【城乡居民主观幸福感及其影响因素实证探析10000字（论文）】

城乡居民主观幸福感及其影响因素实证分析TOC\o"1-2"\h\u274901导论 1299801.1选题背景和意义 15591.2文献综述 195711.3论文结构与主要内容 3166221.4论文研究方法 4290702数据来源与变量选取 4240262.1数据来源 4180812.2变量选取 4191293城乡居民主观幸福感及其影响因素分析结果 6278613.1城乡居民主观幸福感及其变量的描述性分析 6323253.2城乡居民主观幸福感影响因素的回归分析 866184结论与建议 1029151参考文献 121导论1.1选题背景和意义幸福是人们对生活满意程度的一种主观感受，幸福是一种心理体验，它不仅是对客观条件和生活状态的事实判断，也是对生活的主观意义和满意程度的一种价值度量。随着我国经济的快速发展，人们的物质需求和精神需求日渐提高，越来越多的人们逐渐开始关注生活幸福感这一话题。习近平总书记在中国共产党第十九次全国代表大会报告中指出，中国特色社会主义进入了一个新时代，我国的社会主要矛盾已经转变为人民日益增长的美好生活需要同不平衡、不充分的发展之间的矛盾，要使人民群众拥有更加充实、更有保障、更加可持续的获得感、幸福感和安全感。这标志着我国社会主义建设的抓手逐渐从提高物质生活水平转向改善生活质量，国家的民生工作重点也日益从提高居民的收入转为提升居民的幸福感，居民主观幸福感的建设需求已成为社会建设新阶段的发展目标之一。许多学科的研究表明，主观幸福感与保持个人的身心健康、提高工作质量和效率、建立良性的社交网络以及形成利他行为等有显著的相关性，由此可以看出，增强主观幸福感对个人和对社会都有着积极的影响。因此，通过探索主观幸福感的影响因素，再结合其作用机制的普遍性和特殊性，提高全体居民的主观幸福感，对实现个人福祉和社会协调发展具有重大的社会需求和现实意义。而自1978年改革开放以来，在我国经济发展迅猛，社会快速进步的同时，城乡之间的社会差异也随之加大，形成了明显的城乡二元结构，即以社会化生产为主要特征的城市经济与以小农生产为主要特征的农村经济并存的一种经济结构。在这种城乡差异的背景下，本文将基于2017年的CGSS数据库的调查数据，分析我国城乡居民主观幸福感的差异及影响因素，以期为提升城乡居民的幸福感提供一定的参考依据。1.2文献综述1.2.1国外研究状况1967年，Wilison发表了一篇题为《自我幸福感的相关因素》的文章，标志着主观幸福感研究的兴起。他在文章中认为，幸福的人具有以下特点：“年轻、健康、受过良好教育、收入高、外向、乐观、无忧无虑、有宗教信仰、自尊高、已婚、热情、期望适中、知识渊博，且与性别无关。”关于幸福感的概念和定义，学者们众说纷纭，但大多数学者认同Diener（1984）的主观幸福感定义。他认为，主观幸福感是评价者根据自身标准对生活质量做出的总体性的评价，且主观幸福感具有三个基本特征：一是主观性，评价依据的是评价者的内在标准而不是他人的标准；二是稳定性，这是一个相对稳定的值，因为主要衡量的是长期而不是短期的情绪反应和生活满意度；三是整体性，是对情绪反应评价和认知判断的综合评价。此外，国外其他学者也对主观幸福感作出了他们自己的定义，比如荷兰的社会经济学家RuutVeenhoven（1996）认为，主观幸福感是人们对自身当前生活质量的一种积极性的评价，换句话说，就是人们对自己生活的喜好程度；布鲁诺·弗雷（2006）认为，幸福是一个主观概念，可以分为主观幸福和客观幸福，主观幸福感是一种态度，包括情感和认知两部分。随着研究的深入，国外的研究者们逐渐进入对主观幸福感的实证研究阶段，他们采用了多种方法对主观幸福感进行测量，其中大多采用编制量表的方法进行测量和评价。较早的是1961年Neugarten等人发表的“生活满意度量表（LSI）”，20世纪60年代中期Cantril发展了“自我校准量表”（SAS），到了80年代，Diener于1985年发表了一般生活满意度量表（GSWLS），此外，还有克雷迪斯等人编制的症状自评量表（SCL-90）、布拉德伯恩等人编制的情绪平衡量表（ABS）、劳顿等人编制的费城老年中心正、负情绪量表（PGCPANAS）、Wilison等人编制的正、负情绪量表（PNAS0），科兹玛和斯通编制的纽芬兰纪念大学幸福量表（MUNSH）。