中華文化情境下青年美好生活獲得感的構成及影響因素研究*

謝珍萍

內容提要：我國當代青年已對美好生活形成兼具時代特征和群體專屬特征的感知及評價?；谥袊鐣顩r綜合調查2017年數據，文章以中華文化價值觀念為線構建青年美好生活獲得感的理論模型，并選取個體特征、主觀社會經濟地位和中央政府信任度三個變量分析其影響因素。研究發(fā)現，當代青年在美好生活追求上仍積極認同“重整體尚和合”的文化價值取向，其美好生活獲得感包含個我、人際、人群、天人四個生活圈的維度，與主觀社會經濟地位和中央政府信任度顯著相關。為此，要提升青年美好生活獲得感，應以集體主義文化為創(chuàng)造美好生活的價值底色，同時抵制精致利己主義思潮的消極影響。

黨的十九大報告對我國社會主要矛盾所作的新論斷表明，人民群眾的生活需要正從物質文化層面拓展和升級至全方位高品質的美好生活層面。當前還有人感受不到我國人民生活改善進程中的量變和質變，仍執(zhí)著于將西方國家的生活方式視為人間理想。2020年新冠肺炎疫情突襲全球，西方國家資本主義制度下的社會矛盾暴露得愈發(fā)明顯，原本宣稱的美好生活逐漸成為遮掩矛盾的神話。從中華文化情境視角研究美好生活獲得感，有利于破除人們對西方美好生活觀的迷信，催生深具中華文化底蘊的美好生活觀，由此樹立創(chuàng)建中國特色美好生活樣態(tài)的文化自信。

青年是創(chuàng)造美好生活的生力軍，他們對美好生活的感知深刻影響著今后整個社會生活的面貌和走向。我國當代青年是完全出生和成長在改革開放時期的一代人。他們經歷了一系列轉變：國家從計劃經濟體制轉向市場經濟體制，從傳統(tǒng)鄉(xiāng)土社會轉向現代工業(yè)社會，從社會封閉轉向對外開放，從難以觸及西方文明轉向合理借鑒人類文明優(yōu)秀成果。在社會變革的大背景下，青年人形成了既有時代特征又有群體專屬特征的美好生活感知?；谥腥A文化情境是我國青年美好生活感知的基本生成場域，本研究直接使用“美好生活獲得感”概念，在中華文化情境下建構相應的內在理論結構維度和測度指標，同時與相關社會調查項目數據直接擬合，進行現狀測量和影響因素分析。

一、文獻綜述

目前學界直接對美好生活獲得感進行研究的成果非常少，較為接近的研究成果主要分散在美好生活評價以及獲得感的內容、結構、影響因素等方面。獲得感的研究成果自2015年概念提出后迅猛增長，美好生活的研究熱度自黨的十八大以來不斷上升，這些皆為美好生活獲得感研究提供了理論引導和實踐指南。

在美好生活獲得感的概念界定上，目前尚未看到有學者直接對其下定義。單就“美好生活”而言，學界通常將其與人的需要、發(fā)展、價值、存在方式相聯(lián)系，視其為一種高于以往生活品質的一種理想狀態(tài)，具有很強的超越性和時代性。張明霞最先提出“美好生活獲得感”概念，并從實踐唯物主義視角加以考察。(1)張明霞：《美好生活獲得感的實踐唯物主義審思》，《學校黨建與思想教育》2020年第4期。但她并未對其作出明確界定，也未將此概念與中華文化相關聯(lián)。單就“獲得感”而言，學界普遍將其看成“獲得”和“感”的結合。人的需要得到滿足是為“獲得”，獲得引發(fā)人情緒情感上的體驗是為“感”，獲得感反映出滿足人之需要的狀況和程度，以及由此而來的主觀感知水平?？梢?，“美好生活獲得感”很少作為獨立的概念來使用，尚無明確且清晰的定義。

