伍如昕

（中南大學(xué) 公共管理學(xué)院，長沙 410083）

追求幸福是人類社會(huì)的永恒主題。亞里士多德曾經(jīng)說過，“幸福是人類存在的唯一目標(biāo)和目的?！币虼耍?dāng)前世界各國在關(guān)注經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，越來越重視國民幸福問題。1972年不丹國王就提出“國民幸福指數(shù)”概念，并用其取代“國民生產(chǎn)總值”，使不丹成為世界上第一個(gè)確定以“國民幸?！睘閲野l(fā)展目標(biāo)的國家。近年來，美國、法國、英國、荷蘭、日本等國也紛紛開始研究幸福指數(shù)問題，并將國民主觀幸福感納入衡量社會(huì)發(fā)展的指標(biāo)。中國政府也日益重視國民幸福問題。2003年中國政府提出了堅(jiān)持以人為本，樹立全面、協(xié)調(diào)、可持續(xù)的發(fā)展觀。2004年進(jìn)一步提出和闡述了“構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)”的科學(xué)內(nèi)涵。2007年黨的十七大報(bào)告指出“社會(huì)建設(shè)與人民幸福安康息息相關(guān)”。國家十二五規(guī)劃綱要明確指出要讓“人民生活得更好”。不少地方政府甚至將其直接寫入施政目標(biāo)，如在北京、廣州、武漢、重慶等地的政府工作報(bào)告中，“幸?！倍痔幪幙梢姟?/p>

目前，關(guān)于“什么是幸福”、“如何實(shí)現(xiàn)幸福”的討論重新席卷全球，“幸福”再次成為公眾關(guān)注的焦點(diǎn)。傳統(tǒng)觀念認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)越發(fā)展人們越幸福。而事實(shí)卻并非如此。有證據(jù)表明，雖然世界范圍內(nèi)的平均收入及國民生產(chǎn)總值在近50年間不斷提升，但一般民眾卻并不比50年前更快樂。積極心理學(xué)的創(chuàng)始人馬丁·塞里格曼也指出，在世界上的發(fā)達(dá)國家中，患抑郁癥的人比50年前普遍上升了10倍。就我國而言，改革開放30多年來，人民物質(zhì)生活水平大為提高，但伴隨而來的價(jià)值觀、人生觀和生活方式的變遷卻對人們的幸福體驗(yàn)產(chǎn)生了重大影響。中國城市生活質(zhì)量研究中心（2011）在對中國30個(gè)城市生活質(zhì)量進(jìn)行調(diào)查后指出，我國高速的經(jīng)濟(jì)增長與居民生活質(zhì)量的提高存在反差，居民實(shí)際生活質(zhì)量與居民主觀感受存在反差。城鄉(xiāng)居民收入差距加大、環(huán)境資源匱乏、就業(yè)和競爭壓力上升、各類社會(huì)暴力問題頻發(fā)，使得人民產(chǎn)生了新的幸福困惑。[1]幸福是人們對生活滿意程度的一種主觀感受和心理體驗(yàn)，其會(huì)受個(gè)人所處時(shí)代的政治、經(jīng)濟(jì)、自然環(huán)境等方方面面的影響。但目前有關(guān)居民主觀幸福感的研究卻鮮少考慮代際的可能影響，對同處于當(dāng)今改革開放和社會(huì)轉(zhuǎn)型時(shí)期的中國居民而言，成長于不同時(shí)代的居民是否會(huì)有不同的幸福體驗(yàn)？不同代際居民的主觀幸福感是否會(huì)受到不同因素的影響？對上述問題的回答，一方面能夠幫助我們了解不同代際居民的主觀幸福感現(xiàn)狀，尋找影響不同代際居民主觀幸福感的決定因素，另一方面也能為今后政府部門有關(guān)民生問題的改革提供有益的參考借鑒?；谏鲜霈F(xiàn)實(shí)問題的考慮，本文擬從代際視角出發(fā)，基于實(shí)證研究數(shù)據(jù)，揭示中國城市居民的主觀幸福感的代際差異，探究不同代際城市居民主觀幸福感的影響因素及其差異性，分析研究結(jié)論可能帶來的政策啟示。

一、理論背景與文獻(xiàn)回顧

在西方，以美國為主較早開始對代際問題進(jìn)行研究。目前研究者們較為公認(rèn)的代際定義源自Kupperschmidt，即把“代”定義為“由具有共同的出生年代，處于相同年齡階段，共同經(jīng)歷過關(guān)鍵成長階段的重大的人生事件的個(gè)體構(gòu)成的可識(shí)別群體”。[2]現(xiàn)有有關(guān)代際問題的研究主要集中在美國、英國、加拿大和澳大利亞等國，研究者基本上沿用美國對“代”的劃分界限，將其劃分為：生于1925～1945年的年老一代；生于1946～1964年的嬰兒潮一代；生于1965～1980年的X一代和生于1981年及之后的Y一代。我國對代際問題的研究起步較晚，但Ralston等早在1999年和2004年就開始對中國人進(jìn)行“代際”心理學(xué)研究。Ralston et al.根據(jù)青少年期經(jīng)歷的特定歷史事件將當(dāng)時(shí)的中國企業(yè)管理者劃為：老一代（生于1949～1965年，社會(huì)主義建設(shè)期），現(xiàn)代一代（生于1966～1976年，文化大革命期）和新生代（生于1977年及之后，改革開放期）。[3]目前研究者們對于我國建國之后的代際劃分基本上已達(dá)成共識(shí)，即將“文革”和“改革開放”這兩個(gè)重大歷史事件視為劃分的標(biāo)準(zhǔn)。[4]因此本文也將沿用這一標(biāo)準(zhǔn)，將被調(diào)查者分為三個(gè)世代：“社會(huì)主義建設(shè)一代”（生于1950～1966年）、“文革一代”（生于1967～1979年）和“改革開放一代”（生于1979～1989年）。以此為代際劃分標(biāo)準(zhǔn)探究不同代際城市居民的主觀幸福感及其影響因素。

