1. 引言
幸福感是指人类基于自身的满足感与安全感而主观产生的一系列欣喜与愉悦的情绪，是衡量社会发展与进步的一个重要指标。如今女性正在经历一场空前的身份再造之旅，传统社会中，人们认为女性获得幸福的路径是嫁个优秀的丈夫，通过婚姻“途径”来获取稳定的生活；而当代社会中，人们注重自我价值的实现，单单婚姻这一形式越来越不足以为女性带来更多情感体验，甚至很多时候还会束缚女性的自我发展，她们不再仅仅是家庭、社会中的配角，她们渴望追寻内心的真实感受，实现人生价值。在家庭中，女性在家庭中扮演着重要的角色，在很大程度上影响着家庭整体的环境、氛围；在工作中，女性管理者的比重正在逐渐增加，担负起越来越重要的角色及责任 [1]，成为企业中不可或缺的中坚力量。所以，对女性的幸福感进行研究，分析我国女性幸福感的影响因素，对于充分发挥女性角色在社会、家庭中的重要积极作用，推进我国国民幸福感整体发展有着十分重要的现实意义 [2]。
当前，学术界对女性的幸福感的研究越来越关注，主要集中于工作家庭冲突、婚姻状况、家庭地位及经济社会地位对女性幸福感的影响，共同探讨女性个人价值与家庭情况对幸福感影响的研究相对较少。因此，本文利用2017年中国综合社会调查(CGSS 2017)的问卷数据，选取女性样本研究中国女性的幸福感，主要探究个人资本与家庭资本对女性幸福感的影响，从而对我国女性幸福感的相关状况进行更深入、细致的了解和把握。
2. 文献回顾与研究假设
主观幸福感是衡量人们生活质量的重要指标，学界对其关注广泛。Diener对主观幸福感进行评估，将主观幸福感分为长期幸福感、愉快的情感和生活满意度3个方面 [3]。随后，Diener等从心理学的角度出发，将主观幸福感定义为人们如何评价自己的生活，并认为其主要包括生活满意度、婚姻满意度、无抑郁和焦虑、积极的情绪等内容 [4]。此外，主观幸福感包含的诸多因素还与社会生活紧密相连，人们通过各种方式提高生活质量、减少不愉快的情感，提升幸福感，因而影响主观幸福感的因素也得到研究者的关注。Diener等指出收入和支持性社会关系等成为主观幸福感的预测因素，且较高的主观幸福感与人们的健康、社会关系、工作表现和创造力有关 [5]。由上述文献可知，主观幸福感是一个包含较多内容和影响因素的多维度概念，在人们的社会生活中充当重要的角色。
2.1. 个人资本与女性幸福感
关于个人情况影响女性幸福感的因素的研究中，张绍兴(2022)以天津市市区、城镇的235名女性为研究对象，探讨城市女性生活质量、自我概念及幸福感之间的关系，研究发现婚姻状态是影响女性总体幸福感的重要因素，且已婚女性在总体幸福感上高于单身女性 [6]。严标宾等(2014)以179位不同背景的职业女性为对象, 探讨其工作—家庭关系与主观幸福感之间的关系，结果发现，女性教育程度越高, 主观幸福感越强，已婚职业女性主观幸福感更强 [7]。王玉婷(2021)利用中国综合社会调查(CGSS) 2015年数据，研究女性歧视视角下居民幸福感影响因素，发现相对收入提高对幸福感有显著的正面效应；对大学及以上学历的女性和城镇居民来说，受教育程度越高，幸福感越强；已婚状态对所有样本都有显著的正面效应，但离婚状态只对女性和农村居民有显著的负面效应 [8]。刘晓霞、邢占军(2007)使用中国城市居民主观幸福感量表，对城市女性群体的主观幸福感总体水平及群体差异进行研究，发现城市女性群体的主观幸福感受到年龄、婚姻状况、学历和收入等四个因素的显著影响 [9]。