青年群体的幸福感基于cgss数据的分析-黄立清.pdf

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1、自一半料侔制羊伯Z盥：-l卜 苴千rCG G黼挥的公j口黄立清摘要：本研究使用CGSS年度数据，采用二次分析的方法，对我国青年群体幸福感状况及其影响因素进行了分析。结果发现，青年群体样本总体幸福感明显高于全样本。进一步分析发现，在社会信心体验、成长进步体验、目标价值体验、心理健康体验、身体健康体验、心态平衡体验、人际适应体验方面，青年群体得分均明显高于全样本，但知足充裕体验方面得分明显低于全样本。组群差异和回归分析显示，性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、居住地属性、所在地区等因素会对青年群体幸福感产生影响，其中受教育程度和婚姻状况影响尤为明显。关键词：青年群体；幸福感；影响因素；组群差异；回归

2、分析研究背景幸福感被认为是体现人们主观生活质量的核心指标，它反映个体对自身生存与发展状态的一种积极的心理体验。西方较早对幸福感进行研究的学者曾经假定年轻是决定一个人是否幸福的关键因素J，按照这样的逻辑推断，青年群体应当是幸福的，但有关年龄与幸福感关系的研究却显示，这样的假定存在着明显的问题。布兰克夫劳和奥斯瓦尔德首次报告了年龄与主观幸福感之间存在着U型关系。从20世纪70年代初到90年代末，他们对英国和美国居民进行的一项超过10万人的大规模抽样调查研究，发现了年龄与主观幸福感关系所存在的这一规律J。这一规律也为我国研究者对我国城市居民进行的研究所部分证实H J。尽管国内研究者对我国青年群体幸福

3、感给予了较多的关注，但总体看来他们主要关注的是特定的青年群体。例如，张羽等研究了大学生的幸福感发现，大学生的幸福感与城市居民没有显著差异，但明显低于同龄青年，女大学生的幸福感显著高于男大学生15 1；孟婷婷等对高校青年教师幸福感进行研究发现，高校青年教师幸福感得分处于中等水平，不同性别、不同职称高校青年教师的幸福感存在显著差异，社会因素对幸福感有显著影响o；黄立清研究了城市青年群体幸福感发现，城市青年主观幸福感处于较高水平，性别、年龄、收入、职业、婚姻状况对城市青年幸福感有着不同程度的影响1；杨东亮等研究了青年流动人口的幸福感发现，流人地区差异、受教育程度、流动距离对幸福感有显著影响，而性别、

4、年龄、户口、流人时间则没有显著性影响【8 o；陈俊研究了中小企业青年员工发现，中小企业青年员工主观幸福感处于中等水平，且在不同的人口统计学变量上存在差异1。由于缺乏全国范围较为严格的抽样调查，这些研究所得出的结论在推广性上存在较大的问题。随着身体健康状况的普遍改善和人均预期寿命的逐渐延长，人们对青年的年龄界定也在不断突破。为更加宽泛地对青年群体幸福感状况进行考察，本研究采用了世界卫生组织1992年对青年的界定，选取了44岁以下的受调查者作为分析样本。青年群体决定着国家和民族的未来。年青一代有理想、有担当，国家就有前途，民族就有希望。研究我国青年群体的幸一史鱼童笙婴塞!Z!垫!造影万方数据阿Sh

5、i ZhengjDiao麴Yan罂型=；口福感状况并深入分析其影响因素，对于探索提升青年群体幸福感进而改善其主观生活质量的途径具有重要的意义。本研究将依据来自全国范围的大规模抽样调查的数据，对我国青年群体的幸福感状况及其影响因素进行探索性研究。二、数据与方法1数据来源与样本构成本研究采用二次分析的方法，使用了由中国人民大学中国调查与数据中心设计并执行的中国综合社会调查(CGSS)2012年度调查问卷(居民问卷)B卷搜集的数据。CGSS始于2003年，是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目。CGSS系统、全面地收集我国社会、社区、家庭、个人多个层次的数据，具有较好的权威性和代表性，已成为

