教育在中国传统价值观中居于重要地位。这既表现为读书人“万般皆下品、唯有读书高”的自我欣
赏，也表现为教育者“书中自有黄金屋”的循循诱导；不仅体现在家长“孟母三迁”式的培养之道，还体现在“学而优则仕”的科举制度设计之中。时至今日，中国家庭依然高度重视教育并保持了对教育投资的极大热情。然而，现有研究大多表明中国的教育收益率仍然处于较低水平。特别是对于当前中国高等教育投资而言，由于高等教育补贴率持续下降，导致个人教育投资成本提高，相应的高等教育收益率出现下降趋势。因此，从投入和产出的角度我们似乎很难理解当前中国居民的教育投资行为。
当然，如果教育存在收入以外的其他效应，那么当前中国居民教育投资的“非理性”行为看起来或
许合理一些。这就意味着我们需要采取一个超越经济的视角，摒弃以货币化收益衡量教育投资产出的做法，转而在人类活动的终极目标——幸福之中去寻求答案。这自然地引出了我们对教育和幸福之间关系的思考：教育影响幸福吗？如果教育对幸福产生影响，它的作用机制是什么？对于这些问题的回答，不仅可以为当前中国居民的教育投资行为给出新的解释，也可以为政府在公共教育投资方面提供决策
参考。
一、相关研究回顾
自从心理学在幸福度量方面取得突破以来，主观幸福感( SubjectiveWell-being)逐渐成为幸福实证研究的主要对象。在相关研究中，教育与主观幸福感的关系也逐渐引起了学者们的兴趣。一般认为，作为提升个人能力、促进人类发展的重要活动，教育与主观幸福感之间存在着一定关联。但是由于经验数据和实证手段等方面原因，导致相关文献在教育与公众幸福感关系上出现差异性结论：Oswald，Blanchflower＆Oswald, Catherine&Marieke筹研究表明教育程度对主观幸福感有正向影响；与此相反，Clark&Oswald, Clark, Knight&Cunatilaka等研究则显示教育程度对主观幸福感有负面影响。此外，Diener et al，Flouri等研究表明，与个人的性格特征、收入水平等因素相比，教育程度对主观幸福感的影响并不显著（或不重要）。需要指出的是，大多数研究将教育程度视为被调查者的身份特征，并当作控制变量来进行相关实证分析，而专门研究教育程度与公众幸福感之间关系的文献还并不多见。同时，从统计意义上看，多数学者都认可良好的教育背景是主观幸福感程度较高者的基本特征之。
一般认为，教育对主观幸福感的影响途径有直接影响和间接影响，两种影响的综合效果决定了教育对主观幸福感的最终影响。一方面，直接影响意味着教育本身可以增进（或减少）个体的主观幸福感。Schultz认为，接受教育的过程本身能够给人带来心理上的满足，使人成为“懂礼仪知廉耻”的道德君子。同时，教育也可以使人们更好地理解幸福：它可以让人们知道什么是真正的幸福，如何才能获得持久的幸福，并且学会处理幸福诸多影响因素之间的美系。另一方面，间接影响意味着教育借助其他因素对个体主观幸福感产生提升（或消减）的效果，例如它可能影响个体的经济收入、工作类型、人际关系和社会地位等。
在经济因素方面，既有的研究认为教育与收入及财富水平之间具有较强相关性，即收入、财富因素是教育对主观幸福感的间接影响渠道。Craham&Pettinato对17个拉美国家的实证研究结果显示：如果不控制财富，教育对主观幸福感的影响是正的；而控制了财富以后，教育对主观幸福感的作用非常弱。Catherine&Marieke的研究表明，良好的教育有助于人们获得较高收入，从而增强其主观幸福感。上述文献的基本结论是，一旦控制了收入或财富水平后，受教育程度的提升并不必然会增强主观幸福感。这表明收入（财富）因素深刻影响教育对主观幸福感间接作用的发挥。
