中国“80后”群体的主观幸福感研究

郑振华 陈鸿 彭希哲 杨柳

摘要：基于FYRST调查数据，以“80后”为研究对象，运用结构方程模型统计方法探讨了

收入水平、相对地位对幸福感的影响以及消费支出的中介作用

在不同群体间的差异。研究发现：不同相对优势与相对劣势群体间相对地位影响幸福感的路径存在显著差异，相对收入效应只适用于相对优势群体，并不适用于相对劣势群体。相对优势群体普遍低估了自己的相对地位，因此在相对收入效应的压抑作用下，形成了“80后”相对优势与相对劣势群体间的“幸福悖论”。相对收入效应的群体选择性成为相对优势与相对劣势群体间“幸福悖论”的决定因素，而消费支出则是影响幸福—收入相悖程度的重要经济因素。

关键词：幸福悖论； 收入水平； 相对地位； 消费支出； 群体差异

中图分类号：C9126文献标识码：A文章编号：1000-4149（2018）04-0063-14

DOI：103969/jissn1000-4149201804007

一、引言

幸福是人类追求的终极目标，由于幸福概念与内涵的抽象性，不同时代、不同社会、不同的人对幸福有不同的理解，但幸福感是人们主观意识的结果却得到了共识，不同社会群体由于心理需求的不同必然导致其幸福感影响因素的差异，因此对特定群体幸福感的研究必然不能被整体性研究所代替。

作为伴随改革开放成长起来的第一代独生子女，“80后”成为极为特殊的一个群体，他们从出生、求学到就业无一不带着时代变迁的深刻印记，他们的成长经历了中国无数的变革，见证了中国的快速发展历程，同时体验了“集万千宠爱于一身”而又“孤独寂寞”的第一代独生子女生活。“80后”的特殊性得到了许多学者的共识。周石指出“80后”的成长时代有着极为特殊的四个特点：改革开放、市场经济建立；科学技术迅猛发展；网络技术和信息技术；全球化挑战[1]。“80后”成长环境的特殊性决定了他们自身的特点。张梦霞、王斯洋指出“80后”人群是代表市场未来发展态势的标志性群体，对这个特殊群体的研究之重要性不亚于国际学术界对美国“婴儿潮”一代人群研究的重要性[2]。当前“80后”已经成为中国经济与社会发展的中坚力量，在物质极大丰富，“物质主义”盛行的社会背景下，他们不仅需要面对激烈的社会竞争，还要承受“上有老、下有小”的家庭重担，然而在“金钱”与“物质”似乎变得越来越重要的同时，是否获得更多的幸福感才是“80后”乃至整个社会健康发展的关键。“80后”特殊的成长经历决定了特殊的主观意识与行为规范，他们的幸福如何受到收入与消费等经济因素的影响仍然未知。同时幸福感影响因素的差异不仅体现在“80后”与其他年龄群体之间，更体现在“80后”内部不同属性群体之间，因此要全面揭示“80后”幸福感如何受经济因素的影响，深入分析不同属性群体之间的差异则更有意义。

在幸福感的问题上，以往学界讨论的焦点主要集中在收入水平与幸福感的关系，收入越高幸福感越高的观点得到了普遍认同[3-6]，然而伊斯特林（Easterlin）提出了著名的“幸福悖论”或称“伊斯特林悖论”，即收入水平的提高并不会带来幸福感的相应提高[7]，这一结论得到了不同学者不同国家数据的屡次验证[8-10]，于是不同学者试图从不同视角解释“幸福悖论”产生的原因，经济视角中相对收入地位对幸福感的影响作为解释“幸福悖论”的重要原因得到了不同国家学者的证实[11-14]，费雷尔（Ferrer）指出相对收入效应并不适用于所有群体，它在不同收入群体之间存在显著差异性，高收入群体比低收入群体更易受到相对收入效应的影响，这也成为高低收入群体间的“幸福悖论”的重要原因[13]。在随后的幸福感研究中，经济视角的另一个重要因素，消费支出对幸福感的影响也逐渐得到学者的重视，并进一步证实了消费支出对幸福感的影响大于收入水平[15-16]。不同群体的需求不同自然导致消费特征不同，而消费支出是否成为不同群体间“幸福悖论”产生的另一原因仍然有待考证。

