李江一 李 涵 甘 犁

幸福是人類永恒的追求，也是經(jīng)濟發(fā)展和公共政策的最終目標(biāo)。正因如此，各國都非常重視提高人民福祉。法國于2008 年開發(fā)了國民心理賬戶，開始關(guān)注民眾的幸福感狀況，并將其作為考核政府工作績效的重要指標(biāo)和依據(jù)。英國國家統(tǒng)計局2010 年正式宣布，展開對國民主觀幸福感的調(diào)查，以便調(diào)整政策，讓英國成為一個人人感到幸福的國度。巴西2010 年通過19 號憲法修正案，將尋求幸福作為公民的權(quán)利寫入國家憲法，受到國家法律的保障。做得最為徹底的是不丹，該國在20 世紀(jì)70 年代就提出并使用國民幸?？傊?Gross National Happiness)代替?zhèn)鹘y(tǒng)GDP，成為最早實施幸福工程的國度(魯元平和王韜，2011)。我國是一個社會主義國家，其最終目標(biāo)是實現(xiàn)共同富裕，建國以來，歷屆政府無不把人民的幸福安康作為執(zhí)政的首要目標(biāo)。

然而，據(jù)美國哥倫比亞大學(xué)地球研究所發(fā)布的《2013 年全球幸福指數(shù)報告》①資料來源于環(huán)球網(wǎng)的新聞報道，詳見網(wǎng)址：http：//world.huanqiu.com/exclusive/2013-09/4343957.html。，在對156 個國家幸福指數(shù)的統(tǒng)計中，中國大陸僅位列第93 位，排名靠前的是歐美日等發(fā)達國家，我國居民的整體幸福感與發(fā)達國家還存在較大差距。隨著經(jīng)濟的發(fā)展和人們生活水平的提高，中國居民的幸福感似乎并沒有同步提升，反而還出現(xiàn)令人擔(dān)憂的下降趨勢。據(jù)世界價值觀調(diào)查(Word Value Survey)2007 年數(shù)據(jù)，感到幸福的中國居民占比76.1%,,,，而中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)數(shù)據(jù)顯示，2011 年國民幸福比例為63.2%,,,，2013 年這一比例下降至56.7%,,,。著名社會學(xué)家與經(jīng)濟學(xué)家Eastcrlin 等(2012)對中國主觀幸福感的研究也發(fā)現(xiàn)，中國最近20 年的經(jīng)濟增長并未帶來民眾生活滿意程度的相應(yīng)提升。事實上，國民幸福感并未隨著人均收入的增加而提升的現(xiàn)象并非中國所特有，在美國、英國、日本均出現(xiàn)過，這一現(xiàn)象最早由Easterlin(1974)發(fā)現(xiàn)，因此稱為“Eastcrlin 悖論”，也稱為“幸福-收入”之謎。

因此，探討如何提高居民幸福感，特別是破解“幸福-收入”之謎成為學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注的話題。遺憾的是，家庭資產(chǎn)與負債作為影響家庭經(jīng)濟運行最重要的兩大因素，鮮有研究將其納入影響居民主觀幸福感的考察范圍。本文正是在這樣的背景下，利用中國家庭金融調(diào)查2011 年與2013 年的大型微觀面板數(shù)據(jù)，將家庭資產(chǎn)、負債、收入納入一個統(tǒng)一的框架進行分析。具體來講，本文將從以下幾個方面展開分析：第一，以往研究遺漏資產(chǎn)、負債變量是否會對收入的估計造成偏差？第二，資產(chǎn)與負債對家庭主觀幸福感是否有顯著影響？第三，各類資產(chǎn)或負債對家庭主觀幸福感的影響是否有差異？第四，家庭資產(chǎn)和負債對主觀幸福感的影響機制如何？與收入對幸福感的影響機制有無差別？對這些問題的解答將有助于政府制定有效的措施提高國民幸福感。

一、文獻回顧

（一）主觀幸福感的影響因素

對主觀幸福感的研究由來已久，其研究領(lǐng)域也橫跨多個學(xué)科，比如心理學(xué)、社會學(xué)與經(jīng)濟學(xué)，隨著效用經(jīng)濟理論和計量經(jīng)濟學(xué)的發(fā)展，從經(jīng)濟學(xué)角度研究主觀幸福感的文獻呈指數(shù)增長(Kahneman 和Krueger，2006)。已有文獻主要從宏觀和微觀兩個層面進行研究。在宏觀層面，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)失業(yè)率、通貨膨脹率(Di Tella et al.，2001)、收入不平等(Alesina et al.，2004；Oshio 和Kobayashi，2009；魯元平和王韜，2011)、社會犯罪率(Alesina et al.，2004；Powdthavee，2005)、腐敗(陳剛和李樹，2013)等對居民主觀幸福感有顯著負向影響，而政府支出的增加，特別是社會保障支出的增加，可顯著提高國民幸福感(Wassmer et al.，2009；胡洪曙等，2012；蔣團標(biāo)等，2013；謝舜，2012)。飽受困惑的是，國民收入的提高并不一定能夠提升居民幸福感(Easterlin，1974、1995)，即“Eastcrlin 悖論”，也稱為“幸福-收入”之謎。

近年來，得益于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的日益豐富，從微觀層面分析影響居民主觀幸福感的因素的研究越來越多。其中，最重要也是備受關(guān)注的是對收入與幸福之間關(guān)系的考察。大部分與此相關(guān)的文獻均證實，絕對收入的提高可以顯著促進居民主觀幸福感的提升(Diener et al.，1993；Ferrer-i-Carbonell，2005；Graham 和Pettinato，2002；Winkelmann 和Winkelmann，1998)。然而，微觀層次的證據(jù)卻與當(dāng)前出現(xiàn)的“幸福-收入”之謎不一致，這就使得學(xué)者們不得不尋找解釋“幸福-收入”之謎的新的微觀證據(jù)。

相對收入論對“Eastcrlin 悖論”作出了很好的解釋。該理論認為，人們總是習(xí)慣于和他人比較，“攀比效應(yīng)”使得自身幸福感隨著他人收入水平的提高而反向變化。特別是當(dāng)一個國家經(jīng)濟處于快速發(fā)展階段，居民絕對收入不斷提升的同時可能伴隨著收入差距的不斷擴大。這樣，絕對收入的上升可能不及社會平均收入上升得快。Clark和Oswald(1996)、Luttmer(2005)等文獻發(fā)現(xiàn)主觀幸福感與絕對收入水平僅存在微弱的相關(guān)性，但與相對收入(他人收入平均水平)顯著負相關(guān)，且相對收入對主觀幸福感的影響程度遠遠大于絕對收入。然而，相對收入對“幸福-收入”之謎的解釋也受到挑戰(zhàn)，這是由于相對收入也會對居民幸福感產(chǎn)生正向激勵效應(yīng)：當(dāng)其他人收入上升時，居民會形成自身收入將上升的預(yù)期，幸福感反而會提高，Senik(2004)將此稱為相對收入的“示范效應(yīng)”。除了相對收入論外，“忽視變量(omitted variable)”理論也為“Eastcrlin 悖論”提供了一種解釋。該理論認為，除了收入外，還有許多非收入因素也會影響人們的幸福，比如健康狀況、生活態(tài)度、婚姻質(zhì)量、人際關(guān)系、工作環(huán)境、勞動強度等(田國強和楊立巖，2006；李后建，2014)，忽視這些因素的影響，勢必引致內(nèi)生性問題，進而可能導(dǎo)致對收入的估計產(chǎn)生偏誤。

