| 标题 | 教育对个人幸福感的提升效果和作用机制检验 |
| 范文 | 阚斌斌 林荣日 [摘 要]基于个体的教育收益不仅包括以工资收入反映出来的经济回报，还涵盖了涉及人类生存各方面的非经济收益，倍受关注的个体幸福感也是其中之一。以中国综合社会调查2012年的全国数据为基础，对教育是否能够提升个体幸福感及其提升的作用机制进行了研究。结果显示：教育能够促进个体幸福感的提升；个体的健康水平、个体的社会地位、个体的休闲程度和个体的人际关系都可以部分地解释教育提升个体幸福感指数的作用，其部分中介效果成立；个体职业收入这一变量的部分中介效果只在男性子样本中成立，在女性子样本中不成立。 [关键词]教育收益；个体幸福感；中介因素；性别差异 [中图分类号] G40-054 [文献标识码] A [文章编号]1005-5843（2019）03-0028-08 [DOI]10.13980/j.cnki.xdjykx.2019.03.006 一、研究背景与问题 近些年我国教育事业迅速发展，人民受教育水平普遍提升，2014年初中及以上学历人口比例约为70%，人均受教育年限提升到了11年[1]。尽管农村地区限于城乡二元制发展的局限，教育发展在规模及优质资源上与城镇地区仍存在较大差异，但农村居民的受教育程度也得到了明显提升，初中及以上教育人口比例从2000年的47.37%提升到2014年的56.80%；同期，高中及以上教育人口比例从7%提升至12. 40%[2]，教育事业得到了长足的发展，政府、家庭和社会对教育事业的投资都在不断增加。但就我国当前的教育投资收益率而言，1999 年大学以上受教育群体教育收益率为 13.75%[3]，2000 年大学专科和本科的教育收益率分别为 9.97% 和 13.1%[4]，2004 年大专以上群体的教育收益率为 4.18%[5]。在教育经济收益没有得到提升的情况下，用于教育的投资费用仍在不断上涨，这一现象引发了学界的关注，开始将研究延伸到教育的非经济收益方面。如教育作为一种稀缺资源，其能否带来对个体幸福感的提升呢？[6]中央电视台的“经济生活大调查”显示，2006—2009年，虽然中国居民的幸福感持续下降，但教育程度与居民的幸福体验一直呈现较强的正向关系。以2009年为例，教育程度为小学、中学和大学的居民，其幸福感得分分别为3.4、3.5和3.6。可见，教育不仅是提高人们素质修养、迈向文明进步的重要途径，同时也肩负着追求个人幸福的重要任务[7]。 那么，教育能提升受教育者的幸福感吗？教育是通过哪些中介因素提升了受教育者的幸福感？本文将围绕上述两个问题进行研究。 二、国内外相关文献分析 20世纪初以来，效用与福利成为主流测量标准，第二次世界大战后，价值观发生了由物本到人本的转换，关注人的主观感受成为社会科学的重要研究主题。幸福——这一19世纪经济学家研究的主要变量再度成为经济学、哲学、心理学、社会学等学科的研究热点。近年来，经济学逐渐与心理学联系起来，幸福感研究被赋予越来越重要的现实意义。幸福作为衡量效用与福利的指标之一逐渐被更多的经济学家和政策制定者所接受[8]。 有学者提出幸福离不开物质基础，接受教育能提高个人的收入水平，给个体提供更为优越的物质生活条件，提升个体对物质资本的使用效率，增加个体的幸福感[9]。人力资本对教育投资的价值做了较为充分的论述，其中知识的积累，不仅有助于个体在进入劳动力市场时遇到较少的阻碍，还可以帮助个体通过职业升迁获得更高的职业收入。个体通过教育不仅能够提高认知能力，更为重要的是，还能获得具有经济价值的知识技能，并使其转化成一种可带来收益的物质资本。因此，教育对个体幸福感的影响是通过改变他们生活的客观条件，尤其是经济收入来实现的。Mincer认为，在自由竞争的市场环境中，由于知识技能与生产效率、经济效益成正比，个体会因知识技能积累的差异性而获得相应的补偿，即教育程度越高，个体越有可能获得更高的经济收入，进而增强个体对幸福的感知程度[10]。教育提高个人和国家的货币收益，这是教育经济学研究的主旋律[11]。对教育的货币收益的研究表明，每额外接受一年教育获得的年回报率在7%～15%之间[12]。教育通过其对收入的影响间接影响幸福，即教育提高了收入，高收入带来了幸福[13]。以人力资本作为理论基础的研究，多集中在欧美国家，研究者认为以市场为主导的资源分配方式，更能体现出人力资本的价值，人力资本越高意味着可获得的经济资源越多，个体的幸福感也会相应增加。无论在英国、德国、瑞士等西方发达国家，还是在我国的台湾、香港等东亚地区，研究都证明高学历的个体在日常生活中感觉更快乐，对生活品质的满意度也较高[14]。