梁土坤

中國特色社會主義進入新時代，人們的現(xiàn)實需要發(fā)生了時代轉(zhuǎn)變，由生存物質(zhì)需要向美好生活需要轉(zhuǎn)變。在這樣的時代背景下，提升人們幸福感不僅是社會主義的本質(zhì)要求和核心要義，也是檢驗我國各項社會政策現(xiàn)實效能的核心標(biāo)準，成為我國民生保障工作的基本立足點。實際上，黨和國家一再強調(diào)必須在經(jīng)濟發(fā)展過程中不斷提高人民幸福感，眾多學(xué)者也對幸福感相關(guān)議題展開了深入研究。然而，社會工作者作為我國社會建設(shè)和民生工作的重要力量，其主觀幸福感問題還沒有受到足夠關(guān)注。因而，本文將嘗試對我國社會工作者主觀幸福感進行分析，揭示其主要特征和影響機制，以期為提升我國社會工作者主觀幸福感和推進社會建設(shè)提供參考。

一、文獻回顧與簡要評述

國外主觀幸福感(subjective well-being)相關(guān)研究文獻眾多。例如，關(guān)于英國大規(guī)模面板數(shù)據(jù)的實證研究顯示，社交網(wǎng)絡(luò)對居民主觀幸福感具有負面影響。(1)Wheatley Daniel,Buglass Sarah L., “Social network engagement and subjective well-being: a life-course perspective”，The British Journal of Sociology,2019,70(5),pp.1971-1995.來自德國調(diào)查顯示，經(jīng)濟資本和文化資本對主觀幸福感也具有顯著影響。(2)Elena Bárcena-Martín,Alexandra Cortés-Aguilar,Ana I. Moro-Egido., “Social Comparisons on Subjective Well-Being: The Role of Social and Cultural Capital”，Journal of Happiness Studies,2017,18(4),pp.1121-1145.而精神健康對積極情感、情感抑郁和生活滿意度等主觀幸福感內(nèi)容均具有重要影響。(3)Ashley B. Love,Mark D. Holder., “Psychopathy and subjective well-being”, Personality and Individual Differences,2014,66(1),pp.112-117.美國研究人員指出，感恩普遍被認為是一種適應(yīng)性進化機制，與健康的心理和人際關(guān)系相關(guān)，感恩和主觀幸福感之間的密切聯(lián)系在整個生命周期中保持相對恒定，并不會因生命周期的改變而發(fā)生變化等。(4)Chopik William J,Newton Nicky J,Ryan Lindsay H,Kashdan Todd B,Jarden Aaron J., “Gratitude across the life span: Age differences and links to subjective well-being”, The Journal of Positive Psychology,2019,14(3),pp.292-302.

國內(nèi)關(guān)于主觀幸福感的研究，近年來文獻數(shù)量也呈現(xiàn)不斷增長的發(fā)展態(tài)勢。就CSSCI來源期刊的文獻數(shù)量而言，1999年僅有一篇，即梅錦榮對我國老年人主觀幸福感的社會性影響因素進行了初步探討。(5)梅錦榮：《老人主觀幸福感的社會性因素》，《中國心理衛(wèi)生雜志》1999年第2期。其后，幸福感研究文獻年度數(shù)量不斷增長，2010年為85篇；2013年首次超過100篇，為141篇。隨后，各年文獻數(shù)量呈現(xiàn)小幅度波動式增長的發(fā)展態(tài)勢，2014年、2015年、2016年文獻數(shù)量盡管略微波動，但基本與2013年持平。2017年達到最大值，為174篇。然而，2018年和2019年文獻數(shù)量略有回落，分別為150和153篇，但仍然高于2016年的水平。2020年其文獻數(shù)量繼續(xù)降低致136篇，與2016年持平。預(yù)計2021年的文獻數(shù)量將有所回升(中國知網(wǎng)搜索，以幸福感作為篇名關(guān)鍵詞進行搜索，限定CSSCI來源期刊。時間為2021年9月16日22∶58∶54，圖1所示)?？梢?，近年來我國主觀幸福感文獻數(shù)量呈現(xiàn)小幅度波動并不斷增長的發(fā)展態(tài)勢。隨著人們生活水平的不斷提高和生活需要的轉(zhuǎn)變，主觀幸福感研究仍然是未來的關(guān)鍵議題。

就研究內(nèi)容而言，主觀幸福感的水平測量及其影響機制是其主要的兩個方面。例如，劉軍強指出，在2003—2010年期間，居民主觀幸福感呈現(xiàn)不斷上升的發(fā)展態(tài)勢，不同群體的主觀幸福感水平均有所提高，其總體水平相對較高。(6)劉軍強、熊謀林、蘇陽：《經(jīng)濟增長時期的國民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究》，《中國社會科學(xué)》2012年第12期。而主觀幸福感的影響因素除了性別、年齡等個體特征因素外，還涉及眾多方面，具體包括家庭經(jīng)濟狀況及其地位(7)劉志侃、程利娜：《家庭經(jīng)濟地位、領(lǐng)悟社會支持對主觀幸福感的影響》，《統(tǒng)計與決策》2019年第17期。、人際交往等社會網(wǎng)絡(luò)因素(8)馬蓓蓓、代文杰、李彩娜：《流動青少年學(xué)校人際關(guān)系與主觀幸福感:學(xué)業(yè)倦怠與學(xué)業(yè)投入的中介作用》，《中國特殊教育》2019年第12期。、醫(yī)療保險等社會保障因素(9)孫玉棟、梅正午：《醫(yī)療保險對居民主觀幸福感的影響研究——基于京津冀地區(qū)的實證分析》，《中國特色社會主義研究》2019年第6期。、體育鍛煉等日常生活因素(10)鄭元男：《體育鍛煉對老年人的主觀幸福感有影響嗎？——關(guān)于中國老年休閑體育參與者的實證研究》，《中國體育科技》2019年第10期。、社區(qū)環(huán)境等因素等等(11)蘇玲玲、周素紅、張雪、張琳：《社區(qū)環(huán)境對居民主觀幸福感的影響:時間維度的作用》，《城市發(fā)展研究》2019年第9期。。這些相關(guān)研究為主觀幸福感影響機制的進一步探索提供了重要參考。

圖1 幸福感CSSCI來源文獻數(shù)量(1999—2021)

