張梁梁 楊 俊

（重慶大學經(jīng)濟與工商管理學院 重慶 400030）

一、引 言

社會資本，即期望在市場中得到回報的社會關系投資，區(qū)別于人力資本與文化資本等新資本理論認為的資本被個體行為者特有，社會資本是通過社會關聯(lián)而獲取的資本，借助行為者所在網(wǎng)絡或群體聯(lián)系和資源發(fā)揮作用（Lin，2001）。自法國社會學大師布迪厄最早在社會學研究中引入社會資本概念后，經(jīng)過科爾曼和普特南等學者研究推廣，社會關系的資源或資本性質逐漸被學術界接受并引起廣泛的關注。社會資本作為一種非正式制度內生作用于經(jīng)濟增長、以網(wǎng)絡資源和組織關系考察公司運營績效（林洲鈺和林漢川，2012）、視為降低市場交易成本和提高政府工作效率的手段致力于環(huán)境保護（萬建香和梅國平，2012）。然而，社會資本更一般地是用于解釋居民（特別是農(nóng)村居民）就業(yè)選擇、勞動收入差異、教育不平等以及社會保障管理等社會民生問題（周廣肅等，2014），為我們從社會資本角度考察居民幸福感提供了有益的借鑒。

幸福感雖是居民的主觀感受，卻與許多客觀因素密切相關。收入因素（包括絕對收入與相對收入）是目前研究最為深入的一個側面，其他個體因素（如性別、年齡、受教育水平、健康程度、未來預期等）和宏觀經(jīng)濟變量（如通貨膨脹率、政府財政支出、社會保障力度等）也各有涉及（劉軍強等，2012）。除此之外，我國特有的城鄉(xiāng)二元戶籍制度與大規(guī)模遷徙過程也被證明對居民幸福感流失起到不同程度的作用（Jiang等，2012）。

本文研究的重點放在探索社會資本對居民幸福感的影響機制。國內外學者普遍認可社會資本對居民幸福感的正向促進作用，社會資本和主觀幸福度存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系（D’Ambrosio和Frick，2012；Bartolini和Sarracino，2014）。以社交網(wǎng)絡和社會信任為主要內容的社會資本減少是幸福感降低的重要因素（Wagner，2014）。國民財富迅速累積卻未能使人民幸福感相應增加的中國尤為引人關注，收入差距與機會不均是兩個被廣為接受的原因。Bartolini和 Sarracino（2015）指出社會資本減少和社會攀比效應加劇同樣是1990-2007年間中國居民幸福感降低的主要因素。然而，我們在整理已有研究成果時，卻幾乎沒看到有從政府支出行為視角考察社會資本對居民幸福感影響機制的文獻。

中國式分權早已突破了單一的“中國分散化財政制度”的原始含義，政治集權和財政分權的治理模式造就了實質上的“財政聯(lián)邦主義”，從而賦予各級地方政府在裁量轄區(qū)經(jīng)濟利益配置方面充分的自主權。然而，中國自上而下的官員選拔制度導致經(jīng)濟計劃者不必“仁慈”的維護社會公平，嚴格的戶籍制度和高昂的遷徙成本阻斷了“以腳投票”機制的實現(xiàn)（Weingast，2009）。以經(jīng)濟績效為考核中心的激勵機制加劇了地方政府晉升錦標賽競爭的壓力，扭曲了地方政府公共支出決策行為（王守坤和任保平，2009）。為了吸引市場有限的生產(chǎn)要素（特別是資本）流入，在稅收權限逐漸收窄的情況下，地方政府展開了以財政支出為主的策略競爭（傅勇和張晏，2007）。完善的基礎設施與匱乏的公共服務共存現(xiàn)象在中國并不少見。欣慰的是，在中央政府穩(wěn)增長、調結構、促和諧的政策指引下，國家主動下調了經(jīng)濟增長率，轉而重視居民權益保障、機會公平、環(huán)境治理等與老百姓日常生活息息相關的民生領域。地方政府也相應調整了財政支出結構和下級政府官員考察指標，大辦“民生工程”、“幸福工程”，對財政支出偏好和社會資源配置的扭曲起到一定的修正作用。

