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乳源位于粤北高寒山区，坐落于粤湘交界的崇山峻岭之中，全县总面积2227平方公里，共9个镇，人口20.22万，其中瑶族人口2.3万。乳源素有“九山半水半分田”之称，属老、少、山、边、穷地区，是广东三个扶贫开发重点县之一。受地理历史等因素的限制，改革开放前，这里信息闭塞，基础设施落后，交通不便，人民生活水平很低，贫困人口占绝大多数。大量居住在深山里的老百姓无法解决基本的温饱问题。教育自然也难以适应广大人民群众的需要，各项教育指标多年来都列韶关市各县市区的末尾。教育的落后，人才的缺乏，导致乳源经济社会处于停滞不前的状态当中。
如何找到牵动乳源各项事业发展的龙头，走出自身发展的困局?乳源几届党委政府深入调研，积极思考，广纳良言，最终确定了“科教兴县”的发展战略，让教育优先发展，带动全县各项事业的更好更快发展。于是，乳源迎来了教育大发展的春天。
山沟里矗立起花园式校园
走进乳源，但见大山连绵，沟壑纵横，这里的老百姓生活依然并不富裕，楼房仍显得稀少。但总不时闯入眼帘，令人惊喜的，是一所所漂亮的学校。这里的每一所中小学校都几乎是花园式的校园，绿树成阴，宏伟的教学楼错落有致。每一所中小学校都几乎拥有一个标准的篮球场或200米运动场。各种功能室基本配备，校园文化体育设施齐全。尤其是近年新建落成的坐落于县城以北的县高级中学和县城以南的县民族实验学校，校园设计新颖、布局合理、气势恢弘、环境优美，教育教学设施设备一流。这一切，不能不让到访的每一个人欣喜万分。如此一个小县穷县，却办起了现代化的大教育，无不令人深深为之感叹。
“再穷不能穷教育，再苦不能苦孩子”，这不仅是县领导干部的战略思维，同时也是该县普通百姓的一种普遍共识。勤劳、善良的瑶乡人民抱着宁肯少吃一顿饭也要办好教育的雄心壮志努力奋斗着。从上世纪七八十年代的集资办学，到2003年一个年财政收入当时仅几千万元的小县穷县，举全县之力投入1个多亿建设起一座现代化的县高级中学，三年后又投入4000多万元建设起民族实验学校，这需要何等的胆识和气魄。每年县财政投入教育经费都占整个财政支出的50％以上，甚至于达到70－80％。尽管这样，县财政的投入还不能满足教育快速发展的需要，为此，乳源县广开渠道，多方筹措资金，增加教育投入。
1992年的春天，乳源通过热心人的牵线搭桥，迎来了香港港九纺织染业职工总会一群善长仁翁，他们爬山涉水，来到了广东最高的石灰岩乡镇――当时的红云镇，帮助石灰岩山区建起了一座希望小学――红云希望小学。16年来，乳源恪守“诚信有道，真情感人”的原则，大力争取港澳热心人士的支持，积极引进希望工程，共筹得建校资金6000多万元。如今，漂亮的希望工程学校遍布乳源城乡。
山区里学校点多面广，不利于集中资源，乳源县发挥优势，创办优质教育。该县早在2004年起，就积极抓好学校布局调整工作，逐步实施集中办学。该县依据“立足长远”、“规模办学”的原则，秉持“成熟一所，调整一所”的思路，稳步推进中小学布局调整工程。扎实用好省下拨的专项资金，县财政补给不足部分，建好教学楼、宿舍楼、学生饭堂、厕所和运动场，让学生拥有“四位一场”，即：有学位、有床位、有餐位、有蹲位，有运动场等。到2008年5月止，投入资金3500多万元，较高标准地完成了全县的中小学布局调整，逐步实现了教育资源的整合与优化，大大提高了学校的办学质量和效益。2007年又全面起动危房改造工程，彻底消灭了校舍危房，使集中办学学校硬件建设再上一个新台阶。2007年秋，总投资4008万元的新民族实验学校顺利落成并开学。民族实验学校是集中办学的样板学校，学生是全县各乡镇五六年级和初中的少数民族学生，学校实行寄宿制管理，免学杂费和住宿费，并给予每人每学期130元生活费补助，减轻了瑶族学生的家庭负担。这样全县该年段所有瑶族孩子都能在校园环境优美、办学条件一流、师资水平较高的学校中享受到优质教育。
2003年前，乳源县每年有初中毕业生3000多人，但全县只能提供500个高中学位，另有600多人到市里或邻县高一级的学校就读，还有约2000多名初中毕业生早早告别了学校，外出打工。为改变乳源落后的教育现状，大力发展高中阶段教育，乳源斥资一亿多元，建起一座占地300多亩，可容纳5000多个学位，拥有一流设施设备的现代化高级中学。同时，投入改造资金500多万元，增量扩容了乳源职业高级中学，使高中学位增加至6000多个，基本满足了高中教育发展的需要。
一块让教师幸福成长的乐土
乳源县高度重视教师队伍建设，努力通过提高待遇，培养留住优秀人才，引进全国优秀教师，成功建设了一支高素质教师队伍。全县2190名教师里，有高级职称教师69人，中级职称教师1270人，两项占全县教师的61.14％。该县教师参加省市各类教学比赛优势明显，几乎涵盖高中、初中、小学各学科，均获市一、二等奖，部分学科教师还代表市参加省比赛获得殊荣。自“十五”以来，教师撰写的教学论文在市以上各种教学杂志上发表的有230多篇，获市以上奖励的有900多篇。
几十年来，乳源从未发生拖欠教师工资现象。尤其在几次的教师工资调整中，提高教师工资补助标准，使教师工资待遇高出同期参加工作同级别公务员工资的四至五百元。在乳源高级中学建设之初，为吸引优秀人才，以年薪分别为10万、7万、和3－5万元面向全国择优招聘校长、副校长以及优秀教师，并对受聘的校长、教师在住房、家属就业和子女人学等方面给予优先照顾。招聘广告在全国推出后，立即引来八方人才应聘。在连续几年的招聘中，共招聘本科以上学历的优秀高中专任教师近200名。乳源积极构建激励机制，大力表彰业绩突出的优秀教师，多种激励手段激发了广大教育工作者的工作热情和创造积极性。教师这一职业在乳源逐步被更多的人所青睐，教师这一身份让乳源的教师们感到了一种尊严和荣耀。
乳源努力打造教师幸福成长的平台，积极开展青年教师基本功竞赛、教学能手大赛、双三课(备课、上
课、说课)评比、“分片教研”“送教下乡”“中心备课组活动”、校本教研等活动，使所有在职教师都拥有一个个展现才华、沉心教研、磨练提升的良好舞台。该县高度重视青年教师培养工作，引导各校开展好青年教师培养活动，指导青年教师做好职业生涯规划，人人制订专业发展目标，调动教师内在动力。多年来，大批教师参加学历培训、技能培训、脱产进修、在职培训等培训学习。华南师范大学在该县教师进修学校开办网络教育本专科班，在县高级中学开设了研究生课程班授课点，参加本专科学历进修学习教师达到了500多人，70多名骨干教师和校长参加了“课程与教学论”研究生课程班的进修学习，教师在家门口就可参加大学和研究生课程进修。创新的培训培养方式和浓郁的进取氛围，使乳源涌现出一大批教书育人、为人师表的先进教师，如赵雄英、邓、盘新玉等多名教师先后被评为全国先进教师、先进教育工作者，陈松英等三名教师被评为省特级教师。
乳源县采取五项举措推进人事制度改革，极大地激发了队伍的生机与活力：一是公开招聘，广纳贤才。早在上世纪九十年代末，乳源县就实行新进教师公开招聘制度，每年面向社会公开公平招聘素质高能力强的新教师，不断给教师队伍补充新鲜血液。2003年起每年县高级中学都高薪向全国择优招聘优秀教师，为乳源高中实现跨越式发展注入了生机与活力。二是引入竞争机制，推行校长竞争上岗。2003年一2005年，对村一级小学校长、中小学校长、副校长及学校中层领导干部实行公开竞聘上岗，成功聘任了一批德才兼备的年轻中小学校长、副校长和中层领导，极大地激发了全县中小学教育教学工作的生机与活力。三是每年对全县中小学校长进行一次全面综合的督导评估，各中小学形成了你争我赶的良好竞争氛围，教育内部的生机与活力极大地显现，讲学习求上进蔚然成风。
一切为了孩子健康快乐地成长
早在上世纪八十年代，乳源县就重视学生的全面身心健康成长，扎实贯彻国家教育方针，开足开齐课时，积极开展丰富多彩的校园文体竞赛活动，促进了学校文化的丰富与多元。上世纪九十年代中，素质教育在全国逐步引起高度重视，该县教育行政部门认为，素质教育是解决当前教育教学工作中存在的种种问题及办优质教育希望之所在，于是出台了《关于深化教育改革全面推进素质教育的意见》，意见中明确指出：无论哪一任班子，都要将研究解决教育问题作为全县发展的战略议题，整体推进教育向前发展。县教育部门更是全力掀起了学习素质教育理论的热潮，多次组织全县校长和骨干教师前往全国素质教育起步最早的湖南汩罗参观学习，同时加强学校办学思想的研究，树立并坚定先进的教育教学思想。
