教育与居观幸福感

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摘 要 ：以我国住户调查数据为基础,经验性地讨论了城镇居民的受教育程度与主观幸福感的关系.观察到：仅从数据层面,受教育程度较高者的主观幸福感越强,一旦对收入以及其它相关变量进行了有效地控制之后,受教育程度越高者,其主观幸福感越弱.

关 键 词 ：城镇居民　幸福感　教育程度

中图分类号：C913　文献标识码：A　文章编号：1007-3973(2011)005-168-02

幸福是人所追求的生存状态与生活方式,现代意义上的幸福代表的就是一种能生活得更好的能力.长期以来,人们一直在为追求幸福而努力,但现有的研究文献通常表明,人们的主观幸福感呈现出与GDP增长不协调的逆态势,即所谓的Easterlin悖论.就价值倾向而言,人们认为,经济增长只有在以增强幸福感为基础才具有意义,人均收入与主观幸福感之间不存在必然的联系.而教育在普遍提高人类素质水平、累积社会文明的同时,也肩负着使人幸福的职能,教育的最终意义在于有助于人追求幸福生活.教育背景对人的幸福感会产生怎样的影响本文试图从受教育程度与主观幸福感关系的视角对这一问题进行探讨.

在关于主观幸福感的研究文献中,对于收入与主观幸福感的研究较多,而受教育程度一般被当作控制变量来处理的,对教育程度与主观幸福感之间关系的专门讨论并不多,且结论有极大地不一致性.Oswald(1997)将教育与主观幸福感之间的关联归结为一个基本结论,认为良好的教育是主观幸福感程度较高者的基本特征之一.Catherine与Marieke(1997)对美国的被试者研究发现,良好的教育能有助于人们获得稳定的高收入工作,提高控制感,构造稳定的社会关系,从而增强其主观幸福感.Clark与Oswald(1994,1996)发现受教育程度与主观幸福感之间具有显著的负相关性.Clark与Oswald的解释是,受教育程度越高的人对未来的预期越高,而主观幸福感是建立在现实结果与主观预期的差距基础上的.崔丽娟对上海市的老人进行调查表明,文化程度并不是影响老年人生活满意度的重要因素.

1.　数据描述与主观幸福感的分布特征

本文所使用的数据主要来自于中国社会科学院经济所收入分配课题组于2002年对全国城镇居民所做的抽样调查.本次调查包括12个省份、69个城市、6835个城镇住户样本,相对于我国关于主观幸福感的多数研究,本次调查的样本规模和覆盖面都能保证本文所使用的样本具有更好的代表性.本次调查设计了一个问题：“总的来说,您现在幸福吗”,调查中要求每个家庭户主或其他主要成员对自己的主观幸福感进行主观评价,备选项按照幸福感程度的差异性分为5个级别,分别是“非常幸福、比较幸福、一般、不太幸福、很不幸福及不知道”.回答者的受教育程度与主观幸福感的分布关系如表1所示.

据表1可知,在城镇常住人口样本中,自我评价为“幸福”或“一般”所占的比重较大,其次是“不幸福”.而在不同受教育程度之间,幸福感的自我评价有较大差距,总的趋势为,受教育程度越高,回答者的选择越向“幸福”或“一般”集中,选择“不幸福”的比例越小.

2.　实证分析

为了进一步分析教育对主观幸福感的影响,我们在已有的理论和实践的基础上构建了计量模型.

2.1　模型设定

教育对主观幸福感的影响可分为两种效应,一种是直接效应,即教育本身对主观幸福感的直接影响：另一种是间接效应,即教育通过影响收入而间接对主观幸福感产生影响.基于这种考虑,我们建立了如下的主观幸福函数：

H等于F(Y(E,X),E,Z)

其中,H为居民的主观幸福感,Y为居民收入水平,E为回答者的受教育程度,z为影响主观幸福感的其它控制变量.考虑到存在多重共线性问题,因此采用逐步回归的方法,首先利用收入决定函数估计收入,将收入预测值放入主观幸福函数中.

