高等教育對主觀幸福感的影響及機制
——來自CGSS2013-2021的經(jīng)驗證據(jù)

魏曉艷

一、引言

黨的二十大報告強調(diào)，必須堅持以人民為中心的發(fā)展思想，維護人民根本利益，增進民生福祉。提高人民幸福感已成為衡量新時代各項事業(yè)改革發(fā)展的基本指標及我國高等教育事業(yè)發(fā)展的重要目標。社會進步包括經(jīng)濟福祉和社會福祉兩個面向。[1]長期以來，學者們主要從人力資本理論角度對高等教育的經(jīng)濟效益進行討論，對主觀幸福感等社會效益則缺乏足夠關注。探討我國高等教育對主觀幸福感的影響和作用機制，對新時代高等教育事業(yè)充分發(fā)揮社會效益、更好地促進共同富裕具有重要意義。

二、文獻述評與研究假設

主觀幸福感是對積極和消極情緒的個人感知和經(jīng)驗，以及對生活滿意度的特定認知和評估，被定義為“一個人對其生活的認知和情感評估”[2]。作為個人社會收益的重要組成部分，主觀幸福感是以個人心理體驗為特征的主觀福利指標。一般認為，受教育程度越高者往往具有更高的經(jīng)濟收入和社會地位，能夠獲得較高的主觀幸福感。關于高等教育收益率的研究也表明，高等教育是一項能夠給個人帶來收益的投資，受過高等教育者確實存在著顯著的收入優(yōu)勢。[3]實際上，高等教育為個人帶來的收益不僅包括以收入水平為代表的貨幣性收益，還包括身心健康、社會地位、認知水平和社會支持等非貨幣性的社會收益。[4]

關于高等教育對主觀幸福感的作用機制，皮埃爾·布迪厄擴展了馬克思主義經(jīng)濟學中的資本概念，將其進一步劃分為經(jīng)濟資本、文化資本和社會資本三種形態(tài)，并認為這三種資本形態(tài)并不是層層遞進的，而是可以相互轉(zhuǎn)化的。教育作為一種典型的制度性文化資本，可能通過積累而轉(zhuǎn)化成其他形態(tài)的資本，直接或間接地影響著個體的主觀幸福感。教育經(jīng)濟學也認為，高等教育的個人收益包括以收入水平為代表的貨幣性收益和以身心健康水平、社會地位改善、個人社會生活結(jié)構的優(yōu)化及生活質(zhì)量的提高等為內(nèi)容的非貨幣性收益，其收益量很難用貨幣形式來度量。[5]可見，高等教育可通過貨幣性收益及各種非貨幣性收益對個體主觀幸福感產(chǎn)生影響。

第一，高等教育、收入水平與主觀幸福感。許多學者認為收入與主觀幸福感之間呈顯著相關關系，教育可能通過提高個體經(jīng)濟收入顯著影響主觀幸福感。[6-8]具體而言，主要包括“絕對收入”和“相對收入”兩種效應。絕對收入效應是指受教育程度越高則收入越高，居民幸福感也越高[9]；相對收入效應認為，個體幸福感并不來自高等教育帶來的絕對收入水平提升，而是來自通過比較產(chǎn)生的相對收入水平[10]。收入差距越大，人們受到的負面影響也越大，生活幸福感就越低。[11]并且，絕對收入對主觀幸福感的影響具有帕累托效應，當個體絕對收入達到一定程度時會出現(xiàn)帕累托無效，相對收入成為主導個體主觀幸福感的主要因素。[12]

第二，高等教育、身心健康與主觀幸福感。身心健康是個體幸福的重要基礎，受教育程度可能通過影響個體身心健康水平對主觀幸福感產(chǎn)生影響。[13]在身體健康方面，教育具有提高個人身體健康水平的顯著作用[14-15]，良好的教育有助于形成正確的健康觀和幸福觀[16]，受教育程度較高者更能合理地控制自己的欲望，具有較好的健康認知和行為，相對而言具有較強的幸福感[17-19]。在心理健康方面，個體由于受教育水平不同而產(chǎn)生心理上的差異。[20]教育有助于形成積極的生活態(tài)度、樂觀的心態(tài)及良好的人際關系和社會網(wǎng)絡等，從而顯著促進個人的心理健康狀況[21]，提升個體主觀幸福感。另一方面，受教育程度越高的人往往有更高的職業(yè)期望和更大的工作壓力，受過高等教育的人對生活質(zhì)量、婚姻和子女教育狀況及社會制度等的期望、要求會更高。因此，知識水平的提高也可能通過擴大期望與現(xiàn)實的差距，增加個體心理或思想負擔，使人“徒增煩惱”，提高獲得幸福感的難度，降低個體主觀幸福感。也即，受教育程度越高，越容易有高預期與低現(xiàn)實的落差感[22]。例如，我國城市里受過教育的人更有可能報告抑郁，在農(nóng)村沒有受過多少教育的人則對自己的生活更滿意，也不太可能報告不佳的精神狀況。[23]