本文基于FYRST调查数据，运用结构方程模型统计方法（SEM）探究了不同教育水平、不同成长环境、不同户籍群体之间收入水平、相对收入地位、消费支出对幸福感影响的作用机制。本文的创新之处与已有文献相比主要体现在以下几个方面：①以往文献多为关于收入水平与相对收入地位的比较研究，或是收入水平与消费支出的比较研究，而本文将这三个经济因素同时进行比较，探究三者对幸福感影响的作用机制；②以往文献未涉及不同群体之间收入、消费对幸福感影响的比较，而本文旨在深入揭示不同群体之间的差异；③以往文献由于微观数据的局限而缺失关于“80后”这一特殊群体的相关研究，本文基于大规模调查数据的基础上，全面揭示“80后”相对优势与相对劣势群体间的“幸福悖论”现象，并通过收入水平、相对地位、消费支出对幸福感影响的群组比较，揭示了“幸福悖论”产生的原因。本文的研究充实了幸福感研究的内容，丰富了幸福感问题的研究对象，拓展了幸福感问题研究更深层次的含义，对当前中国发展中坚力量群体存在的社会现象进行了深入的揭示与剖析，为促进当前中国社会健康发展提供有益参考。

二、文献综述与理论假设

1.收入水平、相对地位与幸福感

对于收入与幸福感的关系，人们通常的观点是收入水平的增加必将导致幸福感的增强[3-6]。然而伊斯特林通过对美国长期收入增长和幸福感的研究，提出了著名的“幸福悖论”，即同一国家的不同时期， 收入水平可能有大幅度增长， 但幸福感并不会相应随之提高[7]。随后伊斯特林又通过对美国、日本及9个欧洲国家的幸福感與收入增长的动态关系的比较，进一步扩大了“幸福悖论”的内涵，即收入水平的普遍提高并不必然导致经济中每个个体幸福感程度的相应提高[17]。布兰奇福劳（Blanchflower）和奥斯瓦尔德（Oswald）通过对美国的研究发现：人均收入明显增加的同时感觉非常幸福的人比例却在下降[8]。何立新、潘春阳运用CGSS（2005）和CEIC（2005）数据证实了中国“幸福悖论”的存在[10]。

为了探究“幸福悖论”存在的原因，伊斯特林提出了“相对收入效应”，即相对收入地位比绝对收入水平对幸福感的影响更强，收入水平的提高并不必然导致幸福感水平的相应提高，他人收入的增长会抵消自身收入增长所带来的幸福感的增强[18]。同样的观点得到了许多学者的认同[19-21]。在随后的研究中费雷尔指出，相对收入效应在不同收入阶层也是有差异的，当收入水平比较低时，绝对收入的增长能够导致幸福感的增强，但当收入达到一定水平后，绝对收入对幸福感的作用弱化，而相对收入的影响则更为重要[13]。

国内相关研究中田国强、杨立岩运用经济学方法的系统研究指出相对收入是“幸福悖论”产生的重要原因[14]。罗楚亮的研究同样验证了收入增长会提升幸福感，但相对收入对于幸福感的决定具有更加重要的影响[22]。官皓指出收入水平对幸福感影响不存在显著影响，而相对地位则对幸福感存在显著正向影响[23]。

对于相对收入的测量主要有两种办法：一种是以选定的某个因素作为标准，然后加入对比组，对比组与标准组之间的差即为相对收入；另一种则通过直接询问受访者关于对自身所处的经济地位的自我评价，这样可以较为精确地表达受访者的个人感受[24]。官皓指出在判断相对收入地位对幸福感的影响时第二种度量方法更加合适，同时变量名“相对地位”更加贴切[23]，因此本文选用主观判定的度量方法，潜变量相对地位由一个观测变量主观收入地位进行测量。