虽然在教育、工作与个体幸福感关系的研究中，存在不一样的结论，如威特（D. O. Witter）、施托克（W. A. Stock）和哈林（M. J. Haring）发现教育降低了生活满意度，并认为这是因为受过更高教育的人有更高的工作预期，而这一预期往往难以实现[15]，但接受教育能够提升个体的幸福感仍然是主流观点。 通过对现有文献的梳理，我们认为教育除了通过增加经济优势以提升个体的幸福感之外，可能还存在其他四种作用机制，也即教育提升个体幸福感的中介因素。 一是个体的社会地位。地位获得理论指出，个体社会地位的获得可以通过先赋和获致两种途径。然而，工业化的迅速发展打破了依靠代际关系传承知识技能的社会再生产模式，形成以现代教育为核心的职业地位体系，教育成为获得社会地位的一部分前提因素。所以，教育可通过影响个体社会地位的获得作用于幸福感[16]，社会地位高的个体不仅获得了更多的利益分配和特权，还在一定程度上增加了个体的光环效应，直接提高了个体的精神愉悦程度，即个体幸福感指数上升。 二是个体的休闲程度。Kohn、Bird and Ross认为人们可以通过控制劳动过程来体验到幸福感。接受过高等教育的个体更有可能置身于生产现场之外，从事自由度更高、创造性更强的工作。这种工作性质意味着他们能够摆脱机器和监工的束缚，获得一种控制的快乐，幸福感随之提高[17]。这种观点可能仍然是基于人力资本的理论，同时对社会的职业体系以劳动强度、重点技能进行划分，认为接受了教育的个体能够获得休闲程度更高的职位，这部分个体的幸福感不仅来源于对休闲时间的控制感增强，在后工业社会极度繁琐的流水线生产中，他们在一定程度上减轻了自身的被异化感。同时，教育不仅讓个体在职业选择上自由度更大，获得更多的休闲空间，教育还能直接作用于个体的休闲质量、提高个体对休闲时间的管理能力，这会让个体在有限的时间内获得更高的休闲收益，享受高品质的休闲活动及服务，丰富精神世界，提升自身的幸福感。 三是个体的健康水平。教育除了能形成个体在劳动力市场中选择和升迁的资本之外，还可能通过保健知识的普及、积极向上价值观念的渗透、自觉形成健康的生活作息等方式提升个体的健康水平。Richards and Barry[18]在控制其他因素的情况下，证明了1990年美国一名25岁大学毕业生较一名高中毕业生至少多活八年。Marmot et al.对英国人群的研究、Mustard et al. 和Kunst and Mackenbach分别对加拿大和北欧样本的研究，均发现教育对健康具有稳健的正向关系[19]。Grossman and Kaestner[20]和Grossman的进一步研究显示，无论是采用死亡率、残障率、躯体功能等客观健康指标还是采用自评健康、认知功能等主观健康指标，无论研究对象是微观个体还是整体人群，教育和健康之间的关系都被稳健地证明是成立的。Sander[21]、Sander[22]、Hartog et al.[23]等也通过研究证实教育与个人身体健康程度之间存在着显著的关系，受教育程度高的人身体健康状况也较佳，原因主要为受教育程度高的人更注重身体健康检查与日常身体保健，吸烟的比例较低，也多从事于对身体危害程度小的职业等。受过更多教育的人不健康的习惯更少，必要时会更多地看医生（在没有大病时），而受教育更少的人更有可能超重与肥胖[24]，研究者认为这是因为教育提高了个体的控制力，且有着较高控制感的人会有较低水平的心理忧虑，较高水平的控制感能帮助人们更积极、更灵活地处理事情、避免麻烦，并为那些无法避免的事情做好准备。相比之下较低的控制感令人情绪低落且无法积极地处理问题，有较低的幸福感指数[25]。 四是个体的人际关系。人际关系处理技巧并不单一是从学校教育所开设的特殊课程中获取的，很大程度上学校教育为学生与他人进行人际互动提供了基本的环境。Dukheim、Gore、Litwak and Messeri认为个人的情感需求离不开与初级群体的纽带关系，人们通过获得情感支持体验到幸福的感觉。教育提高了人们处理问题的灵活性、谈判和妥协等的能力，一般说来，教育程度越高，个体就越善于沟通交往，并能弹性处理交往中的矛盾。这种能力不仅有利于扩展、维持与他人的社会关系，还会使个体获得一种稳定的情感支持，让人感觉到被关心、被爱、被尊重以及生活富有意义[26]，从而不断强化他们对幸福的感知程度，有利于健康与幸福[27]。同时，教育通过减少人际关系紧张的失业、贫困等因素来间接实现社会支持[28]。