城市居民主觀幸福感驅(qū)動因素
——基于吉林省長春市的調(diào)查與分析

金 明，楊炳成

(1.吉林財經(jīng)大學(xué) 法學(xué)院，吉林 長春 130117； 2.中山大學(xué) 管理學(xué)院，廣東 廣州 510520)

一、問題的提出

目前西方國家關(guān)于幸福感的影響因素研究主要集中在收入水平、人口統(tǒng)計變量、不同人群間幸福感差異以及幸福指數(shù)的計算等方面。而國內(nèi)的研究則側(cè)重在幸福感的理論體系、不同人群幸福感的差異以及測量工具的研究上。[1]事實上，幸福感的決定因素是多維的[2]，但目前的研究則主要集中在單一層面，而對居民個性特征、社會資本和社會公平如何影響居民幸福感的研究較少；同時，居民幸福感的區(qū)域特征較強(qiáng)，因此，基于地域性的文化特征來對當(dāng)?shù)鼐用竦男腋８羞M(jìn)行研究就顯得十分必要。

近年來 ，在“中國最具幸福感城市”調(diào)查評選中，吉林省長春市連續(xù)10次蟬聯(lián)這一殊榮。本文基于關(guān)東文化背景來分析影響長春市居民主觀幸福感的影響因素，尤其是個性因素、社會資本和社會公平對居民主觀幸福感的影響。

二、主觀幸福感與其影響因素之間的關(guān)系

(一)主觀幸福感

主觀幸福感(subjective well-being)是人們對自己生活滿意度的總體評價和判斷。西方學(xué)界對主觀幸福感的研究主要從生活滿意度和情感體驗兩方面展開。Diener等人在綜合許多西方哲學(xué)家和社會科學(xué)家對幸福感的定義之后認(rèn)為，主觀幸福感由三個元素構(gòu)成：積極情感、消極情感和生活滿意度。[3]前兩項屬于情感成分，后一項屬于認(rèn)知成分。其中，積極情感包括快樂的情緒或感覺，比如喜悅、興奮和愉快；消極情感包括不快樂的情緒或感覺，比如悲傷、憂愁和恐懼。生活滿意度指的是一種認(rèn)知和評判過程，是對一個人總體生活狀態(tài)的綜合評價。

主觀幸福感的理論基礎(chǔ)是內(nèi)穩(wěn)態(tài)理論。該理論認(rèn)為，在正常情況下，主觀幸福感水平被神經(jīng)心理學(xué)機(jī)制維持在一個有限的積極范圍內(nèi)，正如機(jī)體對體溫的管理。每個人對于自己正常的主觀幸福感水平都有一個內(nèi)在構(gòu)建的固定值，并且感知到的主觀幸福感被控制在一個正常的圍繞這個固定值的狹窄范圍內(nèi)。對于個體而言，內(nèi)穩(wěn)態(tài)理論認(rèn)為，那些經(jīng)歷了一些使其主觀幸福感降到閾值以下事情的人，隨著時間的演進(jìn)其主觀幸福感水平會提高。然而，所有的內(nèi)穩(wěn)態(tài)系統(tǒng)都有局限性，如果造成的傷害過大或者說功能的損傷特別嚴(yán)重，則主觀幸福感的恢復(fù)因人而異。

至于內(nèi)穩(wěn)態(tài)的作用機(jī)制，Cummins等人認(rèn)為，個性為整個內(nèi)穩(wěn)態(tài)系統(tǒng)提供了決定主觀幸福感在一個固定范圍內(nèi)的穩(wěn)定的情感基礎(chǔ)；而一系列的認(rèn)知緩沖器諸如感知控制、自尊、樂觀等通過吸收不同需求狀態(tài)的影響，和個性一起構(gòu)建了主觀幸福感。此外，滿足和未被滿足的需求會對認(rèn)知緩沖器起直接作用：滿足了的需求加強(qiáng)了緩沖系統(tǒng)，未被滿足的需求提供了激勵。最后，在內(nèi)穩(wěn)態(tài)系統(tǒng)最基本的水平上，習(xí)慣和適應(yīng)的機(jī)制構(gòu)成了防止外在條件變化影響主觀幸福感水平的第一道防線。[4]