在非经济因素方面，许多学者认为教育引致的工作、健康、预期、压力等差异都会影响主观幸福感。一些研究表明，良好的教育主要是通过获得高薪工作以及掌控更多的社会资源来达到提高个人收入水平的效果。Catherine&Marieke的研究认为，良好的教育有助于人们获得稳定的高收入工作、控制更多的经济资源及构造稳定的社会关系。进而增强其主观幸福感。Alhert＆Davia发现，受教育水平更高的人获得好工作的概率更高，从而提升其主观幸福感水平。此外，Bukenyaet al发现，个体教育程度越高，其健康状况越好，进而对主观幸福感产生积极影响。Clark&Oswald指出，教育程度较高的人具有更高的预期，而难以实现这种预期会对其主观幸福感产生消极影响。赵新宇等利用中国数据的研究表明，良好的预期提高了个人当期的主观幸福感。Gyorgy＆Zsuzsa认为，教育程度更高的人面临工作压力更大，这种压力会对主观幸福感产生不利影响。
近年来，国内相关研究也取得一定进展，但大多将教育作为影响主观幸福感的个体特征变量进行分析。罗楚亮利用2002年中国城镇住户调查数据进行实证研究，发现受教育程度越高者的主观幸福感越强，一旦对收入等相关变量进行了有效控制后，主观幸福感与教育负相关。金江和何立华利用武汉市城镇居民调查数据进行的实证研究，结果表明无论以学历还是受教育年限衡量教育水平，其对主观幸福感均有显著的正影响；同时也发现教育不仅直接影响主观幸福感，还通过改善个体的收入水平和健康状况间接提升其幸福水平。整体来看，受到幸福调研数据可得性髟响，相关实证研究只能针对部分区域或者特定人群进行，尚缺少关于全国大样本数据的实证研究。
二、计量模型与数据来源
（一）计量模型及变量说明
在Di Tella et al,Knight et a/VJ研究基础上，本文采用有序概率模型( Ordered Probit Model)来分析教育对公众主观幸福感的影响，计量模型设定如下Happinessr,,=aEducation:,"+plncome,，。+yM,.+OX,.+8i. (1)式(1)中，被解释变量Happiness，。表示m省第f个被调查者的主观幸福感。调查幸福感的问题表述为“如果以100分为满分，您认为2012年自己幸福感是多少？”分值越大表明个人主观幸福感越高，分值越小则表明个人主观幸福感越低。
解释变量Educationi。表示研省第f个被调查者的教育情况，采用受教育程度和教育年限分别进行衡量。解释变量Income，。，表示m省第f个被调查者的收入状况，采用绝对收入和相对收入来衡量。绝对收入采用2012年个人平均月收入来表示。相对收入则依据问卷问题“您对2012年个人收入的满意度？”要求被调查者根据自身实际情况，从1-10之间进行选择，1表示很不满意，5表示还可以，10表示很满意。
解释变量必。，是一个非经济因素的传导途径综合变量，包括工作就业、身心健康和个人职业发展空间。对于工作就业，我们采用调查问题“您对2012年个人工作就业的满意度是？”来度量；身心健康采用调查问题“您对2012年个人身心状况的满意度是？”来度量；个人职业发展空间采用调查问题“您对过去一年（2012年）个人职业发展空间是否满意？”来度量。
解释变量Mim表示影响公众主观幸福感的其他变量，包括社会保障、聚会频率、性别、户籍、年龄、婚姻等。其中，社会保障采用调查问题“您对2012年本地社会保障（养老、医疗保险等）的满意度是？”来度量；对于聚会频率，采用调查问题“您过去一年参加聚会的频率？”来度量。
此外，α 、β、γ、δ为系数向量，3表示计量模型的随机扰动项。
（二）数据来源
本文使用的主观幸福感数据来源于吉林大学“公众幸福指数”课题组于2013年1月进行的问卷调查。调查采用根据配额条件随机选取调查对象的方式，样本覆盖全国31个省、市及自治区。在剔除逻辑错误、数据缺失等样本后，最终获取有效样本20 303份。调查样本包括了不同性别、年龄、户籍、学历、职业、家庭收入等各类人群，具有较强的代表性。
从主观幸福感得分的分布来看，受访者的主观幸福感得分在60分以上的约占86%，可见公众的主观幸福感水平普遍较高。从受访者的受教育程度分类来看，本科以上学历（含本科）幸福感得分比重最大的集中在81-100分，而本科以下学历的幸福感得分比重最大的集中在61-80分。从公众主观幸福感平均得分值来看，受教育程度越高，主观幸福感越强；反之，主观幸福感越低。