对于“80后”这一特殊群体而言，收入水平与相对地位如何影响幸福感有待考察，鉴于收入水平与相对地位对于幸福感的正向影响得到了普遍的认同，因此提出以下假设。

假設1：收入水平对“80后”幸福感存在显著正向影响

假设2：相对地位对“80后”幸福感存在显著正向影响

由于个人收入和家庭总收入均会对人们的消费与幸福感产生重要影响，因此本文的潜变量收入包含个人收入与家庭总收入两个测量变量。

2.消费支出与幸福感

作为经济因素的另一个重要指标，消费支出对幸福感影响的研究相对较少，齐默尔曼（Zimmerman）认为微观数据的限制是一个很重要的原因[15]，有学者认为挣钱就是为了花钱，收入可作为消费的代理变量，因此可以运用收入数据代替消费数据进行研究，然而吉伦（Guillen）等学者研究发现，对于幸福感而言，消费支出和收入水平并不是相互替代的，它们对幸福感有着相对独立的影响[25]。齐默尔曼研究发现消费支出对幸福感的影响系数远大于收入水平，不同消费类别与幸福感的影响差别显著，用于个人健康和服饰的物质消费最有助于幸福感产生[15]。诺尔（Noll）和韦克（Weick）的研究同样也获得了类似的结论，即不同消费类别对幸福感影响有着显著差异，娱乐休闲类消费与服饰类消费对幸福感影响显著，而食品类与居住类消费的影响并不显著[16]。许玲丽指出收入水平与消费支出的增加均能显著提升幸福感，但消费支出的影响更大[26]。胡荣华研究发现消费支出的绝对值和相对值对幸福感均存在显著的正向影响，分类消费支出的占比与幸福感的关系差异较大，服饰类消费、休闲类消费、人情类消费支出对幸福感影响显著[27]。

尽管收入、消费对幸福感的显著影响得到了证实，然而关于收入水平、相对地位、消费支出影响幸福感的逻辑关系仍未清晰。收入水平、相对地位、消费支出对幸福感的影响是独立存在还是相互作用的结果仍然未知。既然消费是收入的稳定函数、挣钱是为了花钱得到普遍认同，那么“挣钱”对幸福感的影响是否通过“花钱”获得？即收入水平、相对地位的提高是否通过增加消费来提升幸福感？因此提出以下假设。

假设3：消费支出对“80后”幸福感存在显著正向影响

假设4：收入水平通过消费支出的中介作用显著正向影响“80后”幸福感

假设5：相对地位通过消费支出的中介作用显著正向影响“80后”幸福感

以往研究揭示，所有消费类别中对幸福感具有显著影响的均集中在服饰、娱乐休闲与人情往来三个方面，因此，本文潜变量“消费支出”选择服饰类消费、休闲类消费、人情类消费三个观测变量。

3.群体差异与模型群组比较

早期社会学家涂尔干认为人类不能只以个体的方式存在，更不会是完全同质的整体，因此人的心理与行为必须要放到社会群体的范畴中加以了解。社会中的人依据不同划分标准会形成不同属性的社会群体，例如依据教育水平划分的高学历与低学历、依据成长环境划分的城市与乡镇，等等，不同群体之间往往由于享受社会资源与能力的不同而具有相对的强弱之分。不同群体共同构成了整体，要全面认识整体必须先了解每个群体，比较不同相对优势与相对劣势群体间收入水平、相对地位、消费支出对幸福感影响的差异更有助于全面深入揭示“80后”的幸福感是如何受到经济因素影响的。

教育水平与幸福感的相关关系得到了许多学者的验证[28-29]，教育水平与收入、消费密切相关也得到了普遍认同，高学群体比低学历群体往往拥有更好的工作、更高的收入、更多的机会，从而形成了高、低学历群体间心理与行为的差异。

城乡差异以及城乡不平等的相关研究一直是学者关注的焦点，已有研究表明中国城乡差异体现在方方面面

[30-32]，客观存在的社会属性差异已经促使了居民主观层面态度与观念的分化 [33-34]。成长环境中的城乡差异是最为根深蒂固的，出生在城市的人，在资源环境、社交环境、家庭环境、教育环境等各个方面均比出生在农村的人存在极大的优势，自然也会形成不同城乡群体间行为规范与价值观念的差异。

中国的户籍制度自20世纪50年代建立以来，成为刻画中国社会结构不平等的最重要参数，影响和决定着资源与机会的分配[35]，上海户口由于其“高含金量”长期受到广泛关注，因此“80后”中是否拥有上海户籍往往会由于资源与心理层面的差异而形成行为与观念的差异。

基于上述分析，依据不同划分标准形成的社会群体间往往在背景、资源、机会等多方面存在较大的差异，因而会形成相对优势与相对劣势群体：以教育水平为划分依据时，高学历群体比低学历群体享有更多的优势，因此高学历群体即为相对优势群体，低学历群体则为相对劣势群体；以成长环境为划分依据时，城市长大群体则为相对优势群体，乡镇长大群体则为相对劣势群体；以户籍为划分依据时，上海户籍群体为相对优势群体，非上海户籍为相对劣势群体。本研究对相对优势与劣势群体的比较是全部样本以某一种划分标准后的两两群体比较，共包括3组相对优势与相对劣势群体的比较：高学历群体与低学历群体，城市长大群体与乡镇长大群体，上海户籍群体与非上海户籍群体。相对优势群体与相对劣势群体之间禀赋的差异必然会导致行为与心理的差异，也会导致收入水平、相对地位、消费支出对幸福感影响路径的差异，因此提出以下假设。

