教育與主觀幸福感關系：基于教育回報率分析

劉曉陵 賴新蓁 文劍冰

(華東師范大學 心理與認知科學學院，上海 200062)

·生活質量與社會發展(學術主持人：邢占軍)·

教育與主觀幸福感關系：基于教育回報率分析

劉曉陵 賴新蓁 文劍冰

(華東師范大學 心理與認知科學學院，上海 200062)

為了探究教育與主觀幸福感的關系，本研究以2012年中國綜合社會調查(CGSS)數據為基礎，借鑒教育對工資回報率的計算方法和工資分解法，以主觀幸福感為因變量，運用多元回歸估計教育回報率、比較教育回報率的性別差異，并進一步對結果產生的原因進行了考察。結果發現：(1)教育能提升主觀幸福感，且收入是兩者的不完全中介變量；(2)就幸福感而言，教育回報率不存在性別差異，但教育程度從小學及以下水平提高到初中、高職技校和大專水平時，女性的教育回報率相對男性而言有所補償；(3)當教育程度繼續提高到本科及以上時，這種補償效應消失。部分原因在于，教育程度高的女性更加認同出門工作的觀念與其面臨的工作和高于男性的家務負擔之間形成了沖突，從而降低了主觀幸福感。

教育；主觀幸福感；教育回報率；收入

一、相關文獻綜述

(一)教育、收入與性別差異

于國家而言，教育是立國之本。于個體而言，教育能改變命運，這是因為通過教育，個體能夠獲得謀生立業所需的知識、技能和智慧潛能。來自經濟學領域的諸多研究證明，個體的教育程度與其從事的工作和收入水平均有明顯正相關關系。另外，教育還能夠幫助個體做出更明智的婚姻決策，教養子女的方式也更佳；受教育越多，個體越有耐心，目標定向越強，風險行為越少*Oreopoulos P, Salvanes K G. Priceless: The Nonpecuniary Benefits of Schooling. Journal of Economic Perspectives, 2011, 25(1):159-84.。

但是教育離不開資金和時間的投入。除了政府或其他辦學機構的投入，家庭或個人或多或少同樣需要付出。通常情況下，接受的教育越多，投入就越大。因此，從經濟學角度看，教育其實是一項重要的投資。經濟學領域用教育回報率這一指標來度量教育程度與收入之間的關系。教育回報率是指在剔除了工作時間、工作經驗、性別、個人能力、職業、行業與所有制等因素的影響后，就業者每增加1年教育所獲得的收入增長率*杜兩省、彭競：《教育回報率的城市差異研究》，《中國人口科學》2010年第5期。。基于這一指標，學者們熱衷于對男性和女性的教育回報率進行比較。國內外一些研究均發現教育回報率存在性別差異，且女性的教育回報率高于男性*彭競：《高等教育回報率與工資的性別差異》，《人口與經濟》2011年第4期；黃志嶺、姚先國：《教育回報率的性別差異研究》，《世界經濟》2009年第7期；Dougherty C. Why Are the Returns to Schooling Higher for Women than for Men?. Journal of Human Resources, 2005, 40(4):969-988.。眾所周知，女性的收入總體上比男性低。原因一方面可能是個體的人力資本特征差異，另一方面則來自于性別歧視。因此女性的教育回報率更高，其原因可能在于教育不僅僅提高了個體的絕對收入水平，還減少了工作中的性別歧視。但是教育回報率的性別差異并不是固定的。高夢滔等發現，在低收入群體中，女性擁有更高的教育回報率，但在高收入群體中則是男性擁有更高的教育回報率*高夢滔、張穎：《教育收益率、行業與工資的性別差異:基于西部三個城市的經驗研究》，《南方經濟》2007年第9期。。原因或許在于女性不僅僅在同行業中存在同工不同薪的顯性性別歧視，還存在著難以進入高端行業的隱性性別歧視*Dougherty C. Why Are the Returns to Schooling Higher for Women than for Men? Journal of Human Resources, 2005, 40(4):969-988.。彭競利用2006年CGSS的數據計算了無性別歧視下的兩性行業分布情況，并與實際情況進行對比，發現男性確實比女性更容易進入高收入行業，并且隨著行業的進入門檻與收入水平的提升，女性的教育回報率下降*彭競：《高等教育回報率與工資的性別差異》，《人口與經濟》2011年第4期。。

