年龄阶段、身心健康与主观幸福感

张超 梁华鹏

摘 要：幸福是中西方学界横亘探讨的哲学命题，但“主观幸福感”却是社会科学领域新近出现的研究对象。本文使用CGSS2017年数据构建OLS多元回归模型，结合因果逐步回归等方法进行机制效应检验，结果发现：作为健康的不同维度，身体健康完全中介了自因变量之间的作用关系，而心理健康却没有在两者间形成有效链接。这是由于青年相较于中年群体面对的身体健康压力较小，但二者的心理健康表现同样较差所致。当前，我国亟需完善、加强现行医疗保险制度体系建设，使医疗资源尽可能覆盖有需要的居民群体，同时加快构建促进中青年群体心理健康发展的医疗保健体系，推进医疗事业向全方位、高质量阶段迈进。通过敏感性检验，本文建模与结论的可信度进一步得到了实证支持。

关键词：主观幸福感；身体健康；心理健康；医疗体系建设；高质量发展；中介效应

中图分类号：C913.6文献标识码：Ａ 文章编号：１００９ — ２２３４（２０22）10 — ００86 — ０6

引言

“幸福”是一个在世界范围内都被广泛探讨的命题。从苏格拉底伊始的西方哲学巨擘，到近现代以叔本华为首曾系统阐述过幸福哲学的一众先贤，思想者们始终在探寻着那把能够打开幸福之门的钥匙，试图解开影响人们幸福感的因素当中那些恒常嬗变，与始终不变的谜题。20世纪中叶以来，“幸福”从一种哲学层面的探讨走向经验科学领域，西方学者率先开展了大量的实证研究，为“主观幸福感”这一现象学构念的测量，奠定了扎实的经验基础。本文旨在回溯前人研究的基础上，进一步结合中国当前经验现实，通过构建量化模型与使用相关计量方法，验证那些会对国人主观幸福感产生作用的影响因素，并分别检验健康变量所涉及的不同维度，对于不同年龄阶段群体主观幸福感差异的中介效应是否成立，进而揭示不同作用模式背后所呈现出的社会意涵。

一、文献综述

（一）主观幸福感概念与测量

幸福感虽然被区分为客观幸福感（Objective Well-being）与主观幸福感（Subjective Well-being）。社会心理学家Diener（2000）认为主观幸福感是指：个体通过对理想生活模式的主观构念，与现实生活具体映照做出对比后所形成的一种肯定态度，与乐观感受。它具有主观性、积极性，以及综合性的特征。［1］这些特征与我国学界对于主观幸福感较为权威的界定异曲同工。［2］

胡荣等（2021）认为主观幸福感包括着认知与情感两个部分，［3］由于认知部分需要被调查者对生活状况做出评价，所以它十分贴近Diener所界定的“主观性”特征；而情感部分的实质则贴合着“积极性”特征。笔者认为：主观幸福感的“综合性”特征并没有在既有研究中得到更好呈现，这主要体现为它作为变量的测量过于依赖单维自评题项。其中，美国经济学家Easterlin（2003）所从事的跨文化、國家，与群体主观幸福感比较研究最具有代表性。［4］

这种在不同国家之间使用相同，并且单一的测量题项的方法，大多是为了降低调查成本，［5］并方便在各国居民之间进行比较研究。［6］与此同时，这种单维主观幸福感测量方法在跨国大样本抽样调查，与比较研究的科学性上也得到了学界的认可，［7］且相关研究已多有开展。［8］但笔者认为，在同一个国家或地区开展的主观幸福感（大样本）抽样调查，使用多维幸福感量表测得的主观幸福感指数更具丰富性、科学性与本土性，进而可以提升测量的效度。

（二）主观幸福感影响因素假说

主观幸福感的“综合性”特征，也可以体现在其影响因素的多维视角中。徐映梅等（2014）系统梳理了中外关于主观幸福感影响因素的研究，并尝试从多种分析层次建立一个综合性的解释框架。她发现学界关于主观幸福感的研究伴随着经济学者的介入而渐趋丰富，其中包含了三种比较有影响力的假说：基于绝对收入的幸福感假说；基于相对收入的幸福感假说，以及收入因素之外的幸福感假说。［9］

第一种假说建立于美国经济学家Easterlin（1974）的经典文献，该文章通过对二战后的美国国民幸福感指数进行研究，发现美国的战后经济虽然获得持续增长，且人们的物质生活水平也在这段重建期获得了较快的提高，但吊诡的是：美国民众的幸福感水平却没有随着收入的提高而增长，这个研究发现被后来者著名以“伊斯特林收入－幸福悖论”。［10］