第三，高等教育、職業(yè)選擇與主觀幸福感。職業(yè)選擇可能是高等教育影響個體主觀幸福的重要途徑。首先，職業(yè)選擇是受教育者借以充分發(fā)揮自身潛能和實現(xiàn)自身價值進而獲得幸福的重要手段。近年來，學者們力圖超越快樂主義幸福觀，更強調(diào)因自身潛能實現(xiàn)而獲得的幸福，他們認為主觀幸福還應該包括通過充分發(fā)揮自身潛能而達到完美體驗所帶來的感受。[24-25]為此，高等教育可能通過職業(yè)選擇對主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響。其次，職業(yè)作為一種社會資本帶來的社會支持是高等教育影響幸福感的重要渠道。例如，陳曉宇發(fā)現(xiàn)，非公有制單位就業(yè)者的高等教育收益水平要高于公有單位就業(yè)者。[3]最后，作為間接實現(xiàn)社會支持的重要途徑，教育有助于個人能力和工作滿意度的提高，減少由失業(yè)、貧困造成的人際關系緊張[26]，從而增加個體主觀幸福感。

第四，高等教育、政府滿意度與主觀幸福感。大量關于政治行為的研究表明，相較于教育程度較低的個體，接受過高等教育的人往往政治參與度更高。[27]因此，高等教育也可能通過政府滿意度對主觀幸福感產(chǎn)生影響。個體接受高等教育后，對政治的關心參與程度也隨之提高，這可能產(chǎn)生兩種結(jié)果：一是，相較于其他群體，該群體可能對政府提供公共服務具有更高的要求，對政府公共服務供給的滿意度容易保持較低水平，進而降低個體主觀幸福感。例如，周紹杰等發(fā)現(xiàn)，高學歷背景的個體由于對公共服務有較高期望而抱持著相對較低的公共服務滿意度。[28]二是，當個體接受高等教育后，能夠掌握更為充分的知識和信息，對政府供給能力和水平具有相對客觀的判斷，從而提升其對政府公共服務的滿意度。并且，受教育程度越高的個體往往越容易獲取到更多的社會資本和政府資源，工作和生活都會更便利，對政府更容易有好感。[29]

綜合看來，盡管既有文獻已關注到教育對主觀幸福感的影響，提出了具有啟發(fā)性的中介因素，但研究總量較少且缺乏高等教育對主觀幸福感影響的專門探討，關于具體作用機制的研究更有較多可深化與拓展的空間。為此，結(jié)合以上文獻綜述和理論分析，本文將從資本轉(zhuǎn)化和收益類型的視角，以收入水平、身心健康、職業(yè)選擇和政府滿意度為主要機制，考察高等教育及其帶來的個體經(jīng)濟效益和社會收益如何直接或間接地影響受教育者的主觀幸福感?；诖?，本文提出以下研究假設：

H1：接受高等教育能夠顯著提高個體的主觀幸福感；

H2：高等教育能夠通過個體收入水平、身心健康、職業(yè)選擇和政府滿意度對主觀幸福感產(chǎn)生影響。

三、實證策略與數(shù)據(jù)說明

(一)基本回歸策略

為檢驗接受高等教育對主觀幸福感的影響，本文使用模型(1)進行回歸分析：

happyi=β0+β1×highedui+Xα+εi

(1)

其中，happyi是個體i的主觀幸福感，該變量值越大，表示主觀幸福感越強；highedui是個體i接受高等教育的虛擬變量，當其接受了高等教育時，highedui=1，否則為0。X是可能影響主觀幸福感的控制變量集，包括個體的戶籍身份、年齡、婚姻狀況及性別等控制變量；εi為殘差項。當接受高等教育能夠提高主觀幸福感時，β1將顯著大于0，否則將不顯著或顯著小于0。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)2013年、2015年、2017年、2018年和2021年的數(shù)據(jù)①。由于主觀幸福感及其他變量數(shù)據(jù)存在著“不知道”或“不適用”情況，本文刪除了這部分樣本。