可以看出，教育回報率是刻畫教育與收入關系很好的指標，并能在比較性別差異上發揮作用。

(二)教育與主觀幸福感

主觀幸福感(Subjective Well-Being)是指個體根據自身標準對其生活質量的整體性評估*吳明霞：《30年來西方關于主觀幸福感的理論發展》，《心理科學進展》2000年第4期。。主觀幸福感受到社會學和心理學研究者的共同關注，眾多研究都發現教育、失業、婚姻、環境、健康以及基因等諸多因素對個體主觀幸福感有影響。

在教育和主觀幸福感的關系上，多數研究業已證實，兩者之間存在正向相關*Oswald A J. HAPPINESS AND ECONOMIC PERFORMANCE. Economic Journal, 1997, 107(445):1815-31.。此后的研究更多關注教育和主觀幸福感之間的作用機制，以期對正相關關系做出合理解釋。研究發現，收入可能在教育與主觀幸福感的關系中起到不可忽視的作用。20世紀80年代，一項關于教育和主觀幸福感的元分析研究發現，職業地位對兩者的關系有一定影響，因為控制了職業地位之后，教育程度和幸福感之間的相關程度就會降低*Witter R A, Okun M A, Stock W A, et al. Education and subjective well-being: A meta-analysis. Educational Evaluation and Policy Analysis, 1984, 6(2): 165-173.。大量的實證研究進一步揭示，教育和主觀幸福感的關系受到收入高低的影響，收入是兩者之間的中介變量。Ross等分析了美國的兩個代表性調查數據，發現教育能提高收入，并且提供了生活的控制感、鞏固社會關系、提供社會支持，最終能提高個體的主觀生活質量及幸福感*Ross C E, Van Willigen M. Education and the subjective quality of life. Journal of health and social behavior, 1997: 275-297.。黃嘉文對2005年CGSS數據進行分析，發現在控制收入變量后，教育和主觀幸福感的正相關程度減小*黃嘉文：《教育程度、收入水平與中國城市居民幸福感: 一項基于CGSS2005 的實證分析》，《社會》2013年第5期。。西班牙的一項研究則顯示，教育對幸福感的影響存在兩個通道：一個是通過影響收入和勞動狀況來影響幸福感；另一個通道可能與自信有關*Cuado J, de Gracia F P. Does education affect happiness? Evidence for Spain. Social indicators research, 2012, 108(1): 185-196.。以上研究均為收入是教育與主觀幸福感的中介變量提供了有利的證據。

但是，另有一些研究陸續發現教育和主觀幸福感的相關關系并不一定顯著，甚至有研究報告為負相關*Clark A E, Oswald A J. Satisfaction and comparison income. Journal of Public Economics, 2000, 61(3):359-381；Powdthavee N, Lekfuangfu W N, Wooden M. What's the good of education on our overall quality of life? A simultaneous equation model of education and life satisfaction for Australia. Journal of Behavioral & Experimental Economics, 2015, 54:10-21.。一項基于中國城鎮居民抽樣調查的研究亦發現，在控制收入變量后，教育程度越高，主觀幸福感反而越低*羅楚亮：《教育、收入與主觀幸福感》，《理工高教研究》2006年第1期。。更有意思的是，基于澳大利亞家庭收入和勞工動態調查(HILDA)的兩項獨立研究得到的結論卻并不相同：一項研究發現教育與主觀幸福感的相關為負*羅楚亮：《教育、收入與主觀幸福感》，《理工高教研究》2006年第1期。；而隨后的研究發現，當模型引入年齡變量后，受教育程度更高的人，幸福感可能更高*Education and happiness: an alternative hypothesis. Applied Economics Letters, 2016:827-830.。