(二)長春市居民個性特征與主觀幸福感

在長春這塊黑土地上，長春人民不僅創(chuàng)造了豐富的物質(zhì)文明，而且創(chuàng)造和發(fā)展了具有鮮明特色的關(guān)東文化。關(guān)東文化是漢民族與各少數(shù)民族文化融通匯合而形成的地域文化。多年來，關(guān)東文化既融進(jìn)了外來文化的因子,同時又保持了自身的特色,呈現(xiàn)出獨具一格、兼收包容的特點。另外，關(guān)東各民族依托關(guān)東地區(qū)豐富的資源、開放的交通,以及與此相適應(yīng)的獨特的生產(chǎn)生活方式,或農(nóng)耕、或游牧、或漁獵,創(chuàng)造了獨特的民族品格和人文精神，形成了以“闖關(guān)東”精神為代表的勇于開拓進(jìn)取、不安于現(xiàn)狀、較少安土重遷的觀念,奮發(fā)圖強(qiáng)的精神品格，也形成了東北人豁達(dá)、豪爽、仗義、熱情、真誠、耿直的個性特征。

居民的個性特征與主觀幸福感之間的關(guān)系已有大量的研究成果。有學(xué)者提出，主觀幸福感水平的相對穩(wěn)定性反映的就是個性特征的影響[3]；五大人格中的每個維度(外向性、神經(jīng)質(zhì)、盡責(zé)性、開放性、宜人性)都與幸福感有不同程度的相關(guān)性。在這五種人格特質(zhì)中，外向性和神經(jīng)質(zhì)與主觀幸福感之間的相關(guān)性最為一致，其對主觀幸福感變異的解釋力度也最強(qiáng)。研究表明，外向性與主觀幸福感中的積極情感相關(guān)。在中國學(xué)者的研究中也相繼證明了外向性與主觀幸福感存在正向相關(guān)關(guān)系，如大學(xué)生的隨和、重情和利他能有效地預(yù)測其主觀幸福感[5]；成都居民居住環(huán)境與其主觀幸福感正向相關(guān)等。[6]

“豪放”這一居民個性特征與長春所處的獨特地理位置緊密相關(guān)。由于地處我國北方，豐富的資源、開放的交通，以及與此相適應(yīng)的生產(chǎn)生活方式，形成了長春居民不拘一格、開拓求新的個性特征。此外，長春受訪者也提到長春人“性格比較豪放，不拘小節(jié)，接受能力比較強(qiáng)”；“長春人會不斷地去了解自身以外的新事物、新人物、新環(huán)境，不斷接受新元素的刺激，不斷拓寬自己的接觸面，讓自己的想法、觀點不斷更新、擴(kuò)展；他們接受新事物的速度也比別人快”?；诖?，我們得出：

H1：個體的豪放性程度越強(qiáng)，其個人幸福感程度越高。

關(guān)于包容性與主觀幸福感關(guān)系的研究還比較鮮見。包容有宜人和溫和的一面，對他人苛求或脾氣不好的人也很難包容他人。長春居民特征中的包容更側(cè)重于對他人的接納并與對方和諧相處。所以包容的人一般具有較好的人際關(guān)系，較少與他人發(fā)生沖突，本文增強(qiáng)其主觀幸福感。在本研究的深度訪談中，被訪者對于包容可以促進(jìn)幸福感的提升非常認(rèn)可，如“沒有包容就沒有幸福感”；“包容少幸福就少，你不去包容別人哪有幸福感”；“斤斤計較多了，沖突就多了，幸福感就少了”?；诖耍梢酝普摚?/p>

