1. 引言

人类一刻不停地追寻幸福快乐，这永恒的主题也在不断地引发学术思辨。近几年，中国经济迅速发展不仅让社会结构变化，也让人们的生活质量得到巨大改善，作为一个焦点问题——“幸福感”引发社会各界高度关注(刘军强、熊谋林与苏阳，2012) [1] 。改革开放以来，经济市场化以及城乡一体化不断拉大了单个家庭间收入的差距，尤其是20世纪末期的中国社会阶层关系剧变，出现了大规模、迅速的社会阶层分化及重组(朱光磊与陈娟，2008) [2] 。凡此情况都有可能会影响人们的心理比对参照系，继而直接或者间接地去影响个人的幸福感。因此，考虑到中国居民家庭收入差距不断扩大的现实情况，我们可以将社会个体视为家庭整体中的个体，分析其经济状况、社会阶层变动对居民幸福感的影响。这种分析对于梳理中国经济大爆发时期以来居民幸福感的演变脉络至关重要，也对于未来构建和谐社会和实现“中国梦”具有重要意义。本研究使用1998年的《武汉人形象调查》数据，分析家庭年收入水平和社会阶层以及它们的变化对居民幸福感的影响，以便探究它们之间的逻辑关系。

2. 文献回顾

2.1. 家庭年收入与幸福感的关系

Easterlin (2010)指出，当一个国家的经济增长导致其变得更加富裕时，国民的平均幸福感并不一定会提高。这就是所谓的“Easterlin悖论”，它适用于发达国家和发展中国家 [3] 。根据2001年的世界价值观调查(WVS)数据，Knight、Songand Gunatilaka (2009)分析了中国农村居民的幸福感，并发现绝对收入水平和家庭财富对提高幸福感的作用相对较弱 [4] 。此外，张辉(2014)根据CGSS2008数据进行了量化研究，并得出结论说明居民幸福感不随着收入水平提高而增加。因此，很多人认为提高收入并不一定会提高幸福感。当然，一些学者对Easterlin悖论提出了挑战 [5] 。

Stevenson and Wolfers (2008)通过对多个数据来源进行汇总分析，发现在样本国家中，居民的经济状况和主观幸福感之间存在一定的稳定关系 [6] 。他们发现，随着经济的增长，人们的幸福感也会提高，而绝对收入的作用比相对收入更为明显。邢占军(2011)在比对国内6个省会城市的调查数据后发现，目前城市居民的个人收入与其幸福感呈正相关关系；高收入群体的幸福感显著高于低收入群体 [7] 。Tsui (2014)在研究“1999~2002年台湾社会变迁基本调查数据”时发现，尽管边际效应递减，但绝对收入较高的台湾人更快乐和幸福 [8] 。刘宏、明瀚翔和赵阳(2013) [9] 也承认，虽然长期来看，居民的幸福感并未随着国家财富的增加而提高，但短期内收入水平和幸福感呈正相关关系 [3] 。

在收入分配方面，人们相对收入水平对其幸福度有着深刻的影响。张学志和才国伟(2011)利用“2008年广东省调查数据”进行回归分析，发现绝对收入与幸福感之间存在明显的倒U型关系，达到11.3万元的单人年收入是幸福感的“临界点” [10] 。一旦相对收入得到控制，绝对收入的幸福效应也将不再显著。这也证实了田国强和杨立岩(2006)构建的收入和幸福水平之间倒U型关系模型 [11] 。此外，针对台湾地区的研究发现，相对收入显著且正面影响着幸福感指标(Tsui, 2004) [8] 。由于中国人长期受到儒家思想的影响，家庭和门第观念更强。因此，在中国，家庭年收入是更合理衡量绝对收入水平的指标，这相对于西方国家更为重要。