至此，筆者認為依然有必要繼續澄清兩個問題：教育與主觀幸福感究竟呈何種相關？收入是否在二者之間起到中介作用？

(三)主觀幸福感的男女差異

迄今為止，盡管有相當多的研究認為，男女主觀幸福感的差異不大，但尚未得到普遍一致的結論。首先，在不同的國家地區，主觀幸福感的性別差異表現并不完全相同*Inglehart R. Gender, aging, and subjective well-being. International Journal of Comparative Sociology, 2002, 43(3-5): 391-408.。在一項世界范圍內主觀幸福感的性別差異研究中，有研究者利用85個國家自1981年到2009年的數據，對男性和女性的幸福感進行比較，發現在其中大約71%的國家中，女性的主觀幸福感高于男性；而在剩余29%的國家中，男性的主觀幸福感高于女性，其中包括中國*Matteucci N, Vieira Lima S. Women and happiness. University Library of Munich, Germany, 2014.。其次，主觀幸福感的性別差異在不同年齡段的表現也不同。有研究者利用1981年到1999年的世界價值調查(World Values Surveys)數據，對122個國家的代表性樣本進行分析，發現在年輕人群中，女性的幸福感高于男性；而在45歲到54歲人群中，男女的幸福感差異消失了；高于54歲人群中，男性則超過女性*Clark A E, Oswald A J. Satisfaction and comparison income. Journal of Public Economics, 2000, 61(3):359-381.。再者，在同一地區，不同年代的男女幸福感差異也可能不同。美國總體上，女性的主觀幸福感和生活滿意度從1970年代開始下降，這與女性地位的提升趨勢相反。在20世紀80年代中期以前，女性的幸福感高于男性，但是至少從90年代后期開始，女性報告的幸福感低于男性*Meisenberg G, Woodley M A. Gender differences in subjective well-being and their relationships with gender equality. Journal of Happiness Studies, 2015, 16(6): 1539-1555.。

中國對幸福感的研究始于20世紀80年代中期，研究對象主要為老年人、大中學生和教師等特殊群體*鄒瓊：《主觀幸福感與文化的關系研究綜述》，《心理科學》2005年第3期。。對幸福感的性別差異研究，也基本是集中于這幾類人群，所得的結果并不一致。如凌東山等發現西南地區女性大學生的總體主觀幸福感顯著高于男性*凌東山、王樹濤、張德美：《大學生主觀幸福感的性別特征研究》，《中國健康心理學雜志》2008年第4期。；而鄭雪則發現廣州市大學生的幸福感不存在性別差異*鄭雪、嚴標賓、邱林：《廣州大學生主觀幸福感研究》，《心理學探新》2001年第4期。。

至此，筆者不禁要問，在地幅廣闊的中國，男性和女性的主觀幸福感是否有差異？背后的原因是什么？由前述可知，教育水平的提高不僅能提高女性的絕對收入水平，還可能減少工資性別歧視。而同時，教育不僅能提供高收入，還可能會改變傳統的性別觀念，促進性別平等環境的形成。在中國社會，女性在許多方面仍然處于弱勢地位，因此對女性而言，教育對幸福感的影響也可能會高于男性。這或許是解釋幸福感性別差異的原因之一。

綜上所述，筆者認為，仍有必要研究在考慮收入的前提下，教育對主觀幸福感的影響究竟如何？教育對男性與女性的主觀幸福感影響是否相同？原因何在？

二、研究方法與數據來源

以往的研究一般通過回歸分析或相關的方法來量化描述教育和幸福感之間的關系。經濟學領域用教育回報率度量教育與收入的關系，采用的統計方法也是回歸，兩者在方法上實際是一致的。再者，既然教育可以被視為一項投資，收入是教育的回報，那么同樣可以把個體的主觀幸福感也視為教育的一種精神上的、非物質回報。因而可以把教育回報率的估計從收入拓展到主觀幸福感上，由此而來，不僅可以用教育回報率直接度量教育與主觀幸福感的關系，還能用之進一步比較男性和女性在此指標上的差異，檢驗教育帶給他們的影響是否相同。另外，根據已有的研究，教育會影響收入與幸福感，收入可能作為教育與幸福感的不完全中介變量。