王丹(2017)以CGSS2010的调研数据为基础，将女性群体作为研究对象，从社会经济因素、个体因素、主观认知因素三个维度出发，研究女性群体幸福感的影响因素，发现女性的年龄、学历、身体状况、婚姻状况、房产数、家庭收入、个人收入、工作强度、收入合理度、经济地位以及社会阶层的主观判断都是影响女性幸福感的因素 [10]。张琪、初立明(2022)使用2018年中国家庭追踪调查数据研究女性工作时间与幸福感的关系，研究发现女性工作时间与幸福感呈倒U型关系，即幸福感随着女性工作时间的增加先上升后下降的趋势 [11]。吉木拉衣、李涛(2020)利用CGSS2015年调查数据，重点探讨年龄与幸福感的关系，结果表明，年龄与居民幸福感都呈U型曲线关系，除此之外，还发现，城乡居民在教育和收入对幸福感的影响效应上存在异质性，受教育能显著提升城市居民的幸福感，但对农村居民的幸福感无显著性影响；收入对城市居民的幸福感无显著性影响，却能正向促进农村居民的幸福感 [12]。蔡经汉、刘惠惠(2021)以泉州外来务工女性为研究对象，研究女性外来务工人员幸福感和归属感问题的影响因素，通过问卷调查分析发现，对工资水平满意、对工作环境满意、对工作时间满意能显著提高外来务工女性的主观幸福感，而工作压力将使女性外来务工人员的主观幸福感显著下降 [13]。
基于上述分析，提出以下研究假设：
H1：个人资本积累越丰富，女性主观幸福感越高
H1a：个人收入越高，女性主观幸福感越高
H1b：已婚女性比未婚女性主观幸福感更高
H1c：有工作的女性比没有工作的女性主观幸福感更高
2.2. 家庭资本与女性幸福感
关于家庭情况影响女性幸福感的因素的研究中，尹志超、杨超(2017)通过中国家庭金融调查 2013 年数据研究了家庭中夫妻相对收入模式对女性主观幸福感的影响，发现女性个人收入、配偶收入及家庭总收入的提升均对女性幸福感提升有显著影响 [14]。苏华山(2018)等通过对中国家庭追踪调查数据的统计分析，发现存在“性别–收入–幸福悖论”现象，及女性平均收入低于男性而平均幸福感与男性持平，从家庭性别分工的角度对此悖论进行了解释，由于男女双方共同分享家庭总收入，女性的幸福感得以与男性大致相当。也就是说家庭平均收入而非个人收入影响了幸福感高低 [15]。冯梅(2016)用抽样调查和统计分析的方法,调查淮安市职业女性的总体幸福感，发现年龄阶段、婚姻状况、学历水平、收入、身体健康状况、工作满意度等都对职业女性的幸福感产生影响 [16]。郭凌(2022)等通过构建乡村旅游社区女性旅游从业者主观幸福感影响因素指标体系，探究显著影响乡村女性旅游从业者主观幸福感的因素，研究发现对家庭财产支配权、参与家庭决策权、家庭事务中话语权对女性乡村旅游从业者主观幸福感产生显著影响 [17]。张燕(2021)等利用2015年中国综合社会调查数据，研究夫妻双方的教育水平对女性幸福感的影响。研究发现我国已婚女性配偶的教育水平与女性的幸福感显著正相关，配偶学历越高，女性幸福感越高 [18]。王兵、杨宝(2018)利用2010年中国家庭追踪调查数据研究生活在城市的2515对夫妻的幸福感，研究发现女性年龄、收入、教育程度越高越幸福，工作中的女性更幸福，家庭中孩子数并不显著影响幸福感，夫妻双方文化差距越大，女性婚姻主观幸福感越低 [19]。辛欣(2021)通过对职业女性问卷调查分析职业女性的工作—家庭压力源状况，发现职业女性家庭压力要大于工作压力且以配偶和孩子为主要来源 [20]。计小青、赵景艳(2020)以CGSS2012年与2015年数据为基础，将社会资本按场所划分为家庭型和工作型，研究其对女性幸福感的补偿机制，结果表明家庭型社会资本通过减轻女性心理负担，降低女性抑郁程度，间接提高了女性的主观幸福感 [21]。
