教育對個人幸福感的提升效果和作用機制檢驗

闞斌斌　林榮日

[摘 要]基于個體的教育收益不僅包括以工資收入反映出來的經濟回報，還涵蓋了涉及人類生存各方面的非經濟收益，倍受關注的個體幸福感也是其中之一。以中國綜合社會調查2012年的全國數據為基礎，對教育是否能夠提升個體幸福感及其提升的作用機制進行了研究。結果顯示：教育能夠促進個體幸福感的提升；個體的健康水平、個體的社會地位、個體的休閑程度和個體的人際關系都可以部分地解釋教育提升個體幸福感指數的作用，其部分中介效果成立；個體職業收入這一變量的部分中介效果只在男性子樣本中成立，在女性子樣本中不成立。

[關鍵詞]教育收益；個體幸福感；中介因素；性別差異

[中圖分類號] G40-054 [文獻標識碼] A [文章編號]1005-5843（2019）03-0028-08

[DOI]10.13980/j.cnki.xdjykx.2019.03.006

一、研究背景與問題

近些年我國教育事業迅速發展，人民受教育水平普遍提升，2014年初中及以上學歷人口比例約為70%，人均受教育年限提升到了11年[1]。盡管農村地區限于城鄉二元制發展的局限，教育發展在規模及優質資源上與城鎮地區仍存在較大差異，但農村居民的受教育程度也得到了明顯提升，初中及以上教育人口比例從2000年的47.37%提升到2014年的56.80%；同期，高中及以上教育人口比例從7%提升至12. 40%[2]，教育事業得到了長足的發展，政府、家庭和社會對教育事業的投資都在不斷增加。但就我國當前的教育投資收益率而言，1999 年大學以上受教育群體教育收益率為 13.75%[3]，2000 年大學專科和本科的教育收益率分別為 9.97% 和 13.1%[4]，2004 年大專以上群體的教育收益率為 4.18%[5]。在教育經濟收益沒有得到提升的情況下，用于教育的投資費用仍在不斷上漲，這一現象引發了學界的關注，開始將研究延伸到教育的非經濟收益方面。如教育作為一種稀缺資源，其能否帶來對個體幸福感的提升呢？[6]中央電視臺的“經濟生活大調查”顯示，2006—2009年，雖然中國居民的幸福感持續下降，但教育程度與居民的幸福體驗一直呈現較強的正向關系。以2009年為例，教育程度為小學、中學和大學的居民，其幸福感得分分別為3.4、3.5和3.6。可見，教育不僅是提高人們素質修養、邁向文明進步的重要途徑，同時也肩負著追求個人幸福的重要任務[7]。

那么，教育能提升受教育者的幸福感嗎？教育是通過哪些中介因素提升了受教育者的幸福感？本文將圍繞上述兩個問題進行研究。

二、國內外相關文獻分析

20世紀初以來，效用與福利成為主流測量標準，第二次世界大戰后，價值觀發生了由物本到人本的轉換，關注人的主觀感受成為社會科學的重要研究主題。幸福——這一19世紀經濟學家研究的主要變量再度成為經濟學、哲學、心理學、社會學等學科的研究熱點。近年來，經濟學逐漸與心理學聯系起來，幸福感研究被賦予越來越重要的現實意義。幸福作為衡量效用與福利的指標之一逐漸被更多的經濟學家和政策制定者所接受[8]。