基于以上考慮，本研究決定采用教育回報率來解析教育與主觀幸福感的關系，并提出以下兩個假設：

H1:教育會提高主觀幸福感，且收入可能在其中起中介作用；

H2:就主觀幸福感而言，教育回報率存在性別差異。

為了探究教育與主觀幸福感的關系，本研究借鑒教育對工資回報率的計算方法，首先運用多元回歸估計教育對幸福感的回報率；其次比較教育回報率的性別差異，并對所得結果產生的原因作進一步推敲，具體技術路徑是借鑒Neumark提出的工資分解法*葛玉好、趙媛媛：《工資分解方法之述評》，《勞動經濟評論》2009年第1期。，對估計主觀幸福感的回歸方程進行分解，推導過程簡述如下：

主觀幸福感的回歸方程為：

(1)

式中 Y——主觀幸福感得分，因變量向量；

β——回歸系數向量；

X——自變量向量；

ε——殘差項；

t——性別

用f代表女性，m代表男性，則可得：

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

其中，和分別表示男女各種特征(即回歸方程中出現的變量)的平均值矩陣，和表示男女各特征估計系數的矩陣，是利用總體樣本估計出來的系數?？梢钥闯觯?7)實則將男女的主觀幸福感差異分解成三個部分：第一部分是男女因為在所研究諸特征上的差異而引起的幸福感差異，第二部分表示男性幸福感相對總體的優待部分，第三部分表示女性幸福感相對總體的虧待部分。后兩個部分相加之和，代表的是所研究的男女諸特征差異無法解釋的部分。

本研究數據來自2012年中國綜合社會調查(CGSS)。CGSS采用入戶方式，對29個省、直轄市、自治區共5946名中國居民進行了問卷調查。調查內容包括個人與家庭基本信息、主觀幸福感、家庭性別角色、文化消費等幾個部分。剔除缺失值后，總共有5332份數據可用。

三、數據分析

(一)變量選取與測量

1.因變量與測量

本研究的因變量為主觀幸福感的對數。2012年CGSS含有兩個主觀幸福感的數據來源：其中一個來源是關于主觀幸福感的一道題測量，每名被調查者在調查期間一共做了兩次回答；另一個來源采用了《中國城市居民主觀幸福感量表》(SWBS—CC20)進行測量*邢占軍等：《中國幸福指數報告(2006—2010)》，社會科學文獻出版社2014年版，第12頁。。對兩個主觀幸福感的測量結果進行信度檢驗，發現SWBS—CC20的可靠性具有明顯優勢，故本研究選用SWBS—CC20測得的數據進行分析。該量表包含10個維度的體驗，分別為知足充裕、心理健康、社會信心、成長進步、目標價值、自我接受、身體健康、心態平衡、人際適應、家庭氛圍。每個維度2題，每題按照1—6分進行評分，總分120分。初步分析發現，2012年CGSS中，全體被調查者的主觀幸福感均分為85.93分，意味著從總體上看中國人是較為幸福的。