本文的主要創(chuàng)新之處是在中國式分權的框架下，從理論和實證兩方面探究社會資本對居民幸福感的影響機制。居民幸福感影響因素的研究確已汗牛充棟，其中不乏從社會資本抑或政府行為角度出發(fā)的有益探索，但兩者相對獨立，我們目前尚未發(fā)現(xiàn)有將社會資本與財政政策納入一個研究體系考察居民幸福感的文獻。其次，本文探索性地依據(jù)社會資本兩個維度的差異，將其劃分為四種相對獨立的子類別，并結合實證模型說明如此分類的可行性及其對居民幸福感的影響機制。

二、理論模型解析

考慮在封閉的經(jīng)濟系統(tǒng)中，中央政府和地方政府都施行平衡的財政政策。各級政府財政支出均源自征收廣義稅收，稅率統(tǒng)一為τ。假設中央政府的稅收立即轉化為公共投資，分別用于中央層面的公共品供給（如環(huán)保、水利、國防安全等）、向地方政府進行轉移支付以及必要的社會資本積累，比重分別為θ1、θ2與1-θ1-θ2。假設中央政府的財政政策實施狀況受嚴格的預算約束，即稅率τ和配置比例θi是不變的。因此，我們可以得到中央政府的財政策略為：

地方政府兼顧本地區(qū)經(jīng)濟增長與提高居民效用兩個方面的需求，這里假設中央政府對其轉移支付用于本地區(qū)基礎設施建設1t和無差異社會資本投入2t的比重分別為?與1?-。在中國式分權這一獨特分權治理模式下，地方政府熱衷于實行擴張偏向的財政行為，自上而下的標尺競爭刺激了大批“資源密集型”工程紛紛立項，導致短期無顯著政績與經(jīng)濟效益的民生項目投入大打折扣。地方政府行為偏好正是中國式分權背景下支出結構扭曲的集中體現(xiàn)。下文將通過重點考察參數(shù)?說明地方政府行為對居民效用的影響。則：

進一步地，假設技術是外生給定的，設為A。不考慮人口總量的變化，將總人口單位化為1，則模型中所有變量都可看成人均值?；谝陨霞僭O條件，生產(chǎn)部門利用民間物質資本k、中央政府投資p和地方基礎設施投入t1在規(guī)模收益不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)形式下進行生產(chǎn)：

其中α、β分別表示對應要素的產(chǎn)出彈性。在不考慮資本折舊的情況下，物質資本的運動方程可簡單記為：，代表性家庭效用函數(shù)與消費和社會資本投入有關：

其中0ρ＞表示時間貼現(xiàn)率，η用來衡量社會資本相比消費量對代表性居民福利的重要程度。建立現(xiàn)值Hamilton函數(shù)，并由一階最優(yōu)化條件得到消費和物質資本動態(tài)增長方程①限于篇幅，下文部分推導過程從略。：

在平衡增長路徑下，消費和物質資本以恒定的增長率γ增長，即聯(lián)立式（7）和（8），得到平衡增長率與最優(yōu)消費與物質資本比：在平衡增長率γ下，滿足居民效用函數(shù)可由式（4）、（9）和（10）表示為：