主觀幸福感指人們根據(jù)內(nèi)在的標(biāo)準(zhǔn)對自己生活質(zhì)量的整體性評估，是人們對生活的滿意度及其各個(gè)方面的全面評價(jià)，并由此而產(chǎn)生積極性情感占優(yōu)勢的心理狀態(tài)。[5]隨著社會(huì)的飛速發(fā)展，城市居民的物質(zhì)生活水平不斷提高，在物質(zhì)極大豐富的今天，城市居民的主觀幸福感越來越受到各界的關(guān)注。如邢占軍等認(rèn)為從總體上看城市居民中無婚姻生活者主觀幸福感高于有婚姻生活者，有婚姻生活的女性比沒有婚姻生活的女性體驗(yàn)到更多的幸福感，而男性則恰恰相反；[6]情感支持對主觀幸福感的預(yù)測作用最大，其次為資訊支持和工具支持。[7]不少研究者對城市中某類特殊群體的主觀幸福感予以了重點(diǎn)關(guān)注，如Morgan et al.研究發(fā)現(xiàn)家庭變量可以顯著地預(yù)測城市青少年的負(fù)向情感，而個(gè)人、學(xué)校和朋友變量則能顯著地預(yù)測積極情感，對生活的滿意度則主要受個(gè)體和家庭變量的影響。[8]胡洪曙、魯元平在考察地區(qū)收入不平等、健康對我國老年人主觀幸福感的影響時(shí)，發(fā)現(xiàn)收入不平等對我國老年人的主觀幸福感有顯著的負(fù)面影響，并且它主要是通過影響老年人的健康間接地影響其主觀幸福感；收入不平等對老年人幸福感的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異，它對農(nóng)村老年人的負(fù)面影響要遠(yuǎn)大于城市的老年人；對于有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人而言，其幸福水平更高，并且收入不平等對他們幸福感的負(fù)面影響相對要更小。[9]另有一些研究者則從我國特有的城鄉(xiāng)分割制度出發(fā)，對城市和農(nóng)村居民的主觀幸福感進(jìn)行了比較研究，以期挖掘?qū)е鲁青l(xiāng)居民幸福感存在差異的原因。[10]

除了上述專門針對城市居民的研究外，目前研究者們還識(shí)別了不少主觀幸福感的可能影響因素，包括收入、收入分配、相對收入、健康、年齡、性別、種族、國籍、教育程度、就業(yè)狀況、婚姻狀況、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、通貨膨脹、宗教、慷慨、利他、信任、政治機(jī)構(gòu)、個(gè)性和行為、自我實(shí)現(xiàn)、環(huán)境和家庭的特點(diǎn)等等。但這些因素在跨國研究或同一國家跨地區(qū)的研究中還表現(xiàn)出影響程度和方向上的不完全一致。與此同時(shí)，不同學(xué)科對上述各類因素的關(guān)注重點(diǎn)也有所側(cè)重。如心理學(xué)家早期主要集中在客觀因素，如人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量、經(jīng)濟(jì)狀況、文化、健康、生活事件、社會(huì)支持對主觀幸福感的影響上，隨著研究的深入，心理學(xué)家發(fā)現(xiàn)外在客觀因素在主觀幸福感中并不起決定性的作用，從而轉(zhuǎn)向?qū)π睦硪蛩?，如自尊、人格、?yīng)對方式的研究[11][12]。目前的研究重點(diǎn)則逐漸聚焦在主客觀因素的交互作用上，如Soto&Luhmann研究發(fā)現(xiàn)大五人格調(diào)節(jié)著個(gè)體間穩(wěn)定的收入差異和個(gè)體內(nèi)部收入波動(dòng)對生活滿意度的影響。[13]盡管心理學(xué)家挖掘了不少影響主觀幸福感的主觀因素，卻甚少將個(gè)體倫理道德考慮在內(nèi)。而哲學(xué)家們則在數(shù)千年前就開始討論倫理和幸福的關(guān)系。如柏拉圖曾提出真善美相統(tǒng)一的道德本體論，認(rèn)為幸福源自真實(shí)世界之外，是超越世界的精神實(shí)體，其在《理想國》中提到“公正的人是幸福的，不公正的人是悲慘的”。張平、文啟湘指出，雖然幸福同人的愛情、婚姻、信仰等諸因素緊密相聯(lián)，但倫理價(jià)值起著主要作用。但哲學(xué)家們更多的是對倫理與幸福的關(guān)系進(jìn)行思辨研究。[14]盡管目前有研究發(fā)現(xiàn)幸福與慷慨大方、[15]自愿捐助[16]和其他類型的助人行為有關(guān)，[17]但仍缺乏有關(guān)倫理道德與主觀幸福感關(guān)系的實(shí)證研究證據(jù)。

正如Kahneman&Krueger所言，經(jīng)濟(jì)學(xué)對主觀幸福感的研究無論是規(guī)模上還是深度上都呈指數(shù)增長。[18]在經(jīng)濟(jì)學(xué)視角下，研究者們更多關(guān)注的是收入、失業(yè)、通貨膨脹等宏觀經(jīng)濟(jì)因素以及其他一些人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素和政治層面的因素對主觀幸福感的影響。[19]僅在探討收入與主觀幸福感的關(guān)系上，研究者們就取得了許多有意義的結(jié)論，如Shields&Price、Lelkes對發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家滿意度與收入的回歸分析顯示，二者存在顯著的正相關(guān)性，而且發(fā)展中國家的回歸系數(shù)要高于發(fā)達(dá)國家。[1]田國強(qiáng)、楊立巖在解答“幸?！杖搿敝i時(shí)，指出存在一個(gè)與非物質(zhì)初始稟賦正相關(guān)的臨界收入水平，當(dāng)收入尚未達(dá)到這個(gè)臨界水平之前，增加收入能夠提高社會(huì)的幸福度；一旦達(dá)到或超過這個(gè)臨界收入水平，增加收入反而會(huì)降低總體幸福水平，導(dǎo)致帕累托無效的配置結(jié)果。[20]王鵬發(fā)現(xiàn)收入差距對主觀幸福感的影響呈倒U形，臨界點(diǎn)位于基尼系數(shù)為0.4時(shí)。并且，隨著收入差距的擴(kuò)大，居住在城市、非農(nóng)業(yè)戶籍和受教育程度較高的居民，其幸福感更低。同時(shí)，居民自認(rèn)為收入所得不合理也會(huì)顯著降低其幸福感。[21]魯元平、王韜的研究則發(fā)現(xiàn)，中國的收入不平等對居民的主觀幸福感有顯著的負(fù)面影響，而且它對農(nóng)村居民和低收入者的負(fù)面影響要顯著大于城市居民和高收入者。此外，收入不平等還會(huì)通過社會(huì)犯罪間接對居民幸福感產(chǎn)生負(fù)面影響。[22]而與早期認(rèn)為只有相對收入與個(gè)體幸福有關(guān)的理論不同的是，Sacks et al.的研究發(fā)現(xiàn)絕對收入在決定幸福中起著重要的作用，幸福感隨著收入的上升而增加，并且，不管是單一國家和年份的比較還是跨國比較，或是在對某個(gè)國家經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)關(guān)注下下來研究這一問題，均得到了一致的結(jié)果。研究還發(fā)現(xiàn)，富人比窮人報(bào)告更高的幸福感，并且，在富裕的國家，平均而言，人們也體驗(yàn)到了比貧窮國家人們更多的幸福感。同時(shí)，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長顯然與幸福提升有關(guān)，且研究沒有發(fā)現(xiàn)收入和幸福不再存在關(guān)聯(lián)的飽和點(diǎn)。[23]但上述研究更多關(guān)注的是經(jīng)濟(jì)特征與主觀幸福感在國家性質(zhì)、城鄉(xiāng)居民，窮人和富人上的差異，較少考慮不同世代的居民在經(jīng)濟(jì)特征與主觀幸福感的關(guān)系上是否有所不同。