本研究模仿明瑟方程，將測得的幸福感得分取對數，作為方程的因變量*鄧敏婕：《教育回報率估算方法及近期國內主要研究結果》，《經濟視角旬刊》2012年第2期。。

2.自變量與測量

本研究的自變量包括教育程度、收入、家庭性別角色觀、社會關系、個人和家庭基本信息，測量方法具體如下：

(1)教育程度。這是本研究最重要的自變量。本研究將教育程度的原始數據轉化為五個等級：將小學及以下教育水平設置為變量“小學以下”，初中教育水平設置為“初中”，高中、職高、技校、中專均設置為變量“高職技校”，大學?？?成人高等教育)和大學?？?正規高等教育)設置為變量“大?！保髮W本科(成人高等教育)、大學本科(正規高等教育)、研究生及以上設置為變量“本科及以上”。此外，考慮到教育擴招的因素，使得擴招前后的學歷含金量有所不同，因此擬用2002年進入就業市場的畢業生作為分界線*黃嘉文：《教育程度、收入水平與中國城市居民幸福感: 一項基于 CGSS2005 的實證分析》，《社會》2013年第5期。，設置成二分變量，擴招前為0，擴招后為1。

(2)收入變量。由于收入原始數據分布差距懸殊，且成正偏態分布，因此擬取其對數，以降低離散程度。為保留零收入人群，本研究在原始數據基礎上全部加1后再取對數。

(3)家庭性別角色觀念。隨著教育的普及，傳統的家庭性別角色觀念正在被改變。而這樣的觀念轉變可以讓更多女性追求事業、更加獨立，同時減輕了男性養家的壓力，因此家庭性別角色觀念可能會對幸福感有影響?！凹彝バ詣e觀念”變量采用問卷中M部分中M1和M2的題目。其中M1的第1題、第5題，M2中的第1題，三題采用反向計分。每題1—5打分，所有題目得分加起來代表的是家庭性別觀念的得分，得分越高，代表觀念越開放，越支持女性走出家庭工作。

(4)社會關系。社會關系包括婚姻關系、家庭關系、朋友關系、鄰里關系等，是影響主觀幸福感的主要因素之一*段建華：《主觀幸福感概述》，《心理科學進展》1996年第1期。。而社交程度的好壞則是社會關系優劣的一個反應指標。同時，高社會地位的人能得到更多的資源、更高的收入，更被人所尊重。因此，社會地位也是本研究需要考慮的因素?！吧缃怀潭取弊兞坎捎脝柧碇猩罘绞讲糠值牡贏31a和A32b兩道題目進行計算，每題1—6打分，兩題得分相加后反向計分。社交程度得分越高，代表個人的社交頻率越高?！吧鐣匚弧弊兞坎捎脝柧碇须A級認同部分的第A41a題的得分，分數越高，代表自我認同的社會地位越高。

(5)地區。不同地區的經濟條件和生活環境存在差異。為平衡該差異，本研究依照前人研究的方法*黃嘉文：《教育程度、收入水平與中國城市居民幸福感: 一項基于 CGSS2005 的實證分析》，《社會》2013年第5期。，將地區合并為東、中、西三個位置。以“中部”為參照，設定兩個虛擬變量：東部，西部。

(6)年齡。年齡對主觀幸福感也有影響，且年齡與主觀幸福感的關系并不是線性的，而是呈現正U型，中年人的主觀幸福感得分最低*Frijters P, Beatton T. The mystery of the U-shaped relationship between happiness and age. Journal of Economic Behavior & Organization, 2012, 82(2): 525-542.，因此回歸方程通常會同時控制年齡與年齡平方兩個變量。本研究中，年齡的原始數據太過分散，因此采用年代變量，將每10年歸為一個年代，使數據更加集中。此外，年代變量與主觀幸福感的關系曲線大致呈現U型，因此本研究方程中控制了“年代”“年代的平方”兩個變量。

(7)婚姻和孩子。婚姻狀況和是否有子女對幸福感也有影響，因此本研究將兩個因素都作為回歸方程的控制變量。其中“是否有孩子”變量中，將有孩子設置為1，沒有孩子設置為0。CGSS2012中具有七種不同的婚姻狀態，分別是：“未婚” “同居” “初婚有配偶” “再婚有配偶” “離婚” “分居未離婚”“喪偶”。初步分析發現，最后三種狀態的主觀幸福感平均分趨于一致，且人員數量較少，因此本研究將他們合并為“婚姻不幸”。本研究以“婚姻不幸”為參照變量，設置4個婚姻狀態虛擬變量。

