中國居民幸福感的時(shí)代變化
——基于世代再分析

劉洋洋，王俊秀

(1.中國社會(huì)科學(xué)院大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，北京102488；2.中國社會(huì)科學(xué)院 社會(huì)學(xué)研究所，北京100732)

幸福感是對(duì)社會(huì)福利最終結(jié)果的測量[1]，改革開放四十余年，中國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，隨著人們生活質(zhì)量的改善，我國居民的幸福感提升了嗎？本文利用CGSS2005、2010和2015年全國調(diào)查數(shù)據(jù)，從人口更替的視角重新審視十年間人們幸福感的變化情況。

一、文獻(xiàn)回顧與問題提出

(一)文獻(xiàn)回顧

主觀幸福感既反映人們的物質(zhì)生活水平，也體現(xiàn)人們的精神滿足感，是衡量人們生活質(zhì)量的重要綜合性心理指標(biāo), 包括生活滿意程度、積極情緒體驗(yàn)與消極情緒體驗(yàn)等因素, 具有主觀性、整體性和穩(wěn)定性的特點(diǎn)[2]，是能夠全面衡量個(gè)人的生活滿意度及其福利水平的綜合指標(biāo)。關(guān)于幸福感變遷的研究，有較大影響力的是美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家伊斯特林提出的論點(diǎn)。伊斯特林對(duì)美國居民進(jìn)行實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)幸福感并不會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)的增長而增長，即使人均收入呈增長趨勢，但一個(gè)社會(huì)的平均幸福水平是恒定不變的，這就是著名的“伊斯特林悖論”[3]，大量研究證實(shí)了這一論點(diǎn)[4-6]，也受到了諸多挑戰(zhàn)[7]。自20世紀(jì)50年代以來，很多國家民眾的幸福感一直在上升[8]，一些國家的相關(guān)數(shù)據(jù)也顯示，收入和幸福感之間存在穩(wěn)健的正向關(guān)系[9-10]。

一些學(xué)者認(rèn)為“伊斯特林悖論”在中國同樣存在。有研究認(rèn)為改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)的快速增長并不意味著國民幸福水平同步提高[11]；有研究認(rèn)為與絕對(duì)收入相比，相對(duì)收入對(duì)幸福感的影響更大，引入相對(duì)效用理論可以更好地解釋“伊斯特林悖論”[12]；有學(xué)者認(rèn)為高收入并不會(huì)帶來更大的幸福感，因?yàn)槲镔|(zhì)欲望會(huì)隨著收入的增加而增加[13]；伊斯特林研究發(fā)現(xiàn)，近二十年中國的人均產(chǎn)出顯著增長，但幸福感卻呈現(xiàn)U型曲線變化，1990—2005年間趨于下降，2005年以后緩慢回升。還有學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展使得人們的收入差距增大，部分低收入人群的幸福感下降了，所以經(jīng)濟(jì)增長并不意味幸福感提升[14]；邢占軍分析了山東省居民2002—2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)人們的幸福感并沒有隨人均GDP和居民收入增加而相應(yīng)增長[15]；朱建芳、楊曉蘭利用世界價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，中國人1999—2001年間的幸福感平均值有所下降，因?yàn)殡m然中國經(jīng)濟(jì)水平不斷提升，但是各種差距同樣在急劇增大[16]；還有學(xué)者認(rèn)為失業(yè)率的增加和社會(huì)保障體系的弱化，會(huì)導(dǎo)致居民生活滿意度下降[17]。

但也有學(xué)者認(rèn)為中國居民的幸福感在逐步提高，并不存在明顯的“伊斯特林悖論”。劉軍強(qiáng)等認(rèn)為在控制性別、年齡、城鄉(xiāng)、收入、教育、社會(huì)地位等因素后，國民幸福感仍呈上升趨勢[18]；李婷基于CGSS 2003—2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為受經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)，我國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，且人均GDP增長是人們幸福感提升的重要影響因素[19]；零點(diǎn)調(diào)查公司經(jīng)過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，2000—2009年城鄉(xiāng)居民的生活滿意度基本呈上升趨勢，中國公民的幸福感隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和收入增加而上升[20]；世界幸福感數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)也顯示，2001—2012年間中國公民的幸福感有所提升[21-22]。

