郝身永

(上海行政學(xué)院經(jīng)濟學(xué)部，上海200233)

一、問題的提出

改革開放30多年來，兩個充滿張力的經(jīng)濟社會進程備受關(guān)注。一方面，我國經(jīng)濟持續(xù)保持快速增長，于2010年超越日本成為世界第二大經(jīng)濟體，經(jīng)濟增長的成就舉世矚目。在國強的同時，民富事業(yè)也取得長足發(fā)展，人民群眾的生活水平不斷提高。作為反映居民生活質(zhì)量的重要指標(biāo)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民家庭的恩格爾系數(shù)分別由1978年的 57.5%和 67.7%變化到 2013年的35.0%和37.7%。但另一方面，與經(jīng)濟高速增長、人們生活水平普遍提高不相協(xié)調(diào)的是，作為衡量國民福利水平重要指標(biāo)的主觀幸福感似乎并沒有同步提升，在我國同樣也出現(xiàn)了Esterlin悖論。例如，世界價值觀調(diào)查顯示:1990～2007年間，中國居民的平均幸福感由1990年的7.29①世界價值觀調(diào)查(World Values Survey)在調(diào)查居民幸福感時請被調(diào)查者在1～10內(nèi)進行選擇，選擇的值越大，代表幸福感越強。下降到了 1995 年的6.83，在 2001 年進一步下降到了6.63，盡管在2007年稍有回升至6.76，但仍然遠低于1990年的水平。還有一些權(quán)威的調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，中國居民幸福感的變動趨勢與收入水平的快速提升不相適應(yīng)，二者之間出現(xiàn)了巨大的鴻溝。顯而易見的是，如果只有漂亮的經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)，而人們并沒有相應(yīng)地感到滿意和幸福，顯然違背了經(jīng)濟發(fā)展的最終目的，而背后的原因也就值得深究。

居民幸福感知的停滯不前甚至下滑的趨勢引起了民眾和政府的廣泛關(guān)注，與此同時單一強調(diào)經(jīng)濟增長的發(fā)展戰(zhàn)略所帶來的資源、環(huán)境、生態(tài)和民生等問題愈加凸顯，政府的執(zhí)政理念和目標(biāo)也在適時地發(fā)生轉(zhuǎn)變:溫家寶總理在2010年的《政府工作報告》中明確提出要讓人民生活得更加幸福、更有尊嚴;包括北京、重慶、廣東在內(nèi)的諸多省份都明確把提升居民幸福指數(shù)作為施政的目標(biāo)之一;十八大報告也發(fā)出了“共同創(chuàng)造中國人民和中華民族更加幸福美好的未來”的有力號召。在現(xiàn)實悖論和政策需要面前，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注幸福問題，經(jīng)驗檢驗并嘗試解釋Easterlin悖論，發(fā)展了相對收入、享樂適應(yīng)等理論(Easterlin，2001)［1］，構(gòu)建了一些理論模型來解釋所發(fā)現(xiàn)的幸福與絕對收入、相對收入之間的經(jīng)驗事實(Rablen，2008)［2］。在幸福問題研究的文獻中，收入比較是一個重要的視角，這是因為，作為生活在社會網(wǎng)絡(luò)中的人，進行多維度多方向的比較是人們真實的生活經(jīng)驗，人際比較會影響人們的心理體驗和個體行為，自然也會影響到人們的幸福感;Smith等(1989)通過實驗方法也揭示，社會比較確實影響自我報告的幸福等級。［3］因為有差距才有比較，因此，探究我國出現(xiàn)Easterlin悖論的原因，需要認真分析我國的收入差距。

與我國收入快速增長相伴隨的是收入的差距整體上也呈擴大趨勢。以基尼系數(shù)作為測度，在1980 年為 0.320，1984 年一度下降到 0.257，1990年上升到0.355，2001 年進一步達到 0.447(World Bank，2004)。［4］就最近幾年來看，據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，自2008年起逐年下降，2013年為0.473，也是2003年以來的最低值①2004年基尼系數(shù)與2013年同為0.473。。不過，不少學(xué)者質(zhì)疑統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)低估了真實的收入差距，一些機構(gòu)的調(diào)查和學(xué)者的研究得出的基尼系數(shù)明顯更高。比如，西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心調(diào)查顯示，2010年中國家庭的基尼系數(shù)為0.61，大大高于國家統(tǒng)計局公布的0.481。如果考察財產(chǎn)的不平等程度，我國的財產(chǎn)不平等程度明顯高于收入不平等程度，并且財產(chǎn)不平等程度在迅速升高②根據(jù)北京大學(xué)發(fā)布的《中國民生發(fā)展報告·2014》，與1995年我國家庭凈財產(chǎn)的基尼系數(shù)為0.45、2002年為0.55相比，2012年我國家庭凈財產(chǎn)的基尼系數(shù)達到0.73。頂端1%的家庭占有全國1/3以上的財產(chǎn)，底端25%的家庭擁有的財產(chǎn)總量僅在1%左右。?？傊瑹o論如何，基尼系數(shù)都已經(jīng)超過0.4這一國際公認的警戒線，懸殊的收入差距是一個不爭的事實，它已經(jīng)成為民眾反應(yīng)最為強烈的問題之一，表現(xiàn)出越來越多的不安與不滿，對社會和諧安定構(gòu)成了不小的威脅。盡管人們的平均生活水平不斷提升，但在收入差距較大的背景下，一些人仍生活在貧困線之下。根據(jù)陳新和沈揚揚(2014)［5］的研究，2010年官方低收入線下僅農(nóng)村貧困人口就有2688萬人，占全部農(nóng)村人口的2.8%，如果按國家新發(fā)布的2300元(2010年不變價)貧困線標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)村貧困人口高達1.28億，貧困發(fā)生率為19.1%。所以，提升居民的幸福感，收入水平和收入差距都是不容忽視的兩個方面。

收入差距指的是收入分配的最終結(jié)果，在任何制度下都必然存在或大或小的收入不平等，它本身并不涉及價值判斷，但收入分配是否公平正義，則融入了人們的價值判斷。懷默霆(2009)［6］利用一項于2004年在中國范圍內(nèi)收集的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，僅僅知道基尼系數(shù)或其他一些衡量收入分配的指標(biāo)，未必就能預(yù)測社會大眾對這些問題的看法。實際上，在市場發(fā)揮越來越重要作用、社會主義市場經(jīng)濟制度逐步完善的今天，人們不僅關(guān)心收入差距的大小，同樣還關(guān)心收入分配是否公平。前者是分配最終結(jié)果的客觀事實，而分配公平與否是對分配結(jié)果總括性的價值評判，主要涉及收入差距究竟是如何產(chǎn)生的，包括機會是否均等、同工是否同酬、過高收入是否是合法所得等?？偟膩碇v，如果差距是由個人天賦、經(jīng)驗、能力、努力、偏好等因素導(dǎo)致而不是由外部因素導(dǎo)致，則人們會更傾向于認為分配結(jié)果是公平的?；蛘哒f，同樣的收入差距，如果是源自于努力，則比源自于社會出身等因素的異議要小得多。Konow(1996，2001)［7～8］通過調(diào)查研究就發(fā)現(xiàn)，人們可接受個人可控因素造成的不平等，而認為外在因素對分配的影響是不公平的。從比較抽象的理論層面講，如果人們的所得等于應(yīng)得，即可視為分配公平，否則便是不公平的。同時考慮收入是否均等與分配是否公平，共有四種組合:一是分配公平，結(jié)果均等。由于人們的天賦能力、對勞動與閑暇的偏好等存在差異，這種情況在現(xiàn)實中不可能存在;二是分配公平，結(jié)果不均等。這種情況下，只要不均等程度沒有過大，是一種比較理想的社會狀態(tài);三是，分配不公平，但結(jié)果均等。這種情況出現(xiàn)于計劃經(jīng)濟時代的大鍋飯體制，由于干與不干、干多干少、干好干壞都一個樣，雖然趨近于結(jié)果的絕對均等，但分配并不公，這種體制作為整體已經(jīng)被摒棄;第四種就是分配不公平，結(jié)果也不均等。這是當(dāng)前分配秩序的現(xiàn)實寫照，至少分配過程存在不公正、結(jié)果不公平的現(xiàn)象，結(jié)果也是不均等的。顯然，經(jīng)受了市場經(jīng)濟洗禮的人們，越來越能夠接受多勞多得的公正原則。因此，如果是誠實勞動、合法經(jīng)營所得，人們是比較能夠接受適度的收入差距的，結(jié)果也基本是公平的。最壞的情況是，收入差距過大，結(jié)果也不公平，以至超過了人們?nèi)萑痰南薅?。而在?dāng)前，包括資本侵占勞動、壟斷行業(yè)收入畸高、同工不同酬、貪污腐敗等分配不公的現(xiàn)象較多地存在，這往往成為社會抗?fàn)幒腿后w性事件的導(dǎo)火索。因此，人們究竟對當(dāng)前的收入分配不公持有什么樣的態(tài)度?它對人們的幸福感產(chǎn)生什么樣的影響?