在推行素质教育中，乳源县大刀阔斧，从应试教育最大弊病入手，在学校及校长、教师考核中把下面几点列入刚性条件：一是坚持课堂教学这一主渠道，破除分主副科教学的思想，全面开齐开足课时，全面提升各学科教学水平。二是要大力开展课外阅读、文艺、体育等课外活动，积极培育本校的传统特色项目，引领带活各项教育教学工作又好又快地发展。三是重视学生的德育和心理健康教育，促进学生的身心健康成长。四是加强学校文化建设，努力构建具有人文精神和科学精神的学校文化，让校园成为师生共享的精神家园，使学生健康成长。
2004年秋季开始，县中小学起始年级进入新课程实验阶段，积极推进县域校本教研制度建设，初步构建了以县中心教研组、片中心教研组和学校学科教研组“三级联片”教研活动体系，推进了校本教研活动的开展。中心备课组活动、分片(联校)教研、送教下乡已经成为全局教研工作的“三把斧”，“双三课”已经成为学校常规教研活动，有效地加强了教研组建设及教师的整体素质。
针对少数民族学生在接受汉族文化和适应现代生活遇到障碍较易产生自弃心理，在交往中易产生自卑心理以及小学低年段学生“双语教学”的特殊性等问题，民族学校开展了“少数民族学生个性发展”“双语教学研究”“少数民族学生心理教育”等课题研究，探索适合少数民族学生心理发展特征的有效教学方式和学习方法，提高教育教学水平，提高了教育教学质量，学校连续四年获得县教育教学质量综合评估一等奖，并获广东省“吴汉良教育管理二等奖”。瑶区学校还积极开展民族特色教育，如少数民族美术、体育、刺绣等，民族实验学校开发了《瑶族传统文化》《瑶族体育活动》等四门校本课程。
大胆石撑起乳源教育的绚丽前景
普及义务教育实现高质量。1996年县“两基”通过国家验收，近年更是各项“普九”指标由相对脆弱向高质量高水平巩固普及转变。目前，“普九”各项指标均达到国家和省的要求，基本实现“一个都不能少”的目标。目前，全县小学适龄儿童入学率为100％，辍学率为0，毕业生毕业率为100％；初中阶段毛入学率为104.5％，辍学率为0.7％，17周岁人口初级中等教育完成率为97.77％，三残儿童入学率为98.8％，15周岁人口文盲率为0。
高中教育实现跨跃式发展。截至2007年底，全县普通高中教育在校生规模从八十年代初的仅几百人增加到4163人；高中阶段毛入学率从八十年代的不足20％达到69.2％。高考上线人数一年一个新高，从2002年重点上线6人、本科上线58人，发展到2006年83人上重点本科线，上本科线335人，上线率达46.2％，跃居韶关市之首。2007年在1015名高考考生中，共有53名考生进入重点本科线；进人第二批本科线的考生274人，比去年增加22人。入本科线考生共有327人，本科上线率为34.46％。
课程改革取得新突破。原广东省教育厅副厅长刘育民在调研乳源县基础教育的整体情况时，充分肯定了基础教育课程改革取得的成绩。2005年3月16日至17日，全省21个地市教育局、学校参加“广东省普通高中新课程实验工作研讨会”，与会代表聚首乳源，共同交流广东省普通高中新课程实验工作。会上乳源高级中学作了专题报告，与各地教育局和其他几十所学校进行了交流。
教育教学质量稳步提高。以“创建行为规范示范学校”为主要形式的德育工作经验在全市推广。小学及初中质量抽查成绩逐年提高，每学年组织一次全县性的中小学生大型文艺晚会和体育竞赛，均取得很好的社会效益。据统计，近年来全县中小学获市以上奖励(含各种荣誉、学科比赛、教研成果等)685项(次)，特别是在参加市学科及市各类艺体比赛中，获奖的等次均在全市的前列。
民族教育发展获好评。2006年11月27日是个特殊的日子：来自中央两部委和全国各兄弟省、自治区、直辖市民族和教育部门的领导
和同志们，在青山绿水，气候宜人的粤北山区乳源欢聚一堂，参加国家民委和教育部召开的全国发展民族地区基础教育经验交流现场会。国家民委副主任吴仕民在讲话中高度评价了乳源瑶族自治县基础教育取得的成绩，并将其概括为“三个无”、“六个有”和“六个优”，即无危房、无入学难、无欠账；有真正意义上的质量比较高的义务教育，有发展很快、质量较高的高中教育，有良好的教育设施，有相对均衡的教育结构和较协调的教育发展体系，有高素质的教学队伍，有良好的育人环境和政府的大力支持。
特色学校逐步涌现。乳源县逐步摆脱经验办学的旧路子，逐步向“思想办学，文化办学，特色办学”的方向前行。高级中学提出“让每一个人心中充满希望，让每个学生得到充分发展”的办学理念，大力实施教育教学改革，全面推进素质教育，近年来学校办学取得巨大发展，高考成绩年年攀升。该校还实施走出去发展战略，与英国洛德格雷学校签订校际合作协议，两校将定期组织班级及师生交流，建立学科课程等方面的联系。目前县高级中学已有一位教师正在英国洛德格雷学校交流任教，下半年又将派出一名教师前往。乳源一小也提出“为学生的终生发展负责，为学生美好人生奠基”的办学理念，积极开展教育科研，办学质量和办学品位都显著提高。县高级中学的人格培养研究，乳源一小的书香校园创建活动，金禧小学的个性化作文研究等正在彰显学校的办学特色。
幸福的影子范文第2篇
关键词 幸福感 显性因子 隐性因子 幸福悖论
一、 引言
经济学在对生产、消费等实体经济的研究中产生了对效用满足等主观感受的分析,效用理论的出现是经济理论史上的一个重大创新,为研究经济行为对人类福利的影响奠定了基础。但由于效用理论过于严格和理性的假设(如完备性、传递性等),使效用概念在分析经济行为上出现了与人类真实福祉(即幸福)相背离的现象。现代行为经济学的一系列研究成果表明,现实中人类的行为选择并非都具有一贯的理性,记忆偏差、适应水平、参照点依赖等非理性心理机制的大量存在,极易导致消费者偏好的变化,使人类的行为选择偏离其根本福祉。这些导致偏好变化的心理机制的现实证据的大量发现,引发了效用理论的幸福意义上的革命。现在,幸福研究已逐渐成为经济学研究的重要内容。
幸福是比效用更复杂更深层次的人类心理体验,效用反映的只是人们行为选择上的显示性偏好,两者在研究层次、研究目的上都有很大的差别。现代经济学把研究重点放在效用上,以效用替代幸福,不仅会造成经济学研究与人类根本福祉目标的偏离,而且会导致人们对幸福规律的认识偏差。比如,经济学通常假设效用是随着消费水平的增加而增加,而消费水平又通常与收入、财富正相关,因此把效用等同于幸福,就会得出财富或收入越多就会越幸福的结论,实现人类幸福的手段就变成经济增长和收入增加了。这在理论上妨碍了经济学对幸福问题的深入研究,在实践中则导致人类对物质财富、感官享受的过度追求。
*谢识予,复旦大学博弈论与数量经济中心,Email: syxie@fudan.省略,通讯地址:上海市国权路600号,邮政编码:200433;娄伶俐,复旦大学经济学院理论经济学博士后流动站,Email: 061015047@fudan.省略;朱弘鑫,复旦大学经济学院,Email: zhuhongxin@fudan.省略;本文得到上海市重点学科建设项目资助,编号:B101。本文的电话调查得到复旦大学传媒与舆情调查中心的协助,44位经过培训的复旦大学学生担任本调查的电话访问员,在此表示感谢;感谢匿名审稿人的宝贵修改意见,文责自负。
大量调查显示,现代社会的人均收入和消费水平比过去有了大幅提高,但人们的幸福感不仅没有明显提高,反而出现了越来越多的心理问题。这使得经济学家开始意识到只重视经济发展并不能带来幸福感的必然提升。特别是收入和幸福之间并不存在明显相关性的“收入幸福悖论”(后面简称“幸福悖论”)的发现(Easterlin,1974),更激发了经济学家研究幸福问题的兴趣,此后开始了对收入和幸福关系的一系列研究和对幸福悖论的理论解释。
关于收入和幸福关系的一系列研究表明,幸福悖论主要是在高收入国家的时间纵向比较研究中明显存在,在低收入国家中则较少存在,而在国家之间或一国内部的横向比较研究中则呈现出较为复杂的表现形式。比如,时间纵向比较研究发现,在过去50年中,美国人和日本人的幸福感并没有随财富的成倍增长而增长,欧洲自1973年以来,也没有增加,幸福感状况表现为一条几乎没有变化的水平线(Mayers,1996;Veenhoven,1984;Frey and Stutzer, 2002)。而在人均收入较低的印度、墨西哥和菲律宾,收入和幸福之间则存在明显的正相关关系(Diener and Oishi,2000)。跨国研究发现了1.5万美元的幸福临界点,在人均收入低于1.5万美元的国家组别中,收入对幸福的贡献较为明显;在人均收入超过1.5万美元的国家组别中,收入对幸福的影响较弱(Inglehart and Klingemann,2000; Layard,2005)。对收入与幸福的横截面数据的进一步研究则发现了收入对幸福的边际影响呈现递减的对数曲线规律,即随着收入的增加,边际幸福报酬递减(Diener et al.,1993;Veenhoven,1991)。这些实证研究结果对于更好地认识收入和幸福之间的关系,理解幸福悖论有着重要的意义。对于幸福悖论的成因,伊斯特林自己用经济学的“相对收入假说”、心理学的“定值理论”或 “享乐适应”理论进行解释(Easterlin,1974,2001,2002),西拖夫斯基则认为是富裕社会的过度舒适妨碍了人们感受幸福的能力(Scitovsky,1976)。后来学者以心理学的“享乐水车”理论为基础,划分出更为细致的水车效应,如“满意水车”(Kahneman et al.,1999)和“社会水车”(Bruni and Porta,2005)等理论,强调相对消费和地位(positional)竞争等社会性攀比行为在幸福悖论中的作用。