(二)回歸分析

1.教育與主觀幸福感的關系——教育回報率的估計

為了估計教育回報率，本研究采用多元回歸方法，并設計了兩個略有差別的模型。模型1中，自變量除了教育程度，還考慮了地區、年代、性別、家庭性別角色觀念、社會地位、社交程度、婚姻狀態、子女情況。在模型1的基礎上，模型2的自變量引入了收入(對數)。結果詳見表1。根據模型1所得的結果可知，在平衡了其他因素后的平均教育回報率為1.7%，且隨著教育程度提高，幸福感也會顯著提高(t=9.89，p=0.00)。模型2中增加了收入作為控制變量，教育回報率下降為1.4%(t=8.20，p =0.00)。運用多元回歸進一步分析教育與收入的關系，結果發現，教育水平越高，收入越高(t=7.04，p =0.00)，詳見表2。

表1 教育和主觀幸福感的回歸分析

注：1. * p<0.05，**p<0.01，下同。2. 因變量為主觀幸福感對數。

以上結果說明，教育回報率在幸福感上也是成立的，且收入是教育和幸福感關系的不完全中介變量。

表2 教育程度與收入的回歸分析

2.教育回報率的性別差異

本研究分別估計了男性和女性的教育回報率，發現兩者的回報率均為1.3%, 意味著從整體來看，男女似乎沒有差別?？紤]到男女的主觀幸福感在不同教育程度上的表現或許并不完全一致，本研究繼續運用多元回歸進一步分析了性別和教育程度的交互作用，即模型3。結果發現性別和教育程度的交互作用并不顯著，詳見表1。

此外，本研究還對五種教育程度分別進行了方程分解，結果見表3。表3中，五種教育程度對應的主觀幸福感上的男女總差異，小學及以下和本科及以上相對較大，而中間的三種教育程度對應的幸福感差異則減少一半左右。這說明，當教育程度從小學及以下水平提高到初中、高職技校和大專水平時，幸福感上的回報率對女性而言相對男性而言有所補償；但當教育程度繼續提高到本科時，這種補償效應卻消失了。

表3中，可解釋部分的比例代表方程內所有自變量對男女幸福感差異的解釋比例。在小學以下、大專和本科以上三種教育程度上，可解釋部分為正，表示在個人特征變量上，男性的幸福感高于女性；在初中和高職技校兩種教育程度上，可解釋部分為負，表示女性的幸福感高于男性。僅在大專和小學以下兩種教育程度上，個人特征變量對男女幸福感差異的解釋程度較大。而在其他教育程度上，尤其是本科及以上水平，未被方程考慮的其他變量可能更影響主觀幸福感的性別差異。

表3 五種學歷人群的男女幸福感回歸方程分解結果

此次分析盡管未發現明顯的教育回報率性別差異，但卻發現教育程度從小學及以下水平提高到初中、高職技校和大專水平時，女性的教育回報率相對男性而言有所補償；當教育程度繼續提高到本科及以上時，這種補償效應消失。

3.教育回報率性別差異的原因探究

由上可知，教育程度提高到本科及以上時，女性的教育回報率相對男性而言的補償效應不復存在了。這可能是女性的家庭性別角色觀、家務勞動以及工作之間產生了不協調所致。例如，歐洲的一項研究發現，如果妻子在家庭中承擔了過多的家務勞動，她們的幸福感會顯著低于其他妻子。并且相對于兼職婦女或者家庭主婦而言，過多家務對每周工作30小時以上的妻子的負性影響更大*Mencarini L, Sironi M. Happiness, Housework and Gender Inequality in Europe. European Sociological Review, 2010, 28(2):203-219.。為了驗證這一推測，本研究首先以教育程度作為自變量，家庭性別角色觀作為因變量進行回歸分析，結果見表4。表中的結果顯示，隨著教育程度的提高，家庭性別角色觀念越開放(t=11.91，p=0.00)，且性別和教育程度的交互作用顯著(t=-3.29，p=0.00)，隨著教育程度的提高，女性更加接受出門工作的觀念。

