“伊斯特林悖论”的教育再探——教育影响主观幸福感的中介效应.pdf

基金项目:2022 年度国家社科基金重大项目“西部农村和民族地区人力资本培育的方式和路径选择研究”(项目号:22&ZD065);重庆市社会科学规划项目“疫情防控背景下西部地区教育扶贫与巩固机制研究”(项目号:2020PY70)。作者简介:李彤,女,西南大学西南民族教育与心理研究中心研究人员,研究方向为教育经济学;张学敏,男,教育学博士,西南大学西南民族教育与心理研究中心主任,教授、博士生导师,研究方向为教育经济学;周杰(通讯作者),男,西南大学西南民族教育与心理研究中心博士研究生,研究方向为教育经济学。教育与经济社会发展“伊斯特林悖论”的教育再探 教育影响主观幸福感的中介效应李 彤,张学敏,周 杰(西南大学 西南民族教育与心理研究中心,重庆 400715)摘 要:幸福是人类永恒的追求,收入是提升幸福感的关键要素,但“伊斯特林悖论”的提出引发了诸多莫衷一是的争论。教育作为提升收入的主要途径,其经济价值对幸福感的影响也日益凸显。基于中国社会综合调查 CGSS(2018)数据分析发现,文化消费在教育对主观幸福感的影响中发挥部分中介作用,不同类别文化消费的中介效应存在异质性,而家庭收入在文化消费对主观幸福感的影响中具有负向调节作用,调节效应检验表明,文化消费对高收入群体和低收入群体的主观幸福感均具有正向影响,但低收入群体在文化消费对主观幸福感的调节作用比高收入群体更加显著。因此,新时代教育应注重提升教育的消费性价值,强化教育“致幸福”实践路径;加强文化消费教育,提高全社会消费素养;构建差异化的文化消费模式,满足不同经济群体消费需求,避免“伊斯特林悖论”再次出现。关键词:受教育程度;文化消费;家庭收入;主观幸福感中图分类号:F08;G40-054文献标识码:A文章编号:1003-4870(2023)04-0044-10一、引言自美国经济学家理查德伊斯特林(R.Easterlin)提出收入增长到一定程度,个人幸福感不再随着收入增加而增加,即“伊斯特林悖论”,收入与幸福感的关系引起人们广泛讨论与深入探讨,同时也引起极大争议。幸福感是人民美好生活的重要衡量指标,也是中华民族自始以来不懈的理想追求。恩格斯早已论述“每个人都追求幸福”是一种“无须加以论证的”“颠扑不破的原则”1。2021 年中共中央发布的 中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议 中提出,百年来中国共产党始终为了“人民幸福而不懈奋斗”“党和人民赋予的权力始终用来为人民谋幸福”。联合国基于收入、自由、社会支持、健康和寿命等指标对全球 156 个国家 进 行 调 查,发 布 的 世 界 幸 福 报 告(WorldHappiness Report)显示,中国(大陆)人民幸福指数从2010 年的第 125 位上升到 2022 年的第 72 位,中国也成为全世界幸福感提升最快的国家之一2。然而,有研究提出,21 世纪以来我国居民主观幸福感虽然呈现整体上升的态势,但与 20 世纪 90 年代相比,幸福指数不升反降。进一步研究发现,经济发展到某个阶段后,极易陷入“伊斯特林悖论”,因此,如何为人民创造美好生活,不断提升人民群体幸福感,成为新时代社会治理的重要议题。哈佛大学内尔诺丁斯教授(Nel Noddings)曾提出:“幸福与教育具有内在的一致性:幸福应当成为教44育的目的,而好的教育增进个人与公共幸福。”3因此,教育的初心和使命应当是培养有幸福感的人,衡量教育成败也应以教育对象的幸福感为依据,幸福不仅需要个体身心健康,更需要在谋求社会整体幸福和人民大众的幸福中实现。然而,一些社会调查揭示了教育在人的主观幸福感方面的负向动能,例如 Nature 杂志发布的研究发现,研究生的焦虑程度是普通人的 6 倍。中国家庭金融调查与研究中心发布的幸福指数报告中提出,居民教育水平的提高并未创造出更高的幸福感,幸福指数最高的是小学毕业生,达到 133.3,博士学历人群的幸福指数为 121.0,甚至低于文盲的 130.2。近年来,教育内卷、小镇做题家等社会现象更是把教育推到风口浪尖,让人不禁发问:教育真的能够提高人的主观幸福感吗?教育“致幸福”的机制会受到哪些变量的影响?西方新古典经济学认为,个人幸福度(效用)会随收入水平的提高而不断提升。这一假设曾被经济学界所接受,并不断推动每一个经济体不知疲倦地积累收入,人们倾向于用货币收入来评价他们的幸福水平。