经济学家对人们在收入、消费、地位等方面的攀比行为已经有过广泛的研究。比如,凡勃仑(Veblen,1899)发明了“炫耀性消费”(conspicuous consumption)一词来描述消费行为的社会性;西拖夫斯基最早研究了消费和地位之间的联系(Scitovsky,1976);荷诗(Hirsch,1976)创造了“地位性商品”(positional good)的概念以强调相对社会地位的角色。在吸收前人思想的基础上,弗兰克(Frank,1985a,1985b,1999)进一步根据受他人行为影响的敏感程度,将人类的消费分为“显性消费”(conspicuous consumption)和“隐性消费”(inconspicuous consumption)两大类,通过人们在这两类消费领域的不同行为特征的分析来对幸福悖论进行解释。这一理论思想对于我们深入理解幸福悖论产生的微观机理有着重要的启发。
我国自改革开放以来,经济发展和人们的生活水平均有了很大的提高,攀比性和炫耀性消费也日益突出。这些社会经济环境的巨大变化对我国居民的幸福感会产生怎样的影响,幸福悖论在我国现阶段是否同样存在?这些问题都非常值得研究。但目前对我国居民幸福感的经济学理论研究和实证研究都非常少。理论研究方面,田国强、杨立岩(2006)将心理学和经济学中的攀比理论和“忽视变量”(omitted variables)理论统一起来,在现代经济学的基本框架下研究人们的幸福问题,探讨了幸福悖论问题。但他们的研究并没有涉及中国人的幸福状况。实证研究方面,大部分学者的研究是针对特定人群幸福程度的测量和分析的,包括中国化的幸福量表的心理测量学属性的检验分析(邢占军,2005),对中国大陆部分城市居民的幸福感调查(奚恺元,2006;邢占军等,2008),对大学生的幸福状况的调查(严标宾等,2003),对老年人的幸福感调查(赵立军和刘旭华,2002)等等,只有少数学者用相对收入、预期(欲望)等比较行为对影响我国农村居民幸福感的因素(Knight et al.,2007)、城乡居民幸福感差异的原因(罗楚亮,2006)进行了探讨,但国内根据经济学理论探讨收入幸福规律和幸福悖论在我国存在性的研究还是较为少见的。
本文将在以往学者提出的显性消费和隐性消费、社会攀比等概念和思想的基础上,进一步剖析幸福与效用的区别和联系,对幸福感的影响因素和生成机制进行理论分析,并在科学调查的基础上,对影响我国居民幸福感的因素进行实证分析,对幸福悖论在我国是否成立等理论命题进行检验。这对于把握我国居民幸福感的生成规律,科学评价我国的发展战略和政策等都有重要意义。
二、 显性因子和幸福悖论:理论分析
人的幸福感是由外在事物刺激而引起的内在主观体验[ZW(]有关幸福的详细定义参考Veenhoven(1984),pp.2228。。外在刺激既可以包括商品消费、收入增加等可以用货币计价衡量的经济因素,又可以包括亲情交流、健康休闲等无法用货币计价衡量的非经济因素。前者容易被人的认知思维所明确感知,后者多为人的情感体验而难以被人的认知思维所把握。例如,商品消费在带给人情感享受的同时会掺杂较多的认知评判体验,而亲情交流则可能没有严格的认知比较思维的参与。二者带给人的幸福体验截然不同。因此我们根据认知敏感程度的大小,将影响人类幸福的经济因素称为显性因子,非经济因素称为隐性因子,同时将显性因子和隐性因子对应的“消费”体验分别称为显性消费和隐性消费。
本文认为,显性因子和隐性因子的最大不同在于前者可以用货币计价、衡量,人的认知比较容易产生,人们对其进行消费时会获得情感享受上的体验,但这种体验极大地受到社会标准的导向和影响,在人际之间会产生明显的炫耀性和攀比,使商品消费带给人的幸福感由于社会比较的参与而发生变异和扭曲。如一个人实现了对某种商品的拥有,他会把这种实现的结果与自己拥有的、自己最想实现的、别人拥有的进行比较,这种相对地位的高低最终会影响到该人的幸福感大小。
人类认知偏差的普遍存在是现实中幸福与效用发生分离的主要原因之一。认知攀比会使人们在对显性因子的追求过程中偏离幸福的轨道,得到的只是效用或功用上的满足,而不是真正的幸福。在显性经济领域,外在刺激通过人的神经心理机制所产生的幸福是经过效用中介折射后的幸福。内在的幸福感受带有明显的效用或功用的痕迹。比如人们更换更快更奢侈的车子或越来越大的房子追求的是其炫耀性功用,首先产生的是效用上的满足,而非直接的幸福。所以,在研究幸福时,我们可以把效用作为显性消费和幸福之间的价值中介,通过幸福和效用的关系,效用和商品数量的关系,来间接把握幸福和商品消费之间的关系。
因为显性消费的效用中介有边际报酬递减的性质,这种性质传导到幸福的形成过程中就会导致显性消费的边际幸福递减。而且受人的生理阈值的明显约束,效用并不一定能全部转化成幸福。许多人在获得消费效用的同时不仅没有感受到幸福,而且会感受到痛苦。因此商品消费带来的幸福感的边际递减可能更快。另外,显性消费所具有的社会攀比效应还会产生资源浪费、恶性竞争等负外部性,造成较大的社会福祉损失(Ng,2003;Frank,1999),因此显性因子对幸福的边际贡献会进一步受到影响,边际递减更快。
与显性消费相反,亲情交流、婚姻生活等隐性消费和幸福之间则具有直接的联系,其消费享受多为纯粹的情感体验,较少掺杂社会比较的因素,无需效用中介的作用,对幸福的生成有更直接显著的影响,因此不会受到边际效用递减性质的影响。此外,隐性消费带给人的精神享乐的无限性,对社会生活也会产生积极的反馈效应,通常有正的外部性,因此隐性消费往往具有边际幸福递增的性质,对幸福的作用远远大于显性因子。
根据上述分析可以得到的一个理论命题是:
[HTH][STHZ]命题1:[ST]显性因子具有边际幸福递减倾向,隐性因子存在对幸福的边际递增作用。隐性因子在幸福生成中的作用远远大于显性因子。
可是,现实中人们往往相对看重显性消费,特别是地位性商品、奢侈炫耀性商品的消费,而忽视家庭生活和健康锻炼等隐性消费(Frank,1999,2005)。现在根据命题1中显性因子和隐性因子所具有的不同性质,就可以在理论上解释现代社会中人们在享受了经济财富巨大增长的实惠后,幸福水平却没有相应增长的“悖论”了。因此证明命题1就能在一定程度上对幸福悖论做出理论解释。
收入,作为“显性因子”的典型代表,最容易在人际之间产生攀比和竞争的负外部性,相互之间的人际竞争,使绝对收入水平对幸福的影响较小,决定幸福的收入变量主要表现为相对收入水平。相对收入越高的人越幸福,越低的人越不幸福。所以在某一固定时点,收入与幸福之间会呈现一定程度的正相关关系。又由于收入的边际幸福递减趋势不可避免,所以在收入与幸福的横截面数据的研究中会发现正向递减的对数曲线规律。而在时间纵向比较研究中,由于社会攀比所造成的个体幸福感在社会比较线上下的提高和降低会一一相抵,这就使时间序列的社会平均幸福感水平呈现总体不变的长期趋势,出现明显的幸福悖论。因此,我们可以将收入与幸福的悖论关系进行如下更为具体的命题总结。
[HTH][STHZ]命题2:[ST]在时间纵向比较中幸福未必随着收入水平的增加而相应增加,在横截面比较中幸福是收入的增函数,收入与幸福存在对数曲线关系。
由于显性因子和隐性因子对幸福的影响机制存在较大差异,本文在注重显性因子尤其是收入对幸福的影响之外,也把研究视角拓展到家庭、婚姻等隐性生活领域,以探讨幸福形成的一般机制。
由于幸福的产生与一国的体制、文化等因素密切相关,所以在幸福形成的一般机制的探讨中不能忽视这些因素的影响。但制度性因素不是本文讨论的重点,这里我们可以把它作为既定的环境变量进行处理。根据以上的分析,我们可以把幸福函数写为:
其中,E是文化、政体、地域等环境因子,E ―表示其对幸福的“定值”属性。C是显性因子,包括收入、物质条件、工作成就、物价、经济发展等。U(C)是显性消费的效用函数,表示显性消费通过效用中介产生幸福的机制。I是隐性因子,包括年龄、性别、个性、婚姻、家庭、健康、生态环境、人际关系等。显性因子和隐性因子对幸福的影响一般具有如下性质:H/C0,以上性质基本上刻画了显性因子和隐性因子对幸福的两种不同作用规律。