6、研究我国社会最主要的数据来源。2012年度调查问卷(居民问卷)B卷的施测样本覆盖了全国除港澳台和海南、西藏之外的29个省(直辖市、自治区)，有效样本量为5946人，样本构成情况如下：性别(男，521；女，479)；年龄(24岁以下66；2529岁65；3034岁80；3539岁90；4044岁116；4549岁115；5054岁87；5559岁112；6064岁91；6569岁67；7074岁49；7579岁33；8084岁19；85岁以上12)；受教育程度(小学及以下375；初中279；高中、职中、中专、技校，以下简称“高中组”，189；大专83；大本及以上74)。所抽取的44岁以下青年群体

7、有效样本量为2585人，样本构成情况如下：性别(男，487；女，513)；年龄(24岁以下185；2529岁164；3034岁174；3539岁226；4044岁252)；受教育程度(小学及以下21；初中318；高中组12；大专123；大本及以上136)；婚姻状况(未婚193；已婚777；分居、离婚、丧偶，以下简称“婚姻异常组”，30)；政治面貌(中共党员84；共青团员86；群众826；其他04)；居住地属性(城市中心区367；城市边缘区、城乡接合部、乡镇，以下简称“城镇组”，292；农村337；其他03)；地区(东部，包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东，375；中

8、西部，包括吉林、黑龙江、安徽等，625)。2研究工具及其测量学特性检验(1)研究工具：采用了邢占军编制的中国城市居民主观幸福感量表简本(SWBSee20)，该量表包含20个项目，从知足充裕体验、心理健康体验、社会信心体验、成长进步体验、目标价值体验、自我接受体验、身体健康体验、心态平衡体验、人际适应体验、家庭氛围体验10个维度对次级幸福感进行测量，并按照等权重原则整合而成总体幸福感得分。量表采用六级记分的方法，按选项数字记分。每个维度可理解为不同的分量表，分量表得分(S)为212分，调整后得分(s；)为010分，调整公式为：sl=s,-2采用该量表所得到的调整后的量表总分(S：)为0100分，

9、s：的计算公式为：10g=s； l=l(2)研究工具的信度检验：采用青年群体样本数据对SWBSee20总量表及其10个分量表的内在一致性信度进行了检验，总量表的克伦巴赫a系数为0811；10个分量表的克伦巴赫口系数为0294。0700。结果表明，SWBSee20运用于青年群体具有良好的内在一致性信度。(3)研究工具的效度检验：采用本研究样本在单项目自陈主观幸福感量表与SWBSee20总量表得分的相关系数作为效标效度检验的指标，得到的相关系数为0462。这表明，SWBSee20运用于青年群体具有良好的效标效度。三、青年群体的幸福感状况及组群差异表1为青年群体样本在总体幸福感量表和10个分量表得分

10、情况。从中可以看出，除知足充裕体验和心理健康体验外，青年群体总体幸福感及各分量表得分均超过了70分，处于较高水平。单样本r检验显示，青年群体总体幸福感明显高于全样本。进一步分析发现，在社会信心体验、成长进步体验、目标价值体验、身体健康体验、心态平衡体验、人际适应体验方面，青年群体得分均明显高于全样本；在心理健康体验、自我接受体验、家庭氛围体验方面，青年群体得分与全样本的差异不显著；青年群体知足充裕体验方面得分明显低于全样本。史星壹笙受耋坠二生呈蝗91王迢岁万方数据鋈型愁丽表1：青年群体幸福感得分及与全样本比较 表2：不同性别组幸福感差异及检验均值(青 均值 显著性幸福感指标 f值年群体) (全

