中國勞動人口的學歷與幸福
——基于CGSS(2015)調查數據的經驗分析

呂國光，吳凌萍，李 妹

（1.浙江麗水學院，浙江 麗水 323000；2.浙江省慶元縣城東小學，浙江 慶元 323800；3.山東管理學院，山東 濟南 250357）

古代很多哲學家把“幸?！碑斪魅松淖罡吣繕恕，F代實證主義為了便于客觀測量和比較分析，一般把幸福定義為：主體根據自我的價值觀，對自我成長（教育）、收入、就業、健康等生活各個方面滿意程度的全面性評價和判斷[1]（p6-20）。

本研究結合馬斯洛的理論和實證主義對幸福的客觀定義，將主觀幸福感的定義概括為：當勞動者的飲食、安全、自我成長、團體歸屬、尊重等各層次需要得到滿足時，所產生的積極的、快樂的、持久的情緒體驗。

一、選題意義

“幸福感”這個詞，已經成了生活中的高頻詞。而對“幸福感”的研究一直是社會研究領域的重要課題，從上世紀七十年代起，“幸福感”一詞就作為社會福利績效以及生活滿意度衡量的重要指標頻繁出現在各類文獻中。

我們通常將“以人為本”的社會發展目標作為判定社會發展與進步的重要標準，人民群眾能否在社會發展中獲得廣闊而又相對自由的發展空間，以及對美好生活的需求能否得到滿足，也成為了衡量社會發展最根本的標準。同時，習慣上我們將國民生產總值作為核心標準來衡量社會發展與進步，但經過實踐我們發現這樣的衡量標準會過多地傾向經濟指標，從而引發政策的片面性、單一性和舍本逐末。政策的制定不僅僅出于國家的角度，更多的應該站在人民的立場之上，民眾是否滿意、是否贊成、是否擁護，很大程度上決定了政策能否落實與實施，尤其是在經濟高度發展和社會變革進程加快的時代，如若脫離民眾制定政策，那么各種社會問題將會逐步凸顯?？梢?，居民的幸福感與政策的制定與落實是密不可分的。

早在二十世紀中期，西方國家就已經開始充分重視幸福指數。通過監測發現，若要使社會發展處在良性的循環運轉中，單靠經濟發展是遠遠不夠的，需要將國民的幸福與經濟社會的發展相統一，從而達到某種程度的平衡。在如此背景之下，能夠從主觀上體現居民生活質量的幸福指數逐步走向研究的舞臺。將高度人性化的幸福感指標與客觀的經濟指標相結合，不僅能進一步完善社會發展程度的探究，還推動了國家政策的制定與實施力度。作為高速邁向現代化的發展中國家，我們應該充分汲取西方國家的教訓和經驗，讓人民幸福與社會發展相互融合，從而促進社會的進步和發展。

二、主觀幸福感研究

人類對幸福本質的理性思考和討論，早在2000多年前就散見于哲學家對人生的真知灼見中。比如，柏拉圖主義者認為，獲得關于理念的知識就是幸福；亞里士多德提出完善論幸福觀，認為“幸福就是靈魂的一種合乎德行的現實活動”，幸福的根源在于人的潛能能否充分發揮和人生價值是否實現[2]（p16-125）。伊壁鳩魯主義者認為，幸福就在于獲得快樂；斯多亞主義者認為，認識神的安排和世界的必然規律，就能實現幸福。

20世紀中葉，心理學專家、學者加入到了幸福感的研究領域。邢占軍通過探究發現，西方先后形成從生活質量、心理健康和心理發展三大變量切入的幸福感評價機制[3]（p2-4）。隨著社會學、教育學、經濟學等學科的不斷加入，學者們開始研究性別、年齡、宗教信仰、受教育年限、工作狀況、社會認知，以及收入等變量對居民幸福感的影響。李志，謝朝暉將國內對居民幸福感的研究大致分為三個階段，第一階段是上世紀80年代中期至90年代中期，這一時期國內對幸福感的研究大多依靠引進國外理論和數據分析模式；第二階段為上世紀末到本世紀初，在這一階段國內開始在大學生、黨員、老年人等特定的群體進行實證研究；第三階段是本世紀初至今，本階段屬于我國幸福感研究的黃金時期，發展迅速，人們不僅開始研究我國幸福感的現狀，還開始研究影響居民幸福感的諸多因素，旨在探尋提升居民幸福感的途徑，還有少數的學者嘗試建構適用于我國特定人口群體的理論模型。