第二种假说更加注重人们的“攀比心理”这一主观感受，认为在这种心理下生活的人们很难达到自己理想的预期，进而会导致主观幸福感水平的下降。社会学家默顿（1957）用“相对剥夺感”来解释这种攀比心理对个人主观幸福感的负向影响。与基于实际效益的绝对剥削不同，这种相对剥夺感的产生受到了主观、客观，以及心理、社会等不同层面、多种维度因素的共同影响。默顿的发现为相关研究设计人口特征变量和社会环境变量提供了重要的理论依据。［11］第三种假说主要从庞杂，且具体的经验现实出发，结合不同学科的理论与研究发现，充分发掘会对主观幸福感产生作用的影响因素。本文所要重点探讨的年龄阶段，以及健康因素对主观幸福感的影响即归属于该类假说。

（三）年龄阶段、健康与主观幸福感

从上述对主观幸福感研究的理论假说中已不难看出，想要穷尽这一变量的影响因素是可望而不可及的一个研究期待，但这并不影响我们从这些像提供了“范式”一般的研究假说中，寻找出某种一般性的探索规律。Blanchflower（2004）认为不同年龄段对主观幸福感的“U型”变化，反映着不同代际对环境的适应过程。这条曲线之所以在中年时期达到最低，是由于这一年龄阶段的群体对欲望得不到满足时会感受到失望所造成的。［12］胡荣等（2021）通过对国际比较数据进行实证研究发现，年龄对中日韩三国的居民主观幸福感并没有显著影响。

健康是人们主观幸福感的一个重要影响因素。社会科学对健康的测量方式不同于医学学科，在众多大型数据库和官方调查机构所设计的问卷中，往往会在“自评健康”这一相对主观的维度下设计调查指标与题项。自评健康（Self-Rated Health， SRH）由Schuman等学者于1958年提出以来，在社会科学界应用甚广。它是被调查者对自己的身体、心理，以及社会价值等多方面情况进行评估后所做出的综合性评价。［13］MacKerron（2011）通过对大样本数据的考察，发现自评健康程度越高的个体主观幸福感越高。［14］我国研究中比较有代表性的是温晓亮（2011）通过对1990—2007年，一个较长时间跨度的调查，发现“自评健康程度”是众多人口统计学特征当中，对主观幸福感影响程度最大的变量。［15］

总体来看，关于年龄与健康程度分别对主观幸福感产生影响的研究，纵览国内外学界已非属少数。但是将“自评健康”视作一种中介机制，以便于更加深入的探讨不同年龄阶段之间主观幸福感差异的研究尚属“蓝海”。进一步来说，“健康”又可以区分出身体健康、心理健康与社会适应三种不同的维度，这些维度对于年龄阶段与主观幸福感之间的作用方式是否均成立？不同变量之间又呈现出怎样的作用关系？其背后又有着怎样的社会学意涵？这些都是值得更为深入探讨的学术命题。

二、研究设计

（一）数据来源

本研究数据来源于中国综合社会调查（CGSS）于2020年10月1日发布的2017年度调查数据。总体来看，CGSS2017年数据涵盖全国31个省市自治区当中的125个区县，具有较好的全国代表性。对于变量中存在的缺失值，由于数量较少，故而采取“均值替代法”予以补足，并未对样本进行删减。最终纳入本研究的样本容量为2675例。

（二）变量测量

因变量为主观幸福感。该变量的测量借助CGSS主观幸福感21点测度量表，该量表并非所有被调查者均需填写，但填写者在不同变量维度的分布上具有较强的异质性与代表性。该量表的题项设计涵盖了个体对于社会生活在不同维度上的主观认知，这些问题的提问方式有正向亦有负向，笔者已进行正负转换处理。原问卷中每道题项均使用李克特五点量表，整体为总加量表，得分越高代表人们的主观幸福感越强。

核心自变量为年龄阶段。本文依据2017年世界卫生组织确定的分段标准，将研究对象中的“青年”界定在18至44周岁之间（含18与44周岁），而“中年”界定在45至59周岁之间（含45与59周岁）。

中介变量为身、心健康。健康维度的测量包括身体健康、心理健康和良好的社会适应，［16］囿于CGSS2017数据的限制，本研究只针对身体健康和心理健康进行测量，暂不探讨社会适应对于主观幸福感的影响机制。参考已有研究，选用“您觉得您目前的身体健康状况”以及“在过去的四周中，您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度”两题项反映受访者的身体，［17］以及心理健康水平。［18］