就研究方法而言，少數(shù)學(xué)者通過個案分析等質(zhì)性研究方法對主觀幸福感進行研究，例如，曾紅等以文獻歸納法梳理了中國傳統(tǒng)三大幸福觀及其與幸福感之間的聯(lián)系。(12)曾紅、郭斯萍：《“樂”——中國人的主觀幸福感與傳統(tǒng)文化中的幸福觀》，《心理學(xué)報》2012年第7期。除此之外，眾多學(xué)者主要采用描述性統(tǒng)計等方法對主觀幸福感的主要特征進行比較分析，采用各種回歸模型等定量研究方法對其影響因素進行實證研究。這些定量研究方法包括定序logistic回歸模型等。(13)鄧大松、楊晶：《養(yǎng)老保險、消費差異與農(nóng)村老年人主觀幸福感——基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析》，《中國人口科學(xué)》2019年第4期?？梢?，定量研究是主觀幸福感影響機制的主要分析方法，這為后續(xù)研究提供了重要方法借鑒。

就主觀幸福感的具體研究對象而言，部分學(xué)者將居民作為主要對象。例如，申云等采用IV Probit模型等方法系統(tǒng)分析了收入差距和社會資本等相關(guān)因素對居民主觀幸福感的影響機制。(14)申云、賈晉：《收入差距、社會資本與幸福感的經(jīng)驗研究》，《公共管理學(xué)報》2016年第3期。然而，由于居民整體存在群體分化，不同群體主觀幸福感可能不同，更多學(xué)者針對各個具體群體的主觀幸福感進行了多元化的研究。這些群體包括流動人口(15)李芳芝、向書堅：《流動人口的收入差距對主觀幸福感的影響研究》，《統(tǒng)計與信息論壇》2016年第7期。和青少年(16)王娟、鄒泓、侯珂、湯玉龍、王明珠、王英芊：《青少年家庭功能對其主觀幸福感的影響:同伴依戀和親社會行為的序列中介效應(yīng)》，《心理科學(xué)》2016年第6期。等。而關(guān)于社會工作者主觀幸福感的相關(guān)研究，從可獲得文獻來看，僅僅只有1篇。董海軍等通過對東莞市和深圳市128名社會工作者的調(diào)查，指出其主觀幸福感水平處于中等偏上水平，戶籍和社會支持等是其重要的影響因素。(17)董海軍、唐倩倩：《上崗社工主觀幸福感及其影響因素——基于深莞兩地的調(diào)查》，《華東理工大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)》2012年第5期。

由此可見，主觀幸福感仍然是未來重要的研究領(lǐng)域，但關(guān)于社會工作者的相關(guān)研究寥寥無幾。文獻數(shù)量相對較少，難以全面地反映我國社會工作者主觀幸福感的全貌和特征，有待更加深入研究?；诖?，本文將對我國社會工作者主觀幸福感的主要特征進行深入分析，并分析住房、婚姻、性別、世代結(jié)構(gòu)等因素對其主觀幸福感的影響機制，以期為提高我國社會工作者主觀幸福感提供參考。

二、研究假設(shè)與框架

基于以往關(guān)于主觀幸福感的相關(guān)研究經(jīng)驗。建立住房產(chǎn)權(quán)、婚姻狀況、性別差異、世代結(jié)構(gòu)對社會工作者主觀幸福感的影響框架，提出研究假設(shè)，為實證研究鋪墊基礎(chǔ)。首先，在傳統(tǒng)中國社會，住房不僅是經(jīng)濟基礎(chǔ)的直接體現(xiàn)，更是人們安身立命的基石和核心，對其主觀幸福感具有重要作用。一項關(guān)于歐洲16個國家的研究表明，住房產(chǎn)權(quán)對主觀幸福感具有顯著影響，租房者主觀幸福感顯著低于自有住房者。(18)Daniёl J. Herbers,Clara H. Mulder., “Housing and subjective well-being of older adults in Europe”，Journal of Housing and the Built Environment,2017,32(3)，pp.533-558.而基于中國綜合社會調(diào)查2005年數(shù)據(jù)的研究，也表明擁有自有住房的居民，其主觀幸福感水平顯著高于非自有住房居民。(19)毛小平：《住房產(chǎn)權(quán)、社會和諧與居民幸福感研究》，《統(tǒng)計與決策》2013年第3期。同時，關(guān)于上海市2573名流動人口的研究顯示，在城市擁有住房等能夠顯著地提高流動人口主觀幸福感。(20)Yu Kaizhi,Zhang Yun,Zou Hong,Wang Chenchen.， “Absolute Income, Income Inequality and the Subjective Well-Being of Migrant Workers in China: Toward an Understanding of the Relationship and Its Psychological Mechanisms”， International Journal of Environmental Research and Public Health,2019,16(14),p.2597.因此，可以推而廣之，住房產(chǎn)權(quán)可能對社會工作者主觀幸福感也具有顯著影響，依此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感具有顯著影響

其次，傳統(tǒng)而言，婚姻被看作主觀幸福感的重要來源之一，家庭和美是中國傳統(tǒng)幸福價值觀的核心內(nèi)容。實際上，一項關(guān)于2000年美國人口普查數(shù)據(jù)的研究表明，已婚者報告的主觀幸福感水平和生活滿意度都顯著高于未婚者。(21)Tim Wadsworth.， “Marriage and Subjective Well-Being: How and Why Context Matters”，Social Indicators Research,2016,126(3),pp.1025-1048.關(guān)于中國的研究也發(fā)現(xiàn)，婚姻能夠顯著提高青年人的主觀幸福感，對大齡青年的影響效應(yīng)尤為重要。(22)宋健、王記文：《中國青年的婚姻狀態(tài)與主觀幸福感》，《中國青年研究》2016年第9期。通過中國和英國的比較研究發(fā)現(xiàn)，婚姻對中國和英國居民的主觀幸福感均具有顯著的提升作用，但對英國居民的影響大于中國居民。(23)邊燕杰、肖陽：《中英居民主觀幸福感比較研究》，《社會學(xué)研究》2014年第2期。可見，婚姻對人們主觀幸福感確實存在重要影響，也對社會工作者主觀幸福感具有重要意義。基于此提出假設(shè)2。

