摘 要：基于中国劳动力动态调查数据（CLDS2014），将社会地位分解为经济地位、教育地位和政治地位等因素，社会支持分解为朋友个数和邻里互助等因素，构建在劳动力群体中主观幸福感的多元有序Logistic 模型，研究社会地位与社会支持对劳动者主观幸福感的影响。其结论表明：社会地位与社会支持两者对劳动力群体的主观幸福感都有直接的正向效用，并且社会地位通过社会支持还产生一定的间接效用，同时社会支持对主观幸福感的影响要大于社会地位。
关键词：社会地位；社会支持；主观幸福感；多元有序Logistic 模型
2017年6月，国务院在《加强和完善城乡社区治理的意见》中指出：将城乡社区建设成为广大人民群众安居乐业的幸福家园，以人的城镇化为核心，提升人民群众幸福感和满意度。幸福感带有浓厚的主观色彩，是个宽泛的现象范畴，也称为主观幸福感，它是对人们的情感反应和生活满意度的一种整体性判断，也是对人们在各种活动中的一个综合评价。目前我国经济处于转型期，劳动力群体作为社会就业主力军，是推动经济增长和社会发展的动力源泉，因此，关注他们的“主观幸福感”及其影响因素，对于维护社会稳定有着重要意义。在以往主观幸福感的研究基础上，将劳动力群体主观幸福感的影响因素分为两大类：社会地位和社会支持。通过分析“中国劳动力动态调查（CLSD2014）”数据，了解目前劳动力群体的主观幸福感现状，并构建多元有序Logistic回归分析模型，分析社会地位、社会支持对劳动力群体主观幸福感的直接影响和间接影响，以及两者对主观幸福感的综合影响。
一、研究背景
（一）社会地位与主观幸福感
社会地位是指社会成员根据其财产、权力和权威的所有权，确立其在社会体系中的地位，用以表示其社会声望和荣誉水平的高低，通常会受到社会规范、法律和习俗的限制。依据社会地位的构成，本文将其分解为经济地位、教育地位和政治地位，用以研究社会地位与主观幸福感的关系。
首先，经济地位与主观幸福感之间的关系。大多数学者采用收入来衡量经济地位。在以往的文献中，研究收入对主观幸福感的影响主要从宏观和微观两个角度展开。伊斯特林（1974）指出：就美国而言，在微观角度看，尽管收入存在边际效用递减的现象，但是个人主观幸福还是会随着收入的增加而增加；然而从宏观角度分析，国家的整体幸福水平基本上不会随着时间的推移发生变化，似乎与人均GDP 的持续增长没有关系，即人均收入的增长并不会增加主观幸福感。[1]“伊斯特林悖论”这一现象引起了国内外学者广泛而深入的讨论。在宏观上，Argyle（1998）对美国调查发现：收入自1946年以来增长了4 倍，但幸福感却没有增加，他认为当收入超过一定水平时，收入的增加并不会导致幸福感的显著增加。[2]在国内的研究中，吴菲（2016）认为短时期内个人财富水平与主观幸福感存在正相关关系，而在长期的背景下，经济增长并不能显著提升整体主观幸福感。[3]李路路和石磊（2017）认为随着个人财富水平增加，财富经济所带来的幸福回报不断削弱，而社会不平等抵消了这种增长，使得整体主观幸福感处于相对停滞状态。[4]王健、张焕明和李超（2017）基于2013年CGSS 数据，发现居民收入水平的提高使幸福指数显著提升。[5]这些微观研究基本上认为，收入与主观幸福感呈显著正相关关系，这种关系尤其在贫困群体中较为明显，即贫穷是导致主观幸福感较低的理由，而富裕并不能显著提升主观幸福感。