當(dāng)前，針對中國居民主觀幸福感與收入之間關(guān)系的研究也未取得一致結(jié)論。田國強和楊立巖(2006)在一個經(jīng)濟理論模型中同時考慮了心理學(xué)和經(jīng)濟學(xué)中關(guān)于主觀幸福的攀比理論和忽視變量理論。其研究表明，主觀幸福感與收入之間的關(guān)系呈倒“U”型，當(dāng)收入超過一定臨界值后，非收入因素將起主要作用。在實證層面，Knight 等(2009)基于2002 年中國住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，相對收入對中國農(nóng)村居民的主觀幸福感有重要影響，而絕對收入的影響要小得多。羅楚亮(2009)的研究發(fā)現(xiàn)，絕對收入對主觀幸福感具有顯著正向影響，這一影響在控制相對收入的影響后仍較顯著，但從影響大小來看，相對收入對幸福感的邊際影響遠大于絕對收入。官皓(2011)利用2008年中國家庭追蹤調(diào)查在北京、上海、廣東三地采集的家庭數(shù)據(jù)分析了絕對收入與相對收入對居民幸福感的影響，他以問卷中直接詢問的家庭收入在當(dāng)?shù)厮降母叩妥鳛橄鄬κ杖氲亩攘?，發(fā)現(xiàn)在控制相對收入后，絕對收入對幸福感不存在顯著影響，而相對收入對幸福感具有顯著正向影響。何立新和潘春陽(2011)利用CGSS2005 和CEIC2005的數(shù)據(jù)從收入差距和機會不均兩個維度對中國“Eastcrlin 悖論”進行了解釋，研究結(jié)論認為保障中國社會機會均等程度，適當(dāng)縮小收入差距，特別是提高中低收入階層以及農(nóng)村居民的收入可顯著提高國民幸福感。陳釗等(2012)基于上海和深圳城鎮(zhèn)社區(qū)入戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，社區(qū)平均收入和收入差距(與更高收入居民的比較)對居民本人的幸福感都有正向影響，可見，相對收入的“示范效應(yīng)”在我國也顯著存在。

除了收入外，微觀層面的研究還發(fā)現(xiàn)失業(yè)(Winkelmann 和Winkelmann，1998；羅楚亮，2006)、健康狀況(Shields 和Wheatley Price，2005；Oswald 和Powdthavee，2008；胡洪曙和魯元平，2012)、社會保障(李后建，2014)等因素顯著影響主觀幸福感。

不可否認，現(xiàn)有文獻對國民幸福感的研究做了許多有益的工作，也為本文的研究提供了很好的借鑒，但仍存在以下不足。第一，絕大部分文獻集中于討論收入與幸福感之間的關(guān)系，忽視了與收入同等重要的家庭資產(chǎn)與負債在幸福經(jīng)濟學(xué)中的作用，少數(shù)研究從控制變量的角度關(guān)注了資產(chǎn)或負債對幸福感的影響(Knight et al.，2009；羅楚亮，2006；劉宏等，2013)，本文將資產(chǎn)、負債、收入納入到一個統(tǒng)一的框架進行分析，拓寬了有關(guān)幸福感決定因素的研究視角。第二，對中國“幸福-收入”之謎的討論仍未獲得一致結(jié)論，以往研究側(cè)重從相對收入論的角度進行解釋，從“忽視變量”的角度進行分析的文獻較少，本文試圖從“忽視變量”的角度解釋“幸福-收入”之謎，并對仍存爭議的相對收入論進行再檢驗。根據(jù)現(xiàn)有研究，忽視變量包括可測量但未被現(xiàn)有文獻所采納的變量，比如本文重點關(guān)注的資產(chǎn)、負債，可測量的忽視變量可直接加入計量模型予以克服。忽視變量還包括不可測量的變量，比如生活態(tài)度、婚姻質(zhì)量、人際關(guān)系、工作環(huán)境、勞動強度等(田國強和楊立巖，2006；李后建，2014)，這些非物質(zhì)因素通常與物質(zhì)因素相關(guān)，忽視這些變量會對物質(zhì)因素的分析造成偏誤。舉個例子，“吝嗇鬼”可能更看重財富，而慷慨的人則不同，等量財富的增值更能提高“吝嗇鬼”的幸福度，等量財富的減少會使“吝嗇鬼”的幸福度下降得更多。我們認為，諸如性格一類的非物質(zhì)因素通常是個體的內(nèi)在特質(zhì)，在短期內(nèi)不隨時間變化，采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)(fixed effect)模型可在一定程度上緩解這類問題。這樣，通過對比固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)(random effect)模型估計結(jié)果便可證實不可測量的忽視變量是否影響幸福感。

（二）家庭資產(chǎn)、負債影響主觀幸福感的機制

與本文相關(guān)的另一類文獻是資產(chǎn)、負債如何影響幸福感的研究，我們通過總結(jié)現(xiàn)有文獻中有關(guān)家庭資產(chǎn)、負債的理論與實證研究，以揭示資產(chǎn)、負債影響幸福感的可能渠道。資產(chǎn)、負債是家庭財富的重要組成部分，與收入相似，資產(chǎn)、負債可從經(jīng)濟學(xué)和心理學(xué)兩個層面影響幸福感。