控制变量。本研究在已有理论与文献的基础上，总体对个人，以及社会层面的变量进行了控制。个体层面变量包括：政治面貌；自评社会阶层；婚姻状况；收入（既有研究表明，收入对于主观幸福的影响呈现抛物线型作用关系，故而对收入进行对数化处理）；受教育程度；参与社会保障，以及阅读频率［19］。社会层面变量包括：户口类型；社会公平感，以及社会信任。

（三）统计方法

本研究使用Stata16.0進行统计分析。首先对所研究变量的频数、百分比、均值等基本统计量进行描述性分析，观测各变量的集中与离散趋势，在此基础上构建OLS多元回归模型，探究不同变量与主观幸福感之间的相关性；其次，利用多种机制检验方式，探讨身、心健康在不同年龄阶段与主观幸福感之间的中介作用；最后，经由敏感性分析，控制潜在影响本文因果关系的混淆因素，并以此检验本文建模，与研究结论的稳健性。需要指出的是，本文在构建回归模型之前，先对变量之间的多重共线性进行检验，分析结果显示方差膨胀因子（VIF）均远低于10，平均方差膨胀因子（Mean VIF）为2.1，表明方程本身并不存在多重共线性问题。

由于本研究中自变量年龄阶段设定为二分变量，而因变量主观幸福感与中介变量身、心健康均为连续变量，故可利用回归分析按照逐步法，［20］进行中介分析。［21］学界普遍使用的逐步回归法，是由Baron and Kenny（1986）开发的因果逐步回归检验法，［22］其具体表达形式如下所示：

Y=i1+cX+ε1 （1）

M=i2+aX+ε2 （2）

Y=i3+c'X+bM+ε3 （3）

中介效应成立的三个条件包括：方程（1）的c显著，即表示主效应显著；方程（2）的a与b显著，此时中介效应显著。如果系数c'不显著，则为完全中介，相反则为部分中介。此外，为进一步提升中介效应分析的可靠性水平，本文进一步运用Sobel Test，和Bootstrap重复抽样方法对身、心健康的作用机制进行深入检验。

（四）样本基本情况

本文中所测量的变量分为类别，以及连续变量。众所周知，均值与标准差是反应变量集中与离散趋势的两个代表性统计量。本文类别变量中除年龄阶段外均值都大于0.5（受教育程度取值为0到3，所以均值大于1.5），表明样本容量中城镇户籍、已婚、受教育程度较高，参与社会保障的群体人数较多。而连续变量中，除主观幸福感外各变量标准差均在1附近，说明变量数值接近平均值，即数据分布较为集中。总体来说，样本容量与现实情况较为相符，具有较强的客观性与代表性。

三、模型分析与实证检验

（一）OLS多元线性回归分析

表1报告了多元线性回归的五个模型，其中（1）为检验主效应的模型，（2）与（4）；（3）与（5）分别对应着Baron（1986）因果逐步回归检验法中：第二与第三阶段检验中介效应与间接效应的模型。首先，五个模型F值均通过显著性检验，这表明各个模型整体显著性水平较高，通过模型计算的回归系数较为可信。其次，五个模型除模型（4）外，判定系数均在0.12以上，其中模型（3）、（5）的拟合优度均在0.2以上，表明模型整体解释力较强。

其次，从主效应模型中可以看出，自变量年龄阶段的回归系数负向显著，表明中年群体与青年群体相比，主观幸福感显著较低，这也初步回应了胡荣（2021）关于居民主观幸福感在年龄变量上无

差异的结论。此外，控制变量部分的分析结果显示，在类别变量层面，城镇户口、党员政治面貌、已婚、受教育程度较高，且参与社会保障的人群会有更高的主观幸福感，与已有文献的研究结论一致。在连续变量层面，自评社会阶层、阅读频率、收入对数，以及社会信任与主观幸福感呈现正向影响关系，但社会公平感变量却与主观幸福感呈现显著的负向作用关系。

最后，从因果逐步回归法可以初步得出：虽然身体、心理健康两变量都会对主观幸福感产生正向且十分显著的影响，但在控制了其他变量后，年龄阶段对于身体健康的影响，要大于对心理健康的影响。与此同时，在加入身体健康变量后，年龄阶段对于主观幸福感的作用不再显著，而加入心理健康变量后，年龄阶段对于主观幸福感的作用依旧显著。由此可以初步认为：身体健康完全中介了年龄阶段对于主观幸福感差异的影响作用，而心理健康则没有在年龄阶段与主观幸福感差异之间发生中介作用。图1为控制其他变量的前提下，身体健康在年龄阶段与主观幸福感之间起到中介作用的路径，与系数示意图。