二、數(shù)據(jù)來源與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系與香港科技大學(xué)調(diào)查中心在全國開展的社會(huì)基本狀況調(diào)查——中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）。該調(diào)查始于2003年，目前已開展了5次，本文利用2010年度的調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查覆蓋到了全國31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市，132個(gè)縣（區(qū)），調(diào)查對象均為18歲以上、70歲以下人口。2010年共調(diào)查了城市居民11 826人，刪除在主觀幸福感得分中存在缺失值的樣本后，最終有效樣本中，出生于1950～1966年代的共計(jì)2 422人；出生在1967～1978年代的1 823人；出生在1979～1989年代的1 243人。

（二）變量選取

1．被解釋變量

CGSS（2010）問卷通過詢問被調(diào)查對象“總的來說，您認(rèn)為您的生活是否幸福？”來測量其主觀幸福感，被調(diào)查者需要在5點(diǎn)量尺中進(jìn)行選擇，其中1代表“很不幸福”，5代表“完全幸?！?，這種單一題項(xiàng)的主觀幸福感測量方法具有較高的效度和信度，[24]同樣也是在幸福感研究中最常用的測量方法。[18]因此本文將其作為研究的被解釋變量，根據(jù)被調(diào)查對象的選擇分別進(jìn)行1～5的整數(shù)賦值。

2．解釋變量

從已有研究和社會(huì)現(xiàn)實(shí)可見，影響居民主觀幸福感的因素大致可以分為三類：（1）人口統(tǒng)計(jì)變量，如個(gè)體的性別、年齡等；（2）客觀因素，主要指個(gè)體的生活經(jīng)歷和所處的外部環(huán)境，如就業(yè)、身體狀況、業(yè)余活動(dòng)、社會(huì)階層、家庭收入等；（3）主觀因素，主要指個(gè)體的心理因素，包括觀點(diǎn)態(tài)度、情感體驗(yàn)、倫理道德等。本文即從這三個(gè)方面選取可能影響城市居民主觀幸福感的主要因素，以考察不同代際群體的主觀幸福感在影響因素上是否存在差異。

在影響個(gè)體主觀幸福感的人口統(tǒng)計(jì)變量中，最常被提及的是性別、年齡、宗教信仰、婚姻狀態(tài)、受教育程度和個(gè)人收入等。按照常規(guī)的處理方法，本文將性別、宗教信仰視為虛變量。就年齡而言，不少文獻(xiàn)同時(shí)考察了年齡和年齡的平方項(xiàng)[19][25][26]，但考慮到兩者之間可能存在嚴(yán)重的多重共線性問題，本研究僅將年齡變量考慮在內(nèi)。婚姻被認(rèn)為對主觀幸福感存在影響，在分析中，本文引入了兩個(gè)反應(yīng)婚姻狀態(tài)的虛變量——已婚狀態(tài)和分居、離異或喪偶狀態(tài)。同樣，研究采用兩個(gè)虛變量——初等教育和高等教育來表征個(gè)體的受教育程度?？紤]到加入政黨的影響，本文在模型中引入了政治面貌虛變量。

在探討居民主觀幸福感的影響因素時(shí)不能脫離個(gè)體生活的客觀環(huán)境，個(gè)體的生活經(jīng)歷和所處的外部環(huán)境顯然會(huì)影響到個(gè)體的幸福體驗(yàn)。本文選取了就業(yè)、健康狀況、業(yè)余活動(dòng)、社會(huì)階層、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、家庭收入和社會(huì)沖突來代表個(gè)體所處的客觀環(huán)境。需要說明的是，個(gè)體的健康狀況原本是可以通過客觀評價(jià)獲得相關(guān)數(shù)值的，但受制于現(xiàn)有的數(shù)據(jù)，本文只能選擇個(gè)體對自身身體健康的主觀評價(jià)作為個(gè)體身體狀況的替代變量。此外，本文采用了三個(gè)虛變量——社交活動(dòng)、休息放松和學(xué)習(xí)充電來表征被調(diào)查對象業(yè)余活動(dòng)參與情況，若被調(diào)查對象在業(yè)余時(shí)間很少或從不參加上述三種類型的活動(dòng)，其可能很難有高的幸福體驗(yàn)。我們同樣采用三個(gè)變量表征被調(diào)查對象的社會(huì)階層——個(gè)人社會(huì)階層、社會(huì)階層變遷和家庭社會(huì)階層，為了更精確地描繪社會(huì)階層對居民主觀幸福感的影響，在測度個(gè)人社會(huì)階層和家庭社會(huì)階層時(shí)，本文沿用了CGSS（2010）問卷中被調(diào)查對象對其目前所處社會(huì)階層和其14歲時(shí)家庭所處社會(huì)階層從1（最底層）到10（最頂層）的等級(jí)判斷。CGSS（2010）問卷中并未直接詢問被調(diào)查對象對社會(huì)階層變遷的判斷，但詢問了被調(diào)查對象對自身10年前所處社會(huì)階層的判斷，研究在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建了社會(huì)階層變遷變量（詳見表1）。同樣，本文選取了兩個(gè)變量——家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況和家庭絕對收入，以準(zhǔn)確刻畫家庭經(jīng)濟(jì)狀況對個(gè)體主觀幸福感的影響。此外，雖然社會(huì)沖突具有正向功能，但人們更多的可能會(huì)把沖突與暴力、社會(huì)動(dòng)蕩聯(lián)系起來，因此會(huì)覺得社會(huì)穩(wěn)定性降低，缺乏安全感，因此人們對社會(huì)沖突的判斷可能會(huì)對其主觀幸福感產(chǎn)生影響，為此，研究引入了社會(huì)沖突變量。

近期的研究越來越重視影響主觀幸福感的主觀因素如人格、自尊、情緒等。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本研究僅選取了情緒狀態(tài)、人際信任、公平感知、倫理道德四個(gè)因素。其中情緒變量為虛變量，若被調(diào)查對象時(shí)常感到沮喪和抑郁，可能很難體驗(yàn)到幸福。而人際交往是人們?nèi)粘Ｉ钪袩o法避免的活動(dòng)，作為一種廣泛意義上和諧社會(huì)人際關(guān)系指標(biāo)的普遍信任可能會(huì)對人們的主觀幸福感產(chǎn)生影響。[19]而我國自古以來就有“不患寡而患不均”的公平理念，為此本文從兩個(gè)方面來測量個(gè)體的公平感知，一是對社會(huì)公平的判斷，另一方面則是對其收入公平的感知。需要強(qiáng)調(diào)的是，盡管有研究表明生活滿意度（幸福感的認(rèn)知因素）與一般公正觀存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，[27]但現(xiàn)有研究甚少考慮倫理道德對個(gè)體主觀幸福感的影響。但以往的研究表明文化會(huì)影響甚至主宰人們的主觀幸福感，[11]而倫理道德是中國傳統(tǒng)文化中的核心。臺(tái)灣學(xué)者Lu&Gilmour在對比中國歐美被試者時(shí)就發(fā)現(xiàn)中國文化中的辯證思維、責(zé)任感是影響中國人幸福感的重要因素，[28]曾紅和郭斯萍也指出，在中國的傳統(tǒng)文化中幸福感與道德感相連[29]。而我國哲學(xué)史上的三大主流——儒家、道家和佛家均推崇德福思想，將幸福與道德結(jié)合在一起。因此本文在主觀幸福感的影響因素模型中引入了倫理道德變量，以被調(diào)查對象在CGSS（2010）問卷中7項(xiàng)與倫理行為有關(guān)的問題中的綜合得分來表征被調(diào)查對象的倫理道德程度，研究預(yù)期居民的倫理道德將對其主觀幸福感產(chǎn)生積極影響。表1列出了本研究中回歸模型所包含的解釋變量的定義及其描述性統(tǒng)計(jì)值。