在我国居民的日常生活中,显然也存在比较普遍的攀比行为,背后主要是“面子”问题。这会产生很强的显性消费负外部性,从而导致显性因子的边际幸福递减倾向。但我国传统上又是重视家庭生活和亲情关系的国家,因此隐性因子对幸福的正面作用也比较强。两方面因素的共同作用决定了我国居民的幸福感可能有其特殊的规律和特点。我们将在实证部分对这种规律进行研究。
改革开放以来,我国居民的收入呈现不均衡增长的态势,收入差距有不断扩大的趋势,绝大多数人的绝对收入虽然在不断增长,但相对收入并没有提高。因此在认知攀比的作用下,我国居民的幸福感不一定会随着收入的增长而增长。由于我们的调查只能得到截面数据,实证研究也只能对命题2中横向比较的结论进行检验。
三、 实证检验及结果分析
(一) 数据调查[KH*2]
为了实证研究我国居民幸福感的影响因素,检验理论分析结论,我们采用计算机辅助电话调查(CATI)方法,通过问卷调查获得了上海居民幸福感的相关数据[ZW(]问卷调查对象是居住在上海地区的年满18岁的中国公民,共调查2381名被试,获得有效样本808份。。对一个地区居民的幸福感进行单独调查,可以排除自然环境和地域文化差异等定值因素E的影响,揭示个体特征、生活状态、社会经济因素等对人们幸福感的影响,对深入研究我国居民幸福感的内在规律有重要意义。
该调查包括有关个人特征、生活状态、社会经济环境满意度、物价房价变化的影响和对一些社会经济问题的看法五方面内容,涉及性别、年龄、职业、收入、经济发展、股市、房价、物价、利率政策、政治活动、环境治理、医疗社保、人际关系、健康等25个问题。其中股市、房价、物价、家庭月收入等是影响幸福的显性因子,人际关系、婚姻、健康、环保等是隐性因子。调查方法是李克特式的量表调查方法,如让居民用0分(表示“一点也不幸福”)到10分(表示“非常幸福”)的11级打分法对自己的幸福程度打分,通过对定性结果的有序赋值得到相关数据。在具体统计中,我们对调查得到的原始数据进行了方便分析的归并处理,对性别、婚姻、年龄、职业、、子女状况等定性变量进行了哑变量设置。
调查获得的808份有效样本的幸福程度自我打分分布情况如表1。实际打分居民的幸福感中位数是8分,众数也是8分,平均幸福程度为7.15分,标准差是1.756。其中大多数居民的幸福水平在5分(代表既不幸福也不痛苦的中性状态)以上,66.5%的居民的幸福感介于6和8之间。这与文献中国外居民幸福感状况的调查结论很接近(Argle,1999,2001;Veenhoven,1993;Diener and Diener,1996;Rojas,2005)。
(二) 收入与幸福关系的检验
首先用调查获得的808份有效数据对我国居民收入与幸福的关系进行实证分析,同时对命题2的横截面结论进行实证检验。文献中收入与幸福关系的研究通常以没有控制其他人口统计学变量情况下的幸福和收入的两变量简单回归为基础(Easterlin,2005;Frey and Stutzer,2002;Diener et al.,1993;Veenhoven,1991)。为了使研究结果具有可比性,本部分也将采用相同的研究方法。这里采用的幸福数据是居民对自己幸福感的主观打分,收入取的是把家庭月收入的区间平均值。采用的回归模型为:
其中,H是幸福感量值,Y是家庭月均收入,μ是随机误差项。回归结果如表2所示:
从表2的回归结果可以看出,收入与幸福之间存在显著的正相关性,但对数收入的回归参数仅为0.38,R2=0.027685,说明收入尽管呈现与幸福感的显著正相关性,但却只能解释幸福感差异的极小部分。表2的回归结果与横截面数据研究文献得到的普遍结论相吻合。根据回归结果得到的收入幸福曲线如图1所示。
图1意味着收入的边际幸福递减规律的成立,验证了命题2的收入幸福对数曲线关系,证明“幸福悖论”在我国是存在的。图1显示,大约在家庭月收入5000元人民币[HJ*4/9]左右存在一个临界点,在5000元以下收入对幸福的边际报酬递减趋势明显,在5000元以上边际报酬逐渐趋近于0,收入增加对幸福的影响越来越微弱。
(三) 影响幸福的因子分析
本部分用808份样本数据对隐性因子和显性因子对幸福的影响进行分析,同时对命题1进行检验。因为幸福数据是排序等级数据,而且需要考虑的解释变量较多,因此采用有序logistic回归模型进行分析。具体采用的计量模型如下:
其中,i是自变量向量的行数或分层组数,j为被解释变量H的分类,j=1,2,…,10。αj为常数项,Age、Gen、Mar、Rel、Edu、Occ、Chi、Jus、Med分别代表年龄层次、性别、婚姻状况、、教育层次、职业、子女状况、公平与效率选择、媒体选择等有关被试的个人信息的人口统计学变量。Pri、Ach、Hea、Hom、Com、Mec、Env、Eco、Sal、New、Sto、Hou、Rat和Soc分别代表物价上涨影响、理想实现程度、健康水平、对同性恋的包容度、人际关系、医疗和社会保障状况、环境治理、经济发展状况、家庭月工资、新闻关注范围,以及股市、房价、利率政策和社会活动的影响程度。这些变量放在u( )函数中是因为调查得到的是这些变量的主观感受程度,而非这些变量本身。,β,τ,ρ,ι,θ,[AKw-D],λ,ο,χ,δ,γ,ξ,[XCa19.tif],ω,ζ,ε,,σ,φ,μ,κ,ψ分别为解释变量对应的系数。
1. 回归结果
808份调查数据的有序logistic回归的主要结果如表3所示。表3列出了10个幸福等级所对应的常数项和主要解释变量的参数估计情况,删除了“媒体选择”分类变量的参数估计情况。
注:这里采用的是Logit连接函数,下同。
a这里参数设为0,哑变量设置以该变量为参照,下同。
表4输出了模型的拟合检验结果,模型总体检验的似然比统计量(-2 Log Likelihood)的显著性水平P值为0.0000.05,表明模型拟合数据。比例优势假定的P值为1.000>0.001,表明采用logit连接函数的模型拟合较为理想。
模型拟合优度评价的另一个指标是伪决定系数(PseudoRSquare),与一般回归模型的决定系数不同,它们在取值和意义解释上与真正的决定系数均存在较多差异,只能作为模型拟合优度的参考。表5给出了logistic回归的三个伪决定系数:Cox and Snell、Nagelkerke和McFadden,其值分别为0.287、0.294和0.091,只能解释应变量变异的一部分。由于它们不是真正意义上的决定系数,并不能以此来断定模型的拟合情况,关键还要看模型的经济学幸福逻辑意义如何。
2. 回归结果分析
本部分就logistic回归中发现的相关规律进行解释。logistic回归是通过回归系数来解释优势比(Odds Ratio,OR)。回归系数表示的是对数优势logit(p ∧)的平均改变量。优势比是被用来作为自变量对应变量作用效应大小的指标。二者的关系为:OR=exp(bj),其中,bj为回归系数。
从表3的回归结果可以看出,对幸福负面影响最大的是物价上涨,其回归系数为-0.376,优势比为exp(-0.376)=0.69,表明受物价上涨影响程度大的居民的幸福感低于受物价上涨影响程度小的居民,即在其他因素不变的情况下,受物价上涨程度的影响每增加1单位,幸福感位于有序分类高端的优势将改变0.69倍,受物价上涨影响程度大的居民的幸福感优势是影响小者的0.69倍,且该变量通过了Wald统计量的显著性检验(P=0.000
其次对幸福存在负面效应的因素还有对同性恋的认同度(优势比为0.77)、股市的影响(优势比为0.94)、利率提高的影响(优势比为0.98)和政治活动的影响(优势比为0.95)。除了对同性恋的认同通过显著性检验外,其他3个变量均没有通过显著性检验,而且利率提高和政治活动的影响的优势比几乎接近1,表明受利率提高和政治活动影响程度大的居民的幸福感优势与影响程度小的居民的幸福感优势没有太大差别。相比于物价因素,这些政治经济因素与人们的日常生活的关联影响较远或难以觉察,人们在评价幸福感时常常会忽视这些因素。对这些因素,在进一步的分析中可以考虑删除。
