李婷

摘 要：（中）摘要利用年齡、時(shí)期和隊(duì)列分析方法探索了我國(guó)居民主觀幸福感的變遷及其影響因素?；贑GSS 2003—2013的數(shù)據(jù)分析顯示，雖然受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)，我國(guó)居民的總體幸福感在近十年內(nèi)呈現(xiàn)單調(diào)上升的態(tài)勢(shì)，然而它們?cè)诓煌?duì)列之間卻存在較大的差異。隊(duì)列趨勢(shì)呈現(xiàn)出兩高（20世紀(jì)40和70年代末）和一低（20世紀(jì)60年代初）的狀態(tài)。受戶籍制度影響城鄉(xiāng)間的差異自“50后”的隊(duì)列開始逐漸拉大。性別間的差異受男性和女性在不同隊(duì)列間結(jié)婚率的影響，自1968年隊(duì)列逐漸分化。受過(guò)高等教育群體的幸福感一直高于其他群體，但是這種差別自“80后”的隊(duì)列開始呈縮小的趨勢(shì)。研究顯示宏觀社會(huì)變遷對(duì)個(gè)體幸福感的影響會(huì)與個(gè)體的生命歷程發(fā)生交互作用，從而對(duì)人群產(chǎn)生分化結(jié)果。

關(guān)鍵詞：（中）關(guān)鍵詞主觀幸福感；年齡—時(shí)期—隊(duì)列分析；生命歷程

中圖分類號(hào)：（中）中圖分類號(hào)C91-03 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2018）01-0090-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.01.009

Abstract：（英）摘要Our study utilized a newly developed ageperiodcohort method to explore the pure effects of Chinese residents subjective wellbeing along the period and cohort dimension as well as their determinants based on the data from CGSS 2003—2013. It is found that while the monotonic increase of Chinas subjective wellbeing in recent years is consistent with previous literature， the cohort pattern is more significant and meaningful. The basic cohort trend exhibits two peaks （1940s and late 1970s） and one trough （1960s）. Further stratification analyses reveal that the urbanrural difference in subjective wellbeing expands since the cohort of the post 50s. The marriage rate can well explain the patterns of the two genders subjective wellbeing which diverge after the cohort 1968. Finally， although the population who completed higher education yield a consistent higher subjective wellbeing score， such gradient is significantly cut since the post 80s. Our findings suggest that the macro history events and social changes can play a significant role on individuals subjective wellbeing， and such influence can interact with individuals life course to further differentiate the population.

一、 引言

居民的主觀幸福感一直以來(lái)不僅是社會(huì)輿論關(guān)注的重要話題，也是社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域研究的熱點(diǎn)問(wèn)題。作為一個(gè)全面性指標(biāo)，主觀幸福感反映了一個(gè)社會(huì)的綜合發(fā)展水平，而幸福感的變化趨勢(shì)在一定程度上體現(xiàn)出社會(huì)的發(fā)展進(jìn)程。自中華人民共和國(guó)成立以來(lái)，在短短的60多年間，我國(guó)經(jīng)歷了重大的歷史變遷與社會(huì)轉(zhuǎn)型。在這樣一個(gè)背景下，我國(guó)居民主觀幸福感的變化趨勢(shì)作為這些復(fù)雜變化的一個(gè)載體，在一定程度上提供了一個(gè)視角來(lái)研究這些轉(zhuǎn)變以及它們是如何影響到個(gè)體居民生活的。因此，這個(gè)領(lǐng)域一直是眾多學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)[1-3]。

受伊斯特林（Easterlin）提出的“幸福悖論”的影響[4]，相關(guān)研究特別關(guān)注特定經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，主觀幸福感的時(shí)期變化趨勢(shì)。伊斯特林本身關(guān)于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)并不一定會(huì)帶來(lái)國(guó)民整體幸福感上升的論斷充滿爭(zhēng)議，我國(guó)居民主觀幸福感的研究，特別是其在社會(huì)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展時(shí)期的變化趨勢(shì)也充滿不確定性，因而一樣充滿爭(zhēng)議。利用不同的數(shù)據(jù)，研究者給出了截然不同的結(jié)果，包括持續(xù)上升、持續(xù)下降、保持不變和先降后升等趨勢(shì)[1-3， 5-6]。這些時(shí)期趨勢(shì)的差異可能緣于所涵蓋的歷史階段略有不同以及樣本選取上的差異等[3]。但是這些研究都忽略了一個(gè)重要因素，即年齡、隊(duì)列和時(shí)期的交互作用可能會(huì)影響觀察到的趨勢(shì)。此外，這類研究過(guò)分聚焦于時(shí)期趨勢(shì)，而忽視主觀幸福感在其他時(shí)間維度上特別是隊(duì)列上的變化趨勢(shì)。在社會(huì)越來(lái)越關(guān)注平等的今天，代際間的不同經(jīng)歷以及它們?cè)谒茉煨腋８猩系淖饔靡彩艿搅舜蟊姷臒崆嘘P(guān)注。