基于上述分析，提出以下研究假设：
H2：家庭资本积累越丰富，女性主观幸福感越高
H2a：家庭总收入越高，女性主观幸福感越高
H2b：配偶学历越高，女性主观幸福感越高
H2c：家庭人口数量越少，女性主观幸福感越高
3. 研究设计
3.1. 数据来源
本文使用中国社会科学院 2017 年“中国社会状况综合调查”(CGSS2017)的数据，该调查采用段复合抽样的方法，即分县/市/区、居委会/村委会、居民户、居民4个阶段抽样，每个阶段采取不同的抽样方法。最终共抽取151个县/市/区下属的604个村委会/居委会，采集的数据具有全国代表性。经过数据整理后，共对3549个样本进行了分析。
3.2. 变量操作化
本文以女性主观幸福感为因变量，年龄、政治面貌、学历、户口性质等人口学特征为控制变量，个人资本、家庭资本为自变量，探索个人情况、家庭情况对女性主观幸福感的影响。
本文的因变量是主观幸福感，CGSS来源题项为A36，问项为“总的来说，您觉着您的生活是否幸福？”，原始数据遵循李克特计分原则，将“非常不幸福”至“非常幸福”依次赋值为“1”至“5”。通过单项问题测量被试者的综合幸福感在世界各国的综合社会调查中得到了普遍应用，且通过专业量表评估与被试者自我主观评估结果相仿，可以认为通过主观幸福感题项测试能够有效反映出居民的幸福感 [14]。基于此，本文认为通过CGSS的A36选项反映女性的主观幸福是适切的。
本文中的自变量有两个维度：个人资本；家庭资本。个人资本变量的选取，包括婚姻状况、工作状况、个人收入。在CGSS2017调查问卷中选取“(A69)您目前的婚姻状况是？”、“(A58)您的工作经历及状况是？”和“(A8a)您个人去年(2016年)全年的总收入是多少？”。家庭资本变量的选取，包括配偶学历、家庭规模、家庭总收入。在CGSS2017调查问卷中的问题分别是：“(A72)您配偶或同居伴侣目前的最高教育程度是？”、“(A63)您家目前住在一起的通常有几个人？”和“(A62)您家2016年全年家庭总收入是多少？”。其中婚姻状况和工作情况为二元虚拟变量婚姻状况，未婚赋值为0，已婚赋值为1；工作状况无工作赋值为0，有工作赋值为1。
为控制其他因素对主观幸福感的影响，根据以往研究经验，本研究将年龄、政治面貌、户口性质、学历等人口学特征作为控制变量，其中政治面貌和户口性质为二元虚拟变量，年龄用2017与出生年份的差值得到。政治面貌方面，非党员赋值为0，党员赋值为1；户口性质方面，非农业户口赋值为0，农业户口赋值为1。各变量名称及赋值情况如表1所示。
3.3. 模型
本研究因变量为连续变量，因此采用(OLS)一般线性回归模型分析个人资本、家庭资本对女性主观幸福感的影响。以因变量与控制变量的回归模型作为基准模型，通过不断加入变量，最终建立完全模型。
4. 研究结果
4.1. 描述性统计分析
对本研究有效的3549个调查对象，从表1 (描述性统计)、表2 (社会人口统计因素)可以看出，调查的对象中最小年龄为19岁，最大年龄为101岁，年龄在46岁到65岁之间的人数占比较大，约为46.6%；党员共有301人，占比8.48%，非党员共有3248人，占比91.52%；从教育程度来看，小学及以下和初中学历占据的人数比较多，共占比64.55%；从城乡差异来看，城镇39.76%，农村占60.24%，农村占大多数；从婚姻状况来看，已婚的人数占比较大，共有3467人，占比97.69%；从工作状况来看，有工作的女性较多，占比60.41%；从个人收入情况来看，年收入在1万到3万与3万以上的人较多，分别占比33.64%、34.83%；从配偶学历情况来看，高中、中专、职高以下学历的占比较大，为79.8%。从家庭规模来看，家庭人口数为2人的最多，占比48.18%。从家庭总收入来看，家庭年收入在5万到10万之间的数量最多，有1125个，占比31.7%。