对幸福正面影响最大的是人际关系满意度,其回归系数为0.437,优势比为1.55, P=0.000,说明对人际关系满意度高的居民的幸福感显著高于意度低的居民,人际关系满意度对幸福存在显著的正向影响。其他对幸福有正向影响的自变量还有理想的实现程度(优势比为1.18,P=0.020)、健康状况(优势比为1.34,P=0.000)、医疗社保(优势比为1.22,P=0.001)、环境治理(优势比为1.27,P=0.000)、经济发展(优势比为1.17,P=0.088)、家庭月收入(优势比为1.04,P=0.320)、新闻关注范围(优势比为1.04,P=0.020)。其中,理想的实现程度、健康状况、医疗社保、环境治理和新闻关注范围通过了显著性检验,但新闻关注范围(优势比为1.04)对幸福几乎没有影响,说明该变量与幸福关系较弱,在以后的分析中可以不予考虑。而经济发展、家庭月收入均没有通过显著性检验,且对幸福的影响均较弱,尤其家庭月收入优势比仅为1.04,说明家庭月收入高者的幸福感优势仅是低者的1.04倍,验证了收入与幸福之间不存在显著正相关的悖论现象。
在无序分类自变量中,男性比女性的幸福感明显低(回归系数=-0.426),其优势比为0.65,且通过显著性检验(P=0.003),说明性别在幸福决定中存在不容忽视的影响。上海男性幸福感优势只为女性的0.65倍,这与文献中大部分学者的研究结果相吻合(Brody and Hall,1993;Cheung and leung,2004)。这可能与性别的社会角色认同的差异有关,相比男性,女性的社会责任感较少,生活压力较少,对生活更容易满足。
相对于学生,农民(优势比0.35,P=0.043)和企业主(优势比0.44,P=0.043)的幸福感显著较低。在所有职业分类中,农民是最不幸福的人,其次是企业主、单位员工,而学生的幸福感是最高的,这说明中国社会在高速发展过程中对底层农民和创业企业主的生存压力的关注是不够的。
在婚姻状况中,未婚者、离异者均比已婚者的幸福感低。未婚者的幸福感优势是已婚者的0.51倍(优势比为0.51,P=0.064)。离异者的幸福感优势显著低于已婚者(P=0.000),其优势比为0.06,即离异或其他婚姻变故者的幸福感优势只有已婚者的0.06倍,而已婚者的幸福感优势是离异者的16.67倍(1/0.06),二者的差距非常明显。这一发现也与文献中的研究相吻合(Inglehart,1990;Russell et al.,1994),表明婚姻生活能够提供亲情网络的情感支持,提高个体的积极情感水平,对人的幸福感有着极为重要的影响,是幸福感中最强的预测指标之一。此外,子女状况、受教育程度、年龄、对幸福均没有显著影响,可以在进一步的分析中予以删除。
综合以上分析,物价、理想实现程度、健康、对同性恋的认同度、人际关系、医疗社保、环境治理、新闻关注范围、婚姻、性别10个变量不仅与幸福优势的相关程度较大,而且均通过了显著性检验(P
(四) 显性因子与隐性因子的特性检验
进一步地,以优势比作为衡量显性因子和隐性因子对幸福的边际贡献大小的近似指标,以优势比是否大于1作为边际贡献递增或递减的分界线,对命题1的隐性因子的边际幸福贡献递增的性质和显性因子的边际幸福贡献递减的性质进行验证。
从前面的分析可以看出,物价(优势比为0.69
在隐性因子中,理想的实现程度(优势比为1.18>1)、健康状况(优势比为1.34>1)、人际关系(优势比为1.55>1)、医疗社保(优势比为1.22>1)、环境治理(优势比为1.27>1)等隐性因子的边际幸福报酬均存在明显的递增趋势,其中健康状况和人际关系的边际递增趋势明显。以健康状况为例,健康状况的满意程度每提高1个等级,幸福优势将改变1.34倍,幸福感出现明显递增。而且,以上对幸福的边际增进作用明显的隐性因子均通过了显著性检验,这对命题1提供了有力支持。唯一一个出现边际幸福递减倾向的隐性因子是政治活动的影响(优势比为0.95
这些实证检验结果表明,隐性因子对人们的幸福感的作用远远大于显性因子,幸福不是来源于人们投入大部分时间和精力的收入变量,而是来源于需要经营的人际关系、婚姻、健康等隐性因子。这是一个与人们直觉反差很大的“悖论”结论。现实生活中人们对显性因子过度追求的做法带来的只是炫耀性效用的满足,而不是幸福感的提升。所以在提高人们的幸福感上,如果在经济因素上做文章的话,不是直接提高人们的收入水平,而是抑制通货膨胀和改善就业。这对目前普遍存在的盲目收入攀比敲响了警钟,因为这不仅无益于提高人们的幸福感(回归结果中家庭月收入的优势比仅为1.04,几乎对幸福感没有影响),而且由于收入攀比能够挤压人们用于隐性消费的时间,反而起到了消减幸福感的反作用。实证验证结果对命题1和命题2均给予了极大的支持,也对本文的理论结论进行了充分验证。
根据表3的参数估计值,参照计量方程(3)可以写出累加概率有序logit模型:
其中,Pri代表物价上涨的影响,Ach代表理想的实现程度,Hea代表健康水平,Hom代表对同性恋的包容度,Com代表人际关系,Mec代表医疗和社会保障状况,Env代表环境治理,Gen代表性别, Occ代表不同职业,Jus代表公平与效率之间的选择,Mar代表婚姻状况。
可见,从方程(4)到方程(6)各累加概率logit模型除了常数项呈逐渐增加的趋势外,各自变量对应的回归参数都是相同的,表明各幸福等级的影响因素的内在作用规律是一致的,随着幸福等级的提高累加概率是不断增加的。
四、 结论与政策启示
通过以上2个命题的实证检验,本文理论部分的主要结论均获得了较好的验证。随着收入水平的增加,中国(上海)居民的幸福感并没有同幅度的增长,家庭月收入对幸福的影响存在边际递减的双曲线规律,而在控制其他变量之后,收入对幸福几乎没有影响。“幸福悖论”现象在中国明显存在。在幸福影响因子的检验分析中,人际关系、婚姻、性别、健康、医保、环境等隐性因子对上海居民幸福感的贡献要远远大于物价、股市、利率、收入、经济发展等显性因子。隐性因子存在较为普遍的边际幸福报酬递增规律,而显性因子则存在较为普遍的边际幸福报酬递减的规律。
上述研究表明,影响居民幸福的主要因素不是显性经济因素而是隐性非经济因素。经济的高速发展并不是增进人民幸福的有效手段。如何更好地协调发展经济社会各项事业,有效提高人们的幸福感,本文的实证研究结论可以为此提供可资借鉴的经验启示。
第一,普遍提高收入水平不是提高居民幸福感的正确途径。
中国居民收入对幸福的边际递减规律的发现,意味着提高低收入人群的收入在增加幸福感上,比提高同等幅度高收入人群的收入要显著地多,这表明经济发展中过度重视人们收入水平的普遍提高,对提高人们的幸福感有一定的偏差。国家在收入分配政策上,需要防止一刀切,要把收入提高的重点放在提高低收入人群的收入水平上,这对于提高整个国民的幸福水平和改善幸福分布状况均有显著的效果。
第二,提高国人幸福感需要在隐性因子上做文章。
实证研究结果表明,收入、物价、房价、股价等显性因素并不是增进居民幸福的主要因子。相反,一些隐性因子,如婚姻、性别、职业、医保、人际关系等却是影响人们幸福的主要因素,政府应该在减少离婚率,提高男性幸福感,减少农民、企业主的生存压力,改善医疗和环境质量、和谐人际关系等方面多做文章,这才是提高全民幸福水平的有效途径。
第三,经济发展应坚持有利于福祉的正确方向。
幸福研究表明,经济发展不应以越来越高的收入或越来越奢侈的消费为目的,发展成果不应浪费在社会攀比性强的炫耀性效用的满足上,而应该重视医疗健康、环境保护等隐性保障或隐的加强,切实落实到提高居民幸福感上,这才是经济发展的最终目的。
目前我国的医疗卫生、环境保护等公共物品的支出占GDP的比重偏低,在国际上处于中等偏下水平,与印尼、菲律宾等落后国家持平,在提高国民福祉、建设福利经济社会上尚存在较大的操作空间。在全球经济处于不景气的“谷底”阶段,我国在刺激经济增长的同时,刚好比在全国上下都忙着赚钱的“峰顶”时期有更多的时间和精力放在发展和加强影响幸福的隐性因素上,搞好医疗、教育、交通、环境,让人们能够有更多的机会去关注自己的健康,去享受亲情,去更好地休闲和享受生活,让人们从赚钱的繁忙之中走出来,真正地体会幸福生活,这样可以在金融危机期间,有效地提高人们的幸福水平,营建一个国民幸福指数最大化的和谐社会。
总之,经济发展应该是一条“幸福最大”的“中庸之道”,而不是螺旋上升的“GDP增长”之路。在这条“中庸之道”中,一边是不与金钱挂钩的工作制度,一边是要与亲情挂钩的休闲享乐。
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幸福的影子范文第3篇
关键词：老年人；主观幸福感；影响因素
随着社会经济的发展，我国逐渐步入老龄化社会，预期到2015年我国60岁以上人口将超过2亿 [1]。对老年群体进行研究已非常必要，其中主观幸福感是一个重要的研究方向，国外有研究表明，主观幸福感水平是衡量老年人心理健康水平和生活质量的重要指标 [2]。因此，对于老年人主观幸福感的研究具有非常重要的现实意义。我国从上世纪80年代开始对老年人的主观幸福感进行研究，至今已步入成熟的阶段，研究成果突飞猛进，这些成果为提高老年人主观幸福感的研究奠定了基础，并且将有助于认识和改善老年人的身心健康和生活质量。
