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user: 5. 研究方法与数据分析 本部分主要介绍研究幸福感所用的数据、具体的分析方法、变量的操作化过程以及分析结果的解读。 5.1. 数据来源 分析数据来源于武汉大学社会调查研究中心(CSSR)所做的2014年武汉市社会状况综合调查。此次调查主要是针对武汉市居民所做的一项关于社会综合状况的调查，共涉及武汉市所辖的13个区，32个街道，63个居委会/村委会，回收有效问卷1878份，回收率高达99.6%。为研究问题的考察分析提供了理想的数据。由于考察教育的间接效应，因此采用结构方程模型进行分析。分析软件采用SPSS 17.0和Amos 21.0。 5.2. 变量 本文考察教育对幸福感的效应是通过直接影响还是间接影响进行？如果是间接效应，是经济效应还是非经济效应？在此基础上，自变量本分三个部分，教育本身，教育的经济效应、教育的非经济效应。 5.2.1. 因变量 本文的因变量沿袭伊斯特林的研究参数，采用生活满意度作为衡量人们幸福感的指标 2 。同时，为了避免单一问题对研究结论支持的薄弱性，生活满意度采用复合指标。2014年武汉市综合社会调查中与生活满意度相关的问题共有7个，分别是教育程度满意度、健康状况满意度、社交生活满意度、家庭关系满意度、家庭经济满意度、休闲娱乐满意度、以及总的生活满意度。为了便于分析，采用因子分析的方法对7个指标提取公因子。 经过分析数据的信度检验结果为0.850，效度检验结果为0.873，Bartlett的球形度检验结果为P < 0.001，各项指标均达到做因子分析的标准。具体分析结果见表1。 Table 1 Result of factor analysi 因子负荷值 共同度 教育程度 0.618 0.382 健康状况 0.660 0.435 社交生活 0.750 0.562 家庭关系 0.669 0.448 家庭经济 0.780 0.608 休闲娱乐 0.781 0.610 总的生活满意度 0.851 0.724 特征值 3.769 累积方差% 53.846 提取一个公因子，命名为幸福感 极小值 −3.685 极大值 2.170 均值 0.000 标准差 1.000 N 1864 表1. 因子分析结果 因子分析中提取出的一个公因子命名为幸福感并作为幸福感研究的因变量。由于该因变量为连续型变量，因此采用最小二乘法线性回归模型(OLS)进行分析。 5.2.2. 自变量 人口学变量。根据已有的经验研究结果，人口学自变量中纳入年龄、性别两项因素。但由于国内外众多研究显示年龄和幸福感呈现非线性的U型结构，为了更加契合二者之间的关系，在人口学因素中再加入年龄平方作为自变量。在编码过程中，参考已有研究中女性幸福感高于男性的结论，女性编码为1，男性编码为0。 核心自变量。本文核心自变量为教育，由于采用的方法为路径分析法，因此教育操作化为受教育年限，未上学 = 0，小学 = 6，初中 = 9，中专/职高技校/高中 = 12，大学专科 = 15，大学本科 = 16，研究生 = 19。 经济地位变量。考察教育对幸福感影响的间接效应中经济效应采用的变量是经济地位变量。具体指代收入变量。收入考察的是被访者2013年的个人全年收入，不仅包括工资，还包括奖金、津贴、投资和理财收入等，能较全面地反映被访者的经济状况。由于收入呈偏态分布，因此对收入做了取对数处理。 社会道德和规范变量。社会道德和规范变量作为教育对幸福感间接作用中非经济影响，主要纳入了社会信任水平、社会公平正义水平和财富及收入分配的公平度三个变量。社会信任水平和社会公平正义水平变量作为连续型变量直接纳入方程。财富及收入分配的公平程度考察共分为五个维度，非常不公平、不太公平、比较公平、非常公平、不好说。在编码的过程中，合并为两个维度，1 = “公平”，0 = “不公平”，“不好说”设置为缺失项。 5.3. 结构方程模型 表2是对所有纳入OLS模型和路径分析模型变量的描述性分析。其中，年龄、受教育年限、社会诚信程度、社会公平正义水平、收入对数为连续型变量。性别、职业、单位性质、财富及收入分配公平为虚拟变量。 Table 2 Descriptive statistical characteristics of each variabl 变量名称 描述性统计特征 人口学变量 性别 0 = “男性”(46%)，1 = “女性”(54%) 年龄 年龄区间为[18，71]，均值 = 46岁，标准差 = 14.61 核心自变量 受教育年限 区间介于[0，19]，均值 = 10.84，标准差 = 4.15 间接效应——经济效应 收入(取对数) 区间介于[5.52，14]，均值 = 10.09，标准差 = 1.07 间接效应——社会道德和规范效应 社会信任程度 区间介于[1，10]，均值 = 6.56，标准差 = 2.013 社会公平正义水平 区间介于[1，10]，均值 = 6.77，标准差 = 1.756 财富及收入分配公平度 1 = “公平”(31.4%)，0 = “不公平”(68.6%) 表2. 各变量描述性统计特征 表3是教育与幸福感结构方程模型各变量相关性分析，受教育年限与各变量均在P < 0.01水平上显著相关，其中与社会经济变量呈正相关，与道德和规范变量呈反相关。幸福感变量与所有变量都在P < 0.01水平上呈显著正相关。 Table 3 Correlation analysis of variable 受教育年限 收入 社会信任 公平正义 财富公平 受教育年限 − 收入 0.463 ** 社会信任 −0.222 ** −0.164 ** 公平正义 −0.185 ** −0.126 ** 0.751 ** 财富公平 −0.135 ** −0.098 ** 0.267 ** 0.264 ** 幸福感 0.168 ** 0.163 ** 0.369 ** 0.360 ** 0.190 ** 表3. 各变量相关性分析 ** .在0.01水平(双侧)上显著相关。 表4显示了受教育年限对各中介变量的因果分析结果。由于收入、社会信任、社会公平与正义水平是连续型变量，因此采用最小二乘法线性回归模型。