Table 2. Sociological demographic variables (N = 3549)
表2. 社会学人口统计变量(N = 3549)
4.2. 回归分析
本文的研究目的是要考察个人资本、家庭资本是否会对女性个体主观幸福感产生影响，解释不同个人情况、家庭情况的女性在幸福感获得上的差异性。为了更加清楚地解释各相关自变量对于女性主观幸福感的影响，本文以女性幸福感为因变量，通过因变量的回归结果比较分析个人资本、家庭资本中各个因素对女性主观幸福感的影响。分别依次构建了3个模型，模型1先加入控制变量，模型2在模型1基础上加入个人资本变量，模型3在模型1基础上加入家庭资本变量，模型4加入了控制变量、个人资本变量及家庭资本变量，也是全模型。通过多个多元回归模型的比较，更加准确地分析个人资本、家庭资本对女性幸福感的影响。表3为女性幸福感为因变量的回归结果分析。
Table 3. The influence of personal capital and family capital on women’s happiness (OLS Model)
表3. 个人资本、家庭资本对女性幸福感的影响(OLS模型)
注：*表示***P < 0.01，**P < 0.05，*P < 0.1，括号内数字为t值。
由表3可以看出，模型1主要考察女性个体年龄、政治面貌、户口、学历等人口学特征因素对其主观幸福感的影响。统计结果表明，年龄、政治面貌、学历均对女性主观幸福感具有显著促进作用。具体来看，年龄方面，年龄越小往往越能够获得更大的幸福感，且在P < 0.01上通过了显著性检验；政治面貌方面，以非党员为参照群体考察政治面貌对女性幸福感的影响，女性党员比女性非党员的幸福感更高，且在P < 0.05上通过了显著性检验；学历方面，学历越高越能获得较高的幸福感，女性的学历每增加一个单位，幸福感就增加0.108个单位，且在P < 0.01上通过了显著性检验。在户口方面，户口性质及农业户口或非农业户口对女性幸福感的获得没有显著影响。
模型2控制了年龄、政治面貌、户口、学历等人口学特征，加入个人情况包括个人收入、婚姻状况、个人工作状况来考察个人资本对女性主观幸福感获得的影响。结果发现，个人收入、婚姻状况对女性幸福感有显著影响。在个人收入方面，收入越高越能获得更高的幸福感，且在P < 0.05上通过了显著性检验；在婚姻状况方面，以未婚为参照组，已婚女性比未婚女性的幸福感更高，且在P < 0.1上通过了显著性检验。而个人工作状况，即有无工作对女性幸福感的影响并不显著。在控制变量方面，年龄、政治面貌、学历与女性主观幸福感仍具有显著相关作用，年龄、学历在P < 0.01上通过了显著性检验，政治面貌在P < 0.05上通过了显著性检验，但政治面貌、户口影响程度均相较加入个人资本状况变量之前有所减弱。从模型2可以看出，个人收入越高，女性主观幸福感越高，假设1a成立；已婚女性比未婚女性主观幸福感更高，假设1b成立；有无工作对女性主观幸福感影响不显著，假设1c不成立；虽然工作状况对女性幸福感的促进作用不显著，但个人资本对女性主观幸福感仍具有显著促进作用，假设1成立。