但“伊斯特林悖论”提出以后,有关幸福悖论的焦点集中在非收入性因素方面,这也为新时代关于教育与主观幸福感的研究提供了崭新视角。教育经济学国际百科全书 中有关教育的消费性价值最终致幸福的观点提到“教育活动及其教育过程本身就是一种消费,教育收益的很大一部分是带给人满足,有助于人们欣赏”4。为了避免再度陷入“伊斯特林悖论”,教育在注重传递生产性知识同时,应该更多关注如何满足更高层次的精神消费需要。党的二十大报告中明确提出中国式现代化的本质要求是“坚持中国共产党领导丰富人民精神世界,实现全体人民共同富裕,促进人与自然和谐共生,推动构建人类命运共同体,创造人类文明新形态。”文化消费作为丰富人民精神世界的重要指标,直接影响着人民主观幸福感的获取,因此精神文化消费成为新时代更加重要的消费追求。基于此,本研究立足于文化消费的研究视角,以家庭收入为调节变量,通过教育分析来解密“伊斯特林悖论”,进而再探新时代教育对主观幸福感的影响机制,为新时代教育“致幸福”能力提供科学判断与适时调整,以期加强全社会的理性主义幸福观建设,推动形成合理有序的社会消费结构。二、文献综述自柏拉图时代以来,幸福感一直备受关注。作为一个主观性、整体性的概念,主观幸福感是评价者根据自定的标准对其生活质量的整体性评估,反映出评价者在一段时期内的情感反应和生活满意度。Shmotkin等经济领域学者从性别、婚姻等层面探讨了个体异质性对幸福感的影响5。Di Tella R.等学者基于社会学的视角探讨了失业率、通货膨胀等对幸福感的作用机制6。亚里士多德曾提出“凡是思辨所及之处都有幸福,哪些人的思辨能力越强,那些人所享有的幸福也就越大。”7这一论断阐释了教育以思辨能力的培养来提升人的幸福感。因此,随着幸福感研究的愈加深入,教育也被作为影响幸福感的关键因素。(一)受教育程度对主观幸福感的影响研究人力资本理论认为“学校教育的经济价值在于造福于人”8,这表明教育对幸福感的影响主要体现为通过提升个人知识技能,改善生存和发展的外在条件,增强个人自信心和自尊心等来获得满足感和幸福感。积极心理学研究也表明,人的认知能力是通过教育来改变的,良好的认知使人更容易获得幸福感。White 研究认为教育是主观幸福感的基本来源9。邱红等学者研究发现,我国青年群体的受教育程度越高,其主观幸福感也就越强,且受教育程度对女性主观幸福感的影响要大于男性10。高娜娜等人认为并不存在“教育与幸福的悖论”,受教育程度越高的人群更趋向于拥有较强的幸福感,教育的直接效应和通过收入水平的间接效应,都对我国城乡居民的主观幸福感有正向作用11-13。然而,有研究表明人们受教育程度越高,对职业和收入的期望也越高,容易产生焦虑情绪从而会降低人的幸福感14;也有研究发现受教育程度与主观幸福感间是非线性的影响关系15。不难看出,受教育程度与主观幸福感间的关系在不同视角下有不一致的结论。为进一步明确两者之间的关系,本研究提出以下假设进行检验:假设 1:受教育程度对主观幸福感具有显著的正向影响(二)文化消费在受教育程度与主观幸福感间的中介效应研究人力资本理论表明,教育是提高人力资本最基本的主要手段,教育可通过改变个体经济资本、心理资本、健康资本、消费能力等多种方式,进一步影响主观幸福感。尹世杰在著作 消费力经济学 中提出人力资本的积累和提升取决于受教育水平的提高,这也在很大程度上决定着社会财富增长和个人消费能力的提高,在学校教育中探讨教育与消费的关系,势必成为学生未来体验和感受幸福的重要支撑。马克思曾指出“生产为消费创造作为外在对象的材料,消费为生产创54造作为内在对象、作为目的需要。”16消费的价值在于其是生产的起点也是归宿,消费环节与社会生产的其他环节形成互相影响的有机统一。因为文化消费作为目前消费的重要组成部分,文化消费可能是受教育程度影响主观幸福感的重要中介因素之一。文化消费是指对精神文化类产品及精神文化性劳务的占有、欣赏、享受和使用等,包括文化教育、艺术素养培育、娱乐类产品消费等17。从消费方式来看,通常包括听音乐会、观看比赛、参加文化活动等公共活动,以及看电视、上网、读书看报、体育锻炼等个人活动。Mcmahon 研究发现,受教育程度越高的个体,更加注重文教娱乐等享受型消费18。张学敏等人分析了教育对居民的消费层次、消费品质的提升作用,且教育在提升人的消费能力和消费品质的同时,人自身也实现了生理、心理、社会的发展19。闵维方等人研究认为受教育程度能够增强消费能力、优化消费结构、进而促进经济增长20。