魏曉艷

一、引言

黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)，必須堅(jiān)持以人民為中心的發(fā)展思想，維護(hù)人民根本利益，增進(jìn)民生福祉。提高人民幸福感已成為衡量新時(shí)代各項(xiàng)事業(yè)改革發(fā)展的基本指標(biāo)及我國高等教育事業(yè)發(fā)展的重要目標(biāo)。社會(huì)進(jìn)步包括經(jīng)濟(jì)福祉和社會(huì)福祉兩個(gè)面向。[1]長期以來，學(xué)者們主要從人力資本理論角度對高等教育的經(jīng)濟(jì)效益進(jìn)行討論，對主觀幸福感等社會(huì)效益則缺乏足夠關(guān)注。探討我國高等教育對主觀幸福感的影響和作用機(jī)制，對新時(shí)代高等教育事業(yè)充分發(fā)揮社會(huì)效益、更好地促進(jìn)共同富裕具有重要意義。

二、文獻(xiàn)述評與研究假設(shè)

主觀幸福感是對積極和消極情緒的個(gè)人感知和經(jīng)驗(yàn)，以及對生活滿意度的特定認(rèn)知和評估，被定義為“一個(gè)人對其生活的認(rèn)知和情感評估”[2]。作為個(gè)人社會(huì)收益的重要組成部分，主觀幸福感是以個(gè)人心理體驗(yàn)為特征的主觀福利指標(biāo)。一般認(rèn)為，受教育程度越高者往往具有更高的經(jīng)濟(jì)收入和社會(huì)地位，能夠獲得較高的主觀幸福感。關(guān)于高等教育收益率的研究也表明，高等教育是一項(xiàng)能夠給個(gè)人帶來收益的投資，受過高等教育者確實(shí)存在著顯著的收入優(yōu)勢。[3]實(shí)際上，高等教育為個(gè)人帶來的收益不僅包括以收入水平為代表的貨幣性收益，還包括身心健康、社會(huì)地位、認(rèn)知水平和社會(huì)支持等非貨幣性的社會(huì)收益。[4]

關(guān)于高等教育對主觀幸福感的作用機(jī)制，皮埃爾·布迪厄擴(kuò)展了馬克思主義經(jīng)濟(jì)學(xué)中的資本概念，將其進(jìn)一步劃分為經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本三種形態(tài)，并認(rèn)為這三種資本形態(tài)并不是層層遞進(jìn)的，而是可以相互轉(zhuǎn)化的。教育作為一種典型的制度性文化資本，可能通過積累而轉(zhuǎn)化成其他形態(tài)的資本，直接或間接地影響著個(gè)體的主觀幸福感。教育經(jīng)濟(jì)學(xué)也認(rèn)為，高等教育的個(gè)人收益包括以收入水平為代表的貨幣性收益和以身心健康水平、社會(huì)地位改善、個(gè)人社會(huì)生活結(jié)構(gòu)的優(yōu)化及生活質(zhì)量的提高等為內(nèi)容的非貨幣性收益，其收益量很難用貨幣形式來度量。[5]可見，高等教育可通過貨幣性收益及各種非貨幣性收益對個(gè)體主觀幸福感產(chǎn)生影響。

第一，高等教育、收入水平與主觀幸福感。許多學(xué)者認(rèn)為收入與主觀幸福感之間呈顯著相關(guān)關(guān)系，教育可能通過提高個(gè)體經(jīng)濟(jì)收入顯著影響主觀幸福感。[6-8]具體而言，主要包括“絕對收入”和“相對收入”兩種效應(yīng)。絕對收入效應(yīng)是指受教育程度越高則收入越高，居民幸福感也越高[9]；相對收入效應(yīng)認(rèn)為，個(gè)體幸福感并不來自高等教育帶來的絕對收入水平提升，而是來自通過比較產(chǎn)生的相對收入水平[10]。收入差距越大，人們受到的負(fù)面影響也越大，生活幸福感就越低。[11]并且，絕對收入對主觀幸福感的影響具有帕累托效應(yīng)，當(dāng)個(gè)體絕對收入達(dá)到一定程度時(shí)會(huì)出現(xiàn)帕累托無效，相對收入成為主導(dǎo)個(gè)體主觀幸福感的主要因素。[12]

第二，高等教育、身心健康與主觀幸福感。身心健康是個(gè)體幸福的重要基礎(chǔ)，受教育程度可能通過影響個(gè)體身心健康水平對主觀幸福感產(chǎn)生影響。[13]在身體健康方面，教育具有提高個(gè)人身體健康水平的顯著作用[14-15]，良好的教育有助于形成正確的健康觀和幸福觀[16]，受教育程度較高者更能合理地控制自己的欲望，具有較好的健康認(rèn)知和行為，相對而言具有較強(qiáng)的幸福感[17-19]。在心理健康方面，個(gè)體由于受教育水平不同而產(chǎn)生心理上的差異。[20]教育有助于形成積極的生活態(tài)度、樂觀的心態(tài)及良好的人際關(guān)系和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等，從而顯著促進(jìn)個(gè)人的心理健康狀況[21]，提升個(gè)體主觀幸福感。另一方面，受教育程度越高的人往往有更高的職業(yè)期望和更大的工作壓力，受過高等教育的人對生活質(zhì)量、婚姻和子女教育狀況及社會(huì)制度等的期望、要求會(huì)更高。因此，知識(shí)水平的提高也可能通過擴(kuò)大期望與現(xiàn)實(shí)的差距，增加個(gè)體心理或思想負(fù)擔(dān)，使人“徒增煩惱”，提高獲得幸福感的難度，降低個(gè)體主觀幸福感。也即，受教育程度越高，越容易有高預(yù)期與低現(xiàn)實(shí)的落差感[22]。例如，我國城市里受過教育的人更有可能報(bào)告抑郁，在農(nóng)村沒有受過多少教育的人則對自己的生活更滿意，也不太可能報(bào)告不佳的精神狀況。[23]

