教育对城乡居民主观幸福感的影响*——基于公共教育扩张政策的经验证据

方 超 叶林祥

（南京财经大学，南京 210023）

党的十九大报告指出：“中国共产党人的初心和使命，就是为中国人民谋幸福，为中华民族谋复兴。

”党的二十大报告则进一步提出了“增进民生福祉，提高人民生活品质”的现实目标。

自1978 年党的十一届三中全会以来，中国共产党人就敲定了对内改革、对外开放的基本国策，社会经济体制改革的深入推动国民经济持续增长，人民生活水平全方位提升，四十余年的社会变迁亦是中国人民不断追求幸福的探寻之旅。

中国正处于“十四五”规划承上启下的关键之年，新发展阶段经济高质量发展也是实现共同富裕的应有之义，只有当物质富裕与精神富裕协同共进，方能为中国人民推开共同富裕的大门。

在取得全面脱贫攻坚战的伟大胜利、全面建成小康社会的现实背景下， 中国人民的物质富裕得到了极大的提升，但以主观幸福感为考察指标的精神富裕仍然存在提升空间。

根据最新一轮中国家庭收入调查（CHIP2018） 的统计数据显示， 仍有2.74%和2.98%的城乡居民对于主观幸福感的评价感到很不幸福和不太幸福。

当主观幸福感业已成为掣肘精神富裕乃至共同富裕的重要因素时，如何提高城乡居民的主观幸福感就成为决策者和学术界亟须解决的共同问题。

伴随着经济体制改革深入，我国教育事业也在两次外生型的公共教育扩张政策的推动下取得了跨越式发展。

1986 年《中华人民共和国义务教育法》 普及并逐步减免了九年制义务教育费用，1998 年《面向21 世纪教育振兴行动计划》放宽了大学教育的配额限制，一举推动我国高等教育由精英化迈向普及化的发展阶段。2021 年全国教育事业发展统计公报数据显示，九年义务教育巩固率业已达到了95.4%， 高等教育毛入学率更是达到了57.8%。

教育一方面能够提高个体的劳动生产率， 帮助劳动者获得具有可观工资收入、稳定社会保障以及晋升空间的工作岗位，另一方面释放外部性提高个体的审美情趣与生活习惯，成为“致幸福”的重要原因。［1］

在两次公共教育扩张政策的外生干预下，教育能否成为“致幸福”的内生性根源，教育人力资本积累又对城乡居民的主观幸福感产生何种影响就成为我们关心的核心议题。

以中国家庭收入调查提供的最新一轮微观调查数据为数据来源，基于两次教育扩张政策提供的自然实验，对教育与城乡居民主观幸福感的内在机理作基准回归和两阶段工具变量估计分析，从而为决策者提升人民幸福感、扎实推进精神富裕与共同富裕提供信息支撑与决策基础。

老百姓对于幸福的理解千差万别，但其重要性却毋容置疑，因而各国政府对于主观幸福感的重视程度与日俱增。

自“幸福悖论”诞生以来［2-3］，经济学家开始关注收入与就业对于主观幸福感的影响，发现相对收入水平比绝对收入更能影响幸福感的主观评价，而失业则与幸福感呈现出较强的负相关关系［4-6］。

此后，有关幸福感的影响因素研究逐渐涉及收入不平等、财政支出水平以及价值观等不同维度，而教育对主观幸福感的影响也成为重要的研究分支。

从经验上看，教育对主观幸福感的影响研究尚存分歧， 主要表现为研究结论的三种形式：教育对主观幸福感具有正向促进作用、教育对主观幸福感具有负向抑制作用、教育对主观幸福感不具有影响效应［7-10］。譬如，Krueger 等人（2001）通过对比不同的国家发现，提高受教育程度对于增进低收入国家人民的主观幸福感具有显著影响，但对高收入国家的影响却不具有统计功效。［11］周闯（2015）的研究表明,教育对农民工和城镇职工的幸福感不仅通过就业和收入具有间接效应, 而且也具有显著的直接效应。［12］

在教育与幸福感关系讨论的基础上，还有部分研究关注了不同学历教育层级对于主观幸福感的异质性影响。

Clark 等学者的研究就曾指出，接受高等教育的个体更易产生焦虑情绪从而导致不幸福，即“教育与幸福悖论”。

但Hartog 等学者（1998）的研究却发现，教育对主观幸福感的影响具有非线性的特征， 表现为倒U 型的分布结构，接受义务教育能够显著提高主观幸福感，随后教育的影响效应逐步减弱，但在高等教育阶段，接受大学教育对主观幸福感的影响又呈现出“翘尾效 应”的 特 征。［13］胡 宏 兵 和 高 娜 娜（2019）采 用CHIP2013 数据和中介效应模型， 实证结果表明，我国教育能够显著提升居民主观幸福感, 尚不存在“教育与幸福悖论”。［14］

