【城鄉(xiāng)居民主觀幸福感及其影響因素實證探析10000字（論文）】

城鄉(xiāng)居民主觀幸福感及其影響因素實證分析TOC\o"1-2"\h\u274901導論 1299801.1選題背景和意義 15591.2文獻綜述 195711.3論文結構與主要內(nèi)容 3166221.4論文研究方法 4290702數(shù)據(jù)來源與變量選取 4240262.1數(shù)據(jù)來源 4180812.2變量選取 4191293城鄉(xiāng)居民主觀幸福感及其影響因素分析結果 6278613.1城鄉(xiāng)居民主觀幸福感及其變量的描述性分析 6323253.2城鄉(xiāng)居民主觀幸福感影響因素的回歸分析 866184結論與建議 1029151參考文獻 121導論1.1選題背景和意義幸福是人們對生活滿意程度的一種主觀感受，幸福是一種心理體驗，它不僅是對客觀條件和生活狀態(tài)的事實判斷，也是對生活的主觀意義和滿意程度的一種價值度量。隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，人們的物質(zhì)需求和精神需求日漸提高，越來越多的人們逐漸開始關注生活幸福感這一話題。習近平總書記在中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會報告中指出，中國特色社會主義進入了一個新時代，我國的社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需要同不平衡、不充分的發(fā)展之間的矛盾，要使人民群眾擁有更加充實、更有保障、更加可持續(xù)的獲得感、幸福感和安全感。這標志著我國社會主義建設的抓手逐漸從提高物質(zhì)生活水平轉(zhuǎn)向改善生活質(zhì)量，國家的民生工作重點也日益從提高居民的收入轉(zhuǎn)為提升居民的幸福感，居民主觀幸福感的建設需求已成為社會建設新階段的發(fā)展目標之一。許多學科的研究表明，主觀幸福感與保持個人的身心健康、提高工作質(zhì)量和效率、建立良性的社交網(wǎng)絡以及形成利他行為等有顯著的相關性，由此可以看出，增強主觀幸福感對個人和對社會都有著積極的影響。因此，通過探索主觀幸福感的影響因素，再結合其作用機制的普遍性和特殊性，提高全體居民的主觀幸福感，對實現(xiàn)個人福祉和社會協(xié)調(diào)發(fā)展具有重大的社會需求和現(xiàn)實意義。而自1978年改革開放以來，在我國經(jīng)濟發(fā)展迅猛，社會快速進步的同時，城鄉(xiāng)之間的社會差異也隨之加大，形成了明顯的城鄉(xiāng)二元結構，即以社會化生產(chǎn)為主要特征的城市經(jīng)濟與以小農(nóng)生產(chǎn)為主要特征的農(nóng)村經(jīng)濟并存的一種經(jīng)濟結構。在這種城鄉(xiāng)差異的背景下，本文將基于2017年的CGSS數(shù)據(jù)庫的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析我國城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的差異及影響因素，以期為提升城鄉(xiāng)居民的幸福感提供一定的參考依據(jù)。1.2文獻綜述1.2.1國外研究狀況1967年，Wilison發(fā)表了一篇題為《自我幸福感的相關因素》的文章，標志著主觀幸福感研究的興起。他在文章中認為，幸福的人具有以下特點：“年輕、健康、受過良好教育、收入高、外向、樂觀、無憂無慮、有宗教信仰、自尊高、已婚、熱情、期望適中、知識淵博，且與性別無關。”關于幸福感的概念和定義，學者們眾說紛紜，但大多數(shù)學者認同Diener（1984）的主觀幸福感定義。他認為，主觀幸福感是評價者根據(jù)自身標準對生活質(zhì)量做出的總體性的評價，且主觀幸福感具有三個基本特征：一是主觀性，評價依據(jù)的是評價者的內(nèi)在標準而不是他人的標準；二是穩(wěn)定性，這是一個相對穩(wěn)定的值，因為主要衡量的是長期而不是短期的情緒反應和生活滿意度；三是整體性，是對情緒反應評價和認知判斷的綜合評價。