在美好生活獲得感的結構維度上，不管從獲得感還是美好生活切入，現有成果都主張構建多維結構。學界對獲得感的結構研究，主要是對應國家經濟、政治、文化、社會、生態(tài)“五位一體”總布局，輔以個體層面的微觀維度，就此構建理論模型。邵雅利將人民主觀獲得感作為一級指標，包含政治建設、經濟建設、社會建設、文化建設、生態(tài)建設獲得感共5個二級指標。(2)邵雅利：《新時代人民主觀獲得感的指標構建與影響因素分析》，《新疆社會科學》2019年第4期。楊金龍等將人民獲得感分解為經濟、公共服務、政治、安全和自我實現獲得感五重維度，其中經濟、公共服務、政治獲得感涵蓋了人民在經濟、社會、政治方面的利益要求，安全獲得感則突出個人對含社會秩序和自然環(huán)境在內的生存環(huán)境的心理體驗，自我實現獲得感則突出個人對未來發(fā)展的預期與信心。(3)楊金龍、張士海：《中國人民獲得感的綜合社會調查數據的分析》，《馬克思主義研究》2019年第3期。在美好生活的構成研究方面，龔天平等從哲學角度解讀，把美好生活分解為具有共同價值的基本元素，包括物質基礎、享用適度，生態(tài)和諧、身體健康，自由自主、安全和平，精神充實、意義深遠四個方面。(4)龔天平、孟醒：《美好生活的基本元素》，《南通大學學報》2020年第4期。孟小軍等根據美國學者Clayton Alderfer的ERG需要理論，將新時代青年的美好生活觀分為生存型、關系型和成長型三種基本類型，并將這些類型設為一級維度，下設身體健康、家庭幸福、財務自由等二級維度。(5)孟小軍、嚴艷萍：《新時代青年美好生活觀的內涵、特點及影響因素》，《重慶大學學報》2019年第12期。方巍認為中華文化下的美好生活標準是社會和諧，建構中國特色的美好生活評價體系須以和諧為依據，為此他增設了體現中華文化特色的人倫關系訴求這一維度。(6)方?。骸段幕曇跋碌闹袊厣篮蒙钤u價指數》，《社會科學》2020年第1期。綜合來看，當前美好生活獲得感研究對中華文化特色的挖掘相當有限，還需要建構以文化價值分析貫穿始終的理論模型。

在美好生活獲得感的影響因素上，已有研究選擇自變量或從主客觀視角出發(fā)，或從宏微觀視角出發(fā)。主觀視角多聚焦社會地位感知等因素，客觀視角多聚焦經濟收入等因素，宏觀視角側重民眾與政府的關系等因素，微觀視角側重個體特征等因素。呂小康等發(fā)現個體的醫(yī)療獲得感受到個體客觀獲得和主觀感知兩方面的影響，客觀獲得來自與個體收入直接相關的醫(yī)療資源享有情況，主觀感知則與個體主觀社會地位高低有關。(7)呂小康、張子睿：《中國民眾的醫(yī)療獲得感及其影響因素》，《西北師大學報》2020年第1期。廖福崇從宏觀結構和微觀評價互動角度探索，發(fā)現政府對公共服務的投入、民眾對社會公平的認知均可正向促進公民的民生獲得感。(8)廖福崇：《公共服務質量與公民獲得感——基于CFPS面板數據的統(tǒng)計分析》，《重慶社會科學》2020年第2期。但獲得感本身是頗具中國本土特色的概念，美好生活評價則同樣為本土文化價值觀所確定，現有研究仍缺乏本土文化分析視角，未能反映美好生活獲得感文化意義上的本土特異性。

在美好生活獲得感的研究對象上，大量研究分析獲得感的總體水平，或是在總體意義上討論人民的美好生活，少有研究以青年為研究對象。譚旭運等分析18—35歲成人階段青年的獲得感，(9)譚旭運、張若玉、董洪杰、王俊秀：《青年人獲得感現狀及其影響因素》，《中國青年研究》2018年第10期。孟小軍等研究14—35歲青年的美好生活觀。(10)孟小軍、嚴艷萍：《新時代青年美好生活觀的內涵、特點及影響因素》，《重慶大學學報》2019年第12期。從獲得感角度探討青年的美好生活，這類研究成果更少。在新一代青年成長為社會建設的主力和骨干之際，研究他們的美好生活獲得感已成為當前亟需解決的關鍵問題。

通過文獻回顧可以發(fā)現，目前使用美好生活獲得感概念的研究較少，以青年群體為探討對象的研究更少，而已有的相關研究尚不足以體現中華文化特色。為此，本研究從人的需要角度將美好生活獲得感明確界定為，社會成員對美好生活需要之滿足的狀況和程度的主觀評價與感知水平。青年的美好生活需要植根于其成長地的文化土壤，他們對美好生活需要滿足情況的解讀和感知深受其成長地文化價值觀浸潤和形塑的作用。本研究將從中華文化情境視角構建當代青年美好生活獲得感的理論模型和指標體系，以期直接觀測改革開放以來青年對美好生活的感知、認識和實踐情況，助力青年人在高質量發(fā)展中實現美好生活供求上的精準匹配。

二、研究視閾和理論構建

(一)中華文化價值取向的研究視閾

在中華文化情境里，有源遠流長的優(yōu)秀傳統(tǒng)文化，也有近當代形成的革命文化和社會主義先進文化。不管在我國哪段時間和哪個空間中的文化場，都有貫穿始終和串連全場的基本價值取向。此基本價值取向是我國文化情境與青年人的基本互動方式。