第三，高等教育、職業(yè)選擇與主觀幸福感。職業(yè)選擇可能是高等教育影響個(gè)體主觀幸福的重要途徑。首先，職業(yè)選擇是受教育者借以充分發(fā)揮自身潛能和實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值進(jìn)而獲得幸福的重要手段。近年來，學(xué)者們力圖超越快樂主義幸福觀，更強(qiáng)調(diào)因自身潛能實(shí)現(xiàn)而獲得的幸福，他們認(rèn)為主觀幸福還應(yīng)該包括通過充分發(fā)揮自身潛能而達(dá)到完美體驗(yàn)所帶來的感受。[24-25]為此，高等教育可能通過職業(yè)選擇對主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響。其次，職業(yè)作為一種社會(huì)資本帶來的社會(huì)支持是高等教育影響幸福感的重要渠道。例如，陳曉宇發(fā)現(xiàn)，非公有制單位就業(yè)者的高等教育收益水平要高于公有單位就業(yè)者。[3]最后，作為間接實(shí)現(xiàn)社會(huì)支持的重要途徑，教育有助于個(gè)人能力和工作滿意度的提高，減少由失業(yè)、貧困造成的人際關(guān)系緊張[26]，從而增加個(gè)體主觀幸福感。

第四，高等教育、政府滿意度與主觀幸福感。大量關(guān)于政治行為的研究表明，相較于教育程度較低的個(gè)體，接受過高等教育的人往往政治參與度更高。[27]因此，高等教育也可能通過政府滿意度對主觀幸福感產(chǎn)生影響。個(gè)體接受高等教育后，對政治的關(guān)心參與程度也隨之提高，這可能產(chǎn)生兩種結(jié)果：一是，相較于其他群體，該群體可能對政府提供公共服務(wù)具有更高的要求，對政府公共服務(wù)供給的滿意度容易保持較低水平，進(jìn)而降低個(gè)體主觀幸福感。例如，周紹杰等發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷背景的個(gè)體由于對公共服務(wù)有較高期望而抱持著相對較低的公共服務(wù)滿意度。[28]二是，當(dāng)個(gè)體接受高等教育后，能夠掌握更為充分的知識(shí)和信息，對政府供給能力和水平具有相對客觀的判斷，從而提升其對政府公共服務(wù)的滿意度。并且，受教育程度越高的個(gè)體往往越容易獲取到更多的社會(huì)資本和政府資源，工作和生活都會(huì)更便利，對政府更容易有好感。[29]

綜合看來，盡管既有文獻(xiàn)已關(guān)注到教育對主觀幸福感的影響，提出了具有啟發(fā)性的中介因素，但研究總量較少且缺乏高等教育對主觀幸福感影響的專門探討，關(guān)于具體作用機(jī)制的研究更有較多可深化與拓展的空間。為此，結(jié)合以上文獻(xiàn)綜述和理論分析，本文將從資本轉(zhuǎn)化和收益類型的視角，以收入水平、身心健康、職業(yè)選擇和政府滿意度為主要機(jī)制，考察高等教育及其帶來的個(gè)體經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)收益如何直接或間接地影響受教育者的主觀幸福感?；诖?，本文提出以下研究假設(shè)：

H1：接受高等教育能夠顯著提高個(gè)體的主觀幸福感；

H2：高等教育能夠通過個(gè)體收入水平、身心健康、職業(yè)選擇和政府滿意度對主觀幸福感產(chǎn)生影響。

三、實(shí)證策略與數(shù)據(jù)說明

(一)基本回歸策略

為檢驗(yàn)接受高等教育對主觀幸福感的影響，本文使用模型(1)進(jìn)行回歸分析：

happyi=β0+β1×highedui+Xα+εi

(1)

其中，happyi是個(gè)體i的主觀幸福感，該變量值越大，表示主觀幸福感越強(qiáng)；highedui是個(gè)體i接受高等教育的虛擬變量，當(dāng)其接受了高等教育時(shí)，highedui=1，否則為0。X是可能影響主觀幸福感的控制變量集，包括個(gè)體的戶籍身份、年齡、婚姻狀況及性別等控制變量；εi為殘差項(xiàng)。當(dāng)接受高等教育能夠提高主觀幸福感時(shí)，β1將顯著大于0，否則將不顯著或顯著小于0。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2013年、2015年、2017年、2018年和2021年的數(shù)據(jù)①。由于主觀幸福感及其他變量數(shù)據(jù)存在著“不知道”或“不適用”情況，本文刪除了這部分樣本。