為了得到更直觀的結果判斷分權背景下政府行為與社會資本偏好對經(jīng)濟增長和居民效用的影響，我們采用數(shù)值模擬的方法，在現(xiàn)實經(jīng)濟約束下設置一系列基準參數(shù)值。首先，我國稅收收入占GDP比重一般在20%左右，取廣義稅率τ=0.2。其次，關于基礎設施的產(chǎn)出彈性，張學良（2007）在不考慮空間溢出的情況下，利用省際面板數(shù)據(jù)估算出交通基礎設施產(chǎn)出彈性為 0.06-0.21；國外類似研究得到核心基礎設施的產(chǎn)出彈性一般在0.06-0.24，故這里我們取地方政府基礎設施投入的產(chǎn)出彈性為0.2?？紤]到C-D生產(chǎn)函數(shù)的齊次性以及現(xiàn)實情況，取物質資本的產(chǎn)出彈性α=0.7，中央政府公共投資產(chǎn)出彈性β= 0 .1。此外，分稅制改革明確界定了中央和地方公共財政支出責任，地方政府承擔了大部分的公共服務供給，基于此，我們假定θ1= 0.3，θ2= 0.6①數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)在基準值附近調整中央政府公共投入的配置比例對最終結果并不會產(chǎn)生太大的影響，這使我們不必過多探討包括社會資本支出在內的中央財政的支出結構。。以常識判斷，相比政府面向大眾提供的公共服務，居民自身消費帶來的效用增加更為直截了當，一般認為η的取值范圍為0＜η≤ 1，這里分別以η=0.2、0.5和0.8衡量居民對社會資本的低偏好、中等偏好和高偏好。按照數(shù)值模擬的慣例，時間貼現(xiàn)率ρ=0.02，技術參數(shù)A=0.4，初始資本存量k0= 1 。

圖1考察了不同偏好下政府支出結構對經(jīng)濟增長的影響?？梢钥闯觯鐣Y本偏好度越高，經(jīng)濟增長率越快。嚴成樑（2012）、林洲鈺和林漢川（2012）等學者已從宏觀制度完善、微觀創(chuàng)新發(fā)生以及公司治理效率等多個側面進行了解釋說明。同時，在社會資本偏好度一定的條件下，地方政府對基礎設施的投入比例越大，經(jīng)濟增長率越大，但增長加速度變慢，即生產(chǎn)性財政支出對經(jīng)濟增長的邊際效應呈遞減趨勢。

圖1 地方政府生產(chǎn)性財政支出與經(jīng)濟增長率的變化趨勢

社會資本偏好和地方政府支出行為對居民效用的影響機制是本部分的研究重點。從圖2可以看出，居民對社會資本偏好程度越高，獲得效用值越低。在地方政府支出策略一定時，居民對社會資本越重視，就會相應增加社會資本積累，從而降低了消費的相對比重②根據(jù)式（10）和模擬參數(shù)設定，/c s與η始終呈負相關關系；同時，當0.18?＞時，/c s表現(xiàn)為一條一階導為正、二階導也為正的凸函數(shù)曲線，即/c sΔΔ是?的增函數(shù)。而0.18?＞在中國式分權背景下是顯然的。。受限于0 1η＜≤以及消費量更快的減少，社會資本積累對居民效用的正向作用并不能完全抵消消費水平降低帶來的負向作用，故社會資本偏好度對居民效用有負相關關系。另一方面，在偏好度一定的情況下，居民效用與地方政府經(jīng)濟性支出比例呈“倒U型”關系?！暗筓型”曲線的極大值點取值較大亦反向說明了消費比社會資本具有較強的提升幸福感的效力。社會資本偏好度越高，表示對社會資本就越重視，相應的極值點越早出現(xiàn)就不難理解了。隨著經(jīng)濟性支出比例增加，其正向邊際效用遞減，民生性支出減少帶來的邊際效用損失遞增，當比例超過極值點后就會出現(xiàn)居民效用的減少。

通過理論模型和數(shù)值模擬分析，我們得到一個十分重要的結論：經(jīng)濟增長和效用增加在社會資本偏好度和地方政府支出行為兩方面是不等價的。社會資本偏好度對經(jīng)濟增長有正向作用卻不利于居民效用提升；地方政府經(jīng)濟性財政支出規(guī)模較?。ㄎ闯^極值點）時，經(jīng)濟增長和居民效用是同向變化的。一旦超過最優(yōu)支出比例，不僅經(jīng)濟增長的邊際產(chǎn)出遞減，更會抑制居民效用提升。在穩(wěn)增長、惠民生、促和諧的大環(huán)境下，這里的政策含義非常明顯，即淡化 GDP考核指標，調整地方政府財政支出結構，在不抑制民生建設的前提下謀求經(jīng)濟發(fā)展，確保有效率、有質量的經(jīng)濟增長和民生改善同步推進。