綜上所述，本文中首次將收入的三個維度即收入水平、收入差距和分配公平置于一個統(tǒng)一的框架內(nèi)分析它們對幸福感的影響;其次，在收入差距和分配不公這兩個維度，均進一步從個人的微觀視角和社會的宏觀視角細分展開:對收入差距，即是個人在收入分布中的位置排序和區(qū)域?qū)用娴氖杖氩罹?對分配不公，即是個體的分配公平感和對整個社會分配的公平感知。再次，還討論了個體所在單位性質(zhì)差異和個體社會經(jīng)濟地位差異對收入三個維度影響幸福感的調(diào)節(jié)作用。所利用的數(shù)據(jù)是2006年的中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)，采用的模型是排序的Probit模型。

二、文獻述評

關(guān)于絕對收入對幸福感的影響，利用截面調(diào)查數(shù)據(jù)，許多研究發(fā)現(xiàn)，無論是否控制標(biāo)準(zhǔn)的人口統(tǒng)計學(xué)特征，也無論是在發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，幸福與收入之間都有顯著的正相關(guān)，差別只在于，在發(fā)展中國家或轉(zhuǎn)型國家得到的收入—幸福擬合線的斜率比在發(fā)達國家的更大(Blanchflower ＆ Oswald， 2004［9］;Lelkes，2006［10］)。在群體層面，Cummins(2000)［11］發(fā)現(xiàn)，高收入組、中等收入組和低收入組的收入與幸福感之間的關(guān)系依次遞增。較多研究利用了橫截面數(shù)據(jù)，而利用面板數(shù)據(jù)可以控制人格特質(zhì)等不可觀察的個體固定效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)真實收入與幸福的變化相關(guān)(Clark et al.，2005)［12］。顯然，相關(guān)并不等于因果，為了解決反向因果帶來的內(nèi)生性問題，一些研究利用諸如東西德統(tǒng)一等外生事件更堅實地證明了收入是幸福變化的因果(Frijters et al.，2004)［13］。但是，隨著研究視角的拓展和納入幸福函數(shù)的變量增多，一些研究者也得出了不同的結(jié)論。官皓(2010)［14］利用北京、上海和廣東的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，絕對收入對幸福感的影響不顯著，相對收入地位則有顯著正向影響，并且這一結(jié)論無論是對城市還是對農(nóng)村都適用。張學(xué)志和才國偉(2011)［15］發(fā)現(xiàn)，考慮相對收入影響后，絕對收入的正向影響不再顯著。賀京同、那藝和郝身永(2014)［16］的研究也發(fā)現(xiàn)，在納入收入公平感、收入變動等一系列體驗型變量后，絕對收入對幸福感的正向影響也變得不再顯著。一些準(zhǔn)實驗研究也有類似的結(jié)論，Brickman等(1978)［17］考察了中彩票這一外生的收入增加對個體幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)中彩票者并不比沒有中彩者更幸福。因此，關(guān)于絕對收入與幸福感之間的關(guān)系，仍然懸而未決而有待于進一步分析和驗證。

關(guān)于收入不平等對幸福感的影響，有文獻從個體視角出發(fā)研究收入比較對個體幸福感的影響。從理論層面講，多數(shù)學(xué)者認為，比較對象的高收入會使得個體自身相對收入下降，從而產(chǎn)生相對剝奪效應(yīng)，對自身幸福感產(chǎn)生負向影響。比較多的研究證實了這一點，比如，McBride(2001)［18］研究發(fā)現(xiàn)，個人的滿意度與年齡相仿個體(年齡差不超過5歲)的收入呈顯著的負相關(guān)關(guān)系。不過，Hirchman 和 Rothschild(1973)［19］很早就指出，在收入不平等和經(jīng)濟快速增長的背景下，參照群體的收入對自身幸福感的影響除了比較渠道，還存在另一個認知渠道，這是指參照群體的收入是個體未來收入預(yù)期的有用信息源，為預(yù)測未來收入提供信息。這意味著，如果參照群體收入高，則有理由對自己未來收入產(chǎn)生樂觀預(yù)期，從而間接提升自身幸福感，這可以稱為參照收入的收入預(yù)期效應(yīng)。由于同時存在負向的相對剝奪效應(yīng)和正向的收入預(yù)期效應(yīng)，參照收入對個體幸福感的綜合影響并不確定，而 Senik(2004)［20］等正是用上述理論解釋在俄羅斯發(fā)現(xiàn)的參照收入對幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響的實證結(jié)果。Caporale等(2009)［21］的發(fā)現(xiàn)很有意思，他們發(fā)現(xiàn)在西歐國家，相對收入對幸福感的影響為負，而在東歐國家，相對收入的影響則是正的，這也間接證實了 Hirchman和 Rothschild(1973)［19］的“隧道效應(yīng)”。綜上所述，無論是參照收入的相對剝奪效應(yīng)還是收入預(yù)期效應(yīng)，均是基于自利理論的解釋，與之不同，F(xiàn)ong(2003)［22］則從互利互惠和共同保險的角度解釋了參照收入對自身幸福感的正向影響，類似地，Kingdon和Knight(2007)［23］是從利他主義、同情的角度解釋了南非當(dāng)?shù)鼐劬訁^(qū)內(nèi)參照收入的正效應(yīng)。在針對我國居民幸福感的研究中，參照收入對幸福感的正負效應(yīng)都得到驗證。羅楚亮(2009)［24］在縣級層面界定地理區(qū)域，并考慮城鎮(zhèn)、農(nóng)村和流動人口三種戶口差別來界定參照群體，用參照群體的平均收入代理參照收入，研究發(fā)現(xiàn)家庭平均收入與參照收入差距越大，個體幸福感越強，這實際上也意味著參照收入對個體幸福感產(chǎn)生負向影響。陳釗、徐彤和劉曉峰(2012)［25］利用在上海和深圳所作的社區(qū)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，社區(qū)層面上的收入差距會產(chǎn)生示范效應(yīng)，對幸福感有促進作用，但這一效應(yīng)存在人際差異，依居民的戶籍和受教育程度而有所不同。值得注意的是，學(xué)者們在考察參照收入對幸福感影響時，最常見的做法是界定參考群體，以參考群體收入的平均數(shù)(或中位數(shù))作為參照收入的代理變量引入幸福函數(shù)中。不過，Boyce等(2010)［26］則認為，對個體總體生活滿意度更重要的影響是個體收入的位置排序而不是個體收入與參照收入間的絕對差距。他們的實證結(jié)果支持了這一點，即個體收入的位置排序顯著影響總體生活滿意度①根據(jù)他們的這一結(jié)論，提升個體收入但若不足以提升個體收入在收入分布中的位置排序并不能提升幸福感，并且，如果自己收入的位置排序提升，則一定會導(dǎo)致其他人位置排序下降而對其幸福感產(chǎn)生負效應(yīng)。，絕對收入和參照收入的影響則不顯著。