從經(jīng)濟學(xué)的角度，資產(chǎn)、負債可通過影響微觀經(jīng)濟行為來影響幸福感，比如消費。一個簡單的理論模型是生命周期假說，該理論認為理性消費者根據(jù)自己一生的財富來安排當(dāng)前消費，其效用函數(shù)的基本形式是：U ( C ) = U ( α * Y + β* W)①經(jīng)濟學(xué)家通常用效用函數(shù)來度量幸福感，由此推導(dǎo)出的決定幸福感的方程稱為幸福方程(happiness function)，比如Clark 等(2008)。。其中，U(·)滿足效用函數(shù)的通常假定，Y 是消費者一生的收入，W 是消費者一生的財富，W 等于資產(chǎn)減負債。由此可見，資產(chǎn)的消費品屬性可通過直接滿足消費者的需求而提高幸福感，同時，具有投資價值的資產(chǎn)還可產(chǎn)生財富效應(yīng)②財富效應(yīng)是指由于資產(chǎn)價格漲跌，導(dǎo)致持有人財富的增減，進而促進或抑制消費增長的效應(yīng)(Campbell 和Cocco，2007；李濤和陳斌開，2014)。而促進消費，進而提高幸福感，負債則會降低家庭總財富而擠出消費，從而降低幸福感。生命周期理論假設(shè)消費者可通過自由借貸平滑消費。在現(xiàn)實中，這一條件難以滿足，消費者通常面臨流動性約束，此時，資產(chǎn)可通過緩解流動性約束(幫助消費者獲得借款)而促進消費，進而提升幸福感(李濤等，2011)①李濤等(2011)建立理論模型分析了住房資產(chǎn)通過緩解流動性約束而提高幸福感的機制，鑒于住房資產(chǎn)是家庭資產(chǎn)的重要組成部分，本文引用該文的理論結(jié)論，具體推導(dǎo)過程不再贅述。。從心理學(xué)的角度，當(dāng)自有財富增長速度低于他人財富增長速度時，“攀比效應(yīng)”會降低幸福感，而“示范效應(yīng)”則會提升幸福感。田國強與楊立巖(2006)將心理學(xué)的攀比理論引入經(jīng)濟學(xué)的效用理論，推導(dǎo)出了收入類商品(比如耐用品、汽車)和非收入類商品影響幸福感的更一般的方程，但他們的研究未考慮收入類商品的“示范效應(yīng)”②田國強和楊立巖(2006)假設(shè)收入類商品的消費具有負的外部性，即他人收入類商品的消費將對本人的效用產(chǎn)生負面影響，因此，當(dāng)他人收入類商品消費的增長快于本人收入類商品消費的增長時，“攀比效應(yīng)”會降低幸福感。事實上，若假設(shè)收入類商品的消費具有正的外部性，則可得出收入類商品具有正的“示范效應(yīng)”，具體推導(dǎo)過程不再贅述。。

總結(jié)現(xiàn)有的理論研究，家庭資產(chǎn)可通過三種渠道對幸福感產(chǎn)生影響。第一，家庭資產(chǎn)中的固定資產(chǎn)通常具有消費品的屬性，比如房產(chǎn)、汽車、耐用品等，消費需求上的滿足可提高效用，進而提高幸福感。第二，可抵押或具有投資品屬性的資產(chǎn)可通過財富效應(yīng)或緩解流動性約束而促進消費(Campbell 和Cocco，2007；李濤和陳斌開，2014)，從而提升幸福感(李濤等，2011)。最后，從心理學(xué)的角度講，“攀比效應(yīng)”會使相對資產(chǎn)規(guī)模較高的家庭具有更高的幸福感(田國強和楊立巖，2006)，而“示范效應(yīng)”會使自身幸福感隨著他人資產(chǎn)規(guī)模的增加而增加。李濤等(2011)、林江等(2012)、劉宏等(2013)均發(fā)現(xiàn)擁有住房或住房價值與居民主觀幸福感顯著正相關(guān)。Headey 和Wooden(2004)認為在影響居民幸福感方面，財富與收入同等重要。Knight 等(2009)基于中國調(diào)查數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)，家庭凈財富每提高一個標(biāo)準(zhǔn)誤，其幸福感指數(shù)將提高約0.07。但是，這些研究忽視了不同資產(chǎn)影響幸福感的差異，且資產(chǎn)的“攀比效應(yīng)”與“示范效應(yīng)”誰更占主導(dǎo)也是未解之謎。

負債對幸福感的影響既有正向效應(yīng)，也有負向效應(yīng)。首先，根據(jù)流動性約束論，當(dāng)家庭面臨流動性約束時可通過借債平滑當(dāng)前消費，從而提高當(dāng)前經(jīng)濟生活的滿足度，進而增加幸福感。黃興海(2004)、韓立巖等(2012)的研究均發(fā)現(xiàn)短期負債促進消費的證據(jù)。其次，負債可通過影響心理和身體健康而降低幸福感。一方面，欠債較多的人因還款壓力而可能影響心理健康(Brown et al.，2005)；另一方面，沉重的還款壓力還會擠出居民對“健康”的支出，比如欠款者會選擇更便宜的藥品或食用垃圾食品(Balmer et al.，2006)，而健康是影響居民主觀幸福感的重要因素(胡洪曙和魯元平，2012)。因此，負債對幸福感的短期影響方向是不確定的，比如羅楚亮(2006)在對城鄉(xiāng)居民幸福感差異的討論中發(fā)現(xiàn)，負債與幸福感負相關(guān)，而劉宏等(2013)在分析住房財富對幸福感的影響時卻發(fā)現(xiàn)，住房負債與幸福感正相關(guān)?；诖?，本文將對負債與幸福感之間的關(guān)系進行再檢驗。

相較于以往的文獻，本文的創(chuàng)新在于：第一，本文以家庭資產(chǎn)與負債為切入點，深入分析了這兩項因素對主觀幸福感的影響，既填補了有關(guān)主觀幸福感決定因素的研究空白，又豐富了家庭金融的研究視角；第二，本文將資產(chǎn)、負債引入幸福方程，從“忽視變量”論的角度解釋了“幸福-收入”之謎，并對仍存爭議的相對收入論進行了再檢驗；第三，本文采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進行分析，可以緩解不隨時間變化的非觀測家庭異質(zhì)性導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，比如宗教信仰、生活態(tài)度、婚姻質(zhì)量、人際關(guān)系、工作環(huán)境、勞動強度等①我們假定這些因素在調(diào)查間隔的兩年間均不會發(fā)生大幅變動。，從而可以得到更加一致可信的結(jié)論。

二、數(shù)據(jù)來源、變量與描述統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查中心(China Household Finance and Survey，CHFS)2011 年與2013 年的兩輪調(diào)查數(shù)據(jù)。CHFS 采用分層、三階段與規(guī)模度量成比例(PPS)的現(xiàn)代抽樣技術(shù)，利用先進的計算機輔助調(diào)查系統(tǒng)(CAPI)記錄問卷。2011 年，在全國除西藏、新疆、內(nèi)蒙和港澳臺地區(qū)外的25 個省(自治區(qū)、直轄市)，81 個區(qū)縣，320 個村(居)委會收集了8,438 戶家庭樣本。2013 年，CHFS 對8,438 戶家庭進行了追訪，并將調(diào)查樣本擴充至除西藏、新疆和港澳臺地區(qū)外的28,143 戶家庭，其中，追訪成功的樣本量為6846 個。調(diào)查信息包括基本的人口統(tǒng)計特征、主觀態(tài)度、金融和非金融資產(chǎn)、負債和信貸約束、家庭支出與收入、社會保障與保險等。其中，在主觀態(tài)度問題中特別詢問了受訪者的主觀幸福感與身體健康狀況?；诒疚牡难芯磕繕?biāo)，本文采用追訪成功的6846 戶家庭樣本進行分析。在實際分析中，因一些變量數(shù)據(jù)缺失，有效樣本還會有所差異。