此外，以每周家務時間為因變量，性別和教育程度為自變量進行方差分析(刪除缺失值后剩5303個變量)，發現雖然隨著教育程度的提高，家務時間會減少(F4, 5299=40.50, p=0.00)，但是性別和教育程度存在交互作用(F4, 5299=9.07, p=0.00)。

而且，對五種教育程度男女各自的家務時間進行統計，發現不論教育程度如何，女性的家務時間總是高于男性，詳見圖1。進一步進行簡單比較可以發現，五種教育程度的女性，其家務時間均顯著高于男性(從“小學及以下”到“本科”分別為F1, 5299=314.59, p=0.00, F1, 5299=241.10, p=0.00, F1, 5299=121.28, p=0.00, F1, 5299=21.73, p=0.00, F1, 5299=5.97, p=0.02)。

表4 家庭性別角色與教育程度的回歸分析

圖1 男女家務時間和教育程度折線圖

以上結果說明，隨著教育程度的提升，女性更加認可出門工作，但是本科及以上高學歷的女性要面臨工作與家務兩方面的勞動壓力，而男性在家務方面的投入遠小于女性，因此高學歷女性的幸福感反而會降低。

四、討論

(一)教育確實影響著主觀幸福感

首先，本研究先驗證了教育在幸福感上也存在回報。與前人研究不同，考慮到有成人教育的情況，本研究沒有采用教育年限作為衡量教育程度的指標，而是選擇將不同學歷分成等級變量。此外，本研究的回歸方程中還加入了社會地位、社交程度和家庭性別角色觀念的變量，較之國內以往的研究，更加全面地探討了這個問題。

其次，本研究采用回歸分析的方法，分兩步驗證了收入作為教育和主觀幸福感之間的中介作用。結果發現教育通過兩條路徑影響主觀幸福感一條是通過影響收入水平進而間接影響幸福感；一條是對幸福感有直接的提升作用。這與西班牙2012年的一項研究結果相似*Cuado J, de Gracia F P. Does education affect happiness? Evidence for Spain. Social indicators research, 2012, 108(1): 185-196.，但與羅楚亮的結果不同*羅楚亮：《教育, 收入與主觀幸福感》，《理工高教研究》2006年第1期。。羅楚亮研究所采用數據的收集時間與本研究有差異，且其研究中考慮的自變量較少，主觀幸福感為二分變量進行計分，以上原因可能導致其結果與本研究不一致。

根據目標理論，生活有目標使人感到生活有意義，并產生自我效能感。而實現目標需要個人行動資源，比如教育、收入、參與工作的機會等，這些都是實現目標的必要因素*Tesch-R?mer C, Motel-Klingebiel A, Tomasik M J. Gender differences in subjective well-being: Comparing societies with respect to gender equality. Social Indicators Research, 2008, 85(2): 329-349.。從整體來看，在考慮了性別、年齡、地區等因素之后，教育能提高收入，并且能讓人過得更加幸福。

本研究得到的教育回報率指標的數值并不高，究其原因，可能因為只考慮了絕對教育和收入水平，而未涉及到社會比較下的相對教育和收入水平。已有研究發現，在轉型國家里，收入比較與主觀幸福感有著顯著的關聯。當人們發現自己不如父母成功時，他們的幸福感會下降，并且下降水平遠高于他們發現自己比父母成功時的幸福感提升水平*Dumludag D. Satisfaction and comparison income in transition and developed economies. International Review of Economics, 2014, 61(61):127-152.。因此，我國未來的社會調查研究有必要增添社會比較方面的內容，以便進一步考察相對和絕對的教育、收入水平對幸福感的影響程度，更全面地探究三者之間的關系。