另有文獻則從宏觀層面直接研究區(qū)域?qū)用娴氖杖氩罹鄬€體幸福感的影響。Oishi等(2011)［27］利用 GSS 中 1972 ～2008 年數(shù)據(jù)對美國的考察發(fā)現(xiàn)，總體上看，居民在收入相對更平等的年份比在收入更不平等的年份更幸福，收入不平等與幸福之間存在反向變動關(guān)系。Schwarze和 H?rpfer(2007)［28］對西德 75 個地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)基尼系數(shù)對個體幸福感有負的顯著影響，也說明德國人存在不均等厭惡。王鵬(2011)［29］利用中國綜合社會調(diào)查2006年的數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，基尼系數(shù)對幸福感的影響呈非線性的倒U型關(guān)系:當(dāng)基尼系數(shù)小于0.4時，幸福感隨基尼系數(shù)擴大而提升，超過0.4時，幸福感隨基尼系數(shù)增大而下降。這就表明，人們并不是不能接受任何一種收入不平等，關(guān)鍵在于收入不平等的程度。關(guān)于收入差距影響幸福的解釋，從自利的角度出發(fā)，不同的人從收入不平等看到的收益或損失不同，這一點無論在跨國比較還是不同人群的比較中都得到證實。Alesina等(2005)［30］發(fā)現(xiàn)歐洲居民的幸福受到不平等的負向影響，而美國居民則不是。作者的解釋是，盡管美國更加不平等，但是美國人自認為收入流動性比較高，而高的收入流動性使得長期來看收入更趨平等。Knight等(2009)［31］針對中國農(nóng)村居民的研究也發(fā)現(xiàn)，縣級層面的收入不平等對提升幸福感有顯著的正向影響。一些研究討論了收入不平等影響幸福感的群際差異，比如，Oishi等(2011)發(fā)現(xiàn)幸福與收入不平等間的反向變動關(guān)系在低收入群體中成立，在高收入群體中不成立;何立新和潘春陽(2011)［32］的研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距對居民幸福感有負向影響，對不同收入階層居民幸福感的影響則存在差異。

以往文獻較多集中于孤立考察絕對收入、收入差距對居民幸福感的影響，關(guān)于分配公平對居民幸福感的影響卻鮮有涉及。絕對收入、收入差距等指標(biāo)只是對分配結(jié)果的測度，并不涉及分配的過程，而 Frey等(2007)［33］的研究揭示，人們不僅關(guān)心結(jié)果，還看重產(chǎn)生結(jié)果的程序，程序效用是人們幸福的一個重要來源。據(jù)此推斷，除了收入水平和收入差距，分配是否公平也會對幸福產(chǎn)生重要影響，因為如果分配程序是不公正的，人們很難認為分配結(jié)果是公平的。根據(jù)對文獻的回溯，僅有賀京同、那藝和郝身永(2014)［16］考察體驗型變量對個體幸福感影響時將個體公平感納入了幸福函數(shù)，但該文重點在于考察幸福的屬性和決策型變量與體驗型變量在影響幸福感上的差異，而不在于分析分配公平對幸福感的影響。另外有學(xué)者僅是對導(dǎo)致分配不公的某一因素與幸福感之間的關(guān)系作了分析，比如何立新和潘春陽(2011)［32］研究了機會不均對居民幸福感的影響，陳剛和李樹 (2013)［34］以及 Welsch(2008)［35］檢驗了腐敗與幸福感之間的關(guān)系，但都缺乏對分配公平的直接測度和討論。學(xué)者們鮮有涉及分配公平與幸福感的討論，首先在于公平、公正、正義等概念包含有價值的判斷，本身就一直爭執(zhí)不斷;其次更在于分配公平的確很難進行指標(biāo)測度，所以學(xué)者們常用基尼系數(shù)等反映收入差距的指標(biāo)把收入不均和分配不公合并在一起討論，這當(dāng)然是不夠嚴謹?shù)?。從計量的角度看，過大的收入差距背后包含有分配不公的因素，如果不能將分配不公因素隔離，可能會高估收入差距對幸福感的負向影響。因此，探尋分配不公的度量指標(biāo)并探究其與幸福感的關(guān)系，在當(dāng)前既存在收入差距又存在分配不公的現(xiàn)實背景下，就顯得非常迫切和重要。

綜上可見，尚未有文獻在一個統(tǒng)一的框架內(nèi)考察關(guān)于收入的最重要三個維度即收入水平、收入差距和分配公平對居民幸福感的影響。另外，無論是關(guān)于收入差距還是分配公平的討論，均缺乏從微觀個體和宏觀整體兩個層面進行細致剖析。因此，仍然有待解決的幾個問題是:絕對收入、收入差距、分配公平究竟是如何影響幸福的?抑或者，從幸福感出發(fā)，人們究竟是患寡、患不均，還是患不公?個人所感受的收入差距與宏觀上區(qū)域收入差距如何影響幸福感?個人經(jīng)受的分配不公與個人所感知的社會分配不公如何影響居民幸福感?上述各核心因素對幸福感的影響又受哪些因素調(diào)節(jié)?這是本文試圖回答的幾個問題。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)。CGSS是中國人民大學(xué)社會學(xué)系與香港科技大學(xué)調(diào)查研究中心合作開展的全國性、綜合性和連續(xù)性的社會基本狀況調(diào)查，目前已經(jīng)開展了2003、2005、2006、2008 和 2010 共五輪。本文采用的是第三輪調(diào)查數(shù)據(jù)，即CGSS(2006)。調(diào)查采用分層的四階段不等抽樣:區(qū)(縣)、街道(鄉(xiāng)或鎮(zhèn))、居委會或村委會、住戶和居民，具體是針對全國28個省份、125個縣(區(qū))、500個街道(鄉(xiāng)或鎮(zhèn))、1000個居(村)民委員會、10000戶家庭中10151個居民進行調(diào)查。

(二)變量選取與指標(biāo)度量

1.幸福感

CGSS(2006)的調(diào)查中，關(guān)于居民的幸福感，調(diào)查的問卷設(shè)計是“總體而言，您對自己所過的生活的感覺是怎么樣的呢?您感覺您的生活是”，請受訪者在“非常不幸福”、“不幸?！?、“一般”、“幸福”和“非常幸?！敝g進行單項選擇。我們將各選項依次賦值為1、2、3、4和5。10151個居民中，從低到高，不同幸福程度的個體分別占 1.01%、6.72%、46.12%、40.62% 和 5.55%，幸福程度為“一般”和“幸福”的個體最多。居民平均幸福感為3.43，介于“一般”和“幸福”之間。

2.絕對收入

CGSS(2006)調(diào)查了受訪者2005年個人全年的全部收入，包括農(nóng)業(yè)勞動收入、工資、退休金、各種資金、補貼、分紅、股息、保險金、經(jīng)營性純收入、租金、利息、饋贈等全部收入所得。為消除異方差，將個人絕對收入加1，然后取自然對數(shù)。