在趨勢(shì)研究中雖然我們可以主要關(guān)注一種時(shí)間維度，例如，幸福感隨時(shí)期的變化，但是在實(shí)際研究中會(huì)不可避免地同時(shí)涉及年齡、時(shí)期和隊(duì)列三種維度。當(dāng)忽略年齡和隊(duì)列而討論時(shí)期變化時(shí)，其潛在的假設(shè)是，對(duì)于每一個(gè)觀測(cè)時(shí)期，年齡和隊(duì)列的構(gòu)成基本相似或者不同的年齡和隊(duì)列不會(huì)對(duì)觀測(cè)的因變量產(chǎn)生分化影響[7]。而在現(xiàn)實(shí)情況中，這樣的假設(shè)常常不成立，那么我們觀察到的主觀幸福感隨時(shí)期的變化可能還混入了因?yàn)殛?duì)列構(gòu)成不同所產(chǎn)生的隊(duì)列效應(yīng)。因此，要真正了解主觀幸福感在時(shí)期維度上的變化，需要分離出其中可能的隊(duì)列和年齡效應(yīng)，也就是進(jìn)行所謂的年齡、時(shí)期和隊(duì)列（APC）分析。endprint

當(dāng)然進(jìn)行APC分析的目的不僅僅限于對(duì)趨勢(shì)的獲取上。獲得真實(shí)的年齡、時(shí)期和隊(duì)列效應(yīng)對(duì)理解趨勢(shì)的形成機(jī)制及其影響因素具有重要的意義。年齡效應(yīng)通常指代與生理年齡改變相關(guān)的生理、心理及社會(huì)地位轉(zhuǎn)變所引起的變化。在本文中，年齡效應(yīng)反映了由年齡主導(dǎo)的身體機(jī)能的改變以及社會(huì)角色的轉(zhuǎn)換等內(nèi)在力量對(duì)個(gè)人生活滿意度的影響。時(shí)期效應(yīng)代表著與時(shí)期變化相聯(lián)系的改變，它們通常是由外部環(huán)境因素在某個(gè)時(shí)期的瞬時(shí)作用所引起的，包括特殊歷史事件、社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改變以及新技術(shù)的突破等。時(shí)期效應(yīng)最顯著的特征是它的影響力會(huì)一致地波及同一個(gè)時(shí)期所有年齡段的人群。眾多研究所關(guān)心的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的影響通常以時(shí)期效應(yīng)的方式直接作用在個(gè)體的幸福感上。隊(duì)列效應(yīng)，則體現(xiàn)在它的影響集中在對(duì)同一時(shí)間出生的群體上。這些個(gè)體共同經(jīng)歷的一些歷史事件或者社會(huì)變遷，逐漸在他們身上產(chǎn)生相同的烙印，以外力（例如社會(huì)重大事件）與內(nèi)力（例如個(gè)體發(fā)展過(guò)程）交互作用的方式通過(guò)緩慢積累或者延遲發(fā)生來(lái)對(duì)個(gè)體幸福感產(chǎn)生影響。

可以看出，幸福感在不同時(shí)間維度上的趨勢(shì)有其獨(dú)特意義。過(guò)分聚焦時(shí)期維度，會(huì)在一定程度上忽略驅(qū)動(dòng)幸福感變化的一些重要機(jī)制以及對(duì)整體趨勢(shì)的解讀。特別的，在對(duì)我國(guó)居民主觀幸福感趨勢(shì)的研究中引入隊(duì)列維度具有重要意義。因?yàn)獒槍?duì)我國(guó)居民主觀幸福感的調(diào)查所涵蓋的時(shí)期都相對(duì)較短（大部分在20世紀(jì)90年代以后），而通過(guò)對(duì)隊(duì)列的劃分，可以利用同樣的數(shù)據(jù)獲得幸福感在更長(zhǎng)時(shí)間范圍內(nèi)的變化趨勢(shì)，因而可以在更大時(shí)間尺度上關(guān)注宏觀因素的歷史作用。但正如上面所討論的，宏觀因素在時(shí)期和隊(duì)列上的作用機(jī)制是有差異的。如果說(shuō)時(shí)期趨勢(shì)體現(xiàn)了外部因素的瞬時(shí)效應(yīng)，那么隊(duì)列趨勢(shì)則反映了外部因素與個(gè)體內(nèi)在發(fā)展的交互作用，即外部的歷史因素作用于不同生命階段的個(gè)體，從而對(duì)人群產(chǎn)生了分化。因此，我們需要用生命歷程的視角來(lái)解釋這些宏觀因素在隊(duì)列中的效用。

要同時(shí)估計(jì)年齡、時(shí)期和隊(duì)列的趨勢(shì)效應(yīng)，并且破除它們之間的相互干擾因素，需要進(jìn)行APC分析。但在實(shí)際應(yīng)用中要執(zhí)行有效的APC模型非常困難，其主要原因是APC這三個(gè)維度間的完全共線性，即只要知道三個(gè)因素中的任意兩個(gè)，第三個(gè)因素將會(huì)被唯一決定。因此，普通線性分析無(wú)法得出三者的唯一解。這就是APC分析中著名的“不確定性問(wèn)題（identification problem）”。近些年來(lái)，APC分析有了一些新發(fā)展，其中最具代表性的是楊揚(yáng)（Yang）和蘭德（Land）提出的以分層隨機(jī)效應(yīng)模型方法來(lái)解決共線性問(wèn)題[8]。這種方法不僅開啟了APC分析的新思路，也可以更直接方便地用來(lái)分析以問(wèn)卷調(diào)查為基礎(chǔ)的微觀數(shù)據(jù)。楊揚(yáng)利用該模型分析了美國(guó)居民主觀幸福感的時(shí)期和隊(duì)列趨勢(shì)，并驗(yàn)證了作為隊(duì)列因素的“嬰兒潮（baby boom）”對(duì)主觀幸福感的負(fù)面影響[9]。本文將把這種APC方法運(yùn)用到調(diào)查規(guī)模較大且期數(shù)較多的中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）上來(lái)分析我國(guó)居民主觀幸福感在多個(gè)維度上的趨勢(shì)及其影響因素，將重點(diǎn)關(guān)注幸福感的隊(duì)列差異，并由此初步探討近幾十年來(lái)的社會(huì)發(fā)展與轉(zhuǎn)型的宏觀過(guò)程是如何塑造這些差異的。同時(shí)，我們也將進(jìn)一步分析這些趨勢(shì)是否在重要的社會(huì)分層因素上（例如，戶口、性別和教育程度）產(chǎn)生分化和其中所蘊(yùn)含的機(jī)制。