（二）變量

本文的被解釋變量為家庭主觀幸福感，我們以受訪者的主觀幸福感代表其所在家庭的幸福感。CHFS 中的受訪者是對家庭財務(wù)狀況最了解的人，根據(jù)CHFS 的2013 年數(shù)據(jù)，家庭戶主主要由受訪者(70.13%)及受訪者配偶(22.31%)構(gòu)成，戶主的幸福感可代表其所在家庭的整體幸福度，而受訪者的幸福感與其配偶的幸福感高度相關(guān)，采用受訪者個人的主觀幸福感來衡量家庭的幸福感是合理的。對主觀幸福感的衡量來源于CHFS 問卷中的問題“總的來說，您現(xiàn)在覺得幸福嗎？”(問題編號：A4011c)，要求受訪者在“非常幸?！?、“幸?！薄ⅰ耙话恪?、“不幸?！薄ⅰ胺浅２恍腋！蔽鍌€選項中進行選擇。

CHFS 對幸福感的度量采取的是有序離散變量，我們無法觀測到家庭在做出主觀幸福感判斷時的效用臨界值。嚴(yán)格來說，在計量回歸分析中應(yīng)采用有序離散選擇模型(Wooldridge，2002)，比如Ordered Probit 或Ordered Logit 模型，但是Ferrer-i-Carbonell和Frijters(2004)、羅楚亮(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，在使用OLS 模型和使用Ordered Probit/Logit 模型所得到的回歸結(jié)果中，系數(shù)或邊際效應(yīng)的符號和顯著性并沒有明顯的差異。由于本文的研究主要采用面板固定效應(yīng)模型進行估計，因此，我們選擇估計結(jié)果更易解釋和估計程序更為簡單的線性概率模型(LPM)。具體地，我們將主觀幸福感定義為啞變量，記為happiness，happiness=1 表示“非常幸?！被颉靶腋！?，參照組為選擇其它選項的家庭。

本文的關(guān)鍵解釋變量為家庭資產(chǎn)與負債。其中，家庭資產(chǎn)包括金融資產(chǎn)與非金融資產(chǎn)，金融資產(chǎn)包括銀行存款、股票、基金、債券、黃金、理財產(chǎn)品、借出款、保險賬戶余額①保險賬戶余額由養(yǎng)老保險、失業(yè)保險、醫(yī)療保險、住房公積金與企業(yè)年金賬戶余額構(gòu)成。、現(xiàn)金，非金融資產(chǎn)包括住房資產(chǎn)、工商業(yè)資產(chǎn)、土地、農(nóng)業(yè)機械及農(nóng)產(chǎn)品、汽車、耐用品②非金融資產(chǎn)的價值是受訪者對自有資產(chǎn)的估值。耐用品不包括汽車(問題編號：C8001)。，我們將土地、農(nóng)業(yè)機械、農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)一歸為農(nóng)業(yè)資產(chǎn)。家庭負債包括住房負債、工商業(yè)負債、農(nóng)業(yè)負債、汽車負債、教育負債與其它負債(主要由結(jié)婚、生病產(chǎn)生)。

除了家庭資產(chǎn)、負債外，我們在回歸分析中還采納了已有研究證實的有效變量。這些變量包括家庭年總收入、受訪者自評健康狀況、受訪者社會保障狀況、家庭總?cè)藬?shù)、失業(yè)人數(shù)與總?cè)藬?shù)比率、0～16 歲(含16 歲)少年占比、60 歲(含60 歲)以上老年人數(shù)比例和已婚成員比例。其中，受訪者自評健康狀況為啞變量③CHFS 詢問了受訪者及其配偶的身體健康狀況，問題為“與同齡人相比，現(xiàn)在的身體狀況如何？”，選項包括：非常好、很好、好、一般、不好(問題編號：A2025b)。，若受訪者身體健康為“好”、“很好”、“非常好”賦值為1，否則賦值為0。受訪者社會保障情況也為啞變量④CHFS 對社會保障狀況的詢問為“請問您退休/離休后領(lǐng)取的是下列哪種退休/離休工資或社會養(yǎng)老保險？”，有11 個備選項(問題編號：F1001)。，若受訪者退休后有離/退休金或社會養(yǎng)老保險賦值為1，否則賦值為0。我們根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的CPI，將資產(chǎn)、負債、收入名義值換算為實際值(以2010 年為基期)，為減小極端值的干擾，我們對資產(chǎn)、負債、收入均作對數(shù)化處理，因存在取值為0 的情況，采取的方法是先加1 再取對數(shù)。

表1 描述了家庭資產(chǎn)、負債變化與主觀幸福感變化之間的關(guān)系?？梢钥闯觯瑢τ谫Y產(chǎn)升值(CPI 調(diào)整后的2013 年資產(chǎn)高于2011 年)的家庭，從不幸福轉(zhuǎn)變?yōu)樾腋５谋壤秊?5.6%，比資產(chǎn)貶值的家庭高0.9 個百分點。同時，資產(chǎn)升值的家庭中，從幸福轉(zhuǎn)變?yōu)椴恍腋５谋壤秊?7.9%，比資產(chǎn)貶值的家庭低約4.4 個百分點?？梢姡藗儗τ谫Y產(chǎn)損失更厭惡，這與行為經(jīng)濟學(xué)理論相一致。

從負債的角度，對于負債增加(CPI 調(diào)整后的2013 年負債高于2011 年)的家庭，從不幸福轉(zhuǎn)變?yōu)樾腋５谋壤秊?5.7%，與負債減少的家庭相當(dāng)。但是，對于負債增加的家庭，25.4%的比例從幸福變?yōu)椴恍腋?，比負債減少的家庭高出7.3 個百分點?？梢姡藗儗ν蝗辉黾拥呢搨鶗械礁恍腋?，但負債的減少對幸福感的提升效應(yīng)有限。

表1 資產(chǎn)、負債與家庭幸福感變化

表2 報告了各變量在2011 年與2013 年的描述性統(tǒng)計?？梢钥闯?，在我們的平衡面板樣本中，感到幸福的比例從2011年的64%下降到60%。家庭資產(chǎn)規(guī)模有所上升，各資產(chǎn)類別中，又以房產(chǎn)、汽車、耐用品資產(chǎn)上升的幅度較大。家庭負債規(guī)模明顯降低，負債對數(shù)值從2011 年的4.16 下降到2013 年的3.33，各子負債類別中，以住房負債的下降幅度最大，除其它負債(主要是結(jié)婚、醫(yī)療借貸)外，其余負債都有小幅降低。家庭收入、受訪者社保狀況均明顯改善，家庭平均失業(yè)比例也從2011 年的0.04 下降到0.03。另外，家庭總?cè)藬?shù)呈現(xiàn)出下降趨勢，體現(xiàn)出分家而導(dǎo)致家庭規(guī)模越來越小的特點。