當個體i有大學?？萍耙陨蠈W歷時，highedui=1，否則為0。對于主觀幸福感變量，CGSS問卷中有關主觀幸福感的問題為：“總的來說，您覺得您的生活是否幸?！?，此項的回答主要分為5檔，1為非常不幸福，5為非常幸福，當happyi值越大，表示個體的主觀幸福感越強。戶籍制度hji為虛擬變量，當個體i為非農(nóng)業(yè)戶口時，hji=1，否則為0；性別變量genderi為虛擬變量，當個體i為女性時，genderi=1，男性為0；當個體i處于未婚、分居未離婚、離婚和喪偶狀態(tài)時，marriedi=0，當個體i處于同居、初婚有配偶、再婚有配偶的狀態(tài)時，marriedi=1。主要變量的描述性統(tǒng)計見表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、回歸結(jié)果與異質(zhì)性檢驗

(一)基準回歸結(jié)果

由于本文所采用的CGSS問卷調(diào)查數(shù)據(jù)為各年抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，故采用混合回歸方法對模型(1)進行回歸分析，實證結(jié)果見表2所示。其中，第(1)列是高等教育變量對幸福感的直接回歸，結(jié)果顯示相較于未接受高等教育的個體，接受高等教育的個人幸福感水平顯著提高；由于本文采用了五年的調(diào)查樣本數(shù)據(jù)，因此第(2)列加入了年度固定效應，此時β1系數(shù)仍然顯著為正。第(3)列加入了婚姻狀況作為控制變量，此時β1系數(shù)有一定擴大，同時發(fā)現(xiàn)，婚姻狀況有利于提高主觀幸福感，當個體有配偶時，主觀幸福感增強。第(4)列加入了年齡變量，此時β1系數(shù)繼續(xù)擴大，且年齡變量顯著為正。第(5)列加入了戶籍身份變量，此時β1系數(shù)仍顯著為正。第(6)列加入了性別變量，此時β1系數(shù)與第(5)列結(jié)果相近，且性別變量對主觀幸福感的影響顯著，女性的主觀幸福感強于男性。從表2的結(jié)果可以看出，接受高等教育將明顯提高主觀幸福感，且相關控制變量對這一回歸系數(shù)的影響不大。

表2 高等教育對幸福感的實證回歸結(jié)果

(二)異質(zhì)性檢驗

為了進一步檢驗這一效應在不同群體間的異質(zhì)性，本部分討論這一效應在不同戶籍身份、性別、收入、婚姻狀況及所處地區(qū)人群間的差異。

1.城鄉(xiāng)異質(zhì)性

戶籍身份決定了個體享受公共服務的可能性。一般來說，相較于農(nóng)村戶籍人口，城鎮(zhèn)戶籍人口享受的公共教育服務水平更高且機會更大，這可能影響高等教育對主觀幸福感的作用效果。為此，本文利用交叉項回歸，分析了高等教育與戶籍身份交叉項對主觀幸福感的影響，結(jié)果見表3第(1)列所示。此時，交叉項系數(shù)并不顯著，這表明高等教育對主觀幸福感的影響并不受個體戶籍身份的影響。對此，本文認為，盡管相較于農(nóng)村戶籍人口，城鎮(zhèn)戶籍人口享受的公共教育服務水平更高且機會更大，但接受高等教育對農(nóng)村戶籍人口經(jīng)濟社會地位和生活狀況的相對改善效應可能更大，從而使高等教育對農(nóng)業(yè)戶籍人口主觀幸福感的影響不弱于非農(nóng)業(yè)戶籍人口，彌合了這一效應在不同戶籍身份人口之間的異質(zhì)性差異。張軍華研究發(fā)現(xiàn)，我國居民幸福感存在著顯著的城鄉(xiāng)差異，城鎮(zhèn)人幸福感比農(nóng)村人高。[30]本文的數(shù)據(jù)分析結(jié)果說明，對于戶籍制度可能帶來的個體幸福感差異[31]，高等教育對城鄉(xiāng)居民主觀幸福感差異具有良好的均衡作用，接受高等教育有效彌合了城鄉(xiāng)二元差序格局對居民幸福感的差異性影響。

表3 異質(zhì)性檢驗

2.性別異質(zhì)性

接受高等教育對主觀幸福感的效應可能受到個體性別的影響。[32]已有研究認為，受到文化傳統(tǒng)、自我認同、就業(yè)機會和經(jīng)濟收入等方面的性別差異影響，女性的主觀幸福感往往低于男性。[33-34]為此，本文分析了高等教育與性別的交叉項對個體主觀幸福感的影響，回歸結(jié)果見表3第(2)列所示，交叉項系數(shù)顯著為正，表明高等教育對主觀幸福感的效應受到性別因素的影響，女性接受高等教育對其幸福感的影響要明顯高于男性。這可能是由于接受高等教育對女性就業(yè)機會、社會經(jīng)濟地位乃至家庭生活狀況的改善作用要顯著高于男性。[35-36]高等教育對女性主觀幸福感的正向傾斜效應，反映出高等教育對其他社會因素通過性別對個體主觀幸福感的差異性影響具有顯著的彌補支持作用，高等教育在經(jīng)濟收益之外帶來了以女性社會狀況改善為代表的公共社會收益。