二、 數(shù)據(jù)與方法

1.數(shù)據(jù)

本研究所用數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查（CGSS）的2003、2005、2006、2008、2010和2013年總共6次抽樣調(diào)查，對(duì)應(yīng)6個(gè)觀測(cè)時(shí)期。有效樣本為41462個(gè)（變量無(wú)缺失），覆蓋年齡段從18歲到98歲，對(duì)應(yīng)的出生隊(duì)列年份為1910年到1995年。

2.變量

研究中最關(guān)鍵的因變量是基于CGSS問(wèn)卷中對(duì)居民生活幸福感的問(wèn)題。調(diào)查年份相關(guān)問(wèn)題的設(shè)置雖略有差異，但是前述研究已經(jīng)證實(shí)了這些問(wèn)題的可比性和兼容性[3]。由此構(gòu)建出關(guān)于主觀幸福感的變量，共有1—5個(gè)取值，分別對(duì)應(yīng)于“非常不幸?！?、“比較不幸福”、“說(shuō)不上幸福不幸?！?、“比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！?。該變量是序次變量，但是在后面的模型中， Logistic模型和線性模型的結(jié)果比較類似。為了結(jié)果展示和解釋的直觀性，把它處理成連續(xù)變量。

文中所關(guān)心的時(shí)間維度變量為年齡（18—98歲）、觀測(cè)時(shí)期（2003、2005、2006、2008、2010和2013年）以及出生隊(duì)列。由于分析方法的需要，我們把出生隊(duì)列進(jìn)行分組。除去出生早于1920年以及晚于1992年的個(gè)體分別單獨(dú)為一個(gè)隊(duì)列以外，臨近的三個(gè)出生年份被歸為一個(gè)隊(duì)列組，一共獲得25個(gè)隊(duì)列組。其他的分組方法（兩年一組和五年一組）也經(jīng)過(guò)了測(cè)試，結(jié)果差異不大，其中三年為一組的方式在信息的豐富性和模型的經(jīng)濟(jì)性方面達(dá)成了較好的平衡。另外選取三年為一組也是從文化上考慮，依據(jù)的是傳統(tǒng)上認(rèn)為的“三年一代溝”。

其他自變量的選擇依據(jù)已有研究[3]和6期調(diào)查數(shù)據(jù)的連續(xù)可及性可分為基本人口特征變量（性別、民族、戶口類型）、社會(huì)資本和關(guān)系變量（政治身份、工作情況、婚姻狀況），以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量（受教育程度、個(gè)人年收入、主觀社會(huì)地位、與以前比較地位變化）。所有相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果參見(jiàn)表1。除此之外，我們還添加了一個(gè)時(shí)期層面的變量（人均GDP在對(duì)應(yīng)時(shí)期年份的增量）用以檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度是不是我國(guó)居民主觀幸福感在近十年以來(lái)持續(xù)上升的推動(dòng)力量。對(duì)控制變量的操作化相對(duì)簡(jiǎn)單，例如，僅考慮是否在職和是否在一段婚姻關(guān)系中，而沒(méi)有細(xì)分職業(yè)和婚姻狀態(tài)。這是為了更聚焦到趨勢(shì)和主要變量的討論中。也嘗試加入更細(xì)化的測(cè)量，結(jié)果對(duì)趨勢(shì)完全沒(méi)有影響。

3.方法

APC分析因其三者天然的共線性而無(wú)法獲得有效分解。近年來(lái)，一個(gè)比較突出的解決方法是楊揚(yáng)和蘭德提出的分層APC交叉分類隨機(jī)效應(yīng)模型（Hierarchical APCCrossClassified Random Effects Models， HAPCCCREM）[8]。此模型假設(shè)APC三元素中，年齡為固定效應(yīng)，時(shí)期和隊(duì)列為隨機(jī)效應(yīng)。這種構(gòu)成打破了三者的簡(jiǎn)單線性關(guān)系，使得APC互相間的線性約束不再成為問(wèn)題。具體來(lái)說(shuō)，分層隨機(jī)模型使得三元素不再處于同一個(gè)層面，而是產(chǎn)生了嵌套關(guān)系。這樣高階層面的時(shí)間維度在某種意義上變成了環(huán)境變量，它對(duì)個(gè)體層面的影響體現(xiàn)在對(duì)回歸系數(shù)和截距的影響上。另一個(gè)突出的優(yōu)點(diǎn)是，該方法可以直接用在微觀調(diào)查數(shù)據(jù)上，從而大大拓寬了APC方法的使用范圍。endprint