11、样本) 水平总体幸福感 720870 71108 5499 O知足充裕体验 634784 648321 -3770 O心理健康体验 658124 654095 1151 025社会信心体验 746647 761296 8289 0成长进步体验 781077 767210 5508 O目标价值体验 732753 720835 3404 0001自我接受体验 740426 738858 0593 0553身体健康体验 713507 642435 18785 O心态平衡体验 708930 695005 4225 O人际适应体验 724565 709777 4755 0家庭氛围体验 767892 77

12、2971 1836 0067有效人数 2585 5496为进一步考察青年群体幸福感状况，将全样本按5岁组距分为14个年龄组，其中青年群体跨五个年龄组。结果显示，24岁以下组总体幸福感得分最高，为73分；4044岁组得分较低，但也达到了7099分，明显高于除7579岁组之外的余下各组。总体看，7579岁组以下居民幸福感随年龄的变化大致呈u型分布，75。79岁组以上各组呈持续下降的趋势(图1)。l 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14图1：不同年龄组公民幸福感得分情况1青年群体幸福感的性别差异独立样本r检验显示，男性青年幸福感明显高于女性。进一步考察发现，在心理健康体验、身

13、体健康体验和人际适应体验方面，男性均明显高于女性，而女性青年知足充裕体验则明显高于男性。见表2。2青年群体幸福感的年龄差异单因素方差分析显示，除心理健康体验和身体健康体验外，不同年龄组青年的总体幸福感以及在其余幸福感 显著性指标 性别 均值 标准差 f值 水平总体幸 男 726653 924066 3173 0002福感 女 715371 883765知足充 男 620437 1 839890-3909 0000裕体验 女648428 1 800768心理健 男 684987 1 748094 7563 0000康体验 女 632579 1 773438社会信 男 746495 1 60784

14、0 -0049 0961心体验 女 746792 150371 5成长进 男 782011 1 3368540362 0718步体验女 780189 1 223947目标价 男 739220 1 7953861802 0072值体验女 726604 1 764435自我接 男 744444 13418611484 O138受体验女 736604 1 343780身体健 男 739550 1846916 6770 0000康体验 女 688742 1 962644心态平 男 705622 l 729627 -0979 0328衡体验 女 712075 1 622750人际适 男 737500 1

15、 5738404068 0000应体验女 712264 1579131家庭氛 男 766270 1 450042 -0572 0568围体验 女 769434 1 3647298个分量表上的得分差异均达到了显著性水平。进一步考察发现，青年群体总体幸福感有随年龄增长而降低的趋势，事后比较显示，40一44岁年龄组得分明显低于其他各组。知足充裕体验也呈相同的趋势，24岁以下组和2529岁组得分明显高于其他三个年龄组。4044岁组社会信心体验得分最高，明显高于24岁以下组和2529岁组，2529岁组得分最低，除与24岁以下组没有显著差异外，明显低于其他3个年龄组。24岁以下组成长进步体验得分明显高于其

16、他四个年龄组。2529岁组目标价值体验得分最高，其次是3539岁组，24岁以下组得分最低。身体健康体验、心态平衡体验、人际适应体验总体上均呈现出随年龄增长而降低的趋势，其中，在身体健康体验方面，除24岁以下组和2529岁组之间差异不显著外，其他各组之间的差异均达到显著水平；在身体健康生垦壹笙研究一-,-122017 迢w乃他饥醯盯酌：2舛万方数据厩Shi ZhengDiao Y漤an穆J=罩9体验方面，40。44岁组得分明显低于24岁以下组和3034岁组；在人际适应体验方面，4044岁组得分明显低于其他四个组。24岁以下组家庭氛围体验得分明显低于其他四个组。见表3。表3：总体幸福感得分的年龄差