此外，國外其他學者也對主觀幸福感作出了他們自己的定義，比如荷蘭的社會經(jīng)濟學家RuutVeenhoven（1996）認為，主觀幸福感是人們對自身當前生活質(zhì)量的一種積極性的評價，換句話說，就是人們對自己生活的喜好程度；布魯諾·弗雷（2006）認為，幸福是一個主觀概念，可以分為主觀幸福和客觀幸福，主觀幸福感是一種態(tài)度，包括情感和認知兩部分。隨著研究的深入，國外的研究者們逐漸進入對主觀幸福感的實證研究階段，他們采用了多種方法對主觀幸福感進行測量，其中大多采用編制量表的方法進行測量和評價。較早的是1961年Neugarten等人發(fā)表的“生活滿意度量表（LSI）”，20世紀60年代中期Cantril發(fā)展了“自我校準量表”（SAS），到了80年代，Diener于1985年發(fā)表了一般生活滿意度量表（GSWLS），此外，還有克雷迪斯等人編制的癥狀自評量表（SCL-90）、布拉德伯恩等人編制的情緒平衡量表（ABS）、勞頓等人編制的費城老年中心正、負情緒量表（PGCPANAS）、Wilison等人編制的正、負情緒量表（PNAS0），科茲瑪和斯通編制的紐芬蘭紀念大學幸福量表（MUNSH）。盡管有學者對于自我報告幸福感是否有效提出了質(zhì)疑，但Veenhoven等人已經(jīng)證明了幸福感量表的可靠性和有效性。盡管確實會存在一些偏差，但是這種自我報告的幸福感問卷已經(jīng)是我們目前獲得幸福感數(shù)據(jù)的最佳方式。而關于主觀幸福感的影響因素，國外學者也做了大量的研究，其中就有著名的關于收入與幸福感之間關系的“Easterlin悖論”，也叫幸福悖論。1974年Easterlin在《經(jīng)濟增長改善了人們的命運嗎?一些經(jīng)驗證據(jù)》一文中，通過對20多個國家的統(tǒng)計、抽樣調(diào)查資料進行分析，正式地論證了幸福悖論。其核心內(nèi)容主要有三點：一是從一個國家內(nèi)部來看，收入的差異會導致一定的主觀幸福感差距，高收入、高社會地位人群的主觀幸福感指數(shù)會高于低社會地位人群；二是從國家之間來看，富國與窮國的主觀幸福感差距并不明顯；三是就國家的整體水平而言，一個變得更富裕的國家并不會改善人們的主觀幸福感，例如美國從1945年到1970年間的經(jīng)濟增長就并沒有導致人民總體幸福感的提高。其中第一點說明了收入與幸福感之間存在的正相關關系，而后兩點則體現(xiàn)了收入與幸福感的反面關系，這兩者結合起來就是幸福悖論，第一點結論Easterlin稱之為幸福悖論的邏輯前提，即如果沒有個人收入與幸福感的正向關系，也就不會有總收入相對增加與幸福感下降之間的悖論關系。除上述研究外，對于影響主觀幸福感的因素，國外學者還做了其他的研究，比如研究表明，性別、年齡、宗教、教育、健康、婚姻等因素對主觀幸福感均有不同程度的影響，但Rogers（1998）和其他學者研究也發(fā)現(xiàn)，人口統(tǒng)計學變量只能解釋不到20%的幸福感的變化；Abbasi等人（2020）從智能手機使用和游戲消費體驗的角度研究影響兒童主觀幸福感的因素時發(fā)現(xiàn)，兒童對智能手機的情感投入、享受和感官體驗對他們的主觀幸福感產(chǎn)生了積極影響，然而，兒童對智能手機的幻想、逃避、興奮和角色投射體驗未能影響兒童的主觀幸福感；Bailey等人（2020）在研究社交媒體上真實的自我表達與主觀幸福感的關系時發(fā)現(xiàn)自我表達更真實的人也報告說生活滿意度更高，這種影響在不同的人格特征上似乎是一致的，同時還發(fā)現(xiàn)社交媒體的使用與幸福感的關聯(lián)程度取決于個人如何使用它；Luchesi等人（2018）在研究與社區(qū)老年人幸福相關的因素時發(fā)現(xiàn)心理因素和年齡影響著中老年人的幸福感，此外，更好的篩查、診斷和治療心理健康可以增加老年人的幸福感。1.2.2國內(nèi)研究狀況國內(nèi)對主觀幸福感的研究開始得比較晚，大約始于上世紀80年代中期，比國外晚了近30年。在最開始進行研究時，國內(nèi)學者主要是大量使用國外的相關理論和量表，吸取其中優(yōu)秀的理論成果和測量工具，并將其應用于實踐，而目前，國內(nèi)的學者在此基礎上，結合中國自身的特點，開展了主觀幸福感的本土化研究，也取得了較好的學術成果。在測評工具的建設來看，雖主要是引進和修訂國外量表，但也有個別研究者自編問卷進行測驗，比如中國綜合社會調(diào)查（CGSS）和中國家庭收入調(diào)查（CHIP）等。