假設(shè)2：婚姻狀況對社會工作者主觀幸福感存在顯著影響

再次，住房產(chǎn)權(quán)對居民婚姻實現(xiàn)具有重要的現(xiàn)實意義。自有住房是眾多居民成家的必要構(gòu)件和現(xiàn)實基礎(chǔ)。一項來自美國1970—1999年間2450個縣的實證研究顯示，住房成本與結(jié)婚率之間存在重要的相關(guān)性，自有住房成本與人均收入的比率越高，結(jié)婚率就越低。(24)Simon W Bowmaker,Patrick M Emerson.， “Bricks, Mortar, and Wedding Bells: Does the Cost of Housing Affect the Marriage Rate in the US?”, Eastern Economic Journal,2015,41(3),pp.411-429.關(guān)于2002—2010年伊朗各省數(shù)據(jù)的廣義矩方法(GMM)估計研究也表明，控制了婚姻的其他相關(guān)經(jīng)濟決定因素后，住房成本與結(jié)婚率之間存在負相關(guān)關(guān)系。(25)Hassan F. Gholipour,Mohammad Reza Farzanegan., “Marriage crisis and housing costs: Empirical evidence from provinces of Iran”， Journal of Policy Modeling,2015,37(1),pp.101-123.而關(guān)于中國北京5965名青年人的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，住房不僅影響人們經(jīng)濟社會地位，而且決定青年人在婚姻市場中的具體位置，限制其婚姻實現(xiàn)，沒有自有房產(chǎn)的青年推遲結(jié)婚的可能性更大，婚前擁有自有房產(chǎn)的情侶結(jié)婚概率更大。(26)廉思、趙金艷：《結(jié)婚是否一定要買房?——青年住房對婚姻的影響研究》，《中國青年研究》2017年第7期。因此，住房產(chǎn)權(quán)可能對社會工作者婚姻產(chǎn)生重要影響，并通過婚姻的作用而間接影響其主觀幸福感?；诖颂岢黾僭O(shè)3。

假設(shè)3：住房產(chǎn)權(quán)通過婚姻的中介作用而影響社會工作者主觀幸福感

復(fù)次，就個體特征中的性別而言，其可能對社會工作者主觀幸福感產(chǎn)生兩個方面的影響。一方面，主觀幸福感會因社會工作者的性別而存在差異。一項關(guān)于北京市1070名居民的調(diào)查顯示，性別對主觀幸福感具有顯著影響，男性主觀幸福感低于女性。(27)高啟杰、費佐蘭：《居民個體收入、主觀幸福感及影響機制》，《武漢大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)》2019年第4期。可見，性別可能會對社會工作者主觀幸福感產(chǎn)生影響。因此提出假設(shè)4a。

假設(shè)4a：社會工作者主觀幸福感存在顯著性別差異

另一方面，主觀幸福感的影響機制可能會因性別差異而存在不同。2943名中國青少年的研究表明，與男生相比，女生以問題為中心的應(yīng)對方式對主觀幸福感的影響較強，以提升為中心的應(yīng)對方式對主觀幸福感的影響較弱，這說明主觀幸福感的影響機制存在顯著性別差異。(28)Li Ruoxuan,Liu Hongrui,Yao Meilin,Chen Yunxiang., “Regulatory Focus and Subjective Well-Being: The Mediating Role of Coping Styles and the Moderating Role of Gender”， The Journal of Psychology,2019,153(7),pp.714-731.而2003年，邢占軍等通過對山東省1552名居民的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，已婚女性主觀幸福感顯著高于未婚女性，而已婚男性卻顯著低于未婚男性。(29)邢占軍、金瑜：《城市居民婚姻狀況與主觀幸福感關(guān)系的初步研究》，《心理科學(xué)》2003年第6期。由此可見，住房產(chǎn)權(quán)和婚姻對社會工作者主觀幸福感的影響路徑及效應(yīng)可能會因性別而存在差異。則性別可能對住房產(chǎn)權(quán)及婚姻關(guān)于社會工作者主觀幸福感的影響具有調(diào)節(jié)作用。據(jù)此，提出性別總用的影響差異假設(shè)4b。

假設(shè)4b：住房產(chǎn)權(quán)對主觀幸福感的間接影響和總效應(yīng)存在顯著性別差異

最后，由出生年份構(gòu)成的世代結(jié)構(gòu)因素也是主觀幸福感的重要影響因素。關(guān)于2684名農(nóng)民工的相關(guān)研究顯示，農(nóng)民工主觀幸福感的總體水平并不存在顯著的代際差異，但其影響機制卻存在顯著代際差異，身心健康因素對老生代農(nóng)民工主觀幸福感的影響大于新生代農(nóng)民工，而就業(yè)及權(quán)益保障等因素對新生代農(nóng)民工的影響則更大。(30)馮永琦、張?zhí)焓妫骸洞H差異視角下農(nóng)民工主觀幸福感影響因素分析》，《人口學(xué)刊》2016年第5期?；谄叽蟪鞘械难芯恳脖砻?，農(nóng)民工主觀幸福感的影響因素發(fā)生了顯著的代際轉(zhuǎn)變，由主要影響老生代農(nóng)民工的經(jīng)濟適應(yīng)因素，向影響新生代農(nóng)民工的社會適應(yīng)、心理適應(yīng)、制度適應(yīng)等因素的多維轉(zhuǎn)變。(31)梁土坤：《代際延續(xù)還是適應(yīng)轉(zhuǎn)化:新生代農(nóng)民工主觀幸福感研究——基于城市適應(yīng)理論的實證分析》，《中國青年研究》2018年第2期。因而，可以由此及彼，世代結(jié)構(gòu)因素也會對社會工作者主觀幸福感產(chǎn)生重要影響，包括兩個方面：一是不同世代的社會工作者的主觀幸福感可能不同，世代結(jié)構(gòu)對社會工作者主觀幸福感具有顯著的直接影響；二是不同世代結(jié)構(gòu)的社會工作者主觀幸福感的影響機制可能存在差異。所以提出假設(shè)5a、5b。

假設(shè)5a：社會工作者主觀幸福感存在顯著世代差異

假設(shè)5b：住房產(chǎn)權(quán)對主觀幸福感的間接影響和總效應(yīng)存在顯著世代結(jié)構(gòu)差異

上述七個研究假設(shè)構(gòu)成住房產(chǎn)權(quán)、婚姻狀況、性別差異、世代結(jié)構(gòu)影響主觀幸福感的理論路徑圖(如圖2所示)。