其次，教育地位与主观幸福感之间的关系。大多数研究表明教育程度与主观幸福感具有明显的正相关关系，教育程度的提高会显著提高人们的主观幸福感。因为教育程度越高，获取的社会资源相对越多，成功的机会也就越大，所以教育本身直接增长了个体的幸福感，同时也存在收入作为中介变量的间接增长。金江和何立华（2012）对武汉市城镇居民的实证发现教育对主观幸福感也存在边际递减效用，不仅存在教育对主观幸福感的直接效用，也存在通过收入等因素影响主观幸福感的间接效用。[6]赵新宇和范欣（2014）研究表明教育与公众主观幸福感之间有显著正相关关系，且相对收入的效果明显强于绝对收入。[7]另外一些研究认为教育和主观幸福感之间不是直接的简单相关，认为中等教育水平阶层的幸福感要高于其他阶层，如黄嘉文（2013）认为拥有中专高中和大学以上学历的个体是最幸福的。[8]这是因为教育在增加人们成功机会的同时，也会提高人们的欲望和抱负。
再次，政治地位与主观幸福感之间的关系。在我国，个人的政治地位主要体现是否为党员，个人获得党员身份并非随机因素，具有样本选择性。介于党员本身的先进性，因此有不少研究认为个人有党员身份的主观幸福感要高。如鲁元平、王军鹏和王品超（2016）研究发现：具有党员身份的居民，其幸福感显著高于群众。[9]
（二）社会支持与主观幸福感
考虑到目标变量为分类有序变量，正态分布的假设很难满足，所以采用Logistic 函数形式：
由表1看，此教师A年龄较年轻，为新入职的刚从事教学工作仅一年的新教师，研究生期间的研究方向为英语教学方向，所教学生的专业为空中乘务专业，对英语的实用性要求较高，与教师A之前所学和所教学生有明显不同（此教师在研究生期间给一所三本学校的大一计算机专业的学生任教过一个学期的大学英语）。教师A之前未接触过有关空中乘务英语的相关内容。
综上所述，目前对个体主观幸福感的研究主要集中在社会地位或者社会支持的某一个影响因素或者某些影响因素上。随着劳动力群体的社会地位逐渐提升，这种提升在直接增强幸福感的同时，也会为劳动力群体带来更多的社会支持，所以社会地位的提升会影响社会支持，其作为中介变量间接影响个体主观幸福感。虽然社会支持是影响主观幸福感的直接因素，但是也需要考虑社会支持作为中介变量是如何影响个体主观幸福感的。由于社会支持作为中介变量的相关研究相对较少，其作为影响主观幸福感的中介变量作用值得进一步探究。
二、研究设计
（一）数据来源
本研究所使用的数据来源于中山大学社会科学调查中心主持的中国劳动力动态调查（CLDS）2014年的调查数据。该调查采用的抽样方法是分层四阶段不等概率抽样，调查在全国（除港澳台、西藏、海南外）29 个省、直辖市、自治区展开，共完成了401 份村居社区问卷，14214 份家庭问卷，23594 份15-64 岁劳动力人口个体问卷，经过数据整理和清洗，共获得样本12989 个，对其进行简单的统计分析，调查样本的统计结果见表1。对样本自变量的描述和模型构建都是在stata13.0 版本上完成的。
其中 Xi 表示第 i 个个体所有变量值，即 Xi＝（Xi1，Xi2，Xi3，…，XiK），XiK 表示第 i 个个体的第 k 个变量值。目标变量y 代表个体幸福的分类，0 代表很不幸福，依次类推，5 代表非常幸福。j 代表其分类，P（y＝j Xi））代表第i 个个体在第j 类的概率。目标变量为次序变量，建立累计Logit 模型：
（二）变量设计
1.因变量
这里的控制变量为人口统计量变量，包括年龄、性别和户口性质。年龄为连续变量，本研究中，劳动力年龄的变化范围为15-64 岁，为考虑年龄与主观幸福感的非线性关系，增加了年龄的平方这一变量。性别为先赋二分变量，设置男性＝0，女性＝1，受我国男尊女卑等传统因素影响，性别可能与社会地位变量联系比较紧密。户口性质为地域变量，我国城乡二元结构比较突出，民生保障机制等方面存在较大差异，因此将户口性质作为控制变量，设置城市户口＝1，农村户口＝0。
表1 样本自变量描述统计表