表2 變量描述性統(tǒng)計

三、計量模型與回歸結(jié)果分析

（一）絕對資產(chǎn)、負債規(guī)模與主觀幸福感

我們首先分析資產(chǎn)、負債的絕對變化對主觀幸福感的影響，計量模型如下：

β1、β2是我們感興趣的參數(shù)，表示資產(chǎn)與負債對幸福感的邊際影響。i 是個體維度，t 是時間維度。Xit表示控制變量向量，包括家庭年總收入、受訪者自評健康狀況、受訪者社會保障狀況、家庭總?cè)藬?shù)、失業(yè)人數(shù)與總?cè)藬?shù)比率、0～16 歲(含16 歲)少年占比、60 歲(含60 歲)以上老年人數(shù)比例和已婚成員比例。此外，我們還控制了時間固定效應(yīng)year2013(基期為2011 年)、個體固定效應(yīng)ci。uit是誤差項。

表3 匯報了式(1)的估計結(jié)果。為與以往的此類研究相比較，模型(1)、(2)未控制資產(chǎn)、負債，同時，為考察非觀測異質(zhì)性造成的估計偏誤，模型(1)是未考慮非觀測異質(zhì)性的隨機效應(yīng)(random effect)模型估計，模型(2)是消除個體非觀測異質(zhì)性的固定效應(yīng)(fixed effect)模型估計。可以發(fā)現(xiàn)，無論是固定效應(yīng)模型估計還是隨機效應(yīng)模型估計，收入均顯著影響幸福感，但在固定效應(yīng)模型估計結(jié)果中，收入的估計系數(shù)大小和顯著性均低于隨機效應(yīng)模型估計。由Hausman 檢驗結(jié)果可知應(yīng)采用固定效應(yīng)模型。由此可見，確實存在與收入相關(guān)的非收入因素會影響幸福感，忽視這些因素可能高估收入對幸福的邊際影響。

表3 模型(3)、(4)加入了本文關(guān)注的變量：資產(chǎn)與負債。同樣地，我們考察了隨機效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型估計的差異。隨機效應(yīng)模型估計結(jié)果(模型(3))顯示，資產(chǎn)、負債、收入均顯著影響幸福感，但與模型(1)相比，收入的邊際影響從0.022 下降為0.013，即遺漏資產(chǎn)、負債變量可能導(dǎo)致對收入的估計產(chǎn)生偏誤。模型(4)的固定效應(yīng)估計結(jié)果顯示，其它因素不變，家庭資產(chǎn)規(guī)模每提高1 倍，幸福的概率將增加0.018，家庭負債規(guī)模每增加1 倍，幸福的概率將下降0.005，二者均在1%,,,的統(tǒng)計水平上顯著。有意思的是，對比模型(2)與模型(4)的固定效應(yīng)模型估計結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，一旦控制家庭資產(chǎn)和負債，收入對幸福感的影響變得不顯著；對比模型(3)與模型(4)的估計結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，即使同時控制資產(chǎn)、負債，若不排除個體非觀測異質(zhì)性的影響，收入仍將顯著影響幸福感。對應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型的Hausman 檢驗t 值為61.7，在1%,,,的統(tǒng)計水平上拒絕個體非觀測異質(zhì)性外生的原假設(shè)，應(yīng)采用固定效應(yīng)模型估計結(jié)果。這就從“忽視變量”論的角度驗證了“幸福-收入”之謎，即幸福并不隨著家庭收入的上升而增加，而隨著家庭資產(chǎn)規(guī)模的增加或負債規(guī)模的減少而增加，忽視與收入高度相關(guān)的資產(chǎn)、負債變量及不可觀測的非收入因素是導(dǎo)致以往研究無法解釋“幸福-收入”之謎的重要原因。既然資產(chǎn)與負債對幸福感有顯著影響，那么不同類型的資產(chǎn)或負債對幸福感的影響有何不同？表3 模型(5)將家庭資產(chǎn)劃分成住房、汽車、耐用品、工商業(yè)、農(nóng)業(yè)、金融資產(chǎn)六大類，分別考察了各類資產(chǎn)對幸福感的影響。結(jié)果顯示，僅僅只有房產(chǎn)、汽車、耐用品資產(chǎn)對幸福感有顯著影響。比較詫異的是，工商業(yè)、農(nóng)業(yè)、金融資產(chǎn)并不顯著影響幸福感，可能的解釋是：工商業(yè)資產(chǎn)的風(fēng)險系數(shù)較高，這抵消了資產(chǎn)升值帶來的幸福感；農(nóng)業(yè)資產(chǎn)收益率低，無法產(chǎn)生提高幸福感的效應(yīng)；金融資產(chǎn)中的無風(fēng)險資產(chǎn)(比如存款、債券)具有可預(yù)期的收益，根據(jù)持久收入假說，預(yù)期內(nèi)的收入并不影響個體經(jīng)濟行為，而風(fēng)險資產(chǎn)以股票為主，近年來，股市的不景氣直接影響了人們的投資熱情，股票資產(chǎn)自然也無法起到提升幸福感的作用。

表3 模型(6)考察了不同類型負債對幸福感的影響①由于2011年調(diào)查問卷中并沒單獨詢問農(nóng)業(yè)生產(chǎn)借貸情況，所以我們無法考察農(nóng)業(yè)生產(chǎn)負債對幸福感的影響。。其結(jié)果顯示，工商業(yè)、住房負債及其它負債(主要是婚姻、醫(yī)療借貸)對幸福感有顯著負向影響，汽車、教育負債對幸福感影響不顯著，這可能是因償還汽車、教育負債的壓力較小的緣故。表3 模型(7)對資產(chǎn)與負債各分類子項均進行了控制?？梢钥闯?，各資產(chǎn)、負債的估計結(jié)果大小與顯著性均與模型(5)、(6)中相對應(yīng)變量的估計結(jié)果相同。同時，控制變量在模型(1)～模型(7)中均較穩(wěn)健，且與以往文獻的發(fā)現(xiàn)基本一致。因此，我們的估計結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