职业、单位性质、财富及收入公平为虚拟变量，因此采用二元逻辑斯蒂回归模型。回归结果显示，受教育年限对中介变量全部在P < 0.001水平上作用显著。只是教育对社会经济地位的作用更加显著，对社会道德和规范的作用稍微微弱些。受教育年限对社会信任水平、社会公平正义水平和财富及收入分配水平呈现负向的影响作用，受教育程度越高的人，对社会的诚信程度、公平正义水平评价越低，他们对社会不公平现象的认知更为透彻，期望也更高。 Table 4 Regression analysis of years of education and various mediator variable 主自变量：受教育年限 Coef. S.E. pseudo R 2 社会经济地位因变量 收入(取对数) 0.108 *** 0.007 0.257 信任与社会公平因变量 社会信任 −0.069 *** 0.011 0.065 社会公平正义水平 −0.065 *** 0.013 0.049 财富及收入分配公平 −0.090 *** 0.015 0.029 表4. 受教育年限与各中介变量的回归分析 备注： *** P < 0.001。 图1是受教育年限与收入和道德与规范的结构方程模型。模型采用最大似然法进行分析，是一个递归模型。路径分析软件采用的是Amos 21.0。 图1. 受教育年限与收入和道德与规范的结构方程模型 Table 5 Fitting index of years of education and income and morality and normative structural equation model 拟合指数 X 2 df X 2 /df GFI AGFI NFI RFI IFI TLI CFI RMSEA 数值 36.50 7 5.22 0.99 0.98 0.99 0.97 0.99 0.98 0.99 0.047 表5. 受教育年限与收入和道德与规范结构方程模型的拟合指数 拟合指数各项指标，GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI如表5所示，均大于0.9，RMSE值小于0.5，模型拟合效果良好，可以做结构方程模型。 结构方程模型显示了教育对幸福感产生影响的三种路径，一是教育对幸福感提升的直接效应；二是教育通过提升人们的经济地位进而提升人们的幸福感水平；三是教育通过对人们的道德和社会规范产生影响进而作用于人们对幸福的感知。这三种路径是否都显著则要具体分析非标准化回归系数的显著度。 由结构方程模型的输入结果表6可以看出，教育对幸福感作用的三条路径效果都比较显著。受教育年限对幸福感的提升呈正向显著作用(P < 0.001)，受教育年限增加1年，个人的幸福感提升0.058个单位。假设1a“教育的幸福感效用体现为教育本身对人们幸福感的提升”得到验证。 Table 6 Results of structural equation model regressio 因变量 自变量 非标准化系数 S.E. C.R. P 道德和规范 <− 受教育年限 −0.091 0.009 −9.837 *** 收入(取对数) <− 受教育年限 0.090 0.005 18.436 *** 社会信任 <− 道德和规范 1.088 0.041 33.491 *** 社会公平正义 <− 道德和规范 1.085 0.035 31.357 *** 财富公平 <− 道德和规范 0.089 0.007 12.438 *** 幸福感 <− 道德和规范 0.319 0.016 20.267 *** 幸福感 <− 受教育年限 0.058 0.005 10.622 *** 幸福感 <− 收入 0.128 0.023 5.579 *** 表6. 结构方程模型回归结果 备注： *** P < 0.001。 教育对经济地位的提升作用于人们收入的提高，由表6可以看出，教育对收入在P < 0.001水平上呈现显著水平，收入对幸福感也在P < 0.001水平上效果显著。因此，假设1b“教育的幸福感效用体现为通过提升人们的经济地位间接地提高人们的幸福感水平”得到验证。 教育对道德和规范效应的影响无论从相关系数还是从回归系数来看，都产生反向影响。道德和规范效应作为潜变量，主要由社会信任水平、社会公平正义水平和财富分配公平度来体现。从表6可以看出，三个变量能较好地代表人们的道德和社会规范意识。受教育水平越高的人，越认为社会的诚信程度不高，人们之间缺乏信任，社会的公平正义水平较低，财富分配不平等化程度较高。受教育水平的提高并没有提高人们对社会现状的包容度。反而由于接受较多的教育和知识，学历层次高的人更加善于思考，更能认清社会的现实并对社会发展抱以较高期望。道德和规范效应对幸福感呈显著(P < 0.001)正向作用，即对社会公平正义和社会信任包容度越高的人自我感知越幸福。从这个层面考虑，受教育程度越高的人反而感觉越不幸福。假设1c“教育的幸福感效用体现为通过提升人们的社会信任水平、对社会公平的容忍程度间接地提高人们的幸福感水平”没有通过验证。 表7根据图1列出了教育的直接效应值、间接效应值和总效应值。路径分析结果显示，教育对幸福感的三条作用路径中直接效应最大为0.24。教育通过收入的经济效应只有0.0468，绝对值在三条路径中最小。教育通过社会道德和规范效应对幸福感产生负向影响作用，值为−0.12。综合三条路径的分析结果显示教育对幸福感的总效用为0.167。总假设“教育对人们幸福感的提升具有显著作用”验证为真。 Table 7 Analysis of the causal effect of years of education and income and morality and norm 自变量 因果效应 路径 路径效应值 总计 教育 直接效应 教育→幸福感 0.24 0.167 教育 间接效应 教育→收入→幸福感 0.39 * 0.12 = 0.0468 教育 间接效应 教育→道德与社会规范→幸福感 −0.24 * 0.50 = −0.12 表7. 受教育年限与收入和道德与规范因果效应分析