表1 解釋變量的定義及其在不同代際群體中的描述性統(tǒng)計(jì)

注：a：Ethical的表征方式是通過采用主成分法對CGSS（2010）中6 895名有效被調(diào)查對象在7項(xiàng)與倫理行為有關(guān)的問題回答數(shù)據(jù)綜合分析得來。在進(jìn)行主成分分析之前的數(shù)據(jù)適宜性檢驗(yàn)表明該數(shù)據(jù)適宜做主成分分析（KOM值為0.841，巴特利特球形檢驗(yàn)的卡方統(tǒng)計(jì)值的顯著性為0.000）。根據(jù)碎石圖中特征根的拐點(diǎn)，研究選取了2個(gè)主成分，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)67.426%，基本上保留了原來7個(gè)問題的信息。以2個(gè)主成分所能解釋方差的比例為權(quán)重，可構(gòu)造出衡量被調(diào)查者倫理性的指標(biāo)ethical=0.5015Z1+0.1728Z2，其中Zi為公因子值，Zi的權(quán)重值為各主成分的解釋方差。數(shù)值越大表明被調(diào)查對象的倫理道德程度越高。

表2 不同代際居民主觀幸福感的描述統(tǒng)計(jì)

三、結(jié)果與分析

（一）不同代際城市居民主觀幸福感均值比較

從表2可見我國不同代際城市居民的主觀幸福感的平均得分在3.705～3.889之間，接近4分（比較幸福），且不同代際群體的主觀幸福感得分均呈現(xiàn)出顯著的負(fù)偏態(tài)，可見居民們普遍持有較高的主觀幸福感。由于不同代際群體的主觀幸福感得分呈非正態(tài)分布，方差齊性檢驗(yàn)的結(jié)果也表明不同代際群體之間方差非齊性（Levene值為61.750,p<0.01）。因此需采用非參數(shù)方法對不同代際群體間的主觀幸福感均值進(jìn)行差異顯著性檢驗(yàn)。Kruskal-Wallis檢驗(yàn)的結(jié)果表明，不同代際群體間的主觀幸福感存在顯著差異（x2=34.322,p<0.01）。進(jìn)一步采用Mann-Whitney檢驗(yàn)對不同代際群體間的主觀幸福感進(jìn)行比較，并對P值采用Bonferroni法進(jìn)行調(diào)整，結(jié)果發(fā)現(xiàn)出生于1950～1966年的居民在主觀幸福感上，顯著低于出生于1967～1978年代（z=-4.114,p<0.01）和1979～1989年代（z=-5.387,p<0.01）的居民。但出生于1967～1978年代和1979～1989年代的居民在主觀幸福感上則無顯著差異（z=-1.664，p>0.05）。

（二）不同代際城市居民主觀幸福感影響因素的分組回歸分析

在進(jìn)行OLS分層回歸分析之前，研究分別計(jì)算了不同代際群體中各變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，Spearman等級(jí)相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果表明：在“社會(huì)主義建設(shè)一代”（1950～1966），性別（r=-0.014，p>0.05）和年齡（r=0.021，p>0.05）與主觀幸福感不存在顯著相關(guān)；在“文革一代”（1967～1978），性別（r=-0.022,p>0.05）、年齡（r=-0.031，p>0.05）和宗教信仰（r=0.021,p>0.05）與主觀幸福感不存在顯著相關(guān)；而在“改革開放一代”（1979～1989），宗教信仰（r=0.045，p>0.05）、政治面貌（r=0.044,p>0.05）、初等教育（r=-0.028,p>0.05）、失業(yè)（r=-0.009，p>0.05）、社交活動(dòng)（r=-0.039，p>0.05）均與主觀幸福感不存在顯著相關(guān)。因此，這些變量將不會(huì)納入后續(xù)的回歸分析之中。

不同代際居民主觀幸福感的影響因素回歸分析結(jié)果如表3所示。以主觀幸福感為因變量的分層回歸分析共檢驗(yàn)了三個(gè)模型：模型一（M1）僅包括了可能影響主觀幸福感的人口統(tǒng)計(jì)變量，如性別、年齡、宗教、教育程度等；模型二（M2）則在模型一的基礎(chǔ)上增加了影響居民主觀幸福感的客觀因素，如失業(yè)、健康程度、社交活動(dòng)、社會(huì)沖突等變量；模型三（M3）則將可能影響居民主觀幸福感的人口統(tǒng)計(jì)變量、客觀因素和主觀因素均包含在內(nèi)。從表3中可見若僅考慮人口統(tǒng)計(jì)變量的影響（M1），對不同代際群體而言，模型均達(dá)到了統(tǒng)計(jì)上的顯著水平，但調(diào)整后的R2均比較低當(dāng)增加可能影響居民主觀幸福感的客觀因素之后，模型（M2）在保持顯著性的同時(shí)（F1=23.321，p<0.01；F2=18.083，p<0.01；F3=9.304,p<0.01），解釋的變異也明顯提高同樣，在增加了主觀因素以后，對不同代際居民而言，模型（M3）仍然十分顯著（F1=27.068,p<0.01;F2=18.108,p<0.01;F3=9.668,p<0.01），并且模型解釋的變異也有了進(jìn)一步提高可見對不同代際的城市居民而言，總體來看客觀因素似乎有更高的解釋力。