對于主觀幸福感的定義，鞠春彥和趙佳琳（2020）將主觀幸福感定義為“根據(jù)個人自身標準對自身生活質(zhì)量的主觀感受和總體評價，是對個人和社會生活質(zhì)量的綜合衡量”；劉中一（2016）認為，社會學視野中的幸福感是根據(jù)內(nèi)化的社會規(guī)范對人們生活質(zhì)量的完整性和肯定性的評價，是人們對生活各方面綜合評價所產(chǎn)生的積極情感；邢占軍等人（2004）認為，人的主觀幸福感是由一些因素共同作用產(chǎn)生的一種對自身存在的積極心理體驗，這些因素包括積極健康的心理、質(zhì)量生活、自我完善和自我實現(xiàn)等。在關于研究主觀幸福感的影響因素方面，孫鳳（2007）發(fā)現(xiàn)，社會保障和收入分配政策對居民幸福感有直接影響，且居民的職業(yè)如果帶來的收入和聲譽越高，居民的主觀幸福感越高；譚琨和謝舜龍（2012）在分析家庭經(jīng)濟情況對居民主觀幸福感的影響時發(fā)現(xiàn)只有家庭收入和儲蓄的相對指標以及家庭住房面積對居民的主觀幸福感有顯著且正向的影響，而家庭總收入和總支出則并沒有顯著影響到居民主觀幸福感；呂雁琴和邱康權（2020）的研究表明，地區(qū)之間的幸福差距是顯著的，東部和城市居民的幸福值高于中西部和農(nóng)村居民，這種幸福差距是由于地區(qū)間發(fā)展不平衡導致幸福資源在地區(qū)間分配不均衡造成的。而在我國城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的差異研究中，王慧慧（2014）研究了民生因素與城鄉(xiāng)居民幸福感，發(fā)現(xiàn)從影響程度的大小來看，對居民幸福感影響最大的因素是健康和家庭條件，其次是生態(tài)環(huán)境和社會保障，最后是個人工作和教育等因素，此外，男性的平均幸福感通常高于女性，城市居民的幸福感高于農(nóng)村居民，居民的幸福感和年齡呈“U”型變化；鞠春彥和趙佳琳（2020）的研究表明，對城市和農(nóng)村居民主觀幸福感起主導作用的分別是文化資本和社會資本，而經(jīng)濟資本并不顯著影響居民的主觀幸福感。1.3論文結構與主要內(nèi)容本論文共包括以下四個部分：第一章為導論：本章主要介紹選題的背景和意義，回顧國內(nèi)外相關文獻，即在閱讀大量相關文獻的基礎上，對主觀幸福感的定義、測量的方法和影響因素進行總結和梳理，介紹前人的研究成果，闡述論文的結構、主要內(nèi)容和研究方法。第二章為數(shù)據(jù)來源與變量選取：本章主要介紹論文研究數(shù)據(jù)的來源并結合相關研究選取要探究的變量，據(jù)此對原始數(shù)據(jù)進行處理。第三章為分析結果：本章包含描述性統(tǒng)計分析和回歸分析，首先對城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感以及選取的變量進行描述性統(tǒng)計，了解樣本數(shù)據(jù)的相關統(tǒng)計特征以及城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感差異情況，再對城鄉(xiāng)居民主觀幸福感分別進行回歸分析，探究其影響因素有何差異；第四章為結論與建議：綜合前面的分析結果總結出城鄉(xiāng)居民主觀幸福感及其影響因素的差異情況，并結合結論給出提升城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的相應建議。1.4論文研究方法本論文主要采用了文獻研究法、比較研究法、實證研究法。一，文獻研究法。通過搜集、閱讀、整理相關文獻，總結其研究成果，比較系統(tǒng)地了解主觀幸福感的定義、測量方法及影響因素等的國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，為本研究提供理論依據(jù)。二，比較研究法。本文在城鄉(xiāng)間進行比較，研究兩者居民主觀幸福感的影響因素，分析其差異，針對性地提出提升城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的建議。三，實證研究法。運用統(tǒng)計分析軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行科學的統(tǒng)計分析，采用描述統(tǒng)計和回歸分析等統(tǒng)計方法，分析城鄉(xiāng)居民主觀幸福感及其影響因素的差異情況，使結果更具真實性和可靠性。