3.婚姻狀況異質(zhì)性

高等教育對主觀幸福感的效應也可能因婚姻狀態(tài)而存在著差異。為此，本文檢驗了高等教育與婚姻狀態(tài)的交叉項對個體主觀幸福感的影響，此時回歸結(jié)果見表3第(3)列所示，交叉項顯著為正，表明高等教育對主觀幸福感的效應受到婚姻狀態(tài)的影響，高等教育對已婚群體幸福感的影響要明顯高于非已婚群體，相關研究也提供了證據(jù)支持。[37]本文認為，可能是接受高等教育為個體提供了良好的婚配競爭優(yōu)勢[38]、婚姻家庭觀、情感交流和情緒調(diào)適能力等，有助于建立良好的婚姻關系和家庭網(wǎng)絡，提升婚姻穩(wěn)定性、親子間親密度[39]，這對提升已婚群體的主觀幸福感具有重要作用。高等教育對婚姻狀況與主觀幸福感的改善，體現(xiàn)了高等教育在經(jīng)濟收益之外帶來的個人社會收益。

4.不同地區(qū)的異質(zhì)性

高等教育對主觀幸福感的效應也可能因個體所處地區(qū)不同而存在著差異。本文設置了地區(qū)虛擬變量，將上海、北京、天津、山東、廣東、河北、浙江、福建及遼寧作為東部省份②，其他地區(qū)作為非東部省份，考察受教育程度對個體主觀幸福感的影響。一般認為，東部地區(qū)屬于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，這類地區(qū)的機會較多，個人能夠有更大的發(fā)展空間，可能進一步釋放高等教育的影響作用。[36]此時交叉項回歸結(jié)果見表3第(4)列所示，交叉項系數(shù)并不顯著，表明高等教育對個體主觀幸福感的影響并不存在地區(qū)差異。這可能是因為，接受高等教育能夠帶來較大的個人發(fā)展空間，導致高等教育影響效應在不同地區(qū)間未表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性效果。

五、穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性檢驗

(一)穩(wěn)健性檢驗

為觀察實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文一方面重新構建了高等教育指標，以考察不同高等教育指標設定對實證結(jié)果的影響；另一方面，重新設定了主觀幸福感指標，以檢驗不同主觀幸福感指標的選擇帶來的影響。

1.高等教育指標的確定

在基準回歸中，本文將大專及以上學歷作為高等教育虛擬變量的劃分界線，本文將通過構建不同的高等教育類別指標以檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性。首先，將大學本科及以上學歷作為界線，當個人i的受教育程度為大學本科及以上學歷時，highedui=1，否則為0。這一方法構建的高等教育變量得到的實證結(jié)果見表4第(1)列所示，此時β1系數(shù)仍然顯著，且系數(shù)與表2第(6)列的回歸系數(shù)相近；其次，將正規(guī)高等教育的大學本科及以上學歷作為高等教育判定指標，成人高等教育的大學本科學歷不作為高等教育，即當個人i受教育程度為正規(guī)高等教育大學本科及以上學歷時，highedui=1，否則為0。這一方法構建的高等教育變量得到的實證結(jié)果見表4第(2)列所示，此時β1系數(shù)仍然顯著。可見，高等教育指標的不同構建方法不影響本文的主要實證結(jié)論，高等教育始終顯著地提高個體主觀幸福感。

表4 穩(wěn)健性檢驗

2.幸福感指標的影響

為觀察實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文嘗試選擇CGSS問卷中的其他問題作為主觀幸福感指標的判定依據(jù)。

公正是幸福的必要條件和民生幸福的倫理基礎[40]，人們對社會公正的主觀感受是其認知幸福感的重要影響因素[41]。一般認為，當個體的幸福感較強時，對社會公平正義的認可度越高。[42]為此，本文根據(jù)CGSS問卷中包含的“總的來說，您認為當今社會公平不公平”這一問題設置了幸福感替代變量happy1，該變量值越大，表示個體認為社會越公平，幸福感越強。本文的實證結(jié)果見表4第(3)列所示，β1系數(shù)仍然顯著為正，表明不同的幸福感指標對本文實證結(jié)果的影響較小。同時，結(jié)合高等教育指標的新設定，將大學本科及以上學歷、正規(guī)高等教育的大學本科及以上學歷作為高等教育虛擬變量的劃分界線，進行回歸分析，結(jié)果分別見表4第(4)-(5)所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，本文選擇不同的高等教育和主觀幸福感指標后，實證結(jié)論依然穩(wěn)健。