表3 不同代際居民主觀幸福感影響因素的分層回歸分析

進(jìn)一步比較不同類型的影響因素對不同代際群體主觀幸福感的影響可以發(fā)現(xiàn)：

就人口統(tǒng)計(jì)變量而言，對1950～1966年出生的居民而言，其主觀幸福感更多地受宗教、收入和政治面貌的影響，對出生于這一時(shí)代的居民而言，信仰宗教能給他們帶來心靈的慰藉，使他們坦然面對生活中的艱難困苦，因此信仰宗教的居民可能覺得更幸福；收入越高，他們的生活、養(yǎng)老更有保障，也會(huì)讓他們覺得更加幸福；同樣，作為“社會(huì)主義建設(shè)一代”的老中國共產(chǎn)黨員，他們經(jīng)歷過建黨建國的艱難歲月，也見證著祖國和民族不斷走向繁榮富強(qiáng)，他們可能擁有更多的政治資本，或是能夠享受到黨更多的關(guān)心和照顧，因而主觀幸福感比較強(qiáng)。而對1967～1978年出生的居民而言，他們的主觀幸福感則更多地受婚姻和收入的影響，回歸分析的結(jié)果表明，婚姻狀態(tài)尤其是已婚狀態(tài)對這一時(shí)期的居民主觀幸福感有穩(wěn)定的正向影響，其回歸系數(shù)在三個(gè)回歸模型中均十分顯著。而分居、離異或喪偶則僅在模型三中存在顯著的負(fù)向影響（β=-0.075，p<0.1），個(gè)人收入也僅在模型一中存在顯著的正向影響（β=0.139，p<0.01）。這較為符合“文革一代”居民的實(shí)際情況，他們正處于人生最巔峰的時(shí)期，大多數(shù)人已成家立業(yè)，此時(shí)婚姻家庭的幸福美滿對于他們而言，是衡量人生是否成功的標(biāo)識(shí)之一，因此這一年齡階段居民的主觀幸福感，也更加容易受到婚姻狀態(tài)的影響。對1979～1989年出生的居民而言，他們的主觀幸福感則更多地受到年齡和已婚的影響，這兩個(gè)變量的回歸系數(shù)在三個(gè)模型中均保持著穩(wěn)定的顯著性。其中，年齡對“改革開放一代”的主觀幸福感存在負(fù)向影響，這可能因?yàn)檫@一群體主要由八零后組成，對于八零后而言，他們開始走出象牙塔，踏入復(fù)雜而多變的社會(huì)，他們不再像學(xué)生時(shí)代那樣無憂無慮，不再生活在家長和老師的庇護(hù)之下，職場的壓力和現(xiàn)實(shí)的殘酷在一定程度上會(huì)減少他們的主觀幸福感。同樣，這一時(shí)期的個(gè)體開始組建家庭，在事業(yè)上的成就尚未顯露的時(shí)候，婚姻的幸福與否對他們而言十分重要，因此已婚狀態(tài)對新生代居民的主觀幸福感有著極其顯著的正向影響。而性別僅在模型一中存在顯著的負(fù)向影響（β=-0.089，p<0.05），女性較之男性有更高的主觀幸福感，這可能是因?yàn)椋行栽诔杉伊I(yè)上的壓力要高于女性，他們面臨著結(jié)婚、生子、住房等一系列問題，這在一定程度上會(huì)減少他們對生活幸福的體驗(yàn)。此外，回歸分析還發(fā)現(xiàn)高等教育在模型一中存在顯著的正向影響（β=0.127，p<0.01），盡管在模型二和模型三中，這一系數(shù)仍然為正，但卻未達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著水平，這可能是因?yàn)槭苓^高等教育的個(gè)體在自身修養(yǎng)、生活工作環(huán)境和個(gè)人收入等方面所能達(dá)到的水平更高，因此主觀幸福感也越強(qiáng)。有趣的是，研究發(fā)現(xiàn)個(gè)人收入在模型二中存在顯著的負(fù)向影響（β=-0.124，p<0.01），收入越高的新生代居民，反而主觀幸福感越低，這在一定程度上表明“金錢不是萬能的”。

從可能影響居民主觀幸福感的客觀因素分析，對1950～1966年出生的居民而言，其主觀幸福感更多地受健康狀況、個(gè)人社會(huì)階層、家庭社會(huì)階層、醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況和社會(huì)沖突的影響，上述影響因素在模型二和模型三中均有顯著的回歸系數(shù)。其中被調(diào)查對象覺得自己的身體越不健康，主觀幸福感程度越低。被調(diào)查對象目前所處的個(gè)人社會(huì)階層越高，越能讓其覺得幸福；但有趣的是被調(diào)查對象14歲時(shí)家庭所處的社會(huì)階層反而對其主觀幸福感存在負(fù)面影響，家庭社會(huì)地位越高，主觀幸福感反而更低。這可能是因?yàn)檫@一時(shí)期的居民經(jīng)歷過文化大革命等社會(huì)歷史事件的洗禮，當(dāng)時(shí)較高社會(huì)地位的家庭，反倒對他們有不利影響。享受了醫(yī)療保險(xiǎn)的居民覺得更加的幸福，而家庭相對經(jīng)濟(jì)狀態(tài)和社會(huì)沖突狀況則對主觀幸福感存在負(fù)向影響，認(rèn)為自身家庭經(jīng)濟(jì)狀態(tài)低于或遠(yuǎn)低于平均的居民覺得更不幸福，同樣，對社會(huì)沖突程度評價(jià)越高的個(gè)體可能會(huì)由于缺乏安全感，因而會(huì)有較低的主觀幸福感。此外在模型二中，個(gè)人社會(huì)地位變遷對這一時(shí)期的居民主觀幸福感有正向影響（β=0.053，p<0.1），但其僅在0.1的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，并且在模型三中未達(dá)到顯著水平。在模型三中，家庭絕對收入的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)顯著為正（β=0.073，p<0.05），但這一系數(shù)在模型二中則未達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著性水平。對1967～1978年代出生的居民而言，其主觀幸福感主要受健康狀況、個(gè)人社會(huì)階層、家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況和社會(huì)沖突的顯著影響，從模型二和模型三中可見，與“社會(huì)主義建設(shè)一代”的居民一樣，“文革一代”的居民覺得自己的身體越不健康，家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況越差，對社會(huì)沖突的感知越嚴(yán)重，主觀幸福感程度越低；而較高的個(gè)人社會(huì)地位能夠讓他們有更強(qiáng)的主觀幸福感。此外，研究發(fā)現(xiàn)，在業(yè)余時(shí)間很少休息放松的居民，其主觀幸福感體驗(yàn)更低，其標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)在模型二中達(dá)到了顯著水平（β=-0.059，p<0.05），同樣在模型二中，家庭絕對收入也對主觀幸福感存在顯著正向影響（β=0.087，p<0.1），但這兩個(gè)因素的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)在模型三中均未達(dá)到顯著水平。對1979～1989年代出生的被調(diào)查對象而言，健康狀況、個(gè)人社會(huì)階層、醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭總收入和社會(huì)沖突對居民的主觀幸福感有顯著的影響。認(rèn)為自己身體越不健康，感受到社會(huì)沖突程度越嚴(yán)重的居民主觀幸福感越低；而個(gè)人所處社會(huì)階層越高，享有醫(yī)療保險(xiǎn)，家庭絕對總收入越高的居民則覺得越幸福。此外，家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況越差，居民的主觀幸福感體驗(yàn)越低，但這一回歸系數(shù)僅在模型二中顯著（β=-0.081，p<0.05）。