Knight et al. (2009)的研究从农户家庭的角度出发，探究了经济收入水平与幸福感之间的关系 [4] 。他们发现，由于信息搜集和社会互动的限制，农户主要以周围村庄为参照标准，将自己家庭的经济状况与周围农户家庭自评的经济状况进行比较，从而影响了他们的幸福感。所以不难得出周围村庄中其他农户家庭自评的经济状况与自身经济状况之间的差距是影响农户幸福感的重要因素这一结论，故本文可提出研究假说1：

假说1：家庭年收入会正向显著影响居民的幸福感。

2.2. 社会阶层对幸福感的影响

社会阶层是按照一定等级标准，将全体社会成员划分为不同的社会群体，彼此之间存在着明显的区别。对社会地位的认知是人们在考虑经济、社会和政治等因素后，对其身份、阶层和家庭地位进行评判的结果。马克斯·韦伯(Max Weber)认为，除了经济因素外，人们的阶层状况还应该从权力、身份和社会声望等维度来考量。社会阶层与家庭经济状况之间既存在关联性，也存在明显差异。与经济条件类似，社会阶层同样会对幸福感造成冲击，这种情形更多地反映在家庭上。Islam、Eduardo and Hamilton (2009)采用了巴西东南部城市Belo Horizonte的576个居民数据，利用因果步骤方法验证了社会阶层的中介效应。他们发现，收入水平透过社会阶层认知程度来影响幸福感 [12] 。如果控制好社会阶层认知，收入就不再对幸福感产生显著影响。吴丽民和陈惠雄(2010)回归分析了“浙江省小城镇居民幸福感状况调查数据”，提出了收入对幸福感的相关观点：很明显的是，通过社会状况这个中间变量，收入对幸福感造成的间接效果比其直接影响的幸福效应要强 [13] 。刘欣(2007)将城市居民划分为5个阶层，发现社会上层和中产阶层的幸福感显著高于低社会阶层，而幸福感最高的反而是社会中产阶层 [14] 。周明洁和张建新(2007)综合1308个农村居民的调查数据发现，不同社会阶层居民的幸福感存在较大差异。社会阶层对居民的主观幸福感影响明显，但两者的变化路径并不一致 [15] 。

随着社会经济的发展，越来越多的学者关注社会阶层与幸福感之间的关系。Knight等人(2009)分析了中国农村居民社会阶层对幸福感的影响，发现如果农户认知到自身家庭在社区中的地位在过去5年或未来5年内有所提高，他们的幸福感就会提升；反之，幸福感则会减弱 [4] 。依托CGSS2006的数据研究发现，社会阶层对居民幸福感具有显著正面影响，但这种影响存在明显的城乡差异(闫丙金，2012) [16] 。综上，本文提出以下研究假设：

假说2：居民社会阶层感知会正向显著影响居民的幸福感。

假说3：家庭年收入会正向显著影响居民的社会阶层感知。

假说4：家庭年收入会影响居民的社会阶层感知，从而影响居民的幸福感。

3. 数据、变量与模型

3.1. 数据来源

本文使用了1998年武汉人形象调查的数据，该调查由武汉大学发起，旨在了解武汉居民的生活、就业状况以及对武汉人形象等问题进行全国性大型社会抽样调查。问卷一共包含93道题目，涵盖基本情况、武汉人形象、武汉人的精神面貌和行为方式以及武汉人的基本素质与价值观念四大类问题。调查共获取了3009个样本数据。为了保证数据的质量，我们根据所选变量删除了“其他”、“不知道”、“拒绝回答”的样本，最终得到了包含2852个样本的数据集。这些数据将被用于分析经济状况和社会阶层对幸福感的影响。

3.2. 变量及其描述

(1) 被解释变量。幸福感是一种心理感受，其来源是个体根据自身心理标准对生活质量的整体描述和评价(Veenhoven, 1984) [17] 。幸福感的测量通常将其划分为几个程度不同的等级，然后让受访者自行选择自己感知到的总体幸福程度。这种测量方法可以更好地反映个体的主观感受和评价，为研究幸福感的影响因素提供了重要依据。根据已有研究可知家庭的夫妻关系会影响居民的幸福感(刑占军，2011 [7] ；张学志等人，2011) [10] ，固结合《武汉人形象调查》1998年的数据，本文运用问卷中“您对自己的如下方面感到满意吗？”问题下的三个子问题“物质生活”、“精神生活”和“婚姻家庭”来描述居民的幸福感。