表3 絕對資產(chǎn)、負債對幸福感的影響

續(xù)表3

綜上，資產(chǎn)與負債是影響家庭幸福感的重要因素，忽視這兩大因素是以往研究無法解釋“幸福-收入”之謎的重要原因，盡管收入的增加是家庭財富累積的基礎(chǔ)，但收入增加本身并不能增加居民幸福感，收入可能通過影響家庭資產(chǎn)配置來影響幸福感。從不同資產(chǎn)、負債的影響來看，房產(chǎn)對幸福感有顯著正向提升效應(yīng)，但住房負債將會部分抵消房產(chǎn)增值帶來的幸福感，政府應(yīng)確保住房市場平穩(wěn)發(fā)展，因為一旦房價大幅下跌，房產(chǎn)減值與還款壓力將會對家庭幸福形成雙重打擊。工商業(yè)資產(chǎn)不僅不具有提升幸福感的作用，相反，由于經(jīng)營工商業(yè)產(chǎn)生的負債還會顯著降低幸福感。因此，政府應(yīng)加大對小微企業(yè)的扶持力度，降低小微企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險，解決小微企業(yè)“融資難、融資貴”的難題，營造良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境。汽車、耐用品資產(chǎn)可顯著提高幸福感。因此，政府應(yīng)長期保持拉動內(nèi)需的激勵措施。

（二）相對資產(chǎn)、負債規(guī)模與主觀幸福感

本文第二部分的文獻總結(jié)中已闡述，在影響居民幸福感方面，資產(chǎn)、負債與收入具有相似性，已有研究發(fā)現(xiàn)，個體通常會將自身收入與他人比較，由此可能產(chǎn)生相對收入的“攀比效應(yīng)”或“示范效應(yīng)”。那么，一個自然的問題是，相對資產(chǎn)、負債是否有如相對收入影響幸福感的“攀比效應(yīng)”或“示范效應(yīng)”？本部分將對此進行研究。與Senik(2004)、陳釗等(2012)衡量相對收入的方法相似，我們以社區(qū)/村層面平均資產(chǎn)、負債規(guī)模為基礎(chǔ)來界定參照組。若以yct表示社區(qū)/村c 在第t 年的平均資產(chǎn)(負債、收入)，那么，家庭i 在第t 年的相對資產(chǎn)(負債、收入)定義為該家庭的實際資產(chǎn)(負債、收入)yit與調(diào)查時所在社區(qū)/村平均資產(chǎn)(負債、收入)yct的對數(shù)差，即lnyit-lnyct，記為lnrela_yit，本文使用的相對指標(biāo)有三個：相對收入，記為lnrela_inc；相對資產(chǎn)，記為lnrela_asset；相對負債，記為lnrela_debt。我們建立如下計量模型考察相對資產(chǎn)(負債、收入)對幸福感的影響：

β3是我們感興趣的參數(shù)，表示相對資產(chǎn)(負債、收入)對幸福感的影響，其余解釋變量均與式(1)相同。表4 報告了式(2)的固定效應(yīng)估計結(jié)果。

首先，為與以往研究相對收入與幸福感之間關(guān)系的文獻進行對比，表4 模型(1)僅考察了相對收入對幸福感的影響。其結(jié)果顯示，其它因素不變(包括絕對收入不變)，相對收入每提高1 倍，幸福的概率將增加0.065，在1%,,,的統(tǒng)計水平上顯著，同時，絕對收入對幸福感的影響仍不顯著。本文的發(fā)現(xiàn)與官皓(2011)的研究結(jié)論一致，即相對收入是影響幸福感的主要原因，絕對收入并不影響幸福感，再次為解釋“幸福-收入”之謎的相對收入論提供了經(jīng)驗證據(jù)。本文的發(fā)現(xiàn)與陳釗等(2012)的研究結(jié)論相反，我們沒有發(fā)現(xiàn)相對收入具有“示范效應(yīng)”的經(jīng)驗證據(jù)。其次，我們考察相對資產(chǎn)對幸福感的影響，表4 模型(2)的估計結(jié)果顯示，其它因素不變，相對資產(chǎn)每提高1 倍，幸福的概率將下降0.049，在10%,,,的統(tǒng)計水平上顯著。由于我們同時控制了絕對資產(chǎn)規(guī)模，因此，模型(2)中相對資產(chǎn)變量系數(shù)的含義等同于，在家庭絕對資產(chǎn)規(guī)模不變的情形下，家庭所在社區(qū)/村的平均資產(chǎn)每提高1 倍，幸福的概率將增加0.049，即社區(qū)平均資產(chǎn)對家庭幸福感具有正的外部性，這與相對收入對幸福感的影響機制完全相反。以往有研究發(fā)現(xiàn)社區(qū)平均收入的提高會增加幸福感(Clark et al.，2009b；Kingdon 和Knight，2007；陳釗等，2012)，與這些研究的發(fā)現(xiàn)不同，我們發(fā)現(xiàn)，相對收入對幸福的影響仍是“攀比效應(yīng)”占主導(dǎo)，但存在相對資產(chǎn)的“示范效應(yīng)”。究其原因，可從兩方面進行解釋：第一，相比于收入的隱晦性，資產(chǎn)更易產(chǎn)生激勵效應(yīng)，比如，社區(qū)的創(chuàng)業(yè)者可能會分享創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗，從而提高個體參與創(chuàng)業(yè)的信心；第二，社區(qū)資產(chǎn)價值的提高會使居民形成自身資產(chǎn)將上升的預(yù)期，比如，鄰近小區(qū)房價的上升會使個體認為自有房產(chǎn)價值也將上升，但相對收入在這一影響機制上較弱：他人收入的增加并不意味著自身收入也將隨之增加。第三，我們考察相對負債對幸福感的影響，表4 模型(3)的估計結(jié)果顯示，相對負債對幸福感無顯著影響，這可能是由于家庭負債相對于資產(chǎn)和收入而言更加隱蔽，從而使得負債并不具備可比較的參照組。

表4 模型(4)是對相對資產(chǎn)、相對負債、相對收入都控制后的固定效應(yīng)估計結(jié)果?？梢钥闯?，與模型(1)、(2)、(3)相比，相對收入仍在1%,,,的統(tǒng)計水平上顯著為正，相對資產(chǎn)變量的估計變得更加顯著，在5%,,,的統(tǒng)計水平上顯著為負，相對負債對幸福感的影響依然不顯著，其余各變量估計值的大小與顯著性無明顯變化，由此可見，估計結(jié)果較穩(wěn)健。值得注意的是，在模型(1)～模型(4)中，即使我們控制相對效應(yīng)的影響，絕對資產(chǎn)仍顯著正向影響幸福感。這表明，資產(chǎn)除了從心理層面來影響幸福感外，還可產(chǎn)生直接的經(jīng)濟效應(yīng)來提高幸福感，比如使用資產(chǎn)帶來的直接經(jīng)濟效用。

表4 相對資產(chǎn)、負債對幸福感的影響

綜上所述，盡管資產(chǎn)、收入都是家庭的財富，但從心理學(xué)的角度，資產(chǎn)對幸福感的影響機制與收入完全不同，相對資產(chǎn)對幸福感具有正的外部性，但相對收入對幸福感的影響具有負的外部性。從這個角度講，政府提高幸福感可從降低收入不均和引導(dǎo)居民合理配置資產(chǎn)著手。研究還發(fā)現(xiàn)，相對收入形成的“攀比效應(yīng)”是中國“幸福-收入”之謎產(chǎn)生的原因之一。因此，解釋中國“幸福-收入”之謎的相對收入論與“忽視變量”論均顯著存在。