本文所選取的主觀因素對不同代際城市居民主觀幸福感的影響則表現(xiàn)得較為一致，從表3可見，除情緒狀態(tài)以外，人際信任、社會(huì)公平、收入公平和倫理道德對不同代際群體的主觀幸福感均有顯著的正向影響，個(gè)體人際信任水平越高，公平感越強(qiáng)，越有倫理道德，越覺得幸福?；貧w分析的結(jié)果表明，抑郁、沮喪等消極情緒對“社會(huì)主義建設(shè)一代”（β=-0.090,p<0.01）和“改革開放一代”（β=-0.058,p<0.01）的居民均有顯著的負(fù)向影響，但對“文革一代”而言，盡管標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為負(fù)，但卻未達(dá)到顯著水平。可見，本文涉及的幾種主觀因素，比除健康狀況、社會(huì)階層和社會(huì)沖突以外的其他客觀因素和人口統(tǒng)計(jì)因素，對居民主觀幸福感有更強(qiáng)的影響。

除了上述得以證實(shí)的對不同代際城市居民主觀幸福感存在影響的因素外，本文并未發(fā)現(xiàn)初等教育、失業(yè)、閑暇時(shí)參加社交活動(dòng)和學(xué)習(xí)充電、擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)對不同代際城市居民存在顯著影響。以往的研究認(rèn)為受教育程度對個(gè)體主觀幸福感的影響較為復(fù)雜，[25]受教育程度可能與主觀幸福感存在正向關(guān)聯(lián)，也可能呈現(xiàn)出“U”型或倒“U”型關(guān)系，同樣兩者之間也可能無顯著關(guān)聯(lián)。然而，讓我們感到十分驚訝的是，本文未能夠?qū)ふ业绞I(yè)和主觀幸福感的顯著關(guān)聯(lián)。目前剝奪理論、激勵(lì)范式和財(cái)務(wù)應(yīng)變方式是解釋失業(yè)對主觀幸福感影響的三種主要理論。[30]傳統(tǒng)的剝奪理論認(rèn)為失業(yè)是一個(gè)重大的心理應(yīng)激事件，其會(huì)對個(gè)體的主觀幸福感產(chǎn)生負(fù)面影響。激勵(lì)理論則認(rèn)為失業(yè)者的幸福感水平可能足夠高才能鼓勵(lì)他們積極有效地尋找一份新工作，重新進(jìn)入勞動(dòng)力市場。財(cái)務(wù)應(yīng)變方式則強(qiáng)調(diào)失業(yè)期間的財(cái)政壓力會(huì)給主觀幸福感帶來不利影響。很有可能在本研究的調(diào)查樣本中，一部分居民會(huì)因?yàn)槭I(yè)帶來的負(fù)面心理或財(cái)政壓力而感到不幸福，另一部分居民可能正是為了進(jìn)一步嘗試新的工作或?qū)ふ倚碌钠瘘c(diǎn)，而心甘情愿的暫時(shí)處于失業(yè)狀態(tài)，對于這一部分的居民而言，失業(yè)對他們的主觀幸福感可能沒有影響甚至可能有正向影響，從而導(dǎo)致我們無法得出兩者之前確切的關(guān)聯(lián)。而閑暇時(shí)的社交活動(dòng)或?qū)W習(xí)充電，一方面是一種積極向上的生活態(tài)度的表現(xiàn)，有助于實(shí)現(xiàn)個(gè)體自我價(jià)值的展現(xiàn)和增值，可能會(huì)對個(gè)體主觀幸福感有積極的作用。但另一方面，中國人在社交中極為重視人情往來，“來而不往非禮也”，因此頻繁的社交活動(dòng)無論從精神還是物質(zhì)上都會(huì)給人們帶來較大的負(fù)擔(dān)。同樣，學(xué)習(xí)和充電也需要人們付出一定的時(shí)間和精力，其同樣也可能成為人們繁忙工作之余的一種負(fù)擔(dān)。正、負(fù)兩種效應(yīng)可能使得閑暇時(shí)的社交和學(xué)習(xí)充電對居民的主觀幸福感的影響不顯著。而養(yǎng)老保險(xiǎn)之所以不像醫(yī)療保險(xiǎn)一樣對居民主觀幸福感存在顯著影響，原因可能是因?yàn)槌鞘芯用耩B(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋面較廣，并且養(yǎng)老保險(xiǎn)要在達(dá)到退休年齡之后才能享受相應(yīng)福利，因而可能使得居民較難從中體會(huì)到即時(shí)的幸福感。

（三）代際在三類影響因素和城市居民主觀幸福感關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用分析

從前面的分析可見，不同代際居民主觀幸福感在決定因素上存在差異性。為了進(jìn)一步厘清代際在各類影響因素對城市居民主觀幸福感影響過程中的調(diào)節(jié)作用，研究使用回歸法[31]對代際的調(diào)節(jié)作用加以檢驗(yàn)。需要說明的是，為了避免分析過于龐雜，本文將根據(jù)影響因素的類型，分類檢驗(yàn)代際的調(diào)節(jié)作用，以挖掘受代際影響最為顯著的城市居民主觀幸福感決定因素。

以主觀幸福感為因變量的分層回歸分析共檢驗(yàn)了三個(gè)模型：模型一（M1-1，M2-1，M3-1）僅包括了可能影響主觀幸福感的某類影響因素；模型二（M1-2，M2-2，M3-2）則在模型一的基礎(chǔ)上增加了代際變量（Gen2，Gen3），Gen2和Gen3均為虛變量，Gen2為1時(shí)代表出生于1967～1978年代的城市居民，Gen3為1代表著出生于1979～1989年代的城市居民，若Gen2和Gen3均為0則代表著出生于1950～1966代的城市居民；模型三（M1-3，M2-3，M3-3）則引入了代際調(diào)節(jié)變量和自變量的乘積項(xiàng)。