有學者提出幸福離不開物質基礎，接受教育能提高個人的收入水平，給個體提供更為優越的物質生活條件，提升個體對物質資本的使用效率，增加個體的幸福感[9]。人力資本對教育投資的價值做了較為充分的論述，其中知識的積累，不僅有助于個體在進入勞動力市場時遇到較少的阻礙，還可以幫助個體通過職業升遷獲得更高的職業收入。個體通過教育不僅能夠提高認知能力，更為重要的是，還能獲得具有經濟價值的知識技能，并使其轉化成一種可帶來收益的物質資本。因此，教育對個體幸福感的影響是通過改變他們生活的客觀條件，尤其是經濟收入來實現的。Mincer認為，在自由競爭的市場環境中，由于知識技能與生產效率、經濟效益成正比，個體會因知識技能積累的差異性而獲得相應的補償，即教育程度越高，個體越有可能獲得更高的經濟收入，進而增強個體對幸福的感知程度[10]。教育提高個人和國家的貨幣收益，這是教育經濟學研究的主旋律[11]。對教育的貨幣收益的研究表明，每額外接受一年教育獲得的年回報率在7%～15%之間[12]。教育通過其對收入的影響間接影響幸福，即教育提高了收入，高收入帶來了幸福[13]。以人力資本作為理論基礎的研究，多集中在歐美國家，研究者認為以市場為主導的資源分配方式，更能體現出人力資本的價值，人力資本越高意味著可獲得的經濟資源越多，個體的幸福感也會相應增加。無論在英國、德國、瑞士等西方發達國家，還是在我國的臺灣、香港等東亞地區，研究都證明高學歷的個體在日常生活中感覺更快樂，對生活品質的滿意度也較高[14]。雖然在教育、工作與個體幸福感關系的研究中，存在不一樣的結論，如威特（D. O. Witter）、施托克（W. A. Stock）和哈林（M. J. Haring）發現教育降低了生活滿意度，并認為這是因為受過更高教育的人有更高的工作預期，而這一預期往往難以實現[15]，但接受教育能夠提升個體的幸福感仍然是主流觀點。

通過對現有文獻的梳理，我們認為教育除了通過增加經濟優勢以提升個體的幸福感之外，可能還存在其他四種作用機制，也即教育提升個體幸福感的中介因素。

一是個體的社會地位。地位獲得理論指出，個體社會地位的獲得可以通過先賦和獲致兩種途徑。然而，工業化的迅速發展打破了依靠代際關系傳承知識技能的社會再生產模式，形成以現代教育為核心的職業地位體系，教育成為獲得社會地位的一部分前提因素。所以，教育可通過影響個體社會地位的獲得作用于幸福感[16]，社會地位高的個體不僅獲得了更多的利益分配和特權，還在一定程度上增加了個體的光環效應，直接提高了個體的精神愉悅程度，即個體幸福感指數上升。

二是個體的休閑程度。Kohn、Bird and Ross認為人們可以通過控制勞動過程來體驗到幸福感。接受過高等教育的個體更有可能置身于生產現場之外，從事自由度更高、創造性更強的工作。這種工作性質意味著他們能夠擺脫機器和監工的束縛，獲得一種控制的快樂，幸福感隨之提高[17]。這種觀點可能仍然是基于人力資本的理論，同時對社會的職業體系以勞動強度、重點技能進行劃分，認為接受了教育的個體能夠獲得休閑程度更高的職位，這部分個體的幸福感不僅來源于對休閑時間的控制感增強，在后工業社會極度繁瑣的流水線生產中，他們在一定程度上減輕了自身的被異化感。同時，教育不僅讓個體在職業選擇上自由度更大，獲得更多的休閑空間，教育還能直接作用于個體的休閑質量、提高個體對休閑時間的管理能力，這會讓個體在有限的時間內獲得更高的休閑收益，享受高品質的休閑活動及服務，豐富精神世界，提升自身的幸福感。

三是個體的健康水平。教育除了能形成個體在勞動力市場中選擇和升遷的資本之外，還可能通過保健知識的普及、積極向上價值觀念的滲透、自覺形成健康的生活作息等方式提升個體的健康水平。Richards and Barry[18]在控制其他因素的情況下，證明了1990年美國一名25歲大學畢業生較一名高中畢業生至少多活八年。Marmot et al.對英國人群的研究、Mustard et al. 和Kunst and Mackenbach分別對加拿大和北歐樣本的研究，均發現教育對健康具有穩健的正向關系[19]。Grossman and Kaestner[20]和Grossman的進一步研究顯示，無論是采用死亡率、殘障率、軀體功能等客觀健康指標還是采用自評健康、認知功能等主觀健康指標，無論研究對象是微觀個體還是整體人群，教育和健康之間的關系都被穩健地證明是成立的。Sander[21]、Sander[22]、Hartog et al.[23]等也通過研究證實教育與個人身體健康程度之間存在著顯著的關系，受教育程度高的人身體健康狀況也較佳，原因主要為受教育程度高的人更注重身體健康檢查與日常身體保健，吸煙的比例較低，也多從事于對身體危害程度小的職業等。受過更多教育的人不健康的習慣更少，必要時會更多地看醫生（在沒有大病時），而受教育更少的人更有可能超重與肥胖[24]，研究者認為這是因為教育提高了個體的控制力，且有著較高控制感的人會有較低水平的心理憂慮，較高水平的控制感能幫助人們更積極、更靈活地處理事情、避免麻煩，并為那些無法避免的事情做好準備。相比之下較低的控制感令人情緒低落且無法積極地處理問題，有較低的幸福感指數[25]。