具體來(lái)說(shuō)，這個(gè)方法利用重復(fù)測(cè)量的橫截面數(shù)據(jù)，首先，把隊(duì)列組合成一系列隊(duì)列組（在此研究中三年分為一個(gè)隊(duì)列組），每個(gè)隊(duì)列組的長(zhǎng)度應(yīng)該是兩年或者兩年以上。如果是單年隊(duì)列同時(shí)對(duì)應(yīng)單年時(shí)期，那么在每一個(gè)隊(duì)列x時(shí)期的小格子里都只有一個(gè)年齡組，無(wú)法完成分層效應(yīng)的估計(jì)。當(dāng)把幾個(gè)隊(duì)列合并成一個(gè)隊(duì)列組時(shí)，所暗含的假設(shè)是這些組內(nèi)的隊(duì)列效應(yīng)相同或者非常相似。其次，把數(shù)據(jù)排列成隊(duì)列組x時(shí)期的形式。我們一共有25個(gè)隊(duì)列組和6個(gè)時(shí)期形成25×6的數(shù)據(jù)矩陣。每一個(gè)個(gè)體測(cè)量數(shù)據(jù)會(huì)根據(jù)自己所屬的隊(duì)列組與時(shí)期被納入對(duì)應(yīng)的小格子里，形成嵌入式的分層數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)。

依據(jù)以上說(shuō)明，HAPCCCREM方法的數(shù)學(xué)表達(dá)式如下。

三、 分析結(jié)果

1.APC基本趨勢(shì)

基于分層模型的APC基本趨勢(shì)（公式（3））對(duì)應(yīng)于表2中的模型1—3。模型1主要控制了代表人口特征的基本變量，模型2則加入了所有個(gè)體層面的控制變量，模型3在模型2的基礎(chǔ)上添加了時(shí)期層面的變量，即人均GDP的增量。需要說(shuō)明的是，在時(shí)期層面可能影響幸福感的因素遠(yuǎn)不止人均GDP增量，本研究中為了驗(yàn)證前述研究關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)我國(guó)近十幾年來(lái)居民主觀幸福感的提升作用，同時(shí)也為了后續(xù)部分集中對(duì)隊(duì)列趨勢(shì)的討論，只考慮人均GDP增量這一個(gè)時(shí)期層面變量。

作為固定效應(yīng)的年齡變量在模型1—3中的趨勢(shì)比較穩(wěn)定，均成“U”型，表示隨年齡增長(zhǎng)主觀幸福感先下降再上升，在40到50歲之間達(dá)到最低值，與前面關(guān)于中國(guó)幸福感研究結(jié)果類似[2，10]。

關(guān)于時(shí)期和隊(duì)列的趨勢(shì)，我們需要首先通過(guò)隨機(jī)效應(yīng)方差的估計(jì)結(jié)果來(lái)判斷其顯著性。在基本模型1中，時(shí)期效應(yīng)呈邊際顯著趨勢(shì)（p=0.057）。在模型2中加入的其他個(gè)體層面的控制變量也并沒(méi)有對(duì)該趨勢(shì)產(chǎn)生顯著影響。如圖1（a）所示，在模型1中，時(shí)期效應(yīng)隨年份的推進(jìn)呈單調(diào)上升趨勢(shì)，表示居民的主觀幸福感在近十年不斷提高。在模型3中，我們考慮加入時(shí)期層面的變量，即每個(gè)時(shí)期年份所對(duì)應(yīng)的人均GDP增量，用以檢驗(yàn)主觀幸福感在時(shí)期維度上的增長(zhǎng)機(jī)制。模型3時(shí)期效應(yīng)方差的顯著性已大大降低（p=0.090），如圖1（b）所示，此時(shí)時(shí)期效應(yīng)的趨勢(shì)線已經(jīng)接近平直。這在一定程度上證實(shí)了GDP的增長(zhǎng)速度是主觀幸福感隨時(shí)期提升的主要?jiǎng)恿?。關(guān)于時(shí)期趨勢(shì)的結(jié)果也并不出人意料，與前面研究結(jié)論類似，經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為外生力量起到了主要推動(dòng)作用。本研究用更加嚴(yán)格的模型在控制了年齡和隊(duì)列效應(yīng)的基礎(chǔ)上再次證實(shí)了這一結(jié)論。

比起備受關(guān)注的時(shí)期趨勢(shì)，我國(guó)居民主觀幸福感在隊(duì)列維度上的變化更顯著（p=0.022），且其顯著性并不受其他控制變量和人均GDP增量的影響。如圖2（a）所示，在只控制了基本人口學(xué)變量的模型1中，隊(duì)列趨勢(shì)出現(xiàn)了兩個(gè)高峰。一個(gè)是以20世紀(jì)30年代至40年代中期為代表的出生隊(duì)列（雖略有起伏），另一個(gè)是以70年代中后期為代表的出生隊(duì)列。兩個(gè)峰值之間，形成一個(gè)低谷。主觀幸福感自1947—1949年隊(duì)列開始持續(xù)下降，到1959—1961年隊(duì)列到達(dá)最低點(diǎn)，此后開始反彈。