变量 取值 频数 百分比（%）性别 男 6160 47.42女6829 52.58户口性质 农业户口 9153 70.47非农户口 3836 29.53政治面貌 党员 1122 8.64群众 11867 91.36 2076 15.98小学 3032 23.34初中 4230 32.57高中（职高技校中专）2388 18.38大学 1223 9.42研究生及以上 40 0.31专业技术资格证书 无 10660 82.07有2329 17.93无受教育程度在本地，被访者有多少关系密切，可以得到支持和帮助的朋友／熟人与本社区（村）的邻里、街坊及其他居民互相之间有无互助一个也没有 1933 14.88 1-5 个 4860 37.42 6-10 个 2666 20.53 11-15 个 1021 7.86 16 个及以上 2509 19.32非常少 1052 8.10比较少 2010 15.47一般 4925 37.92比较多 3905 30.06非常多 1097 8.45年龄 15-64 平均值40.98 标准差13.68保险个数 0-6 平均值1.82 标准差1.33收入（万元）0-400 平均值1.75 标准差5.74
2.自变量
（1）社会地位。对于社会地位的测量，西方社会学研究中应用较多的当属“社会经济地位量表（Socioeco-nomic Score，简称SES）”①，它通过经济地位、教育地位和职业地位计算其综合指数，据此来反映个人的社会综合地位。随着本国社会结构的不断变迁，职业地位分层复杂而且变动较大，以此作为社会地位的测量指标具有一定的争议性，因此本研究只引入政治地位、经济地位和教育地位来测量个人的社会地位。经济地位主要选取以下两个指标来体现：一是经济收入，数据来源于调查问题“您2014年各类收入总计是多少万元”；二是社会保险，数据来源于对被访者“五险一金”（包括养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险和住房公积金）拥有数量的统计情况。教育地位主要选取受教育程度和经验与技能两个指标来体现。受教育程度具体操作化为教育级别，分为“没有受过教育、小学、初中、高中（职高、技校、中专）、大学，研究生及以上”。经验与技能具体操作化为专业技术资格证书（执业资格）的获取个数。政治地位则通过政治面貌这一指标体现，由于参与调查的其他党派群体很少，所以将其划为群众一类，因此，本文将政治面貌分为两类：共产党员和群众，同时设置共产党员＝0，群众＝1。
（2）社会支持，同时也考虑社会支持作为社会地位影响主观幸福感的中介变量。一般认为，社会支持从性质上可以分为两类，一类为主观的、体验到的情感上的支持，被称为主观支持；另一类是客观的、可见的或实际的支持，即客观支持。主观支持度的数据取材于本调查的其中一个有代表性的问题，为“在本地，您有多少关系密切，可以得到他们支持和帮助的朋友／熟人？”客观支持数据来源于问题“您与本社区（村）的邻里，街坊及其他居民互相之间有互助吗？”由于不同的社会支持测量具有多重共线性质，因此本文只测量了熟人及朋友之间的密切和熟悉程度以及邻里街坊的信任和互助程度，没有测量来自家人、团体、组织等各方面的社会支持。
在富有的家庭里玛丽没有找到自己的主体地位，那么离开家后的玛丽彻底进入了社会的底层从而丧失了女性的尊严。“社会地位是社会分层的三个要素之一，其余两个要素是财富与权力。认为社会地位是指他人对一个人或一个社会群体的尊崇与敬重。”（2000：197）没有社会地位，财富和权力的玛丽彻底失去自我，因为她“按常规进入了唯一而古老的父权支持女性的行当-卖淫”（1993：146），以维持自己所谓的权力斗争。靠着迎合权贵男人，她自认为自己已经和男人们一样获取了社会的知识和经验，却不知道自己成为男人的玩物，与美德更是背道而驰。