四是個體的人際關系。人際關系處理技巧并不單一是從學校教育所開設的特殊課程中獲取的，很大程度上學校教育為學生與他人進行人際互動提供了基本的環境。Dukheim、Gore、Litwak and Messeri認為個人的情感需求離不開與初級群體的紐帶關系，人們通過獲得情感支持體驗到幸福的感覺。教育提高了人們處理問題的靈活性、談判和妥協等的能力，一般說來，教育程度越高，個體就越善于溝通交往，并能彈性處理交往中的矛盾。這種能力不僅有利于擴展、維持與他人的社會關系，還會使個體獲得一種穩定的情感支持，讓人感覺到被關心、被愛、被尊重以及生活富有意義[26]，從而不斷強化他們對幸福的感知程度，有利于健康與幸福[27]。同時，教育通過減少人際關系緊張的失業、貧困等因素來間接實現社會支持[28]。社會網絡能減輕人們的憂慮，使人們應付生活和環境的壓力，受過良好教育的人，比教育程度低的人更能獲得更高水平的社會支持[29]。接受過更多教育的人有更廣泛的社會網絡，因此，教育能通過提高一個人的能力和更廣泛的與世界聯系的可能性，增加主觀幸福感[30]。

三、研究結果分析

本文基于社會學、心理學和經濟學理論以及前人對教育、個體幸福感的分析，采用CGSS2012數據庫數據、SPSS19.0分析軟件來探討以下兩個問題：（1）相較于沒有接受教育的個體，教育是否提升了個體的幸福感？（2）前文提到的五種中介因素是否能解釋教育對個體幸福感的提升作用？

（一）樣本描述與變量選擇

本研究采用的CGSS調查數據抽樣方法為分層四階段不等概率抽樣，樣本數據遍布全國28個省、自治區和直轄市，2012年的樣本量達到了11765人，其中女性受訪者5746人，占比為48.8%，男性受訪者6 019人，占比為51.2%。

本文以受訪者的個體幸福感指數為測量指標來評定個體的幸福感程度。該個體幸福感指數來源于CGSS2012調查問卷的社會態度指標：“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”（1=非常不幸福；2=比較不幸福；3=說不上幸福不幸福；4=比較幸福；5=非常幸福），該變量五點計分，由此個體幸福感指數最大值為5分，最小值為1分。核心自變量是個體是否接受了教育。在CGSS2012調查問卷中，關于受訪者教育的問題是對其受教育程度的判定，由于本文重點關注的是教育是否帶來了個體幸福感指數的提升，因而將該類別變量虛擬為二分變量（1=接受了教育；0=沒有接受過教育），參照調查問卷的題目設置，本題的教育類型包含了正規學校教育，也包含了非正規學校教育，如私塾的教育形式，同時從?？茖哟伍_始，不僅包含了普通高等教育，還包含了成人高等教育。

根據前人的研究結果，我們將個體的職業收入、個體的社會地位、個體的休閑程度、個體的健康水平和個體的人際關系作為本文的中介因素加以研究。個體的職業收入變量直接來源于問卷調查中“您個人去年（2011年）全年的職業/勞動收入是多少？”，對該連續變量取其對數加入到模型中。個體的社會地位變量來源于問卷調查中“您認為您自己目前在哪個等級上？”答案是由1—10組成的連續變量，用以對受訪者進行社會地位的自我評價。個體的休閑程度變量來源于問卷調查中生活方式模塊的“在過去一年中，您是否經常在您的空閑時間進行休息放松？”（1=從不；2=很少；3=有時；4=經常；5=非常頻繁）。個體的健康水平變量來源于問卷調查中健康模塊的“您覺得您目前的身體健康狀況是？”（1=很不健康；2=比較不健康；3=一般；4=比較健康；5=很健康），以上兩題均為五點計分的連續變量。個體的人際關系變量在CGSS2012問卷調查中沒有直接設問，基于個體社會網絡越發達則社交活動越活躍的這一假定，我們采用了“請問您與其他朋友進行社交娛樂活動（如互相串門、一起看電視、吃飯、打牌等）的頻繁程度是？”一題，（1=幾乎每天；2=一周1到2次；3=一個月幾次；4=大約一個月1次；5=一年幾次；6=一年1次或更少；7=從來不），因本題的答案賦值方向與其他題目相反，因此對其進行了方向的轉化。