社会网络能减轻人们的忧虑，使人们应付生活和环境的压力，受过良好教育的人，比教育程度低的人更能获得更高水平的社会支持[29]。接受过更多教育的人有更广泛的社会网络，因此，教育能通过提高一个人的能力和更广泛的与世界联系的可能性，增加主观幸福感[30]。 三、研究结果分析 本文基于社会学、心理学和经济学理论以及前人对教育、个体幸福感的分析，采用CGSS2012数据库数据、SPSS19.0分析软件来探讨以下两个问题：（1）相较于没有接受教育的个体，教育是否提升了个体的幸福感？（2）前文提到的五种中介因素是否能解释教育对个体幸福感的提升作用？ （一）样本描述与变量选择 本研究采用的CGSS调查数据抽样方法为分层四阶段不等概率抽样，样本数据遍布全国28个省、自治区和直辖市，2012年的样本量达到了11765人，其中女性受访者5746人，占比为48.8%，男性受访者6 019人，占比为51.2%。 本文以受访者的个体幸福感指数为测量指标来评定个体的幸福感程度。该个体幸福感指数来源于CGSS2012调查问卷的社会态度指标：“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”（1=非常不幸福；2=比较不幸福；3=说不上幸福不幸福；4=比较幸福；5=非常幸福），该变量五点计分，由此个体幸福感指数最大值为5分，最小值为1分。核心自变量是个体是否接受了教育。在CGSS2012调查问卷中，关于受访者教育的问题是对其受教育程度的判定，由于本文重点关注的是教育是否带来了个体幸福感指数的提升，因而将该类别变量虚拟为二分变量（1=接受了教育；0=没有接受过教育），参照调查问卷的题目设置，本题的教育类型包含了正规学校教育，也包含了非正规学校教育，如私塾的教育形式，同时从专科层次开始，不仅包含了普通高等教育，还包含了成人高等教育。 根据前人的研究结果，我们将个体的职业收入、个体的社会地位、个体的休闲程度、个体的健康水平和个体的人际关系作为本文的中介因素加以研究。个体的职业收入变量直接来源于问卷调查中“您个人去年（2011年）全年的职业/劳动收入是多少？”，对该连续变量取其对数加入到模型中。个体的社会地位变量来源于问卷调查中“您认为您自己目前在哪个等级上？”答案是由1—10组成的连续变量，用以对受访者进行社会地位的自我评价。个体的休闲程度变量来源于问卷调查中生活方式模块的“在过去一年中，您是否经常在您的空闲时间进行休息放松？”（1=从不；2=很少；3=有时；4=经常；5=非常频繁）。个体的健康水平变量来源于问卷调查中健康模块的“您觉得您目前的身体健康状况是？”（1=很不健康；2=比较不健康；3=一般；4=比较健康；5=很健康），以上两题均为五点计分的连续变量。个体的人际关系变量在CGSS2012问卷调查中没有直接设问，基于个体社会网络越发达则社交活动越活跃的这一假定，我们采用了“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？”一题，（1=几乎每天；2=一周1到2次；3=一个月几次；4=大约一个月1次；5=一年几次；6=一年1次或更少；7=从来不），因本题的答案赋值方向与其他题目相反，因此对其进行了方向的转化。 （二）研究方法 首先，通过描述统计来观察2012年数据库样本中接受了教育的受访者在个体幸福感指数上的均值是否较没有接受过教育的个体更高，同时考察男性与女性的均值差异。其次，通过线性回归模型，考察相较于未受教育的个体，教育获得能否显著提高受訪者的个体幸福感指数。最后，检验理论假设中五个中介因素的中介效应是否成立，即 M 是否为中介变量，将依次进行以下三次回归分析验证中介效应是否存在以及效应大小，同时用Sobel公式加以验证[31]。 y=cx+a1 M=ax+a2 y=c′x+bM+a3 （其中y为个体幸福感指数；x为个体是否接受教育；M为中介因素；c，c′，a，b均为回归系数；a1，a2，a3均为回归常量） 中介效应成立的四个假设： 条件一：c估计值必须具有统计显著性。 条件二：a估计值必须具有统计显著性。 条件三：b估计数在控制c的情形下具有统计显著性。 条件四：c估计数在控制b的情形下无统计显著性。 中介效应的检验公式： z =a^b^/Sab 其中 a^， b^分别是 a， b的估计， Sab=a^2Sb2+b^2Sa2， Sa 、Sb 分別是a^、b^的标准误。（三）数据分析 从描述性统计结果（表1）可知，剔除缺失值之后，接受了教育的男性个体幸福感指数均值为3.80分，未接受教育的男性个体幸福感指数均值为3.58分；接受了教育的女性个体幸福感指数均值为3.83分，未接受教育的女性个体幸福感指数均值为3.61分。