與西方文化相對照，中華文化的基本價值取向可概括為“重整體尚和合”。張岱年等指出，中國傳統(tǒng)文化重統(tǒng)一與和諧，西方近代文化重對抗與分別。(11)張岱年、程宜山：《中國文化精神》，北京：北京大學出版社，2015年，第69—70頁。楊國樞等提出，個體與環(huán)境之間存在融合和自主兩種基本的互動趨勢，融合的互動趨勢是個體努力去配合或順從環(huán)境，并參與及分享超越自己的較大事物或群體，自主的互動趨勢是個體努力去征服或支配環(huán)境，以滿足自己的欲望及興趣；總體上看，中華文化崇尚社會取向，是融合強于自主的“人境融合型”，西方文化崇尚個我取向，是自主強于融合的“個體支配型”。(12)楊國樞、黃光國、楊中芳：《華人本土心理學》，重慶：重慶大學出版社，2008年，第173頁。許倬云認為，從上世紀40年代到現在，雖然不少社會現象已改變，但中國人日常生活中所重視的多元和諧、求均勻而忌偏差、趨中和而不過分等種種觀念依舊可見于中國人的思想和行為中。(13)許倬云：《中國文化的精神》，北京：九州出版社，2018年，第282頁。至今國內外多數學者在研究中美文化差異比較時還是得出這樣的結論：中華文化在價值觀上強調集體主義和集體成就，而美國文化在價值觀上強調個體主義和個人成就。(14)鄭杭生：《社會學概論新修》，北京：中國人民大學出版社，2019年，第87頁。綜合而言，“重整體尚和合”一直是中華文化場的主基調，具體表現在群體內外生活的多個方面：在群體內部崇尚和合拒絕沖突，大家團結友善，同心共氣，共同推動集體興旺發(fā)達；在群體外部崇尚和合拒絕霸權，互相之間和平共處，追求合作共贏；在群體與個體的關系上崇尚多元一體與和而不同，包容個體實現自己的正當利益，同時特別強調整體利益高于個體利益，個體要從大局觀出發(fā)積極融入整體。

我國當代青年的美好生活需要產生于中華文化場，與“重整體尚和合”的基本價值取向深度互動?；诖耍狙芯繕嫿ㄆ鹣鄬ν暾那嗄昝篮蒙瞰@得感理論模型和指標體系。

(二)基于中華文化價值取向的青年美好生活獲得感理論建構

從中華文化角度看，青年的生活格局可形象地表達為以個體為核心的同心圓。費孝通曾將中國傳統(tǒng)社會結構描述為“差序格局”，有如一塊石頭丟到水面上所產生的一圈圈推出去的波紋。(15)費孝通：《鄉(xiāng)土中國 生育制度 鄉(xiāng)土重建》，北京：商務印書館，2011年，第27頁。馮友蘭曾按照中國哲學的傳統(tǒng)，將人生境界劃分為自然境界、功利境界、道德境界和天地境界四個等級，個體需要在處理與自己、他人、社會、宇宙的關系中逐級提升人生境界。(16)馮友蘭：《中國哲學簡史》，北京：北京大學出版社，2013年，第321頁。借鑒以上思路，本研究將我國青年的生活格局表達為由大小不等的同心圓組成的生活圈。也就是以個我為核心組成同心生活圈，每個人的生活圈按覆蓋范圍大小分為四個層次，具體如下：其一，以個我為原點向內組成“個我生活圈”，圈內包含個體的身、心各要素；其二，由個我向外與其他個我相交叉組成“人際生活圈”，圈內包含個我和多個他人；其三，在個我之外的“人群生活圈”內包含個我、多個他人和社會；其四，在人群生活圈之外有一個更大圈包圍著個我、人際和人群生活圈，是為“天人生活圈”，圈內包含個我、很多他人、社會和大自然。

基于重整體尚和合的文化價值取向，可以大致勾勒出青年人不同生活圈層的美好生活標準和需要。其一，個我生活圈的美好生活標準是個體身心和諧發(fā)展，這里個體需要通過勞動換取身心發(fā)展的資源；其二，人際生活圈的美好生活標準是人際的和諧與融洽，這里個體需要妥善處理利己與利他的關系；其三，人群生活圈的美好生活標準是社會通過共建共享共治實現和諧發(fā)展，這里個體需要和很多他人組成發(fā)展共同體，保持享權利與盡義務間的常態(tài)性平衡；其四，天人生活圈的美好生活標準是天人和諧共生，這里個體需要盡力讓人之需求與自然環(huán)境供給進入良性循環(huán)狀態(tài)。