(二)教育回報率的性別差異

本研究借鑒工資回報率的研究方法，對教育回報率的男女差異進行了考察，盡管最終未發現明顯的性別差異，但卻發現教育程度從小學及以下水平提高到初中、高職技校和大專水平時，女性的教育回報率相對男性而言有所補償。這或許說明，教育在減少男女主觀幸福感差異方面可能存在一定作用。

本研究還發現，當教育程度繼續提高到本科及以上時，這種補償效應消失。經過進一步分析，發現其原因在于高學歷的女性更容易面臨家庭性別角色觀念與工作和家務勞動之間的沖突。具體來說，傳統社會推崇男主外女主內的模式。但隨著教育的普及，且國家保障了女性的受教育權利，越來越多的女性進入勞動市場，教育對傳統的家庭性別角色產生了沖擊。本研究發現，隨著教育程度的提高，家庭性別角色觀念會越來越開放，高教育程度的人更加支持女性出去工作。這可能是因為教育讓人們更加寬容地面對不同的選擇，讓更多的人接受男女在家庭分工中可以有著與傳統不盡相同的角色定位。同時本研究還發現，教育程度對男女的觀念改變是不同的，隨著教育程度的提高，女性比男性更接受出門工作的觀念。這可能是因為受過高等教育的女性更容易進入就業市場，因此也就更能接受女性工作的觀念；而反之，沒有接受過高等教育的女性，更愿意接受自己依附家庭，從而更加贊同傳統觀點。然而，在教育程度改變觀念的同時，同等學歷人群中女性的家務時間仍然遠遠高于男性，即便是高學歷的女性也不例外。高學歷的女性相比學歷更低的女性而言，更可能面臨工作、家庭雙重壓力，而且現實與觀念的沖突可能導致內心更大的不滿，因此高學歷女性的幸福感反而會下降。

(責任編輯：陸影)

2016-08-30

劉曉陵(1972—)，女，華東師范大學心理與認知科學學院副教授，博士，主要研究方向為心理測量與測驗。 賴新蓁(1994—)，女，華東師范大學心理與認知科學學院碩士研究生。 文劍冰(1975—)，男，華東師范大學心理與認知科學學院講師，博士，主要研究方向為心理計量學。

C913.1

A

1003-4145[2017]02-0091-09

主持人語：經過改革開放以來近40年的發展，我國社會發生了深刻的變化，人民生活水平明顯提高，發展所帶來的各種問題也逐漸顯現，中國開始走向一個更加重視生活質量的階段*李培林等：《當代中國生活質量》，社會科學文獻出版社2016年版。。在過去的兩年里，生活質量研究與社會發展目標的耦合程度在不斷增強。生活質量研究著眼于人的全面發展，而堅持以人民為中心的發展思想,必然將增進人民福祉、促進人的全面發展作為出發點和落腳點。生活質量研究的決策價值越發凸顯，深入考察影響生活質量的各種因素及作用機制也顯得越發重要。

本期專欄中有兩篇論文是在中國綜合社會調查(CGSS)2012年數據的基礎上完成的，對教育和婚姻家庭對主觀生活質量的影響進行了考察。劉曉陵等人的文章借鑒教育對工資回報率的計算方法和工資分解法，以主觀幸福感為因變量，運用多元回歸估計教育回報率；李凌等人的文章探討了不同婚姻、生育狀況下兩性主觀幸福感的差異。而邢占軍和張泉的文章則以整體網核心邊緣理論為分析視角，采用社會網絡分析方法考察了社區類型對老年人主觀幸福感影響的機制，并以研究發現為基礎，提出了提高有效交往時間、培育共同經歷、消除社區散點老人交往障礙等政策建議。顏玉凡和葉南客的文章采用質性研究方法對居民文化生活質量改善中的資源依賴與組織認同問題進行了研究。這四篇文章分別從不同角度對“生活質量與社會發展”的問題進行了探討，以饗讀者。