保罗萨缪尔森(Paul Samuelson)提出了著名的幸福公式:幸福=效用/欲望,此公式中以效用来表示从消费物品中得到的主观享受或满足,欲望则是个人或者家庭想要达到的目标。由此可见,消费的过程也就是不断满足人和社会再生产的过程,人类的发展和幸福感离不开消费的存在。前期研究也表明消费活动与主观幸福感间存在显著关系。宋瑞、Tubadji 等人提出文化消费是对文化产品和服务的消费,能给人们带来精神领域的享受和放松,进行文化消费能够促进主观幸福感的提升21-22。姚晓彤分析发现,阅读行为也对主观幸福感起着积极的促进作用23。此外,彭开丽、杨宸的研究已表明文化消费在社会经济地位对农民主观幸福感的影响中有中介作用24。因此,教育能够提升人的认知水平和市场竞争力,接受高等教育后更容易形成高层次的消费理念,主观幸福感也就更强。基于现有研究的理论观点和实证结果,本研究提出以下假设:假设 2:文化消费在受教育程度与主观幸福感之间具有中介作用(三)收入在教育“致幸福”机制间的调节效应研究经济学家更加关注文化消费背后的收入差异以及文化差异对幸福感的影响,他们经常将收入水平与文化消费层次联系在一起,周春平的研究即表明,收入水平对文化消费具有显著正向影响25。但自“伊斯特林悖论”提出以来,收入增长能否带来幸福感增长成为广受争议的话题,学者们对“收入-幸福”关系之谜进行了深入探索。教育是促进个体发展和增进社会福祉的重要手段,也是影响个体与集体幸福的关键因素,教育能够有效促进个体主体性意识发展及其与客观世界联系意义的理性反思,产生高层次的精神需求,形成超越朴素享乐主义的理性幸福观念26。学者已经探讨了在教育“致幸福”的路径中,收入发挥着部分中介作用27。田国强等人研究认为存在一个收入水平临界值,超过收入水平临界值即会降低人的幸福感,出现帕累托无效的配置结果,基于此建议政府提高非物质需要方面的公共支出,以提高整个社会的幸福度28。经济学家约翰梅纳德凯恩斯(John MaynardKeynes)从诸多因素中提取收入水平变量来单独分析消费,发现收入与消费的基本规律:随着收入的增加,消费也会增加,但是消费边际效益不及收入边际效益高。同时,吕寒、张铮等人研究均表明收入是文化消费的重要路径29-30。每个个体都有文化消费的需求,但收入是消费的基础,文化消费作为一种高层次消费形式,同样受收入水平的制约。收入水平的高低决定了个体能够享受哪种质量、哪种类型的文化服务和文化产品,也影响着个体能有多少闲暇时间可以用于文化服务和文化产品的消费。根据人力资本理论,教育程度越高,个体越有可能获得更高的经济收入,高经济收入群体有更多进行文化消费的机会和可能性,低经济收入群体进行文化消费则要受到多重客观条件限制和主观观念约束,但可能会比高收入群体获得更多的满足感和幸福感。由此可知,收入不仅是教育的重要影响因素,同时在文化消费与主观幸福感间也具有重要影响。基于此,本研究提出验证假设:假设 3:收入水平在文化消费与主观幸福感之间具有负向调节作用三、数据、变量与模型(一)数据来源本研究选用了中国人民大学中国调查与数据中心中国综合社会调查(CGSS)项目公布的 2018 年调查数据,CGSS 项目的调查范围覆盖中国大陆,采用了多阶段分层抽样的方法,分析单位包括个人和家庭,调查数据具有全面性、权威性和综合性。考虑到研究需要,本研究仅保留年龄在 2260 岁的样本,剔除了回答选项为不知道、无法回答等无效样本,同时删除收入取对数后的异常值样本,最终保留 6133 个有效样本。(二)变量选择1.被解释变量主观幸福感是个体自我评估幸福效应的直观感受,因此本研究将主观幸福感作为被解释变量,调查问64卷以问题“总的来说,您觉得生活是否幸福?”来进行衡量,选项分别是非常不幸福、比较不幸福、说不上幸福不幸福、比较幸福、非常幸福,分别赋值为 1、2、3、4、5。在本研究中的 6133 个样本中,答案为“比较幸福”的比例最高,占到总样本的 62.4%,其次为“非常幸福”,比例为 16.5%。数据分布结果表明,随着我国经济社会的高速发展以及人民对美好生活的不懈追求,我国居民生活质量显著提高,绝大部分居民具有较强的幸福感。2.解释变量受教育程度可以客观反映个体是否接受教育以及接受教育的水平。因此本研究以受教育程度作为解释变量,通过问题“你目前的最高教育程度是?”进行衡量,问题答案的数值越大,表明个体受教育程度越高。