3.收入差距

以往討論收入差距，基本上是在國家或區(qū)域?qū)用嬗懻撌杖氲姆植记闆r，這種宏觀層面的收入差距可以通過基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、人口收入份額度量法等進行客觀測度，又以基尼系數(shù)應(yīng)用得最為普遍。用基尼系數(shù)測度收入差距有兩個典型特點，一是它是社會整體不均等程度的測度，并不涉及某一個體在收入分布中的位置這方面的信息;二是它是根據(jù)所收集的數(shù)據(jù)進行的客觀測度，并不涉及個體對收入差距的主觀感知以及個人與社會中相關(guān)的其他人之間差距的主觀判斷。個體可能會純粹出于不均等厭惡的內(nèi)生偏好而排斥過大的收入差距，而從個體利益的視角出發(fā)，與個體自身利益緊密相關(guān)的是自己與社會中他人之間的差距，也就是個體在整個社會收入分布中的排序。因此，與以往研究不同，除了考察整個社會宏觀層面的收入差距外，還考察了個人感知的自己在整個社會中的排位。對于前者，用基尼系數(shù)來代替。為了涵蓋更多樣本以更準(zhǔn)確地計算基尼系數(shù)，先不根據(jù)其他變量清理刪減樣本，直接在CGSS(2006)的10151個觀測點中剔除收入缺失數(shù)據(jù)①收入缺失包括“不適用”、“不清楚”和“拒絕回答”三種情況。，然后計算各市的基尼系數(shù)。剔除收入缺失數(shù)據(jù)后，有效樣本量為9285個，分布在107個市②被訪者屬于直轄市的，不再細分到區(qū)或縣，海南省東方市是縣級市，但它是省直轄縣級行政區(qū)，故不能劃入地級市。這樣處理后，一共有4個直轄市，102個地級市和1個縣級市。。對于后者，沒有直接界定參考群體進而計算參照收入，這是因為，其一，盡管這樣獲得的數(shù)據(jù)是精確的，但問題在于，如Schor(1999)［36］所指出的，起作用的社會比較依賴于個體關(guān)于比較對象的信息量和社會化過程;Gartrell(1982)［37］也指出，社會比較對象的選擇過程嵌入于人們的社會網(wǎng)絡(luò)，人們之間的社會互動越強，越頻繁，越復(fù)雜，就越可能相互比較。那么，由于人們在社會網(wǎng)絡(luò)中信息量的獲取和社會化過程存在人際差異，比較對象的選擇和比較權(quán)重的確立同樣存在人際差異，甚至受訪者自身都講不清楚。歐洲社會調(diào)查在2007年進行的第三輪調(diào)查中支持了這一點，證據(jù)是:調(diào)查中受訪者被詢問“你最可能與誰進行收入比較?”結(jié)果顯示，把“同事”、“家人”、“朋友”和“其他人群”選為收入比較對象的分別占 36.3%、5.8%、14.9%和7.1%，剩余的35.9%沒有收入比較人群(Clark＆ Senik，2010)［38］。因此，在不清楚個體具體比較對象的情況下，直接以區(qū)域、年齡、受教育程度等特征為每個受訪者統(tǒng)一界定參考群體就顯得比較武斷。其二，就比較對象而言，個人與哪些個體或群體進行比較，與多種因素相關(guān)，包括自己的經(jīng)濟地位、主觀上的收入差距歸因和收入流動機會等(Patchen，1961)［39］。因此，如果通過性別、年齡等特征來界定參考群體，究竟選擇哪些特征，以及像年齡、受教育程度這樣的特征具體怎么進行分界，目前還缺乏理論上的指導(dǎo)，以致于以往研究用這種方法界定參考群體時標(biāo)準(zhǔn)各異而不盡科學(xué)，而且不同研究之間也缺乏可比性?；谝陨蟽牲c認為，受訪者對自己主觀經(jīng)濟地位的判斷則全面地考慮了比較對象、比較方向、比較強度、比較策略和比較權(quán)重等信息，從某種意義上講能更好地反映與個人相關(guān)的收入差距。在CGSS(2006)的調(diào)查中，受訪者被詢問本人的社會經(jīng)濟地位，在“上層”、“中上層”、“中層”、“中下層”和“下層”之間進行選擇，依次賦值為1、2、3、4 和 5，賦值越大，社會經(jīng)濟地位越低，意味著個人在收入排序中的位次也越低。實際上在前人的研究中，Layard等(2010)［40］和官皓(2010)［14］也都采用類似方法，將主觀認知的相對地位引入幸福函數(shù)。

4.收入的分配不公

Jasso 和 Wegener(1997)［41］認為，分配公平感可以界定為人們對社會資源分配狀況的主觀判斷、評價和態(tài)度。它可以進一步區(qū)分為基于社會不平等的宏觀分配公平感和基于個體收入分配的微觀公平感(Wgener，1991)［42］。因此，為全面起見，從兩個層面分析:一個是個體所遭受的分配不公，一個是整個社會的分配不公。盡管如果整個社會分配非常不公時，個體遭受分配不公的概率更大，但二者并不是一回事。因為存在如下可能，即個體認識到整個社會存在分配的不公，但自己個人的收入與自己的能力、付出等是相當(dāng)?shù)模瑐€人認為自己的收入是合理的、公平的。

Adams(1963)［43］認為，個人的公平感知是個體收入與投入之比與其他人收入與投入之比的比較。在CGSS(2006)的調(diào)查中，專門詢問了受訪者在考慮能力和工作狀況的情況下對收入是否合理進行評價，進而在“非常合理”、“合理”、“不合理”和“非常不合理”之間選擇其一。如馬磊和劉欣(2010)［44］所指出的，盡管這個問題沒有涉及“公平”的字眼，但在中文的語境里，基本上認為“收入是否合理”與“收入是否公平”是可以互換的。并且，受訪者進行的選擇同時考慮了自己的收入和自己的投入(包括個人能力、勞動時間、勞動強度和工作環(huán)境等)，而且受訪者在考慮自己的收入與投入之比時也會與其他人的收入與投入進行橫向的比較，因此這是個人所經(jīng)歷的分配公平程度的一種較好度量。將受訪者的回答依次從1到4賦值，賦值越大，個人對自己收入分配的公平感知越差。

除了個人所經(jīng)歷的分配不公，社會在整體上的分配公平度也是分配分平的重要維度。在社會分配公平程度的度量上，陳宗勝和周云波(2001)［45］運用法律、檢察和監(jiān)察年齡以及一些典型實例估算了我國居民的非正常收入，王小魯(2013)［46］運用消費支出和恩格爾系數(shù)推算出了我國居民的灰色收入。實際上，要想全面、準(zhǔn)確度量收入分配公平的程度是非常困難的，因為收入分配公平程度的來源多種多樣，影響并不全部反映在貨幣收入和收入差距上(文雯，2013)［47］;其次是數(shù)據(jù)的限制。無論是官方的統(tǒng)計年鑒還是學(xué)術(shù)機構(gòu)的社會調(diào)查，都沒有辦法獲得正常和非正常收入的準(zhǔn)確數(shù)據(jù)。

值得注意的是，即便能夠獲得所有收入的精確數(shù)據(jù)以及收入的不同性質(zhì)來源，進而可以計算某種收入分配公平度的指標(biāo)，但真正重要的是居民對分配公平的主觀感知，它對整個社會心態(tài)和心理幸福產(chǎn)生更重要更直接的影響。個體的分配公平感知既建立在客觀的收入分配上，同時又融入了個體的公平觀，也可能與個體的生存處境、所受教育、信息獲取等息息相關(guān)。因此，轉(zhuǎn)換思路，從個體感知角度測度社會分配公平程度更有意義。

