1. 引言
对幸福的追求和实现是人类亘古不变的愿景，随着我国实行改革开放以来，大力发展中国特色社会主义，实现了生产力的飞跃以及经济水平的显著增长，然而经济基础的巨大变化，必然新生上层建筑，对诸如社会公平感、政治效能感等政治相关因素产生新的解释和需求，这些因素直接影响了公民的幸福感、对于社会发展的规划甚至影响中国特色社会主义迈入新阶段。十九大对我国社会主要矛盾做出了重新定义，十四五时期更是实现社会主义现代化的关键时期，为人民谋幸福更是实现社会主义现代化的重要工作和目标。
鉴于这些新时代的使命和任务、我国新时代所处的客观环境以及公民对于新时代幸福的定义所发生的变化，从而导致公民幸福感的影响因素愈加复杂化、内在化，因此公民幸福感的相关研究愈发成为政治学、社会学、经济学等学术各界的焦点，旨在通过学术研究为提高全面幸福感提供参考依据，对维护社会稳定，促进幸福中国、和谐中国具有重要意义。
本文将基于GGSS2017中国综合社会调查问卷的数据，利用SPSS建立二元Logistic回归模型，研究新时代我国公民幸福感的影响因素，为提高新时代居民幸福感提供理论依据，为政府在新时代民生建设、提高幸福度提供着力点，助力幸福中国目标的达成。
2. 文献综述与假设
2.1. 社会公平感与公民幸福感
长期以来学界对公民幸福感的构成和提升开展了大量的研究，并着重研究了社会公平感的内在机制，以及其与幸福感之间的相关性。有学者基于马克思主义的公平正义观点提出，社会的公平正义是营造幸福中国，实现公民幸福的基础 [1]。机会不平等是影响公民社会公平感的主要原因，进而拉低了幸福感 [2]。有研究聚焦于家庭的经济地位水平，社会公平感在经济地位水平和幸福感之间起到部分中介效应 [3]。公民社会公平感取决与一个社会制度的公正公平程度，建立稳固有序、文明、温暖、富有安全感的社会制度环境能提高公平感，进而提高幸福感 [4]。有研究表明，社会公平由起点公平、过程公平、结果公平三方组成，其中结果公平对于公民社会公平感的影响最大，但社会公平对于国民幸福指数之间并不存在突出的正相关性，经济因子才是幸福感的着力点 [5]。综上，现有研究存在社会公平感与公民幸福感两者之间关系的意见分歧，此外，均集中于探索微观层面的社会公平感构成因素，然而不同的社会个体对于社会公平感的定义和着重点存在异质性，从而导致相同的社会公平感构成因素未必对其他个体有幸福存在感具有显著的提升效果。因此，本文将从整体层面对社会公平感与公民幸福度之间的关系进行研究，从而提出以下假设：
假设1：社会公平感促进公民幸福感增长，即两者显著正相关
2.2. 政治效能感与公民幸福感
政治效能感这一词出现于上世纪50年代，由美国学者坎贝尔率先提出，他们将其定义为个体对参与可能的政治行为，并对政治参与过程中自己能发挥作用从而影响政治制度或政府决策的感觉 [6]。政治效能感能显著反应公民自己的政治参与意愿，以及对政府事物的态度，较低的政治效能感，往往导致较低程度的政治积极性，公民不愿政治行为做出行动或发表政治意见 [7]。而政治效能感较高的公民，往往倾向于做出积极的政治参与行为，从参与过程中获得对于政治体系的满意度 [8]。如果公民政治效能感较强，在政策实施前参与政策制定，能有效实现公民的民主意识和心理满意，执行政策也更为顺利 [9]。政治效能感与社会公平感之间存在正相关性，并且在社会公平感和政治信任间存在中介作用。然而，笔者在各大学术平台通过关键词搜索，发现鲜有直接对于政治效能感与公民幸福感之间关系的研究。因此结合政治效能感的相关研究，提出以下假设：
假设2：政治效能感促进公民幸福感增长，即两者显著正相关
以往的研究中，更多侧重于社会公平感对公民幸福感的直接影响，考虑到政治效能感对社会公平感的影响，可以推断出政治效能感与社会公平感之间可能存在相关性，基于上述推论，本文将社会公平感与政治效能感共同纳入到此次对于公民幸福感的研究中。
因此，提出以下假设：
假设3：政治效能感在社会公平感对公民幸福感的影响中发挥中介作用
3. 数据、方法和变量
3.1. 数据来源及样本构成
本文的研究数据来源于于2020年10月1日发布的2017年中国综合社会调查(CGSS2017)数据，该调查包含核心模块、社会网络和网络社会和家庭问卷者三大模块，在抽样方法上结合多阶段和分层概率，受调查人群覆盖面广且效力强，共获得有效样本12,582份，考虑到本文的研究变量主要为公民幸福度、社会公平感及政治效能感，在删除变量缺失值后，可供本研究使用的样本容量为3580份。
3.2. 模型
二元Logistic回归分析是一个广义的线性回归模型，一种多变量统计方法。Logistic回归分析模型在因变量Y为二分变量时，事件发生概率的表达式为：