圖2 住房產(chǎn)權(quán)、婚姻狀況與主觀幸福感的理論框架

三、數(shù)據(jù)來源與模型簡要

(一)數(shù)據(jù)來源

本文擬采用2019年中國社會工作動態(tài)調(diào)查(CSWLS)數(shù)據(jù)進行分析。該調(diào)查由華東理工大學(xué)組織實施，于2019年6月—10月在全國61個城市展開，是我國首次大規(guī)模的社會工作行業(yè)發(fā)展動態(tài)調(diào)查，具體的調(diào)查對象為社會工作者，共收回有效問卷5965份。本文研究目標(biāo)為社會工作者主觀幸福感，因主要解釋變量涉及婚姻，故將研究對象限定為青年社會工作者(1980年及以后出生)。根據(jù)目標(biāo)對象對數(shù)據(jù)進行再處理，將指標(biāo)存在缺失值的樣本全部刪除,并將1980年以前出生的樣本進行剔除，得到分析樣本數(shù)量為4899個(如表1所示)。

(二)指標(biāo)說明

本文被解釋變量為主觀幸福感,用受訪者對目前生活狀況的滿意程度的總體評價來測量。根據(jù)數(shù)據(jù)特征，對數(shù)據(jù)進行再處理和賦值，比較低=1，一般=2，比較高=3，非常高=4。核心解釋變量為住房產(chǎn)權(quán)、婚姻狀況、世代結(jié)構(gòu)。世代結(jié)構(gòu)采用傳統(tǒng)劃分法，以5年為一個界點，按照出生年度期間并進行賦值，1980—1984年=1,1985—1989年=2,1990—1994年=3,1995—1999年=4。并將個體因素、經(jīng)濟狀況和社會保障相關(guān)因素作為控制變量納入模型(如表2所示)。

表1 樣本基本情況

表2 變量類型及賦值

(三)模型概述

用軟件SPSS22.0進行數(shù)據(jù)分析。采用序次logistic回歸模型建立住房產(chǎn)權(quán)、婚姻狀況、世代結(jié)構(gòu)對社會工作者主觀幸福感影響機制的實證模型(表4)，以及分性別和世代結(jié)構(gòu)的相關(guān)模型(表6和表7)。同時，用二元Logistic Regression建立社會工作者婚姻狀況影響因素的實證模型(表5所示)。各個模型的平行線檢驗(Test of Parallel Lines)、擬合優(yōu)度、擬合效度等各項檢驗結(jié)果都達到適用條件要求，故模型具有統(tǒng)計學(xué)的分析意義。

四、社會工作者主觀幸福感的特征分析

從表3可以看出，社會工作者主觀幸福感的均值為2.44。從各個選項的情況看，主觀幸福感程度為“比較高”的人數(shù)及比例最多，有2078人，占受調(diào)查者的42.4%，而“非常高”的比例為6.2%，社會工作者主觀幸福感“相對較高”的人數(shù)比例為48.6%，不足50%。而“一般”的人數(shù)比例為40.5%，可見，社會工作者主觀幸福感的整體水平并不算高，處于中等層次水平。此外，還有10.9%的受調(diào)查者認為其主觀幸福感“比較低”，因此，我國社會工作者主觀幸福感水平有待提升。在新時代中國特色社會主義的時代背景下，提高人們幸福感是民生保障工作的立足點和落腳點，社會工作者不僅是民生保障工作的對象，也是社會建設(shè)的核心力量，必須采取相關(guān)措施以有效提高其主觀幸福感。

(一)世代遞減：社會工作者主觀幸福感的結(jié)構(gòu)差異

社會工作者主觀幸福感存在顯著的世代結(jié)構(gòu)差異。Pearson卡方檢驗值為41.991，似然比值為42.492，SIG值為0.000，說明不同世代的社會工作者主觀幸福感確實存在顯著差異。從主觀幸福感的均值來看，“1980—1984” >“1985—1989” >“1990—1994”>“1995—1999”(2.56>2.49>2.42>2.38)，說明社會工作者主觀幸福感呈現(xiàn)世代遞減的趨勢。從各選項比例看，“非常高”的人數(shù)比例，不同世代結(jié)構(gòu)的社會工作者之間的差距微乎其微，而“比較高”的人數(shù)比例卻呈現(xiàn)“1980—1984”“1985—1989”“1990—1994”“1995—1999”順次降低的態(tài)勢(50.1%>45.1%>42.9%>37.9%)，導(dǎo)致社會工作者主觀幸福感相對較高的人數(shù)比例呈現(xiàn)世代遞減的鮮明特征。與此對應(yīng)的是，“一般”和“比較低”的人數(shù)比例呈現(xiàn)世代遞增的趨勢。因此，社會工作者主觀幸福感存在顯著的世代結(jié)構(gòu)差異，呈現(xiàn)世代演進而順次降低的發(fā)展態(tài)勢，故關(guān)注年輕世代社會工作者的主觀幸福感尤為重要(如表3所示)。

(二)顯著差異：社會工作者主觀幸福感的戶籍分化

社會工作者主觀幸福感戶籍差異的Pearson卡方檢驗值為51.736，似然比值為51.608，SIG值為0.000，說明其主觀幸福感確實存在顯著的戶籍差異。社會工作者主觀幸福感的均值呈現(xiàn)農(nóng)業(yè)戶口、非農(nóng)業(yè)戶口、居民戶口順次提高的顯著特征(2.36<2.45<2.54)。從各選擇比例看，“比較高”和“非常高”的人數(shù)比例呈現(xiàn)農(nóng)業(yè)戶口、非農(nóng)業(yè)戶口、居民戶口順次上升的趨勢(38.9%<43.0%<46.9%，5.0%<6.0%<8.0%)，“比較低”和“一般”的情況則剛好相反?？梢?，戶籍是影響社會工作者主觀幸福感的重要因素(如表3所示)。