H2：個體的包容性程度越強(qiáng)，其主觀幸福感程度越高。

(三)社會資本與主觀幸福感

社會資本指的是個人和群體可以從他們與其他人之間的關(guān)系中獲取的資源。社會資本主要有三種形式，即：(1)信任和責(zé)任；(2)信息渠道；(3)規(guī)范和懲罰。信任建立在責(zé)任基礎(chǔ)上，接受幫助者對給予幫助者負(fù)有一種責(zé)任；如果接受幫助者沒有履行相應(yīng)的責(zé)任，給予幫助者對其的信任便會消失。信息渠道是指人們通過認(rèn)識更多的人并與他們建立緊密的聯(lián)系，以從他們那里獲取更多的信息。社會規(guī)范和有效懲罰是指為普遍的目標(biāo)提供行為上的支持，并限制不為社會歡迎的行為。后來有學(xué)者將歸屬感也并入社會資本之中。[7]歸屬感是個體或群體對其所屬的群體產(chǎn)生的一種認(rèn)同感，以及與該群體關(guān)系的密切程度。當(dāng)個體的歸屬感被激發(fā)后，便會自覺地按所屬群體的要求來約束自己的行為；當(dāng)所屬的群體獲得榮譽(yù)時，個體對其的歸屬感會進(jìn)一步增強(qiáng)，并由此激發(fā)個體的自豪感。關(guān)于社會資本與主觀幸福感的關(guān)系已有很多研究成果，如社會資本有助于增強(qiáng)社會層面的活力和幸福感[8]、社會資本是幸福感水平重要的預(yù)測因子[9]等。

有學(xué)者認(rèn)為可以使用單一的信任維度來代表社會資本。首先，盡管大多數(shù)學(xué)者都認(rèn)為社會資本可能包含多個維度，但Bjornskov的研究認(rèn)為，信任這一構(gòu)念基本可以代替社會資本對生活滿意度的影響；其次，Uslander研究發(fā)現(xiàn)，“對他人的信任”可能是社會資本中最核心的部分，它通過多種方式增強(qiáng)社會層面的活力和幸福感。在中國，也有學(xué)者將信任作為社會資本的單一維度進(jìn)行測量，或者加入研究所需要的因素一同作為對社會資本的測量，如無償獻(xiàn)血率或社會參與水平等。

信任與主觀幸福感具有密切關(guān)系。Dolan等于2008年發(fā)表的一篇綜述中[10]，有超過100篇的文獻(xiàn)證明信任和幸福感之間高度相關(guān)。Bjornskov研究了來自80多個國家的國際樣本，發(fā)現(xiàn)對社會的總體信任與生活滿意度之間正向相關(guān)。[11]此外，在對機(jī)構(gòu)的信任中，研究者發(fā)現(xiàn)對警察、醫(yī)療系統(tǒng)、銀行的信任顯著正向影響人們的主觀幸福感。[7]因此，可以推論：

H3：個體的信任水平越高，其主觀幸福感越強(qiáng)。

歸屬感是社會資本的另一個組成部分。學(xué)者們證明歸屬感和健康[12]之間具有相關(guān)關(guān)系。 Leung等人發(fā)現(xiàn)對社區(qū)、對國家之間的歸屬感與幸福感有顯著的正向相關(guān)關(guān)系，而對所在省份的歸屬感與幸福感則沒有顯著相關(guān)關(guān)系。同樣，也有一些中國學(xué)者從不同角度對歸屬感與主觀幸福感進(jìn)行了研究，如大學(xué)生對團(tuán)體的歸屬感與其主觀幸福感顯著相關(guān)；軍人的歸屬感需要正向影響其心理幸福感；歸屬感部分中介了性格優(yōu)勢與主觀幸福感的關(guān)系等。[13]綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