(二)問題的提出

針對(duì)我國居民幸福感變化的研究結(jié)論不同，而伊斯特林后期也對(duì)其提出的“伊斯特林悖論”進(jìn)行了修正，認(rèn)為短期內(nèi)幸福感可能會(huì)與經(jīng)濟(jì)走勢相關(guān)[23]。通過文獻(xiàn)回顧，我們發(fā)現(xiàn)認(rèn)為幸福感提升與經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有顯著關(guān)系的研究大多基于調(diào)查時(shí)間較短或者局部地區(qū)的樣本，可能存在代表性不強(qiáng)以及觀察時(shí)期過短的缺陷，而利用全國性、時(shí)間跨度較大的重復(fù)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，則發(fā)現(xiàn)中國居民幸福感是波動(dòng)上升的?；谝延形墨I(xiàn)和所使用數(shù)據(jù)，我們提出假設(shè)：

假設(shè)1：中國居民十年來的幸福感呈上升趨勢。

雖然關(guān)于我國居民幸福感變化的研究較多，但是以往研究忽視了人口出生世代更替對(duì)社會(huì)整體主觀情感結(jié)構(gòu)和變遷的影響。世代可以定義為在相同時(shí)間間隔內(nèi)經(jīng)歷相同事件的個(gè)體的集合[24]，而出生世代則是出生在同一時(shí)期的群體，比如我們常說的“80后”“90后”。

卡爾·曼海姆和諾曼·萊德都認(rèn)為，世代在生命的早期發(fā)展出特有的世界觀定義，而這些看法似乎將持續(xù)人們的整個(gè)成年期，年齡較大的人比年輕人更堅(jiān)持自己原來的看法，因此社會(huì)自身的變遷更容易影響年輕人的價(jià)值觀。而且隨著受教育內(nèi)容的變化、同齡人的社會(huì)化以及特殊的歷史經(jīng)驗(yàn)的影響，每一個(gè)出生世代的成員組成及其特征都具有獨(dú)特性，反映了其獨(dú)特的成長和生活環(huán)境，這導(dǎo)致了社會(huì)成員之間的主觀情感及社會(huì)態(tài)度存在差異[25]。

當(dāng)年長的出生世代被年輕世代所取代，世代的“特有的世界觀定義”就會(huì)發(fā)生變化，并引起社會(huì)情感、社會(huì)態(tài)度等發(fā)生結(jié)構(gòu)性變遷。這也解釋了孔德強(qiáng)調(diào)的“我們的社會(huì)過程依賴于人們的死亡”[26]。相關(guān)變化的動(dòng)力來自“人口新陳代謝”的雙過程——持續(xù)的年長世代的逝去和年輕世代的加入[27]。不同出生世代的成員經(jīng)歷的不同社會(huì)環(huán)境使他們擁有不同的主觀情感和社會(huì)價(jià)值觀，形成獨(dú)特的“世代效應(yīng)”。

因此，人們的社會(huì)態(tài)度和價(jià)值觀的變化有可能源于社會(huì)總?cè)丝诔錾来母?。即使某個(gè)特定群體的主觀情感靜止不變，但隨著出生世代的后延，整個(gè)社會(huì)群體的主觀情感仍舊會(huì)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變化。如果世代內(nèi)的相關(guān)變化與總體變化保持一致，那我們就可以推論，社會(huì)變遷源于個(gè)人變化的凈效應(yīng)(時(shí)期效應(yīng))；但是如果出生世代內(nèi)成員的某種主觀情感并沒有隨著時(shí)間而發(fā)生明顯變化，我們就可以推論說，總的變化實(shí)際是由人口更替造成的(世代效應(yīng))。當(dāng)然更常見的情況是時(shí)期效應(yīng)和世代效應(yīng)共同造成了人們社會(huì)態(tài)度和價(jià)值觀的變化。