1.主观幸福感的概念
对主观幸福感（Subjective Well-Being，简称SWB）的定义有多种不同的说法，但是其中心旨意基本相同。一般认为，主观幸福感是个体依据自己设定的标准对其某个阶段生活质量所做的整体评价，它是衡量个体生活质量的综合性心理指标 [3]。
主观幸福感包括认知成分和情感成分，情感成分又可分为正性情感和负性情感 [4]，从而我们得到衡量主观幸福感的三个维度：（1）认知评价：即对生活质量的整体评估；（2）正性情感：包括诸如愉快、高兴、精神饱满、觉得生活有意义等情感体验；（3）负性情感：包括忧虑、抑郁、孤独、厌烦、难受等情感体验 [5]。
主观幸福感有以下三个特点：（1）主观性：指主观幸福感是根据个体的生活体验界定的，无法借助外部的标准来框定参照框架；（2）整体性：主观幸福感是反映生活质量的重要指标之一，是一种综合评价，包括上述三个维度 [6]；（3）稳定型：只有持续数周，数月甚至数年的长时心境才能反映个体对生活是否感到满意的程度。
2.影响老年人主观幸福感的因素
老年人主观幸福感受许多因素的影响，本文按照影响老年人主观幸福感的因素来源，将这些因素概括为四大类：社会因素、家庭因素、个体因素和其他因素。
2.1 社会因素
社会因素中有多个因素被证实对老年人主观幸福感有显著影响，有文化差异、社会支持等。
2.1.1 文化差异的影响
处于不同社会环境中的人，会将所在社会特有的文化特征内化为自身观念，从而影响其评价和判断，主观幸福感也会因不同文化背景而产生差异 [6]。我国学者邹琼指出，主观幸福感的实现既有文化共性又有文化特殊性，国家之间的平均主观幸福感存在稳定差异 [7]。雷秀雅的研究结果显示，中国老年人的生活满意度、自我肯定意识比日本老年人积极，她认为虽然日本老年人在物质生活上要优越与中国老年人，但在精神生活上中国老年人所享受的社会及家庭的尊重是日本老年人所不能及的，这可以说是中国老年人幸福的根基 [8]。
2.1.2 社会支持的影响
社会支持是指一个人通过社会互动关系所获得的，能够提高社会适应能力的支持与帮助 [9]。郑宏志等人研究发现：主观幸福感各指标与社会支持各维度（主观支持、客观支持、支持利用度）的相关性达到显著水平，且社会支持各维度中除了主观支持外，均对主观幸福感各指标有显著预测作用 [10]，这表明社会支持是影响主观幸福感的一个重要因素。吴捷发现，社会支持水平越高，社交孤独和情绪孤独体验越少，主观幸福度越高 [11]。以上研究均证实了社会支持对老年人主观幸福感具有重要的影响作用，社会支持越多，老年人主观幸福感越高。
2.2 家庭因素
我国学者对影响老年人主观幸福感的家庭因素中的几个子因素进行过研究，其中包括亲子支持、婚姻状况、养老方式等。
2.2.1 亲子支持的影响
罗扬眉等人的研究结果显示，亲子支持与老年人主观幸福感呈显著正相关 [2]。王大华等人通过研究，得出结论，亲子支持通过影响老年人的自尊感、恩情感进而影响其主观幸福感 [12]。养老方式作为亲子支持的一个方面，对老年人主观幸福感也有一定程度的影响。在李德明等人的研究里，不同的养老方式，老年人的主观幸福感不同，住养老院和家人同住的老年人生活满意度均显著高于独居老年人 [13]。以上研究均表明亲子支持对老年人主观幸福感有显著影响，老年人若得到成年子女的支持将有助于提高老年人主观幸福感。
2.2.2 婚姻状况的影响
有研究表明婚姻状况对老年人主观幸福感的影响较为显著 [2]。郑宏志等人的研究表明婚姻对老年人的主观幸福感有显著影响，有配偶的老年人的主观幸福感好于无配偶的老年人 [10]。这些结论与梅锦荣的研究结果相一致。梅锦荣等人的研究中指出中国社会强调家庭取向，尤其在退休后个体的活动中心由社会转向家庭，所以婚姻生活在老年人日常生活中扮演着非常重要的角色，婚姻生活是否幸福和谐在很大程度上决定着个体的主观幸福感的高低 [14]。由此可见，婚姻状况是老年人主观幸福感影响因素中的重要成分，婚姻状况良好的老年人生活质量高，主观幸福感也高。
2.3 个体因素
对老年人主观幸福感有所影响的个体因素主要有人格特质、健康状况、控制感等。
2.3.1 人格特质的影响
个体因素中最重要的是人格因素。人格是构成一个人的思想，情感及行为的特有统合模式，这个独特模式包含了一个人区别于他人的稳定而统一的心理品质。尽管外在客观事件对老年人主观幸福感有影响，但是外在因素往往是通过内在主观因素而起作用的。Costa和McCrae总结了人格与幸福感的关系，认为不同的人格特质会导致不同的正性情感、负性情感及生活满意度 [15]。他们假设外向和神经质是影响幸福感的两个维度，其他的实验也证实了这一假设。有许多研究 [15]都证实了一个结论：外向（E）与积极情感和生活满意度有关，因而能提高幸福感水平；神经质（N）则与消极情感稳定的相关，从而降低幸福感水平。因此，老年人应该注意培养自己有利于幸福生活的人格特质，从而促进和提高自身的幸福感水平。
2.3.2 健康状况的影响
唐丹等人的研究结果显示健康状况对老年人主观幸福感的影响显著，同时健康状况还通过一般自我效能感对老年人主观幸福感产生影响 [16]。国外的一些学者的研究结果均证实了在老年人生活状况诸因素中，健康状况与生活满意度最为密
切 [16]。由此看来，健康状况这一因素对老年人主观幸福感的影响不容忽视。人到老年往往会受到许多慢性疾病的侵袭进而会给老年人的心理健康造成影响，老年人应注意增强抗御疾病的信心，同时提高自己抵御疾病的能力，这样才有助于老年人保持较高的幸福感。
2.3.3 控制感的影响
控制感（Perceived Control）是指主体知觉到的自己能有意识的产生预期的结果、预防不好结果的程度。王大华、申继亮的研究结果表明，控制感各维度（人际环境控制感；物理环境控制感；假想环境控制感）与主观幸福感的正性情绪维度存在显著正相
关 [17]。沈烈荣、刘华山的研究也表明人际控制感同正性情绪有关 [18]。各研究结果证实，人际控制水平越高，则显示个体生活满意度越高，体验的正性情绪越多，相应的总体幸福感水平越高。
2.4 其他因素
包括文化程度、经济水平等都会对老年人主观幸福感产生影响。
2.4.1 文化程度的影响
在文化程度对老年人主观幸福感的研究中出现不一致结论。陈芬等人的研究结果显示具有一定文化程度的老年人对生活充满信心，自觉幸福感较高 [19]。而在吴吉惠的研究中显示，文化程度高，主观幸福感反而低 [20]。我们认为，总体来说，具有一定文化程度的老年人主观幸福感较高，因为受过教育的老年人思想较开明，对自身认识较充分，具有良好的调节和适应能力，这可能有利于维持较高的主观幸福感。
2.4.2 经济水平的影响
经济状况对老年人生活满意度影响较大，经济富裕老年人的生活满意度是经济困难老年人的11.5倍 [13]。而在吴吉惠的调查分析中，经济收入相对较低的老年人主观幸福感明显高于经济收入相对较高的老年人 [20]。国外也有研究表明，经济收入仅在人们非常贫穷时对其主观幸福感有影响，一旦人们的基本需要得到满足后，经济的影响就很小了 [21]。这些研究说明了经济收入的高低和主观幸福感并不是简单的直线关系。
3.存在的问题以及今后努力的方向
1980年以来，我国对老年人的主观幸福感的研究取得不少成果，但其中仍存在一些问题值得探讨和改进。
3.1 关于主观幸福感概念的界定
由于主观幸福感纯属于主观的感觉，所以很多时候幸福感是难以用语言表达的。目前对主观幸福感的研究限于能“表达的幸福感”，用量表评定时更是如此。所以如何更准确的界定主观幸福感仍需要研究者的进一步努力，以便能很好的促进其测评研究。
3.2 关于我国老年人主观幸福感的影响因素
在研究主观幸福感的影响因素时，这些变量的概念、测量工具并不一致，以致出现一些相互矛盾的结果。另外，影响老年人主观幸福感的因素很多，但目前对于有些因素的研究并没有进行详细深入的研究，且影响因素之间的相互关系的分析也较欠缺，对于各因素的影响力及有些因素是否还可以再分也未有相关研究。因此，在主观幸福感前期研究的基础上建构解释模型，从而更加深入了解幸福感的作用机制仍是一个有待努力的方向。
3.3 有关我国老年人主观幸福感的干预研究
目前，有关老年人主观幸福感的研究虽已起步，但是有关提高老年人主观幸福感的干预研究尚未展开，如何提高老年人主观幸福感，无疑对老年人生活有这十分重要的意义，因此，这也是老年人主观幸福感研究领域亟待展开的一个重要方向。
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[21]段建华.主观幸福感概述[J] .心理学动态，1996（1）：35-36.