(二)內(nèi)生性檢驗

本文討論了個體是否接受高等教育對個體主觀幸福感的影響。其中，個體是否接受高等教育這一變量可能與其他影響主觀幸福感的經(jīng)濟變量密切關聯(lián)，如個人是否接受高等教育可能與所處家庭經(jīng)濟條件或背景有關，而這可能進一步引起主觀幸福感的變化，因此實證結(jié)論很可能受到遺漏變量等內(nèi)生性問題的干擾。子女的受教育程度與父母的受教育程度密切相關，父親的受教育程度能夠較大程度地影響子女的受教育程度，而對子女的幸福感沒有直接影響。[43]為了減少實證過程中的內(nèi)生性問題，本文利用父親受教育程度(edu_fa)作為工具變量進行實證檢驗。其中，父親受教育程度對子女接受高等教育的第一階段回歸結(jié)果見表5第(1)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，父親受教育程度對子女接受高等教育具有顯著的正向影響，父親受教育程度越高，子女接受高等教育的概率越大，KPF統(tǒng)計量為2663.40，遠超過10，表明該工具變量不存在弱工具問題。利用第一階段的擬合值對主觀幸福感進行回歸的實證結(jié)果見表5第(2)列所示，此時β1系數(shù)仍然顯著為正，這驗證了本文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。同時，相較于表2第(6)列，此時β1系數(shù)明顯更大，這意味著使用OLS回歸低估了本文的實證效應；簡約式回歸結(jié)果見表5第(3)列所示，此時回歸系數(shù)仍然顯著為正。

表5 內(nèi)生性檢驗:工具變量估計

根據(jù)已有文獻，母親的受教育程度也能夠影響子女的受教育程度。[43]因此，本文也將母親受教育水平(edu_ma)作為工具變量，第一階段回歸結(jié)果、第二階段回歸結(jié)果及簡約式回歸結(jié)果見表5第(4)-(6)所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，母親的受教育程度也明顯地提高了子女接受高等教育的概率，且相較于父親，母親的作用更大，KPF統(tǒng)計量為3159.84，表明不存在弱工具問題。第二階段回歸結(jié)果中的β1系數(shù)仍然顯著為正，且系數(shù)仍然遠大于表2第(6)列的回歸結(jié)果；簡約式回歸結(jié)果見表5第(6)列所示，此時回歸系數(shù)仍然顯著為正。最后，本文同時使用父親受教育程度和母親受教育程度作為工具變量，實證回歸結(jié)果見表5第(7)列所示，此時β1系數(shù)仍然顯著為正，且系數(shù)大小接近第(2)列和第(5)列，這意味著本文的實證結(jié)論具有較強的穩(wěn)健性。

六、機制分析

實證結(jié)果表明，接受高等教育確實能夠顯著地提高個體主觀幸福感。但高等教育究竟如何促進主觀幸福感，其作用機制是什么，需要進一步討論。

(一)機制1：絕對收入和相對收入

經(jīng)濟增長與民生改善是社會發(fā)展中備受關注的問題，本文主要聚焦個體層面，探討收入增長與個體主觀幸福感的相關性。經(jīng)濟學家伊斯特林提出了著名的“收入—幸?！便Ｕ?，認為短期內(nèi)財富越多，幸福感越強，但長期來說，收入的增長并不能對幸福感的提高起到顯著作用。[1]另一方面，蘇格拉底認為，幸福是精神體驗，物質(zhì)的豐富程度并不能抵消精神的空虛程度。為驗證高等教育是否通過收入影響個體主觀幸福感，本文分析了個人接受高等教育對個人或家庭收入的作用情況，并進一步討論了這種作用能否影響高等教育對個體主觀幸福感的效應。該部分的分析主要通過個人絕對收入和個人相對收入兩個路徑進行。其中，個人絕對收入指的是個人收入的絕對數(shù)，該指標不與其他人進行對比；而個人相對收入主要指的是個人相對于其他人的收入感觀指標。