比較好的是，在CGSS(2006)的調(diào)查中要求受訪者根據(jù)所掌握的信息(如讀書、看報、接觸他人等)估計12個不同職業(yè)實際得到的收入和應(yīng)該得到的收入，這12個職業(yè)分別是農(nóng)民(務(wù)農(nóng))、農(nóng)民工、工廠一般工人、行政辦事人員、中學(xué)教師、工程師、私營業(yè)主、個體戶、市長(城市)/縣長(鄉(xiāng)村)、大學(xué)教授、政府省部級以上官員、大型企業(yè)董事長和總經(jīng)理。通過該調(diào)查構(gòu)造分配公平度的指標(biāo)，具有顯著的優(yōu)勢。首先，該調(diào)查是對社會中具有明顯標(biāo)識的幾大職業(yè)群體的收入評估，可以避免包括家庭規(guī)模、收入來源、稅率或福利轉(zhuǎn)換等復(fù)雜問題對受訪者填答所帶來的干擾;其次，實得收入和應(yīng)得收入相互參照，能夠在較大程度上控制受訪者在填答收入類問題上容易出現(xiàn)的偏差(Wu，2009)［48］。

比較直觀的是，如果實際得到的收入剛好等于應(yīng)該得到的收入，則人們就認為分配是公平的，相反，實際得到的收入無論是高于還是低于應(yīng)該得到的收入，都是一種分配的不公。李路路等(2012)［49］也指出，“實得”與“應(yīng)得”收入之間的差距能夠反映人們對某一職業(yè)群體的收入是否合理、公平的判斷。并且，實際得到的收入與應(yīng)該得到的收入二者之間的差距越大，分配就越不公。根據(jù)這種思想，給出的反映社會分配公平度的公式是:

另外，還將控制性別、年齡、年齡的平方項、戶口、學(xué)歷、政治面貌、宗教信仰、民族、婚姻狀況等個體特征。何立新和潘春陽(2011)［32］的研究發(fā)現(xiàn)，省級層面的房價、人均財政支出、人均GDP差異也會對幸福感產(chǎn)生影響，考慮到這一點，也將控制省份虛擬變量。

(三)計量模型

本文的被解釋變量是主觀幸福感。由于主觀幸福感是排序離散變量，應(yīng)該用排序Probit模型。假設(shè)排序離散變量后的潛變量為y*，y*=X'β+ε。其中，X是由絕對收入、收入差距和分配公平等變量構(gòu)成的列向量，β是待估計的參數(shù)矩陣，ε是隨機擾動項。用y表示受訪者報告的主觀幸福感，選擇規(guī)則是:

當(dāng) Ci-1＜ y*≤Ci時，y=i，其中 i=1，2，3，4，5。

假設(shè)擾動項ε服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布(將ε的方差標(biāo)準(zhǔn)化為1)，有:

其中，C0=- ∞ ，C5=+ ∞ ，C1、C2、C3、C4是待估計的“切斷點”，且滿足C1＜C2＜C3＜C4。參數(shù)向量和切斷點可以用極大似然估計法一并估計。其中，回歸系數(shù)表示的是各自變量對潛在幸福感的邊際影響，通過進一步計算可以求出其對個體報告不同幸福感等級的概率的邊際效應(yīng)。不過，由于二者的解釋從本質(zhì)上講是一致的，研究者在使用有序Probit模型時一般直接分析各變量對潛在幸福感的邊際影響，本文接下來也采取這種策略。

四、實證分析

(一)數(shù)據(jù)描述

變量的數(shù)據(jù)描述見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計 (樣本量為3815個)

(二)實證結(jié)果

基本回歸分析共包括5個模型，見表2。在模型1中，僅引入年齡、性別、政治面貌等個體特征變量。從回歸結(jié)果看，年齡與幸福感之間呈U型關(guān)系，在大約49歲時幸福感最低，這與以往研究保持一致，可能是這個年齡段承擔(dān)著較重的贍養(yǎng)老人和撫養(yǎng)后代義務(wù)，職業(yè)生涯末年遇到發(fā)展瓶頸。男性較女性幸福感顯著更低，擁有黨員政治面貌者幸福感顯著更強，信仰宗教可以顯著提高幸福感，學(xué)歷更高者、已婚有配偶者和少數(shù)民族幸福感更顯著，而戶口的影響并不顯著。不過，這是在未控制與收入相關(guān)的一系列變量情況下的基本回歸結(jié)果，穩(wěn)健性有待檢驗。

重點關(guān)注模型2至模型5。模型2中，引入了反映絕對收入水平的變量，計量結(jié)果顯示，絕對收入對幸福感有顯著的正向影響，在1%的顯著性水平上顯著。模型3中，進一步引入反映收入差距的變量，結(jié)果顯示，selfrank對幸福感有顯著正向影響，這意味著，個人與相關(guān)的比較對象的差距過大，在社會收入序列中排序越高，幸福感越強。這表明個人十分關(guān)注自己的相對地位。進化心理學(xué)的研究表明，相對地位對于基因遺傳和生存繁衍具有明顯的進化優(yōu)勢，而能帶來進化優(yōu)勢的特征或事件通常又與個體積極的心理體驗正相關(guān)。這一結(jié)論也與賀京同、那藝和郝身永(2014)［16］的結(jié)果一致。就地區(qū)收入差距的影響而言，基尼系數(shù)對幸福感的影響呈倒U型，這意味著，隨著收入差距的擴大，幸福感提升，但當(dāng)超過一定臨界值時，若收入差距進一步拉大，則幸福感又會趨于下降。基尼系數(shù)與幸福感之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系，原因在于:在社會主義市場經(jīng)濟條件下，實行按勞分配與按要素貢獻分配相結(jié)合，由于要素稟賦、個人偏好、社會資本等的差異和遺產(chǎn)繼承等原因，必然導(dǎo)致個人收入和財產(chǎn)差距。個人所得反映個人投入，作為一種市場經(jīng)濟下的分配原則逐漸獲得越來越廣泛的認同。而在收入存在差距并遵循按貢獻分配的原則下，個人存在通過努力向上流動的機會。但是，如果收入差距超過某一閾值，又會帶來一系列問題。其一，與人們的不均等厭惡心理相沖突。李駿和吳曉剛(2012)［50］的實證研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)實際的不平等程度越大，人們對不平等的認可程度越低;其二，公平存在經(jīng)濟公平和社會公平，即便完全是按貢獻分配，但如果收入差距過大而使一部分人失去基本的生活保障和生存的尊嚴，也是一種社會不公。而在收入差距過大的社會中，通常分配的過程也是不公平的，造成了過程和結(jié)果的雙重不公平;其三，當(dāng)收入差距過大時，本身也會造成機會的不公平。根據(jù)模型3的估計，倒U型的拐點出現(xiàn)在當(dāng)基尼系數(shù)等于0.4729時。我國的基尼系數(shù)近年來看也在這一取值附近徘徊，從提升居民幸福感的角度出發(fā)，非常值得重視。

表2 計量回歸結(jié)果

模型4中，進一步引入了反映個體和整個社會不公平程度的兩個變量?；貧w結(jié)果顯示，在個體層面，income_fair對自身幸福感的影響在1%的顯著性水平上顯著，符號為負，說明當(dāng)個體覺得自己的收入分配越不合理，個體會覺得越不幸福。在整個社會層面，當(dāng)收入分配越不公平時，個體幸福感也會顯著降低。由此可見，個人內(nèi)在地包含兩種動機，既有從個人自身利益出發(fā)的利己主義動機，同時也有超越個人利益之外而站在社會立場的社會偏好和利他動機。對比模型4與模型3，反映收入差距的變量對幸福感仍有顯著影響，但絕對收入對幸福感的正向影響變量不再顯著。其他變量方面，性別的影響不再顯著，宗教信仰影響的符號有變，但依然不顯著。