2數(shù)據(jù)來源與變量選取2.1數(shù)據(jù)來源中國綜合社會調(diào)查（ChineseGeneralSocialSurvey，CGSS）項目始于2003年，是由中國人民大學和全國各地的學術機構共同實施的我國第一個全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項目。本文所使用的數(shù)據(jù)是項目組發(fā)布的2017年的CGSS數(shù)據(jù)，經(jīng)過對所涉及變量的缺失值處理以及刪除數(shù)據(jù)中“不知道”、“不適用”、“拒絕回答”等回答，最后保留了2332個有效樣本，其中農(nóng)村居民的樣本量為1596，占比為68.4%，城市居民的樣本量為736，占比為31.6%。2.2變量選取2.2.1因變量主觀幸福感：本文的因變量為居民的主觀幸福感，且具體分成了城市居民主觀幸福感和農(nóng)村居民主觀幸福感，以CGSS2017調(diào)查問卷中的D40問題，即測度居民主觀幸福感的量表作為測量依據(jù)，以由該量表計算出的量表總分的平均值作為測量指標，該量表共有21個題項，每題按照“非常不同意、不同意、有點不同意、有點同意、同意、非常同意”的等級判斷對觀點的同意程度，并依次評1~6分，對反面描述的題項進行反向編碼后計算量表總分的平均值，最后得出的分數(shù)越高表明居民的主觀幸福感越強。對該量表進行信度分析，得到量表信度α=0.839，信度較好，不需要對量表進行修改，再用因子分析檢驗量表的效度，發(fā)現(xiàn)KMO值為0.862，Bartlett球形檢驗P值<0.05，說明量表具有結構效度。2.2.2自變量（1）家庭人均年收入根據(jù)問卷中的A62“您家2016年全年家庭總收入是多少？”以及A63“您家目前住在一起的通常有幾個人？（包括受訪者本人）”計算出被調(diào)查者的家庭人均年收入，且為了消除異方差，后續(xù)做回歸分析時會對家庭人均年收入進行取對數(shù)化處理。（2）媒體使用頻率以問卷中A28“過去一年，您對以下媒體的使用情況是”這個矩陣單選題作為測量指標，選項為從不、很少、有時、經(jīng)常、非常頻繁，依次賦值為1~5，值越大表明對該媒體的使用頻率越高，具體所列媒體如下：①報紙；②雜志；③廣播；④電視；⑤互聯(lián)網(wǎng)（包括手機上網(wǎng)）；⑥手機定制消息。通過因子分析從中提取出兩個公因子，分別命名為“傳統(tǒng)媒體使用頻率”（①~③）和“新媒體使用頻率”（④~⑥），KMO值為0.654，Bartlett球形檢驗P值<0.05，兩個因子共解釋57.607%的總方差。（3）社會保障以問卷中A61“您目前是否參加了以下社會保障項目？”這個矩陣單選題作為測量指標，回答“參加了”賦值為1，回答“沒有參加”賦值為0，所列的社會保障項目如下：①城市基本醫(yī)療保險/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險/公費醫(yī)療；②城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險；③商業(yè)性醫(yī)療保險；④商業(yè)性養(yǎng)老保險。（4）社交娛樂該變量以問卷中的A31a“請問您與鄰居進行社交娛樂活動（如互相串門，一起看電視，吃飯，打牌等）的頻繁程度是”和A31b“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”兩個問題作為測量指標，選項為從來不、一年1次或更少、一年幾次、大約一個月1次、一個月幾次、一周1到2次、幾乎每天，為了方便分析，我們將前兩個選項歸為不頻繁，中間三個選項歸為一般，剩下的兩個選項歸為頻繁，并分別賦值為1,2,3。2.2.3控制變量本文在參考數(shù)篇相關文獻后，引入了性別、年齡、政治面貌、受教育程度、婚姻狀況和健康狀況這六個人口統(tǒng)計學變量作為控制變量。其中，本文將性別“男”賦值為1，“女”賦值為0；年齡則以根據(jù)問卷中A3“您的出生日期是什么？”