（二）身心健康影响主观幸福感的中介效应分析

从上文Baron（1986）因果逐步回归检验法中，已能够初步得出身体健康是年龄阶段影响主观幸福感的一条中介机制，而心理健康则没有在两变量之间产生机制效应。为进一步验证身、心健康的中介效应，并检验身体健康到底在多大程度上中介了年龄阶段对主观幸福感的影响，本文继而使用Sobel Test方法来探讨不同变量之间的作用关系。具体函数表达式如（4）所示：

如表2所示，心理健康的间接效应（a×b）并不显著，而身体健康的间接效应则是显著的（p＜0.001）。不仅如此，当身体健康变量进入模型后直接效应并不显著，这表明身体健康在年龄阶段和主观幸福感两变量之间起到完全中介作用，且中介效应占比达到105%。但Sobel Test方法中？覾与b已被假定为服从正态分布假设。因此，本文继而使用Bootstrap方法，通过使用样本再抽样来“放宽假设”。

筆者将“放宽”设定对总/直接/中介效应检验采用1000次重复抽样，得到95%的置信区间，在该类情况下，如果置信区间不包含0，则说明总/直接/中介效应在5%的置信水平下显著，而身体健康中介效应置信区间并未包含0。通过多重检验途径，我们可以得出：身体健康在年龄阶段与主观幸福感之间起到完全中介作用。

（三）年龄阶段对主观幸福感影响的敏感性检验

为进一步验证研究结论的可信度，本文继而使用单参数敏感性分析方法，以验证上文得出的因果关系是否由于其他未被观测到的混淆因素所引起。笔者将模型中未被控制的混淆因素（gamma）变化范围设定在1到2之间，且变化间隔为0.1，输出结果见表3。表格集中报告了gamma值的显著性水平、t值，以及CI值变化上限，以便向读者更为直观的呈现研究结论在没有考虑到未观测混淆变量时，是否存在可信度被高估的情况。可以看到，随着gamma值逐渐增大，也即未在模型中出现的混淆因素影响效应逐渐增强，其对应sig值显著水平也在逐渐变小，表明模型通过敏感性分析验证，原回归模型计算所得因果推论较为可信。

四、结论与讨论

本文主观幸福感的测量使用CGSS2017年问卷中的21点总加量表，控制变量除社会公平感外均与过往研究得出方向相同、强度相似的计量结果。主观社会公平感是与社会整体客观不平等状况相关联的一对概念，但需要指出的是：客观不平等程度可以区分出公平的不平等，和不公平的不平等两种类型。［23］与之相对，主观社会公平感也可以区分出基于自身相对能力，和社会机会是否均等这两种不同的公平感认知。相应地，从前者（公平的不平等；基于自身能力的公平感认知）的角度来理解本文的研究发现，更加符合我国现有国情、社情，同时也更为贴合因变量的主观性特征，这也与Knight（2011）通过对中国实际的考察，发现公平的不平等在我国对主观幸福感产生积极影响的结论相一致。［23］

在本文中，身体健康变量作为一种机制，中介了不同年龄阶段群体的主观幸福感，而心理健康虽然对主观幸福感的影响是正向且显著的，却并没有链接起自变量与因变量之间的作用关系。笔者认为：结合文本所探讨的群体来看，18-44岁的青年人群相比45-59岁的中年人群，他们的身体健康压力较小，相对应的是中年人群更有可能因为身体健康问题进而影响其主观幸福感；心理健康在不同年龄段群体中的作用形式则不然，仅从现实情况来看，固然中年群体的心理压力会由于“上有老，下有小”的生活现状而十分突出，但18-44岁的青年人也面对着严酷的“社会竞争”，其心理压力相比于中年人可谓有过之而无不及。换句话说，心理健康没有成为不同年龄阶段主观幸福感的差异机制，是由于青年群体的心理健康状况相比中年人群同样较差所致。

当前，“关于健康的价值理念、话语体系和行为方式已历时性地形成了一个特殊的逻辑链。”［24］我们亟需我们建立一种更为科学的“大健康”观念，并利用更加多元的健康评定维度，从身体、心理和社会适应等多元视角重塑现代化健康理念。不仅如此，当前阶段我国亟需完善、加强现行医疗保险制度体系建设，推进城乡，以及区域之间居民基本医疗保险制度优化，持续推动应保尽保政策落地落实，使医疗资源尽可能保障有需要的全体居民。同时，健康发展要不断与时俱进，我国应加快促进中青年群体心理健康发展的医疗保健体系建设，持续推动医疗事业向全方位、宽领域，高质量发展阶段实现迈进。

〔参 考 文 献〕

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〔责任编辑：孙玉婷〕