國內在幸福感研究領域大致分為四個方向：一是界定幸福和幸福感的概念、內涵以及對應的衡量評價體系，如上文提及的李志與謝朝暉的研究；二是對幸福感的述評性研究，如梁興輝與車娟娟的《幸福指數測量方法研究綜述》等[4]（p1-2）；三是針對特定群體幸福感的研究，如賴新對教師幸福感的研究；四是研究影響幸福感的諸多因素，如陳婉婷、張秀梅對基于CGSS數據所作出的對中國居民主觀幸福感的影響因素分析[5]（p9-15）。

與上述研究比較而言，本研究的意義體現在，將勞動人口作為本研究聚焦的樣本群體。勞動人口是一個國家或地區全部人口中具有勞動能力的那部分人口。按國際一般通用標準，15歲～64歲屬于勞動適齡范圍。中國男性為16歲～60歲，女性為16歲～55歲為勞動適齡范圍。非勞動人口包括在校生、16歲以下的城鄉未成年人和年齡達到和超過退休年齡的老年人口等三個群體。由于處在不同的生命歷程中，所扮演的社會角色差異等原因，勞動人口和非勞動人口的主觀幸福感應有明顯差別，不做區別地納入模型，不利于實踐層面上政策的制定，也不利于科學研究的精準推進。鑒于此，本研究使用CGSS（2015）數據對我國青少年人口、勞動人口和退休人口的自評幸福感進行對比分析，為相關部門制定勞動人口主觀幸福感提升政策提供決策參考和理論支持。

三、數據來源

本文研究數據來自中國綜合社會調查（Chinese General Social Survey，CGSS）。CGSS 是中國人民大學中國調查與數據中心負責組織實施的全國性、綜合性、連續性學術調查項目。項目系統全面地收集社會、社區、家庭、個人多個層次的數據，為國際比較研究提供數據資料。目前，CGSS數據已成為研究中國社會最主要的數據來源，廣泛地應用于科研、教學、政府決策之中。項目初次發布和共享數據始于2003年，平均間隔1～2年發布一次，最新發布的數據是CGSS2015。本研究使用CGSS（2015）的相關變量數據，樣本總量為10968人，全樣本平均受教育年限為8.5年，標準差為4.5，其中勞動人口平均受教育年限為10.3年，標準差為4年。研究中涉及到的其他變量特征簡單描述如下，見表1。

上述變量取值分別取自CGSS（2015）的以下題項：

表1 各變量基本情況一覽

受教育年限來自A7a題。該題原文為：“您目前的最高教育程度是：____”。選項包括：1.沒有受過任何教育；2.私塾、掃盲班；3.小學；4.初中；5.職業高中；6.普通高中；7.中專；8.技校；9.大學專科（成人高等教育）；10.大學?？疲ㄕ幐叩冉逃?；11.大學本科（成人高等教育）；12.大學本科（正規高等教育）；13.研究生及以上；14.其他（請注明）。本文將被試的教育變量依據以下標準轉化為相應的受教育年限：

表2 教育變量的賦值情況一覽

主觀幸福感的數值來源于CGSS（2015）問卷中的A36一題。該問題是：“總的來說，您覺得您的生活是否幸福?”要求被調查者從數字1到5之間進行選擇：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。統計中我們將其作為主觀幸福感變量的相應取值。另外，為了方便閱讀理解，我們根據公式：幸福感指數=100*主觀幸福感/5，將主觀幸福感轉化為百分制的幸福感指數。

關于收入變量，CGSS（2015）中有兩道題目：A8a和 A8b。題目 A8a題項為：“您個人去年（2014）全年的總收入是多少（記錄具體數字，并高位補零）”，A8b調查被試全年的職業/勞動收入。本文對A8a選項取對數后，計算收入因素對勞動人口主觀幸福感的影響。

工作狀況變量取值情況。CGSS（2015）題目A53題項為：“您上一周是否為了取得收入而從事了一小時以上的勞動（包括參軍）”。選項包括：1.未從事任何以獲得經濟收入為目的的工作；2.帶薪休假，學習、臨時停工或季節性歇業等；3.停薪休假，學習、臨時停工或季節性歇業等；4.一般每周的工作時間（小時）。本文將選1的勞動人口定義為失業人口，賦值為0；選2,3,4的勞動人口定義為就業人口，賦值為1。