幸福感常常通過情緒和社會(huì)認(rèn)知來對(duì)個(gè)體進(jìn)行測量[28]。人們的幸福感會(huì)受到人格特質(zhì)的影響，性情論就持有該觀點(diǎn)，強(qiáng)調(diào)人的遺傳、生物因素和人類進(jìn)化過程中先天性情的作用。還有另一種視角是情境論，認(rèn)為個(gè)體的幸福感取決于環(huán)境[29]，該論點(diǎn)已經(jīng)得到了大量的研究論證[30-31]。波爾提出人是關(guān)系性存在的“人際與社會(huì)模型”[32]，認(rèn)為人們的幸福感依存于情境，社會(huì)環(huán)境在某種程度上決定了人們的幸福感。Diener等人也認(rèn)為幸福感需要人格和環(huán)境相結(jié)合才能產(chǎn)生，環(huán)境是塑造人們幸福感的重要因素[33]。不同出生世代的成員所處社會(huì)環(huán)境的不同會(huì)導(dǎo)致他們的幸福感存在差異，這在我國尤為明顯。新中國成立以來，我國發(fā)生了翻天覆地的變化，不同的社會(huì)政策塑造了不同出生世代的“公共生命歷程”[34]。每一代人都經(jīng)歷了獨(dú)有的歷史過程，其面臨的大環(huán)境及政策差異可能導(dǎo)致不同世代幸福感的差異。隨著人口出生世代的逐步后延，整個(gè)社會(huì)群體的幸福感不僅隨著時(shí)間變化，也隨著人口結(jié)構(gòu)的更替發(fā)生改變。因此幸福感與社會(huì)環(huán)境的依存關(guān)系為世代更替效應(yīng)提供了理想的研究視域。我國居民幸福感總體變化趨勢是否受到社會(huì)環(huán)境的影響，有沒有摻雜人口更替效應(yīng)，此方面研究還很少?；谏鲜鱿嚓P(guān)理論，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)2：由于所處歷史過程及社會(huì)環(huán)境的差異性，不同出生世代居民的幸福感及幸福感的變化情況存在差異；

假設(shè)3：幸福感的變化不單純是個(gè)體幸福感的變化所造成的，社會(huì)成員的出生世代更替也是導(dǎo)致幸福感總趨勢變化的原因。

二、數(shù)據(jù)來源與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源與變量

本文利用CGSS2005、2010和2015年三期全國性調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)造跨度為十年的重復(fù)調(diào)查數(shù)據(jù)。本文的因變量是我國居民的幸福感。其中2005年的問卷問題是：“總體而言，您對(duì)自己所過生活的感覺是怎樣的呢？您感覺您的生活是？”2010和2015年的問題是：“總的來說，您認(rèn)為您的生活是否幸福？”，三期調(diào)查數(shù)據(jù)的問題具有一致性。問卷回答為1～5賦分，得分越高，幸福感越高。本文主要目的是分析時(shí)期效應(yīng)(個(gè)體幸福感變化)和人口更替效應(yīng)(世代間的幸福感差異)，因此核心自變量是調(diào)查年份和出生世代。為了保證模型的穩(wěn)定性，本文剔除了樣本量過少的出生世代，最終獲得樣本量31 579個(gè)，包含出生于1930—1997年、年齡在18～85歲的樣本。

需要說明的是，本文沒有包含其他人口或社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量，因?yàn)榕c幸福感相關(guān)的因素在年長世代和年輕世代中是有區(qū)別的，加入這些變量可能會(huì)干擾世代更替作用[35]。比如不同世代的受教育水平差異較大，而這種差異可能就是導(dǎo)致不同世代幸福感差距較大的原因之一，因此在模型中加入受教育程度變量會(huì)改變世代更替的總效應(yīng)值。(1)實(shí)際上在加入性別、戶籍、受教育程度、家庭收入、社會(huì)地位、地區(qū)等因素后，世代系數(shù)有顯著改變。本文關(guān)注的核心是人口更替和時(shí)間發(fā)展對(duì)居民幸福感變化的作用，而無意解釋其背后機(jī)制，因此后續(xù)分析中沒有納入其他影響幸福感的變量。

(二)分析方法

1.代數(shù)分解

將社會(huì)情感發(fā)生變化的原因分解為世代更替和世代內(nèi)改變兩部分，常用的有兩種方法。一種是代數(shù)分解方法，另一種是基于回歸的線性分解方法?？紤]到我國居民幸福感的變化趨勢，用P代表整體幸福感的平均值，Pj代表世代j的平均幸福水平，pij代表世代j中個(gè)體i的幸福感得分。給定重復(fù)截面數(shù)據(jù)的幸福感平均得分，如公式(1):

(1)