在模型3中加入所有控制變量以及人均GDP增量之后，隊(duì)列效應(yīng)并沒(méi)有消失（p=0.020），但是形狀趨勢(shì)有所改變。如圖2（b）所示，在控制了個(gè)體層面人口學(xué)特征、社會(huì)關(guān)系以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等主要因素后，整個(gè)20世紀(jì)

30—50年代出生隊(duì)列的主觀幸福感都處在高峰，但此后逐漸下降直至90年代后開始反彈。顯著的隊(duì)列趨勢(shì)說(shuō)明仍舊有模型沒(méi)有控制的因素在主導(dǎo)隊(duì)列趨勢(shì)的變化。將在下面的分層趨勢(shì)分析中做進(jìn)一步探討。

2.城鄉(xiāng)的隊(duì)列趨勢(shì)差異

除了對(duì)絕對(duì)趨勢(shì)的關(guān)注，本文也非常關(guān)注主觀幸福感在不同人群中趨勢(shì)走向的差異。基于我國(guó)國(guó)情，城鄉(xiāng)的分層趨勢(shì)又是其中最重要的考量。在前面的方法部分也做過(guò)說(shuō)明，可以考慮分層變量的時(shí)期或者隊(duì)列效應(yīng)，即對(duì)此變量的斜率引入相應(yīng)的隨機(jī)效應(yīng)。同樣可以根據(jù)對(duì)應(yīng)隨機(jī)效應(yīng)方差的顯著性來(lái)判斷該分層變量的類別之間是否在時(shí)期或者隊(duì)列趨勢(shì)上存在差異。

同時(shí)在基本模型中加入了對(duì)戶口斜率的時(shí)期和隊(duì)列的隨機(jī)效應(yīng)，但是只有戶口的隊(duì)列效應(yīng)顯著（p=0.018），表示城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感在隊(duì)列趨勢(shì)上有顯著差異，而在時(shí)期趨勢(shì)上沒(méi)有區(qū)別。因此，在表2的模型4—6中我們僅保留戶口的隊(duì)列效應(yīng)。圖3（a）展示了在僅控制人口特征變量后，城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感在隊(duì)列間的差異。雖然城鎮(zhèn)居民的幸福感持續(xù)高于農(nóng)村居民，但是這個(gè)差異在隊(duì)列間有先縮小后拉大的趨勢(shì)。差異最小的出生隊(duì)列是“50后”。

當(dāng)在模型5中進(jìn)一步控制了個(gè)體的經(jīng)濟(jì)地位變量后（收入對(duì)數(shù)、主觀社會(huì)地位、與以前比較地位變化），隊(duì)列的截距效應(yīng)變得不顯著了（p=0.115），在這個(gè)模型中代表城鎮(zhèn)居民的隊(duì)列趨勢(shì)不再顯著。這說(shuō)明了城鎮(zhèn)居民的主觀幸福感在隊(duì)列中的差異主要由個(gè)體的經(jīng)濟(jì)地位狀態(tài)所決定。但是城鄉(xiāng)居民在隊(duì)列間的差異仍然（在p<0.1的意義下）邊際顯著，甚至在控制了所有變量的模型6中，該差異又變得顯著（p=0.014）。由此證明，雖然個(gè)體的經(jīng)濟(jì)地位能解釋一部分城鄉(xiāng)間幸福感的差異，但是還有本文未能控制的因素在主導(dǎo)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民幸福感的隊(duì)列差異。由圖3（b） 可看出，在模型6中，“40后”和“50后”的城鄉(xiāng)居民在主觀幸福上基本沒(méi)有差別，但是自此以后城鄉(xiāng)開始分化，差距逐漸拉大直至整個(gè)“80后”。雖然“90后”出現(xiàn)了反彈，但是因?yàn)椤?0后”尚未完全進(jìn)入社會(huì)，其影響機(jī)制可能與其他隊(duì)列存在差別。這樣的一種分化可能是由20世紀(jì)50年代所確立的戶籍制度造成了城鄉(xiāng)居民在戶口性質(zhì)及其所綁定的福利上的巨大累積差異所決定的。同時(shí)，可以發(fā)現(xiàn)模型3（圖2（b））中隊(duì)列的總趨勢(shì)實(shí)際上是由農(nóng)村居民的隊(duì)列變化所驅(qū)動(dòng)的。也就是說(shuō)，在控制了個(gè)體層面變量后，總?cè)巳旱年?duì)列趨勢(shì)自“50后”開始很可能受到了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的影響。

3.性別的隊(duì)列趨勢(shì)差異

微觀因素的研究已經(jīng)顯示，在中國(guó)女性通常比男性有更高的主觀幸福感[10]，但本研究更感興趣的是男性和女性的主觀幸福感是否在時(shí)期或者隊(duì)列趨勢(shì)上存在差異。在模型中同時(shí)加入性別的隊(duì)列和時(shí)期隨機(jī)效應(yīng)，同樣只有隊(duì)列效應(yīng)顯著。因此，在表2的模型7—9中我們只保留性別的隊(duì)列效應(yīng)。endprint

表2的模型7顯示了在基本控制模型中，男性和女性主觀幸福感在隊(duì)列上的變化趨勢(shì)存在顯著差異（p=0.035）。借助圖4（a）可以發(fā)現(xiàn)男性和女性主觀幸福感在較早的出生隊(duì)列中沒(méi)有明顯差異，但是自1968年以后的出生隊(duì)列開始產(chǎn)生較大分化，女性和男性之間的差異開始拉大。