模型5中，控制了省份虛擬變量。與模型4相比，個體特征變量方面，僅民族虛擬變量的符號和顯著性發(fā)生變化，反映收入差距的變量和反映分配公平的變量對幸福感影響的符號和顯著性保持不變，而絕對收入對幸福感的影響由不顯著變得在10%的顯著性水平下顯著。綜合模型2至模型5，可以看出，絕對收入對幸福感的影響并不穩(wěn)健，賀京同等(2014)基于幸福與效用關(guān)系的辨析提供了一個解釋，即幸福是體驗效用而非決策效用，主要受體驗型變量影響而不是收入等決策型變量影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗以上結(jié)果的穩(wěn)健性，主要考慮以下幾種情況，回歸結(jié)果見表3。

第一，社會分配不公平感的度量。與我們度量社會不公平感的指標(biāo)略有差異，李路路等(2012)［49］、劉華和徐建斌(2014)［51］度量分配不公平感的指標(biāo)①劉華和徐建斌(2014)稱之為“不認可收入指數(shù)”。是:

從本質(zhì)上講，他們也是用“實得收入”與“應(yīng)得收入”之間的差距來度量分配不公平感。作為穩(wěn)健性檢驗的一種，我們也將這種方法得到的分配公平度替換前文所計算的分配公平度，回歸的結(jié)果見模型6。結(jié)果顯示，以新構(gòu)建的指標(biāo)度量的社會分配公平同樣仍然在1%的顯著性水平上顯著，對幸福感影響的符號為負，二者呈正相關(guān)關(guān)系，而其他各解釋變量的符號和顯著性未發(fā)生變化。

第二，分城鄉(xiāng)計算基尼系數(shù)。前面是在地級市的層面計算基尼系數(shù)，不過由于絕大多數(shù)地級市僅選擇一個區(qū)(或縣)進行調(diào)研，實際上基本相當(dāng)于在區(qū)縣層面計算基尼系數(shù)。所以，真正的問題可能不在于是在地級市還是在區(qū)縣一級層面計算收入差距，而是是否考慮分城鄉(xiāng)的收入差距?？紤]到兩點:一是 Knight等(2009)［31］針對中國農(nóng)村居民幸福感的研究發(fā)現(xiàn)，多數(shù)村民進行社會比較的范圍其實比較狹窄，主要是與同村村民進行比較，因此，人們可能是對一個較小區(qū)域內(nèi)的收入差距狀況更敏感;二是由于城鄉(xiāng)非均衡發(fā)展戰(zhàn)略等歷史原因，我國形成了典型的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)之間在人口流動、收入構(gòu)成、社會保障等方面存在顯著差異，人們有可能自覺不自覺地依自己的“城”或“鄉(xiāng)”身份看待收入差距問題。因此，在省級層面分城鄉(xiāng)計算基尼系數(shù)作為客觀收入差距的度量指標(biāo)，指標(biāo)替換后的回歸結(jié)果見模型7。結(jié)果顯示，基尼系數(shù)對幸福感的影響仍然呈倒U型，基尼系數(shù)的平方項對應(yīng)的P值為0.133，在15%的顯著性水平上顯著，而與模型5相比，其他各變量的符號和顯著性保持一致，說明模型基本上是穩(wěn)健的。

第三，在模型5中，控制了省虛擬變量以控制省際異質(zhì)性因素對幸福感的影響。不過，同一個省份內(nèi)部，尤其是省會和非省會城市之間在經(jīng)濟社會發(fā)展的多個方面也存在較大差異。因此，控制省虛擬變量可能還不足以控制不同城市之間的異質(zhì)性因素對幸福感的影響，因此構(gòu)造了一個區(qū)別省會城市和非省會城市的虛擬變量dummy_capital(如果是省會或直轄市，dummy_capital=1，否則=0)，并在模型5的基礎(chǔ)上引入該虛擬變量，回歸結(jié)果見模型8。結(jié)果顯示，dummy_captial的影響并不顯著，可能是因為隨著人口流動變得便捷，不同城市的差距也在縮小，省會與非省會之間的差異對于幸福感的影響不那么重要。而其他解釋變量的符號和顯著性并不發(fā)生變化，進一步證明結(jié)論具有穩(wěn)健性。

第四，內(nèi)生性問題的討論。內(nèi)生性是幸福感研究無法回避但又很難處理的問題。除了測量誤差，個性等個體特征變量的遺漏也可能導(dǎo)致內(nèi)生性。比如，有可能外向的人既傾向于報告更高的幸福感，也因為外向而帶來活躍的人際關(guān)系和更豐富的社會資本，從而獲得更高的收入。在面板數(shù)據(jù)缺乏的情況下，尋找合適的工具變量是一種替代的選擇，但要想找到與收入相關(guān)并且僅通過收入影響幸福的工具變量十分困難，Knight等(2009)［31］用配偶的受教育程度和父親的受教育程度作為收入的工具變量來嘗試解決內(nèi)生性問題，但從理論上講，無論是父親還是配偶的受教育程度都可能是自身幸福感的影響因子。Wooldridge(2014)［52］證明，如果找的工具變量不合適，可能會產(chǎn)生更嚴重的估計偏誤。所以，與研究幸福感的文章一樣，也不打算解決收入的內(nèi)生性問題。

除了收入，同樣可能因為變量遺漏導(dǎo)致分配公平感兩個維度的指標(biāo)與幸福感之間存在內(nèi)生性，因為它們都是主觀測量。何立新和潘春陽(2011)［32］討論了類似的問題，并且在一系列較為合理的假設(shè)下可以證明，用個體相關(guān)指標(biāo)在個體所屬區(qū)域?qū)用娴木荡嫦嚓P(guān)指標(biāo)，至少可以大大弱化乃至消除內(nèi)生性問題。借鑒這一點，分別在區(qū)縣層面計算個體分配公平感和社會分配公平感的均值作為對應(yīng)個體的分配公平感，引入模型后的回歸結(jié)果見模型9?；貧w結(jié)果顯示，反映個體自身和社會整體分配不公的兩個變量均仍在1%的顯著性水平上顯著。其他各解釋變量中，除了政治面貌變量變得不再顯著，與模型5相比，其他各變量的符號和顯著性保持不變。模型的偽R2略有下降，這是因為在區(qū)縣層面上進行平均降低了個體分配公平感和社會層面分配公平感的變異度。

表3 穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果

mean_incomefair-0.5538＊＊＊(0.1324)xiuzheng -0.0394＊＊＊(0.0095)-0.0380＊＊＊(0.0095)mean_socialfair-0.0592＊＊＊(0.0229)unfair -0.0277＊＊＊(0.0100)dummy_capital 無 無 0.0056(0.0560)省虛擬變量√√√√樣本量3815 3815 3815 3815偽R2 0.1172 0.1174 0.1180 0.0945

(四)所在單位性質(zhì)和社會經(jīng)濟地位對幸福感決定的影響

Dunleavy(1980)［53］等較早論證了公有和私有部門的區(qū)分，可能是構(gòu)成公平價值觀沖突的一個重要基礎(chǔ)。李駿和吳曉剛(2012)［50］對中國城鎮(zhèn)居民的研究證實，國有部門就業(yè)者所認可的不平等程度較低。如果公私部門的居民秉持不同的公平觀，同樣的收入差距或分配公平度就會對其幸福感產(chǎn)生異質(zhì)影響。為揭示這一點，依據(jù)職工所處單位性質(zhì)的不同，將其分為兩類，第一類包括黨政機關(guān)、國有或國有控投的企事業(yè)單位，以及集體或集體控股的企事業(yè)單位，除此之外的歸入第二類。作這種區(qū)分是考慮到，一方面，相對于第二類單位，第一類單位內(nèi)職工的收入差距相對較小，另一方面，第一類單位內(nèi)普遍更注重平等，受平均主義傳統(tǒng)和思想的浸染程度更深更久，從而，關(guān)于收入三個維度的變量對兩類單位職工幸福感的影響上存在差異。在3815個樣本中，第一類單位共有黨政機關(guān)工作人員86人，國有或國有控投類367人，集體或集體控股類539人，另有477人同屬第一類單位內(nèi)兩種或兩種以上的單位，合計1439人，第二類單位包含樣本2376人。表4中模型10和11分別對應(yīng)于第一類和第二類單位樣本的回歸結(jié)果。