這一問題計算得出的2017年時被調(diào)查者的實際年齡為準；政治面貌分為群眾、共青團員和共產(chǎn)黨員，分別賦值為1，2，3；受教育程度根據(jù)問卷中A7a“您目前的最高教育程度是”以及被調(diào)查者的回答被分為三類，將“沒有受過任何教育”和“私塾、掃盲班/小學”歸為受教育程度較低的一類，“初中”和“職業(yè)高中/普通高中/中專/技?！睔w為受教育程度中等，“大學本科/大學專科”和“研究生及以上”歸為受教育程度較高，并依次賦值為1，2，3；婚姻狀況為在婚狀態(tài)賦值為1，非在婚狀態(tài)賦值為0；健康狀況使用問卷中A15“您覺得您目前的身體健康狀況是”這個問題進行測量，選項為很不健康、比較不健康、一般、比較健康、很健康，同樣地，為了方便分析，我們將前兩個選項歸為不健康，第三個選項為一般，最后兩個選項歸為健康，并分別賦值為1,2,3。3城鄉(xiāng)居民主觀幸福感及其影響因素分析結果3.1城鄉(xiāng)居民主觀幸福感及其變量的描述性分析3.1.1受訪者的基本信息對樣本的性別、年齡等控制變量進行簡單的描述性統(tǒng)計分析，得出的主要結果如下圖3-1和表3-1所示。其中因為兩類受訪居民的年齡基本都分布在18~92歲之間，所以將受訪者的年齡分為了“18-40歲”、“41-65歲”以及“66歲及以上”三類，得到下圖3-1，從圖中可以看出，受訪的城市居民和農(nóng)村居民的年齡分布沒有太大差別，均是41~65歲的居民占比最大，且計算得知城鄉(xiāng)居民的年齡平均都在50歲左右，說明受訪樣本中的中年人居多；而從表3-1中可以看出，受訪的城鄉(xiāng)居民的性別分布也沒有太大差別，男女比例都接近1:1；從受教育程度來看，城市居民的受教育程度比農(nóng)村居民要高，具體來說，城市居民大多都接受了高中和大學教育，而農(nóng)村居民只有19.7%的人接受了初中以上的教育，受教育程度較高的居民只有6.5%，甚至有15.4%的人沒有受過任何教育；從政治面貌來看，兩類居民中大部分都是群眾，城市居民中的黨員要比農(nóng)村居民更多一點；從健康狀況來看，兩類居民的健康狀況也差不多，大多都是一般和健康，農(nóng)村居民中感到身體不太健康的比例稍大一些；婚姻狀況也都是處于在婚狀態(tài)的比較多。圖3-1：城鄉(xiāng)樣本年齡分布圖表3-1：基本信息的描述分析城市居民農(nóng)村居民頻數(shù)百分比頻數(shù)百分比性別女39753.90%84953.20%男33946.10%74746.80%受教育程度較低8812.00%74546.70%中等36349.30%74846.90%較高28538.70%1036.50%政治面貌群眾54874.50%145791.30%共青團員435.80%593.70%共產(chǎn)黨員14519.70%805.00%健康狀況不健康9212.50%35922.50%一般19626.60%41726.10%健康44860.90%82051.40%婚姻狀況非在婚狀態(tài)17123.20%27917.50%在婚狀態(tài)56576.80%131782.50%3.1.2自變量和因變量的描述分析對樣本的自變量和因變量進行描述性統(tǒng)計分析，主要結果如下表3-2所示，由表3-2我們可以看到，城市居民和農(nóng)村居民的主觀幸福感分數(shù)平均值分別為4.3076和4.0845，說明兩類居民整體上在生活中都感到比較幸福，且城市居民的平均主觀幸福感比農(nóng)村居民的更高，其中，城市居民的主觀幸福感分值分布在1.67~6分之間，而農(nóng)村居民的主觀幸福感分值則分布在2.48~5.9分之間。且城市居民的家庭人均年收入明顯高于農(nóng)村居民，對新媒體和傳統(tǒng)媒體的使用頻率也比農(nóng)村居民更高，但更多地使用報紙、雜志和廣播這類傳統(tǒng)媒體；至于社會保障方面，兩類居民絕大多數(shù)都購買了基本醫(yī)療保險和基本養(yǎng)老保險，只有少數(shù)城市居民會購買商業(yè)型的醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，而農(nóng)村居民基本不購買這兩項商業(yè)險，針對這種現(xiàn)象，我認為一方面原因可能在于人們覺得有了社保就足夠了，商業(yè)險是不必要的支出，另一方面可能是因為商業(yè)險的價格相對較高，收入較低的居民尤其是農(nóng)村居民沒有能力也沒有意愿承擔這部分支出；從社交娛樂來看，農(nóng)村居民比城市居民更積極地進行社交娛樂活動，且城市居民比較樂于與朋友社交娛樂，而農(nóng)村居民則更經(jīng)常與鄰居進行娛樂活動。