综上所述，既有研究业已围绕教育与主观幸福感的关系形成了面多量广的深入讨论，对相关选题在以下两个方面还存在可拓展的研究空间：（1）针对教育与主观幸福感的研究在研究结论上尚存争议，仍需要新的证据验证和揭示是否存在“教育与幸福悖论”；
（2）从研究方法上看，主流研究更多地关注了教育引致幸福的直接效应和间接效应，但对教育与幸福的因果关系推断的关注尚显不足，参数估计结果可能受到遗漏变量等内生性问题的扰动。

围绕上述可拓展的空间，我们在实证研究前提出两条有待检验的研究假设：

假设一，学历教育能够提高城乡居民主观幸福感的评价指数，接受正规学历教育年限数越长则主观幸福感的自我评价指数越高；

假设二，学历教育层级对于城乡居民主观幸福感影响具有异质性的特征， 与义务教育相比，大学教育对主观幸福感的影响效应更强。

（一）模型设定

设定如下模型捕捉教育对城乡居民主观幸福感的影响效应：

（1）式中，下标i 表示城乡居民个体，因变量Yi为幸福感的主观评价；
Educi为模型的核心自变量，表示个体受教育程度；
参数估计值β1表示教育对城乡居民主观幸福感的影响效应；
Householdi为户籍变量，用以区分城乡居民的户籍身份特征；
Xi为影响主观幸福感的控制变量， 包括居民个体特征、就业特征等因素；
μ 为方程残差项。

（二）识别策略

1.基准估计

因变量为城乡居民主观幸福感，在实际测量中一般选择有序变量进行刻画。

对于有序选择变量的识别，通常有一般线性概率模型和有序选择模型两种处理方式，Ferrer-i-Carbonell 和Frijters（2004）的研究指出，当因变量的取值范围变化较大时，利用上述两种方式估计的参数值在方向与显著性上较为一致，并且变量间的关系也较为接近。［15］我们的研究目的是为了揭示教育对城乡居民主观幸福感的影响效应，因而在基础估计采用线性概率模型的回归方式，以避免采用有序选择模型所带来的尺度改变（Rescaling Problem）和分布改变（Error Problem）等问题。［16］

2.内生性检验

基准估计的研究结论只能为我们提供教育与主观幸福感的相关关系，如果想要进一步实现二者关系的因果关系推断，还需纠正由遗漏变量引致的内生性问题。

基于此，借助1986 年《中华人民共和国义务教育法》和1998 年《面向21 世纪教育振兴行动计划》提供的自然实验，利用公共教育扩张政策的外生性构造工具变量，采用工具变量法（Instrumental Variable，IV）进行内生性检验，同时捕捉不同学历教育层级影响主观幸福感的异质性特征。

利用工具变量法进行内生性检验时需要根据公共教育扩张政策构造城乡居民受教育程度的选择方程：

式（2）中，因变量Educi表示城乡居民的受教育程度，根据城乡居民是否接受义务教育或高等教育对其做二元变量设置；
Di为公共教育扩张政策的二元变量， 当个体受到政策干预时有Di=1，反之，Di=0；
β1的参数估计值即为前述教育政策对城乡劳动力接受义务教育或高等教育的影响效应，将选择方程的估计结果代入式（1）后，即可进行教育影响主观幸福感的第二阶段估计。

（一）研究数据

文中所用数据源自中国居民收入分配课题组于2019 年开展的最新一轮中国家庭收入调查， 即CHIP2018。

CHIP2018 的样本来自国家统计局2018 年城乡一体化常规住户调查大样本库，后者覆盖全部31 个省（市、自治区）的16 万户居民。

CHIP 项目组按照东、中、西分层，根据系统抽样方法抽取得到CHIP 样本。CHIP 样本覆盖15 个省份， 调查涉及2 万余家庭7 万余人次，能够最大程度地提供研究所需的外部有效性。