社会支持与主观幸福具有一定的正相关关系。从主观支持来看，可以得到支持和帮助关系密切的朋友／熟人越多，主观幸福度越高，二者成正相关关系。从客观支持来看，与本社区（村）的邻里、街坊及其他居民互助越多，主观幸福感也越高，二者成正相关关系。如果将模型2 和模型3 中社会支持的估计参数相比较，加入社会地位后，朋友／熟人个数估计参数改变明显，而居民互助的估计参数改变非常小。这种改变说明：朋友／熟人个数与其社会地位存在较大关联，朋友／熟人个数对主观幸福感的影响会受到来自社会地位的影响，即社会地位越高，朋友／熟人个数越多，从而得到的社会支持越高。研究结果表明：社会地位通过社会支持影响人们的主观幸福感。
本研究的因变量是主观幸福感。许多经济学家、心理学家、社会学家试图对“主观幸福感”进行衡量，“快乐”和“生活满意度”都是习惯作为“主观幸福感”衡量的标准。在社会调查当中，一般使用这样的一类问题对其进行评估，如“总的来说，您认为您的生活是否过得幸福？”或者“总的来看，近来您感受如何？”要求被调查者从“很幸福、一般幸福、不太幸福”或者“很不幸福1-2-3-4-5 非常幸福”等三级或五级测量中给自己的生活满意程度评定一个等级。本研究在调查设计中，询问被访者两个问题，第一个问题为“总的来说，您认为您的生活是否过得幸福？”，要求被访者从“很不幸福1-2-3-4-5-6 非常幸福”六级中给自己评定一个等级；第二问题为“您觉得与大多数同龄人相比：很不幸福1-2-3-4-5-6 非常幸福”，同样要求被访者从六级中给自己评定一个等级。这两个问题具有极高的相似性，而相比第一个问题，第二个问题则控制了年龄的影响，是一种相对的主观幸福感。
（三）分析模型
本研究采用多元有序Logistic 回归模型，一方面通过三个模型估计参数的显著性，分别考察社会地位对主观幸福感的影响、社会支持对主观幸福感的影响以及社会地位和社会支持对主观幸福感的综合影响；另一方面，由于这三个模型属于嵌套模型，通过估计参数的比对，分析加入社会地位变量，社会支持的估计参数是否发生较大的改变，从而判断影响主观幸福感的间接效用，进一步求证：社会地位是否通过社会支持影响人们的主观幸福感。
由表5可以看出，第1期CPI对自身变动的贡献率为51.6%，至第11期之后趋于平稳，稳定在40.6%左右；第1期农产品价格对CPI的变动贡献率为48.4%，在第11期趋于平稳，稳定在59.4%左右。
Raschke 在20世纪70年代首次提出社会支持的概念，社会支持指的是人们感受到的来自他人的关心和支持。国内外许多研究证实社会支持对于缓解个体心理压力和消除个体心理障碍，具有积极的作用。社会支持作为主观幸福感的一个重要积极因素，两者之间应该存在正相关关系。邢占军、张羽（2007）对北京、广州、昆明、沈阳、西安五个省会城市3200 名城市居民的研究结果表明：不同方式社会支持与主观幸福感存在显著的正相关，个体获得社会支持越多，其主观幸福感越强。[10]
更多的学者认为，在发展校园足球进程中，应试教育才是真正的“顽疾”。升学机制的不顺畅，是影响校园足球的普及与提高的主要因素[6]；完善足球特长生的升学优惠政策(如考试加分等)是必备之举[7]；升学评价制度是引导校长、教师、家长转变观念与态度的指挥棒[5]。
其中j＝1，2，…，6；αj表示模型的截距项，β 表示回归系数向量，对上式变形可得多元有序Logistic 回归模型，具体如下：
其中eβi定义为优势比。
三、数据分析与研究结果
本研究以“2014年中国劳动力动态调查（CLSD2014）”劳动力个体问卷数据为基础，建立了影响主观幸福感的三个效应模型：模型1 为社会地位模型，在基本控制变量的基础上加入社会地位变量；模型2 为社会支持模型，在基本控制变量的基础上加入社会支持变量；模型3 为综合模型，在基本控制变量的基础上同时加入社会地位和社会支持变量。以这三个模型来研究社会地位对主观幸福感的影响，社会支持对主观幸福感的影响以及社会地位和社会支持对主观幸福感的综合影响。