表3-2：自變量和因變量的描述分析城市居民農(nóng)村居民平均值標準差平均值標準差因變量主觀幸福感4.30760.541344.08450.52674自變量家庭人均年收入（元）47926.668375345.9436822170.689753258.57618媒體使用頻率傳統(tǒng)媒體使用頻率0.51841.1428-0.23910.8237新媒體使用頻率0.27781.0500-0.12810.9494社會保障城市基本醫(yī)療保險/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險/公費醫(yī)療0.930.2560.930.259城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險0.810.3920.660.472商業(yè)性醫(yī)療保險0.170.3730.070.252商業(yè)型養(yǎng)老保險0.120.3230.050.214社交娛樂與鄰居進行社交娛樂活動的頻繁程度1.800.8112.190.785與其他朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度2.080.6701.980.7213.2城鄉(xiāng)居民主觀幸福感影響因素的回歸分析3.2.1城市樣本回歸結果本文將居民主觀幸福感作為因變量，性別、年齡等人口統(tǒng)計學變量作為控制變量，家庭人均年收入、媒體使用頻率、社會保障和社交娛樂作為自變量進行線性回歸分析，探究各變量與居民主觀幸福感之間的關系。對自變量和控制變量中的多分類變量進行啞變量化后，在第一個回歸模型中納入所有控制變量，第二個模型在第一個模型的基礎上加入所有自變量，對城市居民樣本進行回歸后的部分分析結果如下表3-3所示。對預測變量兩兩進行相關性分析，結果表明各變量之間的Spearman相關系數(shù)都低于0.7，且共線性診斷結果顯示，各變量之間容忍度都大于0.1，方差膨脹因子（VIF）都小于10，說明各變量之間均不存在多重共線性。預測變量為控制變量的模型1的R2=0.145，F(xiàn)=13.730（P<0.001），模型顯著，具有統(tǒng)計學意義。模型2在模型1的基礎上納入了9個自變量，R2=0.198，F(xiàn)=8.846（P<0.001），模型顯著，具有統(tǒng)計學意義，增加解釋的R2為0.053，顯著性P<0.001，可以解釋為在回歸中納入9個變量后自變量對因變量變異的解釋能力增加5.3%（P<0.001），說明納入這9個變量有助于分析城市居民的主觀幸福感。從模型1可知，在5%的顯著性水平下，控制變量中只有居民的黨員身份和健康狀況對城市居民的主觀幸福感具有顯著影響，且均為正向的影響，相較于群眾身份來說，政治面貌為黨員的居民具有更高的主觀幸福感，而政治面貌為團員的居民，其主觀幸福感與群眾之間沒有明顯的統(tǒng)計學差異；而相較于身體狀況為不健康的城市居民來說，身體狀況一般和健康的居民具有更高的主觀幸福感，且身體越健康，居民的主觀幸福感越高。分析模型2的結果我們可以看到，在模型1的基礎上引入所有自變量之后，居民的家庭人均年收入、傳統(tǒng)媒體使用頻率、社會保障項目中的商業(yè)型養(yǎng)老保險以及社交娛樂中與其他朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度均對城市居民的主觀幸福感具有顯著正向影響，即居民的家庭人均年收入越高，使用報紙、雜志和廣播這類傳統(tǒng)媒體越頻繁，與其他朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度越高，居民的主觀幸福感越高，參加了商業(yè)型養(yǎng)老保險的居民比沒有參加的居民具有更高的主觀幸福感，其中健康狀況對城市居民的主觀幸福感影響最大。