(三)三維分化：社會工作者主觀幸福感的個體差異

就社會工作者主觀幸福感的群體分化特征而言，其主要包括性別、婚姻、受教育程度三個維度。三個指標(biāo)的Pearson卡方檢驗值分別為23.374、88.780、29.864，似然比值分別為22.476、88.334、29.664，而SIG值都為0.000，說明社會工作者主觀幸福感存在顯著的性別差異、婚姻狀況差異和受教育程度差異。就性別差異而言，女性社會工作者的均值高于男性。主觀幸福感程度為“非常高”和“一般”的人數(shù)比例，男性和女性基本持平，但“比較高”的人數(shù)比例，女性比男性高出6.2個百分點，“比較低”的人數(shù)比例女性遠低于男性?？梢?，女性社會工作者主觀幸福感的總體水平高于男性。

就婚姻狀況而言，已婚社會工作者主觀幸福感均值為2.56，遠高于未婚者的2.35。而已婚社會工作者主觀幸福感為“比較低”和“一般”的人數(shù)比較遠低于未婚者，而“比較高”和“非常高”的比例均高于未婚社會工作者。因而，已婚社會工作者主觀幸福感的整體水平遠高于未婚者，婚姻是影響其主觀幸福感的重要因素。

就受教育程度而言，受教育程度為“碩士及以上”的社會工作者主觀幸福感均值為2.57，遠高于其他群體，而“高中及以下”“大專”“本科”等群體之間的差異程度相對較小。主觀幸福感為“比較高”和“非常高”的人數(shù)比例，“碩士及以上”的社會工作者均高于其他群體，而“一般”和“比較低”的人數(shù)比例均低于其他群體。即受教育程度為“碩士及以上”的社會工作者主觀幸福感的總體水平最高，但是，受教育程度為“本科”的社會工作者主觀幸福感卻略低于“大?！比后w，盡管差異程度并不大，其深層次原因值得深入研究。所以，社會工作者主觀幸福感的受教育程度差異主要體現(xiàn)在“碩士及以上”群體與其他群體之間(如表3所示)。

總體而言，社會工作者主觀幸福感的整體水平處于中等層次，相對水平層次不高，有待進一步改善。同時，社會工作者主觀幸福感呈現(xiàn)世代遞減的態(tài)勢，存在顯著的戶籍分化，以及性別差異、婚姻狀況差異、受教育程度差異等內(nèi)部分化現(xiàn)象。因此，在中國特色社會主義新時代背景下，有必要采取相關(guān)措施進一步提高社會工作者主觀幸福感，以促進美好社會建設(shè)。

表3 社會工作者主觀幸福感概況

五、社會工作者主觀幸福感的影響機制

社會工作者主觀幸福感的影響因素涉及年齡、戶口性質(zhì)、受教育程度、月平均工資等多個方面。除此之外，性別、世代結(jié)構(gòu)、住房產(chǎn)權(quán)、婚姻狀況等因素對社會工作者主觀幸福感具有極其重要的影響，主要包括以下五個方面。

(一)住房產(chǎn)權(quán)的直接作用

傳統(tǒng)而言，住房對我國居民具有重要的現(xiàn)實意義，不僅是經(jīng)濟條件和財富積累的重要體現(xiàn)，也是主觀幸福感的主要來源。正如基于上海市、北京市、深圳市、成都市的研究顯示，家庭自有住房能夠顯著提高居民主觀幸福感。(32)孫偉增、鄭思齊：《住房與幸福感:從住房價值、產(chǎn)權(quán)類型和入市時間視角的分析》，《經(jīng)濟問題探索》2013年第3期。本文研究結(jié)論與此一致，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感具有顯著的正向影響?？ǚ綑z驗結(jié)果顯示，其SIG值為0.000，說明擁有自有住房的社會工作者與非自有住房者的主觀幸福感確實存在顯著差異。自有住房社會工作者主觀幸福感的平均值為2.60，遠高于非自有住房者的水平(2.36)。同時，自有住房社會工作者主觀幸福感為“比較高”和“非常高”的人數(shù)比例均遠遠高于非自有住房者(49.2%>39.2%，8.7%>5.0%)，而“一般”和“比較低”的人數(shù)比例均低于非自有住房者(35.3%<43.0%，6.8%<12.8%)。

而且，從表4模型1可知，自有住房的系數(shù)為0.522，在0.01的顯著性水平顯著。即擁有自有住房的社會工作者，其主觀幸福感水平更高的發(fā)生概率為非自有住房者的1.69倍(OR值)。加入婚姻狀況因素后，自有住房的系數(shù)略有下降，為0.435(模型3，OR值為1.54)，但仍然顯著?？梢?，自有住房能夠顯著提高社會工作者主觀幸福感。住房是社會工作者主觀幸福感的重要來源和關(guān)鍵因素，提高住房產(chǎn)權(quán)可及性是提高其主觀幸福感的重要途徑。

(二)婚姻狀況的直接影響

成家立業(yè)是傳統(tǒng)中國人的人生觀和價值觀的重要內(nèi)容。而婚姻是成家的直接體現(xiàn)和衡量標(biāo)準，對人們幸福感具有重要作用。實際上， 一項關(guān)于澳大利亞38447個大樣本的研究表明， 無論是女性還是男性，婚姻都能夠顯著地提高其生活滿意度等方面的幸福感。(33)M. D. R. Evans,Jonathan Kelley., “Effect of family structure on life satisfaction: australian evidence”,Social Indicators Research,2004,69(3),pp.303-349.從模型2可知，其系數(shù)為0.518，在0.01的顯著性水平下顯著。將住房產(chǎn)權(quán)因素加入模型后，婚姻狀況的系數(shù)值略有下降(模型3)，為0.407，但仍然在0.01的顯著性水平顯著。即已婚社會工作者主觀幸福感更高的發(fā)生概率比未婚者高50.23%(OR值為-1)，這說明婚姻能夠顯著提高社會工作者主觀幸福感。從模型1—3來看，婚姻狀況與住房產(chǎn)權(quán)的系數(shù)值基本一致。換言之，總體來看，住房產(chǎn)權(quán)和婚姻狀況對社會工作者主觀幸福感同等重要。住房產(chǎn)權(quán)和婚姻是社會工作者主觀幸福感的兩大重要因素，故改善社會工作者婚姻狀況也是提高其主觀幸福感的重要途徑(見表4)。