在考察代際在人口統(tǒng)計(jì)變量和城市居民主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)作用時(shí)，當(dāng)僅考慮人口統(tǒng)計(jì)變量的影響時(shí)，模型（M1-1）達(dá)到了統(tǒng)計(jì)上的顯著水平，但是調(diào)整后的R2比較低當(dāng)增加代際因素之后，模型（M1-2）雖繼續(xù)保持了統(tǒng)計(jì)上的顯著性（F1-2=31.125,p<0.01），但調(diào)整后的R2仍比較低模型解釋的變異也未明顯提高同樣，在增加了代際和各人口統(tǒng)計(jì)變量的乘積項(xiàng)后，模型（M1-3）仍保持顯著，但解釋力較低（F1-3=14.153,p<0.01），此時(shí)模型解釋的變異卻有了進(jìn)一步提高進(jìn)一步考察三個(gè)模型中的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)可見，性別、宗教、婚姻狀態(tài)、收入和政治面貌等人口統(tǒng)計(jì)變量對城市居民的主觀幸福感有穩(wěn)定的影響。其中，性別對城市居民的主觀幸福有顯著的負(fù)向影響，女性居民感到更為幸福，這也與前述單獨(dú)對“改革開放一代”影響因素的研究發(fā)現(xiàn)一致。宗教、已婚狀態(tài)、個(gè)人收入和政治面貌均對城市居民的主觀幸福感存在顯著的正向影響，信仰宗教者、已婚人士、個(gè)人收入較高、政治面貌為中國共產(chǎn)黨員的城市居民覺得更為幸福。模型二（M1-2）和模型三（M1-2）中代際變量Gen3對城市居民的主觀幸福感均有顯著影響，但其方向在兩個(gè)模型中卻恰恰相反（β1=0.072,p<0.1;β2=-0.337,p<0.05），在模型二中“改革開放一代”比“社會(huì)主義建設(shè)一代”和“文革一代”居民有更強(qiáng)的主觀幸福感，但這一情形在模型三中出現(xiàn)了反轉(zhuǎn)，當(dāng)考慮各類人口統(tǒng)計(jì)變量和代際的交互作用時(shí)，“改革開放一代”的主觀幸福感反而低于“社會(huì)主義建設(shè)一代”和“文革一代”。模型三（M1-3）主要檢驗(yàn)了代際的調(diào)節(jié)作用，從回歸分析的結(jié)果可見，代際在年齡、個(gè)人收入對城市居民主觀幸福感的影響中，調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。在“文革一代”和“改革開放一代”中，尤其是“改革開放一代”，隨著年齡的增長，居民的主觀幸福感均有下降的趨勢，但在“社會(huì)主義建設(shè)一代”隨著年齡的增長，居民的主觀幸福感則呈現(xiàn)出上升的趨勢，這是否意味著年齡與居民主觀幸福感的關(guān)系，可能呈現(xiàn)出一種非對稱的U型關(guān)系。同樣在考慮代際因素后，在“文革一代”和“改革開放一代”中，隨著收入的增長，居民的主觀幸福感均呈現(xiàn)出下降的趨勢，但在“社會(huì)主義建設(shè)一代”隨著收入的增長，居民的主觀幸福感則呈現(xiàn)出上升的趨勢?？梢婈P(guān)于收入和主觀幸福感的“Easterlin悖論”在出生于1967～1989年代的中國城市居民中再次得到了證實(shí)，但對于出生于1949～1966年代的居民，可能由于他們的個(gè)人收入與另外兩個(gè)代際相比要偏低一些（參見表1），當(dāng)收入處于較低水平時(shí)，收入的增加對主觀幸福感有正向的影響，因此對“社會(huì)主義建設(shè)一代而言”，收入的提高能夠帶來幸福感的提升。

當(dāng)考察代際在客觀因素和城市居民主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)作用時(shí)，當(dāng)僅考慮客觀因素的影響時(shí)，模型（M2-1）達(dá)到了統(tǒng)計(jì)上的顯著水平，調(diào)整后的 R2也較高當(dāng)增加代際因素之后，模型（M2-2）雖繼續(xù)保持了統(tǒng)計(jì)上的顯著性（F2-2=362.202,p<0.01），但模型解釋的變異并無顯著變化同樣，在增加了代際和各客觀因素的乘積項(xiàng)以后，雖然模型（M3-3）仍保持了顯著，但是模型解釋的變異仍然沒有顯著提高可見代際在客觀因素和城市居民在主觀幸福感之間并沒有起到顯著的調(diào)節(jié)作用。這可能是因?yàn)?，客觀因素大多是由客觀環(huán)境、個(gè)體的生活經(jīng)歷和所處的外部環(huán)境組成的，而這些因素對個(gè)體主觀幸福感的影響可能較為趨同。糟糕的健康狀況，業(yè)余時(shí)間很少休息放松，較低的家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況和社會(huì)沖突程度均對城市居民的主觀幸福感有顯著的負(fù)向作用，而高的個(gè)人社會(huì)地位，社會(huì)地位的正向變遷、享受醫(yī)療保險(xiǎn)和高的家庭收入均對居民的主觀幸福感有顯著的正向作用。上述各影響因素在三個(gè)模型中均有穩(wěn)定的影響。在模型二中（M2-2）代際變量Gen3對城市居民的主觀幸福雖有顯著的正向影響（β=0.010,p<0.01），成長于“改革開放一代”的居民比“社會(huì)主義建設(shè)一代”和“文革一代”的居民有更強(qiáng)的主觀幸福感，但在模型三（M2-3）中這一系數(shù)雖然為正，但未達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著性水平（β=0.003,p>0.05）。從模型三中可見，代際變量Gen2在健康狀況、個(gè)人現(xiàn)有社會(huì)階層和個(gè)人家庭階層對城市居民主觀幸福感的影響中起調(diào)節(jié)作用，相比于另外兩個(gè)世代而言，健康狀況和個(gè)人社會(huì)階層對出生于“文革一代”的居民的負(fù)向影響要略小一些，但家庭社會(huì)階層則有更為顯著的正向影響。盡管我們在前文已證明了糟糕的健康狀況對所有代際城市居民的主觀幸福感均有顯著的負(fù)向作用，但這一影響對“文革一代”的居民而言，程度更高。有意思的是，在單獨(dú)考察家庭社會(huì)階層的對各代際城市居民主觀幸福感的影響時(shí)，研究發(fā)現(xiàn)家庭社會(huì)階層對處于“社會(huì)主義建設(shè)一代”的居民有顯著的負(fù)向影響，就“文革一代”而言，回歸系數(shù)為正，但未達(dá)到顯著水平。但當(dāng)考慮代際變量Gen2的調(diào)節(jié)作用時(shí)，回歸分析的結(jié)果卻發(fā)現(xiàn)相比于另外兩個(gè)世代，“文革一代”居民的家庭社會(huì)階層對這一代城市居民的主觀幸福感有更為顯著的正向影響。