當(dāng)個(gè)體i有大學(xué)專科及以上學(xué)歷時(shí)，highedui=1，否則為0。對于主觀幸福感變量，CGSS問卷中有關(guān)主觀幸福感的問題為：“總的來說，您覺得您的生活是否幸?！?，此項(xiàng)的回答主要分為5檔，1為非常不幸福，5為非常幸福，當(dāng)happyi值越大，表示個(gè)體的主觀幸福感越強(qiáng)。戶籍制度hji為虛擬變量，當(dāng)個(gè)體i為非農(nóng)業(yè)戶口時(shí)，hji=1，否則為0；性別變量genderi為虛擬變量，當(dāng)個(gè)體i為女性時(shí)，genderi=1，男性為0；當(dāng)個(gè)體i處于未婚、分居未離婚、離婚和喪偶狀態(tài)時(shí)，marriedi=0，當(dāng)個(gè)體i處于同居、初婚有配偶、再婚有配偶的狀態(tài)時(shí)，marriedi=1。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、回歸結(jié)果與異質(zhì)性檢驗(yàn)

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由于本文所采用的CGSS問卷調(diào)查數(shù)據(jù)為各年抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，故采用混合回歸方法對模型(1)進(jìn)行回歸分析，實(shí)證結(jié)果見表2所示。其中，第(1)列是高等教育變量對幸福感的直接回歸，結(jié)果顯示相較于未接受高等教育的個(gè)體，接受高等教育的個(gè)人幸福感水平顯著提高；由于本文采用了五年的調(diào)查樣本數(shù)據(jù)，因此第(2)列加入了年度固定效應(yīng)，此時(shí)β1系數(shù)仍然顯著為正。第(3)列加入了婚姻狀況作為控制變量，此時(shí)β1系數(shù)有一定擴(kuò)大，同時(shí)發(fā)現(xiàn)，婚姻狀況有利于提高主觀幸福感，當(dāng)個(gè)體有配偶時(shí)，主觀幸福感增強(qiáng)。第(4)列加入了年齡變量，此時(shí)β1系數(shù)繼續(xù)擴(kuò)大，且年齡變量顯著為正。第(5)列加入了戶籍身份變量，此時(shí)β1系數(shù)仍顯著為正。第(6)列加入了性別變量，此時(shí)β1系數(shù)與第(5)列結(jié)果相近，且性別變量對主觀幸福感的影響顯著，女性的主觀幸福感強(qiáng)于男性。從表2的結(jié)果可以看出，接受高等教育將明顯提高主觀幸福感，且相關(guān)控制變量對這一回歸系數(shù)的影響不大。

表2 高等教育對幸福感的實(shí)證回歸結(jié)果

(二)異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)這一效應(yīng)在不同群體間的異質(zhì)性，本部分討論這一效應(yīng)在不同戶籍身份、性別、收入、婚姻狀況及所處地區(qū)人群間的差異。

1.城鄉(xiāng)異質(zhì)性

戶籍身份決定了個(gè)體享受公共服務(wù)的可能性。一般來說，相較于農(nóng)村戶籍人口，城鎮(zhèn)戶籍人口享受的公共教育服務(wù)水平更高且機(jī)會(huì)更大，這可能影響高等教育對主觀幸福感的作用效果。為此，本文利用交叉項(xiàng)回歸，分析了高等教育與戶籍身份交叉項(xiàng)對主觀幸福感的影響，結(jié)果見表3第(1)列所示。此時(shí)，交叉項(xiàng)系數(shù)并不顯著，這表明高等教育對主觀幸福感的影響并不受個(gè)體戶籍身份的影響。對此，本文認(rèn)為，盡管相較于農(nóng)村戶籍人口，城鎮(zhèn)戶籍人口享受的公共教育服務(wù)水平更高且機(jī)會(huì)更大，但接受高等教育對農(nóng)村戶籍人口經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位和生活狀況的相對改善效應(yīng)可能更大，從而使高等教育對農(nóng)業(yè)戶籍人口主觀幸福感的影響不弱于非農(nóng)業(yè)戶籍人口，彌合了這一效應(yīng)在不同戶籍身份人口之間的異質(zhì)性差異。張軍華研究發(fā)現(xiàn)，我國居民幸福感存在著顯著的城鄉(xiāng)差異，城鎮(zhèn)人幸福感比農(nóng)村人高。[30]本文的數(shù)據(jù)分析結(jié)果說明，對于戶籍制度可能帶來的個(gè)體幸福感差異[31]，高等教育對城鄉(xiāng)居民主觀幸福感差異具有良好的均衡作用，接受高等教育有效彌合了城鄉(xiāng)二元差序格局對居民幸福感的差異性影響。

表3 異質(zhì)性檢驗(yàn)

2.性別異質(zhì)性

接受高等教育對主觀幸福感的效應(yīng)可能受到個(gè)體性別的影響。[32]已有研究認(rèn)為，受到文化傳統(tǒng)、自我認(rèn)同、就業(yè)機(jī)會(huì)和經(jīng)濟(jì)收入等方面的性別差異影響，女性的主觀幸福感往往低于男性。[33-34]為此，本文分析了高等教育與性別的交叉項(xiàng)對個(gè)體主觀幸福感的影響，回歸結(jié)果見表3第(2)列所示，交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明高等教育對主觀幸福感的效應(yīng)受到性別因素的影響，女性接受高等教育對其幸福感的影響要明顯高于男性。這可能是由于接受高等教育對女性就業(yè)機(jī)會(huì)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位乃至家庭生活狀況的改善作用要顯著高于男性。[35-36]高等教育對女性主觀幸福感的正向傾斜效應(yīng)，反映出高等教育對其他社會(huì)因素通過性別對個(gè)體主觀幸福感的差異性影響具有顯著的彌補(bǔ)支持作用，高等教育在經(jīng)濟(jì)收益之外帶來了以女性社會(huì)狀況改善為代表的公共社會(huì)收益。