本研究将受教育程度分为 5 类,选项“未上学”赋值为1、“私塾、扫盲班、小学”赋值为 2、“初中”赋值为 3、“普通高中、职业高中、中专、技校”赋值为 4、“大学专科及以上”赋值为 5。调查样本中受教育程度为初中、大学及以上的较多,分别占比 29.4%、24.6%。通过交叉分析发现,大学及以上阶段中约 64.68%的样本感到“比较幸福”,回答“非常幸福”的人群中有 20.61%的人处于大学及以上阶段(见表 1)。根据统计结果可知,受教育程度越高,幸福感也相对更强。3.中介变量早期研究中将文化消费称为精神文化消费、休闲文化消费或者娱乐文化消费。如今,文化消费的范围涉及更广、形式更加多样,不仅包括文学或艺术载体的出版物等商品和服务,还包括旅游、健身、教育等休闲消费。因此,本研究借鉴张铮等学者的研究,通过问题“去一年,您是否经常在空闲时间从事以下活动?”来衡量文化消费。CGSS 调查问卷中包括 12 类文化消费活动,本研究将其按不同类型进行整合,共分为 5 类作为评价依据,即“出去看电影”“读书/报纸/杂志”“参加文化活动,比如听音乐会,看演出和展览”“在家听音乐”“参加体育锻炼”。调查问题采用 5 级 Likert 计分方式,为便于分析和解释,本研究对各问题做出反向计分处理,分值越高,表示文化消费频率越高。另外,为了增强实证结果的可靠和稳健性以及探讨不同文化消费中介变量的异质性,本研究一方面对五类文化消费的均值进行中介效应分析,另一方面分别将每一种文化消费活动作为中介变量进行中介效应检验,以便更为精准、科学地探索不同消费行为所发挥的显著作用。表 1不同受教育程度的主观幸福程度(%)未上学私塾、扫盲班、小学初中普通高中、职业高中、中专、技校大学专科及以上非常不幸福2.352.621.161.010.27比较不幸福11.039.405.764.273.51说不上幸福与不幸福15.9618.3514.1912.5810.93比较幸福58.6955.7964.5263.7464.68非常幸福11.9713.8314.3618.4020.61 100.00100.00100.00100.00100.00 4.调节变量家庭收入是衡量家庭经济能力的重要因素,家庭收入不只受个体收入状况的直接影响,可由家庭人员间共同支配,是影响居民主观幸福感的重要因素,也是影响文化消费水平的重要参考指标。因此,本研究将家庭收入作为调节变量。通过中国综合社会调查数据中的“您家 2017 年全年家庭总收入是?”这一问题进行衡量。本研究以全年家庭总收入的对数值来衡量调查样本的家庭收入水平。5.控制变量多数研究认为,除了受教育水平、文化消费、家庭收入以外,主观幸福感还受其他变量影响。本研究的控制变量包括个体特征变量、家庭特征变量和宏观经济特征变量。其中,个体特征变量包括性别、年龄、健康、政治面貌、户籍、地区等。家庭特征变量包括婚姻状况、收入、医疗保险、养老保险等。宏观经济特征变量是作为地区经济增长的衡量指标,选用各省份的人均 GDP 进行衡量,本研究宏观经济特征变量为 2018 年各省份人均 GDP 对数值。表 2 为各类变量的描述性统计结果。(三)模型设定为了深入探究教育与主观幸福感的关系,检验文化消费是否在教育与幸福感之间存在中介效应以及进一步明确家庭收入在文化消费与主观幸福感间是否存在调节效应,本研究借鉴温忠麟和叶宝娟提出的检验方法31,构建如下 OLS 计量模型:模型一:Happyi=0+1edui+2contrali+i模型二:Happyi=0+1edui+2culturali+3contrali+i模型 三:Happyi=0+1edui+2culturali+3culturali*incomei+4contrali+i模型中,Happyi指主观幸福感,edui指受教育程74度,contrali指各类控制变量。为了检验变量的中介效应,模型二中加入的culturali代表文化消费。为了检验调节效应,模型三中加入的culturali*incomei代表文化消费与家庭收入的交互项。方程中,0为常数项,1、2、3、4为主要变量系数,i为随机干扰项。