進(jìn)一步在模型中加入控制變量，可以發(fā)現(xiàn)婚姻狀況（1=已婚，0=其他）這一個(gè)變量就可以很好地解釋性別間的隊(duì)列差異。如表2的模型8所示，性別的隊(duì)列效應(yīng)方差已經(jīng)不再顯著（p=0.148），而婚姻狀況顯著影響居民主觀幸福感，在婚姻中的個(gè)體會(huì)比非婚姻狀態(tài)的個(gè)體更幸福（p<0.001）。

在圖4（b）中，通過(guò)分隊(duì)列畫出“在婚率”（處在結(jié)婚狀態(tài)中的比例）來(lái)探索婚姻狀態(tài)對(duì)主觀幸福感的影響。在較老的隊(duì)列中（“60后”以前），女性在婚率明顯低于男性，這是因?yàn)榕詥逝急壤^高。但是喪偶對(duì)女性主觀幸福感的影響并不明顯，因而在較老的隊(duì)列中男性與女性幸福感的差異也不明顯。已有文獻(xiàn)表明老年女性似乎在面對(duì)失去她們最親密的人（如配偶）時(shí)會(huì)比男性有著更強(qiáng)的心理承受力，因?yàn)閷?duì)老年女性來(lái)說(shuō)喪偶是一件概率更大的事。當(dāng)一種社會(huì)損失可以被預(yù)計(jì)時(shí)，會(huì)幫助女性減輕因驟然發(fā)生而產(chǎn)生的悲痛和壓力，從而減少對(duì)她們幸福感的影響[11]。值得關(guān)注的是，在婚率在先收斂之后，自1968年后出生的隊(duì)列開始再度分化，女性的在婚率在此后的隊(duì)列中持續(xù)高于男性。這部分可分為兩個(gè)階段來(lái)解釋，從1968年到1970年代后期的隊(duì)列中，男性較低的在婚率很有可能是生育率快速下降導(dǎo)致的婚姻擠壓現(xiàn)象造成的。郭志剛、鄧國(guó)勝通過(guò)人口年齡構(gòu)成論證了1969—1981年出生的男性會(huì)受到極為嚴(yán)重的婚姻擠壓[12]。這里的隊(duì)列分化趨勢(shì)基本吻合他們的分析。而此后隊(duì)列的性別差異，很大程度上是因?yàn)榕员饶行愿邕M(jìn)入婚姻狀態(tài)所引起的?？傊谀Ｐ?中持續(xù)分化的男性與女性主觀幸福感很大程度上是由于在對(duì)應(yīng)隊(duì)列中男性和女性在婚率的差異造成的。

4.不同教育群體的隊(duì)列趨勢(shì)差異

教育對(duì)個(gè)體主觀幸福感的作用不言而喻，受過(guò)良好教育的個(gè)體會(huì)擁有更高的幸福感。本文特別關(guān)注高等教育所帶來(lái)的幸福感上的優(yōu)越性是否會(huì)隨著時(shí)期或者隊(duì)列的推移而發(fā)生改變。在表2的模型10—12中，在個(gè)體層面加入一個(gè)教育程度的變量，即是否受過(guò)高等教育（1=是，0=否），并同時(shí)考慮此變量的時(shí)期和隊(duì)列的隨機(jī)效應(yīng)。同樣，該教育指示變量?jī)H隊(duì)列效應(yīng)顯著，說(shuō)明受過(guò)與沒(méi)有受過(guò)高等教育的人群主觀幸福感在時(shí)期走勢(shì)上沒(méi)有區(qū)別，但在隊(duì)列趨勢(shì)上差異顯著。

根據(jù)圖5所示，在只控制了基本變量的模型10中，受過(guò)高等教育的人群不出意料地表現(xiàn)出了較高的主觀幸福感。可是這種差異自“80后”的出生隊(duì)列開始有了明顯的消減?？梢园l(fā)現(xiàn)，大部分在1980—1982年出生的隊(duì)列人群當(dāng)他們中學(xué)畢業(yè)時(shí)，正好趕上了1999年開始的高校擴(kuò)招。當(dāng)我們?cè)谀Ｐ?1中加入了“收入對(duì)數(shù)”、“主觀社會(huì)地位”、 “與以前比較地位變化”這一組表示個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的控制變量后，高等教育指示變量的隊(duì)列隨機(jī)效應(yīng)的顯著性有所下降（p=0.063）。在控制了所有協(xié)變量的模型12中，此隊(duì)列效應(yīng)的顯著性完全消失（p=0.410）。這說(shuō)明了在受過(guò)高等教育的群體中，個(gè)體經(jīng)濟(jì)地位效益的相對(duì)下降是造成這個(gè)群體自“80后”出生隊(duì)列主觀幸福感下降的重要原因。當(dāng)大學(xué)生不再是“天之驕子”，找工作越來(lái)越難并且相對(duì)收入也下降時(shí)[13]，高校擴(kuò)招在一定程度上降低了高等教育的回報(bào)從而導(dǎo)致受過(guò)高等教育的群體的主觀幸福感降低。這樣的結(jié)果也與前面研究關(guān)于教育回報(bào)在高等教育擴(kuò)招前與擴(kuò)招后對(duì)幸福感的不同影響[14-15]相一致。