圖2 地方政府生產(chǎn)性財政支出與居民效用的變化趨勢

需要說明的是，模型中財政支出分配比例的簡潔是以犧牲一定現(xiàn)實性為代價的。“社會資本僅用于居民效用的提高，而與生產(chǎn)過程無直接聯(lián)系”這一假設也不符合現(xiàn)實情況。如社會誠信度和關系網(wǎng)絡構建不僅提升了居民幸福感，還通過降低交易成本和提高生產(chǎn)效率等方式影響經(jīng)濟發(fā)展。同時，政府行政支出這種既不促進經(jīng)濟增長也不帶來居民效用增加的“資源浪費”亦不在考慮范圍。此外，除了消費、社會資本以及財政支出三方面，居民幸福感還受多種因素影響，現(xiàn)實中的經(jīng)驗證據(jù)是否支持理論模型的結論，這將是接下來在實證分析中主要探討的內容。

三、變量說明與數(shù)據(jù)描述

（一）數(shù)據(jù)來源

實證部分主要選取了最新發(fā)布的2013年中國綜合社會調查（CGSS）數(shù)據(jù)。該調查采取嚴格的多階分層概率抽樣設計，確保了樣本選取的科學有效性；并保持與 2010年調查的村/居委會一致，為持續(xù)研究中國社會變遷諸多問題提供重要的數(shù)據(jù)支撐。通過對調查中包含缺失值、邏輯錯誤值以及界定模糊值樣本的剔除，本文最終得到 9545個樣本點。同時，本文還用到樣本所在地區(qū)財政分權度的宏觀數(shù)據(jù)，來源是國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

（二）變量解釋

1、被解釋變量

問卷中以“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”來考察居民的主觀幸福度。調查賦值1-5分別對應“非常不幸福、比較不幸福、說不上幸福不幸福、比較幸福、非常幸福”。樣本數(shù)據(jù)顯示，2013年我國居民幸福度均值為3.768，位于一般與比較幸福之間，各層次對應的比例為1.5%、7.2%、18.1%、59.4%和13.8%。與上一次調查相比①CGSS（2010）全樣本數(shù)據(jù)顯示，我國居民幸福度均值為3.766，對應比例為2.1%、7.7%、17.7%、56.5%和16.0%。，居民平均幸福度增加不明顯，非常不幸福、比較不幸福和非常幸福的居民比重減少，而占比最大的一般和比較幸福居民進一步增加，側面反映了我國在保障主要社會群體核心利益、擴大對弱勢群體民生投入以及縮小兩極幸福感差距工作上的不懈努力。

2、核心解釋變量

Krishna和 Uphoff（1999）按照社會資本影響發(fā)展的實現(xiàn)機制，將社會資本劃分為結構型社會資本和認知型社會資本兩類。結構型社會資本主要通過規(guī)章制度和行為準則建立社會網(wǎng)絡；認知型社會資本則指共享的規(guī)范、信仰、價值觀、信任和態(tài)度。根據(jù)調查問卷的設計，有兩個問題可以衡量結構型社會資本，“（A311）在過去一年中，您是夠經(jīng)常在您的空閑時間社交/串門？”和“（B5）您和親人、朋友之間的接觸和聯(lián)系的情況怎么樣？”。同樣，有兩個問題可以反映認知型社會資本，“（A33）總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”和“（B6）一般來說，您對現(xiàn)在社會上的陌生人是否信任？”。然而，通過表1不難看出，不同類型社會資本的相關性很低（均未超過 0.1），相同類型的兩個指標間的相關性也不高。另外，A311和B6均值小于3，呈現(xiàn)右偏態(tài)；A33和B5均值大于3，呈現(xiàn)左偏態(tài)。以上事實說明A311與B5、A33與B6兩組指標雖然衡量同一類別的社會資本，卻是各有側重。我們推測，當問到A33和B5時，回答者更有可能聯(lián)想到身邊與自己關系密切的親戚朋友；而A311和B6較之前兩者在語境上更加偏向于社會大眾群體的認知。所以，在遵循Krishna和Uphoff（1999）定義的前提下，我們稱A33和B5為個人社會資本，A311和B6為群體社會資本。