在單獨(dú)考察代際在主觀因素和城市居民主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)作用時(shí)，當(dāng)僅考慮主觀因素的影響時(shí)，模型（M3-1）達(dá)到了統(tǒng)計(jì)上的顯著水平，并且有較高的解釋力當(dāng)增加代際因素之后，模型（M3-2）仍繼續(xù)保持了統(tǒng)計(jì)上的顯著性（F3-2=140.936,p<0.01），且模型解釋的變異也得到了顯著的提高同樣，在增加了代際和各主觀因素變量的乘積項(xiàng)后，模型（M3-3）仍保持顯著（F3-3=59.804,p<0.01），且模型解釋的變異有了進(jìn)一步提高對三個(gè)模型中的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)進(jìn)行分析可見，各主觀因素對城市居民主觀幸福感的影響，與前文對各代際城市居民主觀幸福感影響因素所得分析結(jié)果有高度的一致性，情緒狀態(tài)對城市居民主觀幸福感有顯著的負(fù)向影響，而人際信任、社會(huì)公平、收入公平和倫理道德對居民的主觀幸福感則均有顯著的正向影響。同時(shí)模型（M3-2）表明，代際變量Gen2和Gen3均對城市居民的主觀幸福感有顯著的正向影響，在僅考慮主觀因素的影響時(shí)，“文革一代”和“改革開放一代”比“社會(huì)主義建設(shè)一代”的居民有更高程度的主觀幸福感，這也與對不同代際城市居民主觀幸福感均值比較的結(jié)果一致。進(jìn)一步分析代際在各主觀因素和城市居民主觀幸福感之間的調(diào)節(jié)作用可見，代際變量Gen2與情緒狀態(tài)變量乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正（β=0.043,p<0.01），這意味著，相對于“文革一代”，“改革開放一代”和“社會(huì)主義建設(shè)一代”城市居民的主觀幸福感受消極情緒狀態(tài)的影響更大。此外，回歸分析的結(jié)果表明，代際變量Gen2、Gen3與社會(huì)公平感知變量乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（β Gen2=-0.047,p<0.01;βGen3=-0.042,p<0.01），這表明，相較于“文革一代”和“改革開放一代”，社會(huì)公平感知對“社會(huì)主義建設(shè)一代”居民的主觀幸福感有著更為顯著的影響。

四、結(jié)論和政策啟示

幸福是人們對自身生活滿意程度的主觀體驗(yàn)，受個(gè)人特征及其所處的社會(huì)歷史環(huán)境的影響。不同代際群體成長于不同的社會(huì)文化背景之下，在成長過程中受相同重大歷史事件和社會(huì)文化環(huán)境影響，基于自身所處時(shí)代形成了世界觀、人生觀和價(jià)值觀，因而也有著不同的幸福觀。本文以CGSS（2010）中的城市居民數(shù)據(jù)為樣本，考察了不同代際的中國城市居民主觀幸福感及其影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國城市居民的主觀幸福感存在代際差異，出生于1950～1966年的城市居民在主觀幸福感上，顯著低于出生于1967～1978年和1979～1989年的城市居民；（2）出生于1950～1966年城市居民的主觀幸福感與人口統(tǒng)計(jì)因素中的宗教、收入和政治面貌，客觀因素中的健康狀況、個(gè)人社會(huì)階層、家庭社會(huì)階層、醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況和社會(huì)沖突，主觀因素中的情緒狀態(tài)、人際信任、社會(huì)公平、收入公平和倫理道德存在顯著關(guān)聯(lián)；（3）出生于1967～1978年城市居民的主觀幸福感與人口統(tǒng)計(jì)因素中的婚姻和收入，客觀因素中的健康狀況、個(gè)人社會(huì)階層、家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況和社會(huì)沖突，主觀因素中的人際信任、社會(huì)公平、收入公平和倫理道德存在顯著關(guān)聯(lián)；（4）出生于1979～1989年的城市居民的主觀幸福感與人口統(tǒng)計(jì)因素中的年齡和已婚狀態(tài)，客觀因素中的健康狀況、個(gè)人社會(huì)階層、醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭總收入和社會(huì)沖突，主觀因素中的情緒狀態(tài)、人際信任、社會(huì)公平、收入公平和倫理道德存在顯著關(guān)聯(lián)；（5）代際調(diào)節(jié)著年齡、個(gè)人收入、健康狀況、個(gè)人社會(huì)地位、家庭社會(huì)地位、情緒狀態(tài)和社會(huì)公平對城市居民主觀幸福感的影響。

本文的實(shí)證研究結(jié)果可為政策制定提供若干啟示：首先，本文的分析結(jié)果表明，“社會(huì)主義建設(shè)一代”城市居民的主觀幸福感要顯著低于“文革一代”和“改革開放一代”。而“社會(huì)主義建設(shè)一代”目前正在逐漸步入老年人群體，對于他們而言，生理變化、經(jīng)濟(jì)地位的變化和社會(huì)角色的轉(zhuǎn)變，往往容易造成適應(yīng)危機(jī)。那么隨著我國人口老齡化速度的加快，如何提高這一代際群體居民的主觀幸福感已成為政策制定者必須高度重視的民生問題。本文的研究結(jié)果表明，“社會(huì)主義建設(shè)一代”的城市居民的主觀幸福感受宗教、收入、政治面貌、健康狀況、個(gè)人社會(huì)階層、家庭社會(huì)階層、醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭相對經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)沖突、情緒狀態(tài)、人際信任、社會(huì)公平、收入公平和倫理道德的顯著影響，那么相關(guān)部門就可以通過提高這一代際群體居民的身體和心理健康水平，給予其更多的社會(huì)保障，平滑其收入狀況，縮小其收入的不平等，開展同輩群體互助等相關(guān)政策提高其幸福感知。其次，本研究認(rèn)為不同代際城市居民主觀幸福感在影響因素上存在差異，這就意味著相關(guān)部門在制定政策時(shí)應(yīng)該更加注重政策的針對性和傾斜性，要考慮到代際對政策實(shí)施效果的可能影響。以收入為例，從十八大報(bào)告提出深化收入分配制度改革，到《關(guān)于深化收入分配制度改革的若干意見》出臺(tái)，再到2013年政府工作報(bào)告強(qiáng)調(diào)有效解決收入分配領(lǐng)域中存在的問題，我國收入分配改革正穩(wěn)步推進(jìn)。但本研究發(fā)現(xiàn)收入對城市居民主觀幸福感的影響具有代際差異性，對“社會(huì)主義建設(shè)一代”而言，金錢能夠增加幸福感，但對“文革一代”和“改革開放一代”而言，金錢卻不是萬能的。那么相關(guān)部門在出臺(tái)收入分配政策和改革措施時(shí)，便可以考慮適當(dāng)將收入分配的比重向即將退出工作崗位的“社會(huì)主義建設(shè)一代”傾斜，對于這一群體而言，收入增長對其幸福感的提升有更大的邊際效用。最后，十八大報(bào)告將全面提高公民道德素質(zhì)作為社會(huì)主義道德建設(shè)的基本任務(wù)，要求推進(jìn)公民道德建設(shè)工程，培育知榮辱、講正氣、作奉獻(xiàn)、促和諧的良好風(fēng)尚。目前關(guān)于公民道德建設(shè)工程的宣傳教育，大多從國家和社會(huì)建設(shè)的需要出發(fā)，卻甚少告知公民自身能從中得到多少助益。本文證明了倫理道德對不同代際的城市居民主觀幸福感均存在顯著的正向影響，這在一定程度上表明，對自身道德倫理的培養(yǎng)和提高能夠極大地增強(qiáng)自身的幸福體驗(yàn)，那么今后有關(guān)部門在宣傳教育的時(shí)候，可以更多的從公民自身角度出發(fā)，這樣才可能最大限度地調(diào)動(dòng)公民參與相關(guān)活動(dòng)的積極性。

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