而且，CHIP2018 涵盖了城乡居民家庭基本情况、受教育程度与劳动力市场表现等不同维度的信息，这也为下文展开教育与幸福关系的探讨提供了坚实的数据基础。

基于CHIP2018，通过以下三个方面处理获得样本：（1）将城镇和农村居民的调查数据横向合并后， 获得涵盖城乡居民基本信息的混合样本；
（2）根据“2018 年末就业/在学情况”，保留当年处于就业或退休状态的个体；
（3）根据劳动经济学的相关研究，剔除年龄在16—70 岁取值区间之外的个体。

同时，在剔除幸福感、教育、就业等方面存在缺失值的个体后， 获得样本有效观测值30777 个。其中，城镇居民样本有效观测值为13700 个， 农村居民样本有效观测值为17077 个。

（二）变量处理

1.因变量

因变量是城乡居民的主观幸福感，我们将问卷中“考虑到生活的各个方面，您觉得幸福吗？ ”作为主观幸福感的代理指标。

该问题中六个选项分别为 “非常幸福”“比较幸福”“一般”“不太幸福”“很不幸福”以及“不知道”，技术处理上删除选择“不知道”的个体并对选项与标签作倒序排列后，该题项分值越高意味着幸福感的主观自评越强。

从表1 提供的城乡居民主观幸福感分布情况上看，城乡居民自评“比较幸福”和“非常幸福”在样本中的合计占比分别达到了72.73%和72.54%。

表1 城乡居民主观幸福感的分布

2.自变量/处理变量

城乡居民的受教育程度是最为关键的自变量。CHIP2018 在调查时为研究者提供了学历教育层级的定性变量和学历教育年限的定量变量两种形式， 由于文中需要分析教育对主观幸福感的影响效应， 因而变量选择时采用了学历教育年限的定量指标， 即将城乡居民接受正规学历教育的年限数作为统计指标。此外，在工具变量估计中还需要根据城乡居民的教育年限设定处理变量。

在考察义务教育改革时， 将接受正规学历教育年限数在9 年及以上， 具有义务教育受教育程度的城乡居民赋值为1（Educi=1），反之，则赋值为0（Educi=0）；
同理，在考察高校扩招政策时将接受正规学历教育年限数在12 年以上，具有大学受教育程度的城乡居民赋值为1，反之，则赋值为0。

从表2 提供的城乡居民受教育程度的分布情况上看，教育年限在1～9 年，具有义务教育受教育程度的城乡居民在样本中的占比分别为37.36%和69.72%；
教育年限在13～16 年，具有大学教育受教育程度的城乡居民在样本中的占比分别为34.64%和11.24%。

3.工具变量

构造工具变量是实现教育与幸福感之间因果推断的重要工具。

对于工具变量的构造，我们充分借鉴经济转型时期两次外生型的教育扩张政策：义务教育改革和高校扩招政策提供的自然实验，具体操作分两步进行。

第一，根据1986 年《中华人民共和国义务教育法》和1998 年《面向21 世纪教育振兴行动计划》的颁布时间，结合适龄儿童接受学历教育的法定时间， 分别计算出1971 年和1981 年为义务教育改革和高校扩招政策干预的时间截断点。［17］第二，利用城乡居民精确到月份的出生日期与截断点规定的入学日期相减，对取值小于或等于0 的个体赋值为1（Di=1），表示个体受教育程度受到了公共教育扩张政策的外生干预，反之，则赋值为0（Di=0）。

4.控制变量

控制变量涵盖了城乡居民的人力资本特征、个体特征、就业特征等方面的具体信息。

人力资本特征由经验及其二次项构成， 个体特征由性别、民族、户籍、家庭规模、婚姻、政治面貌以及健康状况等因素构成， 就业特征由工资收入水平、就业状况以及行业性质等因素构成。

（三）统计描述

表3 报告了所涉变量的基本统计描述。

其中，第3—5 列分别报告的是全样本、义务教育改革以及高校扩招分样本的基本统计描述。（1）具体看来，城乡居民幸福感的主观评价在全样本中为3.919，高于义务教育改革和高校扩招分样本中的3.915 和3.906，城乡居民的教育年限在全样本中为10.2 年，低于义务教育改革和高校扩招分样本中的11.0 年和11.8 年。

表3 变量的统计描述

（一）基准估计

基准估计采用普通最小二乘法捕捉受教育程度对城乡居民主观幸福感的均值影响，表4 提供了具体回归结果。

在表4 中，（1）—（5）分别表示全样本、农业户籍、非农户籍、男性以及女性分样本的回归结果，各样本在回归过程中均控制了聚类到户的固定效应。

表4 普通最小二乘估计

全样本方面，β1的参数估计值为0.006 （p<0.01），其含义可以理解为城乡居民接受正规学历教育的年限数每上升1 年，主观幸福感的自我评价能够提高0.006 个单位值。