綜上所述，在中華文化情境下青年美好生活獲得感共包含四個維度，即個我、人際、人群、天人四個生活圈的美好生活獲得感，具體如下：其一，個我生活圈的美好生活獲得感，其核心是個體對通過勞動滿足此圈層美好生活需要的感知，主要從工作晉升機會、個人能力發(fā)揮情況、工作收入及福利待遇反映出來；其二，人際生活圈的美好生活獲得感，其核心是個體對通過處理人際關系來滿足此圈層美好生活需要的感知，主要從處理對個體構成利益競爭的同事、領導關系情況反映出來；其三，人群生活圈的美好生活獲得感，其核心是個體對通過享權利和盡義務來滿足此圈層美好生活需要的感知，主要從社會對個體醫(yī)療、養(yǎng)老、就業(yè)、住房等權利的保障情況反映出來；其四，天人生活圈的美好生活獲得感，其核心是個體對通過維系人與自然共存共榮來滿足此圈層美好生活需要的感知，主要從個體對生活環(huán)境宜人宜居程度的評價反映出來。

三、研究數據和設計

(一)數據來源

本研究使用的數據來源于中國社會科學院《2017年中國社會狀況綜合調查》(2017 Chinese Social Survey，簡稱2017CSS)。該調查采用PPS(Probability Proportionate to Size Sampling)概率抽樣和入戶問卷訪問方式，通過多階段復合抽樣法抽取151個縣/市/區(qū)下屬的604個村委會/居委會，采集數據具有全國代表性。本研究從2017年往前計算，選取在1978—1999年出生的18—39歲青年群體，共計3148個樣本。

(二)因變量

青年的美好生活獲得感是本研究因變量。在定義的操作化設計上，根據在中華文化情境下的青年美好生活獲得感理論模型，選取2017CSS問卷中工作晉升、能力發(fā)揮、社會保障、居住地環(huán)境等美好生活獲得感方面的調查問題，采用10級計分法。運用AMOS21.0，采用極大似然估計(ML法)，對數據進行驗證性因素分析。結果表明，所有數據擬合度良好，說明美好生活獲得感的理論模型維度構成合理，達到較理想狀態(tài)(見表1)。

表1 美好生活獲得感驗證性因素分析的擬合指數

如圖1所示，基于中華文化情境視角，本研究構建了一個包含4個因子11個測量指標的美好生活獲得感指標體系。其4個因子分別命名及解釋如下：因子1包含S1工作晉升、S2能力發(fā)揮、S3收入及福利三方面的美好生活獲得感，屬于體現“身心和諧發(fā)展”美好生活標準中的典型指標，命名為“個我生活圈美好生活獲得感”；因子2包含S4同事關系、S5領導關系兩方面的美好生活獲得感，屬于體現“人際和諧融洽”美好生活標準中的典型指標，命名為“人際生活圈美好生活獲得感”；因子3包含S6醫(yī)療保障、S7養(yǎng)老保障、S8就業(yè)保障、S9住房保障四方面的美好生活獲得感，屬于體現“社會和諧共治”美好生活標準中的典型指標，命名為“人群生活圈美好生活獲得感”；因子4包含S10居住地環(huán)境和S11環(huán)境安全兩方面的美好生活獲得感，屬于體現“天人和諧共生”美好生活標準中的典型指標，命名為“天人生活圈美好生活獲得感”。

圖1 美好生活獲得感的驗證性因素分析模型圖

為便于回歸分析，本研究以青年人在4個因子上的美好生活獲得感平均值作為因變量，分值越高，表示青年人的美好生活獲得感越高。為避免因變量過多導致模型復雜，本研究不探索四個因子各自的影響因素，而只分析總的美好生活獲得感，以期發(fā)現一般性規(guī)律。

(三)自變量

為進一步分析美好生活獲得感在青年群體上的差異，本研究選取了個體特征、主觀社會經濟地位、中央政府信任度等三大自變量。表2是對變量的描述性分析。

1.個體特征變量

青年的個體特征可能對美好生活獲得感產生影響，如年齡、性別、教育程度、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質、當下工作狀況等個人基礎信息。模型分析時我們將這些變量進行了轉換。年齡是定距變量，是連續(xù)變量；性別變量中，女性是參考變量(男性=1)；教育程度變量中，初中及以下是參考變量(高中職高中專、大專及以上=1)；婚姻狀況變量中，未婚、離婚、喪偶合并為“不在婚”，初婚有配偶、再婚有配偶合并為“在婚”，不在婚是參考變量(在婚=1)；政治面貌變量中，群眾、共青團員、民主黨派合并為“非中共黨員”，并設為參考變量(中共黨員=1)；戶口性質變量中，非農業(yè)戶口、居民戶口合并為“非農戶口”，農業(yè)戶口是參考變量(非農戶口=1)；當下工作狀況變量中，有工作但處于休假、學習或臨時停工、歇業(yè)的人員，因他們此時沒有收入，故將這部分人與沒有工作的人員合并為“無工作”，并設為參考變量(有工作=1)。