表 2所有变量描述性统计表(N=6133)变量类型变量名称均值 标准偏差 最小值 最大值因变量主观幸福感3.8700.7981.0005.000自变量受教育程度3.3831.2271.0005.000文化消费均值2.1130.7971.0005.000看电影1.7310.8221.0005.000读书/报纸2.0701.2701.0005.000中介变量 参加文化活动:音乐会、看演出、展览1.4390.7011.0005.000在家听音乐2.7151.4951.0005.000参加体育锻炼2.6101.5411.0005.000调节变量收入10.2971.2034.61016.110性别0.5090.5000.0001.000年龄43.67910.39123.00060.000健康3.7690.9911.0005.000政治面貌0.1050.3070.0001.000控制变量户籍0.6190.4860.0001.000地区0.5740.3760.0001.000配偶0.8440.3630.0001.000医疗保险0.9290.2570.0001.000养老保险0.7420.4380.0001.000人均 GDP11.1200.44610.38011.920 本研究使用 PROCESS 宏程序中的 model 4 与 model14 来检验文化消费的中介效应及收入的调节效应。PROCESS 是在 OLS 计量方法基础上的衍生发展,可直观检验中介效应和调节效应的模型,这一方法纠正了Sobel 检验标准误不准确的问题,同时放宽了变量正态分布的严格假定,可提高检验的准确性和可靠性。本研究在对控制变量进行处理的条件下,通过 Bootstrap5000 次样本抽样、95%的置信区间内检验中介和调节效应的显著性。PROCESS 中 model 4 与 model 14 模型如图 1 所示。图 1 中介调节效应的假设模型图四、实证结果分析(一)共同方法偏差检验与相关性分析本研究对调查数据进行了 Harman 单因子检验,结果显示:特征根大于 1 的因子有 4 个,第一个因子解释的变异量为 27.69%,小于 40%,因此表明本研究不存在共同方法偏差的问题。通过描述性统计结果可知,样本居民的主观幸福感处于中等水平(M=3.87),人们的文化消费频次相对较低(M=2.11)。相关性分析结果表明,变量间的相关系数均显著相关。主观幸福感与受教育程度(=0.098,P0.01)、主观幸福感与文化消费(=0.162,P0.01)、主观幸福感与家庭收入之间具有显著正相关关系(=0.062,P0.01),家庭收入与受教育程度(=0.276,P0.01)、文化消费之间均显著正相关(=0.210,P0.01),受教育程度与文化消费显著正相关(=0.162,P0.01)。相关性分析结果与研究假设初步吻合。(二)文化消费均值的中介模型检验PROCESS 宏程序中的 model 4 可直观检验模型的中介效应结果和回归分析结果。(1)模型一的第一步是构建受教育程度和文化消费的关系模型,结果显示:受教育程度对文化消费有显著的正向预测作用(=0.362)。第二步是构建受教育程度、文化消费与主观幸福感的关系中介模型,结果显示:受教育程度对主观幸福感有显著预测作用(=0.058),文化消费也对主观幸福感有显著预测作用(=0.113)。模型一中介效应检验结果表明:受教育程度与主观幸福感的直接影响显著,直接效应值为 0.058,文化消费在受教育程度与主观幸福感间的间接效应同样显著,间接效应值为 0.041,且间接效应占总效应的比例为 39.81%。(2)模型二的研究结果表明,在加入个人层面控制变量后,受教育程度与主观幸福感的直接影响依然显著,直接效应值为 0.044,文化消费在受教育程度与主观幸福感间的间接效应也显著,间接效应值为 0.023,间接效应占总效应的比例为33.44%。(3)模型三的研究结果表明,继续加入家庭层面控制变量之后,研究结果没有变化,受教育程度与主观幸福感的直接影响依然显著,直接效应值为 0.026,文化消费在受教育程度与主观幸福感间的间接效应也显著,间接效应值为 0.018,间接效应占总效应的比例为40.91%。(4)模型四中加入相应省份的人均 GDP 控制变量后,受教育程度与主观幸福感的直接影响依然显著,直接效应值为 0.027,文化消费在受教育程度与主观幸福感间的间接效应也显著,间接效应值为 0.018,间接84效应占总效应的比例为 40.00%,这一结果与前面的分析基本一致(见表 3)。各模型的分析结果均说明文化消费在受教育程度与主观幸福感之间发挥着部分中介效应,揭示了受教育程度不仅可以直接影响主观幸福感,还可以通过文化消费间接影响幸福感,假设 1 和假设 2 成立。