本文另外對其他個體變量，如性別、年齡、民族、戶口性質、政治面貌等變量，對勞動人口主觀幸福感的可能影響及其路徑進行了統計測算和分析。

四、研究結果

（一）勞動人口學歷分布

總人口由勞動人口和非勞動人口構成。非勞動人口又稱為供養人口，是指不從事生產，由勞動人口供養的人口總數的一部分。退休人口作為一個非勞動人口群體，由于喪失勞動能力或者退出社會生產過程，其生活來源需要依靠勞動人口或者生產人口的支持，一般取決于家庭成員的工作收入或國家和集體的養老金。一般來說，退休人口越多，占社會總人口的比重越大，一個國家的負擔就越重。供養人口的比例將大大減少社會積累，從而減少投資，降低社會生活水平。有研究表明，我國的供養人口比例正在從年輕人口占更大比例向老年人口占更大比例轉變。我們統計分析結果并非如此。例如，2015年我國勞動人口占比為54.3%,退休人口占比為43.1%。我們統計了2003—2015年共9次問卷調查的83991個樣本，退休人口占比并非逐年增加，結果見表3。

據統計，勞動人口的學歷顯著高于退休人口，但顯著低于樣本中的在校生學歷水平。顯示長江后浪推前浪，我國人口結構在就業前后呈現較強的層次性，潛在的勞動人口知識儲備更為充足。另外，我們統計了2015年我國勞動人口的學歷在性別、城鄉、不同經濟發展的區域之間的分布情況，詳見表4。

表3 各調查年份勞動人口在總樣本中的占比情況

圖1 退休人口在總人口中的比例變動情況

表中顯示，2015年我國勞動人口平均受教育10.26年，其中，男性勞動人口平均受教育10.6年，女性 9.9 年，性別差異顯著（P＜0.000）。

非農業戶口勞動人口的平均受教育年限為12.5年，農業戶口為8.6年，教育年限城鄉之間差異顯著（P＜0.000）。

表4 2015年我國勞動人口的學歷的總體情況

按照經濟區域劃分：東部勞動人口平均受教育11.5年，中部勞動人口平均受教育9.7年，西部勞動人口的平均受教育年限為8.8年，東北勞動人口平均受教育年限為10.3年。人均受教育年限在經濟區域發展中存在顯著差異，且東部最高，接近普及高中教育；中部地區和東北地區次之，平均受教育年限超過初中畢業；西部地區平均水平接近初中，和東中部尚有不少差距。

（二）勞動人口學歷與主觀幸福感分布情況

有資料顯示，人口中自評幸福感呈現U形分布，即，中年人自評幸福感最低，年輕人和老年人的自評幸福感更高。年齡是自評幸福感的函數。該結論在勞動人口中是否如此？除了年齡變量，受教育程度是否是重要的自變量，甚至是一個超級變量？為此，我們使用CGSS（2015）數據對此進行了分析（見表 5）。

表5 各學歷勞動人口主觀幸福感分布

表中可見，（1）我國勞動人口主觀幸福感指數均值為77，屬中上水平。（2）幸福感指數隨受教育年限逐級走高，沒有接受過學校教育的勞動人口幸福感自評分數為73分，接受過研究生教育的勞動人口自評82分，各組之間有顯著差異（P＜0.000）。其中，初中學歷勞動人口和小學學歷人口之間，單個學歷層次間的差異最為明顯，從74分躍升為77分。

(三)勞動人口主觀幸福感的其他影響因素：描述分析

通過上文粗略的統計分析，勞動人口的主觀幸福感顯然是一個受到多種因素制約和影響的變量。為了對這些變量進行初步的量化比較，我們選取了性別、婚姻狀況、政治身份、戶口類型、工作狀態、健康狀況、宗教信仰和民族等變量，統計比較了各自的均值和顯著性，結果見表6。

表6 各類別勞動人口主觀幸福感均值及其顯著性

簡單比較平均數，表中顯示，女生比男生幸福，已婚比未婚幸福，黨員比非黨員幸福，城里人比農村人幸福，高學歷比低學歷幸福，健康者比不健康者幸福，有信仰者比沒信仰者幸福，少數民族比漢族幸福，都符合學界的猜測和論斷，但民族、信仰兩個變量的影響沒有通過顯著性檢驗，就業變量對自評幸福感的影響也沒有達到P＜0.05的顯著性水平。顯然，學歷、性別、婚姻、政治身份、健康等因素都可能直接或間接影響到勞動人口的自評幸福感指數。以下對上述因素的影響力大小進行客觀測量——回歸分析。