從表4的回歸結(jié)果看，社會經(jīng)濟地位、個人和社會層面的分配公平都對幸福感有顯著的影響。其一，模型10中收入對幸福感的正向影響不顯著，而模型11中，收入對幸福感的正向影響則是顯著的，這與樣本的收入水平有關(guān)，兩類單位職工平均收入分別達 13653.07元/年和10642.46元/年，更高的收入使得對于提升幸福的作用已不明顯。其二，就基尼系數(shù)的影響來看，模型10中，在10%的顯著性水平上，僅基尼系數(shù)的一次項顯著，這表明第一類單位內(nèi)職工厭惡輕微的不平等，表現(xiàn)出明顯的患不均心理，與之相對應(yīng)，模型11中，基尼系數(shù)對幸福感呈顯著的倒 U型影響，拐點出現(xiàn)在基尼系數(shù)等于0.6079時，表明當(dāng)基尼系數(shù)比較高時才能負向影響幸福感。這是因為，這部分群體在更強調(diào)多勞多得原則的單位中，已經(jīng)普遍接受了市場經(jīng)濟按貢獻分配的分配原則，或者，本身也是懷有這種觀念促使其進入這一類單位就業(yè)。

一些學(xué)者在解釋幸福收入悖論時也特別提到，收入對幸福的提升同樣遵循邊際遞減規(guī)律。這意味著，處在社會不同階層的群體，幸福的自變量集合和組合方式可能存在差異。鑒于此，依據(jù)個人自我評價的社會經(jīng)濟地位將樣本劃分為高社會經(jīng)濟地位和低社會經(jīng)濟地位兩個子樣本，樣本量分別為1203和2612個，分樣本的回歸結(jié)果分別見模型12和模型13。

從回歸結(jié)果看，在關(guān)于收入的三個維度的一致觀點是，無論是個人還是社會層面的分配不公都會顯著挫傷個體幸福感。其一，對于高社會經(jīng)濟地位群體，收入對其幸福感的影響不顯著，符號也為負，而對于低社會經(jīng)濟地位群體，收入對幸福感的幸福顯著為正。統(tǒng)計表明，高、低社會經(jīng)濟地位群體的平均收入分別為17179.57 元/年和 9290.29 元/年，這也表明收入的邊際幸福效應(yīng)隨收入增加遞減;其二，對高社會經(jīng)濟地位群體來講，區(qū)域?qū)用娴氖杖氩罹鄬ζ湫腋８胁]有顯著影響，與之相對，就低社會經(jīng)濟地位群體來看，區(qū)域?qū)用娴氖杖氩罹鄬ζ湫腋８袆t有顯著的倒U型影響，拐點出現(xiàn)在基尼系數(shù)達到0.5520時。出現(xiàn)這種鮮明的對比，原因在于，對于社會經(jīng)濟地位高的群體，其在社會資源配置中居于有利地位，具備人力資本、物質(zhì)資本或金融資本等的一種或幾種，在未來的發(fā)展中仍然具有相對優(yōu)勢地位，能利用馬太效應(yīng)優(yōu)勢，相應(yīng)地，對于收入差距就沒有意見。相反，處于低社會經(jīng)濟地位的群體擁有較少的社會資本和物質(zhì)資本，在機會均等仍有待改進的情況下，社會的流動性不足容易導(dǎo)致階層和收入流動的涌塞，收入差距越大意味著與高收入的差距也越大，由此會產(chǎn)生不平等厭惡，當(dāng)不平等程度超過閾值時，則會挫傷幸福感。另外，模型12中，社會經(jīng)濟地位的影響不再顯著，這是因為，切分樣本后，在1203個樣本中，社會經(jīng)濟地位位于中等的有1081個，占到89.9%，居于中上等和上等的僅占 9.6%和0.5%，變異過小，對幸福感的影響已難以體現(xiàn)。

表4 分樣本的計量回歸結(jié)果

五、結(jié)語與啟示

本文中，首次在一個框架內(nèi)討論了收入水平、收入差距和收入公平這三個維度對幸福感的影響，并且，關(guān)于收入差距和收入分配，均是從微觀和宏觀兩個維度展開分別度量的。利用CGSS(2006)和排序Probit模型，研究發(fā)現(xiàn):首先，絕對收入對幸福感通常有顯著的正向影響，但結(jié)合分樣本回歸的情況發(fā)現(xiàn)其影響并不穩(wěn)健，收入的邊際幸福效應(yīng)存在遞減規(guī)律;其次，區(qū)域上的收入差距對幸福感的影響呈倒U型，而個體與相關(guān)參照群體的收入差距越大，個體在社會位階中排序越高，幸福感越強;再次，無論是個體自身經(jīng)歷的分配不公平，還是社會整體的分配不公平，都會損傷個體幸福感。進一步的研究還發(fā)現(xiàn)，無論是公有還是私有部門的居民、個人或社會的公配不公都會顯著挫傷幸福感。有差別的是，公有部門就業(yè)的表現(xiàn)出顯著的不均等厭惡，而在私有部門就業(yè)的居民普遍接受了多勞多得的分配原則，地區(qū)層面不平等對幸福感呈負向影響的拐點出現(xiàn)比較晚。同時，社會經(jīng)濟地位高的居民，區(qū)域?qū)用娴氖杖氩罹鄬ζ湫腋８械挠绊懖⒉伙@著，而對于社會經(jīng)濟地位低的居民，區(qū)域?qū)用娴氖杖氩罹鄬ζ湫腋８杏酗@著的倒U型影響。

經(jīng)驗研究的政策啟示是:首先，鑒于收入對幸福提升的邊際效用遞減規(guī)律的影響，因此，基本的生活保障是低收入者幸福的基礎(chǔ)，所以要完善基本的社會保障制度，尤其要注重對低收入者基本的生活、醫(yī)療、養(yǎng)老等保障;其次，當(dāng)前，我國的收入差距已經(jīng)進入負向影響幸福感的范圍，還存在腐敗、違法牟利等分配不公的現(xiàn)象，因此，為了有效提升幸福感，應(yīng)立足于從縮小過大收入差距、弱化并逐步消除個體和社會上的分配不公平現(xiàn)象，從這些更直接觸及和影響人們內(nèi)心感受的因素著手才能夠更有效地提升居民的幸福感。

［1］Easterlin R A.Income and Happiness:Towards a Unified Theory［J］.The Economic Journal，2001，111(473):465-484.

［2］Rablen M.Relativity，Rank and the Utility of Income［J］.The Economic Journal，2008，118(528):801-821.

［3］Smith R H，Ed Diener，Wedell D H.Intrapersonal and Social Comparison Determinants of Happiness:A Range-Frequency Analysis［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1989，56(3):317-325.

［4］World Bank.World Development Report 2005:A Better Investment Climate for Everyone［M］.New York:Oxford University Press，2004.

［5］陳新，沈揚揚.新時期中國農(nóng)村貧困狀況與政府反貧困政策效果評估［J］.南開經(jīng)濟研究，2014，(3):23-38.

［6］懷默霆.中國民眾如何看待當(dāng)前的社會不平等［J］.社會學(xué)研究，2009，(1):96-120.