17、异年龄组 均值 事后均值两两比较40-44岁组城镇城市中心区组730102 组，p=0003城市中心区组农村城镇组717097组p=O000农村组 714086F(22576)=8080。p=0000健康体验和心态平衡体验方面，东部地区青年得分均明显高于中西部地区青年；而在社会信心体验、自我接受体验、家庭氛围体验方面，中西部青年得分则明显高于东部青年。见表7。表7：不同地区组幸福感差异及检验显著性幸福感指标 性别 均值 f值水平东部 722730总体幸福感 0809 O419中西部 719756知足充裕 东部 654885 4351 0000体验 中西部 622731心理健康 东部 67260

18、i 3207 0001体验 中西部 649443社会信心 东部 716460 -7729 0000体验 中西部 764748成长进步 东部 7755421703 0089体验中西部 784396目标价值 东部 7321980123 0092体验中西部 733086自我接受 东部 733746 1959 0050体验 中西部 744431身体健康 东部 7268662738 0006体验中西部 705497心态平衡 东部 727296 4330 0000体验 中西部 69791 7人际适应 东部 729790 1301 O193体验 中西部 721432家庭氛围 东部 757912-2797 0

19、005体验中西部 773876鋈型恐两四、青年群体幸福感影响因素的回归分析在组群差异分析的基础上，分别以总体幸福感得分和10个分量表得分作为因变量，采用逐步回归分析方法对青年群体幸福感的影响因素进行了考察。自变量包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、居住地属性、所在地区。对性别变量进行了重新赋值，男性=“l”，女性=“0”。在原有婚姻状况、居住地属性、所在地区3个变量的基础上，产生了7个新变量：是否未婚、是否再婚、是否婚姻异常；是否居住在中心城市、是否居住在城镇、是否居住在农村；是否来自东部地区、是否来自中西部地区。上述变量统一赋值：是=“1”，否=“0”。表8是对幸福感总分进行逐步回归分析的

20、结果，从中可以看出，受教育程度高、在婚、男性对总体幸福感有正向影响；而居住在城镇、来自东部地区对总体幸福感有负向影响。表8：对总体幸福感得分的逐步回归分析结果非标准 标准回模型6 回归系数 归系数 f值 显著性 水平8 标准误 Beta常数 68049 704 96600 000教育 1357 149 196 9127 000是否在婚 2908 486 134 5988 000年龄 一559 142 一089 -3946 000是否男性 i092 352 060 3104 002是否城镇居民 一923 383 一046 -2408 016是否东部地区 一802 379 一043 211 7 0

21、34肜=0051具体到构成幸福感的10个维度，逐步回归分析结果表明，知足充裕体验受到了较多因素的影响。从表9可以看出，受教育程度高、居住在中心城区、来自东部地区对知足充裕体验有正向影响；男性、婚姻异常、未婚、年龄增加对知足充裕体验有负向影响。对其他9个次级幸福感得分逐步回归分析的结果显示：受教育程度高、男性对心理健康体验有正向影响；居住在农村、在婚对社会信心体验有正向影响，而来自东部地区有负向影响；受教育程度高对成长进步体验有正向影响，年龄增加、来自东部地区、居住虫垦童笙墅童!坦!墨Q!r_迢万方数据雕Shi ZhengDiao型YahI=鼍可在城镇有负向影响；在婚、受教育程度高对目标价值体验

22、有正向影响；居住在城市中心区、受教育程度高对自我接受体验有正向影响，而来自东部地区有负向影响；受教育程度高、男性、在婚对身体健康体验有正向影响，而年龄增加有负向影响；受教育程度高对心态平衡体验有正向影响，婚姻异常有负向影响；受教育程度高、男性、居住在农村对人际适应体验有正向影响；在婚、受教育程度高对家庭氛围体验有正向影响。表9：对知足充裕体验得分的逐步回归分析结果非标准回归系数 标准回归模型7 系数 ，值 显著性 水平8 标准误 Beta常数 64342 1452 44307 000教育 t268 320 091 3958 000是否男性 -2643 717 一072 -3686 000是否异