(2) 解释变量。基于研究假设，本文归纳了几个解释变量，包括家庭年收入和社会阶层及其变化感知。本文使用了《武汉人形象调查》1998年的数据，重新编码了A9变量，得出了衡量家庭年收入的一组数据。由于社会阶层是一个难以量化测量的指标，通常需要让人们选择自认为所在的阶层来表示。因此，本文依托《武汉人形象调查》1998年的数据，重新编码得出了衡量社会阶层感知的一组数据。这些解释变量将被用于分析经济状况和社会阶层对幸福感的影响。通过这种方法，不仅能够更好地理解各个变量之间的关系，也为进一步研究提供有力支持。

(3) 控制变量。先前的研究表明，影响幸福感的因素较为复杂。Dolan、Peasgood和White (2008)指出，目前已经确定了30种幸福感影响因素，可以大致归为7类 [18] 。其中，年龄、性别和教育程度等因素被视为解释幸福感的重要变量(Easterlin, 2010) [3] 。为了确定经济状况和社会阶层对幸福感的净效应，本文借鉴了以往研究的方法，控制了年龄、性别和教育程度这三个对幸福感具有显著影响的因素。通过这种方法，可以更好地理解经济状况和社会阶层对幸福感的实际影响，为进一步研究提供有力支持。

3.3. 研究模型

根据图1提出假设：

H1：家庭年收入正向显著影响社会阶层感知。

H2：社会阶层感知正向显著影响物质生活。

H3：社会阶层感知正向显著影响精神生活。

H4：社会阶层感知正向显著影响婚姻家庭。

H5a：家庭年收入透过社会阶层感知正向显著影响物质生活。

H5b：家庭年收入透过社会阶层感知正向显著影响精神生活。

H5c：家庭年收入透过社会阶层感知正向显著影响婚姻家庭。

根据前文所述，本文提出一个理论框架模型，具体如图1：

4. 数据分析结果

4.1. 相关分析

作为一种常用的统计方法，相关性分析主要用于验证变量之间的依存关系和相关程度。相关分析通常用于研究两两变量之间的相互关系，其相关系数值介于−1至1之间。如果相关系数大于0并带有星号，则表示变量之间存在显著正相关关系；如果相关系数小于0，则表示变量之间存在负相关关系。本研究将根据这一标准，对自变量和因变量之间的相关关系进行讨论。具体相关系数的数值见表1。通过这种方法，我们可以更好地理解各个变量之间的关系，为进一步研究提供有力支持。

注：^**p < 0.01。

由上表可知，变量家庭年收入与社会阶层感知(r = 0.422, p < 0.01)具有显著正相关；社会阶层感知与物质生活(r = 0.378, p < 0.01)具有显著正相关，社会阶层感知与精神生活(r = 0.223, p < 0.01)也具有显著正相关，社会阶层感知与婚姻家庭(r = 0.053, p < 0.01)同样具有显性正相关。

另外，自变量和因变量的各个维度之间相关关系也是正向的：说明家庭年收入与物质生活(r = 0.233，p < 0.01)具有明显正相关，家庭年收入与精神生活(r = 0.135, p < 0.01)也明显正相关，家庭年收入与婚姻家庭(r = 0.047, p < 0.01)正相关性明显。

4.2. 多元回归分析

回归分析是一种常用的统计方法，主要用于研究自变量与因变量之间的关系，即因变量如何随着自变量的变化而变化。通过回归分析，不难得出已知自变量估算因变量的总平均值。为了深入探究家庭年收入、社会阶层感知和居民幸福感之间的关系，本文对每个变量进行了多元回归分析，具体结果见表2。通过这种方法，可以更好地理解各个变量之间的关系，为进一步研究提供有力支持。