（三）負債影響幸福感的機制：負債影響健康嗎？

通過上述分析，我們發(fā)現(xiàn)，盡管負債顯著負向影響幸福感，但并不具有類似資產(chǎn)或收入通過相對效應(yīng)影響幸福感的傳導(dǎo)機制。那么，負債是如何影響幸福感的呢？基于已有的研究，負債主要通過兩種途徑負向影響幸福感：一是償債壓力會影響心理健康(Brown et al.，2005)，進而影響幸福感；二是償債壓力使得借款人不得不努力工作，甚至是通過生活的節(jié)儉以達到快速償還借款的目的，由此可能導(dǎo)致借款人身體抵抗力惡化，得病概率上升(Balmer et al.，2006)，進而影響幸福感。由于健康影響幸福已是學(xué)者們公認的結(jié)論(胡洪曙和魯元平，2012)，所以本部分通過分析負債是否影響家庭成員的身體健康而間接提供負債影響幸福感的證據(jù)①由于數(shù)據(jù)的限制，我們無法分析負債是否影響居民心理健康。。我們建立如下計量模型進行分析：

health_indicator 表示家庭成員的身體健康狀況，我們用兩個變量來衡量：一是受訪者及配偶中健康成員人數(shù)②CHFS 問卷僅詢問了受訪者及配偶的健康狀況：“與同齡人相比，您現(xiàn)在的身體狀況如何？”，選項包括：非常好、很好、好、一般、不好，問題編號：a2025b。我們將選擇非常好、很好、好的家庭成員視為健康。，記為health_num；二是家庭月均醫(yī)療支出對數(shù)，包括醫(yī)療保險賬戶支付部分，記為lnhhmed。β1是我們感興趣的參數(shù)，表示負債對家庭成員健康狀況的影響?？紤]到家庭可能因生病而舉債，從而使得負債與身體健康狀況互為因果關(guān)系，進而引致內(nèi)生性問題。因此，與前文的分析有所不同，我們?nèi)コ思彝ヘ搨械尼t(yī)療負債。醫(yī)療負債包含于其它負債(othdebt)中，所以我們?nèi)コ素搨械钠渌搨鄹兄x匿名審稿人提出的寶貴意見。。

在控制變量中，有研究表明，參與醫(yī)療保險對健康及醫(yī)療支出有重要影響(黃楓和甘犁，2010)。因此，控制變量X 除了包含前文分析中采納的變量，我們還對家庭是否有醫(yī)療保障進行了控制，記為health_ins，health_ins=1 表示至少有一家庭成員擁有醫(yī)療保障，參照組為所有家庭成員均無醫(yī)療保障的家庭。此外，由于健康狀況是決定醫(yī)療支出的重要因素，所以在以家庭月均醫(yī)療支出對數(shù)作為被解釋變量時，我們還控制了受訪者及配偶中的健康成員人數(shù)。

表5 報告了式(4)的固定效應(yīng)估計結(jié)果。模型(1)的估計結(jié)果顯示，其它因素不變，家庭債務(wù)每提高1 倍，受訪者及配偶中健康成員數(shù)目將減少0.009 個，在1%,,,的統(tǒng)計水平上顯著，通過簡單的估算，我們可計算出負債通過損害家庭成員健康而影響幸福的概率：家庭負債規(guī)模每提高1 倍，將使家庭幸福的概率下降約0.09%(0.009*0.100(前文中健康影響幸福的估計值))。模型(2)的估計結(jié)果顯示，不同類型負債對健康的影響不同，住房負債、教育負債顯著降低了受訪者及配偶中的健康人數(shù)，而工商業(yè)負債雖然對家庭成員健康具有負向影響，但在統(tǒng)計上并不顯著。有意思的是，因購買交通工具而產(chǎn)生的負債與受訪者及配偶的健康狀況顯著正相關(guān)，這可能是由于購買交通工具提高了醫(yī)療可及性的緣故。模型(3)與模型(4)從醫(yī)療支出的角度考察了負債的影響，估計結(jié)果顯示，在控制受訪者及配偶健康狀況等因素的條件下，負債總額及各子項目負債均顯著提高了家庭月均醫(yī)療支出。由此可見，負債通過影響家庭成員身體健康是負債影響幸福感的渠道之一。

表5 負債與健康

四、政策分析

通過前文的分析，我們發(fā)現(xiàn)，其它因素不變，社區(qū)平均資產(chǎn)對居民幸福感具有正的“示范效應(yīng)”，社區(qū)平均收入對居民幸福感則具有負的“攀比效應(yīng)”，而負債則主要通過影響家庭成員身體健康而負向影響幸福感。那么，對于政策制定者而言，采取什么樣的措施可以促進資產(chǎn)的“示范效應(yīng)”或降低收入的“攀比效應(yīng)”或減弱負債對幸福感的負向沖擊？本部分試圖為這些問題提供一些解決方案。

（一）如何促進資產(chǎn)的“示范效應(yīng)”或降低收入的“攀比效應(yīng)”？

對于如何促進資產(chǎn)的“示范效應(yīng)”或降低收入的“攀比效應(yīng)”，我們主要從教育這個角度進行分析，這是由于教育既可提高個人的學(xué)習(xí)能力，也能使人變得理性，從而可提高資產(chǎn)的“示范效應(yīng)”或降低收入的“攀比效應(yīng)”。我們進一步區(qū)分了有無上過經(jīng)濟、金融類課程的差異，因為，接受過經(jīng)濟、金融教育的人可能更具經(jīng)濟頭腦，從而“示范效應(yīng)”更易發(fā)揮作用，同時，這類人通常也更理性，與人攀比的心理可能更弱。

我們建立如下計量模型進行分析：

lnrela_y 表示相對資產(chǎn)或相對收入。f_characters 表示家庭不隨時間變化的特征，我們考察兩個特征：一是受教育程度，我們用戶主的受教育年限來衡量，記為head_edu，該變量根據(jù)受訪者報告的戶主學(xué)歷換算而來，如“大學(xué)本科”記為22 年；二是是否上過經(jīng)濟、金融類課程，該變量為啞變量，記為eco_class，eco_class=1 表示受訪者上過經(jīng)濟、金融類課程，參照組為沒有上過經(jīng)濟、金融類課程的家庭。β2是我們感興趣的參數(shù)，表示異質(zhì)性家庭的資產(chǎn)“示范效應(yīng)”與收入“攀比效應(yīng)”的差異。