总体来看，男性与女性的幸福感指数在均值上存在差异，无论接受教育与否，女性的个体幸福感指数均值都高于男性；男女性接受教育后的个体幸福感指数均值高于未接受教育者，说明教育确实对个体幸福感指数有一定程度的影响。这一结论将在下文以线性回归方程作进一步检验。 表2第三行解释了女性样本的系数情况。接受教育的女性比没有接受教育的女性在幸福感指数上高0.224分，且通过了显著性检验，即接受教育的女性幸福感指数与未接受教育女性的幸福感指数存在显著差异，说明教育能够提升女性幸福感指数。表2第四行解释了男性样本的系数情况。接受教育的男性比没有接受教育的男性在幸福感指数上高0.222分，且通过了显著性检验，即接受教育的男性幸福感指数与未接受教育男性的幸福感指数存在显著差异，也证明教育能够提升男性幸福感指数。至此，我们认为教育促进个体幸福感提升的理论假设得到了CGSS2012数据库资料的支持，二者间确实存在着正向联系。 表3的结果显示，接受教育对女性个体幸福感指数的影响（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育对个体全年职业收入的影响（B=0.725，t=10.355，p=0.000）均达到显著水平，但个体全年职业收入对个体幸福感指数的影响（B=-0.008，t=6.694，p=0.225）未达到显著水平，不能支持个体全年职业收入是中介变量的假设。在男性样本中，接受教育对男性个体幸福感指数的影响（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育对个体全年职业收入的影响（B=1.131，t=12.264，p=0.000）、个体全年职业收入对个体幸福感指数的影响（B=0.025，t=3.824，p=0.000）均达到显著水平，控制中介因素个体全年职业收入之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B′=0.172，t=3.741，P=0.000），因此个体全年收入的完全中介效果不成立。但教育对个人幸福感指数的影响系数由0.222下降到了0.172，以Sobel公式进行检验亦达到显著水平（11.78），因此男性子样本支持个体全年职业收入是中介变量的假设，即教育提高男性个体幸福感的作用有一部分是通过提供更高的个体职业收入实现的，中介效应约为0.028，约占总效应的12.7%。 在表4中，对于女性而言，接受教育对个体幸福感指数的影响（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育对个体社会地位的影响（B=0.493，t=8.622，p=0.000）、个体社会地位对个体幸福感指数的影响（B=0.145，t=20.533，p=0.000）均达到显著水平，控制中介因素个体社会地位之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B′=0.148，t=4.804，P=0.000），虽然个体社会地位的完全中介效果不成立，但教育对个人幸福感指数的影响系数由0.224下降到了0.148，以Sobel公式进行检验亦达到显著水平（7.94），即教育提高女性个体幸福感的作用有一部分是通过提供更高的社会地位实现的，中介效应约为0.071，约占总效应的32%。对于男性而言，接受教育对个体幸福感指数的影响（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育对个体社会地位的影响（B=0.381，t=4.684，p=0.000）、个体社会地位对个体幸福感指数的影响（B=0.139，t=20.654，p=0.000）均达到显著水平，控制中介因素个体社会地位之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B′=0.155，t=3.650，P=0.000），因此个体社会地位的完全中介效果不成立，但教育对个人幸福感指数的影响系数由0.222下降到了0.155，以Sobel公式检验亦达到显著水平（4.41），个体社会地位是中介变量的假设成立，中介效应约为0.053，约占总效应的23.9%。 