首先，本文分析了接受高等教育對個人收入的影響，此處將個人全年收入加1取對數(shù)(income1)作為收入變量，考察接受高等教育對個人收入的影響。實證結(jié)果見表6第(1)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，高等教育顯著地提高了個人收入水平。在此基礎上，將income1變量作為模型(1)的控制變量，考察高等教育對個體主觀幸福感的影響。實證結(jié)果見表6第(2)列所示，β1系數(shù)為0.200，相較于表2第(6)列β1系數(shù)未出現(xiàn)明顯變化。其次，本文又將個人房產(chǎn)數(shù)量收入加1取對數(shù)(income2)作為收入變量，考察接受高等教育對個人房產(chǎn)數(shù)量的影響。實證結(jié)果見表6第(3)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，高等教育顯著地提高了個人房產(chǎn)數(shù)量。在此基礎上，將income2變量作為模型(1)的控制變量，考察高等教育對個體主觀幸福感的影響。實證結(jié)果見表6第(4)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，β1系數(shù)仍為0.194，相較于表2第(6)列β1系數(shù)仍未出現(xiàn)明顯變化。以上分析表明，高等教育雖然影響個人絕對收入，但并未通過個人絕對收入對主觀幸福感形成影響。

表6 機制檢驗1:絕對收入和相對收入

為了考察高等教育是否通過影響個人相對收入形成對主觀幸福感的影響，本文進一步使用了相對收入指標進行路徑檢驗。CGSS問卷問詢了個人收入的相對情況，即“您家的家庭經(jīng)濟狀況在所在地屬于哪一檔”，該問題的回答從“遠低于平均水平”到“遠高于平均水平”分為五檔，賦值分別為1-5。將該指標作為個人相對收入指標(income3)，income3越大，表示個人相對收入值越大。接受高等教育對income3的實證分析結(jié)果見表6第(5)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，接受高等教育有助于提高家庭的經(jīng)濟狀況相對水平；進一步將income3作為模型(1)的控制變量，實證回歸結(jié)果見表6第(6)列所示，β1系數(shù)僅為0.107，相較于表2第(6)列出現(xiàn)了大幅下降，這意味著高等教育對個體相對收入水平的影響是影響主觀幸福感的重要路徑。此外，CGSS問卷中還包括了關于個人社會經(jīng)濟地位的問詢，即“與同齡人比，您本人的社會經(jīng)濟地位是？”該問題的回答為“較高”“差不多”和“較低”，且賦值分別為1-3，將該指標作為另一個相對收入指標(income4)，income4越大表示個人相對收入值越低。接受高等教育對income4的實證分析結(jié)果見表6第(7)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，接受高等教育能夠顯著地提高個人社會經(jīng)濟地位；進一步地，將該指標作為模型(1)的控制變量，實證結(jié)果見表6第(8)列所示，β1系數(shù)為0.102，這一值與表6第(6)列結(jié)果相似，且相較于表2第(6)列中β1系數(shù)出現(xiàn)了大幅下降，進一步證明高等教育通過個體相對收入水平顯著地影響了個體主觀幸福感。

絕對收入、相對收入及收入不平等等相關變量是解釋“收入—幸福之謎”的重要因素。[44]表6的實證結(jié)果表明，接受高等教育顯著地提高了個人的絕對收入和相對收入，但對個人幸福感的影響則主要基于相對收入水平。這一結(jié)果與趙新宇等人的研究一致。[45]

(二)機制2：身心健康

個人身心健康也可能是高等教育影響個體主觀幸福感的重要路徑。一方面，接受高等教育的個體擁有更豐富的知識儲備和健康生活意識，這可能會影響個人身體健康，而健康的身體進一步引起了個人幸福感的提高。為了驗證這一路徑是否存在，本文首先分析了高等教育對個人身體健康程度(health)的影響。在CGSS問卷中，關于個人身體健康的問題主要是“您覺得您目前的身體健康狀況是？”該問題的回答從“很不健康”到“很健康”分為五檔，分別賦值為1-5，該值越大表示身體越健康。接受高等教育對個人健康的影響見表7第(1)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，接受高等教育顯著地提高了個人健康程度。進一步地，將個人健康指標作為模型(1)的控制變量，回歸結(jié)果見表7第(2)列所示，β1系數(shù)為0.175，相較于表2第(6)列有一定的下降，但降幅不大?？梢哉J為，個人身體健康程度是高等教育影響個體主觀幸福感的路徑之一，但該路徑的影響較小。

表7 機制檢驗2:身心健康

另一方面，接受高等教育可能會改善個體的心理狀況，容易提高個人對其他人群和社會的信任感，從而增強個體幸福感。為此，本文也分析了受教育水平對個體心理健康的影響，并檢驗這一影響是否是重要路徑。在具體操作上，本文選擇社會信任感作為個體心理健康的代理變量。作為社會資本的重要組成部分，社會信任與主觀幸福感之間存在著顯著的正向關系[46-47]，較高的受教育程度有利于提高個體社會信任水平[48]，進而提高主觀幸福感。在CGSS問卷中，關于個人社會信任感的問題主要是“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”該問題的答案從“非常不同意”到“非常同意”共分五檔，分別賦值為1-5，該值越大表示社會信任感越強。本文分析了接受高等教育對社會信任感(trust1)的影響，實證結(jié)果見表7第(3)列所示，此時系數(shù)顯著為正，這表明接受高等教育確實顯著地提高了個人社會信任感。進一步地，將trust1加入模型(1)中作為控制變量，回歸結(jié)果見表7第(4)列所示，β1系數(shù)為0.178，相較于基準回歸存在著一定幅度的下降?？梢?，社會信任感是高等教育影響個人幸福感的一個路徑，但該路徑的影響相對有限。