［7］Konow J.A Positive Theory of Economic Fairness［J］.Journal of Economic Behavior＆ Organization，1996，31(1):13-35.

［8］Konow J.Fair and Square:The Four Sides of Distributive Justice［J］.Journal of Economic Behavior＆ Organization，2001，42(2):137-164.

［9］Blanchflower D G，Oswald A J.Well-Being over Time in Britain and the USA［J］.Journal of Public Economics，2004，88(7-8):1359-1386.

［10］Lelkes O.Tasting Freedom:Happiness，Religion and Economic Transition［J］.Journal of Economic Behavior＆ Organization，2006，59(2):173-194.

［11］Cummins R.Personal Income and Subjective Well-being:A Review［J］.Journal of Happiness Studies，2000，1(2):133-158.

［12］Clark A E，et al.Heterogeneity in Reported Well-Being:Evidence from Twelve European Countries［J］.The Economic Journal，2005，115(502):C118-C132.

［13］Frijters P，et al.Money Does Matter!Evidence from Increasing Real Income and Life Satisfaction in East Germany Following Reunification［J］.American Economic Review，2004，94(3):730-740.

［14］官皓.收入對幸福感的影響研究:絕對水平和相對地位［J］.南開經(jīng)濟研究，2010，(5):56-70.

［15］張學(xué)志，才國偉.收入、價值觀與居民幸福感［J］.管理世界，2011，(9):63-73.

［16］賀京同，那藝，郝身永.決策效用、體驗效用與幸福［J］.經(jīng)濟研究，2014，(7):176-188.

［17］Brickman P，Coates D，Janoff-Bulman R.Lottery Winners and Accident Victims:Is Happi-ness Relative?［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1978，36(8):917-927.

［18］McBride M.Relative-income Effects on Subjective Well-being in the Cross-section［J］.Journal of Economic Behavior＆ Organization，2001，45(3):251-278.

［19］Hirschman A，Rothschild M.The Changing Tolerance for Income Inequality in the Course of Economic Development［J］.Quarterly Journal of Economics，1973，87(4):544-566.

［20］Senik C.When Information Dominates Comparison:A Panel Data Analysis Using Russian Subjective Data［J］.Journal of Public Economics，2004，88(9-10):2099-2133.

［21］Caporale G M，et al.Income and Happiness Across Europe:Do Reference Values Matter?［J］.Journal of Economic Psychology，2009，30(1):42-51.

［22］Fong C.Subjective Mobility，Redistributive Demands and the Behavioural Assumptions of Economics［R］.Working Paper，2003.

［23］Kingdon G，Knight J.Community，Comparisons and Subjective Well-being in a Divided Society［J］.Journal of Economic Behavior＆ Organization，2007，64(1):69-90.

［24］羅楚亮.絕對收入、相對收入與主觀幸福感［J］.財經(jīng)研究，2009，(11):79-91.

［25］陳釗，徐彤，劉曉峰.戶籍身份、示范效應(yīng)與居民幸福感［J］.世界經(jīng)濟，2012，(4):79-101.

［26］Boyce C J，et al.Money and Happiness:Rank of Income，not Income，Affects Life Satisfaction［J］.Psychological Science，2010，21(4):471-475.

［27］Oishi S，Kesebir S，Ed Diener.Income Inequality and Happiness［J］.Psychological Science，2011，22(9):1095-1100.

［28］Schwarze J，H?rpfer M.Are People Inequality Averse，and Do They Prefer Redistribution by the State?Evidence from German Longitudinal Data on Life Satisfaction［J］.Journal of Socio-Economics，2007，36(2):233-249.

［29］王鵬.收入差距對中國居民主觀幸福感的影響分析［J］.中國人口科學(xué)，2011，(3):93-101.

［30］Alesina A，F(xiàn)errara E.Preferences for Redistribution in the Land of Opportunities［J］.Journal of Public Economics，2005，89(5-6):897-931.

［31］Knight J，Song L N，Gunatilaka R.Subjective Well-being and Its Determinants in Rural China［J］.China Economic Review，2009，20(4):635-649.

［32］何立新，潘春陽.破解中國的“Esterlin悖論”:收入差距、機會不均與居民幸福［J］.管理世界，2011，(8):11-22.

［33］Frey B，Benesch C，Stutzer A.Does Watching TV Make Us Happy?［J］.Journal of Economic Psychology，2007，28(3):283-313.

［34］陳剛，李樹.管制、腐敗與幸?！獊碜訡GSS(2006)的經(jīng)驗證據(jù)［J］.世界經(jīng)濟文匯，2013，(4):37-58.

［35］Welsch H.The Welfare Costs of Corruption［J］.Applied Economics，2008，40(14):1839-1849.

［36］Schor J B.The Overspent American:Why We Want What We Don’t Need［M］.New York:HarperCollins Publishers，1999.

［37］Gartrell C D.On the Visibility of Wage Referents［J］.Canadian Journal of Sociology，1982，7(2):117-143.

［38］Clark A E，Senik C.Who Compares to Whom?The Anatomy of Income Comparisons in Europe［J］.Economic Journal，2010，120(5):573-594.

［39］Patchen M.The Choice of Wage Comparisons［M］.Englewood Cliffs，N.J.:Prentice-Hall，1961:16-17.

［40］Layard R，Mayraz G，Nickell S.Does Relative Income Matter?Are The Critics Right?［C］//Ed Diener，Kahneman D，Helliwell J.International Differences in Well-Being.Oxford:Oxford University Press，2010:139-165.

［41］Jasso G，Wegener B.Methods for Empirical Justice Analysis:Part I:Framework，Models，and Quantities［J］.Social Justice Research，1997，10(4):393-430.

［42］Wegner B.Relative Deprivation and Social Mobility:Structural Constraints on Distributive Justice Judgments［J］.European Sociological Review，1991，7(1):3-18.

［43］Adams J.Towards an Understanding of Inequity［J］.The Journal of Abnormal and Social Psy-chology，1963，67(5):422-436.

［44］馬磊，劉欣.中國城市居民的分配公平感研究［J］.社會學(xué)研究，2010，(5):31-49.

［45］陳宗勝，周云波.非法非正常收入對居民收入差距的影響及其經(jīng)濟學(xué)解釋［J］.經(jīng)濟研究，2001，(4):14-23.

［46］王小魯.灰色收入與國民收入分配的最新調(diào)查［J］.比較，2013，(5):1-29.

［47］文雯.現(xiàn)階段我國收入分配不公的來源及其經(jīng)濟社會影響［J］.上海經(jīng)濟研究，2013，(2):120-131，144.

［48］Wu X G.Income Inequality and Distributive Justice:A Comparative Analysis of Mainland China and Hong Kong［J］.The China Quarterly，2009，200(4):1033-1052.

［49］李路路，唐麗娜，秦廣強.“患不均，更患不公”——轉(zhuǎn)型期的“公平感”與“沖突感”［J］.中國人民大學(xué)學(xué)報，2012，(4).

［50］李駿，吳曉剛.收入不平等與公平分配:對轉(zhuǎn)型時期中國城鎮(zhèn)居民公平觀的一項實證分析［J］.中國社會科學(xué)，2012，(3):80-90.

［51］劉華，徐建斌.轉(zhuǎn)型背景下的居民主觀收入不平等與再分配偏好［J］.經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2014，(3):48-59.

［52］Wooldridge J M.Introductory Econometrics:A Modern Approach(Fifth Edition)［M］.Cambridge:The MIT Press，2014.

［53］Dunleavy P.The Political Implications of Sectoral Cleavages and the Growth of State Employment:Part 2，Cleavage Structures and Political Alignment［J］.Political Studies，1980，28(4):527-549.