四、 結(jié)論與討論

本文利用分層APC交叉分類隨機(jī)效應(yīng)模型，對(duì)我國(guó)居民主觀幸福感的年齡、時(shí)期和隊(duì)列趨勢(shì)進(jìn)行分解，并進(jìn)一步討論這些趨勢(shì)的宏觀影響機(jī)制及可能存在的分層差異。文章的主要貢獻(xiàn)首先體現(xiàn)在方法上，采用了較為嚴(yán)格的數(shù)學(xué)模型來(lái)破除年齡、時(shí)期和隊(duì)列效應(yīng)的相互干擾。雖然幸福感的時(shí)期趨勢(shì)與前述研究結(jié)果類似[3]，即在近10年間對(duì)于不同戶籍、性別和受教育程度的群體均呈現(xiàn)單調(diào)上升的趨勢(shì)，但是基于APC模型分析的結(jié)果更為穩(wěn)定與嚴(yán)謹(jǐn)。同時(shí)，我們也利用模型來(lái)驗(yàn)證了以人均GDP增量為代表的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是幸福感在時(shí)期維度上變化的主要外生動(dòng)力。

其次，本文第一次詳盡地探索了我國(guó)居民主觀幸福感在隊(duì)列維度上的變化趨勢(shì)。長(zhǎng)期以來(lái)，學(xué)界對(duì)幸福感在隊(duì)列上的變化趨勢(shì)缺乏認(rèn)知和討論。本文展示的隊(duì)列趨勢(shì)在理論需求和實(shí)際結(jié)果上都很有意義。從理論上講，因?yàn)楝F(xiàn)有時(shí)期數(shù)據(jù)觀察長(zhǎng)度的限制，我們僅能探索在有限的時(shí)期內(nèi)居民幸福感的變化及其影響機(jī)制。而從隊(duì)列視角出發(fā)，我們不僅可以觀察到一個(gè)更大時(shí)間跨度內(nèi)的趨勢(shì)變化，更重要的是將這種趨勢(shì)的變化置于該期間內(nèi)的歷史情境中，從而可以一方面探求宏觀因素對(duì)個(gè)體幸福感的塑造機(jī)制，另一方面間接凸顯中華人民共和國(guó)成立以來(lái)的歷史事件與社會(huì)變遷過(guò)程。

本文的實(shí)證結(jié)果證明了相對(duì)于時(shí)期趨勢(shì)，主觀幸福感的隊(duì)列趨勢(shì)更為顯著，呈現(xiàn)出兩個(gè)峰值和一個(gè)低谷的模式。第一個(gè)峰值的出現(xiàn)（20世紀(jì)30—40年代出生的隊(duì)列）很有可能是伴隨著中華人民共和國(guó)的成立，這一批人逐漸擺脫苦難，在青年時(shí)期獲得了穩(wěn)定的受教育、工作以及組建家庭的機(jī)會(huì)。另一個(gè)高峰的出現(xiàn)（70年代出生的隊(duì)列）則可能受益于改革開放，這一隊(duì)列人群成長(zhǎng)于更開放與多元化的社會(huì)，也在步入工作階段趕上了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的騰飛階段。而相對(duì)應(yīng)的，至1947年開始的出生人群逐漸受到“文化大革命”的影響。他們被迫中斷學(xué)業(yè)，也被剝奪了系統(tǒng)受教育的機(jī)會(huì)[16]。其中的一大部分人也因?yàn)椤吧仙较锣l(xiāng)”運(yùn)動(dòng)推遲了他們獲得穩(wěn)定工作、組建家庭等向成年階段轉(zhuǎn)換的標(biāo)志性事件的發(fā)生時(shí)間。已有研究證明了這種經(jīng)歷會(huì)對(duì)個(gè)體整個(gè)職業(yè)軌跡具有長(zhǎng)遠(yuǎn)的負(fù)面影響[17]。 出生于1947年到1963年間的群體，因在“文化大革命”中至少缺失了一年的系統(tǒng)學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)而在一些文獻(xiàn)中被界定為“文化大革命隊(duì)列”[16-17]。圖2（a）的趨勢(shì)則很好反映了這一批人隨著受“文化大革命”影響程度的加深，主觀幸福感在 1959—1961年隊(duì)列到達(dá)最低谷。不僅不同出生隊(duì)列人群的主觀幸福感存在顯著差異，城鄉(xiāng)、不同性別和受教育程度的居民在隊(duì)列趨勢(shì)上也存在明顯的分化。這一系列的結(jié)果，在很大程度上體現(xiàn)了20世紀(jì)以來(lái)的種種歷史事件的影響，包括中華人民共和國(guó)成立、戶籍制度的建立、“文化大革命”、改革開放、人口轉(zhuǎn)變、高等教育擴(kuò)張以及中國(guó)經(jīng)濟(jì)騰飛，等等。endprint