H4：個體的歸屬感程度越強(qiáng)，其主觀幸福感水平越高。

(四)社會公平與主觀幸福感

社會公平是人們以一定的標(biāo)準(zhǔn)對自身總體生活質(zhì)量的感知和評價。評價標(biāo)準(zhǔn)既是對自己的縱向比較，包括與過去的比較和與期望的比較；也有自己與他人的橫向比較。在有關(guān)社會比較的研究中，目前學(xué)者主要將社會公平看作是“相對被剝奪感”的重要來源。[14]比如，當(dāng)個體與更幸福的人相比時，其幸福感會下降(向上比)；而當(dāng)與更不幸的人相比時，其幸福感又會提升(向下比)。每一個個體都會進(jìn)行某種形式的社會對比，并且與他人相比時所處的相對位置對評估起著決定性作用，從而社會對比對人們的滿意度具有很強(qiáng)的預(yù)測力。

Michalos借用Wilson和Campbell 等古希臘哲學(xué)家的觀點，提出了滿意度的多重差異：即個人通過與多重標(biāo)準(zhǔn)(諸如他人、自己過去的情況、期望水平、滿意度理想水平)做向上(比較的標(biāo)準(zhǔn)比現(xiàn)實條件高)和向下(比較的標(biāo)準(zhǔn)比現(xiàn)實條件低)的比較必然會產(chǎn)生差異；做向上的比較時主觀幸福感水平下降，反之則上升。在很多領(lǐng)域，社會對比對人們的滿意判斷有很強(qiáng)的預(yù)測力。有研究認(rèn)為，每一個個體都會進(jìn)行某種形式的社會對比，并且與他人相比時所處的相對位置對評估起著決定性作用。[15]其他研究認(rèn)為，大多數(shù)人在意的是相對收入，并且幸福感很大程度上是基于有更高的相對收入。[16]

在影響的方向上，那些認(rèn)為自己的參照群體的收入比自己高的人的工作滿意度更低。心理學(xué)家和行為經(jīng)濟(jì)學(xué)家在實驗研究中發(fā)現(xiàn)，人們會避免那些使自己的境況不如別人的結(jié)果，哪怕這種結(jié)果對其自身而言已經(jīng)有所提升。而中國學(xué)者關(guān)于相對剝奪感的研究主要集中于探究其形成原因、不同群體相對剝奪感的區(qū)別，以及相對剝奪感對社會的影響上。總體而言，目前關(guān)于相對剝奪感與主觀幸福感的研究中，大多認(rèn)為其影響方向是負(fù)向的。因此，提出本文的假設(shè)：

H5：個體的相對剝奪感越強(qiáng)，其SWB水平越低。

三、研究方法

(一)測量

主觀幸福感采用PWI(personal well-being index)量表，通過測量各個具體領(lǐng)域的滿意度來表示總體的滿意度，具體包括對生活水平的滿意、健康狀況的滿意、生活中所取得成就的滿意、人際關(guān)系的滿意、安全狀況的滿意、社會參與的滿意、未來保障的滿意7個方面，采用7點李克特量表計分。

包容是長春市居民的個性特征，其主要涵義為對外來人口的接納，并與他們和諧相處。本文采用美國心理學(xué)家Fey于1955年編制的包容量表，總共20個題項，采用李克特5點量表計分，總分在20～100分之間，得分越低對他人的容納程度越低，得分越高則表明越容易與他人相處。

開放主要指對新事物的反應(yīng)敏感，接受快。這和五大人格中的“經(jīng)驗的開放性”有共同之處，即對新事物的好奇、想象力和創(chuàng)造力。本文采用五大人格中的開放性維度來測量長春市居民的開放性特征。采用Costa和McCrae開發(fā)的60題項簡本中測試開放的題項，請受訪者報告其對一些個性特征描述的同意程度。共8個題項，計分采用李克特5點量表，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。

信任指個體對另一個人或機(jī)構(gòu)的言辭、承諾或行為的信心。本文借鑒世界銀行開發(fā)的適用于發(fā)展中國家和地區(qū)的測量社會資本的綜合性調(diào)查問卷之信任測量部分中對人的信任和對機(jī)構(gòu)的信任兩個維度來對信任進(jìn)行測量。對人的信任包括對家人、鄰居、陌生人的信任三項，如“您對您家人有多信任？”；對機(jī)構(gòu)的信任包括對醫(yī)療系統(tǒng)、當(dāng)?shù)厣倘撕蜕虡I(yè)、警察、銀行、政府的信任五項，計分采用5點李克特量表。