(1)
式中：P为影响公民幸福感的条件概率；X为公民幸福感相关自变量因素；α和β分别为Logistic回归模型截距和回归系数；(
)为影响事件发生概率的线性函数。
将式(1)取对数后表达式为：
(2)
其中，事件的发生可能性P与不发生的可能性(1 − P之比，称为比值，比数(odds)，即
。
3.3. 变量
3.3.1. 因变量
本文研究的因变量是公民幸福感。公民幸福感是公民个体基于自己所处的客观环境，基于主观需求而做出正向积极的价值判断。本文将从宏观层面来探索公民幸福感这一因变量与自变量之间的关系，因此，结合CGSS2017问卷的相关问题，将因变量Y公民幸福感体现为“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”，并将操作化为分类变量，如果受访问者选择“非常不幸福、比较不幸福”，将其赋值为0；如果访问者选择“非常幸福、比较不幸福”，将其赋值为1。
3.3.2. 自变量
本文研究的自变量是社会公平感和政治效能感，并从整体层面研究这两者对于公民幸福感的影响。
1) 社会公平感
依据本文的研究假设，结合CGSS2017的问卷，来对社会公平感的测量可以使用“总的来说，您认为当今的社会公不公平？”，在去除回答“不知道、拒绝回答”这类与本研究无关的样本后，将选项中“完全不公平”、“比较不公平”、“说不上公平但也不能说不公平”、“比较公平”、“完全公平”依次计数，从1至5代表社会公平感的依次攀升。
2) 政治效能感
依据本文的研究假设，结合CGSS2017的问卷，选择“您在多大程度上同意下面这个说法：像我这样的人对政府要做的事情没有发言权。”来对政治效能感进行测量，在去除回答“无法选择”这类与本研究无关的样本后，将“非常同意”、“同意”、“说不上同意不同意”、“不同意”、“非常不同意”分别从1至5记数、数值越大，则受访者的政治效能感越强。
3.3.3. 控制变量
在考虑到研究需要和相关研究经验后，本文纳入分析的控制变量主要为人口学指标。包括：性别、出生日期、民族、户口、宗教信仰、政治面貌、受教育程度(见表1)。
Table 1. Sample composition (N = 3589)
表1. 调查样本构成(N = 3589)
4. 结果分析
4.1. 控制变量对于公民幸福感的影响
模型1仅放入控制变量(见表2)。其中性别和公民幸福感两者之间并不存在相关性，说明我国的性别平等工作较为有效，公民不会因为自身性别而影响自身幸福感；出生日期与公民幸福感存在显著影响，且为负向影响，这表明相较于老年人，中青年公民的幸福感更低；民族与公民幸福感之间不存在显著性，各民族的公民都是平等地位，不因民族而受到歧视；户口对公民幸福感也不存在显著影响，说明农村建设富有成效，有效满足农民需求；宗教信仰与公民幸福感不构成显著性，作为社会主义国家，公民并不依赖宗教满足精神需求；政治面貌与公民幸福感之间存在正向的显著影响，出于政治体制的考虑，中共党员有更高的幸福感；受教育程度与公民幸福感之间存在明显的正向显著性，系数分别为0.638、0.995，表明公民受教育程度越高，其幸福感越强。
4.2. 社会公平感对公民幸福感的影响
模型2中在控制变量的基础上引入社会公平感变量(见表2)，结果显示社会公平感对于公民幸福感存在显著影响(p < 0.001)，社会公平感 = 2 (比较不公平)的系数为0.646，社会公平感 = 3 (说不上公平但也不能说不公平)的系数为1.578，社会公平感 = 4 (比较公平)的系数为2.360，社会公平感 = 5 (完全公平)的系数为2.214，不难看出，随着社会公平感的提升，社会公平感与公民幸福感之间的系数数值随之明显提升，这表明社会公平感这一自变量与公民幸福感这一因变量之间存在正向影响，公民处于社会中所感受的公平程度越是公平越是会引起公民幸福感的增强，验证假设1。分析结果可知，社会公平感能显著提高公民幸福感，社会公平制度的建设直接影响公民的生活以及精神，形成一个稳固有序、和谐友爱、文明公正的社会环境是培育社会公平感的基础，也是积极增进公民幸福的温床。
4.3. 政治效能感对公民幸福感的影响
模型3中在控制变量的基础上引入政治效能感变量(见表2)，结果显示政治效能感对公民幸福感存在显著影响(p < 0.001)，政治效能感 = 2 (同意)的系数为0.584，政治效能感 = 3 (说不上同意不同意)的系数为0.701，政治效能感 = 4 (不同意)的系数为0.953，政治效能感 = 5 (非常不同意)的系数为0.836，这表明政治效能感这一自变量与公民幸福感这一因变量之间存在正向影响，验证假设3。分析结果可知，政治效能感越强，越有助于公民实行其应具备的政治权利，对国家政策与发展发表意见，且对于听取公民意见后落地的相关政策法规，公民对其具有相当的信任，在政治效能感与政策法规相互完善推进之下，使得公民幸福感越强。因此，要求政治体制采取必要的措施，建立与公民之间互信的沟通通道，从而实现公民政治效能感的满足，体现政府对于公民政治主张和其政治利益的重视，依托政治领域有效提升公民幸福感。