4.结构方程概念模型

幸福感的经验研究通常是由调查者主观打分的方式获得[36]。本文中潜变量“幸福感”包含2个五分制观测变量：“感觉幸福”和“感觉愉快”。根据假设1、2、3、4、5，建构潜变量收入水平、相对地位、消费支出对幸福感影响的结构模型，结合相应确定的观测变量构成了本文的概念模型，详见图1。

本文运用SEM群组比较方法对假设6、7、8进行验证，通过P值检验判定不同群体之间是否存在显著差异，通过群组比较参数矩阵Z值判定法找到不同群体之间存在差异的路径，研究方法严谨科学且更加清晰直观。

三、变量与数据

1数据来源

为全面深入了解“80后”这一特殊群体，复旦大学2012—2013年对上海市“80后”进行了大规模的抽样入户基线调查（FYRST），调查内容包括“80后”的家庭、经济、教育、幸福感等方面。FYRST调查采用分层概率抽样，样本涵盖上海17个区，40个街镇，每个街镇抽取2个社区，为平衡人口数量，浦东选取5个社区，闵行、松江和普陀选取3个社区，共选取85个社区，每个社区随机选取150个地址，将选中地址中的“80后”作为入户调查对象，有效样本数共2362，剔除收入、消费无效样本，最终有效样本数为2288。

2. 变量说明

概念模型中包含4个潜变量和8个观测变量，其中收入水平、相对地位为自变量，消费支出为中介变量，幸福感为因变量，变量说明详见表1。

3. 变量特征描述

由于收入水平、消费支出的观测变量分值根据样本20%、40%、60%、80%分位划分获得，因此数值绝对离散分布。从绝对值上看，个人收入平均值为60992元，家庭总收入平均值为115702元，个人收入平均值已经较大程度地超过了上海2012年人均平均收入（40188元）（《上海统计年鉴2012》），“80后”在城市经济活

动中已经占据重要地位，已经成为社会经济发展的中坚力量。

消费支出均值由大至小依次为服饰类消费、人情类消费、休闲类消费。主观收入地位均值非常接近中心点，且方差较小，数值分布集中，可以看出客观收入条件与主观收入地位的数据分布存在较大差异，因此研究二者之间的差异与关系存在必要性。幸福感测量模型中感觉幸福与感觉愉快均值较大，方差相对也较大，表明“80后”的幸福感普遍较强，但不同个体间存在较大差异，详见表3。

四、模型统计与结果分析

1. 测量模型的信度与效度检验

所有观测变量高低分组的t检验均显著（高低分组以27分位数及73分位数进行拆分），全部变量具有较好的鉴别力。由于本文样本数高达2288（>1000），样本均值总是近似地服从正态分布，可以选用ADF统计方法，因此本文的样本数据适合进行SEM分析。

将收入水平、消费支出、幸福感的测量模型进行多因子验证性分析，组成信度均大于06的标准，平均變异数萃取量（AVE）均接近05的标准[37]，观测变量的因素负荷量均大于06的标准，信度系数（SMC）均大于036的标准，详见表4，表明所有测量模型（CFA）全部具有较好的信度与效度，适合进行SEM分析。

2. 基于整体“80后”的模型适配度检验与模型优化

基于FIRST调查数据对概念模型进行拟合，输出结果显示，适配度指标FGI值、AGFI值、IFI值、CFI值均大于09，RMSER值小于008，均符合适配度指标理想标准，而卡方自由度比（χ2/DF）值为6788，不符合适配度指标理想标准，详见表5。χ2/DF容易受到样本量大小的影响，针对样本量大小的不同宜采用不同的理想标准，一般当样本量较小时，χ2/DF理想值应小于3，当样本量较大时，χ2/DF理想值应小于5。本研究的样本量高达2288，因此选择χ2/DF<5的标准，χ2/DF值为6788>5，仍然需要对模型进行优化。

当模型中有中介变量存在时，自变量与因变量之间的关系应以总效应、间接效应、直接效应来诠释更为准确。总效应=直接效应+间接效应，总效应代表自变量对因变量的总体影响系数，间接效应代表自变量透过中介变量对因变量的影响系数，而直接效应代表不通过中介变量直接对因变量影响的部分，即模型路径图中显示的路径系数，收入水平、相对地位、消费支出对幸福感影响的总效应、直接效应、间接效应详见表6。

从总效应看，收入水平、相对地位、消费支出对幸福感影响均显著，因此对于整体“80后”而言，接受研究假设1、假设2、假设3，即收入水平、相对地位、消费支出对“80后”的幸福感均存在正向显著影响，影响程度由大至小依次为消费支出、收入水平、相对地位。收入水平完全通过消费支出影响幸福感，而消费支出并不是相对地位影响幸福感的中介变量。收入水平对幸