表1 社會資本指標相關性分析與統(tǒng)計描述

中國式分權是本文另一個核心變量，不僅反映了中央與地方的縱向財政架構，還度量了地方政府在稅收和支出領域的橫向策略競爭。衡量分權度一般有收入指標、支出指標以及財政自主度指標三個角度。相比收入和轉移支付，政府財政支出的數(shù)量和結構更能影響居民幸福感獲?、谖覀儚暮笪牡膶嵶C分析發(fā)現(xiàn)以收入和財政自主度衡量的財政分權指標不顯著，印證了這里的說法，實證結果備索。。依照慣例，這里以各地區(qū)人均財政支出與全國人均財政支出之比衡量財政分權度。此外，出于地緣政治以及官員升遷等因素的考慮，大城市在爭取財政支出方面較低級別城市具有天然的優(yōu)勢，使財政資源傾向于集聚在區(qū)域內的政治經(jīng)濟中心。因此，我們還控制了大城市虛擬變量③這里的大城市包括了直轄市、省會城市和計劃單列市。。

3、控制變量

居民幸福感還受到個人屬性、家庭特征以及社會因素等多維度的影響。綜合考量經(jīng)典文獻指標選取準則（何立新和潘春陽，2011；劉軍強等，2012）以及調查問卷設置，本文最終確認的個人屬性變量包括：性別、年齡、宗教信仰、政治信仰、受教育水平、健康水平。家庭特征變量包括：戶籍類型、工作、婚姻狀況、絕對收入水平、居住條件。社會因素還加入了社會公平和相對收入水平。①因篇幅所限，各變量的描述性統(tǒng)計結果從略。

四、實證分析

（一）全樣本模型

本文被解釋變量是5分有序選擇變量，理論上Order Probit（Logit）模型下的ML估計是最優(yōu)方法，但不少研究證實OLS回歸與Oprobit回歸的參數(shù)估計在方向和顯著性方面是一致的（Glaeser等，2002）。考慮到OLS得到的估計值具有更強的直觀解釋力，表2主要以OLS估計進行說明，同時給出Oprobit估計互相驗證結果的可靠性。

模型（1）是不考慮控制變量的基本回歸方程。可以看出，社會資本對居民幸福感提升都具有正向作用，并且除了群體認知型社會資本外均通過了 1%的顯著水平。模型的整體擬合度隨著逐步加入個人屬性和家庭特征控制變量不斷增加，核心解釋變量顯著性沒有發(fā)生改變。在模型（4）中加入社會因素指標后，模型擬合度進一步提高，群體結構型社會資本顯著性有所下降，群體認知型社會資本則通過了 1%的顯著水平。模型（5）運用Oprobit模型得到估計值的方向和影響力相對大小與OLS估計保持一致。

下面主要以模型（4）說明社會資本如何影響居民幸福感。首先，結構型社會資本對居民幸福感提升具有顯著的正向影響。結構型社會資本，即我們通常語境說的“關系”，不僅在心理層面通過情感交流和自我認同感提升作用于幸福感，還使居民在收入、就業(yè)等方面獲得實實在在的經(jīng)濟收益。隨著我國市場化程度不斷深化，密切的關系網(wǎng)還促進了工作效率和組織協(xié)調性，降低制度缺失和不完全信息帶來的不必要損失，所以搞好各方面關系是居民提升幸福感的重要手段。其次，認知型社會資本總的來說對居民幸福感是促進的，但在不同類別出現(xiàn)了方向分化。認知型社會資本，即所謂的規(guī)范和信任，可以帶來深入的合作和團隊凝聚力的心理預期，對于緩解社會矛盾，營造和諧社會至關重要。當然，誠信有序的市場環(huán)境在降低交易成本和提高制度效率方面也有一定的作用。從而解釋了認知型社會資本對居民幸福感的正向影響。