3.婚姻狀況異質(zhì)性

高等教育對主觀幸福感的效應(yīng)也可能因婚姻狀態(tài)而存在著差異。為此，本文檢驗(yàn)了高等教育與婚姻狀態(tài)的交叉項(xiàng)對個(gè)體主觀幸福感的影響，此時(shí)回歸結(jié)果見表3第(3)列所示，交叉項(xiàng)顯著為正，表明高等教育對主觀幸福感的效應(yīng)受到婚姻狀態(tài)的影響，高等教育對已婚群體幸福感的影響要明顯高于非已婚群體，相關(guān)研究也提供了證據(jù)支持。[37]本文認(rèn)為，可能是接受高等教育為個(gè)體提供了良好的婚配競爭優(yōu)勢[38]、婚姻家庭觀、情感交流和情緒調(diào)適能力等，有助于建立良好的婚姻關(guān)系和家庭網(wǎng)絡(luò)，提升婚姻穩(wěn)定性、親子間親密度[39]，這對提升已婚群體的主觀幸福感具有重要作用。高等教育對婚姻狀況與主觀幸福感的改善，體現(xiàn)了高等教育在經(jīng)濟(jì)收益之外帶來的個(gè)人社會(huì)收益。

4.不同地區(qū)的異質(zhì)性

高等教育對主觀幸福感的效應(yīng)也可能因個(gè)體所處地區(qū)不同而存在著差異。本文設(shè)置了地區(qū)虛擬變量，將上海、北京、天津、山東、廣東、河北、浙江、福建及遼寧作為東部省份②，其他地區(qū)作為非東部省份，考察受教育程度對個(gè)體主觀幸福感的影響。一般認(rèn)為，東部地區(qū)屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，這類地區(qū)的機(jī)會(huì)較多，個(gè)人能夠有更大的發(fā)展空間，可能進(jìn)一步釋放高等教育的影響作用。[36]此時(shí)交叉項(xiàng)回歸結(jié)果見表3第(4)列所示，交叉項(xiàng)系數(shù)并不顯著，表明高等教育對個(gè)體主觀幸福感的影響并不存在地區(qū)差異。這可能是因?yàn)?，接受高等教育能夠帶來較大的個(gè)人發(fā)展空間，導(dǎo)致高等教育影響效應(yīng)在不同地區(qū)間未表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性效果。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性檢驗(yàn)

(一)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為觀察實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文一方面重新構(gòu)建了高等教育指標(biāo)，以考察不同高等教育指標(biāo)設(shè)定對實(shí)證結(jié)果的影響；另一方面，重新設(shè)定了主觀幸福感指標(biāo)，以檢驗(yàn)不同主觀幸福感指標(biāo)的選擇帶來的影響。

1.高等教育指標(biāo)的確定

在基準(zhǔn)回歸中，本文將大專及以上學(xué)歷作為高等教育虛擬變量的劃分界線，本文將通過構(gòu)建不同的高等教育類別指標(biāo)以檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。首先，將大學(xué)本科及以上學(xué)歷作為界線，當(dāng)個(gè)人i的受教育程度為大學(xué)本科及以上學(xué)歷時(shí)，highedui=1，否則為0。這一方法構(gòu)建的高等教育變量得到的實(shí)證結(jié)果見表4第(1)列所示，此時(shí)β1系數(shù)仍然顯著，且系數(shù)與表2第(6)列的回歸系數(shù)相近；其次，將正規(guī)高等教育的大學(xué)本科及以上學(xué)歷作為高等教育判定指標(biāo)，成人高等教育的大學(xué)本科學(xué)歷不作為高等教育，即當(dāng)個(gè)人i受教育程度為正規(guī)高等教育大學(xué)本科及以上學(xué)歷時(shí)，highedui=1，否則為0。這一方法構(gòu)建的高等教育變量得到的實(shí)證結(jié)果見表4第(2)列所示，此時(shí)β1系數(shù)仍然顯著?？梢姡叩冉逃笜?biāo)的不同構(gòu)建方法不影響本文的主要實(shí)證結(jié)論，高等教育始終顯著地提高個(gè)體主觀幸福感。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.幸福感指標(biāo)的影響

為觀察實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文嘗試選擇CGSS問卷中的其他問題作為主觀幸福感指標(biāo)的判定依據(jù)。

公正是幸福的必要條件和民生幸福的倫理基礎(chǔ)[40]，人們對社會(huì)公正的主觀感受是其認(rèn)知幸福感的重要影響因素[41]。一般認(rèn)為，當(dāng)個(gè)體的幸福感較強(qiáng)時(shí)，對社會(huì)公平正義的認(rèn)可度越高。[42]為此，本文根據(jù)CGSS問卷中包含的“總的來說，您認(rèn)為當(dāng)今社會(huì)公平不公平”這一問題設(shè)置了幸福感替代變量happy1，該變量值越大，表示個(gè)體認(rèn)為社會(huì)越公平，幸福感越強(qiáng)。本文的實(shí)證結(jié)果見表4第(3)列所示，β1系數(shù)仍然顯著為正，表明不同的幸福感指標(biāo)對本文實(shí)證結(jié)果的影響較小。同時(shí)，結(jié)合高等教育指標(biāo)的新設(shè)定，將大學(xué)本科及以上學(xué)歷、正規(guī)高等教育的大學(xué)本科及以上學(xué)歷作為高等教育虛擬變量的劃分界線，進(jìn)行回歸分析，結(jié)果分別見表4第(4)-(5)所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，本文選擇不同的高等教育和主觀幸福感指標(biāo)后，實(shí)證結(jié)論依然穩(wěn)健。