2.主觀社會經濟地位變量

主觀社會經濟地位是個體對自身所處社會經濟地位的主觀感知。國外眾多研究已證實，主觀社會經濟地位能反映出個體在社會比較處于劣勢時的相對剝奪感，因而與客觀社會經濟地位相比更能反映個體對自己所處社會階層的理解，對個體的心理和行為有更強的解釋力。(17)郭迪、李彩娜：《道德自我知覺與主觀社會經濟地位對個體道德行為的影響》，《陜西師范大學學報》2020年第5期。在改革開放推動中國經濟快速增長的大環(huán)境下，青年的主觀社會經濟地位可能會對其美好生活獲得感產生重要影響。本研究選取2017CSS中的調查問題，即“您認為目前您本人的社會經濟地位在本地大體屬于哪個層次”，與該題相對應的選項是“上”、“中上”、“中”、“中下”、“下”五個層次。由于本題中選擇“上”的被調査者較少，僅有12人，因此將“上”與“中上”合并為“中上及上”，將“不好說”與缺失值均視為系統(tǒng)缺失，將“下”設為參考變量(中上及上、中、中下=1)。

3.中央政府信任度變量

我國政府履行宏觀調控職責，是整個改革開放大局的關鍵部分。余嘉俊提出，改革開放以來政策創(chuàng)新的本質是“中央搭臺地方唱戲”，地方政府在前臺的政策創(chuàng)新完全得益于中央政府在背后的組織、推動、協(xié)調和指揮，更離不開中央政府的有效監(jiān)管和糾偏。(18)余嘉?。骸缎聲r代中央政府職能與作用的重新審視》，《陜西行政學院學報》2018年第2期。為此，青年人對中央政府的信任度將直接影響其美好生活獲得感水平。本研究選取2017CSS中的調查問題，即“您信任中央政府嗎”，與該題項相對應的選項是“完全不信任”、“不太信任”、“比較信任”、“非常信任”四層信任度，分別賦值1、2、3、4，將“不好說”與缺失值均視為系統(tǒng)缺失。分值越高表明個體對中央政府的信任度越高，模型在分析時作連續(xù)變量處理。

表2 青年美好生活獲得感影響因素的描述性統(tǒng)計(N=3148)

四、研究結果和分析

(一)青年美好生活獲得感的現狀和特征

我國青年美好生活獲得感的總得分為6.27分，說明當代青年對我國改革開放以來的美好生活建設成果有所感知，對社會成員享有成果并從中獲益的現況較為滿意。再看國家經濟發(fā)展的基本統(tǒng)計數據，從1978—2017年，我國GDP總量從3645億元上升至82萬億元，人均可支配收入從171元上升至25 947元。(19)《中華人民共和國2017年國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，國家統(tǒng)計局官網，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201802/t20180228_1585631.html，最后訪問時間：2021年6月16日。這40年間，國家經濟規(guī)模成百倍擴大，個人收入也快速增長，每個人都從中獲得實實在在的收益。青年人對美好生活獲得的主觀感知與我國經濟快速增長的客觀事實大致相吻合。綜合比較青年人不同生活圈的指標，人際生活圈美好生活獲得感得分最高，為8.23分，說明青年人對人際和諧融洽方向上的美好生活水平最有感知；其二是個我生活圈美好生活獲得感，為6.37分，稍高于美好生活獲得感總分，說明青年人比較滿意自我身心和諧發(fā)展方向上的美好生活水平；其三是天人生活圈美好生活獲得感，為6.26分，略低于美好生活獲得感總分，說明青年人基本認可天人和諧共生方向上的美好生活水平；人群生活圈美好生活獲得感的得分最低，只有5.70分，明顯低于美好生活獲得感總分，說明青年人認為社會和諧共治方向上的美好生活水平未達預期，社會對個體權利的保障情況還不足以令他們產生較高水平的美好生活獲得感。總體上看，人群生活圈美好生活獲得感是當前青年美好生活獲得感中的短板。