表4 社會工作者主觀幸福感影響機制模型

(三)住房產(chǎn)權(quán)的間接影響

住房產(chǎn)權(quán)也是婚姻狀況的重要影響因素。從模型4可以看到(表5)，住房產(chǎn)權(quán)的系數(shù)值為1.289，在0.01顯著性水平下顯著。說明擁有自有住房的社會工作者，其已婚發(fā)生概率為非自有住房者的3.629倍(OR值)。即自有住房獲得是影響社會工作者婚姻狀況的顯著因素，住房產(chǎn)權(quán)可及性的提高能夠顯著改善其婚姻狀況?？梢?，住房產(chǎn)權(quán)不僅對社會工作者主觀幸福感具有顯著影響，也對其婚姻狀況具有顯著影響。并且，結(jié)合模型1—4來看，住房產(chǎn)權(quán)會通過婚姻狀況的橋梁作用而間接影響社會工作者主觀幸福感。因而，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感具有直接作用和間接影響的雙重作用路徑，凸顯住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感影響的關(guān)鍵性。

表5 社會工作者婚姻狀況影響因素模型

(四)性別因素的具體影響

性別因素對社會工作者主觀幸福感的影響因素主要體現(xiàn)在以下三個方面(見表6)。一是，主觀幸福感存在性別差異?；诒本┦姓{(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究顯示，職業(yè)女性工作幸福感高于男性，但其生活幸福感卻顯著低于男性，幸福感存在顯著的性別差異。(34)孫鳳：《性別、職業(yè)與主觀幸福感》，《經(jīng)濟科學(xué)》2007年第1期。然而，本文的研究結(jié)果與此不同。從模型1—3可知，性別的系數(shù)為負且顯著(0.01顯著性水平)，說明男性社會工作者主觀幸福感水平顯著低于女性。如模型3所示，該系數(shù)為-0.285，即男性社會工作者主觀幸福感更高的發(fā)生概率僅為女性的75.20%(OR值)。因此，性別對社會工作者主觀幸福感確實存在顯著的直接影響，這與描述性分析結(jié)論一致。

表6 社會工作者主觀幸福感影響因素模型(分性別)

二是，性別因素對社會工作者的婚姻效應(yīng)也具有重要影響。模型7和模型8可以看到，婚姻的兩個系數(shù)均為正，且顯著(0.01顯著性水平)，說明即使區(qū)分性別，婚姻對社會工作者主觀幸福感的顯著影響仍然不會發(fā)生改變?；橐龅男腋Ｐ?yīng)并不會因性別差異而發(fā)生變化。但是，婚姻的幸福效應(yīng)大小卻存在顯著的性別差異，婚姻對女性幸福感的提升效應(yīng)遠遠大于男性(0.438>0.290)。即已婚女性社會工作者主觀幸福感較高的發(fā)生概率比未婚群體高54.96%，該比例遠高于男性(33.64%)，因而，性別因素對婚姻的幸福效應(yīng)具有明顯的調(diào)節(jié)作用。

三是，性別因素對住房產(chǎn)權(quán)的影響效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用，包括兩方面。一方面，基于2003—2015年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)的研究表明，住房的幸福效應(yīng)存在顯著的性別差異，住房對城鎮(zhèn)女性主觀幸福感的影響效應(yīng)大于男性,(35)王敏：《住房、階層與幸福感——住房社會效應(yīng)研究》，《華中科技大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版)2019年第4期。本文結(jié)論與此一致。從模型7和模型8可以看到，住房產(chǎn)權(quán)的系數(shù)均在0.01水平下顯著，系數(shù)值均為正。這說明住房產(chǎn)權(quán)對男性和女性社會工作者主觀幸福感均具有顯著影響。自有住房獲得能夠使得男性和女性社會工作者主觀幸福感顯著提高。則即使區(qū)分性別，住房產(chǎn)權(quán)的影響效應(yīng)仍然顯著，并不會因社會工作者性別差異而發(fā)生變化，體現(xiàn)了住房產(chǎn)權(quán)影響效應(yīng)的穩(wěn)定性。然而，從系數(shù)值大小可以看到，住房產(chǎn)權(quán)對女性社會工作者主觀幸福感的直接作用效應(yīng)略大于男性(0.470>0.411)?？梢?，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者的幸福效應(yīng)也存在顯著性別差異。

另一方面，性別因素對住房產(chǎn)權(quán)的間接影響也具有調(diào)節(jié)作用。從模型5和模型6可以看到，住房產(chǎn)權(quán)的系數(shù)均大于1且顯著(0.01顯著性水平)，說明即使區(qū)分性別，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者婚姻狀況的影響顯著。然而，住房產(chǎn)權(quán)對女性社會工作者婚姻狀況的影響效應(yīng)略大于男性(1.327>1.151)。因此，結(jié)合分性別后婚姻狀況對社會工作者主觀幸福感的直接影響可知，住房產(chǎn)權(quán)通過婚姻狀況影響社會工作者主觀幸福感的間接作用也存在顯著差異。住房產(chǎn)權(quán)影響婚姻狀況的性別效應(yīng)差異，與婚姻狀況對主觀幸福感影響的性別差異的雙重差異影響疊加，使得住房產(chǎn)權(quán)的間接效應(yīng)的性別差異擴大。則住房產(chǎn)權(quán)對女性社會工作者主觀幸福感的間接影響的具體效應(yīng)遠大于男性(1.327>1.115，0.438>0.290)?？梢?，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感的間接效應(yīng)也因性別差異而不同。

(五)世代結(jié)構(gòu)的影響路徑

世代結(jié)構(gòu)對社會工作者主觀幸福感也具有重要的現(xiàn)實影響，主要體現(xiàn)在以下兩個方面。一方面，世代結(jié)構(gòu)對社會工作者主觀幸福感具有顯著的直接影響。從表4模型1—3可知，世代結(jié)構(gòu)各個系數(shù)顯著且為正，且世代結(jié)構(gòu)的系數(shù)值呈現(xiàn)順次降低的趨勢(例如模型3中所示,0.631>0.316>0.234)，說明隨著世代結(jié)構(gòu)的演進，社會工作者主觀幸福感會隨之顯著降低，這與描述性分析結(jié)論一致?？傮w而言，社會工作者主觀幸福感總體水平呈現(xiàn)“1980—1984”“1985—1989”“1990—1994”“1995—1999”的世代演進而順次顯著降低的發(fā)展態(tài)勢。因而，年輕世代的社會工作者主觀幸福感應(yīng)該引起重視。