(三)機制3：職業(yè)選擇

職業(yè)選擇可能通過工作時間、工作家庭沖突及工作類型帶來的社會經(jīng)濟地位等對個體主觀幸福感產(chǎn)生影響，甚至具有家庭內(nèi)部的幸福溢出效應。[49-50]考慮到我國二元分割的勞動力市場結(jié)構，本文將職業(yè)選擇分為體制內(nèi)、體制外兩種，并首先檢驗接受高等教育對個人工作單位類型的影響。CGSS問卷調(diào)查了受訪個體的工作單位類型，主要包括黨政機關、企業(yè)、事業(yè)單位、社會團體、無單位/自雇/自辦企業(yè)等。本文將黨政機關、事業(yè)單位作為體制內(nèi)職業(yè)選擇，其他單位作為非體制內(nèi)職業(yè)選擇，考察接受高等教育對體制內(nèi)職業(yè)選擇的影響。實證結(jié)果見表8第(1)列，β1系數(shù)顯著為正，表明個人接受高等教育顯著地提高了個人進入體制內(nèi)就業(yè)的機會。第(2)列為將體制內(nèi)工作作為控制變量后的回歸結(jié)果，β1系數(shù)為0.142，相較未加入這一變量的第(3)列，系數(shù)存在一定程度的下降，但降幅不大③。

表8 機制檢驗3:職業(yè)選擇

CGSS問卷中還包括了“您目前工作的單位或公司的所有制性質(zhì)”這一問題，回答選項包括國有或國有控股、集體或集體控股、私有、港澳臺和外資企業(yè)等。本文將國有或國有控股作為體制內(nèi)職業(yè)選擇，其他所有制性質(zhì)的單位作為非體制內(nèi)職業(yè)選擇，考察高等教育對體制內(nèi)職業(yè)選擇的影響，實證結(jié)果見表8第(4)列，β1系數(shù)仍顯著為正，進一步表明個人接受高等教育顯著地提高了個人進入體制內(nèi)就業(yè)的機會，第(5)列為將體制內(nèi)工作作為控制變量的回歸結(jié)果，β1系數(shù)為0.122，相較未加入這一變量的第(6)列，系數(shù)存在一定的下降，但降幅不大。綜合表8，可以認為個體接受高等教育將顯著提高個體進入體制內(nèi)工作的可能性，且進入體制內(nèi)工作對主觀幸福感存在一定的影響，但影響作用相對較弱。

(四)機制4：政府滿意度

已有文獻表明，高等教育對個體主觀幸福感的影響也可能與政府滿意度有關。[28]可能的路徑包括以下兩方面：一方面，當個人接受更高水平的教育時，其對政府所提供的公共服務具有更高的要求，對政府公共服務供給的滿意度容易保持較低水平，進而降低個體幸福感；另一方面，當個人接受更高水平的教育時，其能夠掌握充分的知識和信息，對政府供給能力和水平具有相對客觀的判斷，也更容易從政府資源中獲益，從而提升對政府公共服務的滿意度。為此，本文檢驗了受教育水平對政府滿意度指標的影響，具體包括公共教育服務(pedu)、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(phos)、基本住房保障(phou)、社會管理公共服務(pman)、勞動就業(yè)服務(pjob)和社會保障服務(pubseu)六個指標，該指標在CGSS問卷中采取百分值，該值越大，表示政府滿意度越高。高等教育對政府公共服務滿意度的影響見表9第(1)-(6)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，除了對勞動就業(yè)服務具有顯著為正的影響外，個人接受高等教育對各類公共服務的滿意度均未有明顯作用。

表9 機制檢驗4:政府滿意度

進一步地，本文分別將這幾類公共服務作為控制變量加入模型(1)中，實證結(jié)果見表10第(1)-(6)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，加入各類公共服務變量后，相較基準回歸結(jié)果，β1系數(shù)均未出現(xiàn)較大變化，這進一步說明，政府滿意度并不是高等教育影響個人幸福感的主要機制。