（一）基本统计分析
根据调查问卷设计，本文将主观幸福感分为两类：绝对主观幸福感和相对主观幸福感。绝对主观幸福感主要依赖行动者本人的标准，而相对主观幸福感主要以他人为参照，这两种幸福感依据上述因变量的两个问题。为了更加直观地呈现，对主观幸福感采用李克特量表的五分制，设置很不幸福＝0，非常幸福＝5（见表2）。
此外，市场化水平、人力资本、政府支出都与旅游产业结构升级显著正相关，说明制度环境优化、人力资本积累、政府规制都有助于推动旅游产业转型升级。贸易开放与旅游产业结构升级的相关关系并不稳健，这可能是因为国际贸易的作用机理相对复杂，可能存在非线性门槛特征。
表2 主观幸福感统计表
绝对主观幸福感 频数 百分比 相对主观幸福感 频数 百分比很不幸福0 397 3.06% 很不幸福0 762 5.87%不太幸福1 660 5.08% 不太幸福1 989 7.61%一般幸福2 2972 22.88% 一般幸福2 3280 25.25%比较幸福3 3363 25.89% 比较幸福3 3493 26.89%相当幸福4 3217 24.77% 相当幸福4 2869 22.09%非常幸福5 2379 18.32% 非常幸福5 1596 12.29%
其统计结果表明：绝对主观幸福感均值为3.19，相对主观幸福感均值为2.88，自我感觉的绝对主观幸福感明显高于相对幸福感。这个结果在数据上印证了斯坦福大学心理学家亚历山大的发现：大多数人不容易看到别人的“坏”，总觉得自己没有别人过得好，盲目地对照别人的生活会降低自身幸福感。同时，两者的spearman相关系数为0.73，说明绝对主观幸福感与相对主观幸福感具有较高的相关性。根据客观性原则，在本文中选择绝对主观幸福感作为因变量进行分析。
（二）社会地位对主观幸福感的影响分析
1.从教育地位来看，受教育程度能显著影响人的主观幸福感。以未上学为基准（未上学＝0），受过一定程度教育的劳动力人口的主观幸福感明显比未受过教育的人员的主观幸福感高。但是这种影响力具有非线性特征，呈现倒U 型结构，高中（职高、技校、中专）学历的劳动力人口的主观幸福感最高，具有大学学历的劳动力人口的主观幸福感介于小学和初中学历之间，而具有研究生学历者的主观幸福感较低，并且在统计意义上并不显著。这与以往的研究结论相吻合，教育程度的提高会显著提高人们的主观幸福感，但是，教育在增加人们成功机会的同时，也会提高人们的欲望和抱负。高学历群体，特别是处于象牙塔尖的研究生群体，在就业的双向选择中并不具备与学历相匹配的就业优势。正如网络上流行的一句话：有一种落差是你的努力配不上自己的野心，也辜负了曾经受过的苦难。研究结果表明：教育地位与主观幸福感存在正相关关系，但是两者之间的关系并非简单直线相关。同时也可以发现加入社会支持，受教育程度的估计参数改变较小，说明受教育程度与社会支持关联性很少，劳动者的社会支持更多取决于其他因素，如人的个性、生活环境等。另外，职业资格是体现社会再教育程度的重要指标，职业资格体现了劳动力的专业程度和工作能力。社会地位模型显示职业资格与劳动力的主观幸福感呈正相关关系，拥有职业资格的劳动力群体的主观幸福感相对没有职业资格的劳动力群体，其优势比提升14.6%（e0.137-1）。
2.从经济地位来看，收入对劳动力群体的主观幸福感具有显著的影响，收入越高，主观幸福感越强。本研究的收入调查以万元为单位，根据统计结果，收入每增加一个单位，主观幸福感的优势比增强1.81%（e0.018-1），这一结果与中西方研究结果相符。另外，由于中国现行的社会保障体系不健全，社保普及率不高，是否拥有“五险一金”也是体现劳动力群体经济地位的重要指标。从模型1 的数据来看，“五险一金”的拥有量与劳动力人口的主观幸福感具有正相关关系，拥有“五险一金”越健全，主观幸福感越强。