福感影响路径的直接效应不显著，间接效应显著，表明收入水平的提高对幸福感的提升完全通过增加消费获得；相对地位对幸福感影响路径的直接效应显著、间接效应不显著，表明主观相对地位对幸福感的提升作用比较独立，并不会通过增加消费获得。因此对于整体“80后”而言，接受假设4，拒绝假设5。

3. 不同群组模型差异比较：“相对收入效应”的优势群体选择

优化后模型的拟合是建立在所有“80后”同质性的假设基础之上的，然而“80后”的内部结构却是异质性的，因此需要对不同教育水平、不同成长环境、不同户籍群体之间的差异进行比较。运用

结构方程模型的群组比较方法，通过计算不同群组之间模型路径系数以及模型变量均值的差值，能更加直观精确地揭示不同群组之间的差异。

按照不同教育水平划分进行高、低学历群组比较，大学本科学历往往被看作高学历的起点，因此本研究将大专及以下学历的1437个样本定义为低学历群体，大学本科及以上学历的851个样本定义为高学历群体。按照不同成长环境划分进行城乡群组比较，以个人14岁以前主要居住地的城乡类别作为成长环境变量，其中乡镇1088个样本，城市1197个样本，境外长大3个样本，忽略境外长大群体，其余共2285个样本进行城乡比较。按照不同户籍划分进行上海户籍与非上海户籍的群组比较，其中上海户籍1667位，非上海户籍621位。

群组比较输出结果显示只有相对地位对幸福感的影响在不同群体间存在显著差异，收入水平、消费支出对幸福感影响在不同群体间并无显著差别。相对地位对幸福感影响在不同群体间的差异表现出了有趣的一致性，即相对收入效应只适用于相对优势群体（高学历、城市、上海户籍）而并不适用于相对劣势群体（低学历、乡镇、非上海户籍）。

运用结构方程模型进行群组比较时，需要在不受任何限制的情况下假设不同群组模型中所有因素负荷量不存在显著差异（Unconstrained Model），在不受因素负荷量的影响下假设不同群组模型中所有路径系数不存在显著差异（Measurement weights Model），以及在不受路径系数的影响下假设不同群组模型中所有相关系数不存在显著差异（Structural weights Model），当P值大于005时表明两群组模型不存在显著差异的假设成立，因此将不同教育水平、不同成长环境、不同户籍3组群组的4个因素负荷量、5个路径系数、3个相关系数均设定无显著差异，结果显示3组群组比较均只有路径系数无显著差异假定的P值检验小于005，表明3组群组比较均至少有一个路径系数存在显著差异，群组模型比较参数详见表7，群组比较标准化系数详见图4。

检查群组比较参数矩阵显示3组群组比较路径系数的ztest值大于196的均体现在b2-1与b2-2这组路径上，即相对地位对幸福感影响的路径系数在不同教育水平、不同成长环境、不同户籍群组间均显著差异：相对优势群体（高学历、城市、上海户籍）的相对地位对幸福感在0001水平下均显著，而相对劣势群体（低学历、乡镇、非上海户籍）相对地位对幸福感的路径系数均不显著，因此接受假设6、假设7、假设8，即不同教育水平、不同成长环境、不同户籍的“80后”幸福感经济影响因素模型的群组间存在显著差异。

通过群组比较的P值检验可以找到不同群组模型间究竟是哪些路径存在差异，而比较不同群体之间自变量对因变量的影响路径的影响效应则能更清晰量化不同群体间的差异，不同群体间自变量的总效应、直接效应、间接效应的比较详见表8。

相对优势群体模型中各变量之间的路径关系体现出了极强的一致性：收入水平、相对地位、消费支出均正向显著影响幸福感，其中相对地位、消费支出的影响较大，而收入水平的影响最小；相对地位对幸福感的影响不受消费支出的中介作用而独立存在，而收入水平则完全通过消费支出的中介作用来影响幸福感。高学历群体相对地位对幸福感影响总效应（0217）大于收入水平（0133）与消费支出（0205）；城市、上海户籍群体的相对地位对幸福感影响总效应（0221、0180）均大于收入水平（0138、0142）并接近于消费支出（0237、0188），可以看出相對优势群体幸福感更加受到相对地位、消费支出的影响。相对地位对幸福感影响的直接作用均显著，间接作用均不显著，表明消费支出的中介效应不存在；收入水平对幸福感影响的直接效应均不显著，间接效应显著，表明消费支出是收入水平影响幸福感路径中的完全中介变量，即收入水平提高完全通过增加消费从而显著提升幸福感，详见表5。因此对于相对优势群体而言，接受假设1、假设2、假设3、假设4，拒绝假设5。