三、教育对主观幸福感影响的实证研究
（一）全样本的实证检验
我们可以发现，除各变量的系数值存在差异外，其显著性和系数方向均保持一致，模型具有稳健性。规律性特征主要体现在：
首先，教育与公众主观幸福感显著正相关。无论是采用受教育程度（离散变量）还是教育年限（连续变量）衡量教育水平，均可发现教育与公众主观幸福感显著正相关。受教育程度与公众主观幸福感在1%水平下显著正相关，且受教育程度越高，教育对公众主观幸福感的正效应逐步增强。逐一引入其他相关变量后，结论基本保持一致，仅受教育程度为高中／中专的系数在引入收入变量后出现差异性，一定程度上可能源于该群体的收入水平对其产生替代效应。教育年限每增加1年，公众主观幸福感提升1.3个百分点。
其次，收入对公众主观幸福感有显著的正向促进作用，且绝对收入效果明显弱于相对收入。在引入收入控制变量后，绝对收入和相对收入均在1%水平下与公众主观幸福感正相关。同时还可以发现相对收入对公众主观幸福感的正效应约为绝对收入的5倍。可见，相对于绝对收入而言，公众更关注自身收入与周围群体收入的对比。
最后，非物质追求对公众主观幸福感的效果日益凸显。引入的非经济因素控制变量与公众主观幸福感均在1%水平下显著正相关。从其系数值来看，身心健康对公众主观幸福感的影响效果最大，个人职业发展空间随后，最后是工作就业，其效果均优于绝对收入。
此外，对个体特征变量昀分析进一步验证了既往研究的结论：1)男性主观幸福感低于女性；2）年龄与公众主观幸福感呈现“U”型关系，即随着年龄的增长幸福感先下降后上升；3）外地农村户口的居民幸福感最低，而本地城镇户口的居民幸福感最高。
（二）户籍分层的实证检验
继续采用受教育程度和教育年限来衡量教育水平，通过户籍分层来考察教育与公众主观幸福感的关系。具体做法是对城镇户口居民和农村户口居民二组样本分别进行主观幸福感的回归检验。根据户籍分层的回归结果，可以发现其与上述的结论基本保持一致。无论是城镇户口居民还是农村户口居民，教育、收入均对公众主观幸福感有正向促进作用，且相对收入的效果均优于绝对收入。此外，所有的非经济因素控制变量同样对公众主观幸福感有正面影响，且其正效应强弱排序保持不变。
不同户籍下样本的回归结果也存在一些差异，主要表现在：第一，从教育年限来看，城镇户口居民的教育对主观幸福感的正效应明显强于农村户口居民。在我国，城乡居民对教育的重视程度不一，加上教育的投资成本越来越高，已超过一般农村家庭的经济承受范围，故农村户口居民的教育年限系数值相对较小。第二，从受教育程度来看，教育与公众幸福感的关系呈现非同步性。对于城镇户口居民而言，教育与公众幸福感呈现“U型”关系。对于农村户口居民而言，基本上与全样本的结论一致，但高中/中专学历的教育系数值出现负数，原因可能在于此学历群体处于城乡二元结构的学历门槛阶段，而自身预期往往也较高且难以实现，造成心理落差大，从而抑制主观幸福感的提升。第三，与城镇户口居民相比，收入对公众主观幸福感的正效应更强。我国城乡经济发展水平差距较大，农村属于相对落后地区，收入来源渠道有限，若能实现收入提升会有效提升其主观幸福感。
四、教育对主观幸福感的传导机制研究
当其他控制变量逐一加入时，教育的系数值呈变小趋势，这表明其并非是唯一传导途径。通过建立如下回归方程，我们分别考察间接传导控制变量(Ⅳ)与教育（Education）之间的关联情况来找出教育对公众主观幸福感的间接传导途径。Ni.=bo+blEducationi,,,+81。，(2)其中，间接传导控制变量Ⅳ包括收入变量和非经济因素控制变量。
在控制其他变量的情况下，继续采用有序概率模型来分析收入、工作就业、身心健康和个人职业发展空间对教育的影响，回归结果分别为0.026、0.023、0.008和0.019，且均在1%水平下显著。从系数来看，间接传导控制变量均与教育正相关，说明教育通过提高收入水平、改善工作就业、保持身心健康和提供良好的个人职业发展空间来提升公众主观幸福感；从系数值来看，收入的贡献值最大，其次是工作就业、个人职业发展空间，最后是身心健康。