在收入决定函数中,考虑到居民收入形成的内生性问题,除了教育变量之外,还控制了个人特征、居民所在企业的所有制性质、行业以及地区特征.

LN(Y)等于ao+a1E+a2A+a3A2+eiX1+u(1)

其中,A为年龄,A2,年龄的平方用来反应与收入的非线性关系,xi为其他控制变量,u为误差项.

由于主观幸福感(H)值是一个离散变量,因此使用序次Logit模型(即Ologit模型)来分析各因素对被解释变量的影响.

OlogitH等于Bo+B1E+B2Y+B3A+B4A2+eiZi+u(2)

本文在进行分析时,将主观幸福感Happiness划分为五个等级：如果回答者选择“非常幸福”,被解释变量取为5：选择“幸福”时,被解释变量取为4；选择“一般”时,被解释变量取为3；选择“不幸福”时,被解释变量取为2,选择“非常不幸福”时,被解释变量取为1.以H等于1作为参照组.对于遗漏值,其所占的比重较小,可以忽略.教育变量则会考虑两种形式,一是以教育年限度量的连续变量；二是以受教育程度度量的离散变量.

因此,在主观幸福感的方程中,包括的自变量有：受教育程度、收入的估计值、年龄、性别、婚姻状况、户主身份、就业状况及家庭人口规模等,并以省份虚拟变量控制地区性因素.

2.2　主要回归结果与分析

表2给出的是在控制相关变量后,受教育程度对主观幸福感影响的估计量.同时,为了进行比较分析,我们也给出了不含收入项的教育程度影响主观幸福感的估计量.

表2给出了受教育程度与收入,以及其它主要相关变量对主观幸福感的边际概率,其估计结果是令人沮丧的.在收入未被有效控制之前,如果受教育选取的是连续变量,则每多接受一年的教育,对“幸福感”的边际影响为0.039,但在其影响在统计上不具显著性；离散变量的分析结果表明,大学及以上、大专、中专及高中、初量的影响都显著为负.

当个人收入被有效控制以后,教育对主观幸福感的影响也是消极为负的.如果教育采用的是连续变量,则每多接受一年的教育将导致幸福的概率下降3.6个百分点；离散变量的估计结果也非常类似,以大学及以上受教育程度为例,与未上大学及以上教育的人相比,接受大学及以上教育的人,幸福的概率会下降22％.其中受教育程度为初中对主观幸福感的消极影响最大,将近36％.即表现为受教育程度越高,个人自我评价幸福的概率越低.这些分析结果表明,教育对居民的主观幸福感不仅没有积极的影响,相反,受教育程度较高者的主观幸福感越低.

2.3　可能的解释

教育对主观幸福感的消极影响与我们之前的描述统计结果相矛盾,可见两者之间的关系有一定的特殊性.目前大多研究文献都在强调教育对主观幸福感的积极效应,但研究方法通常都是简单的统计描述,未对变量之间的相互关系进行检验,因此这种积极效应的准确性有待进一步研究.而教育对主观幸福感的影响是为负的,其原因可能在于：一方面,受教育程度较高者,对未来的预期也会提高,现实与预期的差距越大,产生的心理压力越大,对主观幸福感产生的消极影响越大；另一方面,历史上或许存在着比较高的教育非货币性收益,使得这种积极的影响无法用准确的方法进行衡量.

3.　总结

生活质量的提高是经济发展的最终目的,也是重要的社会问题.本文城镇住户调查数据的基础上,讨论教育与主观幸福感之间的关系.从表面上看,受教育程度较高者的主观幸福感越强、不幸福感越低,但一旦在计量模型中控制相关变量,特别是收入进行了有效地控制之后,我们发现受教育程度越高者的主观幸福感越低.这一现象很可能是由于不同受教育程度者对未来的预期、所承受的工作强度、心理压力的差异以及社会环境的变化造成的.而教育通过其它途径对主观幸福感的影响也十分重要,值得进一步关注.