对于相对劣势群体而言，模型中各变量之间的路径关系既体现出了一定的一致性又存在明显的不同。一致性体现在相对收入对幸福感的影响均不显著，不同体现在乡镇、非上海户籍群体的幸福感只受到收入水平的显著影响

这里需要说明的是，对比城市、上海户籍群体消费支出路径系数显著，可以看出，尽管不同成长环境、不同户籍群组比较的P值检验中显示，消费支出对幸福感的影响在强弱群体间不存在显著差异，但仍然存在一定的差别。，因此只接受假设1，拒绝假设2、假设3、假设4、假设5。而低学历群体的幸福感同时受到收入水平、消费支出的显著影响，同时收入水平直接效应不显著、间接效应显著，表明低学历群体收入水平完全通过消费支出影响幸福感，因此接受假设1、假设3、假设4，拒绝假设2、假设5。

总体来看，不同属性群体幸福感经济影响因素不同，不同划分依据的相对优势与相对劣势群体间既有一致又有差异。所有群体均接受假设1，并拒绝假设5，即收入水平对所有“80后”的幸福感均存在显著正向影响，同时相对地位对幸福感的影响均不会通过消费支出获得，而差异则显著体现在相对地位对不同相对优势与相对劣势群体间的影响上。

对于“80后”而言，相对收入效应只适用于相对优势群体，并且其影响程度大于收入水平，这一结论的发现拓展了费雷尔关于相对收入效应的高收入群体适应性的结论内涵[13]，社会中相对优势群体的主观意识更强，其幸福感更加依赖于对自我经济地位的肯定，而相对劣势群体的幸福感只依赖于客观收入与消费。

4. 不同群组潜变量均值差异比较：相对优势与相对劣势群体间的“幸福悖论”

比较不同群体模型变量的均值差异，不仅能揭示不同群体之间的差异，更能进一步挖掘相对收入效应在不同群体差异形成的结果。将低学历、乡镇、非上海户籍群体模型的收入水平、相对地位、消费支出、幸福感的均值均设为0，高学历、城市、上海户籍群体的相应设为m1_2、m2_2、m3_2、m4_2。不同群组比较结果显示均值全等假定P值为0000<005，表明不同教育水平、不同成长环境、不同户籍群组间各变量均值均存在显著差异，均值比较结果统计详见表9。

相对优势与相对劣势群体间并没有遵循收入水平越高则幸福感更高的规律，却体现出来

相对劣势群体收入低，幸福感并不低甚至更高的“幸福悖论”现象。高学历、城市、上海户籍群体与低学历、乡镇、非上海户籍群体比较，相对地位、幸福感均值的增幅显著小于收入水平，表明相对优势群体普遍低估自己的相对收入地位，在相对地位对幸福感的显著作用下，被低估的相对地位的压抑效应降低了幸福感水平。从不同教育水平群组比较看，高学历群体比低学历群体的收入水平均值高096，而相对地位却只高了017（增幅相差079），幸福感均值增加004（增幅相差092）；从不同成长环境群组比较看，城市群体比乡镇群体的收入水平均值高059，相对地位均值却低了003（增幅相差062），幸福感均值低了008（增幅相差067）；从不同户籍群体比较看，上海户籍群组的收入水平均值比非上海户籍群体高025，相对地位却低了001（增幅相差026），幸福感低了005（增幅相差030）。

不同相对优势与相对劣势群体间消费支出均值的差异并没有表现出完全的一致性，但消费支出对“幸福—收入”相悖程度却仍表现出了较强的关系。高学历、城市群体与低学历、乡镇群体比较，消费支出均值的增幅均显著低于收入水平均值的增幅，差值分别为049、027；而上海户籍群体与非上海户籍群体比较，消费支出均值的增幅却略高于收入水平均值的增幅，差值为011。对比不同相对优势与相对劣势群体间的消费支出、幸福感增幅与收入水平增幅的差值可以看出，幸福感与收入水平增幅的差值会随着消费支出与收入水平增幅差值的变化而变化：消费支出增幅与收入水平增幅差值增大，幸福感与收入水平增幅差值同时增大；消费支出增幅与收入水平增幅差值减小，幸福感与收入水平增幅差值同时减小。