致 谢
首先，我要感谢指导我论文写作的曾荣侠老师，她不仅在我的论文写作过程中给予很多帮助，而且耐心的帮我理顺思路，对论文进行修改，没有曾老师的帮助，这篇论文不会完成的这么顺利。
其次，要感谢给我讲授《心理与教育研究方法》的许莹老师，是许老师教我查阅文献，以及论文写作的整个流程。最后要感谢给我讲授《发展心理学》的荆建华老师，是荆老师启发我早早关注老年人心理，并尝试写作。
此外，我还要感谢我的室友、同学和朋友们，在这充实的大学四年生活中，他们与我共同成长，并在我论文写作过程中提供英语和文字编辑方面的帮助。
同时，在论文写作过程中，参阅、引用了相关的文献资料，在这里向有关作者表示感谢。
幸福的影子范文第4篇
[关键词] 大学毕业生 主观幸福感 差异 因素
一、研究对象
本课题的研究对象为广州、深圳、东莞、珠海等珠三角地区的大学毕业生,年龄为18～25岁。本次调查共发放调查问卷200份,实际回收182份,有效问卷173份。其中,男性75人,女性98人。
二、不同性别大学毕业生主观幸福感的差异
为了探讨不同性别珠三角地区大学毕业生主观幸福感的差异,采用独立样本T检验来研究不同性别对主观幸福感的影响,具体结果如表1所示:
由表1可知,珠三角地区男、女大学毕业生的主观幸福感不存在显著性的性别差异。一直以来,国内外学者对主观幸福感与性别的关系研究结论并不统一。在研究初期,学者在研究主观幸福感时得出以下结论:不同的性别对个体自认的、公开的幸福感没有影响,个体的快乐是不分性别的。近来来,随着研究的不断深入,关于主观幸福感的性别差异的研究结果也有所不同。一些研究结果显示在积极新的平均水平上,男性与女性非常接近。一些研究认为,女性倾向于体验比男性更高水准的不愉快情感。有的学者认为,造成主观幸福感的性别差异是因为情境的特殊性。本次调查研究结果显示,性别对珠三角大学毕业生的主观幸福感影响不显著,可能因为对于珠三角地区大学毕业生而言,面对的是比较开放、社会经济发达、就业机会比较多的环境,从而导致珠三角地区大学毕业生在评价主观幸福感水平时,并没有显示出显著的性别差异。
三、珠三角地区大学毕业生的主观幸福感与信任的积差相关分析
由表2的统计分析结果可知,4个P值都小于0.001,所以珠三角地区大学毕业生的主观幸福感与预测性、信任度、依靠性、信赖存在比较高的显著性正相关关系。
四、多元回归结果
以珠三角地区大学毕业生主观幸福感的得分为因变量,以依靠性、预测性、信赖的得分为自变量,对数据进行多元回归分析探讨它们之间的关系,结果见表3。多元回归分析结果显示,只有信赖自变量进入了回归方程。
从表3的多元回归分析结果可知,可以建立以下多元线性回归方程:主观幸福感总分的估计值=57.658+0.749×信赖
五、因子分析
为了探讨影响珠三角地区大学毕业生主观幸福感的因素,对数据进行因子分析。
由表4的分析结果可知,KMO值=0.821,因此,可以认为,因子分析的结果可以接受。Bartlett’S值=329.681,且P=0.000
由表5的分析结果可知,若提取3个因子,则能解释全部信息的78.957% ,接近80%,能反映影响珠三角地区大学毕业生主观幸福感的因素。
根据表6分析结果,可以建立以下因子模型:
生活满足=0.895F1-0.158F2-0.162F3;控制感=-0.016F1-0.036F2+1.OO3F3
忧郁愉快=0.786F1-0.011F2+0.114F3;就业担忧=-0.056F1+0.984F2-0.036F3
松弛紧张=0.549F1+0.325F2+4.387E-02F3;精力=0.806F1+8.785E-03+5.814E-02F3
根据上述分析结果(表5)可知,影响珠三角地区大学毕业生的3个因素为:
第1个主因子在生活满意度、忧郁愉快,松弛紧张、精力4个变量上的负荷较大,可理解为积极情绪。
第2个主因子是就业担忧,是指大学毕业生对毕业后就业情况的担忧程度。
第3个主因子是控制感,是指个体对自身行为、思想的控制。
六、讨论
由表2可知,尽管大学毕业生主观幸福感与预测性、信任度、依靠性、信赖存在比较显著正相关关系,验证了研究的假设。但从分析结果同时也可以看出,相关系数不高,这主要是由于调查的样本较大,所以仍然存在比较高的显著正相关关系。
由表6可知,珠三角地区大学毕业生主观幸福感的第一个主因子是一种积极的情绪,包括心情忧郁愉快、生活满意度、精力、松弛紧张,换而言之,是对生活的积极情绪,主要包括对生活感到满足,感到愉快,精力充沛。其次,是个体处于较放松的状态。第二个主因子是就业担忧,主要是担忧毕业以后的就业情况,尽管就业担忧是暂时的,但也会影响大学毕业生的主观幸福感;第三个主因子是控制感。
七、结论
从以上的调查分析结果可以得出以下结论:
1.不同性别的珠三角地区大学毕业生的主观幸福感没有差异;
2.珠三角地区大学毕业生的主观幸福感与信任度存在显著性正相关关系。
3.多元回归分析结果表明,信赖对于珠三角地区大学毕业生主观幸福感具有一定的预测作用。
幸福的影子范文第5篇
[关键词]大学生 主观幸福感 影响因素
[中图分类号] G641 [文献标识码] A [文章编号] 2095-3437（2015）12-0069-05
幸福是一个复杂而又主观的概念，每个人对此都有自己的评价标准。从心理学的角度看，幸福是人类个体认识到自己需要得到满足以及理想得到实现时产生的一种情绪状态，是由需要（包括动机、欲望、兴趣）、认知、情感等心理因素与外部诱因的交互作用形成的一种复杂的、多层次的心理状态。[1]我们只有理解了幸福的本质，才能更好地改善和提高我们的生活水平。
大学生主观幸福感是大学生对其生活质量的主观感受，这种主观感受会影响大学生的情绪、认知和对生活的热情，等等。目前，国内对于大学生主观幸福感的研究尚处于初级阶段。在当今社会文化多元化、差异化的情况下，大学生作为一直受人们关注的特殊群体，他们对幸福的感受、理解和行为方式呈现出自己的独特性，他们的思想意识也正在发生着巨大碰撞、冲突和变化，这迫切需要对大学生的主观幸福感状况及其影响因素进行研究。
一、研究设计
（一）研究对象
在南京地区选取南京师范大学、南京理工大学、南京晓庄学院、南京人口干部管理学院、江苏第二师范学院、南京体育学院六所高校，共发放问卷400份，收回376份，其中有效问卷为322份，有效率为80.5%，具体分布情况见下表。
被试者的自然情况表（N=322）
（二）研究方法
本研究主要采用的是问卷调查法。
问卷采用段建华（1996）对总体幸福感量表（Genral well-Being， GWB）修订后的主观幸福感量表。该量表共30题，包括负性情绪体验、正性情感体验和健康状况三个维度。该量表具有较好的信度和效度，三个分量表的同质性信度分别为0.85、0.79、0.81，重测信度为0.873，效标效度为0.500。问卷采用7点计分法，选1记1分，选7记7分，其中第2、5、7、9、11、12、13、18、19、21、22、24、25、26、27、28题为反向计分。故主观幸福感在负性情绪体验、正性情感体验、健康状况三个维度都是得分越高越好，即负性情绪体验得分越高，表明被试者主观感受到的负性情绪体验越少;正性情绪体验得分越高，表明被试者拥有越多的正性情感体验;健康状况得分越高，表明被试者的健康水平越高。[2]
负性情绪体验：1 3 4 6 8 17 20 29 30
正性情绪体验：2 5 7 9 18 19 21 22 24 25 26 28
健康状况：10 11 12 13 14 15 16 23 27
（三）数据的收集与整理
问卷采用集体施测的方式。在被试者填写问卷之前，由主试者告知目的，讲解填写方法。问卷回收后剔除无效问卷，用Epi Data建立数据库并录入数据，用SPSS11.0统计软件对数据进行描述统计、独立样本T检验、F检验、单因素方差分析及多变量方差分析，等等。
二、数据分析
（一）大学生主观幸福感整体现状
对322名大学生主观幸福感总分及其三个维度的得分情况进行描述性统计。结果如表2-1所示：
表2-1 大学生主观幸福感总体及各维度的描述统计分析
从表2-1可以看出，总的来说大学生的主观幸福感在中等程度，平均得分143.63分（全卷总分为210分）;最高分186分，最低分69分。
（二）大学生主观幸福感的差异研究
1.不同性别大学生主观幸福感的差异研究
以大学生主观幸福感各维度分及总分为因变量，性别为自变量，进行独立样本T检验，结果如表2-2：
表2-2 不同性别大学生主观幸福感的T检验
*p
从表2-2可以看出，不同性别的学生在正性情绪体验、健康状况、主观幸福感总分上都存在显著差异，男生在以上各维度分及总分上都低于女生。