表 3文化消费均值的中介效应检验结果(N=6133)模型一模型二模型三模型四方程 1文化消费方程 2主观幸福感方程 1文化消费方程 2主观幸福感方程 1文化消费方程 2主观幸福感方程 1文化消费方程 2主观幸福感自变量受教育程度0.362*0.058*0.266*0.044*0.218*0.026*0.212*0.027*中介变量文化消费0.113*0.086*0.083*0.086*性别-0.083*-0.068*-0.135*-0.070*-0.125*-0.73*年龄-0.078*0.004*-0.005*0.001-0.006*0.001控制变量(个人层面)健康0.056*0.187*0.038*0.174*0.039*0.173*政治面貌0.182*0.123*0.172*0.095*0.182*0.091*户籍-0.288*0.008-0.224*0.007-0.212*0.005地区-0.197*0.146-0.282*0.083*-0.236*0.072*配偶-0.131*0.306*-0.117*0.303*控制变量(家庭层面)家庭收入0.121*0.045*0.156*0.051*医疗保险0.029-0.0020.032-0.023养老保险0.041*0.064*0.0230.069*控制变量(宏观经济)人均 GDP0.156*-0.047截距项0.891.5462.689*0.448*2.519*-1.033*2.604*直接(间接)效应效应值比例效应值比例效应值比例效应值比例直接效应0.05856.31%0.04465.67%0.02659.09%0.02760.00%间接效应0.04139.81%0.02334.33%0.01840.91%0.01840.00%总效应0.103100.00%0.067100.00%0.044100.00%0.045100.00%注:*p0.05,*p0.01,*p“在家听音乐”(19.57%)“读书/报纸、杂志”(13.33%)“参加文化活动:音乐会、看演出、展览”(6.52%)。“看电影”文化消费活动已经是目前比较大众化的休闲类文化消费,此类文化产品在文化消费类别里面是比较低层次的,并不能很好地满足人们对精神文化的需求,因此难以带来较高的幸福感。“参加体育锻炼”“在家听音乐”两类文化消费活动的中介效应较为显著,一方面说明受教育程度高的群体更倾向于注重个人生活品质的追求,对科学锻炼、音乐欣赏也有更高的认知,另外一方面说明“参加体育锻炼”“在家听音乐”类文化消费活动是更加符合个人兴趣品味,尊重个体自主选择的消费过程,是满足个体身心愉悦的内在需要,同时也表明体育、音乐类享受型活动依然是现代人类放松身体、增加多巴胺的重要方式。“读书/报纸、杂志”类文化消费活动在受教育程度与主观幸福感间也存在较好中介效应,这再次验证了受教育程度越高的个体,认知能力相对更高,更容易对新信息进行解码,同时“读书/报纸、杂志”属于发展型消费,能反作用于个体认知能力的提升,有利于增强精神力量,培养人94的高尚品质,这也符合老子主张的“以内乐外”,进而提升个体的主观幸福感。“参加文化活动:音乐会、看演出、展览”文化消费活动的中介作用相对最低,说明参与此类文化活动可以改善个人的休闲体验,带来幸福感,但也表现出当下我国的“音乐会、看演出、展览”文化活动受收入的约束较大,更倾向于部分高阶层或高收入群体的娱乐、放松、炫富等消费活动。表 4文化消费各类变量的中介效应检验结果(N=6133)模型一(看电影)效应路径效应值95%置信区间比例直接效应受教育程度主观幸福感0.0440.023,0.06697.78%间接效应受教育程度文化消费主观幸福感0.001-0.003,0.0052.22%模型二(读书/报纸、杂志)效应路径效应值95%置信区间比例直接效应受教育程度主观幸福感0.0390.017,0.06186.67%间接效应受教育程度文化消费主观幸福感0.0060.001,0.01113.33%模型三(参加文化活动:音乐会、看演出、展览)效应路径效应值95%置信区间比例直接效应受教育程度主观幸福感0.0430.021,0.06493.48%间接效应受教育程度文化消费主观幸福感0.0030.001,0.0056.52%模型四(在家听音乐)效应路径效应值95%置信区间比例直接效应受教育程度主观幸福感0.0370.015,0.05880.43%间接效应受教育程度文化消费主观幸福感0.0090.005,0.01319.57%模型五(参加体育锻炼)效应路径效应值95%置信区间比例直接效应受教育程度主观幸福感0.0360.014,0.05778.26%间接效应受教育程度文化消费主观幸福感0.0100.006,0.01321.74%(四)家庭收入的调节中介效应模型检验PROCESS 宏程序中的 model 14 可以直观检验模型是否存在有调节的中介效应。