综上所述，相对收入效应适用于“80后”中的相对优势群体，并不适用于相对劣势群体；相对优势群体普遍低估自己的相对地位，因此在相对收入效应的压抑作用下，最终降低了自身的幸福感，形成了相对优势与相对劣势群体间的“幸福悖论”。相对收入效应的群体选择性成为“幸福悖论”的决定经济因素，而消费支出则是影响不同相对优势与相对劣势群体间“幸福—收入”相悖程度的重要经济因素。

五、结语

“80后”作为中国承上启下的一代青年，有着极为特殊的成长经历与价值理念，他们获得幸福的路径同样具有特殊性。在当前“物质主义”盛行、社會竞争激烈、家庭压力巨大、多元复杂的社会背景下，揭示“80后”不同相对优势与相对劣势群体间幸福感及其经济影响因素差异，不仅对全面提升“80后”幸福感具有重大意义，更有助于深入剖析当前中国青年相对优势与相对劣势群体间心理及社会层面的异同。

基于FYRST大样本调查数据，本文深入分析了“80后”幸福感的经济影响因素的作用机制及其群体差异，主要得出以下几个基本结论：第一，从“80后”整体特征上看，收入水平、相对地位、消费支出对幸福感均存在正向显著影响。收入水平对幸福感的影响完全通过消费支出获得，而相对地位对幸福感的影响并不通过消费支出的中介作用而独立存在。第二，幸福感的经济影响因素在不同属性群体间存在显著差异，相对收入效应只适用于相对优势群体，并不适用于相对劣势群体。相对优势群体的幸福感更加受到相对地位、消费支出的影响，而收入水平的影响较小；相对劣势群体的幸福感则主要受到收入水平的影响。第三，相对优势群体普遍低估自身的相对地位，在相对地位的压抑效应下，相对优势群体尽管收入水平较大程度地超过了相对劣势群体，但并没有相应获得更多的幸福感，形成了相对优势与相对劣势群体间的“幸福悖论”。第四，相对优势与相对劣势群体间“幸福—收入”相悖的程度随着消费支出的变化而变化。

提高中国青年的幸福感水平任重而道远。不同社会群体幸福感影响因素存在较大的差异，因此根据不同群体需求提出针对性的意见及策略则更加有助于全民幸福感水平的提高。“80后”相对劣势群体与相对优势群体相比，收入水平仍然较低，而他们幸福感的提升却主要依赖于收入水平的提高，因此注重低收入群体收入水平的提高将有助于社会相对劣势群体幸福感的提升。相对优势群体与相对劣势群体相比尽管收入水平更高，但却没有得到更多的幸福感，甚至更低。对相对优势群体而言，“挣钱”已经不是提升他们幸福感的主要因素，“认为自己有钱”和“花钱”变得更加重要，但同时他们并没有因“挣钱”的增多而相应提升“认为自己有钱”和“花钱”的水平。相对优势与相对劣势群体间的“幸福悖论”揭示出了当前中国“80后”乃至整个中国青年呈现的社会现象：即相对优势群体往往承受着更大的社会压力与精神压力，自我意识较强而自信心却较弱。因此，一方面，要注重并有效引导相对优势群体释放压力、增强自信、轻松消费、享受生活将更加有助于幸福感的提升，另一方面，政府不应当只以追求经济增长为关键目标，更要注重精神文明的建设，增加家庭生活质量、健康水平、精神文明等非物质产品生产上的公共支出，避免全民竞争意识与压力过大，注重创造公平且轻松的社会环境以提升全民的幸福感水平。

参考文献：

[1]周石.80后员工职业观分析[J] .管理世界，2009（4）：184-185.

[2]张梦霞，王斯洋.中国城市“80后”人群奢侈品消费动机维度的实证研究[J].首都经济贸易大学学报，2010（3）：62-67.

[3]DIENER E， BISWASDIENER R. Will money increase subjective wellbeing？ [J]. Social Indicators Research， 2002， 57（2）： 119-169.

[4]LEVER J P. Poverty and subjective wellbeing in Mexico[J]. Social Indicators Research， 2004， 68（1）： 1-33.

[5]张学志，才国伟. 收入、价值观与居民幸福感——来自广东成人调查数据的经验证据[J]. 管理世界，2011（9）：63-73.

[6]邢占军. 我国居民收入与幸福感关系的研究 [J]. 社会学研究，2011（1）：196-219.

[7]EASTERLIN R A. Does economic growth improve the human lot？ some empirical evidence [M]//DAVID P A， MELVIN W R. Nations and Households in Economic Growth. New York： Academic Press，1974：89-125.

[8]BLANCHFLOWER D G， OSWALD A J. Wellbeing over time in Britain and the USA[J]. Journal of Public Economics，2004， 88（7-8）： 1359-1386.