公式(1)即計(jì)算重復(fù)數(shù)據(jù)總體均值的標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算方法。fj表示nj/N，即世代j的樣本量占總樣本量的比重。Pj通過fj進(jìn)行加權(quán)，各個(gè)世代的加權(quán)平均值之和就是重復(fù)數(shù)據(jù)總樣本的幸福感平均得分。因此P是Pj和fj的函數(shù)，fj指的是世代更替所造成的變化，而Pj則指的是世代內(nèi)(個(gè)體)的變化。Pj的變化與個(gè)體態(tài)度變化有關(guān)，而fj的變化與世代更替有關(guān)，是分解社會(huì)變遷趨勢的關(guān)鍵，當(dāng)Pj或fj發(fā)生變化或者兩者同時(shí)發(fā)生變化時(shí)，總體幸福感均值P便會(huì)發(fā)生變化。

Kitagawa證實(shí)了可以用代數(shù)分解的方法將總體幸福感變化趨勢分為兩個(gè)部分，一個(gè)反映均值差異，另一個(gè)是組間構(gòu)成[36]。對(duì)應(yīng)到趨勢分析中，組間構(gòu)成代表了世代更替效應(yīng)，而均值差異則反映了世代內(nèi)個(gè)體幸福感的變化。令P1和P2分別代表時(shí)點(diǎn)1和時(shí)點(diǎn)2的幸福感平均得分，那么根據(jù)公式(1)，P從時(shí)點(diǎn)1到時(shí)點(diǎn)2的變化為：

P2-P1=∑jP2jf2j-∑jP1jf1j

(2)

進(jìn)一步將公式(2)進(jìn)行代數(shù)分解，可以變?yōu)椋?/p>

(3)

其中P2j-P1j表示對(duì)世代j在時(shí)點(diǎn)1和時(shí)點(diǎn)2的樣本量加權(quán)平均后的時(shí)期效應(yīng)，即幸福感變遷總趨勢中由個(gè)體幸福感變化引起的部分；f2j-f1j則表示對(duì)世代j在時(shí)點(diǎn)1和時(shí)點(diǎn)2的平均幸福感得分加權(quán)平均后的世代更替效應(yīng)，即幸福感變遷總趨勢中由人口更替所導(dǎo)致的部分。將樣本中所有世代的時(shí)期效應(yīng)和世代效應(yīng)分別進(jìn)行加總，以此獲得幸福感總體變化中世代和時(shí)期各自的效應(yīng)值[37]。

2.線性分解

代數(shù)分解的方法簡單易行，但它得出的分析結(jié)果是一種粗略估計(jì)；其次，由于人口更替可能會(huì)導(dǎo)致一些世代退出或進(jìn)入樣本，代數(shù)分解方法會(huì)錯(cuò)誤地將這些世代的變化全部歸于世代效應(yīng)，容易高估世代更替效應(yīng)[38]。因?yàn)檎{(diào)查年份之間的間隔是定量間隔，F(xiàn)irebaugh提出了另外一種可行的分解方法——基于回歸的線性分解，將調(diào)查年份的出生世代作為變量納入模型，將出生年看成連續(xù)變量，而不需要合并成幾個(gè)世代大類，并用此方法分析了美國種族歧視現(xiàn)象減弱的過程中，個(gè)體態(tài)度改變和世代更替各自起到的作用。

線性分解第一步是利用回歸估計(jì)世代內(nèi)的時(shí)期變化，這里假定世代內(nèi)的斜率是線性和平行/疊加的，所以我們用以下方程來估計(jì)相關(guān)變化:

Yit=b0+b1YEAR+b2COHORT+e

(4)

其中Yit表示在第t次調(diào)查中第i個(gè)受訪者的幸福得分，b1是在控制了世代變量后，不同調(diào)查年份我國居民幸福感的變化(即個(gè)體幸福感的變化)；b2是在控制了調(diào)查年份之后，我國居民幸福感在不同世代間的差異(世代更替作用)。

線性分解的第二步是利用公式(4)中的斜率來估計(jì)不同調(diào)查年份中世代內(nèi)的改變和世代更替對(duì)總體幸福感變遷的貢獻(xiàn)。因?yàn)閎1估計(jì)的是每一調(diào)查年份中世代內(nèi)的改變(時(shí)期效應(yīng))，為了估計(jì)其對(duì)居民幸福感變遷的總體貢獻(xiàn)，我們需要將b1乘以第一次調(diào)查年份到最后一次調(diào)查年份的間隔年數(shù)：