與以往研究主要關(guān)注微觀因素對(duì)個(gè)體幸福感的影響不同，本文立足于宏觀視角，強(qiáng)調(diào)社會(huì)力量在塑造個(gè)體幸福感上的作用。宏觀社會(huì)環(huán)境對(duì)幸福感的影響通過(guò)對(duì)結(jié)構(gòu)性特征的構(gòu)建，作用于微觀因素，從而影響個(gè)體的幸福感。例如，城鄉(xiāng)居民受到二元戶籍制度的長(zhǎng)期禁錮，其幸福感不斷分化。這樣一種結(jié)構(gòu)性的差異，無(wú)法通過(guò)對(duì)農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)地位的提升來(lái)完全彌補(bǔ)，變相削弱了個(gè)體經(jīng)濟(jì)地位對(duì)幸福感的實(shí)際效用。而性別之間的幸福感趨勢(shì)差異，則受到由人口轉(zhuǎn)變、生育政策和經(jīng)濟(jì)發(fā)展所形成的婚姻市場(chǎng)分割的影響，進(jìn)而影響男性進(jìn)入婚姻的機(jī)會(huì)。最后，受過(guò)高等教育群體的幸福感趨勢(shì)的變化，同樣是由于勞動(dòng)力市場(chǎng)從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變以及高校擴(kuò)招客觀上改變了勞動(dòng)力市場(chǎng)的供需結(jié)構(gòu)，加劇了該市場(chǎng)的分割，最終使得教育回報(bào)貶值。

值得說(shuō)明的是，本文雖力求探索社會(huì)發(fā)展與轉(zhuǎn)變的宏觀機(jī)制對(duì)幸福感的分化作用，但在模型實(shí)際操作中缺乏對(duì)歷史事件及其影響的直接測(cè)量，僅將不同隊(duì)列的跨度時(shí)間與宏觀事件的發(fā)生時(shí)間相比對(duì)來(lái)間接體現(xiàn)宏觀環(huán)境的結(jié)構(gòu)性作用，在一定程度上損害了模型的解釋力和結(jié)論的穩(wěn)健性。特別是在解釋隊(duì)列間幸福感差異時(shí)，無(wú)法明確分割同一歷史事件在不同隊(duì)列間影響的差別，或者估計(jì)的僅是系列歷史事件對(duì)隊(duì)列的聯(lián)合影響。因此，在結(jié)果的解釋上應(yīng)更加謹(jǐn)慎，且需要立足于外部的理論工具。

我們嘗試借助生命歷程理論來(lái)構(gòu)建解釋框架。在這樣一種視角下，宏觀因素的作用往往融入隊(duì)列人群的生命歷程中，與個(gè)體的生命軌跡產(chǎn)生交互作用，通過(guò)改變個(gè)體重要事件的發(fā)生時(shí)間或者狀態(tài)，使其延誤于社會(huì)標(biāo)準(zhǔn)時(shí)間的設(shè)定或者使個(gè)體的發(fā)展低于其所處年齡的期望來(lái)對(duì)人群產(chǎn)生分化[18]。在本研究中，我們依據(jù)社會(huì)化理論把青少年向成年的轉(zhuǎn)換階段作為個(gè)體發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期[19]，把歷史事件對(duì)個(gè)體在該階段的影響作為幸福感分化的重要機(jī)制。 出生于20世紀(jì)40年代和70年代的隊(duì)列在此關(guān)鍵時(shí)期分別受益于中華人民共和國(guó)的成立和改革開放帶來(lái)的中國(guó)經(jīng)濟(jì)騰飛。而出生于60年代的隊(duì)列以及“80后”受過(guò)高等教育的群體，在此生命時(shí)點(diǎn)分別受到“文化大革命”以及高校擴(kuò)招的影響，從而可能為他們的主觀幸福感帶來(lái)負(fù)面效應(yīng)。除此之外，在個(gè)體的婚配階段組建家庭的機(jī)會(huì)也會(huì)顯著影響其主觀幸福感。以上提到的教育的完成情況、第一份工作的獲得以及組建家庭的機(jī)會(huì)都隸屬于個(gè)體向成年階段轉(zhuǎn)換的標(biāo)志性事件。大量的文獻(xiàn)已經(jīng)證明，這個(gè)階段的經(jīng)歷將會(huì)對(duì)其整個(gè)生命歷程產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響[19-20]。當(dāng)然這些解釋是建立在較強(qiáng)的理論假設(shè)下的，未來(lái)的研究需要采用更科學(xué)的方法來(lái)量化個(gè)體的生命軌跡和歷史進(jìn)程，從而獲得宏觀機(jī)制更直接和準(zhǔn)確的估計(jì)。

最后，本文聚焦在宏觀社會(huì)變遷對(duì)幸福感的作用這一視角，可提供一些更為直接的干預(yù)路徑，以提升居民整體的幸福感。除以往研究所提倡的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與注重分配公平外，本文強(qiáng)調(diào)對(duì)個(gè)體從青年到成年發(fā)展轉(zhuǎn)換時(shí)期的重點(diǎn)關(guān)注。從政策上提升青年的就業(yè)機(jī)會(huì)，合理調(diào)整人口政策，致力于緩解“光棍問(wèn)題”。這些措施將會(huì)對(duì)個(gè)體主觀幸福感產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)影響。此外，我國(guó)農(nóng)村居民的幸福感還有極大的提升空間。這不僅在于個(gè)體收入的增加，還在于完善農(nóng)村居民的社會(huì)和醫(yī)療保障制度，破除與戶籍制度綁定的福利分配壁壘，消除身份歧視，真正增強(qiáng)農(nóng)村居民的安定與保障感。

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