(二)內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文討論了個(gè)體是否接受高等教育對個(gè)體主觀幸福感的影響。其中，個(gè)體是否接受高等教育這一變量可能與其他影響主觀幸福感的經(jīng)濟(jì)變量密切關(guān)聯(lián)，如個(gè)人是否接受高等教育可能與所處家庭經(jīng)濟(jì)條件或背景有關(guān)，而這可能進(jìn)一步引起主觀幸福感的變化，因此實(shí)證結(jié)論很可能受到遺漏變量等內(nèi)生性問題的干擾。子女的受教育程度與父母的受教育程度密切相關(guān)，父親的受教育程度能夠較大程度地影響子女的受教育程度，而對子女的幸福感沒有直接影響。[43]為了減少實(shí)證過程中的內(nèi)生性問題，本文利用父親受教育程度(edu_fa)作為工具變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其中，父親受教育程度對子女接受高等教育的第一階段回歸結(jié)果見表5第(1)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，父親受教育程度對子女接受高等教育具有顯著的正向影響，父親受教育程度越高，子女接受高等教育的概率越大，KPF統(tǒng)計(jì)量為2663.40，遠(yuǎn)超過10，表明該工具變量不存在弱工具問題。利用第一階段的擬合值對主觀幸福感進(jìn)行回歸的實(shí)證結(jié)果見表5第(2)列所示，此時(shí)β1系數(shù)仍然顯著為正，這驗(yàn)證了本文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。同時(shí)，相較于表2第(6)列，此時(shí)β1系數(shù)明顯更大，這意味著使用OLS回歸低估了本文的實(shí)證效應(yīng)；簡約式回歸結(jié)果見表5第(3)列所示，此時(shí)回歸系數(shù)仍然顯著為正。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn):工具變量估計(jì)

根據(jù)已有文獻(xiàn)，母親的受教育程度也能夠影響子女的受教育程度。[43]因此，本文也將母親受教育水平(edu_ma)作為工具變量，第一階段回歸結(jié)果、第二階段回歸結(jié)果及簡約式回歸結(jié)果見表5第(4)-(6)所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，母親的受教育程度也明顯地提高了子女接受高等教育的概率，且相較于父親，母親的作用更大，KPF統(tǒng)計(jì)量為3159.84，表明不存在弱工具問題。第二階段回歸結(jié)果中的β1系數(shù)仍然顯著為正，且系數(shù)仍然遠(yuǎn)大于表2第(6)列的回歸結(jié)果；簡約式回歸結(jié)果見表5第(6)列所示，此時(shí)回歸系數(shù)仍然顯著為正。最后，本文同時(shí)使用父親受教育程度和母親受教育程度作為工具變量，實(shí)證回歸結(jié)果見表5第(7)列所示，此時(shí)β1系數(shù)仍然顯著為正，且系數(shù)大小接近第(2)列和第(5)列，這意味著本文的實(shí)證結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

六、機(jī)制分析

實(shí)證結(jié)果表明，接受高等教育確實(shí)能夠顯著地提高個(gè)體主觀幸福感。但高等教育究竟如何促進(jìn)主觀幸福感，其作用機(jī)制是什么，需要進(jìn)一步討論。

(一)機(jī)制1：絕對收入和相對收入

經(jīng)濟(jì)增長與民生改善是社會(huì)發(fā)展中備受關(guān)注的問題，本文主要聚焦個(gè)體層面，探討收入增長與個(gè)體主觀幸福感的相關(guān)性。經(jīng)濟(jì)學(xué)家伊斯特林提出了著名的“收入—幸?！便Ｕ?，認(rèn)為短期內(nèi)財(cái)富越多，幸福感越強(qiáng)，但長期來說，收入的增長并不能對幸福感的提高起到顯著作用。[1]另一方面，蘇格拉底認(rèn)為，幸福是精神體驗(yàn)，物質(zhì)的豐富程度并不能抵消精神的空虛程度。為驗(yàn)證高等教育是否通過收入影響個(gè)體主觀幸福感，本文分析了個(gè)人接受高等教育對個(gè)人或家庭收入的作用情況，并進(jìn)一步討論了這種作用能否影響高等教育對個(gè)體主觀幸福感的效應(yīng)。該部分的分析主要通過個(gè)人絕對收入和個(gè)人相對收入兩個(gè)路徑進(jìn)行。其中，個(gè)人絕對收入指的是個(gè)人收入的絕對數(shù)，該指標(biāo)不與其他人進(jìn)行對比；而個(gè)人相對收入主要指的是個(gè)人相對于其他人的收入感觀指標(biāo)。

首先，本文分析了接受高等教育對個(gè)人收入的影響，此處將個(gè)人全年收入加1取對數(shù)(income1)作為收入變量，考察接受高等教育對個(gè)人收入的影響。實(shí)證結(jié)果見表6第(1)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，高等教育顯著地提高了個(gè)人收入水平。在此基礎(chǔ)上，將income1變量作為模型(1)的控制變量，考察高等教育對個(gè)體主觀幸福感的影響。實(shí)證結(jié)果見表6第(2)列所示，β1系數(shù)為0.200，相較于表2第(6)列β1系數(shù)未出現(xiàn)明顯變化。其次，本文又將個(gè)人房產(chǎn)數(shù)量收入加1取對數(shù)(income2)作為收入變量，考察接受高等教育對個(gè)人房產(chǎn)數(shù)量的影響。實(shí)證結(jié)果見表6第(3)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，高等教育顯著地提高了個(gè)人房產(chǎn)數(shù)量。在此基礎(chǔ)上，將income2變量作為模型(1)的控制變量，考察高等教育對個(gè)體主觀幸福感的影響。實(shí)證結(jié)果見表6第(4)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，β1系數(shù)仍為0.194，相較于表2第(6)列β1系數(shù)仍未出現(xiàn)明顯變化。以上分析表明，高等教育雖然影響個(gè)人絕對收入，但并未通過個(gè)人絕對收入對主觀幸福感形成影響。

表6 機(jī)制檢驗(yàn)1:絕對收入和相對收入

為了考察高等教育是否通過影響個(gè)人相對收入形成對主觀幸福感的影響，本文進(jìn)一步使用了相對收入指標(biāo)進(jìn)行路徑檢驗(yàn)。CGSS問卷問詢了個(gè)人收入的相對情況，即“您家的家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地屬于哪一檔”，該問題的回答從“遠(yuǎn)低于平均水平”到“遠(yuǎn)高于平均水平”分為五檔，賦值分別為1-5。將該指標(biāo)作為個(gè)人相對收入指標(biāo)(income3)，income3越大，表示個(gè)人相對收入值越大。接受高等教育對income3的實(shí)證分析結(jié)果見表6第(5)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，接受高等教育有助于提高家庭的經(jīng)濟(jì)狀況相對水平；進(jìn)一步將income3作為模型(1)的控制變量，實(shí)證回歸結(jié)果見表6第(6)列所示，β1系數(shù)僅為0.107，相較于表2第(6)列出現(xiàn)了大幅下降，這意味著高等教育對個(gè)體相對收入水平的影響是影響主觀幸福感的重要路徑。此外，CGSS問卷中還包括了關(guān)于個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的問詢，即“與同齡人比，您本人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是？”該問題的回答為“較高”“差不多”和“較低”，且賦值分別為1-3，將該指標(biāo)作為另一個(gè)相對收入指標(biāo)(income4)，income4越大表示個(gè)人相對收入值越低。接受高等教育對income4的實(shí)證分析結(jié)果見表6第(7)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，接受高等教育能夠顯著地提高個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位；進(jìn)一步地，將該指標(biāo)作為模型(1)的控制變量，實(shí)證結(jié)果見表6第(8)列所示，β1系數(shù)為0.102，這一值與表6第(6)列結(jié)果相似，且相較于表2第(6)列中β1系數(shù)出現(xiàn)了大幅下降，進(jìn)一步證明高等教育通過個(gè)體相對收入水平顯著地影響了個(gè)體主觀幸福感。

絕對收入、相對收入及收入不平等等相關(guān)變量是解釋“收入—幸福之謎”的重要因素。[44]表6的實(shí)證結(jié)果表明，接受高等教育顯著地提高了個(gè)人的絕對收入和相對收入，但對個(gè)人幸福感的影響則主要基于相對收入水平。這一結(jié)果與趙新宇等人的研究一致。[45]

(二)機(jī)制2：身心健康

個(gè)人身心健康也可能是高等教育影響個(gè)體主觀幸福感的重要路徑。一方面，接受高等教育的個(gè)體擁有更豐富的知識(shí)儲(chǔ)備和健康生活意識(shí)，這可能會(huì)影響個(gè)人身體健康，而健康的身體進(jìn)一步引起了個(gè)人幸福感的提高。為了驗(yàn)證這一路徑是否存在，本文首先分析了高等教育對個(gè)人身體健康程度(health)的影響。在CGSS問卷中，關(guān)于個(gè)人身體健康的問題主要是“您覺得您目前的身體健康狀況是？”該問題的回答從“很不健康”到“很健康”分為五檔，分別賦值為1-5，該值越大表示身體越健康。接受高等教育對個(gè)人健康的影響見表7第(1)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，接受高等教育顯著地提高了個(gè)人健康程度。進(jìn)一步地，將個(gè)人健康指標(biāo)作為模型(1)的控制變量，回歸結(jié)果見表7第(2)列所示，β1系數(shù)為0.175，相較于表2第(6)列有一定的下降，但降幅不大。可以認(rèn)為，個(gè)人身體健康程度是高等教育影響個(gè)體主觀幸福感的路徑之一，但該路徑的影響較小。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)2:身心健康

另一方面，接受高等教育可能會(huì)改善個(gè)體的心理狀況，容易提高個(gè)人對其他人群和社會(huì)的信任感，從而增強(qiáng)個(gè)體幸福感。為此，本文也分析了受教育水平對個(gè)體心理健康的影響，并檢驗(yàn)這一影響是否是重要路徑。在具體操作上，本文選擇社會(huì)信任感作為個(gè)體心理健康的代理變量。作為社會(huì)資本的重要組成部分，社會(huì)信任與主觀幸福感之間存在著顯著的正向關(guān)系[46-47]，較高的受教育程度有利于提高個(gè)體社會(huì)信任水平[48]，進(jìn)而提高主觀幸福感。在CGSS問卷中，關(guān)于個(gè)人社會(huì)信任感的問題主要是“總的來說，您同不同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”該問題的答案從“非常不同意”到“非常同意”共分五檔，分別賦值為1-5，該值越大表示社會(huì)信任感越強(qiáng)。本文分析了接受高等教育對社會(huì)信任感(trust1)的影響，實(shí)證結(jié)果見表7第(3)列所示，此時(shí)系數(shù)顯著為正，這表明接受高等教育確實(shí)顯著地提高了個(gè)人社會(huì)信任感。進(jìn)一步地，將trust1加入模型(1)中作為控制變量，回歸結(jié)果見表7第(4)列所示，β1系數(shù)為0.178，相較于基準(zhǔn)回歸存在著一定幅度的下降。可見，社會(huì)信任感是高等教育影響個(gè)人幸福感的一個(gè)路徑，但該路徑的影響相對有限。