歸屬感指個體或集體對某一現(xiàn)象或事物的認(rèn)同程度，以及與此事物或現(xiàn)象相聯(lián)系的密切程度。對歸屬感的測量借鑒Leung等人對社會資本重要性的研究[7]，包含2個題項，即對社區(qū)的歸屬感和對長春市的歸屬感，計分采用5點李克特量表。

相對剝奪感指與參照群體相比，個體或群體對自身不利地位的感知。它是社會比較的結(jié)果。在Diener和Lucas提出的相對標(biāo)準(zhǔn)模型中提出了人們用來對比的三個標(biāo)準(zhǔn)：與周圍的人對比；與3年前對比；與期望對比。既有的研究，無論是實驗上的還是調(diào)查中的，均已證明了相對標(biāo)準(zhǔn)理論對SWB的預(yù)測作用。本文即采用這三個題項對相對剝奪感這一構(gòu)念進(jìn)行測量。計分采用5點李克特量表。

(二)數(shù)據(jù)收集

由于本文所使用的包容和開放的量表在中國情境下使用并不成熟，所以，在正式測量前先對這兩個測項進(jìn)行前測。前測采用方便抽樣的方法，即研究者根據(jù)實際情況，以自己方便的形式從總體中抽取偶然遇到的人作為研究對象。包容和開放的測量共包含28個題項，按照樣本—題項比為4∶1～10∶1的要求，發(fā)放了150份問卷，有效問卷為136份(90.7%)。對數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)，測量包容的20個題項中，有5個題項載荷低于0.35，分別是第1、5、11、15、19題項，而且模型的擬合指數(shù)也不佳，從而逐個將其刪去，最后得到的15個題項的測量，其因子載荷都大于0.5，模型擬合較好。同樣，在對開放的測量的8個題項中，驗證性因子分析發(fā)現(xiàn)其中有1個題項因子載荷低于0.35，為第4個題項，模型擬合指數(shù)也欠佳，從而將其刪去，得到7個題項的測量，其因子載荷均大于0.5，而且模型擬合也較好。

預(yù)測試之后，為了使樣本盡量多地分散在長春市各個地區(qū)，加上時間、精力等的限制，本文采用方便抽樣的方法進(jìn)行樣本采集。樣本通過在居民小區(qū)或工作地點隨機(jī)發(fā)放問卷而獲得。問卷共42道題，共發(fā)放336份問卷，回收336份，在對問卷答題質(zhì)量進(jìn)行篩選并剔除在長春居住不滿一年的以及只有一份答卷的婚姻狀況為離異的樣本后，最終得到符合要求的答卷240份(71.4%)。

四、數(shù)據(jù)分析與檢驗

(一)樣本概況

本文采用方便抽樣的方法，對長春市居民進(jìn)行了問卷調(diào)研。調(diào)研結(jié)果顯示，樣本中在長春居住時間在3年以內(nèi)和3年以上的比例分別為28.63%和71.37%，而且在長春居住8年時間以上的人群近1/4，從而表明樣本具有一定的代表性。樣本的居住區(qū)域以二道、南關(guān)、朝陽、寬城區(qū)為主，占到總樣本的90.45%。在最近的第六次人口普查中也是這四個區(qū)人口最多，但其所占的比例為64.06%，從而在居住區(qū)域的選擇上，本文的代表性還有待改進(jìn)。樣本中女性樣本偏多，女性比例為53.94%。在年齡層上，30歲以下的樣本占到了83.98%，表明本次研究主要反映的是青年人的主觀幸福感狀況。大部分樣本都具有大?；蛞陨蠈W(xué)歷，大部分處于單身狀態(tài)，其中單身和戀愛的比例基本各半，超過2/3樣本(67.22%)的年總收入在5萬元以內(nèi)。