3.根据政治面貌估计参数的显著性，共产党员的主观幸福感显著高于群众。同时加入社会支持变量，其估计参数大小改变非常显著，说明这种影响力有一部分是通过社会支持的关联性来体现的。
总的来说，社会地位对劳动力群体的主观幸福感具有直接正向影响。同时，社会地位也通过影响社会支持，对主观幸福感产生一定的间接影响。
表3 社会地位、社会支持影响主观幸福感的多元有序Logistic 回归分析
注释：***p＜0.01，**p＜0.05，*p＜0.1
自变量类型 自变量 社会地位模型（1）社会支持模型（2）综合模型（3）控制变量年龄 -0.074*** -0.060*** -0.076***年龄平方 0.001*** 0.001*** 0.001***性别（男＝0）0.300*** 0.194*** 0.337***社会地位 社会支持教育地位1：受教育程度（未上学＝0）教育地位2政治地位经济地位可以得到支持和帮助的朋友／熟人个数（一个也没有＝0）邻里、街坊及其他居民互相之间有无互助（非常少＝0）常数项户口性质（农＝0）0.087*** 0.467*** 0.190***小学 0.428*** 0.418***初中 0.628*** 0.601***高中（职高技校中专）0.637*** 0.617***大学 0.518*** 0.515***研究生及以上 0.155 0.174职业资格（有＝1）0.137** 0.130**政治面貌（党员-0）-0.374*** -0.294***收入 0.020*** 0.018***五险一金 0.072*** 0.063***1-5 个 0.299*** 0.202***6-10 个 0.438*** 0.315***11-15 个 0.603*** 0.490***16 个及以上 0.736*** 0.605***比较少 0.121* 0.113一般 0.236*** 0.225**比较多 0.396*** 0.402***非常多 0.695*** 0.715***模型指标常数1 -3.628*** -4.082*** -4.066***常数2 -2.582*** -3.036*** -3.013***常数3 -0.916*** -1.364*** -1.319***常数4 0.205* -0.235*** -0.171***常数5 1.455*** 1.027*** 1.102***卡方值 707.54 837.74 1032.02对数似然值 -20488.859 -20390.867 -20279.517伪R2 0.017 0.020 0.027 P 值 0.000 0.000 0.000观测值 N 12988 12988 12988
（三）社会支持对主观幸福感的影响分析
3.控制变量
降低患者医疗费用，提升患者及家属就医获得感，降低医院医疗成本，提高医院管理运营效率，广州妇女儿童医疗中心日间手术的开展和推广，在福惠一方患者的同时，一定程度上还是我国现阶段医院发展、整体提质增效的切口与缩影。
最后，从模型1、模型2 与模型3 的伪R2和卡方值来分析，相比社会地位，社会支持对主观幸福感的影响解释能力更强，说明社会支持相比社会地位更能影响劳动力群体的主观幸福感。
专业化人才能够为绿色金融可持续发展提供强有力的支持，在明确绿色金融发展目标的基础上，要积极构建人才培训机制，基于绿色金融人才需求出发，落实资金扶持，强化设备支持，全面提升绿色金融人才的业务素质与综合技能，确保其在岗位工作中能够发挥自身价值。在这一过程中要制定有针对性的人才培训计划，确定培训目标，并科学设计评价指标，以此来检验培训效果。在培训过程中要注重绿色金融理念的渗透以及现金绿色管理技术的运用，从而推进绿色金融产业可持续发展。
四、结论与讨论