23、常 一9198 2088 一086 -4406 000婚姻是否未婚 -4577 1099 一099 -4164 000年龄 一994 301 一079 -3296 001是否中心 2140 807 057 2652 008城区居民是否东部 1616 775 043 2086 037地区=0040五、讨论从来自全国范围抽样调查的数据来看，青年群体的幸福感总体看处于较高水平，这与国内外已有相关研究的结论是相符的。青年处于人生的花季，总体看他们精力充沛、对未来充满希望与憧憬，如果能够生活在良好的社会环境中，他们更容易体验到较多的幸福感。值得一提的是，由于本研究没有找到更理想的比较标准，用包含青年样本

24、在内的全样本均值进行比较，无疑缩小了二者之间的差距，但从另一方面看也更有把握对差异的显著性程度做出统计推断。知足充裕体验和心理健康体验相对较低，特别是知足充裕体验得分甚至明显低于全样本，值得认真分析。这可能源于青年群体对生存发展条件的较高期待与自身满足这种期待的能力之间所存在的落差，也可能源于青年群体在成长成熟过程中所面临的各种压力与自身压力排解能力之间的矛盾。分析显示，受教育程度和婚姻状况对青年群体幸福感会产生较大的影响，受教育程度和在婚状态对青年群体幸福感体验具有明显的正向作用。除社会信心体验外，总体幸福感和其他9个次级幸福感得分均呈现出随受教育程度提高而提高的趋势，这与西方一些研究者得出

25、的受教育程度与幸福体验之间成正比的结论是吻合的0|。得出这样的研究结论是不难理解的，教育不仅可以提升青年人追求幸福的能力，而且也可以提升他们体验幸福的能力。在婚姻状况与幸福感关系问题上，与邢占军等人10多年前对城市居民研究得出的结论不同1；，本研究表明：在婚状态对总体幸福感以及知足充裕体验、目标价值体验、身体健康体验、家庭氛围体验方面均具有正向作用。这与李凌等人的研究结果较为一致2|。一般而言，正常情况下婚姻可以为夫妻双方带来较多的社会支持和情感慰藉，从而对人们的幸福体验产生正向影响。从另一方面考虑，也可能反映了近年来我国年青一代婚姻质量在不断提高。本次研究的结果显示，年龄、性别、居住地和所在

26、地区对青年群体幸福感会产生一定的影响，青年群体幸福感随年龄增长而呈现出降低的趋势，与青年人随年龄增长所面临各方面压力增加有一定的关系。男性青年的幸福感以及体现身心健康体验的3个指标明显高于女性青年，这与男性青年总体上开朗豁达的心态有一定关系，而女性的知足充裕体验高于男性，很大程度上与女性青年总体上生存发展期望相对较低有一定关系。结果显示，居住在城市中心区对青年知足充裕体验和自我接受体验有正向影响，居住在城市边缘区、城乡接合部、乡镇对青年成长进步体验有负面影响，这一研究结果提醒人们：城市内部存在的差距同样值得关注，而且城市青年对生活在不同区域带来差距的感受可能一定程度上被放大，并因此而影响到城市

27、青年群体的生存发展体验；居住在农村对青年群体社会信心体验和人际适应体验有正向影响，则反映了农村青年可能拥有较多的社会资本，他们对社会的发展更可能持有积极的预期。而来自具有较好生存发展条件的东部地区的青年，其总体幸福感以及知足充裕体验、社会信心体验、成长进步体验、自我接受体验、家庭氛围体验均明显低于中西部青年。这一方面可能反映了东部发达地区青年幸福体验层次的提升，另一方面也可能反映了经济较快发展与青年幸福感体验之间存在的某种错位，有关方面应当高度重视这一生围壹笙研究-122017迢岁万方数据现象。本文系山东省社科规划项目“提升高校辅导员在思想政治工作中的获得感”(1 7CSZJ02)和国家社会科