注：^**p < 0.01。

根据上表可知，将控制变量年龄、性别与学历放入第一层级的回归分析模型中，把社会阶层感知作为因变量进行分析，得出在模式一中F的统计值为76.85 (p < 0.01)，表示该模式一对阶层感知有显著的解释力度。

回归方程的模式二中，在模式一的基础上加入家庭年收入做自变量，整个回归方程的F统计值为189.839 (p < 0.01)，同样表示该模式二对阶层感知有显著的解释力度。另外，在模式二种标准化β = 0.382，显著性水平p < 0.01，表示家庭年收入正向而显著的影响着社会阶层感知，本质上说当居民家庭年收入高时，居民对阶层的感知力会提高，更加认同自己所处阶层，即假设H1获得支持。

注：^**p < 0.01。

根据表3，在有控制变量的回归分析模型中，把物质生活作为因变量进行分析，得出在模式一中F的统计值为44.622 (p < 0.01)，表示该模式一对阶层感知有显著的解释力度。

回归方程的模式二中，在模式一的基础上加入社会阶层感知做自变量，整个回归方程的F统计值为137.430 (p < 0.01)，同样表示该模式二对阶层感知有显著的解释力度。另外，在模式二种标准化β = 0.351，且p < 0.01，表示社会阶层感知对物质生活有显著的正向影响，也就是说当居民对阶层的感知力高是其所获得的物质生活越高即假设H2获得支持。

注：^**p < 0.01。

根据表4，把控制变量性别、年龄和学历放入第一层回归分析模型中，把精神生活作为因变量进行分析，结果显示在模式一中F的统计值为24.698 (p < 0.01)，表示该模式一对阶层感知有显著的解释力度。

回归方程的模式二中，在模式一的基础上加入社会阶层感知做自变量，整个回归方程的F统计值为47.183 (p < 0.01)，说明该模式二对阶层感知有显著的解释力度。并且在模式二种标准化β = 0.351 (p < 0.01)，表示社会阶层感知对精神生活有显著的正向影响，也就是说当居民对阶层的感知力高是其所获得的物质生活越高即假设H3成立。

据表5，在第一层回归分析模型中放入控制变量性别、年龄和学历，把婚姻家庭作为因变量进行分析，结果显示在模式一中F的统计值为45.969 (p < 0.01)，表示该模式一对阶层感知有显著的解释力度。

注：^**p < 0.01。

而在模式一的基础上加入社会阶层感知当作自变量，模式二中整个回归方程的F统计值为36.743 (p < 0.01)，说明该模式二对阶层感知有显著的解释力度。并且在模式二种标准化β = 0.55 (p < 0.05)，表示社会阶层感知对精神生活的显著正向作用即假设H4成立。只不过相对于其他假设的两星显著水平，H4略低，只是到一星显著。

4.3. 中介检验

综合上文的研究框架分析，若是验证社会阶层感知的中介效应，本文采用Baron和Kenny (1986)提出的经典中介分析方法，该方法包括三个基本步骤：首先，测试自变量和因变量之间的关系；其次，检验自变量和中介变量之间的关系；第三，通过在自变量和因变量之间的回归分析中添加中介变量，来确定中介效应的存在。如果自变量和因变量之间的关系在添加中介变量后消失，则表明存在完全中介效应；如果自变量和因变量之间的关系仍然存在，但是呈现减弱状态，则表明存在部分中介效应 [19] 。通过这种方法，我们可以更好地理解自变量、中介变量和因变量之间的关系，为进一步研究提供有力支持。

注：^**p < 0.01，^*p < 0.05。

表6是基于变量年龄、性别、学历的控制，对模型中的相关变量进行偏相关分析，因为本研究涉及到的变量关系可能会受到控制因素的干扰，所以在此采用变量间的偏相关分析来探究变量之间更深层次的内在关联。