（二）研究方法

首先，通過描述統計來觀察2012年數據庫樣本中接受了教育的受訪者在個體幸福感指數上的均值是否較沒有接受過教育的個體更高，同時考察男性與女性的均值差異。其次，通過線性回歸模型，考察相較于未受教育的個體，教育獲得能否顯著提高受訪者的個體幸福感指數。最后，檢驗理論假設中五個中介因素的中介效應是否成立，即 M 是否為中介變量，將依次進行以下三次回歸分析驗證中介效應是否存在以及效應大小，同時用Sobel公式加以驗證[31]。

y=cx+a1

M=ax+a2

y=c′x+bM+a3

（其中y為個體幸福感指數；x為個體是否接受教育；M為中介因素；c，c′，a，b均為回歸系數；a1，a2，a3均為回歸常量）

中介效應成立的四個假設：

條件一：c估計值必須具有統計顯著性。

條件二：a估計值必須具有統計顯著性。

條件三：b估計數在控制c的情形下具有統計顯著性。

條件四：c估計數在控制b的情形下無統計顯著性。

中介效應的檢驗公式：

z =a^b^/Sab

其中 a^， b^分別是 a， b的估計， Sab=a^2Sb2+b^2Sa2， Sa 、Sb 分別是a^、b^的標準誤。（三）數據分析

從描述性統計結果（表1）可知，剔除缺失值之后，接受了教育的男性個體幸福感指數均值為3.80分，未接受教育的男性個體幸福感指數均值為3.58分；接受了教育的女性個體幸福感指數均值為3.83分，未接受教育的女性個體幸福感指數均值為3.61分。總體來看，男性與女性的幸福感指數在均值上存在差異，無論接受教育與否，女性的個體幸福感指數均值都高于男性；男女性接受教育后的個體幸福感指數均值高于未接受教育者，說明教育確實對個體幸福感指數有一定程度的影響。這一結論將在下文以線性回歸方程作進一步檢驗。

表2第三行解釋了女性樣本的系數情況。接受教育的女性比沒有接受教育的女性在幸福感指數上高0.224分，且通過了顯著性檢驗，即接受教育的女性幸福感指數與未接受教育女性的幸福感指數存在顯著差異，說明教育能夠提升女性幸福感指數。表2第四行解釋了男性樣本的系數情況。接受教育的男性比沒有接受教育的男性在幸福感指數上高0.222分，且通過了顯著性檢驗，即接受教育的男性幸福感指數與未接受教育男性的幸福感指數存在顯著差異，也證明教育能夠提升男性幸福感指數。至此，我們認為教育促進個體幸福感提升的理論假設得到了CGSS2012數據庫資料的支持，二者間確實存在著正向聯系。

表3的結果顯示，接受教育對女性個體幸福感指數的影響（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育對個體全年職業收入的影響（B=0.725，t=10.355，p=0.000）均達到顯著水平，但個體全年職業收入對個體幸福感指數的影響（B=-0.008，t=6.694，p=0.225）未達到顯著水平，不能支持個體全年職業收入是中介變量的假設。在男性樣本中，接受教育對男性個體幸福感指數的影響（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育對個體全年職業收入的影響（B=1.131，t=12.264，p=0.000）、個體全年職業收入對個體幸福感指數的影響（B=0.025，t=3.824，p=0.000）均達到顯著水平，控制中介因素個體全年職業收入之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B′=0.172，t=3.741，P=0.000），因此個體全年收入的完全中介效果不成立。但教育對個人幸福感指數的影響系數由0.222下降到了0.172，以Sobel公式進行檢驗亦達到顯著水平（11.78），因此男性子樣本支持個體全年職業收入是中介變量的假設，即教育提高男性個體幸福感的作用有一部分是通過提供更高的個體職業收入實現的，中介效應約為0.028，約占總效應的12.7%。