户籍异质性方面，β1的参数估计值在（2）和（3）中分别为0.011（p<0.01）和0.001，表明农村居民额外接受一年学历教育能将主观幸福感的自评指数提高0.011 个单位值。

性别异质性方面，β1的参数估计值在（4）和（5）中分别为0.005（p<0.05）和0.010（p<0.01），表明接受正规学历教育年限每提高1 年，能将男性和女性主观幸福感的自我评价指数提高0.005 和0.010 个单位值。

此外，工资水平、婚姻状况、政治面貌、健康状况等参数估计值在各方程中均为正值，表明已婚状态、党员或共青团员的政治面貌、自评身体健康以及工资收入水平对于提高城乡居民的主观幸福感具有积极影响。

根据基准回归的估计结果，前文所提出的研究假设1 得到验证，即教育与城乡居民的主观幸福感间存在正相关性，城乡居民接受正规学历教育年限数越长，幸福感的主观评价指数越高。

但是，由于普通最小二乘法无法处理由遗漏变量引致的内生性问题，造成估计结果无法为教育与幸福感的因果关系推断提供更为稳健的研究结论。因此，下文将基于经济转型时期两次教育扩张政策提供的自然实验，利用两阶段工具变量法进行内生性纠偏，同时深入讨论学历教育层级的异质性特征对于城乡居民主观幸福感的影响效应。

（二）内生性检验

内生性检验采用两阶段工具变量法进行估计，表5 汇报了具体回归结果。

在表5 中，方程（6）—（8）分别为义务教育改革全样本、农业户籍和非农户籍分样本的估计结果， 方程（9）—（11）为高校扩招政策全样本、农业户籍和非农户籍分样本的估计结果。

从工具变量的诊断性指标上看， 各方程中的Kleibergen-Paap rk LM 检验和Kleibergen-Paap rk Wald F 检验的参数估计值表明，利用教育扩张政策的外生性构造城乡居民受教育程度的工具变量是强工具变量，从而拒绝存在弱工具变量的可能性。

表5 工具变量估计结果

Panel A 提供的是第一阶段选择方程的估计结果，也就是教育扩张政策对城乡居民受教育程度的影响效应。

总体上看，义务教育改革和高校扩招政策的参数估计值Di负向显著，意味着两次教育扩张政策并未提高城乡居民的受教育程度，户籍变量的参数估计值同样为负，表明非农户籍居民接受义务教育和大学教育的概率值要高于农业户籍，在一定程度上显示出两次教育扩张政策受到经济体制改革的影响，具有“城市导向型”的鲜明特征， 义务教育和大学教育供给呈现出“精英导向型”的时代特征。［18］

通过Panel A 的估计结果发现， 经济转型时期两次教育扩张政策并未有效提高城乡居民的受教育程度， 该发现与既有研究存在一定的差别。

对于这一现象，原因可能在于第一阶段选择方程本应捕捉教育扩张政策对城乡居民受教育程度的效应，参与估计的协变量就应该是影响个体受教育程度的前定变量，而非影响其工资水平的后定变量。

然而，受到数据可获得性的掣肘，第一阶段估计中的前定变量与第二阶段结果方程中的控制变量相同， 从而导致了Panel A 的研究并未验证教育扩张政策与城乡居民的教育人力资本积累间的正相关性。

但需指出的是，可能正是这一原因导致Panel A 提供的结论是否稳健，仍有待新近的证据做重复性验证。

Panel B 提供的是第二阶段结果方程的估计结果，也就是教育扩张政策对城乡居民主观幸福感的影响效应。

总体上看，处理变量β1的参数估计值在义务教育改革和高校扩招全样本中分别为0.088 和0.265（p<0.05），其含义可以理解为接受大学教育可以将城乡居民幸福感的主观评价提高0.265 个单位值。进一步地，全样本中户籍变量的参数估计值分别为0.023 和0.048 （p<0.1），表明城镇居民接受大学教育后的主观幸福感比农村居民高出0.048 个百分点。

根据Panel B 以及基准回归的估计结果，我们能对研究假设2 作出一定的修正：学历教育对于城乡居民主观幸福感的影响具有异质性的特征，但该特征并非表现为线性增强的过程，而是具有“从无到有”的特点，即接受基础教育并不会提高城乡居民的主观幸福感， 可能的原因在于1986 年《中华人民共和国义务教育法》业已普及，从而造成接受基础教育对主观幸福感的边际效应递减。