在表5中，女性样本数据显示，接受教育对个体幸福感指数的影响（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育对个体健康水平的影响（B=0.755，t=21.074，p=0.000）、个体健康水平对个体幸福感指数的影响（B=0.138，t=12.031，p=0.000）均达到显著水平，控制中介因素个体健康水平之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B′=0.120，t=3.695，P=0.000），但教育对个人幸福感指数的影响系数由0.224下降到了0.120，Sobel公式检验亦达到显著水平（3.86），即教育可通过使女性获得更高健康水平来提高女性个体幸福感，中介效应约为0.104，约占总效应的46.5%，接近总效应的一半。男性样本数据显示，接受教育对个体幸福感指数的影响（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育对个体健康水平的影响（B=0.713，t=14.233，p=0.000）、个体健康水平对个体幸福感指数的影响（B=0.181，t=16.478，p=0.000）均达到显著水平，控制中介因素个体健康水平之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B′=0.093，t=2.130，P=0.000），因此个体健康水平的完全中介效果不成立，但教育对个人幸福感指数的影响系数由0.222下降到了0.093，以Sobel公式来进行检验亦达到显著水平（10.75），因此CGSS2012数据库男性子样本支持个体健康水平是中介变量的假设，中介效应约为0.129，约占总效应的58.1%，超过了总效应的一半。 对女性个体而言，接受教育对个体幸福感指数的影响（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育对个体休闲程度的影响（B=0.099，t=3.074，p=0.002）、个体休闲程度对个体幸福感指数的影响（B=0.081，t=6.315，p=0.000）均达到显著水平，控制中介因素个体休闲程度之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B=0.216，t=6.847，P=0.000），教育对个人幸福感指数的影响系数由0.224下降到了0.216，以Sobel公式进行检验亦达到显著水平（2.67），中介效应约为0.008，约占总效应的3.6%。对男性而言，接受教育对个体幸福感指数的影响（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育對个体休闲程度的影响（B=0.126，t=2.891，p=0.004）、个体休闲程度对个体幸福感指数的影响（B=0.083，t=6.466，p=0.000）均达到显著水平，控制中介因素个体休闲程度之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B′=0.212，t=4.852，P=0.000），教育对个人幸福感指数的影响系数由0.222下降到了0.212，以Sobel公式进行检验亦达到显著水平（2.61），因此CGSS2012数据库男性子样本支持个体休闲程度是中介变量的假设，即教育提高男性个体幸福感的作用有一部分是通过获得更高的休闲程度实现的，中介效应约为0.010，约占总效应的4.7%。 在表7中，女性子样本数据显示，接受教育对个体幸福感指数的影响（B=0.224，t=7.093，p=0.000）、接受教育对个体人际关系的影响（B=0.829，t=12.572，p=0.000）、个体人际关系对个体幸福感指数的影响（B=0.021，t=3.401，p=0.001）均达到显著水平，控制中介因素个体人际关系之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B′=0.210，t=6.614，P=0.000），教育对个人幸福感指数的影响系数由0.224下降到了0.210，以Sobel公式进行检验亦达到显著水平（3.48），中介效应约为0.017，约占总效应的7.8%。