估計(jì)時(shí)期效應(yīng)=b1(YRt-YR1)

(5)

其中YRt是最后一次調(diào)查年份的幸福感均值得分，YR1是第一次調(diào)查年份的幸福感均值得分。同樣為了估計(jì)世代更替的貢獻(xiàn)(世代效應(yīng))，我們把b2乘以從調(diào)查年份1到調(diào)查年份t之間樣本出生年的均值改變：

估計(jì)世代效應(yīng)=b2(Ct-C1)

(6)

其中Ct是最后一年調(diào)查樣本中的平均出生年，C1是第一次調(diào)查樣本中的平均出生年。由于方程中誤差的存在，這兩部分加起來不會(huì)恰好等于總變化，但差別不大。如果差別很大，則“線性-疊加”假設(shè)就有問題，我們只能夠采用代數(shù)分解方法而非線性分解方法。(2)方程(5)和(6)兩部分相加等于總的社會(huì)變遷的證明請(qǐng)參見格倫·菲爾鮑《分析重復(fù)調(diào)查數(shù)據(jù)》。

三、分析結(jié)果

要研究世代更替對(duì)人們幸福感變遷的影響，首先要確保調(diào)查數(shù)據(jù)具有人口更替性質(zhì)，即不同世代的樣本在總樣本中的比例會(huì)因?yàn)槿丝诔錾退劳龅挠绊懚粩嘧兓?，且不同世代之間的幸福感具有差異[39]。表1展示了三期調(diào)查數(shù)據(jù)的出生世代變動(dòng)情況。在間隔十年的調(diào)查數(shù)據(jù)中，除了“40后”群體在三次調(diào)查中的比例沒有顯著變化外，其余出生世代的比例都有明顯變化。其中1930、1950、1960、1970年代出生的人口所占比例顯著下降，而“80后”“90后”的比例則顯著提升，且“90后”所占比重提升了8.71%。CGSS跨度10年的數(shù)據(jù)表現(xiàn)出了明顯的世代更替現(xiàn)象，因此符合分解世代效應(yīng)的數(shù)據(jù)條件。

表1 CGSS2005—2015年調(diào)查數(shù)據(jù)人口出生世代構(gòu)成及變化 %

(一)幸福感總體變化趨勢

圖1展示了十年來我國居民幸福感的平均得分及回歸趨勢線，可見我國居民幸福感一直處于上升趨勢，這與一些使用全國性、跨度較長數(shù)據(jù)的研究結(jié)論相似，同時(shí)初步驗(yàn)證了我們的假設(shè)1。但需要注意的是，我國居民2005—2010年幸福感的增長速度明顯高于2010—2015年，前五年我國居民幸福感提升了0.36分，而后五年僅提升了0.1分，提升速度明顯放緩。

注：實(shí)線表示幸福感均值得分；虛線為擬合回歸線

(二)不同出生世代的幸福感構(gòu)成

那么不同出生世代的幸福感是否存在差異呢？我們首先通過世代表加以分析。世代表中將世代作為行變量，代表了個(gè)體幸福感的真實(shí)變化，而行與行之間的差異則來源于世代差異。表2展示了不同出生世代的幸福感構(gòu)成，可見各個(gè)出生世代不幸福、幸福感一般以及幸福的比例構(gòu)成存在差異，其中1960年代出生的群體選擇不幸福的比例最高，選擇幸福的比例也最低；“80后”“90后”自認(rèn)為幸福的比例明顯高于其他出生世代，且感覺不幸福的比例也最低。

表2 不同出生世代的幸福感構(gòu)成 %

表3展示了不同出生世代幸福感的構(gòu)成變化。首先，所有世代成員感到幸福的比例都有了明顯的增長，但感到不幸福的比例也沒有明顯下降。不僅2005—2010年間所有世代感到不幸福的比例都沒有顯著下降，且1960和1970年代出生的群體感到不幸福的比例分別提升了1.94%和1.95%；在2010—2015年間，僅有1940和1950年代出生的群體感到不幸福的比例有所下降，其余世代的幸福感則沒有顯著變化。從整體上看，2005—2010年間，居民感到不幸福的比例僅下降了0.57個(gè)百分點(diǎn)，且不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，2010—2015年間下降的比例為2.13%。