此外，按照本文對社會資本2 2×的分類標準，我們還發(fā)現(xiàn)了兩個極為重要的結論：第一，結構型社會資本對居民幸福感的促進作用強于認知型社會資本。這不僅反映在回歸結果的方向和系數(shù)上，還有符合中國社會現(xiàn)實的事實依據(jù)。我國公民道德規(guī)范水平不高，市場化進程有待完善，政府尋租和腐敗問題較為嚴重，這些人際交往、經(jīng)濟活動以及行政過程的誠信缺失不僅一定程度上限制了規(guī)范和信任在促進社會和諧與提高交易效率的作用，反而誘使居民熱衷于建立正式或非正式的朋友圈和關系網(wǎng)，用以滿足自身心理和經(jīng)濟收益的個人欲望。同時，我國居民間信任發(fā)揮作用很大程度依賴于關系網(wǎng)的健全，而關系網(wǎng)的建立可能與信任無關②還可能是由于政治與經(jīng)濟方面的共同利益而建立的短期或長期關系網(wǎng)絡。。因此，無論是個人還是群體，結構型社會資本較之認知型社會資本在居民幸福感獲得方面都有明顯的優(yōu)勢。第二，個人社會資本提升居民幸福感的作用顯著強于群體社會資本。受傳統(tǒng)儒家倫理影響而形成的“差序格局”使人們傾向于以自己為核心劃定圈子，講究社會關系的親疏遠近。中國人重視建立在血緣和地緣基礎上的關系網(wǎng)絡，在有困難時一般優(yōu)先尋求親人和好友的援助，只有在無關緊要或是周圍人力有不及才會尋求社會群體的幫助，所以更重視個人社會資本的投入和維護，而從群體社會資本獲取的幸福感十分有限。另外，群體認知型社會資本還可能降低居民的幸福感。對陌生人過度的信任會給居民幸福感帶來極大的風險，如路邊碰瓷、電信詐騙等。不但降低居民現(xiàn)階段的幸福感，更阻礙了未來相當長時間內群體社會資本投入的可能，側面反映出群體社會資本積累的難度和重要性。

財政分權水平對居民幸福感的影響機制是我們關注的另一方面。大量國外研究認為地方政府了解本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與居民需求偏好，在稅率設定和公共品供給效率方面比中央政府更有優(yōu)勢，出于政治選舉的目的對公共服務供給的動力較強，故分權度與居民幸福感提升具有顯著的正相關關系（Ram，2009）。然而，魯元平和楊燦明（2013）結合中國式分權的特有體制，認為財政分權趨向于扭曲地方政府支出結構，刺激以經(jīng)濟增長為考核重點的標尺競爭，對民生領域的激勵效應微乎其微。他們認為地方政府自主權利越大，對居民幸福感的負面?zhèn)υ礁摺１疚牡玫截斦謾喽扰c居民幸福感呈正相關關系的結論并非證偽其研究成果。事實上，他們以2006年數(shù)據(jù)為研究樣本，當時中國確是“唯GDP論英雄”，居民幸福感跌入低谷，出現(xiàn)所謂“Easterlin悖論”（何立新和潘春陽，2011）。近年來，百姓對改善社會民生的呼聲日益迫切，地方政府擴大了財政支出用于扶貧、安居、社保等親貧式民生工程的比重，更加注重居民道德素質、價值規(guī)范以及社會正能量等軟實力的引導與弘揚。因此，本文得出在新時期背景下，財政分權促進居民幸福感提升的結論就不足為奇了。

表2 居民幸福感影響因素回歸結果

續(xù)表2

（二）邊際效應

表2給出的結果可以確定影響居民幸福感各個因素的方向和顯著性，但無法斷定這些變量傳遞出的邊際效應。因此，我們根據(jù)表 2 模型（5）計算得到各解釋變量對居民幸福感的邊際影響。如表3所示，個人結構型社會資本每提高一個評分等級會使居民感到非常不幸福、比較不幸福和一般的概率降低0.27%、1.79%和3.56%，同時讓居民感覺比較幸福和非常幸福的概率上升 2.32%和 3.3%。其他類別的社會資本和財政分權度的解釋與之相似，這里就不一一說明。表3的結果再次證明前文提出“個人社會資本比群體社會資本在提升居民幸福感方面具有較強的影響，結構型社會資本的積累在提升居民幸福感方面的影響強于認知型社會資本”的論斷。控制變量中，婚姻狀況、相對收入水平、社會公平度以及健康水平是影響居民幸福感最顯著的幾個因素。相比這四個因素，個人社會資本對比較幸福和非常幸福概率提升的邊際效應亦不遜色。