在教育与收入的关系方面，教育与收入正相关表明，作力人力资本提升的手段，教育有利于收人水平的提高，与既有的结论一致。在我国，经济快速发展一定程度上得益于人力资本的大幅提升，这是社会发展的趋势所向，也反映了高科技产业和高端技术管理人才在社会经济发展中的地位，依靠受教育程度不高的人群从事劳动密集型产业来推动经济增长的时代已一去不复返。
教育与工作就业正相关，说明教育能在一定程度上改善工作就业状况。受教育程度越高的人群往往工作就业也越好，这符合我国当前的社会现实。从经验层面来看，教育与工作就业关系甚密，但实证结果却表明教育的系数值并不大，一定程度上可能源于教育资源分配不均，教育结构仍需进一步调整。教育资源的差异性和教育结构的不协调导致与市场的需求脱节较为严重，使得工作就业无法达到预期的效果。
教育与身心健康显著正相关，说明教育有利于公众保持良好的身心健康状况。增长知识、洗涤心灵是教育的目的。受教育程度越高的人，往往能利用自身的学识修正生活习惯，注重性情的塑造等，使自己保持身心愉悦，减少外界不良因素的干扰，从而有利于其主观幸福感的提升。
教育与个人职业发展空间正相关，说明受教育程度越高的人个人职业发展空间往往也越大。企业作为微观市场经济的主体，利润最大化是其追求的目标。在这高利的背后不容忽视的是对人才的渴求，高素质、高技能人才往往是企业间争抢的对象，企业也重视对人才的长期培养，从而使其自身职业发展空间的满意度较高。
上面仅仅从定性的角度分析了间接传导机制对公众主观幸福感的影响，为了更好地反映间接传导途径上各控制变量影响程度的大小，我们将公式(l)和(2)结合进行计算，教育通过影响收入而间接对公众主观幸福感产生的效应为0.0008（0.029*0.026），占间接传导效应的20.51%;教育通过影响工作就业而间接对公众主观幸福感产生的效应为0.0009（0.039：1：0.023），占间接传导效应的23.080-/0;教育通过影响身心健康而间接对公众主观幸福感产生的效应为0.0008（0.1：1：0.008），占间接传导效应的20.510-/0;教育通过影响个人职业发展空间而间接对公众主观幸福感产生的效应为0.0014（0.073s0.019），占间接传导效应的35.90%。
教育对公众主观幸福感的直接效应为0.013，结合上述的间接传导效应0.0039，总效应为0.0169，间接传导效应占总效应的23.08%，其中由经济因素（收入）传导的效应占总效应的4.73%，而由非经济因素传导的效应占总效应的18.35%。在非经济因素中，通过个人职业发展空间传导的效应最大，占总效应的8.2g070，其次是工作就业(5.330-/0)，最后是身心健康( 4.730-/0)。
五、结论与建议
本文利用2012年中国公众主观幸福感调研数据，实证研究教育与主观幸福感之间的关系。主要结论有：1）教育与公众主观幸福感显著正相关。无论是采用受教育程度（离散变量）还是教育年限（连续变量）衡量教育水平，均可发现教育与公众主观幸福感显著正相关。2）收入对公众主观幸福感有显著的正向促进作用，且绝对收入的效果明显弱于相对收入。3）传导途径出现多元化，且各传导变量效果不一。无论是经济因素（收入），还是非经济因素（工作就业等）均与教育显著正相关。与经济因素相比，教育通过非经济因素的传导效应明显更强。
综上结论，为了更好地提升公众主观幸福感，政府可以通过加大教育投资力度、提高教育公平性来实现。当前，九年义务教育政策的实施，使居民基础教育得以保障，有利于对公众主观幸福感的提升。但是，高等教育的高成本一定程度上降低了低收入阶层（主要是农村居民）提高教育程度的可能性，因此，政府应加大对高等教育的投资力度，降低私人的投资成本，让教育成为居民改善收入水平、实现社会阶层跨越、提升幸福感的有效途径。
（摘自《吉林大学社会科学学报》2014年第1期 作者：赵新宇 范欣）
