一、社會微觀層面因素與總體幸福感

如第一章第二節(jié)所述，本研究所說的社會微觀層面因素，具體是指受社會宏觀層面因素的影響，與人們的心理及行為緊密相關(guān)，以人為主體產(chǎn)生的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社團參與、社會信任、規(guī)范遵守、居民互助及價值取向。表7-5表示的是，在控制個人的社會特征的情況下，上述社會微觀層面的六個因素對總體幸福感的獨立影響。

表7-5　社會微觀層面因素與總體幸福感的回歸分析

續(xù)　表

注：表中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)（Beta）。
a的參考類別為女性；b的參考類別為61—70周歲；c的參考類別為研究生；d的參考類別為高收入者；e的參考類別為優(yōu)勢階層；f的參考類別為未婚者。
+表示P＜0.10；?表示P＜0.05；??表示P＜0.01；???表示P＜0.001。

首先從模型1中可以發(fā)現(xiàn)，性別、學(xué)歷、職業(yè)階層、婚姻狀況與總體幸福感并不存在顯著的關(guān)系，而年齡、收入與總體幸福感卻存在較為顯著的關(guān)系，具體體現(xiàn)為：20—30周歲和31—40周歲兩個年齡層的居民的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)（Beta）分別比61—70周歲年齡層的居民低0.498和0.387，并且均在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性，而41—50周歲、51—60周歲兩個年齡層的居民的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)（Beta），雖然也分別比61—70周歲居民低0.186和0.135，但均沒有呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。低收入者、中收入者的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)（Beta）分別比高收入者低0.383和0.158，并且分別在0.1%和10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。上述統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)可以說明以下兩個問題：

其一，20—30周歲和31—40周歲兩個年齡層的居民的總體幸福感顯著地低于61—70周歲的居民，而41—50周歲、51—60周歲兩個年齡層的居民與61—70周歲的居民不存在顯著的差異。

其二，低收入者、中收入者的總體幸福感顯著地低于高收入者，并且回歸系數(shù)說明，總體幸福感的水平依照高收入者、中收入者、低收入者的順序依次降低。

另外，模型1調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.106，說明上述統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)具有較強的解釋力。

其次從模型2中可以發(fā)現(xiàn)，模型1所示的性別、年齡、學(xué)歷、收入、職業(yè)階層、婚姻狀況與總體幸福感的關(guān)系仍然沒有改變。而作為社會微觀層面因素的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社團參與、社會信任、規(guī)范遵守、居民互助及價值取向?qū)傮w幸福感的影響呈現(xiàn)如下傾向。

第一，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每增加一人，則總體幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)提升0.129分，并且在5%的水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。

第二，社團參與每增加一個分值，則總體幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)提升0.087分，但沒有呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。

第三，社會信任每增加一個分值，則總體幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)提升0.181分，并且在1%的水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。

第四，規(guī)范遵守每增加一個分值，則總體幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)提升0.236分，并且在0.1%的水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。

第五，居民互助每增加一個分值，則總體幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)提升0.186分，并且在1%的水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。

第六，價值取向每增加一個分值，則總體幸福感的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)降低0.165分，并且在1%的水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。

上述統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)可以說明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社會信任、規(guī)范遵守、居民互助對總體幸福感均產(chǎn)生顯著的正向影響，社團參與雖然對總體幸福感也會產(chǎn)生一定的正向影響，但并不顯著，而個人主義價值取向?qū)傮w幸福感產(chǎn)生顯著的負向影響。另外，模型2調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.255，說明上述統(tǒng)計結(jié)果具有相當(dāng)強的解釋力。

二、社會微觀層面因素與10個維度幸福感

表7-6表示的是，在控制個人的社會特征的情況下，作為社會微觀層面因素的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社團參與、社會信任、規(guī)范遵守、居民互助及價值取向?qū)?0個維度幸福感的獨立影響。相關(guān)的統(tǒng)計結(jié)果，可做如下表述。

表7-6　社會微觀層面因素與10個維度幸福感的回歸分析

續(xù)　表

注：表中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)（Beta）。
a的參考類別為女性；b的參考類別為61—70周歲；c的參考類別為研究生；d的參考類別為高收入者；e的參考類別為優(yōu)勢階層；f的參考類別為未婚者。+表示P＜0.10；*表示P＜0.05；**表示P＜0.01；***表示P＜0.001。

（一）社會微觀層面因素與知足充裕體驗維度的幸福感

模型1顯示的是，社會微觀層面的六個因素與知足充裕體驗維度的幸福感的關(guān)系?？梢园l(fā)現(xiàn)，居民的社團參與每增加一個，則知足充裕體驗維度的幸福感的分值增加0.108分，并且在10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。居民的規(guī)范遵守每增加一個分值，則知足充裕體驗維度的幸福感的分值增加0.284，并且在0.1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每增加一個，知足充裕體驗維度的幸福感降低0.031分，但并沒有呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性，另外，社會信任、居民互助、價值取向每增加一個分值，知足充裕體驗維度的幸福感分值也發(fā)生不同程度的增減，但均不具有統(tǒng)計顯著性。另外，模型1調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.131，說明模型1所示的統(tǒng)計結(jié)果具有較強的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，社團參與對知足充裕體驗維度的幸福感產(chǎn)生較為顯著的正向影響，規(guī)范遵守對知足充裕體驗維度的幸福感產(chǎn)生十分顯著的正向影響，而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社會信任、居民互助、價值取向?qū)χ愠湓ｓw驗維度的幸福感均不具有顯著的影響。