表3 青年美好生活獲得感各維度及得分

(二)青年美好生活獲得感的影響因素分析

根據前文的理論邏輯假設，本研究選擇嵌套回歸模型，依次放入三層預測變量：第一層模型用于檢驗個體特征變量對青年美好生活獲得感的影響；第二層模型在第一層模型的基礎上引入主觀社會經濟地位變量作為主要解釋變量；第三層模型在第二層模型的基礎上再引入中央政府信任度變量作為主要解釋變量。表4是對青年美好生活獲得感進行回歸分析后的結果。

1.模型1：個體特征變量

分析發(fā)現，個體特征變量對青年美好生活獲得感具有十分顯著的影響，其解釋力為8.3%。其中，青年的年齡、政治面貌、當下工作狀況和教育程度等個體特征變量的影響均達到顯著水平。從教育程度上看，與學歷在初中及以下的青年人相比較而言，大專及以上學歷、高中職高中專學歷這兩類群體對美好生活的獲得感均較高，其回歸系數分別為0.173和0.095，說明教育程度更高的青年更有能力去追求個我、人群和天人生活圈的和諧發(fā)展，其美好生活獲得感水平相應較高。當下工作狀況的影響居其次，其中有工作的青年美好生活獲得感要高于無工作的青年，其回歸系數為0.169，說明有工作意味著有收入、有人際交往、有社會保障，對個我、人際和人群生活圈中實現美好生活的主觀心理感受更好。年齡的影響居又次，青年的年齡越大，其美好生活獲得感水平反而越低，其回歸系數為-0.094，說明年紀越大的青年越可能出現職業(yè)瓶頸期或高原期，個我生活圈美好生活需要滿足的壓力增大，進而影響到人際生活圈，由此美好生活獲得感整體水平被拉低。政治面貌的影響居最后，黨員青年的美好生活獲得感要高于非黨員青年，其回歸系數為0.063，說明黨員身份意味著政治信仰與非黨員不同，由政治信仰而來的精神境界要高于非黨員，這明顯有利于各個生活圈的和諧發(fā)展，有利于美好生活獲得感水平的提升。

在個體特征變量中，性別、婚姻狀況和戶口性質的影響均未達到顯著水平。說明在中華文化情境下，社會性因素對青年美好生活獲得感的影響要大于個體性因素。

2.模型2：在模型1的基礎上加入主觀社會經濟地位變量

分析發(fā)現，增加主觀社會經濟地位這一變量后，模型對青年美好生活獲得感的解釋力增至14.6%。與主觀社會經濟地位自評為“下”的青年人相比較而言，自評“中下”、“中”、“中上及上”的三類群體均顯示了更高的美好生活獲得感水平，其回歸系數分別為：0.105、0.256和0.197。進一步數據分析顯示，在從“下”至“中下”，從“中下”至“中”，從“中”至“中上”，主觀社會經濟地位每一等次的躍升，都會帶來青年人美好生活獲得感的顯著提升。

模型2中教育程度為大專及以上、高中職高中專的青年仍然比初中及以下的青年美好生活獲得感水平要高；當下工作狀況仍然能顯著預測青年人的美好生活獲得感；青年的年齡仍然對其美好生活獲得感具有反向影響。但是，政治面貌對青年美好生活獲得感的影響程度減弱，性別、婚姻狀況和戶口性質的影響依舊未達顯著水平。

3.模型3：在模型2的基礎上加入中央政府信任度變量

分析發(fā)現，增加中央政府信任度這一變量，模型對新生代青年美好生活獲得感的解釋力增至18.5%。中央政府信任度對青年美好生活獲得感具有相當明顯的正向促進作用。青年人美好生活獲得感水平會隨著對中央政府的信任度的提高而不斷上升。

模型3中青年的年齡、教育程度和當下工作狀況仍能顯著預測其美好生活獲得感水平，政治面貌對青年美好生活獲得感的影響進一步減弱，與性別、婚姻狀況、戶口性質一樣均未達顯著水平。

表4 青年美好生活獲得感影響因素的回歸模型

五、討論與結論

(一)當代青年在美好生活追求上積極認同中華文化價值取向

我國當代青年一直身處改革開放進程中，但對從中華文化視角描摹的美好生活標準和樣貌仍持積極認同態(tài)度。研究表明，青年人依然追求和合程度高與整體共識強的生活樣式。即使普遍接受了市場經濟洗禮，比他們的長輩更偏好自我的獨立以及追求自我價值實現，但他們仍然看重人際生活圈的友善相處，視人群生活圈的團結互助為理所應當，傳承天人合一的智慧并轉化成親身實踐綠色生活方式。其中人群生活圈美好生活獲得感存在短板的事實表明，中華文化場里成長起來的青年人對社會共享發(fā)展有著強烈期待，他們并不向往西方個人主義文化下個體原子化后的所謂自由生活。