男性子样本数据显示，接受教育对个体幸福感指数的影响（B=0.222，t=5.076，p=0.000）、接受教育对个体人际关系的影响（B=1.088，t=12.236，p=0.000）、个体人际关系对个体幸福感指数的影响（B=0.035，t=5.594，p=0.000）均达到显著水平，控制中介因素个体人际关系之后，教育对个人幸福感指数的解释力仍然显著（B′=0.184，t=4.160，P=0.000），教育对个人幸福感指数的影响系数由0.222下降到了0.184，以Sobel公式检验亦达到显著水平（5.44），教育提高男性个体幸福感的作用有一部分是使其拥有更好的人际关系，中介效应约为0.038，约占总效应的17.2%。 四、 结论与讨论 根据以上研究，本文得出如下主要结论：（1）教育确实可以促进个体幸福感的提升，且在数值上男女性之间有微小差异；（2）理论分析中的五个中介因素都得到了检验，对于男性而言，五个中介因素（个体的职业收入、个体的社会地位、个体的健康水平、个体的休闲程度和个体的人际关系）的部分中介效应均成立，所解释的中介效应分别是0.028、0.053、0.129、0.010和0.038，分别约占总效应的12.7%、23.9%、58.1%，4.7%和17.2%；对于女性而言，个体的社会地位、个体的健康水平、个体的休闲程度和个体的人际关系变量都可以部分解释教育提升个体幸福感指数的作用，所解释的部分中介效应分别是0.071、0.104、0.008和0.017，分别约占总效应的32%、46.5%、3.6%和7.8%。（3）个体的健康水平对于总效用的解释力最高，尽管男女性这一项的具体数值有些许差异，但都是各自中介检验结果中最高的；解释力最小的中介变量是个体的休闲程度，女性这一指标占总效应的3.6%，男性这一指标占总效应的4.7%。（4）女性个体职业收入的中介效应检验未获通过，该变量不能作为教育促进女性个体幸福感指数提升的作用机制。 应该指出的一点是，本研究在个体职业收入这一变量上得到的结果与前人研究结论有较大出入。其他学者认为教育能使个体获得更多的物质资源，能给予个体更好的生活条件，这直接影响到个体的幸福感指数。但在本文数据分析中，尽管在男性子样本中这一变量具有部分的解释效力，但只占总效应的12.7%，不仅远低于个体健康水平的解释效力，还低于个体社会地位这一变量的解释效力（男性为23.9%）。在女性子样本中，个体职业收入这一变量没有通过成为中介变量必须具备的四重假设，因此不能将之称为教育提高女性个体幸福感的作用机制之一。人力资本理论认为教育能够增进人的知识，获取更好的职位，得到更高的职业收入，这一理论假设得到了数据的支持，其中接受教育对女性个体全年收入（B=0.725，t=10.355，p=0.000）的影响达到显著水平，意味着接受了教育的女性确实较未接受教育的女性可以获得更高的职业收入。但职业收入对女性的个体幸福感影响系数没有通过显著性检验，即职业收入高的女性与职业收入低的女性在个体幸福感指数上的得分没有显著差异，也即物质资本的积累可能并没有带来女性个体幸福感的提高。对此，我们推测是因为女性在职业中可能存在职位晋升、物质待遇等方面的性别歧视，影响了职业收入对女性幸福感的提升，但其确切原因还有待进一步研究。 参考文献： [1][2]黄庆华， 张明等.教育影响农村居民幸福感的效应及机制[J].农业技术经济， 2017（1）：67-75. 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The results showed that ： education can improve individual happiness； the individuals health level， the degree of individuals social status， individual leisure level and individual interpersonal relationships can partly explain the role of education improving the individual happiness index； the individual occupational incomes partial mediation effect is only found in male subsamples， which is not found in female subsamples. Key words： education benefits； individual happiness； mediation factors； gender differences |
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