28、学基金项目“中国公民幸福指数指标体系研究”参考文献：(12BSH051)的阶段性成果鋈型氅丽黄立清：山东大学辅导员工作研究会与培训基地办公室高校辅导员副主编，副编审责任编辑程旭辉I邢占军我国居民收入与幸福感的关系研究1社会学研究，2011(1)：19621912 J Wilson wCorrelates ofavowed happiness【J JPsychological Bulletin，1967：67：294-3063黄立清，邢占军国外有关主观幸福感影响因素的研究I国外社会科学，2005(3)：2933【4J Xing zThe relationship between age and

29、subjective wellbeing l J JSocial Indicators Research，2013(3)：7437565张羽，邢占军大学生群体主观幸福感的初步研究1青少年研究，2005(4)：796孟婷婷，吴芳，陈玛莉，楼历月关于高校青年教师主观幸福感现状的调查1教育现代化，2017(25)：2182197黄立清城市青年主观幸福感初步研究I青少年研究，2004(1)：7-108杨东亮，韩枫京津冀地区青年流动人口幸福感影4习1,I素分析I青年研究，2015(4)：25399陈俊中小企业青年员工主观幸福感调查研究I理论观察，2015(4)：71731lOJ Campbell ASu

30、bjective measures ofwellbeingI JAmerican Psychologist，1976：31：117-12411邢占军，金瑜城市居民婚姻状况与主观幸福感关系的初步研究1心理科学，2003(6)：1056105912李凌，梁筱娴结婚、生子对主观幸福感的影响I山东社会科学，2017(2)：100108(上接第37页)像一座建造崛起中的建筑物，他们需要在构建中 提升他们对风险因素的预防意识与应对能力，加强他得到支撑。脚手架指的是青少年在发展新技能时， 们自我成长能力建设与各方权益保护主体行动的良性成年人提供的临时性支撑的框架结构。随着技能的不 互动，建构有利于农村留守青

31、少年权益主体意识养成断增进发展，脚手架逐渐被拆除，直到不需要”J。 与能力提升的关爱保护机制。一“脚手架”是一种外在的支持，这种外在的支持必须与青少年主体能力相匹配，才能够起到很好的支撑作 基金项目：国家社会科学基金一般项目“农村留用，才能够使青少年的主体性得以更好地成长。而无 守少年权益保护的社会工作服务研究”的阶段性研究成视主体性建构的替代式权益保护，只能带来农村留守 果(项目编号：14BSHl 18)；山东省级教学改革研究重青少年主体性的消解与主体能力的退行。 点项目“青少年社会工作实务型人才培养模式研究”的社会结构矛盾的解决不是一蹴而就的事情，人们 阶段性研究成果(项目编号：20152

32、076)的思想观念也有形成与发展的过程，但就农村留守青少年权益保护的主体性问题，我们确实需要以专业社 王玉香：山东青年政治学院政治与公共管理学院会工作“助人自助”的价值理念，将农村留守青少年 院长，教授，山东省社区发展与社会工作权益主体意识与能力建设放在重要位置加以重视，以 研究中心主任，哲学博士优势视角来挖掘他们的内在潜能、留守的积极因素， 责任编辑王珑玲参考文献：1昊霓农村留神L童问题调研报告I教育研究，2004(10)：152段成荣，周福林我国留神乙童状况研究1人口研究，2005(1)：303邹先云农村留守子女教育问题研究1中国农村教育，2006(10)：354段成荣，吕利丹，等我国农村留穆L童生存与发展的基本状况I人口学刊，2013(3)：395】中华人民共和国未成年人保护法https：baikebaiducornitem6郭湛论主体间性或交互主体性I中国人民大学学报，2001(3)：337罗国芬农村留神乙童的规模问题评述T青年研究，2006(3)：12138美彼得威特，琳达凯德威尔娱乐与青少年发展M刘慧梅，孙糖，译杭州：浙江大学出版社，2009：13一生垦壹生受塞：一坦丝咀Z_迫岁万方数据