當代青年對中華文化價值取向的積極認同在新近相關調查研究中仍屢獲印證。包蕾萍調查發(fā)現，80后90后群體還是繼承了中華文化所崇尚的社會導向和他人導向，即使在個人價值上表現出了一定的個體化傾向也沒影響主導向。(20)包蕾萍：《深度現代化：80后90后群體的價值沖突與認同》，《中國青年研究》2019年第8期。此結論在新冠肺炎疫情的考驗下依然成立。西南大學新學工創(chuàng)新中心課題組研究發(fā)現，有86.2%的大學生表示自己是主動參與防疫工作，有41.2%的大學生渴望成為“逆行者”，彰顯出新時代大學生高度的社會責任感。(21)西南大學新學工創(chuàng)新中心課題組：《新冠肺炎疫情對青年大學生影響研究——基于全國45所高校19 850名大學生的實證調查》，《中國青年研究》2020年第4期。

(二)青年美好生活獲得感隨主觀社會經濟地位上升而增強

實證研究結果表明，主觀社會經濟地位上升對青年美好生活獲得感起著顯著的正向促進作用。青年人如果主觀上感知到自己的社會經濟地位在上升，那么他就越能積極肯定自己的生活狀況，越能判定自己在不斷接近四個生活圈所描摹的美好生活標準，其美好生活獲得感水平也隨之向上攀升。對此發(fā)現，中華文化情境下的自我實現心理機制可以解釋。

中華文化熏陶下的個體在自我實現時，同樣踐行“重整體尚和合”的價值取向，個體在滿足自我需要的同時總是要考慮他人需要和社會責任，往往視自己的成功為個人成績與社會成就的綜合體。這與西方個人英雄主義文化作用下的自我實現心理有明顯不同，后者追求個人成功，以發(fā)揮個人才華和達成個人成就為核心目標。楊中芳指出，中國人的自我發(fā)展過程，先是施行“我為人人”的價值原則，然后再慢慢擴大到“治國平天下”，也就是把自我擴大到涵括整個社會。(22)楊中芳：《如何理解中國人》，重慶：重慶大學出版社，2009年，第293頁。楊國樞等在分析近三十年來的臺灣和內地大學生樣本時發(fā)現，現代華人的自我實現仍以社會取向為主，個體在“自我安適”的基礎上層層外推，直至“兼善天下”。(23)楊國樞、陸洛：《中國人的自我：心理學的分析》，重慶：重慶大學出版社，2009年，第245頁?？梢?，青年人仍將改善個我生活圈與改善人際、人群、天人生活圈視作整體，認為只有四個生活圈協(xié)調并進才能實現自己所期待的美好生活。因此，當青年人的主觀社會經濟地位在上升時，他對經濟生活的積極感知會從個我生活圈傳導至人際、人群和天人生活圈，認為自己事業(yè)成功、人際關系好、社會支持穩(wěn)、生活品質高，這樣他的美好生活獲得感也整體處于提升狀態(tài)。

(三)中央政府信任度是影響青年美好生活獲得感的重要因素

實證研究結果表明，青年對中央政府的信任度可顯著預測他們的美好生活獲得感。這一結論可在我國中央政府為人民服務的理論和實踐中得到解釋。我國政府履職具有鮮明的人民性，于此形成的良政善治局面，既能取得廣大青年的信任，又能促進四大生活圈的和諧發(fā)展，還能避免因資本無序擴張導致的市場、生態(tài)和社會失衡問題，從而對青年美好生活獲得感起促進作用。

“重整體尚和合”的文化基因也流淌在我國的政治生活里。中央政府應為人民的整體利益服務，是中華文化情境下政府工作得到好評的基本標準。這與西方“三權分立”政治文化下中央政府的職能定位形成質的區(qū)別，后者是為資本服務，僅代表全社會中一小部分人的利益。肖唐鏢等提出，我國民眾對中央政府的信任主要來自中央政府為民主持公道的決心和執(zhí)政為民的良善動機，體現出較強的倫理性機制特點。(24)肖唐鏢、趙宏月：《政治信任的品質對象究竟是什么? ——我國民眾政治信任的內在結構分析》，《政治學研究》2019年第2期。陸道平認為，我國政府一向主張以民為本，強調政權管理者應該盡一切努力讓百姓安居樂業(yè)，并將百姓生活的安定和幸福作為統(tǒng)治者獲取政權并長期執(zhí)政的前提條件。(25)陸道平：《政府服務均等化的政治文化之維》，《探索與爭鳴》2015年第10期。中國共產黨深知人民群眾是歷史的真正創(chuàng)造者，一直堅持人民至上，始終強調執(zhí)政為民。進入社會主義現代化建設階段，我國政府的宗旨仍然是人民利益高于一切，推進政府治理能力現代化的價值旨歸依舊是把人民群眾的利益、要求和愿望放在中心位置上。習近平指出：“人民對美好生活的向往，就是我們的奮斗目標?！?26)《習近平談治國理政》，北京：外文出版社，2014年，第3頁。我國當代青年對中央政府為人民謀幸福的使命和能力始終抱有很高的期望。