(二)測量的信度和效度

本文首先評價量表的信度與效度，然后進(jìn)行檢驗假設(shè)。使用Amos20.0獲得模型的各項數(shù)據(jù)。測量模型擬合度接近理想(卡方/自由度=2.18，GFI=0.901，RMSEA=0.061)。然后通過SPSS16.0得到各測量的Cronbachα值，其中主觀幸福感的測量信度為0.841，表明其具有較高的信度；包容、豪放以及信任的信度也都在0.7以上，表明概念的可信度較高；對相對剝奪感和歸屬感測量，其信度比較接近0.7，勉強(qiáng)可以接受。

對量表聚合效度的檢驗首先考察題項在每一因子上的標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷，負(fù)荷系數(shù)應(yīng)該大于0.5，且P值顯著；其次，AVE(平均方差抽取量)值需大于0.5。檢驗結(jié)果如表1所示。AVE最低的為0.51，標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷都在0.5以上，復(fù)合信度均大于0.6，從而測量具有較好的聚合效度。

當(dāng)模型中因子間的相關(guān)系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于AVE的平方根時，測量具有較好的判別效度。從表1可以看出，各構(gòu)念的AVE的均方根都高于潛變量之間的相關(guān)系數(shù)，從而表明測量具備良好的判別效度。

表1 潛變量相關(guān)系數(shù)和AVE值

注：對角線為AVE的均方根，對角線以上為潛變量相關(guān)系數(shù)，對角線以下為潛變量均值相關(guān)系數(shù)。

綜上所述，本文所做的測量均具有較好的信度和效度，模型擬合指數(shù)也達(dá)到要求，從而為下一步的假設(shè)檢驗打下了基礎(chǔ)。

(三)假設(shè)檢驗

本文運用分層多元回歸方法，以主觀幸福感為因變量，采用以下分層回歸步驟進(jìn)行假設(shè)檢驗。第一步，將居住時間、性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況和收入6個人口統(tǒng)計變量作為控制變量，構(gòu)建模型1。由于在本文中這6個變量都是分類變量，從而先對其進(jìn)行虛擬化。第二步，加入個性和社會關(guān)系兩個層面的自變量：包容、豪放、信任、歸屬感、相對剝奪感，構(gòu)建模型1。

分析結(jié)果如表2所示。模型1和模型2中，絕大多數(shù)變量的方差膨脹因子(VIF)都在10以下，只有受教育程度、包容和開放的VIF稍微超過10。其中，在模型2中，受教育程度的VIF為11.189，包容的VIF為10.737，開放的VIF為10.671。從而表明研究存在一定的多重共線性問題。

表2 分層多元回歸模型結(jié)果

注：1.因變量：主觀幸福感； 2.*、**、***分別表示顯著性水平為0.05、0.01、0.001。

從表2可以看出，人口統(tǒng)計變量中只有21～30歲這一年齡因素對主觀幸福感有顯著影響，其它變量對主觀幸福感的影響均不顯著。這和前人的研究結(jié)論不太吻合，一個可能的原因是本文樣本量的覆蓋范圍不夠，尤其在年齡上，在婚姻狀況上也缺乏離異的樣本。

在加入自變量后模型顯著(F=5.493***)。在本文檢驗的包容和豪放項目中，二者對主觀幸福感的影響均顯著(包容β=0.389，t=2.183*，開放β=-0.415，t=-2.336*)。但二者的影響方向不同，包容對主觀幸福感具有正向影響，開放對主觀幸福感具有負(fù)向影響。從而假設(shè)2得到驗證，即包容正向顯著影響SWB；而假設(shè)1未得到驗證。

在社會資本的信任維度中，其對主觀幸福感的影響顯著(β=0.243，t=4.032***)，從而假設(shè)3得到驗證，即個體的信任水平越高，其主觀幸福感越強(qiáng)。在歸屬感對主觀幸福感的影響中，β=0.112，t=1.719，歸屬感對個體主觀幸福感的影響不顯著，從而假設(shè)4未得到驗證。個體的相對剝奪感顯著影響其主觀幸福感，β=0.368，t=4.974***，從而假設(shè)5得到驗證，即個體感知到的相對剝奪感越強(qiáng)，其主觀幸福感水平越低。