本研究将家庭收入变量作为调节变量,验证是否存在以家庭收入为调节变量、文化消费均值为中介变量的有调节的中介效应模型,检验结果如表 5。文化消费与家庭收入的交互项能够显著负向预测主观幸福感(=-0.023,p0.05),这表明家庭收入负向调节了文化消费对主观幸福感的影响,即家庭收入变量调节了中介过程“受教育程度文化消费主观幸福感”的后半段路径。同时,低收入群体、中高收入群体的文化消费中介效应检验的 95%置信区间均不包括 0,表明家庭收入为调节变量的有调节的中介效应通过检验,研究假设 3 成立。为进一步分析家庭收入的调节效应趋势,本研究采用简单斜率检验,绘制了调节效应图(如图 2)。结果表明文化消费对高收入群体和低收入群体的主观幸福感均有正向促进作用,但低收入群体在文化消费对主观幸福感的影响中的调节作用比高收入群体更加显著。五、结论与讨论基于中国综合社会调查(CGSS)2018 年的调查数据,本研究通过教育分析来探索解密“伊斯特林悖论”,再探了教育“致幸福”的作用机制,系统分析了文化消费的中介作用以及家庭收入的调节作用。研究发现:第一,受教育程度、文化消费、家庭收入均能显著预测主观幸福感;第二,教育“致幸福”的作用机制中,文化消费具有显著部分中介效应;第三,不同类型文化消费的中介效应具有差异性,受教育程度致幸福感机制中,除了“看电影”外,“参加体育锻炼”“在家听音乐”“读书、报纸、杂志”“参加文化活动:音乐会、看演出、展览”等文化消费活动均具有显著部分中介作用;第四,家庭收入在文化消费与主观幸福感之间具有负向调节作用,即低收入群体在文化消费对主观幸福感的调节效应中比高收入群体更加显著。总结来看,假设 1、假设2、假设 3 均得到验证。基于此,本研究尝试从教育的消费性价值、文化消费观教育以及差异化消费模式构建等方面提出新时代教育改革与发展路向。05表 5有调节的中介效应检验结果(N=6133)方程 1(文化消费)方程 2(主观幸福感)系数95%置信区间系数95%置信区间自变量受教育程度0.242*0.225,0.2590.028*0.006,0.050中介变量文化消费0.087*0.057,0.117调节变量家庭收入0.046*0.025,0.068交互项文化消费*家庭收入-0.023*-0.044,-0.002性别-0.084*-0.117,-0.052-0.073*-0.112,-0.034年龄-0.008*-0.009,-0,0060.001-0.001,0.004控制变量(个人层面)健康0.055*0.039,0,0720.172*0.151,0.192政治面貌0.196*0.141,0.2500.095*0.029,0.161户籍-0.247*-0.285,-0.2080.005-0.041,0.052地区-0.216*-0.132,-0.0970.074*-0.012,0.069配偶0.093*-0.139,-0.0480.303*0.248,0.357控制变量(家庭层面)医疗保险0.029-0.037,0.094-0.003-0.081,0.076养老保险0.024-0.167,0.0640.073*0.024,0.120控制变量(宏观经济)人均 GDP0.227*0.189,0.265-0.043-0.091,0.006截距项-2.995*-3.433,-2.5573.272*2.715,3.829中介模型的调节效应效应值95%置信区间低收入群调节效应0.028*0.017,0.038中等收入群调节效应0.021*0.014,0.028高收入群调节效应0.015*0.006,0.024图 2 收入的调节效应斜率图 第一,提升教育的消费性价值,强化教育“致幸福”的实践机理。人类的消费活动均源于需求,而精神文化需求是人类需求的最高层次,同时也是幸福感的关键所在。长期以来,经济社会发展活动多关注到教育的生产性价值,相对忽视了教育的消费性价值。因此,必须转变传统的教育思维方式,增强各级各类学校对学生的消费观教育,在注重学生人力资本积累的同时,更加注重培养有质量的“消费者”。其次,重视家庭教育中有关教育消费性价值的弘扬。