为了验证社会阶层感知的中介效应，把其纳入家庭年收入和因变量物质生活的回归分析中去，其结果如表7所示：

注：^**p < 0.01。

由表7可知模式二中标准化β = 0.201 (p < 0.01)，模式三中标准化β = 0.078 (p < 0.01)。通过两者的比较得出模式三中的标准化系数明显小于模式二中的系数，而模式三是通过模式二添加中介变量得出，因此可以说明社会阶层感知在家庭年收入和物质生活之间起部分中介的作用。

同理为了验证中介变量社会阶层感知的中介效应，把其纳入自变量家庭年收入和因变量精神生活的回归分析中去，其结果如下表8：

注：^**p < 0.01。

根据表8得出模式二中标准化β = 0.109 (p < 0.01)，模式三中标准化β = 0.042 (p < 0.01)。通过两者的比较看出模式三中的标准化系数明显小于模式二中的系数，而模式三是通过模式二添加中介变量得出，因此可以说明社会阶层感知在家庭年收入和精神生活之间起部分中介的作用。

注：^**p < 0.01。

根据表9得出模式二中标准化β = 0.057 (p < 0.01)，模式三中标准化β = 0.041 (p < 0.01)。两者经过比较看出模式三中的标准化系数明显小于模式二中的系数，而模式三是通过模式二添加中介变量得出，因此可以说明社会阶层感知在家庭年收入和婚姻生活之间起部分中介的作用。

4.4. 研究结果

综合整个数据分析过程不难发现，本文研究模型当中涉及的4个直接假设与3个间接假设均成立。当然，值得一提的是因为模型数据的整体运行，本文还得出自变量和因变量各个维度之间的相关关系。因此本研究新的研究模型表现为如图2所示：

根据图2可知，自变量家庭年收入对因变量居民幸福感中的物质生活、精神生活和婚姻家庭三个子维度都有显著积极的影响；同时家庭年收入和社会阶层感知之间有呈现正向显著的关系，故假设H1成立；而社会阶层感知又分别正向影响着居民幸福感中的物质生活、精神生活以及婚姻家庭，即假设H2-H4同样得到支持而成立；另外，经过中介检验得出人们的家庭收入通过社会阶层感知正向影响着居民幸福感，并对其中的物质生活、精神生活和婚姻家庭都有间接效果，假设H5a-H5c都成立。

5. 研究结论

综合前文的分析来看，虽然财富并不是幸福的唯一因素，但它仍然是人们幸福感的基础条件之一，尤其是在如今的中国这样一个经济极速发展的阶段中(刘军强等人，2012) [1] 。本研究最终的实证结果说明：提高人们的经济收入可以直接提升其幸福感，但幸福感与家庭年收入并非简单的线性关系，经济收入的幸福效应存在顶点；其中经济收入指标尤其体现在家庭年收入当中，它可以直接的影响人们对所处社会阶层的感知，这份感知间接地影响着居民在物质条件、精神条件生活以及婚姻家庭中的幸福程度；当然，经济收入的多寡也对物质生活态度、精神生活态度和婚姻生活态度三者具有不同影响。

此外，攀比心理也会影响人们对幸福的感知，因此在劳动分配时应更加注重公平，限制某些行业、某些人群的过高收入，持续提高贫困人口的经济收入。此举不仅有助于提高整体幸福感，还有助于促进社会的和谐稳定发展。另外，社会阶层感知也会影响个人的幸福感，具体表现为人们在预见到自己所处的阶层层级时，会直接表现出对物质生活条件、精神生活条件甚至是婚姻家庭条件不同程度的追求，而三者又是构成居民幸福感的重要组成部分，随着阶层的变动对三者的影响随时都在改变，借此说明了“社会阶层维度”的重要性。

因此，在当前社会阶层急速分化、阶层重组的转型时期，需要通过税收、加快基础设施建设、提供优良的公共服务等措施，促进中国社会结构从金字塔型结构转向橄榄型结构，让更多底层阶级成为跃迁成为中产阶层，让下、中、上三个层级达到平衡，从而实现提高社会整体幸福感和促进社会和谐稳定发展的目标。

参考文献

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