(四)討論

本文的研究結(jié)果表明：長春市居民個性中的包容正向顯著影響其主觀幸福感；此外，社會資本中的信任水平正向顯著影響其主觀幸福感。個體的相對剝奪感知也正向顯著影響其主觀幸福感水平。

本文的結(jié)果未支持豪放性對主觀幸福感具有正向影響，而是得到了相反的結(jié)論，即二者顯著負(fù)相關(guān)。在豪放性與主觀幸福感關(guān)系的研究中，有研究者認(rèn)為，豪放性高的個體其創(chuàng)造力比較強(qiáng)，從而能使其生活中經(jīng)常發(fā)生一些讓自己愉悅的新變化。然而，一種可能的解釋正如深訪中一位受訪者所言：豪放意味著對外界信息的接受，從而也會經(jīng)常從外界來反觀自身，尤其是在如何使自己跟上時代的步伐上，從而有時帶來的是一種“不滿足感”，一種對自身現(xiàn)狀的不滿足，從而降低主觀幸福感。

檢驗結(jié)果雖然證明社會資本中的歸屬感對主觀幸福感具有正向影響，但其影響(B=0.125，t=1.661)并不顯著。出現(xiàn)這種情況可能有三方面的原因：首先，我國社區(qū)建設(shè)興起時間晚，而且我國居民社區(qū)歸屬感普遍比較淡薄[17]，從而居民社區(qū)歸屬感與其主觀幸福感之間的關(guān)系也就比較弱。其次，在對長春市歸屬感的感知上，可能受限于樣本的原因(在長春居住5年以內(nèi)的樣本占了六成左右)，而使得這種感知不強(qiáng)，這也會影響到這種感知與主觀幸福感的關(guān)聯(lián)。正如深訪中一位長期在長春生活的老者所言“長春人對長春的感情是外來人口所難以理解的”。因此未來研究需要覆蓋到更廣泛的老長春人群。再次，本文對歸屬感的測量借鑒的是全國性大調(diào)查中所采用的測量方法，這可能一定程度上影響了對歸屬感與主觀幸福感之間關(guān)系的檢驗。未來需要考慮采用更多元的方法。

五、研究意義與未來研究方向

本研究證明了長春市居民的包容個性特征對其主觀幸福感的顯著正向影響，豐富了個性與主觀幸福感關(guān)系的研究，而且是對區(qū)域文化特征的一種積極探索。從個性和社會關(guān)系兩個層面探討主觀幸福感的影響因素，進(jìn)一步證實了Sheldon所提出的多層次模型的存在，為以后的研究打下一定的基礎(chǔ)。

研究表明，社會資本和相對剝奪感對主觀幸福感具有顯著影響，這為解決轉(zhuǎn)型社會中出現(xiàn)的諸多問題提供了一定的參考，諸如對機(jī)構(gòu)的信任的構(gòu)建、對個體進(jìn)行社會比較的引導(dǎo)等都可以有效提升其主觀幸福感。同時，從研究結(jié)果中也可看出，文化的魅力在于其獨特性，在打造區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響力的同時，也應(yīng)致力于對包容等文化的塑造，從而在構(gòu)建區(qū)域文化獨特魅力的同時提升居民的主觀幸福感。

本文的研究結(jié)論雖然具有一定的理論價值和實踐意義，但也存在一些局限，如樣本數(shù)量及其代表性有待提高，尤其是對不同年齡層、居住在不同區(qū)域的居民的覆蓋不足；模型中沒有考慮Sheldon提出的文化維度對SWB的影響；在社會關(guān)系的研究上，沒有探討社會支持與社會資本的關(guān)系、個性與社會關(guān)系以及文化等的調(diào)節(jié)、中介作用等。這些都有待未來進(jìn)一步進(jìn)行研究。