各出生世代選擇幸福感一般的比例在2005—2010年間迅速下降，感到幸福的比例則大幅度提高，但2010—2015年間選擇幸福感一般的比例下降緩慢，而選擇幸福的比例上升幅度也均低于10個(gè)百分點(diǎn)。

其次，各個(gè)世代各項(xiàng)選擇比例的變化也具有差異性，其中1930、1940和1950年代出生的群體幸福感提升明顯，十年間選擇幸福的比例分別提升了32.98%、39.63%和36.01%，而1980年代出生群體選擇幸福的比例提升24.77%?！?0后”在2010—2015年之間選擇幸福的比例僅提升2.34%，且不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。不同世代幸福感比例結(jié)構(gòu)及其變化存在的差異表明不同出生世代的幸福感比例結(jié)構(gòu)變化，可能造成調(diào)查樣本的總體幸福感發(fā)生變化。

表3 不同出生世代幸福感構(gòu)成變化 %

(三)不同世代幸福感的均值變化

通過世代表的幸福結(jié)構(gòu)分解，可以得知不同世代幸福感的構(gòu)成及變化存在明顯差異。為了進(jìn)一步探索世代間的幸福感差異，我們將幸福感賦分1～5，計(jì)算不同世代的平均幸福感得分。圖2展示了不同出生世代成員幸福感平均得分的變化。從1930年出生的群體開始，隨著出生世代的后延，幸福感一直在緩慢下降， 1960年左右降到了最低值；之后幸福感隨著新的出生世代的加入開始較快提升。我國居民幸福感與出生世代間并不是單調(diào)的線性關(guān)系，而是先單調(diào)線性遞減，后又變成單調(diào)線性遞增。(3)本文亦對(duì)三期數(shù)據(jù)子樣本分別進(jìn)行了分析，均得到與總體數(shù)據(jù)變化趨勢一致的結(jié)論。圖3則進(jìn)一步展示了不同出生世代群體的幸福感變化情況。除了“90后”之外，其余世代群體的幸福感都呈現(xiàn)遞增趨勢，不過“90后”的幸福感均值明顯高于其他群體，“50后”“60后”以及“70后”的幸福感得分明顯低于其他出生世代群體。我們進(jìn)一步對(duì)各出生世代之間的幸福感差異做方差分析，其中 F=61.57，P<0.001，總體上有顯著差異。除了“30后”與“40后”“30后”與“70后”“50后”和“60后”“40后”和“70后”群體之間沒有顯著差異外，其余出生世代的兩兩比較檢驗(yàn)均有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。幸福感世代變化趨勢以及方差分析的結(jié)果同幸福感的世代表所得結(jié)果一致，再一次表明世代更替是影響人們幸福感變化的原因之一。

通過分析世代表和幸福感平均得分，假設(shè)2得到了驗(yàn)證，即不同出生世代之間的幸福感構(gòu)成及變化存在差異。雖然圖1顯示十年來我國居民整體的幸福感一直處于上升趨勢，但要確定幸福感整體的上升趨勢有多大成分是由世代更替所造成的，則必須將相關(guān)變化總趨勢加以分解。

圖2 不同出生年份群體的幸福感

圖3 各出生世代十年間的幸福感變化

(四)幸福感變化趨勢分解

由前文可知，不同世代的幸福感變化并非單調(diào)趨勢，這不符合線性分解的要求(線性和疊加性假設(shè))，因此我們首先使用代數(shù)分解方法，大致分解世代內(nèi)成員幸福感變化和世代更替作用。其次由圖2觀測可知， 1960年之前出生群體的幸福感隨著世代后延而呈現(xiàn)線性下降趨勢，而之后的出生群體則隨著世代后延呈現(xiàn)線性上升趨勢，因此本文將總樣本一分為二，即1960年之前出生的群體作為一個(gè)子樣本，之后出生的群體作為另一個(gè)子樣本，分別進(jìn)行線性分解。

1.代數(shù)分解

我們以10年為時(shí)間間隔標(biāo)準(zhǔn)，將總樣本劃分為1930、1940、1950、1960、1970、1980、1990七個(gè)出生世代，并通過公式(3)進(jìn)行計(jì)算，得到公式(7)：

(7)