父母对教育消费性价值的重视会潜移默化地影响子女的消费认知,因此家庭要发挥好教育市场与消费市场的中介和桥梁作用,让父母成为孩子消费观形成和健康人格养成的一盏“灯塔”。同时,要加强家庭、学校、社会通力协作,提升全社会对教育消费性价值的重视。家庭和社会是消费教育的必要传播渠道和实践场所,学校和社会要充分利用人工智能、大数据等新技术进行多元化的消费教育宣传,定期为家庭提供“订单式”的消费教育咨询服务,保障教育消费性价值在社会各领域的理念传播与深入实践。第二,强化文化消费教育,提高全社会消费素养。消费教育可提高人的消费水平及能力,有效缓解消费能力与发展需求之间的矛盾,因此加强文化消费教育,促进合理、健康的消费是提升人们主观幸福感的重要环节。首先,教育部门要加大对文化消费教育的投入与引导,改善过去学校教育各类层次目标中对消费知识和技能的忽视,注重文化消费教育对象的差异化,因人、因地置入消费教育观念和消费品味,合理促进健康消费观形成。其次,通过消费教育提升人们的消费层次和消费品质。社会主要矛盾的转变表明,人们的需求已从过去的物质层面上升到精神层面,物质消费对主观幸福感的促进作用已在逐渐弱化,精神文化消费活动的助推效应在显著增强。因此,新型消费教育要注重改变传统的教育内容,从过分强调“智育”向德智体美劳“五育”并举转变,大力发展素质教育。一方面要拓展教育渠道,除了正规教育,也要注重职业、成人15及其他教育形式的发展。另一方面新型消费教育要顺应文化消费升级趋势,提升传统消费,推行一系列分层分类式的消费举措,升级各类文化消费发展空间,优化文化消费结构。再次,借助消费教育改善消费观念和消费方式。“两个一百年”下的社会形势瞬息万变,新技术变革在给我们的生产、生活带来许多便捷的同时,也增加了信息交易的成本。因此,新型消费教育应该引导消费者合理利用闲暇时间,倡导智力性、发展性文化消费方式,培养消费者用更加积极、乐观的心态去享受生活,树立健康、正确的幸福观。第三,构建差异化的文化消费模式,满足不同经济群体的消费需求。文化消费对高收入群体和低收入群体的主观幸福感均有正向促进作用,但对低收入群体的作用机制更加显著。因此,要完善社会资源分配结构,注重发展第三产业,增加低收入群体的就业机会和收入水平,保障中低收入群体的生活质量稳步提升。同时,文化产品配置和升级应关照到不同经济群体,构建差异化文化消费结构。政府部门要继续加大推行惠民工程,通过政府补贴、定点帮扶等方式加大对低收入群体的倾斜性资源补偿,让低收入群体同样有机会享受到高质量的文化消费。其次,对低收入群体进行教育补偿。当下我国教育需要注重巩固发展更加公平而有质量的基础教育,教育部门应加强对中西部地区薄弱学校的建设,以及为低收入群体提供更多线上线下相融合的优质教育资源,着力完善低收入群体的教育补偿机制,缩小基础教育差距,实现教育资源优化配置。再次,要积极发挥老年大学、文化培训机构的社会服务职能,提升和陶冶不同收入群体的高层次精神需求。立足全面建设社会主义现代化强国的重要节点,建立多形态、多层次的消费教育模式,保障不同资本存量的社会群体都能通过差异化的文化消费来提升主观幸福感。因此,教育既要把人作为生产活动的重要资本,又要充分满足人们与生俱来的消费需求。科学技术的飞速发展和社会变革的不断深入,促使教育成为一个多重变量控制下的、多要素竞争共生的复杂的生态系统,教育与家庭、社会的边界逐渐被打破,但其肩负的人们追求美好生活的使命始终未发生改变。本研究系统探讨了教育“致幸福”的作用机制,更加明晰地认识了教育对主观幸福感的影响方式与实践机理,从教育视角重新审视了“伊斯特林悖论”的时代新解。因此,在中国式现代化背景下,构建新型消费观,升级文化消费模式,优化文化消费结构,对丰富人民精神文化生活,提升人们的主观幸福感具有重要现实意义。当然,主观幸福感是人们认知情感的主观感受与自我评估,具有区域性、周期性、个体性等特征,本研究所采用的 CGSS 数据中有关文化消费的数据相对宏观,后续研究还需进一步综合考虑认知、心理等因素以及文化消费微观支出数据等,以期更加深入地对主观幸福感进行探讨。参 考 文 献1马克思,恩格斯.马克思恩格斯全集:第 1 卷M.中共中央马克思恩格斯列宁斯大林著作编译局,译.北京:人民出版社,1979:372-373.2刘军强,熊谋林,苏阳.经济增长时期的国民幸福感 基于 CGSS 数据的追踪研究J.中国社会科学,2012(12):82-102.3 NODDINGS N.Happiness and education M.Cambridge: