中国居民幸福感的时代变化——基于世代再分析

刘洋洋，王俊秀

(1.中国社会科学院大学 社会学院，北京102488；2.中国社会科学院 社会学研究所，北京100732)

幸福感是对社会福利最终结果的测量[1]，改革开放四十余年，中国经济迅速发展，随着人们生活质量的改善，我国居民的幸福感提升了吗？本文利用CGSS2005、2010和2015年全国调查数据，从人口更替的视角重新审视十年间人们幸福感的变化情况。

一、文献回顾与问题提出

(一)文献回顾

主观幸福感既反映人们的物质生活水平，也体现人们的精神满足感，是衡量人们生活质量的重要综合性心理指标, 包括生活满意程度、积极情绪体验与消极情绪体验等因素, 具有主观性、整体性和稳定性的特点[2]，是能够全面衡量个人的生活满意度及其福利水平的综合指标。关于幸福感变迁的研究，有较大影响力的是美国经济学家伊斯特林提出的论点。伊斯特林对美国居民进行实证研究后发现幸福感并不会随着经济的增长而增长，即使人均收入呈增长趋势，但一个社会的平均幸福水平是恒定不变的，这就是著名的“伊斯特林悖论”[3]，大量研究证实了这一论点[4-6]，也受到了诸多挑战[7]。自20世纪50年代以来，很多国家民众的幸福感一直在上升[8]，一些国家的相关数据也显示，收入和幸福感之间存在稳健的正向关系[9-10]。

一些学者认为“伊斯特林悖论”在中国同样存在。有研究认为改革开放以来，中国经济的快速增长并不意味着国民幸福水平同步提高[11]；有研究认为与绝对收入相比，相对收入对幸福感的影响更大，引入相对效用理论可以更好地解释“伊斯特林悖论”[12]；有学者认为高收入并不会带来更大的幸福感，因为物质欲望会随着收入的增加而增加[13]；伊斯特林研究发现，近二十年中国的人均产出显著增长，但幸福感却呈现U型曲线变化，1990—2005年间趋于下降，2005年以后缓慢回升。还有学者认为经济转型发展使得人们的收入差距增大，部分低收入人群的幸福感下降了，所以经济增长并不意味幸福感提升[14]；邢占军分析了山东省居民2002—2008年的相关数据，发现人们的幸福感并没有随人均GDP和居民收入增加而相应增长[15]；朱建芳、杨晓兰利用世界价值观调查数据发现，中国人1999—2001年间的幸福感平均值有所下降，因为虽然中国经济水平不断提升，但是各种差距同样在急剧增大[16]；还有学者认为失业率的增加和社会保障体系的弱化，会导致居民生活满意度下降[17]。

但也有学者认为中国居民的幸福感在逐步提高，并不存在明显的“伊斯特林悖论”。刘军强等认为在控制性别、年龄、城乡、收入、教育、社会地位等因素后，国民幸福感仍呈上升趋势[18]；李婷基于CGSS 2003—2013年的数据进行分析，认为受经济发展的推动，我国居民的总体幸福感在近十年内呈现单调上升的态势，且人均GDP增长是人们幸福感提升的重要影响因素[19]；零点调查公司经过调查发现，2000—2009年城乡居民的生活满意度基本呈上升趋势，中国公民的幸福感随着经济发展和收入增加而上升[20]；世界幸福感数据库数据也显示，2001—2012年间中国公民的幸福感有所提升[21-22]。

(二)问题的提出

针对我国居民幸福感变化的研究结论不同，而伊斯特林后期也对其提出的“伊斯特林悖论”进行了修正，认为短期内幸福感可能会与经济走势相关[23]。通过文献回顾，我们发现认为幸福感提升与经济发展没有显著关系的研究大多基于调查时间较短或者局部地区的样本，可能存在代表性不强以及观察时期过短的缺陷，而利用全国性、时间跨度较大的重复调查数据进行研究，则发现中国居民幸福感是波动上升的。基于已有文献和所使用数据，我们提出假设：

假设1：中国居民十年来的幸福感呈上升趋势。

虽然关于我国居民幸福感变化的研究较多，但是以往研究忽视了人口出生世代更替对社会整体主观情感结构和变迁的影响。世代可以定义为在相同时间间隔内经历相同事件的个体的集合[24]，而出生世代则是出生在同一时期的群体，比如我们常说的“80后”“90后”。

卡尔·曼海姆和诺曼·莱德都认为，世代在生命的早期发展出特有的世界观定义，而这些看法似乎将持续人们的整个成年期，年龄较大的人比年轻人更坚持自己原来的看法，因此社会自身的变迁更容易影响年轻人的价值观。而且随着受教育内容的变化、同龄人的社会化以及特殊的历史经验的影响，每一个出生世代的成员组成及其特征都具有独特性，反映了其独特的成长和生活环境，这导致了社会成员之间的主观情感及社会态度存在差异[25]。

当年长的出生世代被年轻世代所取代，世代的“特有的世界观定义”就会发生变化，并引起社会情感、社会态度等发生结构性变迁。这也解释了孔德强调的“我们的社会过程依赖于人们的死亡”[26]。相关变化的动力来自“人口新陈代谢”的双过程——持续的年长世代的逝去和年轻世代的加入[27]。不同出生世代的成员经历的不同社会环境使他们拥有不同的主观情感和社会价值观，形成独特的“世代效应”。

因此，人们的社会态度和价值观的变化有可能源于社会总人口出生世代的更替。即使某个特定群体的主观情感静止不变，但随着出生世代的后延，整个社会群体的主观情感仍旧会出现结构性变化。如果世代内的相关变化与总体变化保持一致，那我们就可以推论，社会变迁源于个人变化的净效应(时期效应)；但是如果出生世代内成员的某种主观情感并没有随着时间而发生明显变化，我们就可以推论说，总的变化实际是由人口更替造成的(世代效应)。当然更常见的情况是时期效应和世代效应共同造成了人们社会态度和价值观的变化。

幸福感常常通过情绪和社会认知来对个体进行测量[28]。人们的幸福感会受到人格特质的影响，性情论就持有该观点，强调人的遗传、生物因素和人类进化过程中先天性情的作用。还有另一种视角是情境论，认为个体的幸福感取决于环境[29]，该论点已经得到了大量的研究论证[30-31]。波尔提出人是关系性存在的“人际与社会模型”[32]，认为人们的幸福感依存于情境，社会环境在某种程度上决定了人们的幸福感。Diener等人也认为幸福感需要人格和环境相结合才能产生，环境是塑造人们幸福感的重要因素[33]。不同出生世代的成员所处社会环境的不同会导致他们的幸福感存在差异，这在我国尤为明显。新中国成立以来，我国发生了翻天覆地的变化，不同的社会政策塑造了不同出生世代的“公共生命历程”[34]。每一代人都经历了独有的历史过程，其面临的大环境及政策差异可能导致不同世代幸福感的差异。随着人口出生世代的逐步后延，整个社会群体的幸福感不仅随着时间变化，也随着人口结构的更替发生改变。因此幸福感与社会环境的依存关系为世代更替效应提供了理想的研究视域。我国居民幸福感总体变化趋势是否受到社会环境的影响，有没有掺杂人口更替效应，此方面研究还很少。基于上述相关理论，本文提出以下研究假设：

假设2：由于所处历史过程及社会环境的差异性，不同出生世代居民的幸福感及幸福感的变化情况存在差异；

假设3：幸福感的变化不单纯是个体幸福感的变化所造成的，社会成员的出生世代更替也是导致幸福感总趋势变化的原因。

二、数据来源与研究方法

(一)数据来源与变量

本文利用CGSS2005、2010和2015年三期全国性调查数据，构造跨度为十年的重复调查数据。本文的因变量是我国居民的幸福感。其中2005年的问卷问题是：“总体而言，您对自己所过生活的感觉是怎样的呢？您感觉您的生活是？”2010和2015年的问题是：“总的来说，您认为您的生活是否幸福？”，三期调查数据的问题具有一致性。问卷回答为1～5赋分，得分越高，幸福感越高。本文主要目的是分析时期效应(个体幸福感变化)和人口更替效应(世代间的幸福感差异)，因此核心自变量是调查年份和出生世代。为了保证模型的稳定性，本文剔除了样本量过少的出生世代，最终获得样本量31 579个，包含出生于1930—1997年、年龄在18～85岁的样本。

需要说明的是，本文没有包含其他人口或社会经济变量，因为与幸福感相关的因素在年长世代和年轻世代中是有区别的，加入这些变量可能会干扰世代更替作用[35]。比如不同世代的受教育水平差异较大，而这种差异可能就是导致不同世代幸福感差距较大的原因之一，因此在模型中加入受教育程度变量会改变世代更替的总效应值。(1)实际上在加入性别、户籍、受教育程度、家庭收入、社会地位、地区等因素后，世代系数有显著改变。本文关注的核心是人口更替和时间发展对居民幸福感变化的作用，而无意解释其背后机制，因此后续分析中没有纳入其他影响幸福感的变量。

(二)分析方法

1.代数分解

将社会情感发生变化的原因分解为世代更替和世代内改变两部分，常用的有两种方法。一种是代数分解方法，另一种是基于回归的线性分解方法。考虑到我国居民幸福感的变化趋势，用P代表整体幸福感的平均值，Pj代表世代j的平均幸福水平，pij代表世代j中个体i的幸福感得分。给定重复截面数据的幸福感平均得分，如公式(1):

(1)

公式(1)即计算重复数据总体均值的标准计算方法。fj表示nj/N，即世代j的样本量占总样本量的比重。Pj通过fj进行加权，各个世代的加权平均值之和就是重复数据总样本的幸福感平均得分。因此P是Pj和fj的函数，fj指的是世代更替所造成的变化，而Pj则指的是世代内(个体)的变化。Pj的变化与个体态度变化有关，而fj的变化与世代更替有关，是分解社会变迁趋势的关键，当Pj或fj发生变化或者两者同时发生变化时，总体幸福感均值P便会发生变化。

Kitagawa证实了可以用代数分解的方法将总体幸福感变化趋势分为两个部分，一个反映均值差异，另一个是组间构成[36]。对应到趋势分析中，组间构成代表了世代更替效应，而均值差异则反映了世代内个体幸福感的变化。令P1和P2分别代表时点1和时点2的幸福感平均得分，那么根据公式(1)，P从时点1到时点2的变化为：

P2-P1=∑jP2jf2j-∑jP1jf1j

(2)

进一步将公式(2)进行代数分解，可以变为：

(3)

其中P2j-P1j表示对世代j在时点1和时点2的样本量加权平均后的时期效应，即幸福感变迁总趋势中由个体幸福感变化引起的部分；f2j-f1j则表示对世代j在时点1和时点2的平均幸福感得分加权平均后的世代更替效应，即幸福感变迁总趋势中由人口更替所导致的部分。将样本中所有世代的时期效应和世代效应分别进行加总，以此获得幸福感总体变化中世代和时期各自的效应值[37]。

2.线性分解

代数分解的方法简单易行，但它得出的分析结果是一种粗略估计；其次，由于人口更替可能会导致一些世代退出或进入样本，代数分解方法会错误地将这些世代的变化全部归于世代效应，容易高估世代更替效应[38]。因为调查年份之间的间隔是定量间隔，Firebaugh提出了另外一种可行的分解方法——基于回归的线性分解，将调查年份的出生世代作为变量纳入模型，将出生年看成连续变量，而不需要合并成几个世代大类，并用此方法分析了美国种族歧视现象减弱的过程中，个体态度改变和世代更替各自起到的作用。

线性分解第一步是利用回归估计世代内的时期变化，这里假定世代内的斜率是线性和平行/叠加的，所以我们用以下方程来估计相关变化:

Yit=b0+b1YEAR+b2COHORT+e

(4)

其中Yit表示在第t次调查中第i个受访者的幸福得分，b1是在控制了世代变量后，不同调查年份我国居民幸福感的变化(即个体幸福感的变化)；b2是在控制了调查年份之后，我国居民幸福感在不同世代间的差异(世代更替作用)。

线性分解的第二步是利用公式(4)中的斜率来估计不同调查年份中世代内的改变和世代更替对总体幸福感变迁的贡献。因为b1估计的是每一调查年份中世代内的改变(时期效应)，为了估计其对居民幸福感变迁的总体贡献，我们需要将b1乘以第一次调查年份到最后一次调查年份的间隔年数：

估计时期效应=b1(YRt-YR1)

(5)

其中YRt是最后一次调查年份的幸福感均值得分，YR1是第一次调查年份的幸福感均值得分。同样为了估计世代更替的贡献(世代效应)，我们把b2乘以从调查年份1到调查年份t之间样本出生年的均值改变：

估计世代效应=b2(Ct-C1)

(6)

其中Ct是最后一年调查样本中的平均出生年，C1是第一次调查样本中的平均出生年。由于方程中误差的存在，这两部分加起来不会恰好等于总变化，但差别不大。如果差别很大，则“线性-叠加”假设就有问题，我们只能够采用代数分解方法而非线性分解方法。(2)方程(5)和(6)两部分相加等于总的社会变迁的证明请参见格伦·菲尔鲍《分析重复调查数据》。

三、分析结果

要研究世代更替对人们幸福感变迁的影响，首先要确保调查数据具有人口更替性质，即不同世代的样本在总样本中的比例会因为人口出生和死亡的影响而不断变化，且不同世代之间的幸福感具有差异[39]。表1展示了三期调查数据的出生世代变动情况。在间隔十年的调查数据中，除了“40后”群体在三次调查中的比例没有显著变化外，其余出生世代的比例都有明显变化。其中1930、1950、1960、1970年代出生的人口所占比例显著下降，而“80后”“90后”的比例则显著提升，且“90后”所占比重提升了8.71%。CGSS跨度10年的数据表现出了明显的世代更替现象，因此符合分解世代效应的数据条件。

表1 CGSS2005—2015年调查数据人口出生世代构成及变化 %

(一)幸福感总体变化趋势

图1展示了十年来我国居民幸福感的平均得分及回归趋势线，可见我国居民幸福感一直处于上升趋势，这与一些使用全国性、跨度较长数据的研究结论相似，同时初步验证了我们的假设1。但需要注意的是，我国居民2005—2010年幸福感的增长速度明显高于2010—2015年，前五年我国居民幸福感提升了0.36分，而后五年仅提升了0.1分，提升速度明显放缓。

注：实线表示幸福感均值得分；虚线为拟合回归线

(二)不同出生世代的幸福感构成

那么不同出生世代的幸福感是否存在差异呢？我们首先通过世代表加以分析。世代表中将世代作为行变量，代表了个体幸福感的真实变化，而行与行之间的差异则来源于世代差异。表2展示了不同出生世代的幸福感构成，可见各个出生世代不幸福、幸福感一般以及幸福的比例构成存在差异，其中1960年代出生的群体选择不幸福的比例最高，选择幸福的比例也最低；“80后”“90后”自认为幸福的比例明显高于其他出生世代，且感觉不幸福的比例也最低。

表2 不同出生世代的幸福感构成 %

表3展示了不同出生世代幸福感的构成变化。首先，所有世代成员感到幸福的比例都有了明显的增长，但感到不幸福的比例也没有明显下降。不仅2005—2010年间所有世代感到不幸福的比例都没有显著下降，且1960和1970年代出生的群体感到不幸福的比例分别提升了1.94%和1.95%；在2010—2015年间，仅有1940和1950年代出生的群体感到不幸福的比例有所下降，其余世代的幸福感则没有显著变化。从整体上看，2005—2010年间，居民感到不幸福的比例仅下降了0.57个百分点，且不具有统计显著性，2010—2015年间下降的比例为2.13%。

各出生世代选择幸福感一般的比例在2005—2010年间迅速下降，感到幸福的比例则大幅度提高，但2010—2015年间选择幸福感一般的比例下降缓慢，而选择幸福的比例上升幅度也均低于10个百分点。

其次，各个世代各项选择比例的变化也具有差异性，其中1930、1940和1950年代出生的群体幸福感提升明显，十年间选择幸福的比例分别提升了32.98%、39.63%和36.01%，而1980年代出生群体选择幸福的比例提升24.77%。“90后”在2010—2015年之间选择幸福的比例仅提升2.34%，且不具有统计显著性。不同世代幸福感比例结构及其变化存在的差异表明不同出生世代的幸福感比例结构变化，可能造成调查样本的总体幸福感发生变化。

表3 不同出生世代幸福感构成变化 %

(三)不同世代幸福感的均值变化

通过世代表的幸福结构分解，可以得知不同世代幸福感的构成及变化存在明显差异。为了进一步探索世代间的幸福感差异，我们将幸福感赋分1～5，计算不同世代的平均幸福感得分。图2展示了不同出生世代成员幸福感平均得分的变化。从1930年出生的群体开始，随着出生世代的后延，幸福感一直在缓慢下降， 1960年左右降到了最低值；之后幸福感随着新的出生世代的加入开始较快提升。我国居民幸福感与出生世代间并不是单调的线性关系，而是先单调线性递减，后又变成单调线性递增。(3)本文亦对三期数据子样本分别进行了分析，均得到与总体数据变化趋势一致的结论。图3则进一步展示了不同出生世代群体的幸福感变化情况。除了“90后”之外，其余世代群体的幸福感都呈现递增趋势，不过“90后”的幸福感均值明显高于其他群体，“50后”“60后”以及“70后”的幸福感得分明显低于其他出生世代群体。我们进一步对各出生世代之间的幸福感差异做方差分析，其中 F=61.57，P<0.001，总体上有显著差异。除了“30后”与“40后”“30后”与“70后”“50后”和“60后”“40后”和“70后”群体之间没有显著差异外，其余出生世代的两两比较检验均有显著的统计学差异。幸福感世代变化趋势以及方差分析的结果同幸福感的世代表所得结果一致，再一次表明世代更替是影响人们幸福感变化的原因之一。

通过分析世代表和幸福感平均得分，假设2得到了验证，即不同出生世代之间的幸福感构成及变化存在差异。虽然图1显示十年来我国居民整体的幸福感一直处于上升趋势，但要确定幸福感整体的上升趋势有多大成分是由世代更替所造成的，则必须将相关变化总趋势加以分解。

图2 不同出生年份群体的幸福感

图3 各出生世代十年间的幸福感变化

(四)幸福感变化趋势分解

由前文可知，不同世代的幸福感变化并非单调趋势，这不符合线性分解的要求(线性和叠加性假设)，因此我们首先使用代数分解方法，大致分解世代内成员幸福感变化和世代更替作用。其次由图2观测可知， 1960年之前出生群体的幸福感随着世代后延而呈现线性下降趋势，而之后的出生群体则随着世代后延呈现线性上升趋势，因此本文将总样本一分为二，即1960年之前出生的群体作为一个子样本，之后出生的群体作为另一个子样本，分别进行线性分解。

1.代数分解

我们以10年为时间间隔标准，将总样本划分为1930、1940、1950、1960、1970、1980、1990七个出生世代，并通过公式(3)进行计算，得到公式(7)：

(7)

公式中j表示七个世代。通过代数分解计算得出，我国居民整体幸福感从2005—2015年间提升了0.36分，其中因个人幸福感变化提升了0.3分，世代更替导致幸福感提升了0.06分。通过计算得知世代更替效应比重为0.167，即十年来世代更替效应为我国居民幸福感上升总趋势贡献了16.7%。

但如前文所述，代数分解的结果比较粗略，通过代数分解得出我国居民十年来的幸福感得分提高了0.36分，而通过计算2005年和2015年样本的幸福感均值，得出十年来我国居民幸福感上升了0.45分。代数分解可能高估了世代更替作用，因此仍需要使用线性分解方法进行更精确的估计。

2.线性分解

本文采用线性回归模型加以分析[40]，并将OPROBIT模型的结果予以同时呈现，以验证线性模型的稳定性。

表4呈现了基于回归模型的线性分解趋势，其中OLS结果与序次模型结果保持了一致性。为了利用线性分解方法，我们对OLS回归模型结果做进一步分析。首先看总模型，在控制了世代差异后，我国居民幸福感随着年份的增加而提升，这进一步验证了我们的假设1，即近十年来我国居民幸福感总体上呈上升趋势；在控制了年份后，随着世代的后延，幸福感越强。但从不同世代幸福感得分趋势图可知，人们幸福感的变化与世代并非单调关系，因此总样本的结论只是表明世代更替整体上与幸福感为正相关关系，但幸福感与世代间仍有细微的结构关系。因为幸福感随着世代变化呈现出先下降后上升的趋势，我们在模型中加入世代的二次项，通过模型计算可知，趋势拐点出现在1959.46年，这也表明把1960年作为两个子样本划分界限的适宜性。1960年以前的出生世代中，幸福感与世代呈现显著的负向关系，即随着出生年份的后延，人们的幸福感逐步下降；但1960年以后出生群体的幸福感与世代更替又呈现正向关系，出生越晚的群体幸福感也越强。总模型以及分样本模型都证实了不同出生年份的群体幸福感存在显著差异。调查年份的变动(个体幸福感的变化)和出生世代(世代更替效应)均在幸福感总的变化趋势中发挥了作用。但我们仍然不清楚个体幸福感改变或世代更替效应哪一个更重要。

表4 线性分解趋势

为了验证这一点，我们利用公式(4)和公式(5)分别计算个体改变和世代更替作用，并将结果呈现在表5中。无论是总样本还是子样本，我们利用线性模型所计算得出的幸福感总体变化与幸福感十年的均值变化得分几乎相同(均在98%以上)，证明了线性分解在研究我国居民幸福感变化方面的适用性。

表5 居民幸福感变化分解表

具体看，总样本中世代更替效应在人们幸福感上升过程中的贡献为1.8%(0.008/0.008+0.45)，因此世代更替对幸福感起到了一定的提升作用。我们知道幸福感与人们出生世代的关系并非单调线性关系，总样本的分解可能会掩盖真实的世代效应。首先看1960年以前出生的群体，其幸福感上升是个体变化所致，世代更替反而降低了幸福感。而1960年以后的出生世代中，世代更替效应在人们幸福感提升中发挥了重要作用。也就是说出生世代越晚幸福感越高，随着晚出生世代的样本量逐渐增加，提高了总样本的幸福感。

通过代数分解和线性分解，我们获得了一致的结论。居民幸福感十年间的上升趋势主要源于人们幸福感的真实提高，但世代更替也起到了一定的作用，不过这种作用并不是连续的，因为世代更替其实降低了1960年代之前出生群体的幸福感，而1960年以后的出生世代，由于后出生世代的幸福感本身就高于前出生世代，因此随着后出生世代样本量的增加，幸福感也提高了。这就验证了我们的假设3，即社会成员的出生世代更替的确会导致人们幸福感发生变化。

(五)城乡居民幸福感的异质性分析

由于我国城乡二元结构的社会惯性，使得在经济转型过程中，城镇和农村居民在就业类型、社会保障以及福利分配等方面都存在诸多差异，这可能使得城乡居民幸福感及其变动趋势产生分化，因此我们也将样本分为农村和城镇两个子样本，以验证两个群体在幸福感变化方面的差异。由于线性分解比代数分解结果更为精确，且更具有稳定性，因此我们利用线性分解方法对城乡模型予以分析，见表6和表7。

由表6可见，在1960年以前出生的群体中，城镇居民十年来的幸福感增长速度明显高于农村居民，然而1960年以后出生的群体中，城镇居民幸福感增速却低于农村居民，但差距非常小；从出生世代角度看，无论是城镇还是农村居民，在1960年之前出生的群体中，随着出生世代的后延，幸福感呈现下降的趋势，在1960年以后的出生世代中均呈现出生越晚，幸福感越高的趋势。由表7可见，1960年之前的出生世代中，世代更替效应对农村和城镇居民幸福感的影响都不显著；1960年以后的出生世代中，世代更替效应对农村居民和城镇居民幸福感提升的贡献相差不大，这与总样本的结论保持了较高的一致性。尽管城乡经济发展存在差异，然而在解释居民幸福感变化趋势方面，世代更替效应没有明显的城乡差异。

表6 城乡居民幸福感线性分解趋势(OLS分析)

表7 城乡居民幸福感变化分解表

四、总结与讨论

本文通过CGSS2005、2010、2015年三期全国调查数据，从世代更替视角对十年间我国居民幸福感的变化趋势进行了分析。通过代数分解和线性分解两种方法，我们了解到了居民幸福感变化趋势中个人改变和世代更替各自起到的作用。得出以下结论：

通过CGSS数据比较发现，随着我国经济的高速发展，我国居民十年来的幸福感持续上升，并且个人幸福感的增强是十年来人们幸福感上升的主要原因，不过世代更替也起到了一定作用。具体来看，1960年以前出生群体的幸福感增长主要源自个体幸福感的提升；1960年以后出生群体除了个体幸福感提升，世代更替对于他们幸福感的增长也贡献了较为明显的力量。因此，如果不考虑人口世代更替的影响，会略高估我国居民幸福感的上升态势。

本研究也存在一定的局限性。首先，2005—2015年十年调查数据的人口更替水平仍然偏低，2005—2015年样本的人口平均出生年仅增加了4.14年，因此我们的样本可能低估了世代更替效应。其次，限于篇幅，本文的着重点是从方法上分解人们幸福感的转变和世代更替的各自作用，没有对相关的发生机制进行探讨。第三，世代表和代数分解均以十年为一个世代，我们假设世代内的群体具有同质性，但世代内的个体仍然会存在异质性，这在一定程度上降低了研究的精确性。因此本研究仅是一种开始和尝试，也期待后续研究能够进一步揭示影响幸福感世代差异的深层机制。