（四）勞動人口主觀幸福感與學歷、收入水平的回歸分析

將上述研究中影響顯著的變量作為控制變量納入回歸模型，我們構建了8個回歸模型，對勞動人口主觀幸福感的影響因素進行系統化梳理。結果顯示，在模型1—7中，教育變量對勞動人口的主觀幸福感都是顯著的。除了直接效應之外，教育通過全年總收入變量對勞動人口的主觀幸福感具有不完全的中介效應。各模型回歸系數及其顯著性如表7。

在模型1中，我們發現受教育年限與我國勞動人口的幸福感呈現顯著的正相關，教育年限每增加1年，中國居民的幸福感平均增加0.03，即幸福指數增加0.6分。

在模型2中，我們在模型1的基礎上增加勞動收入這一變量，線性回歸發現，勞動收入與幸福感存在顯著的正相關，且教育對幸福感的影響下降。

模型3是在模型2的基礎上增加去年全年總收入這一變量，結果發現，去年全年總收入與幸福感之間存在顯著的正相關。教育程度對幸福感的影響系數略微下降，影響較小。勞動收入對幸福感的影響較大，勞動收入對幸福感的影響變為負相關，且不顯著。

模型4是在模型3的基礎上增加勞動人口的工作狀況，發現與幸福感之間不存在顯著差異，且不影響受教育程度對幸福感的影響。

模型6是在模型4的基礎上增加了性別、婚姻狀況、健康狀況、宗教信仰等變量，結果發現，加入這一系列變量后教育對幸福感的影響進一步降低了，而總收入對幸福感的影響提高了。性別、婚姻狀況、健康狀況與幸福感之間存在顯著的正相關，而宗教信仰與幸福感之間存在顯著的負相關。

模型5是在模型6的基礎上增加了戶口狀況、政治身份、民族、工作狀況與階級認同的變量，發現其與幸福感之間的關系并不密切。

模型8是將總收入與工作狀況進行交互，結果發現，這一變量與幸福感之間存在顯著的正相關。

模型7是在模型8的基礎上增加受教育程度這一變量，發現受教育程度與幸福感之間依舊存在顯著的正相關，但此時去年總收入與工作狀況的交互這一變量對幸福感的顯著相關關系消失了。

五、結論與討論

（一）中國勞動人口總體是幸福的

美國經濟學家P.薩繆爾森提出了一個幸福方程式：效用/欲望=幸福指數。欲望是一種缺乏的感覺與求得滿足的愿望，根據馬斯洛需求層次理論，它分為五種層次，從下至上依次為基本生理需要、安全需要、歸屬和愛的需要、尊重的需要、自我實現的需要。效用是從消費物品中所得到的滿足程度，是對欲望的滿足。該指數以1為分界嶺，比1小就證明不幸福，等于1或者比1大就證明是幸福的。

眾所周知，我國勞動者在分配體系中逐漸被邊緣化是中國社會近40年以來的重要趨勢。據郎咸平測算，中國工資占GDP的比例為8%，遠低于歐美國家（55%）和南美洲國家（38%），與東南亞國家（28%）和中東國家（25%）也相差甚遠，甚至不及非洲國家（20%）的一半[6]。在支出方面，我國勞動者承受巨大的壓力，據稱中國家庭支出壓力在世界大國中，僅次于法國。以房價為例，有人從2004年房價暴漲開始算起，到現在的15年間，北京、上海、深圳的房價從三五千漲到了三五萬，漲幅超過十倍，全國住宅均價也從一兩千上漲到七八千，漲幅也有三四倍之多。住房基本需求需要2～3代人花費畢生儲蓄才能解決[7]。

使用經濟學家P.薩繆爾森提出的幸福方程式，顯然我國勞動者的效用達成度不是太高，效用低而主觀幸福感較高，難道我國勞動者會特別“佛系”么？為什么會如此呢？

表7 勞動人口主觀幸福感回歸模型

我們認為，勞動人口幸福感強烈受到他們心理參照系的影響，勞動人口的結構不同，其自評幸福感差別會非常明顯。樣本中主體勞動人口出生于80年代之前，由于他們處于一個從封閉逐步走向開放的過渡社會中，與之前社會的對比是鮮明的，因此盡管目前社會滿足個人效用的水平不高，但比較自己早期的生活經歷，其成員便更可能知足常樂，表現出不低的幸福感。我們預測，90后一代成長為我國勞動人口的主體組成部分后，情況可能發生較大的變化。社會結構轉型加速，階層分化程度加大，貧富差距凸顯以及勞動者需求層次日益提升和多樣化，加上資源相對短缺和競爭加劇，諸多因素將深切地影響未來勞動人口的主觀幸福感。

（二）如何解釋中國勞動人口的主觀幸福感在學歷、性別、城鄉、民族、收入等方面的差異？

中國勞動人口的幸福感與學歷之間呈線性增長的趨勢。國外相關學術團隊對發展程度不同國家進行比較研究時發現，一個國家的富裕程度與民眾的幸福感水平之間存在著較強的正相關，相關系數大致在 0.60～0.70 之間[8]（p19-108）。 本研究發現，我國勞動人口的主觀幸福感與教育之間確實存在較強的正相關。教育對主觀幸福感既存在顯著的直接效應，也存在顯著的中介效應，但總收入的影響超過了教育的影響。這一發現部分支持了國外幸福感研究的主流觀點。2015年的樣本調查結果顯示，全年總收入和主觀幸福感之間的相關系數在0.1～0.2之間，低于國外的研究結果。其原因可能和我國當前勞動人口的獨特結構有關——主體勞動人口經歷了改革開放前后兩個不同的歷史時期，較大的反差和參照系，使得主體勞動人口縱向比較的傾向會更為突出。

勞動人口和非勞動人口（包括退休年齡人口和在校生群體）的生活重心差異很大，前者圍繞職業發展和家庭貢獻為中心持續幾年、十幾年，甚至幾十年。其中收入變量在最近幾十年中一直是評估職業發展和家庭貢獻的社會指標。中外相關研究都得出了比較一致的結論，本研究也不例外：收入是影響主觀幸福感的超級變量，分析收入結構，我們可以看到社會自由度和生存空間不斷擴展的歷史軌跡——不僅是職業收入，包括職業外收入在內的全年總收入，是我國勞動者主觀幸福感的核心變量，其他變量或多或少存在中介效應。

城鄉差異的實質仍然是收入差距。眾所周知，我國是一個典型的城鄉二元結構社會，作為現代文明的中心和現代化的條件，城市具有鄉村無法比擬的發展優勢和生活便利。這給勞動者帶來的體驗顯然是鄉村無法相比的。但城市這種優勢和便利并不能一以貫之地去解釋我國少數民族勞動人口的自評幸福感為什么高于漢族。如果考慮到最近幾十年針對少數民族地區從中央的財政轉移支付到地方政府的各項補貼、優惠、傾斜、鼓勵，我們還是可以從收入這個視角得到合理的解釋。

有點費解的是勞動者主觀幸福感的性別差異：統計結果顯示，女性勞動人口的收入水平顯著低于男性勞動人口的收入水平（當然，相關研究和統計結果無一例外），為什么女性勞動者會感到更加幸福呢？對此，一個解釋框架來自阿德勒提出的共同體感覺幸福論。阿德勒認為，個體的幸福感是一種人際關系的高級狀態，叫做“共同體感覺”。阿德勒提出，幸福就是你出于對社會的關心，作為共同體的一員，積極參與其中，找到歸屬感和貢獻感。阿德勒認為，幸福很大程度上不是由具體貢獻的大小決定的，而是由“貢獻感”決定的。如果說貢獻難分大小的話，貢獻感根本就不需要分大小。你不需要非得達到一個什么客觀標準才能獲得貢獻感。個體的貢獻感是完全可控的，你隨時可以單方面認為在這件事上你已經做到貢獻了——只要你能說服自己的內心[9]（p26-95）。中國人長期處在多個或大或小的類似同心圓的集團體系中，由近及遠依次是核心家庭、家族、村落……（費孝通先生稱之為差序結構）。這種歷史傳統和社會結構，極容易使得女性勞動者在心理上找到共同體的感覺，即使顯示度很低的工作內容，也因為在家庭這個小集體中而找到平衡點——貢獻感。

綜上所述，盡管研究結果并不能推斷人們的教育程度和知識儲備決定著他們的幸福感水平，但它至少可以啟發我們：個人接受更多更好的國民教育與其幸福體驗息息相關，而勞動者通過接受更多更系統的普通國民教育可以改善其生存和發展條件，進而促進個體主觀幸福感的提升。這個路徑恰恰是政策可以關注并能夠發揮作用的。