(三)機(jī)制3：職業(yè)選擇

職業(yè)選擇可能通過工作時(shí)間、工作家庭沖突及工作類型帶來的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等對個(gè)體主觀幸福感產(chǎn)生影響，甚至具有家庭內(nèi)部的幸福溢出效應(yīng)。[49-50]考慮到我國二元分割的勞動(dòng)力市場結(jié)構(gòu)，本文將職業(yè)選擇分為體制內(nèi)、體制外兩種，并首先檢驗(yàn)接受高等教育對個(gè)人工作單位類型的影響。CGSS問卷調(diào)查了受訪個(gè)體的工作單位類型，主要包括黨政機(jī)關(guān)、企業(yè)、事業(yè)單位、社會(huì)團(tuán)體、無單位/自雇/自辦企業(yè)等。本文將黨政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位作為體制內(nèi)職業(yè)選擇，其他單位作為非體制內(nèi)職業(yè)選擇，考察接受高等教育對體制內(nèi)職業(yè)選擇的影響。實(shí)證結(jié)果見表8第(1)列，β1系數(shù)顯著為正，表明個(gè)人接受高等教育顯著地提高了個(gè)人進(jìn)入體制內(nèi)就業(yè)的機(jī)會(huì)。第(2)列為將體制內(nèi)工作作為控制變量后的回歸結(jié)果，β1系數(shù)為0.142，相較未加入這一變量的第(3)列，系數(shù)存在一定程度的下降，但降幅不大③。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)3:職業(yè)選擇

CGSS問卷中還包括了“您目前工作的單位或公司的所有制性質(zhì)”這一問題，回答選項(xiàng)包括國有或國有控股、集體或集體控股、私有、港澳臺(tái)和外資企業(yè)等。本文將國有或國有控股作為體制內(nèi)職業(yè)選擇，其他所有制性質(zhì)的單位作為非體制內(nèi)職業(yè)選擇，考察高等教育對體制內(nèi)職業(yè)選擇的影響，實(shí)證結(jié)果見表8第(4)列，β1系數(shù)仍顯著為正，進(jìn)一步表明個(gè)人接受高等教育顯著地提高了個(gè)人進(jìn)入體制內(nèi)就業(yè)的機(jī)會(huì)，第(5)列為將體制內(nèi)工作作為控制變量的回歸結(jié)果，β1系數(shù)為0.122，相較未加入這一變量的第(6)列，系數(shù)存在一定的下降，但降幅不大。綜合表8，可以認(rèn)為個(gè)體接受高等教育將顯著提高個(gè)體進(jìn)入體制內(nèi)工作的可能性，且進(jìn)入體制內(nèi)工作對主觀幸福感存在一定的影響，但影響作用相對較弱。

(四)機(jī)制4：政府滿意度

已有文獻(xiàn)表明，高等教育對個(gè)體主觀幸福感的影響也可能與政府滿意度有關(guān)。[28]可能的路徑包括以下兩方面：一方面，當(dāng)個(gè)人接受更高水平的教育時(shí)，其對政府所提供的公共服務(wù)具有更高的要求，對政府公共服務(wù)供給的滿意度容易保持較低水平，進(jìn)而降低個(gè)體幸福感；另一方面，當(dāng)個(gè)人接受更高水平的教育時(shí)，其能夠掌握充分的知識(shí)和信息，對政府供給能力和水平具有相對客觀的判斷，也更容易從政府資源中獲益，從而提升對政府公共服務(wù)的滿意度。為此，本文檢驗(yàn)了受教育水平對政府滿意度指標(biāo)的影響，具體包括公共教育服務(wù)(pedu)、醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)(phos)、基本住房保障(phou)、社會(huì)管理公共服務(wù)(pman)、勞動(dòng)就業(yè)服務(wù)(pjob)和社會(huì)保障服務(wù)(pubseu)六個(gè)指標(biāo)，該指標(biāo)在CGSS問卷中采取百分值，該值越大，表示政府滿意度越高。高等教育對政府公共服務(wù)滿意度的影響見表9第(1)-(6)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，除了對勞動(dòng)就業(yè)服務(wù)具有顯著為正的影響外，個(gè)人接受高等教育對各類公共服務(wù)的滿意度均未有明顯作用。

表9 機(jī)制檢驗(yàn)4:政府滿意度

進(jìn)一步地，本文分別將這幾類公共服務(wù)作為控制變量加入模型(1)中，實(shí)證結(jié)果見表10第(1)-(6)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，加入各類公共服務(wù)變量后，相較基準(zhǔn)回歸結(jié)果，β1系數(shù)均未出現(xiàn)較大變化，這進(jìn)一步說明，政府滿意度并不是高等教育影響個(gè)人幸福感的主要機(jī)制。

表10 機(jī)制檢驗(yàn)4:政府滿意度為控制變量

根據(jù)以上分析可以認(rèn)為，接受高等教育對個(gè)體主觀幸福感的影響機(jī)制主要是個(gè)人相對收入水平，身體健康、社會(huì)信任及體制內(nèi)職業(yè)選擇也是高等教育影響主觀幸福感的機(jī)制之一，但影響力較弱。盡管高等教育顯著提高了個(gè)人的絕對收入，但絕對收入和政府滿意度并不是高等教育對個(gè)體主觀幸福感的影響機(jī)制。

七、結(jié)論與政策建議

提升高等教育對個(gè)體主觀幸福感的正向效應(yīng)，對我國教育事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和扎實(shí)推進(jìn)共同富裕具有重要意義?；贑GSS2013-2021年數(shù)據(jù)，本文實(shí)證分析了高等教育對居民主觀幸福感的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果表明，高等教育顯著提高了個(gè)體主觀幸福感，這一結(jié)果在考慮不同的高等教育指標(biāo)、主觀幸福感指標(biāo)及內(nèi)生性問題后均具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。異質(zhì)性分析表明，高等教育對主觀幸福感的實(shí)證效應(yīng)在女性和已婚群體中更大，在不同的戶籍身份及地區(qū)人口間不存在明顯差異。進(jìn)一步的機(jī)制分析表明，接受高等教育對主觀幸福感的影響主要是通過個(gè)人相對收入實(shí)現(xiàn)的，身心健康及體制內(nèi)職業(yè)選擇也是高等教育影響幸福感的機(jī)制之一，但影響力不大。盡管高等教育顯著提高了個(gè)人的絕對收入，但絕對收入和政府滿意度并不是高等教育對個(gè)人幸福感的影響機(jī)制。本文結(jié)論對于當(dāng)前我國高等教育政策制定具有重要啟示。

第一，堅(jiān)持以人民為中心的發(fā)展思想，注重發(fā)揮新時(shí)代高等教育增進(jìn)民生福祉的社會(huì)功用。追求幸福是個(gè)體的最終基本訴求[51]，也是黨和國家各項(xiàng)事業(yè)的發(fā)展目標(biāo)。中國特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，“我們追求的發(fā)展是造福人民的發(fā)展”“在全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家新征程中，我們必須把促進(jìn)全體人民共同富裕擺在更加重要的位置，讓廣大人民群眾獲得感、幸福感、安全感更加充實(shí)、更有保障、更可持續(xù)”。為此，新時(shí)期教育事業(yè)發(fā)展要繼續(xù)堅(jiān)持以人民為中心的發(fā)展思想，加快建設(shè)高質(zhì)量教育體系，促進(jìn)教育公平，以更好發(fā)揮高等教育對增進(jìn)民生福祉的重要作用。

第二，正確處理好效率與公平的關(guān)系，在協(xié)調(diào)發(fā)展中持續(xù)促進(jìn)共同富裕。共同富裕是中國特色社會(huì)主義的本質(zhì)要求和中國式現(xiàn)代化的重要特征。[52]教育尤其是高等教育在促進(jìn)人民共同富裕的歷史進(jìn)程中發(fā)揮著重要而獨(dú)特的作用，必須進(jìn)一步強(qiáng)化協(xié)調(diào)發(fā)展理念。其中，關(guān)鍵是縮小包括城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距、不同社會(huì)群體差距等在內(nèi)的主觀幸福感“受惠”差距。要正確處理好效率和公平的關(guān)系，以信息化等為手段，精準(zhǔn)識(shí)別高等教育在提升居民主觀幸福感過程中的“短板”人群，積極推進(jìn)高等教育的交流合作與資源共享，縮小優(yōu)質(zhì)高等教育資源在城鄉(xiāng)、地區(qū)、性別和收入間的分配差距，有效推進(jìn)不同群體在高等教育發(fā)展過程中的受益均衡。

第三，注重發(fā)揮教育評價(jià)的引導(dǎo)作用，將幸福感納入教育高質(zhì)量發(fā)展評價(jià)體系中。能否提高居民主觀幸福感是衡量新時(shí)代高等教育事業(yè)改革發(fā)展成敗得失的基本指標(biāo)。以高等教育為代表的各項(xiàng)事業(yè)，需持續(xù)保障和提升居民的主觀幸福感、獲得感和安全感，有必要將其納入高等教育評價(jià)體系中，提出科學(xué)可行、符合國情的指標(biāo)體系和考核評估辦法，構(gòu)建具有中國特色、符合中國國情的教育高質(zhì)量發(fā)展評價(jià)體系。為此，要在新時(shí)代教育高質(zhì)量發(fā)展教育評價(jià)工作中，注重發(fā)揮主觀幸福感評價(jià)的牽引和推動(dòng)作用，以增進(jìn)人民福祉為目標(biāo)，著力深化教育評價(jià)改革，不斷完善和增強(qiáng)居民主觀幸福感為重要價(jià)值取向的教育評價(jià)體系，推動(dòng)教育更好發(fā)揮增進(jìn)民生福祉、提高人民生活品質(zhì)的作用。

注釋：

① 該數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心主持的《中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)》項(xiàng)目，作者感謝此機(jī)構(gòu)及其人員提供數(shù)據(jù)協(xié)助，本文內(nèi)容由作者自行負(fù)責(zé)。

② 海南也是東部省份，但本文調(diào)查樣本內(nèi)不包括海南省份。

③ 數(shù)據(jù)庫中這一問題的樣本缺失嚴(yán)重，導(dǎo)致樣本變化幅度較大，因此表8第(3)列重新利用存在職業(yè)選擇信息的樣本進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸，第(6)列同理。