表10 機制檢驗4:政府滿意度為控制變量

根據(jù)以上分析可以認為，接受高等教育對個體主觀幸福感的影響機制主要是個人相對收入水平，身體健康、社會信任及體制內(nèi)職業(yè)選擇也是高等教育影響主觀幸福感的機制之一，但影響力較弱。盡管高等教育顯著提高了個人的絕對收入，但絕對收入和政府滿意度并不是高等教育對個體主觀幸福感的影響機制。

七、結(jié)論與政策建議

提升高等教育對個體主觀幸福感的正向效應，對我國教育事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和扎實推進共同富裕具有重要意義?；贑GSS2013-2021年數(shù)據(jù)，本文實證分析了高等教育對居民主觀幸福感的影響及其作用機制。結(jié)果表明，高等教育顯著提高了個體主觀幸福感，這一結(jié)果在考慮不同的高等教育指標、主觀幸福感指標及內(nèi)生性問題后均具有較強的穩(wěn)健性。異質(zhì)性分析表明，高等教育對主觀幸福感的實證效應在女性和已婚群體中更大，在不同的戶籍身份及地區(qū)人口間不存在明顯差異。進一步的機制分析表明，接受高等教育對主觀幸福感的影響主要是通過個人相對收入實現(xiàn)的，身心健康及體制內(nèi)職業(yè)選擇也是高等教育影響幸福感的機制之一，但影響力不大。盡管高等教育顯著提高了個人的絕對收入，但絕對收入和政府滿意度并不是高等教育對個人幸福感的影響機制。本文結(jié)論對于當前我國高等教育政策制定具有重要啟示。

第一，堅持以人民為中心的發(fā)展思想，注重發(fā)揮新時代高等教育增進民生福祉的社會功用。追求幸福是個體的最終基本訴求[51]，也是黨和國家各項事業(yè)的發(fā)展目標。中國特色社會主義進入新時代，習近平總書記強調(diào)，“我們追求的發(fā)展是造福人民的發(fā)展”“在全面建設社會主義現(xiàn)代化國家新征程中，我們必須把促進全體人民共同富裕擺在更加重要的位置，讓廣大人民群眾獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)”。為此，新時期教育事業(yè)發(fā)展要繼續(xù)堅持以人民為中心的發(fā)展思想，加快建設高質(zhì)量教育體系，促進教育公平，以更好發(fā)揮高等教育對增進民生福祉的重要作用。

第二，正確處理好效率與公平的關系，在協(xié)調(diào)發(fā)展中持續(xù)促進共同富裕。共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求和中國式現(xiàn)代化的重要特征。[52]教育尤其是高等教育在促進人民共同富裕的歷史進程中發(fā)揮著重要而獨特的作用，必須進一步強化協(xié)調(diào)發(fā)展理念。其中，關鍵是縮小包括城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距、不同社會群體差距等在內(nèi)的主觀幸福感“受惠”差距。要正確處理好效率和公平的關系，以信息化等為手段，精準識別高等教育在提升居民主觀幸福感過程中的“短板”人群，積極推進高等教育的交流合作與資源共享，縮小優(yōu)質(zhì)高等教育資源在城鄉(xiāng)、地區(qū)、性別和收入間的分配差距，有效推進不同群體在高等教育發(fā)展過程中的受益均衡。

第三，注重發(fā)揮教育評價的引導作用，將幸福感納入教育高質(zhì)量發(fā)展評價體系中。能否提高居民主觀幸福感是衡量新時代高等教育事業(yè)改革發(fā)展成敗得失的基本指標。以高等教育為代表的各項事業(yè)，需持續(xù)保障和提升居民的主觀幸福感、獲得感和安全感，有必要將其納入高等教育評價體系中，提出科學可行、符合國情的指標體系和考核評估辦法，構建具有中國特色、符合中國國情的教育高質(zhì)量發(fā)展評價體系。為此，要在新時代教育高質(zhì)量發(fā)展教育評價工作中，注重發(fā)揮主觀幸福感評價的牽引和推動作用，以增進人民福祉為目標，著力深化教育評價改革，不斷完善和增強居民主觀幸福感為重要價值取向的教育評價體系，推動教育更好發(fā)揮增進民生福祉、提高人民生活品質(zhì)的作用。

注釋：

① 該數(shù)據(jù)來自中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心主持的《中國綜合社會調(diào)查(CGSS)》項目，作者感謝此機構及其人員提供數(shù)據(jù)協(xié)助，本文內(nèi)容由作者自行負責。

② 海南也是東部省份，但本文調(diào)查樣本內(nèi)不包括海南省份。

③ 數(shù)據(jù)庫中這一問題的樣本缺失嚴重，導致樣本變化幅度較大，因此表8第(3)列重新利用存在職業(yè)選擇信息的樣本進行了基準回歸，第(6)列同理。