（二）社會微觀層面因素與心理健康體驗維度的幸福感

社會微觀層面的六個因素對心理健康體驗維度的幸福感的獨立影響，如模型2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每增加一個人，則心理健康體驗維度的幸福感的分值增加0.125分，并且在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。居民互助每增加一個分值，則心理健康體驗維度的幸福感的分值增加0.116分，并且在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。價值取向每增加一個分值，則心理健康體驗維度的幸福感降低0.270分，并且在0.1%的水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。而標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)（Beta）說明，社團參與、社會信任及規(guī)范遵守對心理健康體驗維度的幸福感也具有不同程度的影響，但均沒有呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。另外，模型2調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.154，說明模型2所示的統(tǒng)計結(jié)果具有較強的解釋力。上述統(tǒng)計結(jié)果可以說明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、居民互助與心理健康體驗維度的幸福感具有顯著的正向關(guān)系，價值取向與心理健康體驗維度的幸福感存在顯著的負向關(guān)系，而社團參與、社會信任及規(guī)范遵守與心理健康體驗維度的幸福感不存在顯著的關(guān)系。

（三）社會微觀層面因素與成長進步體驗維度的幸福感

社會微觀層面的六個因素對成長進步體驗維度的幸福感的獨立影響，如模型3所示。可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每增加一個人，成長進步體驗維度的幸福感就會降低0.115分，并且在10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。規(guī)范遵守及居民互助每增加一個分值，成長進步體驗維度的幸福感就會分別增加0.123分和0.121分，并且均在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。而社團參與、社會信任、價值取向?qū)Τ砷L進步體驗維度的幸福感雖然也產(chǎn)生不同程度的影響，但均不具有統(tǒng)計顯著性。另外，模型3調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.076，說明模型3所示的統(tǒng)計結(jié)果具有一定的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與成長進步體驗維度的幸福感具有較為顯著的負向關(guān)系，規(guī)范遵守、居民互助與成長進步體驗維度的幸福感具有顯著的正向關(guān)系，而社團參與、社會信任、價值取向與成長進步體驗維度的幸福感不存在顯著的關(guān)系。

（四）社會微觀層面因素與社會信心體驗維度的幸福感

模型4顯示的是，社會微觀層面的六個因素與社會信心體驗維度的幸福感的關(guān)系?？梢园l(fā)現(xiàn)，社會信任每增加一個分值，則社會信心體驗維度的幸福感就會提升0.127分，并且在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。規(guī)范遵守每增加一個分值，則社會信心體驗維度的幸福感就會增加0.265分，并且在0.1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。居民互助每增加一個分值，則社會信心體驗維度的幸福感就會提升0.108分。價值取向每增加一個分值，則社會信心體驗維度的幸福感就會降低0.139分，并且在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與社團參與雖然對社會信心體驗維度的幸福感也產(chǎn)生不同程度的影響，但均沒有呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。另外，模型4調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.151，說明模型4所示的統(tǒng)計結(jié)果具有相當(dāng)強的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，社會信任、規(guī)范遵守與居民互助對社會信心體驗維度的幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響，價值取向?qū)ι鐣判捏w驗維度的幸福感產(chǎn)生顯著的負向影響，而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)及社團參與對社會信心體驗維度的幸福感均不具有顯著的影響。

（五）社會微觀層面因素與目標(biāo)價值體驗維度的幸福感

社會微觀層面的六個因素對目標(biāo)價值體驗維度的幸福感的獨立影響，如模型5所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，規(guī)范遵守每增加一個分值，則目標(biāo)價值體驗維度的幸福感就會提升0.167分，并且在1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性，居民互助每增加一個分值，則目標(biāo)價值體驗維度的幸福感就會提升0.135分，并且在5%的水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社團參與、社會信任、價值取向雖然對目標(biāo)價值體驗維度的幸福感也產(chǎn)生不同程度的影響，但均不具有統(tǒng)計顯著性。另外，模型5調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.162，說明模型5所示的統(tǒng)計結(jié)果具有相當(dāng)強的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，規(guī)范遵守、居民互助對目標(biāo)價值體驗維度的幸福感均產(chǎn)生顯著的正向影響，而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社團參與、社會信任、價值取向?qū)δ繕?biāo)價值體驗維度的幸福感均不具有顯著的影響。