公式中j表示七個(gè)世代。通過代數(shù)分解計(jì)算得出，我國居民整體幸福感從2005—2015年間提升了0.36分，其中因個(gè)人幸福感變化提升了0.3分，世代更替導(dǎo)致幸福感提升了0.06分。通過計(jì)算得知世代更替效應(yīng)比重為0.167，即十年來世代更替效應(yīng)為我國居民幸福感上升總趨勢貢獻(xiàn)了16.7%。

但如前文所述，代數(shù)分解的結(jié)果比較粗略，通過代數(shù)分解得出我國居民十年來的幸福感得分提高了0.36分，而通過計(jì)算2005年和2015年樣本的幸福感均值，得出十年來我國居民幸福感上升了0.45分。代數(shù)分解可能高估了世代更替作用，因此仍需要使用線性分解方法進(jìn)行更精確的估計(jì)。

2.線性分解

本文采用線性回歸模型加以分析[40]，并將OPROBIT模型的結(jié)果予以同時(shí)呈現(xiàn)，以驗(yàn)證線性模型的穩(wěn)定性。

表4呈現(xiàn)了基于回歸模型的線性分解趨勢，其中OLS結(jié)果與序次模型結(jié)果保持了一致性。為了利用線性分解方法，我們對(duì)OLS回歸模型結(jié)果做進(jìn)一步分析。首先看總模型，在控制了世代差異后，我國居民幸福感隨著年份的增加而提升，這進(jìn)一步驗(yàn)證了我們的假設(shè)1，即近十年來我國居民幸福感總體上呈上升趨勢；在控制了年份后，隨著世代的后延，幸福感越強(qiáng)。但從不同世代幸福感得分趨勢圖可知，人們幸福感的變化與世代并非單調(diào)關(guān)系，因此總樣本的結(jié)論只是表明世代更替整體上與幸福感為正相關(guān)關(guān)系，但幸福感與世代間仍有細(xì)微的結(jié)構(gòu)關(guān)系。因?yàn)樾腋８须S著世代變化呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，我們?cè)谀Ｐ椭屑尤胧来亩雾?xiàng)，通過模型計(jì)算可知，趨勢拐點(diǎn)出現(xiàn)在1959.46年，這也表明把1960年作為兩個(gè)子樣本劃分界限的適宜性。1960年以前的出生世代中，幸福感與世代呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系，即隨著出生年份的后延，人們的幸福感逐步下降；但1960年以后出生群體的幸福感與世代更替又呈現(xiàn)正向關(guān)系，出生越晚的群體幸福感也越強(qiáng)。總模型以及分樣本模型都證實(shí)了不同出生年份的群體幸福感存在顯著差異。調(diào)查年份的變動(dòng)(個(gè)體幸福感的變化)和出生世代(世代更替效應(yīng))均在幸福感總的變化趨勢中發(fā)揮了作用。但我們?nèi)匀徊磺宄€(gè)體幸福感改變或世代更替效應(yīng)哪一個(gè)更重要。

表4 線性分解趨勢

為了驗(yàn)證這一點(diǎn)，我們利用公式(4)和公式(5)分別計(jì)算個(gè)體改變和世代更替作用，并將結(jié)果呈現(xiàn)在表5中。無論是總樣本還是子樣本，我們利用線性模型所計(jì)算得出的幸福感總體變化與幸福感十年的均值變化得分幾乎相同(均在98%以上)，證明了線性分解在研究我國居民幸福感變化方面的適用性。

表5 居民幸福感變化分解表

具體看，總樣本中世代更替效應(yīng)在人們幸福感上升過程中的貢獻(xiàn)為1.8%(0.008/0.008+0.45)，因此世代更替對(duì)幸福感起到了一定的提升作用。我們知道幸福感與人們出生世代的關(guān)系并非單調(diào)線性關(guān)系，總樣本的分解可能會(huì)掩蓋真實(shí)的世代效應(yīng)。首先看1960年以前出生的群體，其幸福感上升是個(gè)體變化所致，世代更替反而降低了幸福感。而1960年以后的出生世代中，世代更替效應(yīng)在人們幸福感提升中發(fā)揮了重要作用。也就是說出生世代越晚幸福感越高，隨著晚出生世代的樣本量逐漸增加，提高了總樣本的幸福感。