表7 社會工作者主觀幸福感影響因素模型(分世代)

另一方面，就婚姻而言，從表7模型9—12可以看到，婚姻對世代結(jié)構(gòu)為“1980—1984”年群體的主觀幸福感的影響不顯著，這是由于該部分群體絕大部分為已婚所致。而婚姻狀況對世代結(jié)構(gòu)為“1985—1989”“1990—1994”“1995—1999”年群體的影響均顯著，系數(shù)值為正，且三者之間的系數(shù)值基本持平。因而，除了“1980—1984”年群體外，婚姻狀況都能大幅度顯著提高其他世代結(jié)構(gòu)社會工作者群體的主觀幸福感，且其影響效應(yīng)的程度基本一致。因此，一定程度上而言，婚姻的幸福效應(yīng)不會因世代結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變而發(fā)生變化，世代結(jié)構(gòu)對婚姻狀況的直接效應(yīng)沒有調(diào)節(jié)作用。即使世代轉(zhuǎn)換，婚姻在居民傳統(tǒng)幸福觀的核心地位仍然牢不可破，婚姻仍然是社會工作者主觀幸福感的核心來源。

然而，世代結(jié)構(gòu)對住房產(chǎn)權(quán)的影響作用具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，體現(xiàn)在以下兩個方面。一方面，從模型9—12可知，住房產(chǎn)權(quán)各個系數(shù)為正且顯著(0.01顯著性水平)，說明住房產(chǎn)權(quán)無論對于任何世代結(jié)構(gòu)群體社會工作者來說，都是主觀幸福感的重要影響因素。住房產(chǎn)權(quán)的正向幸福效應(yīng)不會因為世代結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變而發(fā)生改變，凸顯住房產(chǎn)權(quán)影響的關(guān)鍵性。然而，住房產(chǎn)權(quán)對不同世代結(jié)構(gòu)社會工作者主觀幸福感的影響效應(yīng)不相同。從系數(shù)值來看，呈現(xiàn)世代結(jié)構(gòu)由“1980—1984”“1985—1989”“1990—1994”“1995—1999”逐步降低的發(fā)展趨勢(0.755>0.601>0.548>0.409)?？梢姡M管住房產(chǎn)權(quán)仍然是所有社會工作者主觀幸福感的重要來源，但是住房產(chǎn)權(quán)的直接幸福效應(yīng)呈現(xiàn)世代結(jié)構(gòu)演進而下降的發(fā)生趨勢。因此，世代結(jié)構(gòu)對住房產(chǎn)權(quán)的幸福效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用，凸顯住房產(chǎn)權(quán)影響的世代結(jié)構(gòu)性。

另一方面，世代結(jié)構(gòu)對住房產(chǎn)權(quán)的婚姻效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用。從表8模型13—16可以看到，住房產(chǎn)權(quán)系數(shù)在各個模型中為正且顯著(顯著性水平0.01)，說明住房產(chǎn)權(quán)對婚姻狀況具有顯著影響。從系數(shù)值的情況來看，呈現(xiàn)世代結(jié)構(gòu)由“1980—1984”“1985—1989”“1990—1994”“1995—1999”逐步上升的發(fā)展趨勢(0.797<1.262<1.360<1.480)。擁有自有住房社會工作者已婚發(fā)生概率為非自有住房者的倍數(shù)(OR值)，世代結(jié)構(gòu)“1980—1984”“1985—1989”“1990—1994”“1995—1999”群體分別為2.22、3.53、3.90、4.39?？梢?，隨著世代結(jié)構(gòu)演變，住房產(chǎn)權(quán)對婚姻狀況的影響效應(yīng)日益增強。則住房在婚姻中的作用并不會因世代結(jié)構(gòu)演變而發(fā)生改變，反而，其重要性日益提升。這從某一方面來看，住房代表“穩(wěn)定的家”的觀念，深深扎根于人們觀念之中，并沿著世代結(jié)構(gòu)的演進而日益強化。在這樣的情況下，由于婚姻對不同世代結(jié)構(gòu)社會工作者主觀幸福感的直接作用不存在顯著差異(“1980—1984”除外)，住房對婚姻狀況影響的世代結(jié)構(gòu)差異，使得住房對不同世代結(jié)構(gòu)社會工作者主觀幸福感的間接影響也不同?？傮w來看，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感的間接影響效應(yīng)沿世代結(jié)構(gòu)“1985—1989”“1990—1994”“1995—1999”的演進而不斷增強。則世代結(jié)構(gòu)對住房產(chǎn)權(quán)的間接影響也具有調(diào)節(jié)作用，但與其直接影響的方向相反。

根據(jù)各模型系數(shù)值，計算住房產(chǎn)權(quán)的總效應(yīng)(直接效應(yīng)+間接效應(yīng)，如表9所示)。住房產(chǎn)權(quán)對“1980—1984”世代社會工作者主觀幸福感的影響效應(yīng)為1.34。除此之外，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感的總效應(yīng)沿世代結(jié)構(gòu)“1985—1989”“1990—1994”“1995—1999”小幅度上升的趨勢(2.68<2.74<2.97)。可見，盡管住房產(chǎn)權(quán)的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)因世代結(jié)構(gòu)的變化而呈現(xiàn)不同態(tài)勢，但總體而言，其總效應(yīng)仍然呈現(xiàn)沿世代結(jié)構(gòu)演進而上升的趨勢。因此，世代結(jié)構(gòu)對住房產(chǎn)權(quán)影響社會工作者主觀幸福感的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都具有調(diào)節(jié)作用，但其對直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的影響方向不同，使得住房產(chǎn)權(quán)的影響效應(yīng)結(jié)構(gòu)因世代結(jié)構(gòu)的演變而完全不同，凸顯住房產(chǎn)權(quán)影響的世代結(jié)構(gòu)性?？傮w而言，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感的總效應(yīng)也因世代結(jié)構(gòu)的不同而存在差異，實際上仍然呈現(xiàn)沿世代結(jié)構(gòu)演進而上升的態(tài)勢。即使時代變遷，住房仍然是社會工作者主觀幸福感的關(guān)鍵來源。故應(yīng)該根據(jù)不同世代結(jié)構(gòu)特征，采取有針對性的措施以提高社會工作者的主觀幸福感顯得尤為重要。