（六）社會微觀層面因素與自我接受體驗維度的幸福感

模型6顯示的是，社會微觀層面的六個因素與自我接受體驗維度的幸福感的關(guān)系。可以發(fā)現(xiàn)，社會信任每增加一個分值，則自我接受體驗維度的幸福感的分值就會增加0.106分，并且在10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社團參與、規(guī)范遵守、居民互助及價值取向雖然對自我接受體驗維度的幸福感也產(chǎn)生不同程度的影響，但是均不具有統(tǒng)計顯著性。另外，模型6調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.089，說明模型6所示的統(tǒng)計結(jié)果具有較強的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，社會信任對自我接受體驗維度的幸福感具有顯著的正向影響，而關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社團參與、規(guī)范遵守、居民互助及價值取向五個因素對自我接受體驗維度的幸福感不具有顯著的影響。

（七）社會微觀層面因素與人際適應(yīng)體驗維度的幸福感

模型7顯示的是，社會微觀層面的六個因素與人際適應(yīng)體驗維度的幸福感的關(guān)系?？梢园l(fā)現(xiàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每增加一個人，則人際適應(yīng)體驗維度的幸福感的分值就會提升0.169分，并且在1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。社會信任與居民互助每增加一個分值，則人際適應(yīng)體驗維度的幸福感的分值就會分別增加0.112分和0.166分，并且分別在5%和1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。價值取向每增加一個分值，則人際適應(yīng)體驗維度的幸福感就會降低0.161分，并且在1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。而社團參與、規(guī)范遵守雖然對人際適應(yīng)體驗維度的幸福感也產(chǎn)生不同程度的影響，但均不具有統(tǒng)計顯著性。另外，模型7調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）分別為0.111，說明模型7所示的統(tǒng)計結(jié)果具有較強的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社會信任、居民互助對人際適應(yīng)體驗維度的幸福感均具有顯著的正向影響，價值取向?qū)θ穗H適應(yīng)體驗維度的幸福感產(chǎn)生顯著的負向影響，而社團參與、規(guī)范遵守對人際適應(yīng)體驗維度的幸福感均不具有顯著的影響。

（八）社會微觀層面因素與身體健康體驗維度的幸福感

模型8顯示的是，社會微觀層面的六個因素與身體健康體驗維度的幸福感的關(guān)系。可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每增加一個人，則身體健康體驗維度的幸福感的分值就會增加0.142分，并且在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。規(guī)范遵守每增加一個分值，則身體健康體驗維度的幸福感就會提升0.106分，并且在10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。而社團參與、社會信任、居民互助、價值取向雖然對身體健康體驗維度的幸福感也產(chǎn)生不同程度的影響，但是均不具有統(tǒng)計顯著性。另外，模型8調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.055，說明模型8所示的統(tǒng)計結(jié)果具有一定的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范遵守對身體健康體驗維度的幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響，而社團參與、社會信任、居民互助、個人主義價值取向?qū)ι眢w健康體驗維度的幸福感均具有顯著的影響。

（九）社會微觀層面因素與心態(tài)平衡體驗維度的幸福感

模型9顯示的是，社會微觀層面的六個因素與心態(tài)平衡體驗維度的幸福感的關(guān)系。可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每增加一個人，則心態(tài)平衡體驗維度的幸福感的分值就會增加0.103分，并且在10%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。規(guī)范遵守與居民互助每增加一個分值，則心態(tài)平衡體驗維度的幸福感的分值就會分別增加0.181分和0.106分，并且分別在1%和5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。價值取向每增加一個分值，則心態(tài)平衡體驗維度的幸福感就會降低0.156分，并且在1%的水平上呈現(xiàn)統(tǒng)計顯著性。而社團參與、社會信任雖然對心態(tài)平衡體驗維度的幸福感也產(chǎn)生不同程度的影響，但均不具有統(tǒng)計顯著性。另外，模型9調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.171，說明模型9所示的統(tǒng)計結(jié)果具有相當(dāng)強的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范遵守、居民互助對心態(tài)平衡體驗維度的幸福感均具有顯著的正向影響，價值取向?qū)π膽B(tài)平衡體驗維度的幸福感具有顯著的負向影響，而社團參與、社會信任對心態(tài)平衡體驗維度的幸福感不具有顯著的影響。

（十）社會微觀層面因素與家庭氛圍體驗維度的幸福感

模型10顯示的是，社會微觀層面的六個因素與家庭氛圍體驗維度的幸福感的關(guān)系?？梢园l(fā)現(xiàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每增加一個人，則家庭氛圍體驗維度的幸福感的分值就會增加0.151分，并且在5%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。居民互助每增加一個分值，則家庭氛圍體驗維度的幸福感的分值就會增加0.183分，并且在1%的水平上具有統(tǒng)計顯著性。但是社團參與、社會信任、規(guī)范遵守、價值取向雖然也對家庭氛圍體驗維度的幸福感產(chǎn)生不同程度的影響，但是均不具有統(tǒng)計顯著性。另外，模型10調(diào)整后的判定系數(shù)（Adj.R2）為0.077，說明模型10所示的統(tǒng)計結(jié)果具有一定的解釋力。該統(tǒng)計結(jié)果可以說明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社團參與對家庭氛圍體驗維度的幸福感均產(chǎn)生顯著的正向影響，而社團參與、社會信任、規(guī)范遵守、價值取向與家庭氛圍體驗維度的幸福感均不存在顯著的關(guān)系。