在表4中，對于女性而言，接受教育對個體幸福感指數的影響（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育對個體社會地位的影響（B=0.493，t=8.622，p=0.000）、個體社會地位對個體幸福感指數的影響（B=0.145，t=20.533，p=0.000）均達到顯著水平，控制中介因素個體社會地位之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B′=0.148，t=4.804，P=0.000），雖然個體社會地位的完全中介效果不成立，但教育對個人幸福感指數的影響系數由0.224下降到了0.148，以Sobel公式進行檢驗亦達到顯著水平（7.94），即教育提高女性個體幸福感的作用有一部分是通過提供更高的社會地位實現的，中介效應約為0.071，約占總效應的32%。對于男性而言，接受教育對個體幸福感指數的影響（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育對個體社會地位的影響（B=0.381，t=4.684，p=0.000）、個體社會地位對個體幸福感指數的影響（B=0.139，t=20.654，p=0.000）均達到顯著水平，控制中介因素個體社會地位之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B′=0.155，t=3.650，P=0.000），因此個體社會地位的完全中介效果不成立，但教育對個人幸福感指數的影響系數由0.222下降到了0.155，以Sobel公式檢驗亦達到顯著水平（4.41），個體社會地位是中介變量的假設成立，中介效應約為0.053，約占總效應的23.9%。

在表5中，女性樣本數據顯示，接受教育對個體幸福感指數的影響（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育對個體健康水平的影響（B=0.755，t=21.074，p=0.000）、個體健康水平對個體幸福感指數的影響（B=0.138，t=12.031，p=0.000）均達到顯著水平，控制中介因素個體健康水平之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B′=0.120，t=3.695，P=0.000），但教育對個人幸福感指數的影響系數由0.224下降到了0.120，Sobel公式檢驗亦達到顯著水平（3.86），即教育可通過使女性獲得更高健康水平來提高女性個體幸福感，中介效應約為0.104，約占總效應的46.5%，接近總效應的一半。男性樣本數據顯示，接受教育對個體幸福感指數的影響（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育對個體健康水平的影響（B=0.713，t=14.233，p=0.000）、個體健康水平對個體幸福感指數的影響（B=0.181，t=16.478，p=0.000）均達到顯著水平，控制中介因素個體健康水平之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B′=0.093，t=2.130，P=0.000），因此個體健康水平的完全中介效果不成立，但教育對個人幸福感指數的影響系數由0.222下降到了0.093，以Sobel公式來進行檢驗亦達到顯著水平（10.75），因此CGSS2012數據庫男性子樣本支持個體健康水平是中介變量的假設，中介效應約為0.129，約占總效應的58.1%，超過了總效應的一半。

對女性個體而言，接受教育對個體幸福感指數的影響（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育對個體休閑程度的影響（B=0.099，t=3.074，p=0.002）、個體休閑程度對個體幸福感指數的影響（B=0.081，t=6.315，p=0.000）均達到顯著水平，控制中介因素個體休閑程度之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B=0.216，t=6.847，P=0.000），教育對個人幸福感指數的影響系數由0.224下降到了0.216，以Sobel公式進行檢驗亦達到顯著水平（2.67），中介效應約為0.008，約占總效應的3.6%。對男性而言，接受教育對個體幸福感指數的影響（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育對個體休閑程度的影響（B=0.126，t=2.891，p=0.004）、個體休閑程度對個體幸福感指數的影響（B=0.083，t=6.466，p=0.000）均達到顯著水平，控制中介因素個體休閑程度之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B′=0.212，t=4.852，P=0.000），教育對個人幸福感指數的影響系數由0.222下降到了0.212，以Sobel公式進行檢驗亦達到顯著水平（2.61），因此CGSS2012數據庫男性子樣本支持個體休閑程度是中介變量的假設，即教育提高男性個體幸福感的作用有一部分是通過獲得更高的休閑程度實現的，中介效應約為0.010，約占總效應的4.7%。