表8 社會工作者婚姻狀況影響因素模型(分世代)

表9 住房產(chǎn)權(quán)的幸福效應(yīng)(分世代結(jié)構(gòu))

六、結(jié)論與討論

整體而言，社會工作者主觀幸福感的總體水平處于中等層次，有待進一步提高；并存在世代遞減、戶籍分化、性別、戶口和受教育程度差異等個體差異現(xiàn)象。而且，住房產(chǎn)權(quán)和婚姻狀況等因素對社會工作者主觀幸福感存在顯著的影響。住房產(chǎn)權(quán)不僅對社會工作者主觀幸福感具有顯著的正向直接影響，而且住房產(chǎn)權(quán)對其婚姻狀況也具有顯著影響，并通過影響婚姻狀況的中介作用而間接影響其主觀幸福感，具有直接作用和間接作用的雙重影響，凸顯住房產(chǎn)權(quán)影響的關(guān)鍵性。性別因素對住房產(chǎn)權(quán)和婚姻狀況的影響作用具有調(diào)節(jié)作用，住房產(chǎn)權(quán)和婚姻狀況對女性社會工作者主觀幸福感的影響效應(yīng)大于男性，凸顯其影響的性別差異性。而世代結(jié)構(gòu)對婚姻的影響效應(yīng)不具有調(diào)節(jié)作用，但對住房產(chǎn)權(quán)的影響作用具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感的直接正向影響隨世代結(jié)構(gòu)的演變而順次降低，但其間接效應(yīng)卻隨之顯著提高，使得住房產(chǎn)權(quán)的影響效應(yīng)結(jié)構(gòu)因世代結(jié)構(gòu)差異而完全不同；而住房產(chǎn)權(quán)的總效應(yīng)仍呈現(xiàn)世代結(jié)構(gòu)演進而小幅度上升的態(tài)勢，凸顯住房產(chǎn)權(quán)影響的世代結(jié)構(gòu)性(如圖3所示)。因此，必須根據(jù)社會工作者的性別、世代結(jié)構(gòu)等特征，提出相關(guān)對策以進一步提高其主觀幸福感。

首先，婚姻對社會工作者主觀幸福感具有直接顯著影響，并作為住房產(chǎn)權(quán)的影響中介，即使世代結(jié)構(gòu)變化，婚姻的幸福效應(yīng)仍然不會改變，因而，改善社會工作者婚姻狀況是提升其主觀幸福感的重要議題。可以考慮立足社區(qū)，通過政府購買服務(wù)等方式，委托社區(qū)社會組織等專業(yè)服務(wù)機構(gòu)，為社會工作者組織各類文娛和交流活動，為其搭建交流平臺，拓展社會交往網(wǎng)絡(luò)等，從而提高其認識異性和改善婚姻狀況的可能性。同時，鼓勵社會工作服務(wù)機構(gòu)結(jié)合自身情況，舉辦相關(guān)聯(lián)誼活動等，為有需要的社會工作者提供必要的支持，以增加其改善婚姻狀況的可能性。而且，男性社會工作者婚姻狀況相對嚴峻，社會工作服務(wù)機構(gòu)應(yīng)該重點關(guān)注其各個方面的狀況，為其提供相應(yīng)支持，以多渠道改善社會工作者婚姻狀況，從而提高其主觀幸福感。

圖3 住房產(chǎn)權(quán)、婚姻狀況影響主觀幸福感的具體路徑圖

其次，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者主觀幸福感具有直接和間接的雙重影響，是其幸福感的核心來源。尤其，住房產(chǎn)權(quán)對社會工作者婚姻狀況的影響隨世代結(jié)構(gòu)的演進而強化，是婚姻締結(jié)的核心構(gòu)件。因此，多渠道提高社會工作者自有住房可及性是提高其主觀幸福感的關(guān)鍵。隨著社會發(fā)展，社會工作者作為社會建設(shè)的核心力量和提供專業(yè)社會服務(wù)的技術(shù)力量，對現(xiàn)代城市發(fā)展和提高人們生活質(zhì)量具有重要意義。地方政府及相關(guān)部門，可以結(jié)合社會發(fā)展的現(xiàn)實需要和地方實際情況，在現(xiàn)有住房保障體系的基礎(chǔ)上，適當(dāng)制定一些關(guān)于社會工作者的住房保障傾斜政策，例如將社會工作者納入公租房、人才公寓、經(jīng)濟適用房、限價商品房等保障性住房覆蓋范圍等。有條件的城市，可以制定社會工作者住房保障專項政策，為社會工作者獲得自有住房及改善居住質(zhì)量提供現(xiàn)實支持，從而提高其自有住房可及性。同時，仍然有部分社會工作服務(wù)機構(gòu)沒有為社會工作者繳納住房公積金，而住房公積金是現(xiàn)代社會住房保障體系的重要部分和購房的重要現(xiàn)實支持，相關(guān)部門應(yīng)該加強監(jiān)督，促進住房公積金覆蓋所有社會工作者，為其購房提供必要支持，提高其自有住房可及性，從而促進其主觀幸福感的提高。

再次，就世代結(jié)構(gòu)來看，“1980—1984”與“1985—1989”群體分別還有12.7%和23.8%的社會工作者處于未婚狀況，應(yīng)該重點關(guān)注這些大齡群體，多渠道改善其婚姻狀況。而且，自有住房可及性隨著世代結(jié)構(gòu)的演進而呈現(xiàn)大幅度下降的趨勢，年輕社會工作者面臨更大的購房壓力。相關(guān)部門可以考慮制定必要的支持政策，以改善社會工作者各個方面的生存狀況，為其購房提供一定支持，減輕社會工作者的購房壓力，從而提高其主觀幸福感。

最后，影響社會工作者主觀幸福感的因素還涉及年齡、戶口性質(zhì)、月平均工資等多個方面。相關(guān)部門應(yīng)該在綜合考慮各個方面的情況下，采取有針對性的系統(tǒng)措施，從而全面提高社會工作者的主觀幸福感，為社會建設(shè)和社會可持續(xù)發(fā)展鋪墊堅實基礎(chǔ)。