尽管有学者对于自我报告幸福感是否有效提出了质疑，但Veenhoven等人已经证明了幸福感量表的可靠性和有效性。尽管确实会存在一些偏差，但是这种自我报告的幸福感问卷已经是我们目前获得幸福感数据的最佳方式。而关于主观幸福感的影响因素，国外学者也做了大量的研究，其中就有著名的关于收入与幸福感之间关系的“Easterlin悖论”，也叫幸福悖论。1974年Easterlin在《经济增长改善了人们的命运吗?一些经验证据》一文中，通过对20多个国家的统计、抽样调查资料进行分析，正式地论证了幸福悖论。其核心内容主要有三点：一是从一个国家内部来看，收入的差异会导致一定的主观幸福感差距，高收入、高社会地位人群的主观幸福感指数会高于低社会地位人群；二是从国家之间来看，富国与穷国的主观幸福感差距并不明显；三是就国家的整体水平而言，一个变得更富裕的国家并不会改善人们的主观幸福感，例如美国从1945年到1970年间的经济增长就并没有导致人民总体幸福感的提高。其中第一点说明了收入与幸福感之间存在的正相关关系，而后两点则体现了收入与幸福感的反面关系，这两者结合起来就是幸福悖论，第一点结论Easterlin称之为幸福悖论的逻辑前提，即如果没有个人收入与幸福感的正向关系，也就不会有总收入相对增加与幸福感下降之间的悖论关系。除上述研究外，对于影响主观幸福感的因素，国外学者还做了其他的研究，比如研究表明，性别、年龄、宗教、教育、健康、婚姻等因素对主观幸福感均有不同程度的影响，但Rogers（1998）和其他学者研究也发现，人口统计学变量只能解释不到20%的幸福感的变化；Abbasi等人（2020）从智能手机使用和游戏消费体验的角度研究影响儿童主观幸福感的因素时发现，儿童对智能手机的情感投入、享受和感官体验对他们的主观幸福感产生了积极影响，然而，儿童对智能手机的幻想、逃避、兴奋和角色投射体验未能影响儿童的主观幸福感；Bailey等人（2020）在研究社交媒体上真实的自我表达与主观幸福感的关系时发现自我表达更真实的人也报告说生活满意度更高，这种影响在不同的人格特征上似乎是一致的，同时还发现社交媒体的使用与幸福感的关联程度取决于个人如何使用它；Luchesi等人（2018）在研究与社区老年人幸福相关的因素时发现心理因素和年龄影响着中老年人的幸福感，此外，更好的筛查、诊断和治疗心理健康可以增加老年人的幸福感。1.2.2国内研究状况国内对主观幸福感的研究开始得比较晚，大约始于上世纪80年代中期，比国外晚了近30年。在最开始进行研究时，国内学者主要是大量使用国外的相关理论和量表，吸取其中优秀的理论成果和测量工具，并将其应用于实践，而目前，国内的学者在此基础上，结合中国自身的特点，开展了主观幸福感的本土化研究，也取得了较好的学术成果。在测评工具的建设来看，虽主要是引进和修订国外量表，但也有个别研究者自编问卷进行测验，比如中国综合社会调查（CGSS）和中国家庭收入调查（CHIP）等。对于主观幸福感的定义，鞠春彦和赵佳琳（2020）将主观幸福感定义为“根据个人自身标准对自身生活质量的主观感受和总体评价，是对个人和社会生活质量的综合衡量”；刘中一（2016）认为，社会学视野中的幸福感是根据内化的社会规范对人们生活质量的完整性和肯定性的评价，是人们对生活各方面综合评价所产生的积极情感；邢占军等人（2004）认为，人的主观幸福感是由一些因素共同作用产生的一种对自身存在的积极心理体验，这些因素包括积极健康的心理、质量生活、自我完善和自我实现等。在关于研究主观幸福感的影响因素方面，孙凤（2007）发现，社会保障和收入分配政策对居民幸福感有直接影响，且居民的职业如果带来的收入和声誉越高，居民的主观幸福感越高；谭琨和谢舜龙（2012）在分析家庭经济情况对居民主观幸福感的影响时发现只有家庭收入和储蓄的相对指标以及家庭住房面积对居民的主观幸福感有显著且正向的影响，而家庭总收入和总支出则并没有显著影响到居民主观幸福感；吕雁琴和邱康权（2020）的研究表明，地区之间的幸福差距是显著的，东部和城市居民的幸福值高于中西部和农村居民，这种幸福差距是由于地区间发展不平衡导致幸福资源在地区间分配不均衡造成的。