在表7中，女性子樣本數據顯示，接受教育對個體幸福感指數的影響（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育對個體人際關系的影響（B=0.829，t=12.572，p=0.000）、個體人際關系對個體幸福感指數的影響（B=0.021，t=3.401，p=0.001）均達到顯著水平，控制中介因素個體人際關系之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B′=0.210，t=6.614，P=0.000），教育對個人幸福感指數的影響系數由0.224下降到了0.210，以Sobel公式進行檢驗亦達到顯著水平（3.48），中介效應約為0.017，約占總效應的7.8%。男性子樣本數據顯示，接受教育對個體幸福感指數的影響（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育對個體人際關系的影響（B=1.088，t=12.236，p=0.000）、個體人際關系對個體幸福感指數的影響（B=0.035，t=5.594，p=0.000）均達到顯著水平，控制中介因素個體人際關系之后，教育對個人幸福感指數的解釋力仍然顯著（B′=0.184，t=4.160，P=0.000），教育對個人幸福感指數的影響系數由0.222下降到了0.184，以Sobel公式檢驗亦達到顯著水平（5.44），教育提高男性個體幸福感的作用有一部分是使其擁有更好的人際關系，中介效應約為0.038，約占總效應的17.2%。

四、 結論與討論

根據以上研究，本文得出如下主要結論：（1）教育確實可以促進個體幸福感的提升，且在數值上男女性之間有微小差異；（2）理論分析中的五個中介因素都得到了檢驗，對于男性而言，五個中介因素（個體的職業收入、個體的社會地位、個體的健康水平、個體的休閑程度和個體的人際關系）的部分中介效應均成立，所解釋的中介效應分別是0.028、0.053、0.129、0.010和0.038，分別約占總效應的12.7%、23.9%、58.1%，4.7%和17.2%；對于女性而言，個體的社會地位、個體的健康水平、個體的休閑程度和個體的人際關系變量都可以部分解釋教育提升個體幸福感指數的作用，所解釋的部分中介效應分別是0.071、0.104、0.008和0.017，分別約占總效應的32%、46.5%、3.6%和7.8%。（3）個體的健康水平對于總效用的解釋力最高，盡管男女性這一項的具體數值有些許差異，但都是各自中介檢驗結果中最高的；解釋力最小的中介變量是個體的休閑程度，女性這一指標占總效應的3.6%，男性這一指標占總效應的4.7%。（4）女性個體職業收入的中介效應檢驗未獲通過，該變量不能作為教育促進女性個體幸福感指數提升的作用機制。

應該指出的一點是，本研究在個體職業收入這一變量上得到的結果與前人研究結論有較大出入。其他學者認為教育能使個體獲得更多的物質資源，能給予個體更好的生活條件，這直接影響到個體的幸福感指數。但在本文數據分析中，盡管在男性子樣本中這一變量具有部分的解釋效力，但只占總效應的12.7%，不僅遠低于個體健康水平的解釋效力，還低于個體社會地位這一變量的解釋效力（男性為23.9%）。在女性子樣本中，個體職業收入這一變量沒有通過成為中介變量必須具備的四重假設，因此不能將之稱為教育提高女性個體幸福感的作用機制之一。人力資本理論認為教育能夠增進人的知識，獲取更好的職位，得到更高的職業收入，這一理論假設得到了數據的支持，其中接受教育對女性個體全年收入（B=0.725，t=10.355，p=0.000）的影響達到顯著水平，意味著接受了教育的女性確實較未接受教育的女性可以獲得更高的職業收入。但職業收入對女性的個體幸福感影響系數沒有通過顯著性檢驗，即職業收入高的女性與職業收入低的女性在個體幸福感指數上的得分沒有顯著差異，也即物質資本的積累可能并沒有帶來女性個體幸福感的提高。對此，我們推測是因為女性在職業中可能存在職位晉升、物質待遇等方面的性別歧視，影響了職業收入對女性幸福感的提升，但其確切原因還有待進一步研究。

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（責任編輯：劉爽）

Abstract： Individual education benefits， not only the economic returns reflected in the salary income， but also the non-economic benefits related to human survival， the individual happiness is also one of them. Based on the national data of Chinas comprehensive social survey in 2012， this paper studies whether education can improve individual happiness and its mechanism of promotion. The results showed that ： education can improve individual happiness； the individuals health level， the degree of individuals social status， individual leisure level and individual interpersonal relationships can partly explain the role of education improving the individual happiness index； the individual occupational incomes partial mediation effect is only found in male subsamples， which is not found in female subsamples.

Key words： education benefits； individual happiness； mediation factors； gender differences