表3 居民幸福感影響因素邊際效應回歸結果

（三）分群樣本估計

前面基于全樣本模型給出社會資本與財政分權對居民幸福感的影響。那么，不同社會群體的回歸結果是否也遵循上述規(guī)律？為了驗證這點，我們根據(jù)戶籍與工作情況的差異對全樣本進行分類，借此進一步探求社會資本作用于居民幸福感的內在規(guī)律。

由表4前兩列可知，城鎮(zhèn)居民個人社會資本對幸福感的影響力強于農(nóng)村居民，但群體社會資本對城鎮(zhèn)居民幸福感的提升效用不顯著。這是因為我國農(nóng)村在市場化和正式制度建設方面落后于城鎮(zhèn)，村落文化和宗族勢力普遍存在于基層鄉(xiāng)村治理。因此，農(nóng)村居民更看重同族同宗以及鄉(xiāng)里鄉(xiāng)親間的聯(lián)系。相比之下，城鎮(zhèn)居民就沒有那么松散的群體社會關系，而是樂意建立緊湊致密的小圈子，窒息的生活節(jié)奏和巨大的生活壓力使他們不愿意花費更多的時間和精力用于積累群體社會資本。所以，城鎮(zhèn)居民從個人社會資本中得到更多的幸福感，群體社會資本反而對他們沒有顯著影響。財政分權對城鎮(zhèn)居民幸福感的作用略強于農(nóng)村居民，這可能是因為城鎮(zhèn)對財政支出具有較強的吸附力，無論從追求資本回報率的市場角度或是官員晉升角度出發(fā)，公共財政投入到城市基礎設施和公共服務都是理性抉擇，從而給城鎮(zhèn)居民帶來較高的幸福體驗。

表4后兩列是針對受訪對象是否有穩(wěn)定工作分類的回歸結果。除群體結構型社會資本外，主要解釋變量均未產(chǎn)生實質性差異。群體結構型社會資本對有工作居民的幸福感有正向促進作用，對沒工作的居民則不顯著。這是因為：不管有工作與否，居民都會重視個人社會資本的積累和陌生人的防范，其中的差異正好出現(xiàn)在社會關系網(wǎng)絡的構建。因為工作的需要，就業(yè)者必須擁有層次鮮明的社交網(wǎng)絡和良好的人脈關系，他們因而從群體結構型社會資本獲得比失業(yè)者更多的幸福感。

表4 居民幸福感影響因素回歸結果：分層Oprobit估計

五、穩(wěn)健性檢驗

前文的邊際效應和分群樣本估計已經(jīng)一定程度上驗證了本文結論的穩(wěn)健性，下面將再進行三組穩(wěn)健性檢驗，通過與原模型進行對比，亦可得到一些我們感興趣的結論①限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗的估計結果沒有列出，感興趣的讀者可以向作者索要。。

首先，中國普通居民一般對自己家庭收入諱忌莫深，存在不同程度地隱瞞和虛報，而家庭收入又是影響居民幸福感極為重要的變量。另外，解釋變量中的另一個連續(xù)變量——財政分權度也可能存在少數(shù)異常值（如少數(shù)民族地區(qū)）。所以我們對家庭收入絕對值和財政分權度進行10%水平的縮尾處理。其次，考慮到受訪者可能對“非常不幸福與比較不幸?！币约啊氨容^幸福與非常不幸福”兩組選擇程度界定模糊，我們將非常不幸福與比較不幸福統(tǒng)一合并為“不幸?！保瑢⒈容^幸福和非常幸福合并為“幸?！?，回答“一般”的選項保持不變，利用合并后的樣本值回歸得到新的實證結果。對比原模型不難發(fā)現(xiàn)，包括核心解釋變量在內的影響居民幸福感的諸多因素在大小和方向上均未產(chǎn)生大的變化，表明本文結論是基本穩(wěn)健的。