本研究运用“2014年中国劳动力动态调查（CLSD2014）”劳动力个体问卷数据，将社会地位和社会支持作为影响劳动力主观幸福感的重要变量，构建三者之间的关系模型，分析了他们之间的关系特征。研究发现：二者都与主观幸福感存在正相关关系。同时也存在这样一种现象：某些方面的社会地位越高，获取的社会支持也越高，这些社会地位通过社会支持影响劳动力人口的主观幸福感。
选取2016年6月～2018年1月在我院实施经皮冠状动脉介入治疗术（PCI）的急性心肌梗死（AMI）患者96例作为研究对象，按照随机数字法将其均分为观察组与对照组，各48例。其中，观察组男31例，女15例，年龄51～78岁，平均年龄（62.75±2.37）岁，发病至PCI平均时间（0.65±0.14）h；对照组男29例，女17例，年龄52～79岁，平均年龄（63.08±2.52）岁，发病至PCI平均时间（0.63±0.16）h。患者及家属均知情同意，两组患者的年龄、性别等一般资料比较，差异无统计学意义（P＞0.05）。
第一，教育程度越高，主观幸福感越高，其中学历为高中（中专）程度的劳动力人口的主观幸福感最高，以后随着教育程度的上升，主观幸福感呈下降趋势。同时教育地位的提升并不能显著地通过社会支持来增强劳动者的主观幸福感。
F1断裂中节理裂隙较发育，主要有:(1)走向340°、310°的压性和压扭性节理裂隙，呈密集性闭合状，平均线裂隙率20～25条/米；(2)走向190°、倾角75°的压扭性节理裂隙，沿裂面有钙质淋滤作用形成的小孔洞；(3)走向90°、245°的张性裂隙，宽0.4～0.7 cm，局部有渗水现象。
第二，收入与主观幸福感具有明显的正相关关系。收入高的人能更好满足他们自己的生活需求，则更容易获得高的主观幸福感。同时，经济收入的提升也通过社会支持的中介作用来增强劳动者的主观幸福感。
第三，政治地位的不同，其主观幸福感也存在显著差异，共产党员的幸福感高于群众，其中一部分原因在于共产党员自身对生活具有更高的积极性，而另外一部分原因在于它可以通过社会支持来实现对主观幸福感的影响。
依据上述分析，构成社会地位的某些因素会通过影响社会支持从而影响劳动力群体的主观幸福感，社会支持作为一个社会地位的中介变量，其作用相当明显。虽然教育地位对社会支持影响并不明显，但是经济地位和政治地位对社会支持存在一定的影响，并且这种对社会支持的影响主要体现在朋友及熟人个数这一变量上，而非邻里互助上。因此，需要提高劳动者的主观幸福感，可以从两个方面入手。一方面需要提高劳动者的受教育程度，加强他们的文化素质修养，提高劳动力群体的经济收入，进而提升他们的社会地位。另一方面需要加强邻里互助团结，建立良好的邻里关系，弘扬和睦互助的传统美德，建设和谐美好社区，从而提高劳动力群体的社会支持。因此，打造学习型社会、提高全民族思想文化素质，构建和谐社会，有助于提升劳动者的主观幸福感，这也是实现“中国梦”的动力源泉。
参考文献
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中图分类号：C915
文献标识码：A
文章编号：1002-3240（2019）03-0052-07
收稿日期：2019-01-05
基金项目：东莞市2018年哲学社会科学规划立项课题“东莞科技创新人才生活质量研究”（2018JY01）项目的阶段性研究成果；东莞职业技术学院政校行企合作项目“东莞市老年社会工作服务及评估”项目的阶段性研究成果
作者简介：肖霞（1979-），女，湖南衡阳人，中山大学社会学与人类学学院2013 级博士研究生，东莞职业技术学院副教授，研究方向为发展社会学。
［责任编校：阳玉平］
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