通過代數(shù)分解和線性分解，我們獲得了一致的結(jié)論。居民幸福感十年間的上升趨勢主要源于人們幸福感的真實(shí)提高，但世代更替也起到了一定的作用，不過這種作用并不是連續(xù)的，因?yàn)槭来嫫鋵?shí)降低了1960年代之前出生群體的幸福感，而1960年以后的出生世代，由于后出生世代的幸福感本身就高于前出生世代，因此隨著后出生世代樣本量的增加，幸福感也提高了。這就驗(yàn)證了我們的假設(shè)3，即社會(huì)成員的出生世代更替的確會(huì)導(dǎo)致人們幸福感發(fā)生變化。

(五)城鄉(xiāng)居民幸福感的異質(zhì)性分析

由于我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的社會(huì)慣性，使得在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民在就業(yè)類型、社會(huì)保障以及福利分配等方面都存在諸多差異，這可能使得城鄉(xiāng)居民幸福感及其變動(dòng)趨勢產(chǎn)生分化，因此我們也將樣本分為農(nóng)村和城鎮(zhèn)兩個(gè)子樣本，以驗(yàn)證兩個(gè)群體在幸福感變化方面的差異。由于線性分解比代數(shù)分解結(jié)果更為精確，且更具有穩(wěn)定性，因此我們利用線性分解方法對(duì)城鄉(xiāng)模型予以分析，見表6和表7。

由表6可見，在1960年以前出生的群體中，城鎮(zhèn)居民十年來的幸福感增長速度明顯高于農(nóng)村居民，然而1960年以后出生的群體中，城鎮(zhèn)居民幸福感增速卻低于農(nóng)村居民，但差距非常??；從出生世代角度看，無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村居民，在1960年之前出生的群體中，隨著出生世代的后延，幸福感呈現(xiàn)下降的趨勢，在1960年以后的出生世代中均呈現(xiàn)出生越晚，幸福感越高的趨勢。由表7可見，1960年之前的出生世代中，世代更替效應(yīng)對(duì)農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民幸福感的影響都不顯著；1960年以后的出生世代中，世代更替效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民幸福感提升的貢獻(xiàn)相差不大，這與總樣本的結(jié)論保持了較高的一致性。盡管城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在差異，然而在解釋居民幸福感變化趨勢方面，世代更替效應(yīng)沒有明顯的城鄉(xiāng)差異。

表6 城鄉(xiāng)居民幸福感線性分解趨勢(OLS分析)

表7 城鄉(xiāng)居民幸福感變化分解表

四、總結(jié)與討論

本文通過CGSS2005、2010、2015年三期全國調(diào)查數(shù)據(jù)，從世代更替視角對(duì)十年間我國居民幸福感的變化趨勢進(jìn)行了分析。通過代數(shù)分解和線性分解兩種方法，我們了解到了居民幸福感變化趨勢中個(gè)人改變和世代更替各自起到的作用。得出以下結(jié)論：

通過CGSS數(shù)據(jù)比較發(fā)現(xiàn)，隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，我國居民十年來的幸福感持續(xù)上升，并且個(gè)人幸福感的增強(qiáng)是十年來人們幸福感上升的主要原因，不過世代更替也起到了一定作用。具體來看，1960年以前出生群體的幸福感增長主要源自個(gè)體幸福感的提升；1960年以后出生群體除了個(gè)體幸福感提升，世代更替對(duì)于他們幸福感的增長也貢獻(xiàn)了較為明顯的力量。因此，如果不考慮人口世代更替的影響，會(huì)略高估我國居民幸福感的上升態(tài)勢。

本研究也存在一定的局限性。首先，2005—2015年十年調(diào)查數(shù)據(jù)的人口更替水平仍然偏低，2005—2015年樣本的人口平均出生年僅增加了4.14年，因此我們的樣本可能低估了世代更替效應(yīng)。其次，限于篇幅，本文的著重點(diǎn)是從方法上分解人們幸福感的轉(zhuǎn)變和世代更替的各自作用，沒有對(duì)相關(guān)的發(fā)生機(jī)制進(jìn)行探討。第三，世代表和代數(shù)分解均以十年為一個(gè)世代，我們假設(shè)世代內(nèi)的群體具有同質(zhì)性，但世代內(nèi)的個(gè)體仍然會(huì)存在異質(zhì)性，這在一定程度上降低了研究的精確性。因此本研究僅是一種開始和嘗試，也期待后續(xù)研究能夠進(jìn)一步揭示影響幸福感世代差異的深層機(jī)制。