此外，我們還以上一次的調查數(shù)據(jù)，即CGSS（2010）為樣本進行了估計②因為問卷設置的差異，此次調查未涉及B5和B6，所以這兩個變量缺失。。結果發(fā)現(xiàn)兩類社會資本仍然對居民幸福感提升具有正向作用。其中，個人認知型社會資本通過了1%的顯著水平，群體結構型社會資本雖然未能通過10%的顯著水平，但回歸系數(shù)與原模型差距不大。有理由相信，積累個人社會資本依然是居民獲得幸福感的重要途徑，而群體社會資本隨著社會進步和民生理念的普及，已對居民幸福感產(chǎn)生了一定的影響。這里不但部分證實了本文結論的穩(wěn)健性，還表明社會資本在提高居民幸福感方面越來越重要的地位。

六、結論與政策含義

本文基于中國式分權視角系統(tǒng)評估了社會資本對居民幸福感的影響。分稅制改革致使地方政府在處理經(jīng)濟增長與居民幸福感提升兩個目標時決策路徑不等價。理論模型的數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)地方政府生產(chǎn)性支出比重與居民幸福感存在倒U型關系，過度增加生產(chǎn)性財政支出而忽視社會資本的積累會造成居民幸福感的損失。為了驗證社會資本對居民幸福感的影響機制，本文采用CGSS（2013）數(shù)據(jù)，依據(jù)社會資本的實現(xiàn)途徑與差序屬性將其分為兩兩相對的4個子類別。實證結果表明社會資本對居民幸福感具有顯著的正向促進作用。其中，個人結構型社會資本、個人認知型社會資本與群體結構型社會資本對居民幸福感的促進作用依次降低，群體認知型社會資本會抑制幸福感提升。同時，相比之前的研究，我國財政分權度對居民幸福感的作用方向出現(xiàn)反轉，表現(xiàn)為顯著的促進作用，說明我國財政支出結構逐漸趨于優(yōu)化。分戶籍的估計結果反映出城鎮(zhèn)居民更看重個人社會資本，農(nóng)村居民則通過群體社會資本獲得較高的幸福感。以是否有工作劃分的樣本估計主要用于解釋工作因素對群體結構型社會資本影響幸福感的差異。穩(wěn)健性檢驗不僅表明本文結論是穩(wěn)健可信的，還進一步肯定了社會資本在社會變遷進程中對幸福感提升越來越重要的作用。

如何在“穩(wěn)增長”的前提下“調結構、惠民生”是中國式分權背景下亟需破解一個難題，眾多學者對社會資本的深入研究為我們提供了一條可行方案。弘揚文明和諧的社會氛圍，傳播誠實守信的社會風氣，全力消除被破壞的社會秩序和社會信任危機造成的居民幸福感流失。這不僅需要修正以往以“GDP論英雄”的發(fā)展模式，逐步構建各級政府在公共產(chǎn)品與服務供給方面的支配地位，進而向服務型政府轉型。還應將居民幸福感、社會和諧度等民生指標納入地方政府剛性評價體系，合理配置公共資源在民生領域支出、城鄉(xiāng)分布以及受惠群體的比例，糾正財政支出競爭對社會資本積累的激勵扭曲，嘗試推行自下而上的居民滿意度考核，使社會資本真正意義上有內在的增長動力造福于廣大民眾。不可否認，在中國式分權框架下，經(jīng)濟增長與官員晉升仍是地方政府行為的主旋律，他們有多大意愿主動增加社會資本的投入比重，致力于所在地區(qū)居民幸福感提升都尚難斷言。因此，我們認為中央政府可在社會資本積累領域發(fā)揮主導地位，自上而下地提供相關政策支持與監(jiān)管，為實現(xiàn)政府管理體制轉型與建設社會主義和諧社會探索新的路徑。當然，具體的框架設計、機制分析以及實施效果模擬等諸多問題還有待我們進一步思考與完善。

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（WH）