模型3控制了年龄、政治面貌、户口、学历等人口学特征，加入家庭资本变量组，结果表明，家庭总收入、配偶学历对女性主观幸福感有显著影响。在家庭总收入方面，收入越高越能获得更高的幸福感，且在P < 0.01上通过了显著性检验；在配偶学历方面，配偶学历越高，女性的主观幸福感越高，配偶学历每增加一个单位，女性幸福感就增加0.079个单位，且在P < 0.01上通过了显著性检验。而家庭规模，即家庭人口数量对女性幸福感的影响并不显著。在控制变量方面，年龄、政治面貌、学历与女性主观幸福感具有显著相关作用，年龄、学历在P < 0.01上通过了显著性检验，政治面貌在P < 0.05上通过了显著性检验，户口影响程度有所增加，但政治面貌、学历均相较加入家庭资本状况变量之前有所减弱。从模型3可以看出，家庭总收入越高，女性主观幸福感越高，假设2a成立；配偶学历越高，女性主观幸福感更高，假设2b成立；家庭规模对女性主观幸福感影响不显著，假设2c不成立；虽然家庭规模对女性幸福感的促进作用不显著，但家庭资本对女性主观幸福感仍具有显著促进作用，假设2成立。
模型4可以理解为在模型2基础上加入家庭资本这一变量组，可以发现，在个人资本变量组中，个人收入对女性主观幸福感在加入家庭资本这一解释变量后不再具有统计显著性。在家庭资本变量组中，家庭总收入与配偶学历对女性主观幸福感有显著影响，且都在P < 0.01上通过了显著性检验。在控制变量方面，年龄、政治面貌、学历与女性主观幸福感仍具有显著相关作用，但影响程度有所减弱，户口影响程度有所增加。另外，将模型4看为是在模型3基础上添加了个人资本变量组，结果发现，在家庭资本变量组中家庭总收入与配偶学历对女性幸福感仍然存在显著促进作用，且影响程度基本不变。在个人资本变量组中，婚姻状况对女性主观幸福感有显著影响，且在P < 0.1上通过显著性检验，个人收入与个人工作状况对结果影响不显著。在控制变量中，随着个人资本变量组的加入，年龄、政治面貌、学历对女性主观幸福感的影响仍然显著，但政治面貌对女性主观幸福感的影响有所下降，在P < 0.1上通过显著性检验，户口对幸福感影响不显著，但影响程度有所上升。以上模型4的结果表明，个人资本与家庭资本积累越高，女性主观幸福感越高，再次验证了假设1与假设2成立。
5. 结语
本文通过研究个人资本、家庭资本对女性主观幸福感的影响发现：已婚、学历水平高、个人收入较高、配偶受教育程度高、家庭总收入高的女性的主观幸福感更高。学历对于女性的幸福感有重要的影响，所以，女性群体应该在尊重自我意愿的前提下，不断学习，提高自己的眼界。随着女性角色的变迁，越来越多女性开始重视对自我价值的追求，女性的就业率逐渐上升，女性职业范围不断扩大，但是有无工作对女性幸福感没有显著影响，这种现象应该引起反思，说明女性的就业形式和工作环境还不太理想。
目前，男女之间在教育、工资、劳动参与率以及用于家务和育儿的时间方面的差距正在缩小，男女两性作为社会发展的主体，地位平等、关系协调，才有利于充分发挥女性的积极性和创造性，提高女性的幸福水平 [22]。政府应该进一步完善相关法规，保障女性拥有平等的就业权利。社会要营造积极乐观、公平公正的社会风气，关注社会成员的心理状况，营造积极向上的社会心态。企业应该关注女性员工问题，寻找她们需求的共性，提出针对性解决方案，从细节入手，尽力营造一种公平、安全的工作环境，提升她们的职业幸福感。家庭中，家庭成员们应该互相关心，共同承担家庭中家务、育儿等各项任务，关心家庭成员的心理状况，提升家庭幸福感。对于女性个人而言，应该保持积极情绪，让自己的身心真正处于愉悦的情境中，不断学习，朝自己的目标不断前进，实现生活与工作的平衡。总而言之，女性群体的幸福感对一个家庭和社会的影响是非常重要的，如何提升女性的主观幸福感，是我们需要一直关注和探讨的问题。