但是，1998 年《面向21 世纪教育振兴行动计划》引领的高校扩招政策以及优质大学教育机会供给却对城乡居民的主观幸福感具有较强的边际影响，处理变量的参数估计值高于基准估计结果显示出大学教育对主观幸福感的影响效应要高于整个学历教育阶段，而这也否定了相关研究所提及的“教育与幸福悖论”。

（一）研究结论

上文利用最新一轮中国家庭收入调查数据，在事后观测数据的基础上，基于改革开放以来两次外生型的公共教育扩张政策：1986 年《中华人民共和国义务教育法》和1998 年《面向21 世纪教育振兴行动计划》 构造城乡居民受教育程度的工具变量， 先后通过普通最小二乘法与两阶段工具变量法揭示了受教育程度与主观幸福感的相关关系与因果关系，得到以下几点研究发现。

第一，基于原始数据的统计描述，发现样本下辖的城乡居民对于幸福感的主观评价存在一定的差异。

有72.73%的城镇居民和72.54%的农村居民对于生活评价为“比较幸福”和“非常幸福”，城镇居民自评幸福指数略高于农村。

同时，城乡居民的受教育程度也存在一定的差异，农村居民接受义务教育的比例高于城镇，而城镇居民接受大学教育的比例则高于农村。

第二， 利用普通最小二乘法进行基准回归，在全样本中发现学历教育与主观幸福感间存在较强的正相关性，城乡居民接受正规学历教育的年限数每提升1 年， 能将幸福感的主观评价提高0.006 个单位值，拒绝了“教育与幸福悖论”的存在。分样本回归方面，农村居民学历教育提升1 年能将幸福感的主观评价提高0.011 个单位值，但城镇地区的估计结果并不显著。

此外，教育对于提高女性居民主观幸福感的积极作用高于男性。

第三， 通过工具变量法的第一阶段回归发现，经济转型时期两次教育扩张政策未能有效提高城乡居民的受教育程度，教育体制改革与经济体制改革保持了高度趋同，具有“城市偏向型”和“精英导向型”的部分特征。

但是，估计结果可能受到变量设置的掣肘，该结论是否稳健仍有待进一步检验。

第四， 通过工具变量法的第二阶段回归发现，义务教育改革与城乡居民主观幸福感之间并无统计上的显著关系，但是高校扩招政策却大大提升了城乡居民的主观幸福感，接受大学教育能将城乡居民幸福感的主观评价提高0.265 个单位值，估计结果高于全过程教育阶段，表明学历教育对于主观幸福感的影响具有异质性的特征。

（二）延展讨论

文中的实证研究具有一定的政策意涵。

首先，通过教育与幸福感的因果关系讨论，发现了教育有助于提高城乡居民的主观幸福感，证伪了“教育与幸福悖论”的存在，这就要求党和政府在新发展阶段继续深化教育事业改革，满足不同地区、户籍、性别、民族居民的教育需求，让中国人民通过教育实现更高层次的幸福追求。

其次，我们也应当看到教育对主观幸福感的影响随学历教育层级的变化具有异质性的特征，高等教育对主观幸福感的影响强于义务教育阶段，老百姓接受大学教育能更好地追求个人幸福。

这就提示决策者应在优质大学教育均衡供给上 “下功夫”， 在稳步提升高等教育毛入学率的同时，可通过政策设计将优质大学教育机会适时向农村、女性群体倾斜，同时在财政资助方面切实配套，保障弱势群体接受大学教育的机会和权利。最后，从公共教育扩张政策上看，新发展阶段教育事业深化改革还应打破“精英导向型”和“城市偏向型”的时代特征，从教育结果公平出发加快推进教育现代化、建设教育强国，办好让人民满意的教育事业，为中国人民谋幸福，为中华民族谋复兴贡献力量。

注释：

（1）少数民族包括壮族、蒙古族、回族、维吾尔族、彝族、苗族、满族及其他；
非农户籍包括非农业户口和居民户口；
已婚包括初婚、离异再婚、丧偶再婚，未婚包括同居、分居、离异、丧偶、未婚、其他；
健康包括自评健康状况非常好和好， 不健康包括自评健康状况一般、不好和非常不好；
退休包括机关事业单位离退休人员和企业及其他单位退休人员；
垄断行业包括党政机关、事业单位、国有（控股）企业，非垄断行业包括其他股份制企业、集体企业、中外合资或外商独资企业、个体或私营企业、土地承包者及其他。

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