年齡階段、身心健康與主觀幸福感

張超 梁華鵬

摘 要：幸福是中西方學界橫亙探討的哲學命題，但“主觀幸福感”卻是社會科學領域新近出現的研究對象。本文使用CGSS2017年數據構建OLS多元回歸模型，結合因果逐步回歸等方法進行機制效應檢驗，結果發現：作為健康的不同維度，身體健康完全中介了自因變量之間的作用關系，而心理健康卻沒有在兩者間形成有效鏈接。這是由于青年相較于中年群體面對的身體健康壓力較小，但二者的心理健康表現同樣較差所致。當前，我國亟需完善、加強現行醫療保險制度體系建設，使醫療資源盡可能覆蓋有需要的居民群體，同時加快構建促進中青年群體心理健康發展的醫療保健體系，推進醫療事業向全方位、高質量階段邁進。通過敏感性檢驗，本文建模與結論的可信度進一步得到了實證支持。

關鍵詞：主觀幸福感；身體健康；心理健康；醫療體系建設；高質量發展；中介效應

中圖分類號：C913.6文獻標識碼：Ａ 文章編號：１００９ — ２２３４（２０22）10 — ００86 — ０6

引言

“幸福”是一個在世界范圍內都被廣泛探討的命題。從蘇格拉底伊始的西方哲學巨擘，到近現代以叔本華為首曾系統闡述過幸福哲學的一眾先賢，思想者們始終在探尋著那把能夠打開幸福之門的鑰匙，試圖解開影響人們幸福感的因素當中那些恒常嬗變，與始終不變的謎題。20世紀中葉以來，“幸福”從一種哲學層面的探討走向經驗科學領域，西方學者率先開展了大量的實證研究，為“主觀幸福感”這一現象學構念的測量，奠定了扎實的經驗基礎。本文旨在回溯前人研究的基礎上，進一步結合中國當前經驗現實，通過構建量化模型與使用相關計量方法，驗證那些會對國人主觀幸福感產生作用的影響因素，并分別檢驗健康變量所涉及的不同維度，對于不同年齡階段群體主觀幸福感差異的中介效應是否成立，進而揭示不同作用模式背后所呈現出的社會意涵。

一、文獻綜述

（一）主觀幸福感概念與測量

幸福感雖然被區分為客觀幸福感（Objective Well-being）與主觀幸福感（Subjective Well-being）。社會心理學家Diener（2000）認為主觀幸福感是指：個體通過對理想生活模式的主觀構念，與現實生活具體映照做出對比后所形成的一種肯定態度，與樂觀感受。它具有主觀性、積極性，以及綜合性的特征。［1］這些特征與我國學界對于主觀幸福感較為權威的界定異曲同工。［2］

胡榮等（2021）認為主觀幸福感包括著認知與情感兩個部分，［3］由于認知部分需要被調查者對生活狀況做出評價，所以它十分貼近Diener所界定的“主觀性”特征；而情感部分的實質則貼合著“積極性”特征。筆者認為：主觀幸福感的“綜合性”特征并沒有在既有研究中得到更好呈現，這主要體現為它作為變量的測量過于依賴單維自評題項。其中，美國經濟學家Easterlin（2003）所從事的跨文化、國家，與群體主觀幸福感比較研究最具有代表性。［4］

這種在不同國家之間使用相同，并且單一的測量題項的方法，大多是為了降低調查成本，［5］并方便在各國居民之間進行比較研究。［6］與此同時，這種單維主觀幸福感測量方法在跨國大樣本抽樣調查，與比較研究的科學性上也得到了學界的認可，［7］且相關研究已多有開展。［8］但筆者認為，在同一個國家或地區開展的主觀幸福感（大樣本）抽樣調查，使用多維幸福感量表測得的主觀幸福感指數更具豐富性、科學性與本土性，進而可以提升測量的效度。

（二）主觀幸福感影響因素假說

主觀幸福感的“綜合性”特征，也可以體現在其影響因素的多維視角中。徐映梅等（2014）系統梳理了中外關于主觀幸福感影響因素的研究，并嘗試從多種分析層次建立一個綜合性的解釋框架。她發現學界關于主觀幸福感的研究伴隨著經濟學者的介入而漸趨豐富，其中包含了三種比較有影響力的假說：基于絕對收入的幸福感假說；基于相對收入的幸福感假說，以及收入因素之外的幸福感假說。［9］

第一種假說建立于美國經濟學家Easterlin（1974）的經典文獻，該文章通過對二戰后的美國國民幸福感指數進行研究，發現美國的戰后經濟雖然獲得持續增長，且人們的物質生活水平也在這段重建期獲得了較快的提高，但吊詭的是：美國民眾的幸福感水平卻沒有隨著收入的提高而增長，這個研究發現被后來者著名以“伊斯特林收入－幸福悖論”。［10］

第二種假說更加注重人們的“攀比心理”這一主觀感受，認為在這種心理下生活的人們很難達到自己理想的預期，進而會導致主觀幸福感水平的下降。社會學家默頓（1957）用“相對剝奪感”來解釋這種攀比心理對個人主觀幸福感的負向影響。與基于實際效益的絕對剝削不同，這種相對剝奪感的產生受到了主觀、客觀，以及心理、社會等不同層面、多種維度因素的共同影響。默頓的發現為相關研究設計人口特征變量和社會環境變量提供了重要的理論依據。［11］第三種假說主要從龐雜，且具體的經驗現實出發，結合不同學科的理論與研究發現，充分發掘會對主觀幸福感產生作用的影響因素。本文所要重點探討的年齡階段，以及健康因素對主觀幸福感的影響即歸屬于該類假說。

（三）年齡階段、健康與主觀幸福感

從上述對主觀幸福感研究的理論假說中已不難看出，想要窮盡這一變量的影響因素是可望而不可及的一個研究期待，但這并不影響我們從這些像提供了“范式”一般的研究假說中，尋找出某種一般性的探索規律。Blanchflower（2004）認為不同年齡段對主觀幸福感的“U型”變化，反映著不同代際對環境的適應過程。這條曲線之所以在中年時期達到最低，是由于這一年齡階段的群體對欲望得不到滿足時會感受到失望所造成的。［12］胡榮等（2021）通過對國際比較數據進行實證研究發現，年齡對中日韓三國的居民主觀幸福感并沒有顯著影響。

健康是人們主觀幸福感的一個重要影響因素。社會科學對健康的測量方式不同于醫學學科，在眾多大型數據庫和官方調查機構所設計的問卷中，往往會在“自評健康”這一相對主觀的維度下設計調查指標與題項。自評健康（Self-Rated Health， SRH）由Schuman等學者于1958年提出以來，在社會科學界應用甚廣。它是被調查者對自己的身體、心理，以及社會價值等多方面情況進行評估后所做出的綜合性評價。［13］MacKerron（2011）通過對大樣本數據的考察，發現自評健康程度越高的個體主觀幸福感越高。［14］我國研究中比較有代表性的是溫曉亮（2011）通過對1990—2007年，一個較長時間跨度的調查，發現“自評健康程度”是眾多人口統計學特征當中，對主觀幸福感影響程度最大的變量。［15］

總體來看，關于年齡與健康程度分別對主觀幸福感產生影響的研究，縱覽國內外學界已非屬少數。但是將“自評健康”視作一種中介機制，以便于更加深入的探討不同年齡階段之間主觀幸福感差異的研究尚屬“藍海”。進一步來說，“健康”又可以區分出身體健康、心理健康與社會適應三種不同的維度，這些維度對于年齡階段與主觀幸福感之間的作用方式是否均成立？不同變量之間又呈現出怎樣的作用關系？其背后又有著怎樣的社會學意涵？這些都是值得更為深入探討的學術命題。

二、研究設計

（一）數據來源

本研究數據來源于中國綜合社會調查（CGSS）于2020年10月1日發布的2017年度調查數據。總體來看，CGSS2017年數據涵蓋全國31個省市自治區當中的125個區縣，具有較好的全國代表性。對于變量中存在的缺失值，由于數量較少，故而采取“均值替代法”予以補足，并未對樣本進行刪減。最終納入本研究的樣本容量為2675例。

（二）變量測量

因變量為主觀幸福感。該變量的測量借助CGSS主觀幸福感21點測度量表，該量表并非所有被調查者均需填寫，但填寫者在不同變量維度的分布上具有較強的異質性與代表性。該量表的題項設計涵蓋了個體對于社會生活在不同維度上的主觀認知，這些問題的提問方式有正向亦有負向，筆者已進行正負轉換處理。原問卷中每道題項均使用李克特五點量表，整體為總加量表，得分越高代表人們的主觀幸福感越強。

核心自變量為年齡階段。本文依據2017年世界衛生組織確定的分段標準，將研究對象中的“青年”界定在18至44周歲之間（含18與44周歲），而“中年”界定在45至59周歲之間（含45與59周歲）。

中介變量為身、心健康。健康維度的測量包括身體健康、心理健康和良好的社會適應，［16］囿于CGSS2017數據的限制，本研究只針對身體健康和心理健康進行測量，暫不探討社會適應對于主觀幸福感的影響機制。參考已有研究，選用“您覺得您目前的身體健康狀況”以及“在過去的四周中，您感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度”兩題項反映受訪者的身體，［17］以及心理健康水平。［18］

控制變量。本研究在已有理論與文獻的基礎上，總體對個人，以及社會層面的變量進行了控制。個體層面變量包括：政治面貌；自評社會階層；婚姻狀況；收入（既有研究表明，收入對于主觀幸福的影響呈現拋物線型作用關系，故而對收入進行對數化處理）；受教育程度；參與社會保障，以及閱讀頻率［19］。社會層面變量包括：戶口類型；社會公平感，以及社會信任。

（三）統計方法

本研究使用Stata16.0進行統計分析。首先對所研究變量的頻數、百分比、均值等基本統計量進行描述性分析，觀測各變量的集中與離散趨勢，在此基礎上構建OLS多元回歸模型，探究不同變量與主觀幸福感之間的相關性；其次，利用多種機制檢驗方式，探討身、心健康在不同年齡階段與主觀幸福感之間的中介作用；最后，經由敏感性分析，控制潛在影響本文因果關系的混淆因素，并以此檢驗本文建模，與研究結論的穩健性。需要指出的是，本文在構建回歸模型之前，先對變量之間的多重共線性進行檢驗，分析結果顯示方差膨脹因子（VIF）均遠低于10，平均方差膨脹因子（Mean VIF）為2.1，表明方程本身并不存在多重共線性問題。

由于本研究中自變量年齡階段設定為二分變量，而因變量主觀幸福感與中介變量身、心健康均為連續變量，故可利用回歸分析按照逐步法，［20］進行中介分析。［21］學界普遍使用的逐步回歸法，是由Baron and Kenny（1986）開發的因果逐步回歸檢驗法，［22］其具體表達形式如下所示：

Y=i1+cX+ε1 （1）

M=i2+aX+ε2 （2）

Y=i3+c'X+bM+ε3 （3）

中介效應成立的三個條件包括：方程（1）的c顯著，即表示主效應顯著；方程（2）的a與b顯著，此時中介效應顯著。如果系數c'不顯著，則為完全中介，相反則為部分中介。此外，為進一步提升中介效應分析的可靠性水平，本文進一步運用Sobel Test，和Bootstrap重復抽樣方法對身、心健康的作用機制進行深入檢驗。

（四）樣本基本情況

本文中所測量的變量分為類別，以及連續變量。眾所周知，均值與標準差是反應變量集中與離散趨勢的兩個代表性統計量。本文類別變量中除年齡階段外均值都大于0.5（受教育程度取值為0到3，所以均值大于1.5），表明樣本容量中城鎮戶籍、已婚、受教育程度較高，參與社會保障的群體人數較多。而連續變量中，除主觀幸福感外各變量標準差均在1附近，說明變量數值接近平均值，即數據分布較為集中。總體來說，樣本容量與現實情況較為相符，具有較強的客觀性與代表性。

三、模型分析與實證檢驗

（一）OLS多元線性回歸分析

表1報告了多元線性回歸的五個模型，其中（1）為檢驗主效應的模型，（2）與（4）；（3）與（5）分別對應著Baron（1986）因果逐步回歸檢驗法中：第二與第三階段檢驗中介效應與間接效應的模型。首先，五個模型F值均通過顯著性檢驗，這表明各個模型整體顯著性水平較高，通過模型計算的回歸系數較為可信。其次，五個模型除模型（4）外，判定系數均在0.12以上，其中模型（3）、（5）的擬合優度均在0.2以上，表明模型整體解釋力較強。

其次，從主效應模型中可以看出，自變量年齡階段的回歸系數負向顯著，表明中年群體與青年群體相比，主觀幸福感顯著較低，這也初步回應了胡榮（2021）關于居民主觀幸福感在年齡變量上無

差異的結論。此外，控制變量部分的分析結果顯示，在類別變量層面，城鎮戶口、黨員政治面貌、已婚、受教育程度較高，且參與社會保障的人群會有更高的主觀幸福感，與已有文獻的研究結論一致。在連續變量層面，自評社會階層、閱讀頻率、收入對數，以及社會信任與主觀幸福感呈現正向影響關系，但社會公平感變量卻與主觀幸福感呈現顯著的負向作用關系。

最后，從因果逐步回歸法可以初步得出：雖然身體、心理健康兩變量都會對主觀幸福感產生正向且十分顯著的影響，但在控制了其他變量后，年齡階段對于身體健康的影響，要大于對心理健康的影響。與此同時，在加入身體健康變量后，年齡階段對于主觀幸福感的作用不再顯著，而加入心理健康變量后，年齡階段對于主觀幸福感的作用依舊顯著。由此可以初步認為：身體健康完全中介了年齡階段對于主觀幸福感差異的影響作用，而心理健康則沒有在年齡階段與主觀幸福感差異之間發生中介作用。圖1為控制其他變量的前提下，身體健康在年齡階段與主觀幸福感之間起到中介作用的路徑，與系數示意圖。

（二）身心健康影響主觀幸福感的中介效應分析

從上文Baron（1986）因果逐步回歸檢驗法中，已能夠初步得出身體健康是年齡階段影響主觀幸福感的一條中介機制，而心理健康則沒有在兩變量之間產生機制效應。為進一步驗證身、心健康的中介效應，并檢驗身體健康到底在多大程度上中介了年齡階段對主觀幸福感的影響，本文繼而使用Sobel Test方法來探討不同變量之間的作用關系。具體函數表達式如（4）所示：

如表2所示，心理健康的間接效應（a×b）并不顯著，而身體健康的間接效應則是顯著的（p＜0.001）。不僅如此，當身體健康變量進入模型后直接效應并不顯著，這表明身體健康在年齡階段和主觀幸福感兩變量之間起到完全中介作用，且中介效應占比達到105%。但Sobel Test方法中？覾與b已被假定為服從正態分布假設。因此，本文繼而使用Bootstrap方法，通過使用樣本再抽樣來“放寬假設”。

筆者將“放寬”設定對總/直接/中介效應檢驗采用1000次重復抽樣，得到95%的置信區間，在該類情況下，如果置信區間不包含0，則說明總/直接/中介效應在5%的置信水平下顯著，而身體健康中介效應置信區間并未包含0。通過多重檢驗途徑，我們可以得出：身體健康在年齡階段與主觀幸福感之間起到完全中介作用。

（三）年齡階段對主觀幸福感影響的敏感性檢驗

為進一步驗證研究結論的可信度，本文繼而使用單參數敏感性分析方法，以驗證上文得出的因果關系是否由于其他未被觀測到的混淆因素所引起。筆者將模型中未被控制的混淆因素（gamma）變化范圍設定在1到2之間，且變化間隔為0.1，輸出結果見表3。表格集中報告了gamma值的顯著性水平、t值，以及CI值變化上限，以便向讀者更為直觀的呈現研究結論在沒有考慮到未觀測混淆變量時，是否存在可信度被高估的情況。可以看到，隨著gamma值逐漸增大，也即未在模型中出現的混淆因素影響效應逐漸增強，其對應sig值顯著水平也在逐漸變小，表明模型通過敏感性分析驗證，原回歸模型計算所得因果推論較為可信。

四、結論與討論

本文主觀幸福感的測量使用CGSS2017年問卷中的21點總加量表，控制變量除社會公平感外均與過往研究得出方向相同、強度相似的計量結果。主觀社會公平感是與社會整體客觀不平等狀況相關聯的一對概念，但需要指出的是：客觀不平等程度可以區分出公平的不平等，和不公平的不平等兩種類型。［23］與之相對，主觀社會公平感也可以區分出基于自身相對能力，和社會機會是否均等這兩種不同的公平感認知。相應地，從前者（公平的不平等；基于自身能力的公平感認知）的角度來理解本文的研究發現，更加符合我國現有國情、社情，同時也更為貼合因變量的主觀性特征，這也與Knight（2011）通過對中國實際的考察，發現公平的不平等在我國對主觀幸福感產生積極影響的結論相一致。［23］

在本文中，身體健康變量作為一種機制，中介了不同年齡階段群體的主觀幸福感，而心理健康雖然對主觀幸福感的影響是正向且顯著的，卻并沒有鏈接起自變量與因變量之間的作用關系。筆者認為：結合文本所探討的群體來看，18-44歲的青年人群相比45-59歲的中年人群，他們的身體健康壓力較小，相對應的是中年人群更有可能因為身體健康問題進而影響其主觀幸福感；心理健康在不同年齡段群體中的作用形式則不然，僅從現實情況來看，固然中年群體的心理壓力會由于“上有老，下有小”的生活現狀而十分突出，但18-44歲的青年人也面對著嚴酷的“社會競爭”，其心理壓力相比于中年人可謂有過之而無不及。換句話說，心理健康沒有成為不同年齡階段主觀幸福感的差異機制，是由于青年群體的心理健康狀況相比中年人群同樣較差所致。

當前，“關于健康的價值理念、話語體系和行為方式已歷時性地形成了一個特殊的邏輯鏈。”［24］我們亟需我們建立一種更為科學的“大健康”觀念，并利用更加多元的健康評定維度，從身體、心理和社會適應等多元視角重塑現代化健康理念。不僅如此，當前階段我國亟需完善、加強現行醫療保險制度體系建設，推進城鄉，以及區域之間居民基本醫療保險制度優化，持續推動應保盡保政策落地落實，使醫療資源盡可能保障有需要的全體居民。同時，健康發展要不斷與時俱進，我國應加快促進中青年群體心理健康發展的醫療保健體系建設，持續推動醫療事業向全方位、寬領域，高質量發展階段實現邁進。

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〔責任編輯：孫玉婷〕