2.不同专业大学生主观幸福感的差异研究
以大学生主观幸福感各维度分及总分为因变量，专业为自变量，进行One-way Anova单因素方差分析检验，结果如表2-3：
表2-3 不同专业大学生主观幸福感的F检验
从表2-3可以看出，不同专业大学生在主观幸福感的各个维度分及总分上都存在显著差异。
为了进一步了解各专业大学生间的差异，研究进一步进行多重比较，结果见表2-4：
表2-4 不同专业大学生主观幸福感的差异多重比较结果
注：仅列出有显著性差异的结果。
经表2-4多重比较发现：体育专业学生的负性情绪体验显著低于理科、艺术类专业学生的;体育专业学生的正性情绪体验、健康状况、主观幸福感总分均显著低于文科、理科、艺术类专业学生的。
3.不同生源地大学生主观幸福感的差异研究
以大学生主观幸福感各维度分及总分为因变量，生源地为自变量，进行独立样本T检验，结果如表2-5：
表2-5 不同生源地大学生主观幸福感的T检验
从表2-5可以看出，不同生源地的学生在主观幸福感各个维度分及总分上都不存在显著差异。
4.独生、非独生子女大学生主观幸福感的差异研究
以大学生主观幸福感各维度分及总分为因变量，是否独生子女为自变量，进行独立样本T检验，结果如表2-6：
表2-6 独生、非独生大学生主观幸福感的T检验
从表2-6可以看出，独生、非独生的学生在负性情绪体验维度上存在显著差异：独生学生的负性情绪值显著大于非独生学生的。（注意：此处负性情绪是反向后的计分，而不是字面上的负性，解释同正性，下同。）
5.不同月消费的大学生主观幸福感的差异研究
以大学生主观幸福感各维度分及总分为因变量，月消费为自变量，进行One-way Anova单因素方差分析检验，结果如表2-7：
表2-7 不同月消费的大学生主观幸福感的F检验
从表2-7可以看出，不同月消费大学生在主观幸福感的负性情绪体验、健康状况及总分上都存在显著差异。
为了进一步了解不同月消费大学生间的差异，研究进一步进行多重比较，结果见表2-8：
表2-8 不同月消费大学生主观幸福感的差异多重比较结果
经表2-8多重比较发现：月消费600-800元的学生负性情绪体验显著低于月消费800元以上的学生;月消费在600元以下的学生在健康状况及主观幸福感总分上均显著低于月消费800元以上的学生。
6.不同睡眠状况的大学生主观幸福感的差异研究
以大学生主观幸福感各维度分及总分为因变量，睡眠状况为自变量，进行One-way Anova单因素方差分析检验，结果如表2-9：
表2-9 不同睡眠状况的大学生主观幸福感的F检验
从表2-9可以看出，不同睡眠状况的学生在主观幸福感各维度分及总分上都存在极其显著的差异。
为了进一步了解不同睡眠状况大学生间的差异，研究进一步进行多重比较分析，结果见表2-10：
表2-10 不同睡眠状况大学生主观幸福感的差异多重比较结果
如表2-10多重比较发现：对于负性情绪体验来说，睡眠很好的学生>睡眠一般的学生>睡眠差的学生;对于正性情绪体验、健康状况、主观幸福感总分来说，睡眠很好的学生>睡眠差的学生，睡眠一般的学生>睡眠差的学生。
7.体育运动情况不同的大学生主观幸福感的差异研究
以大学生主观幸福感各维度分及总分为因变量，体育运动情况为自变量，进行One-way Anova单因素方差分析检验，结果如表2-11：
表2-11 体育运动情况不同的大学生主观幸福感的F检验
从表2-11可以看出，体育运动情况不同的学生在正性情绪体验分数上存在显著差异。
为了进一步了解体育运动情况不同的大学生间的差异，研究进一步进行LSD多重比较，见表2-12：
表2-12 体育运动情况不同的大学生正性情绪体验的
差异多重比较结果
从上表可以看出：体育运动少于半小时的学生正性情绪体验显著高于体育运动多于1小时的学生。
8.父母是否受过高等教育对大学生主观幸福感影响
以大学生主观幸福感不同维度分及总分作为自变量，以父母是否受过高等教育为自变量，进行多变量方差分析，多变量方差分析结果见表2-13：
表2-13 大学生主观幸福感在父母是否受过高等教育
因素上的方差分析
图2-1 负性情绪平均分在父亲、母亲是否
受过高等教育上的交互效应图
图2-2 正性情绪平均分在父亲、母亲是否
受过高等教育上的交互效应图
图2-3 主观幸福感总分平均分在父亲、母亲是否
受过高等教育上的交互效应图
从图2-1、2-2、2-3可以看出，在父母是否受过高等教育对子女的负性情绪、正性情绪和主观幸福感总分影响的主效应上，父母受过高等教育子女各维度体验的分值更高，且父亲的受教育程度影响更大。在父母和是否受过高等教育的2*2变量的交互效应上，父亲没受过高等教育情况下子女负性情绪、正性情绪和主观幸福感总分得分较母亲没受过高等教育的分值更低。
三、研究结论
（1）大学生的总体幸福感状况处于中等水平，总体来说，大学生被试者还是倾向于体验到幸福感，但是不强烈也不明显。其他研究者的研究结果大多支持本研究结论。
（2）不同性别大学生主观幸福感差异明显，男生在各维度分及总分上显著低于女生。用男女社会角色的不同可以解释这一结论。
（3）不同专业大学生主观幸福感在各维度分及总分上差异明显，且体育专业学生的正负情绪体验显著低于其他专业学生的，这与体育专业的特殊性有关;文科大学生与理科大学生在负性情绪体验以及健康状况上均不存在显著差异，这与其他相关类型的研究结果一致，可能与文理科大学生在学科专长上各有其优势、劣势有关。
（4）未发现生源地因素对大学生主观幸福感有显著影响。这一结论与以往的研究结论具有分歧，因此，本研究结果是否受到测量工具的影响或者取样的影响尚未可知，需要做进一步的深入研究。另外，即使生源地因素从整体上对大学生主观幸福感不产生重要影响，但是否对个体或者群体主观幸福感产生重要影响，同样需要进一步深入研究。
（5）独生与非独生的大学生总体幸福感差异不显著。独生与非独生大学生只在负性情绪体验上存在显著差异，在正性情绪体验和健康状况上差异不明显;独生子女的负性情绪显著大于非独生子女的。这可能与独生子女性格倾向、气质类型和智力水平等因素上的优势有关。
（6）不同月消费大学生在主观幸福感的负性情绪体验、健康状况及总分上都存在显著差异。总体来说月消费越多，主观幸福感相对较强，其原因可能是经济条件较好的学生会有更多的物质享受，伴有更高的自尊心和自信心，因而幸福感就较高。[3]
（7）睡眠状况对大学生主观幸福感的影响非常显著。睡眠很好的大学生，其主观幸福感显著高于睡眠一般的大学生;而睡眠一般的大学生，其主观幸福感又显著高于睡眠较差的大学生。总体而言，大学生的睡眠质量跟主观幸福感呈正相关，即睡眠好，主观幸福感各维度分数也高。这可能与睡眠对于大学生身心健康的重要作用有关。
（8）体育运动情况对大学生主观幸福感有显著影响，体育运动情况不同的学生在正性情绪体验分数上存在显著差异。这可能与体育运动能提高身体素质，产生成功的体验，提高自我效能感，打破焦虑、忧郁等消极心境有关。体育运动少于半小时的学生正性情绪体验显著高于体育运动多于1小时的学生。这可能是因为被试样本中有一部分体育专业的学生，体育专业与非体育专业学生的运动动机和目的不一样，所以带来的主观幸福感也不一样。
（9）在父母是否受过高等教育对子女的负性情绪、正性情绪和主观幸福感总分影响的主效应上，父母受过高等教育子女各维度体验的分值更高，且父亲的受教育程度影响更大。在父母和是否受过高等教育的2*2变量的交互效应上，父亲没受过高等教育情况下子女负性情绪、正性情绪和主观幸福感总分得分较母亲没受过高等教育的分值更低。父母低文化的家庭非理性甚至是错误的教育理念和方式、对子女没有更多积极的情感关怀和鼓励，可能是导致子女主观幸福感体验偏低的主要原因。在很多低文化家庭中，父亲是支撑家庭经济和实施家庭教育的主要角色，子女的幸福感体验受父亲的影响更大。
综合以上结论不难看出，大学生主观幸福感构成是多维的，影响其幸福指数的原因是复杂的。在一些维度大学生幸福感得分较低。一些人群比如大一新生、农村学生、特殊专业学生、家庭经济收入低的学生等主观幸福感较低。正因如此，关注与提高大学生主观幸福感是必要的。主观幸福感较高的个体工作更有效率，更具社会适应性[4];同时，主观幸福感在一定程度上反映心理健康状况，已有研究者把它作为衡量心理健康的指标之一（杨宏飞、吴清萍，2002）;从另外的角度来看，幸福本身就是目的。大学生主观幸福感的提高需要全体心理学研究者和大学生朋友的共同努力。
[ 注 释 ]
[1] 包尔生.伦理学体系[M].北京：中国社会科学出版社，1986.
[2] 段建华.总体幸福感量表在我国大学生中的试用结果与分析[J].中国临床心理学杂志，1996（1）：56-57.