[9]VEENHOVEN R， EHRHARDT J， HO M S D. Happiness in nations： subjective appreciation of life in 56 nations 1946-1992 [M]. Rotterdam， Netherlands： Erasmus University Rotterdam， 1993：1-2.

[10]何立新，潘春陽.破解中国的“Easterlin悖论”：收入差距、机会不均与居民幸福感[J]. 管理世界，2011（8）：11-22.

[11]CLARK A E， OSWALD A J. Satisfaction and comparison income[J]. Journal of Public Economics， 1996， 61（3）： 359-381.

[12]OSHIO T， KOBAYASHI M. Arealevel income inequality and individual happiness：evidence from Japan[J]. Journal of Happiness Studies， 2011， 12（4）：633-649.

[13]FERRERICARBONELL A. Income and wellbeing： an empirical analysis of the comparison income effect[J]. Journal of Public Economics， 2005， 89（5-6）：997-1019.

[14]田国强，杨立岩. 对“幸福—收入之谜”的一个解答[J]. 经济研究，2006（11）：4-15.

[15]ZIMMERMANN S. The pursuit of subjective wellbeing through specific consumption choice [R]. SSRN 2484660，2014.

[16]NOLL H， WEICK S. Consumption expenditures and subjective wellbeing： empirical evidence from Germany[J]. International Review of Economics， 2015， 62（2）： 101-119.

[17]EASTERLIN R A. Will raising the incomes of all increase the happiness of all？[J]. Journal of Economic Behavior & Organization， 1995， 27（1）： 35-47.

[18]EASTERLIN R A. Income and happiness：towards a unified theory[J]. The Economic Journal， 2001， 111（473）： 465-484.

[19]HARING M J， STOCK W A， OKUN M A. A research synthesis of gender and social class as correlates of subjective wellbeing[J]. Human Relations， 1984， 37（8）： 645-657.

[20]DIENER E， BISWASDIENER R. Will money increase subjective wellbeing？[J]. Social Indicators Research， 2002， 57（2）： 119-169.

[21]RAVALLION M， LOKSHIN M. Identifying welfare effects from subjective questions[J]. Economica， 2001， 68（271）： 335-357.

[22]罗楚亮. 绝对收入、相对收入与主观幸福感——来自中国城乡住户调查数据的经验分析[J]. 财经研究，2009（11）：79-91.

[23]官皓. 收入对幸福感的影响研究：绝对水平和相对地位[J]. 南开经济研究，2010（5）：56-70.

[24]GRAHAM C， PETTINATO S. Happiness， markets， and democracy： Latin America in comparative perspective[J]. Journal of Happiness Studies， 2001，2（3）： 237-268.

[25]GUILLENROYO M. Consumption and subjective wellbeing： exploring basic needs， social comparison， social integration and Hedonism in Peru[J]. Social Indicators Research， 2008， 89（3）： 535-555.

[26]許玲丽，龚关，艾春荣. 幸福， 赚钱还是花钱？[J]. 财经研究，2016（6）：17-26.

[27]胡荣华，孙计领. 消费能使我们幸福吗？ [J]. 统计研究，2015（12）：69-75.

[28]OSWAL A J. Happiness and economic performance[J]. The Economic Journal， 1997， 107（445）： 1815-1831.

[29]CLARK A E. Unemployment as a social norm： psychological evidence from panel data[J]. Journal of Labor Economics， 2003， 21（2）： 289-322.

[30]房莉杰. 我国城乡贫困人口医疗保障研究[J]. 人口学刊，2007（2）：48-53.

[31]张云武. 不同规模地区居民的人际信任与社会交往 [J]. 社会学研究，2009（4）：112-132.

[32]吴愈晓. 中国城乡居民的教育机会不平等及其演变（1978—2008） [J]. 中国社会科学，2013（3）： 4-21.

[33]张军华. 幸福感城乡差异的元分析[J]. 社会，2010（2）：144-155.

[34]高学德，翟学伟. 政府信任的城乡比较[J]. 社会学研究，2013（2）：1-27.

[35]郑冰岛， 吴晓刚. 户口、“农转非”与中国城市居民中的收入不平等[J]. 社会学研究， 2013（1）：160-181.

[36]SENIK C. When information dominates comparison：a panel data analysis using Russian subjective data[J]. General Information， 2002， 88（3）：2099-2123.

[37]FORNELL C， LARCKER D F. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error[J]. Journal of Marketing Research， 1981， 18（1）： 39-50.

[责任编辑方志]