表3-3：城市樣本回歸模型部分指標模型1模型2標準化系數(shù)Beta顯著性標準化系數(shù)Beta顯著性控制變量性別（女=0）-0.0260.460-0.0210.551年齡0.0700.1050.0380.454受教育程度=中等（以較低為參照組）0.0190.748-0.0310.598受教育程度=較高（以較低為參照組）0.0220.738-0.0990.162政治面貌=共青團員（以群眾為參照組）-0.0390.301-0.0440.247政治面貌=共產(chǎn)黨員（以群眾為參照組）0.1010.0070.0770.036健康狀況=一般（以不健康為參照組）0.2500.0000.2290.000健康狀況=健康（以不健康為參照組）0.5210.0000.4800.000婚姻狀況（非在婚狀態(tài)=0）0.0370.3060.0350.336家庭人均年收入對數(shù)值0.1190.003媒體使用頻率傳統(tǒng)媒體使用頻率0.0820.032新媒體使用頻率-0.0360.424社會保障城市基本醫(yī)保/新農(nóng)合/公費醫(yī)療-0.0320.401城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險0.0170.677商業(yè)性醫(yī)療保險0.0590.195商業(yè)型養(yǎng)老保險0.0830.043社交娛樂與鄰居進行社交娛樂活動的頻繁程度=一般（以不頻繁為參照組）-0.0650.083與鄰居進行社交娛樂活動的頻繁程度=頻繁（以不頻繁為參照組）-0.0130.751與朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度=一般（以不頻繁為參照組）0.0990.045與朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度=頻繁（以不頻繁為參照組）0.1310.010R20.145模型顯著性檢驗Sig.=.0000.198模型顯著性檢驗Sig.=.000?R20.1450.053F13.7308.8463.2.2農(nóng)村樣本回歸結果對農(nóng)村樣本的分析方法與分析城市樣本的方法相同，回歸后的部分分析結果如下表3-4所示。對預測變量兩兩進行相關性分析，結果表明各變量之間的Spearman相關系數(shù)都低于0.7，且共線性診斷結果顯示，各變量之間容忍度都大于0.1，方差膨脹因子（VIF）都小于10，說明各變量之間均不存在多重共線性。由表3-4可知，模型1的R2=0.132，F(xiàn)=26.693（P<0.001），模型2的R2=0.147，F(xiàn)=13.557（P<0.001），兩個模型均顯著，均具有統(tǒng)計學意義，且增加解釋的R2為0.015，顯著性P<0.001，可以解釋為在回歸中納入9個變量后自變量對因變量變異的解釋能力增加1.5%（P<0.001），說明納入這9個變量有助于分析農(nóng)村居民的主觀幸福感。分析模型1可知，在5%的顯著性水平下，控制變量中的居民受教育程度、政治面貌以及健康狀況均對農(nóng)村居民的主觀幸福感具有顯著性的影響，農(nóng)村居民的受教育程度越高，身體健康狀況越好，其在生活中就會感到越幸福，相較于群眾，共青團員和黨員的主觀幸福感更高，且政治面貌為黨員對主觀幸福感的影響程度比共青團員的更大。而從模型2的結果可以看出，引入自變量后，家庭人均年收入、傳統(tǒng)媒體使用頻率以及社會保障項目中的農(nóng)村基本養(yǎng)老保險均對主觀幸福感具有顯著正向影響，即農(nóng)村居民的家庭人均年收入越高，對傳統(tǒng)媒體的使用越頻繁，其主觀幸福感越高，參加了農(nóng)村基本養(yǎng)老保險的居民比沒有參加的居民具有更高的主觀幸福感，其中，同樣是健康狀況對農(nóng)村居民的主觀幸福感影響最大，其次為受教育程度和政治面貌。表3-4：農(nóng)村樣本回歸模型部分指標模型1模型2標準化系數(shù)Beta顯著性標準化系數(shù)Beta顯著性控制變量性別（女=0）0.0270.2700.0250.309年齡0.0560.0660.0350.312受教育程度=中等（以較低為參照組）0.1100.0000.0820.005受教育程度=較高（以較低為參照組）0.1710.0150.1350.029政治面貌=共青團員（以群眾為參照組）0.0590.0210.0620.016政治面貌=共產(chǎn)黨員（以群眾為參照組）0.0890.0000.0790.001健康狀況=一般（以不健康為參照組）0.1810.0000.1710.000健康狀況=健康（以不健康為參照組）0.3690.0000.3500.000婚姻狀況（非在婚狀態(