六、啟示與建議

綜合本研究結果可發(fā)現，循著中華文化價值觀念追求的美好生活，建立在你中有我、我中有你的相互融合關系上，是基于多元主體組成命運共同體而確立的生活理想，因此，傳承和發(fā)展“重整體尚和合”的文化基因，增強青年人在個我、人際、人群、天人生活圈美好生活維度上的價值共識，是提升這一群體美好生活獲得感的可行路徑。

(一)用集體主義文化引導青年人創(chuàng)造美好生活

“重整體尚和合”的文化基因經沉淀和積累后已凝練成集體主義文化。新時代的集體主義文化是社會主義文化的基本內核，內含恰當處理“大我”與“小我”關系的價值邏輯，完全可以助力青年人實現四個生活圈和諧發(fā)展的美好生活。人的社會性決定了個體必須在多種多樣的集體中完成美好生活的創(chuàng)造。在中華文化語境中，祖國、國家、民族、人民是在不同維度對整體所作的表達，是“集體”存在的重要形式。(27)張智、陳怡帆：《中國精神中的集體主義內核研究》，《思想教育研究》2021年第3期。青年人必須將自己的美好生活需要融入這些“集體”，在這些“真實共同體”中重塑自己的主觀意義世界，才可能獲得積極的美好生活體驗。新冠疫情危機再次驗證了集體主義文化之于美好生活實現的重要意義，任何以鄰為壑、零和博弈的行為，最終既無法讓集體過上美好生活也不可能讓個體贏得美好生活。習近平指出，我們生活在“互聯(lián)互通、休戚與共的地球村”里，任何國家都不能從他國的困難中謀取利益，從他國的動蕩中收獲穩(wěn)定，別國的威脅遲早會變成本國的挑戰(zhàn)。(28)《習近平在第七十五屆聯(lián)合國大會一般性辯論上的講話》，新華網客戶端，https://baijiahao.baidu.com/s?id=1678551730450010317&wfr=spider&for=pc，最后訪問時間：2021年6月16日。國家的發(fā)展如此，個人的發(fā)展亦是如此。因此，面對國內外正在發(fā)生的“大變局”，我們始終都要堅持將集體主義文化作為當代青年創(chuàng)造美好生活的價值底色。

(二)警惕精致利己主義思潮給青年人制造美好生活的假相

精致利己主義思潮以其外在的精致偽裝，有別于粗鄙、粗俗的利己主義，容易令人產生走在實現美好生活路上的錯覺。青年時期是美好生活創(chuàng)造的起步期，一部分青年人可能出于急功近利，選擇用精致利己主義的方式來滿足自己對美好生活的渴望，殊不知這樣的生活容易使人墜入虛無，反而體驗不到美好生活獲得感。精致利己主義文化的實質是利己主義，是西方個人主義文化在現當代的重要表現形式。具體而言，精致利己主義文化要對個體利己自私的價值追求進行偽裝，對個體丟棄和推卸責任進行偽裝，對個體追求物質奢靡和享受進行偽裝，企圖在商業(yè)理性中美化利己行為，以此修飾個體對集體和崇高的否定。錢理群指出，精致利己主義者的要害在于，沒有“超越一己私利的大關懷、大悲憫、責任感和承擔意識，必然將個人的私欲作為唯一的追求目標”。(29)錢理群：《北大清華再爭狀元就沒有希望》，《中國青年報》2012年5月3日第3版。青年人如果將精致利己主義納入自己的價值體系，勢必導致個我、人際、人群、天人四個生活圈內外的緊張和沖突，造成個人和集體美好生活夢想的雙雙破滅。史文祺等認為，精致利己主義表面上看提升了個體的主體地位，彌合了集體“忽略”個體的“人學空場”，實際上是以放大個體自身欲望的形式來強化主體性，慢慢將個體推向竭力謀取物質利益的工具人境地。(30)史文祺、穆佳瀅：《偽裝與展演：青年“精致”利己主義審思與探幽》，《理論導刊》2021年第3期。因此，面對市場經濟浪潮，青年人尤其需要汲取中華文化的價值力量，果斷撕下精致利己主義的偽裝，成就立于集體與個體融合共贏基礎上的美好生活。