而在我国城乡居民主观幸福感的差异研究中，王慧慧（2014）研究了民生因素与城乡居民幸福感，发现从影响程度的大小来看，对居民幸福感影响最大的因素是健康和家庭条件，其次是生态环境和社会保障，最后是个人工作和教育等因素，此外，男性的平均幸福感通常高于女性，城市居民的幸福感高于农村居民，居民的幸福感和年龄呈“U”型变化；鞠春彦和赵佳琳（2020）的研究表明，对城市和农村居民主观幸福感起主导作用的分别是文化资本和社会资本，而经济资本并不显著影响居民的主观幸福感。1.3论文结构与主要内容本论文共包括以下四个部分：第一章为导论：本章主要介绍选题的背景和意义，回顾国内外相关文献，即在阅读大量相关文献的基础上，对主观幸福感的定义、测量的方法和影响因素进行总结和梳理，介绍前人的研究成果，阐述论文的结构、主要内容和研究方法。第二章为数据来源与变量选取：本章主要介绍论文研究数据的来源并结合相关研究选取要探究的变量，据此对原始数据进行处理。第三章为分析结果：本章包含描述性统计分析和回归分析，首先对城乡居民的主观幸福感以及选取的变量进行描述性统计，了解样本数据的相关统计特征以及城乡居民的主观幸福感差异情况，再对城乡居民主观幸福感分别进行回归分析，探究其影响因素有何差异；第四章为结论与建议：综合前面的分析结果总结出城乡居民主观幸福感及其影响因素的差异情况，并结合结论给出提升城乡居民主观幸福感的相应建议。1.4论文研究方法本论文主要采用了文献研究法、比较研究法、实证研究法。一，文献研究法。通过搜集、阅读、整理相关文献，总结其研究成果，比较系统地了解主观幸福感的定义、测量方法及影响因素等的国内外研究现状，为本研究提供理论依据。二，比较研究法。本文在城乡间进行比较，研究两者居民主观幸福感的影响因素，分析其差异，针对性地提出提升城乡居民主观幸福感的建议。三，实证研究法。运用统计分析软件对调查数据进行科学的统计分析，采用描述统计和回归分析等统计方法，分析城乡居民主观幸福感及其影响因素的差异情况，使结果更具真实性和可靠性。2数据来源与变量选取2.1数据来源中国综合社会调查（ChineseGeneralSocialSurvey，CGSS）项目始于2003年，是由中国人民大学和全国各地的学术机构共同实施的我国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。本文所使用的数据是项目组发布的2017年的CGSS数据，经过对所涉及变量的缺失值处理以及删除数据中“不知道”、“不适用”、“拒绝回答”等回答，最后保留了2332个有效样本，其中农村居民的样本量为1596，占比为68.4%，城市居民的样本量为736，占比为31.6%。2.2变量选取2.2.1因变量主观幸福感：本文的因变量为居民的主观幸福感，且具体分成了城市居民主观幸福感和农村居民主观幸福感，以CGSS2017调查问卷中的D40问题，即测度居民主观幸福感的量表作为测量依据，以由该量表计算出的量表总分的平均值作为测量指标，该量表共有21个题项，每题按照“非常不同意、不同意、有点不同意、有点同意、同意、非常同意”的等级判断对观点的同意程度，并依次评1~6分，对反面描述的题项进行反向编码后计算量表总分的平均值，最后得出的分数越高表明居民的主观幸福感越强。对该量表进行信度分析，得到量表信度α=0.839，信度较好，不需要对量表进行修改，再用因子分析检验量表的效度，发现KMO值为0.862，Bartlett球形检验P值<0.05，说明量表具有结构效度。2.2.2自变量（1）家庭人均年收入根据问卷中的A62“您家2016年全年家庭总收入是多少？”以及A63“您家目前住在一起的通常有几个人？（包括受访者本人）”计算出被调查者的家庭人均年收入，且为了消除异方差，后续做回归分析时会对家庭人均年收入进行取对数化处理。（2）媒体使用频率以问卷中A28“过去一年，您对以下媒体的使用情况是”这个矩阵单选题作为测量指标，选项为从不、很少、有时、经常、非常频繁，依次赋值为1~5，值越大表明对该媒体的使用频率越高，具体所列媒体如下：①报纸；②杂志；③广播；④电视；⑤互联网（包括手机上网）；⑥手机定制消息。通过因子分析从中提取出两个公因子，分别命名为“传统媒体使用频率”（①~③）和“新媒体使用频率”（④~⑥），KMO值为0.654，Bartlett球形检验P值<0.05，两个因子共解释57.607%的总方差。（3）社会保障以问卷中A61“您目前是否参加了以下社会保障项目？”这个矩阵单选题作为测量指标，回答“参加了”赋值为1，回答“没有参加”赋值为0，所列的社会保障项目如下：①城市基本医疗保险/新型农村合作医疗保险/公费医疗；②城市/农村基本养老保险；③商业性医疗保险；④商业性养老保险。（4）社交娱乐该变量以问卷中的A31a“请问您与邻居进行社交娱乐活动（如互相串门，一起看电视，吃饭，打牌等）的频繁程度是”和A31b“请问您与其他朋友进行社交娱乐活动（如互相串门，一起看电视，吃饭，打牌等）的频繁程度是”两个问题作为测量指标，选项为从来不、一年1次或更少、一年几次、大约一个月1次、一个月几次、一周1到2次、几乎每天，为了方便分析，我们将前两个选项归为不频繁，中间三个选项归为一般，剩下的两个选项归为频繁，并分别赋值为1,2,3。2.2.3控制变量本文在参考数篇相关文献后，引入了性别、年龄、政治面貌、受教育程度、婚姻状况和健康状况这六个人口统计学变量作为控制变量。其中，本文将性别“男”赋值为1，“女”赋值为0；年龄则以根据问卷中A3“您的出生日期是什么？”这一问题计算得出的2017年时被调查者的实际年龄为准；政治面貌分为群众、共青团员和共产党员，分别赋值为1，2，3；受教育程度根据问卷中A7a“您目前的最高教育程度是”以及被调查者的回答被分为三类，将“没有受过任何教育”和“私塾、扫盲班/小学”归为受教育程度较低的一类，“初中”和“职业高中/普通高中/中专/技校”归为受教育程度中等，“大学本科/大学专科”和“研究生及以上”归为受教育程度较高，并依次赋值为1，2，3；婚姻状况为在婚状态赋值为1，非在婚状态赋值为0；健康状况使用问卷中A15“您觉得您目前的身体健康状况是”这个问题进行测量，选项为很不健康、比较不健康、一般、比较健康、很健康，同样地，为了方便分析，我们将前两个选项归为不健康，第三个选项为一般，最后两个选项归为健康，并分别赋值为1,2,3。3城乡居民主观幸福感及其影响因素分析结果3.1城乡居民主观幸福感及其变量的描述性分析3.1.1受访者的基本信息对样本的性别、年龄等控制变量进行简单的描述性统计分析，得出的主要结果如下图3-1和表3-1所示。其中因为两类受访居民的年龄基本都分布在18~92岁之间，所以将受访者的年龄分为了“18-40岁”、“41-65岁”以及“66岁及以上”三类，得到下图3-1，从图中可以看出，受访的城市居民和农村居民的年龄分布没有太大差别，均是41~65岁的居民占比最大，且计算得知城乡居民的年龄平均都在50岁左右，说明受访样本中的中年人居多；而从表3-1中可以看出，受访的城乡居民的性别分布也没有太大差别，男女比例都接近1:1；从受教育程度来看，城市居民的受教育程度比农村居民要高，具体来说，城市居民大多都接受了高中和大学教育，而农村居民只有19.7%的人接受了初中以上的教育，受教育程度较高的居民只有6.5%，甚至有15.4%的人没有受过任何教育；从政治面貌来看，两类居民中大部分都是群众，城市居民中的党员要比农村居民更多一点；从健康状况来看，两类居民的健康状况也差不多，大多都是一般和健康，农村居民中感到身体不太健康的比例稍大一些；婚姻状况也都是处于在婚状态的比较多。图3-1：城乡样本年龄分布图表3-1：基本信息的描述分析城市居民农村居民频数百分比频数百分比性别女39753.90%84953.20%男33946.10%74746.80%受教育程度较低8812.00%74546.70%中等36349.30%74846.90%较高28538.70%1036.50%政治面貌群众54874.50%145791.30%共青团员435.80%593.70%共产党员14519.70%805.00%健康状况不健康9212.50%35922.50%一般19626.60%41726.10%健康44860.90%82051.40%婚姻状况非在婚状态17123.20%27917.50%在婚状态56576.80%131782.50%3.1.2自变量和因变量的描述分析对样本的自变量和因变量进行描述性统计分析，主要结果如下表3-2所示，由表3-2我们可以看到，城市居民和农村居民的主观幸福感分数平均值分别为4.3076和4.0845，说明两类居民整体上在生活中都感到比较幸福，且城市居民的平均主观幸福感比农村居民的更高，其中，城市居民的主观幸福感分值分布在1.67~6分之间，而农村居民的主观幸福感分值则分布在2.48~5.9分之间。且城市居民的家庭人均年收入明显高于农村居民，对新媒体和传统媒体的使用频率也比农村居民更高，但更多地使用报纸、杂志和广播这类传统媒体；至于社会保障方面，两类居民绝大多数都购买了基本医疗保险和基本养老保险，只有少数城市居民会购买商业型的医疗保险和养老保险，而农村居民基本不购买这两项商业险，针对这种现象，我认为一方面原因可能在于人们觉得有了社保就足够了，商业险是不必要的支出，另一方面可能是因为商业险的价格相对较高，收入较低的居民尤其是农村居民没有能力也没有意愿承担这部分支出；从社交娱乐来看，农村居民比城市居民更积极地进行社交娱乐活动，且城市居民比较乐于与朋友社交娱乐，而农村居民则更经常与邻居进行娱乐活动。表3-2：自变量和因变量的描述分析城市居民农村居民平均值标准差平均值标准差因变量主观幸福感4.30760.541344.08450.52674自变量家庭人均年收入（元）47926.668375345.9436822170.689753258.57618媒体使用频率传统媒体使用频率0.51841.1428-0.23910.8237新媒体使用频率0.27781.0500-0.12810.9494社会保障城市基本医疗保险/新型农村合作医疗保险/公费医疗0.930.2560.930.259城市/农村基本养老保险0.810.3920.660.472商业性医疗保险0.170.3730.070.252商业型养老保险0.120.3230.050.214社交娱乐与邻居进行社交娱乐活动的频繁程度1.800.8112.190.785与其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度2.080.6701.980.7213.2城乡居民主观幸福感影响因素的回归分析3.2.1城市样本回归结果本文将居民主观幸福感作为因变量，性别、年龄等人口统计学变量作为控制变量，家庭人均年收入、媒体使用频率、社会保障和社交娱乐作为自变量进行线性回归分析，探究各变量与居民主观幸福感之间的关系。对自变量和控制变量中的多分类变量进行哑变量化后，在第一个回归模型中纳入所有控制变量，第二个模型在第一个模型的基础上加入所有自变量，对城市居民样本进行回归后的部分分析结果如下表3-3所示。对预测变量两两进行相关性分析，结果表明各变量之间的Spearman相关系数都低于0.7，且共线性诊断结果显示，各变量之间容忍度都大于0.1，方差膨胀因子（VIF）都小于10，说明各变量之间均不存在多重共线性。预测变量为控制变量的模型1的R²=0.145，F=13.730（P<0.001），模型显著，具有统计学意义。模型2在模型1的基础上纳入了9个自变量，R²=0.198，F=8.846（P<0.001），模型显著，具有统计学意义，增加解释的R²为0.053，显著性P<0.001，可以解释为在回归中纳入9个变量后自变量对因变量变异的解释能力增加5.3%（P<0.001），说明纳入这9个变量有助于分析城市居民的主观幸福感。从模型1可知，在5%的显著性水平下，控制变量中只有居民的党员身份和健康状况对城市居民的主观幸福感具有显著影响，且均为正向的影响，相较于群众身份来说，政治面貌为党员的居民具有更高的主观幸福感，而政治面貌为团员的居民，其主观幸福感与群众之间没有明显的统计学差异；而相较于身体状况为不健康的城市居民来说，身体状况一般和健康的居民具有更高的主观幸福感，且身体越健康，居民的主观幸福感越高。分析模型2的结果我们可以看到，在模型1的基础上引入所有自变量之后，居民的家庭人均年收入、传统媒体使用频率、社会保障项目中的商业型养老保险以及社交娱乐中与其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度均对城市居民的主观幸福感具有显著正向影响，即居民的家庭人均年收入越高，使用报纸、杂志和广播这类传统媒体越频繁，与其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度越高，居民的主观幸福感越高，参加了商业型养老保险的居民比没有参加的居民具有更高的主观幸福感，其中健康状况对城市居民的主观幸福感影响最大。表3-3：城市样本回归模型部分指标模型1模型2标准化系数Beta显著性标准化系数Beta显著性控制变量性别（女=0）-0.0260.460-0.0210.551年龄0.0700.1050.0380.454受教育程度=中等（以较低为参照组）0.0190.748-0.0310.598受教育程度=较高（以较低为参照组）0.0220.738-0.0990.162政治面貌=共青团员（以群众为参照组）-0.0390.301-0.0440.247政治面貌=共产党员（以群众为参照组）0.1010.0070.0770.036健康状况=一般（以不健康为参照组）0.2500.0000.2290.000健康状况=健康（以不健康为参照组）0.5210.0000.4800.000婚姻状况（非在婚状态=0）0.0370.3060.0350.336家庭人均年收入对数值0.1190.003媒体使用频率传统媒体使用频率0.0820.032新媒体使用频率-0.0360.424社会保障城市基本医保/新农合/公费医疗-0.0320.401城市/农村基本养老保险0.0170.677商业性医疗保险0.0590.195商业型养老保险0.0830.043社交娱乐与邻居进行社交娱乐活动的频繁程度=一般（以不频繁为参照组）-0.0650.083与邻居进行社交娱乐活动的频繁程度=频繁（以不频繁为参照组）-0.0130.751与朋友进行社交娱乐活动的频繁程度=一般（以不频繁为参照组）0.0990.045与朋友进行社交娱乐活动的频繁程度=频繁（以不频繁为参照组）0.1310.010R²0.145模型显著性检验Sig.=.0000.198模型显著性检验Sig.=.000∆R²0.1450.053F13.7308.8463.2.2农村样本回归结果对农村样本的分析方法与分析城市样本的方法相同，回归后的部分分析结果如下表3-4所示。对预测变量两两进行相关性分析，结果表明各变量之间的Spearman相关系数都低于0.7，且共线性诊断结果显示，各变量之间容忍度都大于0.1，方差膨胀因子（VIF）都小于10，说明各变量之间均不存在多重共线性。由表3-4可知，模型1的R²=0.132，F=26.693（P<0.001），模型2的R²=0.147，F=13.557（P<0.001），两个模型均显著，均具有统计学意义，且增加解释的R²为0.015，显著性P<0.001，可以解释为在回归中纳入9个变量后自变量对因变量变异的解释能力增加1.5%（P<0.001），说明纳入这9个变量有助于分析农村居民的主观幸福感。分析模型1可知，在5%的显著性水平下，控制变量中的居民受教育程度、政治面貌以及健康状况均对农村居民的主观幸福感具有显著性的影响，农村居民的受教育程度越高，身体健康状况越好，其在生活中就会感到越幸福，相较于群众，共青团员和党员的主观幸福感更高，且政治面貌为党员对主观幸福感的影响程度比共青团员的更大。而从模型2的结果可以看出，引入自变量后，家庭人均年收入、传统媒体使用频率以及社会保障项目中的农村基本养老保险均对主观幸福感具有显著正向影响，即农村居民的家庭人均年收入越高，对传统媒体的使用越频繁，其主观幸福感越高，参加了农村基本养老保险的居民比没有参加的居民具有更高的主观幸福感，其中，同样是健康状况对农村居民的主观幸福感影响最大，其次为受教育程度和政治面貌。表3-4：农村样本回归模型部分指标模型1模型2标准化系数Beta显著性标准化系数Beta显著性控制变量性别（女=0）0.0270.2700.0250.309年龄0.0560.0660.0350.312受教育程度=中等（以较低为参照组）0.1100.0000.0820.005受教育程度=较高（以较低为参照组）0.1710.0150.1350.029政治面貌=共青团员（以群众为参照组）0.0590.0210.0620.016政治面貌=共产党员（以群众为参照组）0.0890.0000.0790.001健康状况=一般（以不健康为参照组）0.1810.0000.1710.000健康状况=健康（以不健康为参照组）0.3690.0000.3500.000婚姻状况（非在婚状态=0）0.0320.2010.0180.472家庭人均年收入对数值0.0700.009媒体使用频率传统媒体使用频率0.0700.006新媒体使用频率-0.0010.968社会保障城市基本医保/新农合/公费医疗0.0170.501城市/农村基本养老保险0.0680.007商业性医疗保险0.0200.502商业型养老保险0.0020.947社交娱乐与邻居进行社交娱乐活动的频繁程度=一般（以不频繁为参照组）0.0210.535与邻居进行社交娱乐活动的频繁程度=频繁（以不频繁为参照组）0.0070.844与朋友进行社交娱乐活动的频繁程度=一般（以不频繁为参照组）-0.0320.335与朋友进行社交娱乐活动的频繁程度=频繁（以不频繁为参照组）-0.0260.426R²0.132模型显著性检验Sig.=.0000.147模型显著性检验Sig.=.000∆R²0.1320.015F26.69313.5574结论与建议本文基于CGSS2017年的调查数据，分别研究了我国城市居民和农村居民的主观幸福感及其影响因素，了解其差异，并得出了以下几点结论：一，城市居民和农村居民在生活中都感到比较幸福，且城市居民的主观幸福感整体上比农村居民更高；二，居民的健康状况、家庭人均年收入以及对传统媒体的使用频率都对城乡居民的主观幸福感具有显著正向影响，且对城乡居民主观幸福感影响程度最大的变量均为健康状况；三，政治面貌因素中，城市居民的主观幸福感只受党员身份的显著影响，而农村居民则还受团员身份的影响，社会保障因素中，城市居民受商业型养老保险的显著影响，而农村居民则更受农村基本养老保险所影响，除此之外，城市居民还受与其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度所影响，而农村居民还受居民的受教育程度所影响。根据上述发现，本文提出以下几点建议，以期为提高我国居民的主观幸福感提供一些参考：第一，大力发展经济，提高城乡居民收入。研究中发现，城乡居民的家庭人均年收入越高，其主观幸福感越高，因此，想要有效改善居民的主观幸福感，就必须不断解放和发展生产力，促进经济的快速发展，提高城乡居民收入水平。第二，注重发展医疗卫生行业，加快完善社会保障制度。从前面的总结中发现，居民的健康状况和参加社会保障项目比如养老保险均对提升城乡居民的主观幸福感具有显著的正向影响，所以政府应提高对医疗卫生机构在经费和人员等方面的投入，完善大病医疗保障制度，确保收入低的居民也能享受到同等的医疗服务，同时重视社会的养老问题，完善养老保障制度，保障老年人的晚年生活。第三，加强农村的基础教育投入与文化建设，提高农村居民的文化素养。从前面回归分析的结果可以看到，受教育程度对农村居民的主观幸福感具有显著的正向影响，说明提高农村居民受教育程度是增强其主观幸福感的重要途径之一。为此，政府应加强教育文化方面的建设，采取有效的措施以不断提高农村居民的受教育水平，如保证全面实施九年义务教育，降低高等教育门槛，增加成人继续教育投入，继续探索完善终生教育的有效途径，努力提高各级人民的受教育水平，大力推进幸福教育等。

参考文献[1]WilsonWR.Correlateso