tài)=0）0.0320.2010.0180.472家庭人均年收入對數(shù)值0.0700.009媒體使用頻率傳統(tǒng)媒體使用頻率0.0700.006新媒體使用頻率-0.0010.968社會保障城市基本醫(yī)保/新農(nóng)合/公費醫(yī)療0.0170.501城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險0.0680.007商業(yè)性醫(yī)療保險0.0200.502商業(yè)型養(yǎng)老保險0.0020.947社交娛樂與鄰居進行社交娛樂活動的頻繁程度=一般（以不頻繁為參照組）0.0210.535與鄰居進行社交娛樂活動的頻繁程度=頻繁（以不頻繁為參照組）0.0070.844與朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度=一般（以不頻繁為參照組）-0.0320.335與朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度=頻繁（以不頻繁為參照組）-0.0260.426R20.132模型顯著性檢驗Sig.=.0000.147模型顯著性檢驗Sig.=.000?R20.1320.015F26.69313.5574結論與建議本文基于CGSS2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)，分別研究了我國城市居民和農(nóng)村居民的主觀幸福感及其影響因素，了解其差異，并得出了以下幾點結論：一，城市居民和農(nóng)村居民在生活中都感到比較幸福，且城市居民的主觀幸福感整體上比農(nóng)村居民更高；二，居民的健康狀況、家庭人均年收入以及對傳統(tǒng)媒體的使用頻率都對城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感具有顯著正向影響，且對城鄉(xiāng)居民主觀幸福感影響程度最大的變量均為健康狀況；三，政治面貌因素中，城市居民的主觀幸福感只受黨員身份的顯著影響，而農(nóng)村居民則還受團員身份的影響，社會保障因素中，城市居民受商業(yè)型養(yǎng)老保險的顯著影響，而農(nóng)村居民則更受農(nóng)村基本養(yǎng)老保險所影響，除此之外，城市居民還受與其他朋友進行社交娛樂活動的頻繁程度所影響，而農(nóng)村居民還受居民的受教育程度所影響。根據(jù)上述發(fā)現(xiàn)，本文提出以下幾點建議，以期為提高我國居民的主觀幸福感提供一些參考：第一，大力發(fā)展經(jīng)濟，提高城鄉(xiāng)居民收入。研究中發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民的家庭人均年收入越高，其主觀幸福感越高，因此，想要有效改善居民的主觀幸福感，就必須不斷解放和發(fā)展生產(chǎn)力，促進經(jīng)濟的快速發(fā)展，提高城鄉(xiāng)居民收入水平。第二，注重發(fā)展醫(yī)療衛(wèi)生行業(yè)，加快完善社會保障制度。從前面的總結中發(fā)現(xiàn)，居民的健康狀況和參加社會保障項目比如養(yǎng)老保險均對提升城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感具有顯著的正向影響，所以政府應提高對醫(yī)療衛(wèi)生機構在經(jīng)費和人員等方面的投入，完善大病醫(yī)療保障制度，確保收入低的居民也能享受到同等的醫(yī)療服務，同時重視社會的養(yǎng)老問題，完善養(yǎng)老保障制度，保障老年人的晚年生活。第三，加強農(nóng)村的基礎教育投入與文化建設，提高農(nóng)村居民的文化素養(yǎng)。從前面回歸分析的結果可以看到，受教育程度對農(nóng)村居民的主觀幸福感具有顯著的正向影響，說明提高農(nóng)村居民受教育程度是增強其主觀幸福感的重要途徑之一。為此，政府應加強教育文化方面的建設，采取有效的措施以不斷提高農(nóng)村居民的受教育水平，如保證全面實施九年義務教育，降低高等教育門檻，增加成人繼續(xù)教育投入，繼續(xù)探索完善終生教育的有效途徑，努力提高各級人民的受教育水平，大力推進幸福教育等。

參考文獻[1]WilsonWR.Correlateso