Table 2. The influence of control variables, sense of social justice and sense of political efficacy on citizen happiness
表2. 控制变量、社会公平感与政治效能感对公民幸福感的影响
注：(*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001)。
4.4. 社会公平感、政治效能感对公民幸福感的影响
拟定温忠麟等的中介效应检验方法，构建如下模型：
Well-being = c Social justice + Controls + ε1 (3)
Self-Efficacy = a Social justice + Controls + ε2 (4)
Well-being = c′ Social justice + b Self-Efficacy + Controls + ε3 (5)
在这些公式中，Well-being代表公民幸福感，Social justice代表社会公平感，Self-Efficacy代表政治效能感，Controls为一系列控制变量，c、a、c′、b为变量系数，ε为误差项。式(3) (4) (5)的结果都用于检验假设3：政治效能感在社会公平感对公民幸福感的影响中发挥中介作用。
根据中介效应的逐步检验步骤，第(3)栏中社会公平感的系数为0.779 (p < 0.001)，第(4)栏中社会公平感的系数为0.247 (p < 0.001)以及第(5)栏中政治效能感的系数0.156 (p < 0.001)，同时，第(5)栏中社会公平感的系数0.757要小于第(3)栏中社会公平感的系数0.779，且根据模型4 (见表2)在将社会公平感、政治效能感与公民幸福感一同放入模型检验后显示两个自变量依然存在显著影响，因此可以初步判断三者之间存在中介效应，政治效能感在其中发挥了部分中介作用，故假设3成立。
5. 结论与建议
自改革开放以来，中国始终处于加速转型期，在经济水平迅速攀升的同时社会的流动性和多样性也始终居于高位，社会主要矛盾突出，内部矛盾存在加剧现象，越是在这样的社会背景下越是要恪守为人民服务的主旨，稳住人民的基本盘、建设民生事业、提升幸福指数、保证精神富足，为实现新时代的社会主义现代化中国奠定良好的群众基础。因此本文得出以下结论，并尝试探索提升公民幸福感：
社会公平感与公民幸福感之间存在深刻的联系，单纯追求经济层面的突飞猛进只会加深社会经济的金字塔结构，社会资源的分配不均，社会制度的公平性无法落实，使公民社会公平感缺失的同时导致其幸福感的低迷，因此在保经济的同时需要做到各项社会公平公正的制度措施优化升级，解决包括收入、代际流动、教育、阶层流动、就业等方面的机会不均等问题，进一步为诸如偏远地区居民、农民工，残障人士、孤寡老人、孤儿等社会弱势群体提供制度保证，贯彻社会主义公平公正理念，在社会公平感的提升下有效带动公民幸福感。
公民政治效能感的需求增强，很大程度上与其受教育水平有关，在当今教育普及化的时代背景下，关于民主和政治自由的观念越发深入人心，人民当家作主这一社会主义民主的本质核心更是贯穿在中国的政治教育事业中。因此对于政治效能感而言，重点要抓教育，如果公民自身缺乏对于政治权利和对参与政治的意识，那么所有对于民主的解释和制度便毫无意义 [10]，要求各类教育途径继续宣扬加深人民当家作主的观念，告知公民被赋予的政治权利，意识到公民所肩负的政治责任。那么在公民政治效能感强，愿意实施政治参与行为时，公民才有可能从中获得正向反馈，进而提升自己的幸福感。
政治效能感提升了社会公平感，进而提升了公民的幸福感。政治效能感与社会公平感之间的良性联系固然可喜，但假使公民发现其合理的政治诉求遭到政府的冷处理，甚至驱逐镇压，同样会破坏两者的关系，在政治效能感的挫败下导致公平感、幸福感的双双流失。所以这要求政府搭建与公民之间畅通、及时、有效的政治联系机制和平台 [11]，让公民明白政府在听取群众建议，有利于政策制定的公平化，公民的政治效能感才真正有了落实之处，从而助推社会公平感的实现，在政治效能感与社会公平感的有机结合下保证公民幸福感稳步上升。