表6 報告了式(4)的固定效應(yīng)估計結(jié)果，其中，模型(1)～模型(2)考察了異質(zhì)性家庭的資產(chǎn)“示范效應(yīng)”，模型(3)～模型(4)考察了異質(zhì)性家庭的收入“攀比效應(yīng)”。對于資產(chǎn)的“示范效應(yīng)”，模型(1)的估計結(jié)果顯示，戶主受教育年限越高的家庭，相對資產(chǎn)的“示范效應(yīng)”越強，但在統(tǒng)計上不顯著。進一步地，模型(2)的估計結(jié)果顯示，上過經(jīng)濟、金融類課程可顯著提升社區(qū)平均資產(chǎn)的“示范效應(yīng)”。由此可見，盡管受教育程度對于居民學(xué)習(xí)他人資產(chǎn)增長模式幫助不大，但經(jīng)濟、金融類知識可顯著提高居民學(xué)習(xí)他人資產(chǎn)增長模式的能力。從收入的“攀比效應(yīng)”來看，模型(3)的估計結(jié)果顯示，戶主受教育程度越高的家庭，收入的“攀比效應(yīng)”越弱。模型(4)的估計結(jié)果顯示，上過經(jīng)濟、金融類課程可顯著降低家庭與人攀比收入的傾向，相對收入每提高1倍(社區(qū)平均收入下降1 倍)，可使沒上過經(jīng)濟、金融類課程的家庭變得幸福的概率提升0.085，但會使上過經(jīng)濟、金融類課程的家庭變得幸福的概率下降0.01，二者差異在5%的統(tǒng)計水平上顯著。由此可見，受教程度的提高不僅可減弱家庭與人攀比收入的傾向，若同時上過經(jīng)濟、金融類課程，他人收入的提高還可能對自身幸福感產(chǎn)生正向激勵。

（二）如何減弱負債對幸福感的負向沖擊？

對于如何減弱負債對幸福感的負向沖擊，我們主要從醫(yī)療保障這個角度進行分析，這是由于我們在前文的分析中發(fā)現(xiàn)，負債主要通過影響家庭成員身體健康而負向影響幸福感。因此，若醫(yī)療保障能為家庭成員身體健康提供保險，那么，醫(yī)療保障可減弱負債對家庭成員身體健康的沖擊，從而降低負債對幸福感的負向影響。我們在基本模型(式(1))中加入負債與是否有家庭成員擁有醫(yī)療保障(health_ins)啞變量的交叉項來驗證上述猜想，我們進一步區(qū)分了城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保障與農(nóng)村居民醫(yī)療保障的差異，其中，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保障包括公費醫(yī)療、單位報銷、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，農(nóng)村居民醫(yī)療保障主要指新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險，我們以city_healthins 表示是否有家庭成員擁有城鎮(zhèn)醫(yī)療保障，以rural_healthins 表示是否有家庭成員擁有新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險。

表6 模型(5)、(6)、(7)報告了在基本模型中加入負債與是否擁有醫(yī)療保障交叉項的估計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，擁有醫(yī)療保障并不能顯著降低負債對幸福感的負向影響，特別地，擁有新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險反而加劇了負債對幸福感的負向影響，盡管并不顯著。一個可能的原因是，身體健康狀況更差的家庭參與新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的傾向更高，而新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險因籌資水平較低導(dǎo)致了保障水平較低，很難起到保障居民身體健康的作用。然而，擁有城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保障可顯著降低負債對幸福感的負向影響。這與劉曉婷(2014)的研究結(jié)論一致，即僅城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險顯著改善了居民健康狀況，而新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險并未有效改善居民身體健康。

表6 政策分析

綜上，通過提高居民受教育程度，特別是加強經(jīng)濟、金融類知識的教育，可顯著提高個體學(xué)習(xí)他人資產(chǎn)增長模式的能力，同時降低與他人攀比收入的傾向，這將對提高居民幸福感起到“一箭雙雕”的效果。同時，政府應(yīng)在實現(xiàn)“全民醫(yī)保”的前提下，進一步提高醫(yī)療保障水平，特別是提高農(nóng)村居民醫(yī)療保障水平，為負債對家庭成員身體健康的負向沖擊提供保險，進而提升家庭幸福感。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用中國家庭金融調(diào)查2011 年與2013 年的微觀面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)模型估計了家庭資產(chǎn)、負債對主觀幸福感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，其它因素不變，家庭資產(chǎn)每提高1 倍，家庭從不幸福變得幸福的概率將增加0.018；家庭負債每增加1 倍，家庭變得幸福的概率將減少0.005。同時，不同資產(chǎn)與負債對幸福感的影響具有異質(zhì)性：在家庭資產(chǎn)中，以房產(chǎn)、汽車、耐用品資產(chǎn)的正向影響為主，而工商業(yè)資產(chǎn)與金融資產(chǎn)的影響不顯著；在家庭負債中，以住房負債、工商業(yè)負債的負向影響為主，而汽車、教育負債的影響不顯著。進一步對資產(chǎn)、負債影響幸福感的渠道進行分析后發(fā)現(xiàn)，相對資產(chǎn)對幸福感的影響具有正的“示范效應(yīng)”：社區(qū)平均資產(chǎn)每提高1 倍，家庭幸福的概率將增加0.049，這一影響有別于相對收入影響幸福感的負的“攀比效應(yīng)”：社區(qū)平均收入每提高1 倍，家庭幸福的概率將減少0.065。然而，負債不具有上述兩種影響機制，負債更有可能通過影響家庭成員身體健康而影響幸福感。研究還發(fā)現(xiàn)，通過提高居民教育水平，特別是加強經(jīng)濟、金融類知識的培訓(xùn)，既可提高個體學(xué)習(xí)他人資產(chǎn)增長模式的能力，還能降低與他人攀比收入的傾向，這可對提高居民幸福感起到“一箭雙雕”的效果。但是，針對負債通過影響家庭成員身體健康而負向影響幸福感的問題，當(dāng)前醫(yī)療保障制度僅城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保障能夠顯著降低負債對幸福感的負向影響，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險未能有效發(fā)揮其保險功能。

本文的研究同時對幸福不一定隨著收入的增加而上升的“幸福-收入”之謎進行了解釋。我們發(fā)現(xiàn)，一旦控制資產(chǎn)、負債及排除不隨時間變化的個體非觀測異質(zhì)性(比如生活態(tài)度、婚姻質(zhì)量、人際關(guān)系等)，絕對收入不再顯著影響幸福感，但相對收入對幸福感的影響依然穩(wěn)健顯著，這就驗證了田國強和楊立巖(2006)從攀比理論與忽視變量理論角度解釋“幸福-收入”之謎的經(jīng)濟理論模型。

本文的研究具有重要的政策含義。首先，當(dāng)前中國的經(jīng)濟發(fā)展過度依賴于房地產(chǎn)，不可否認，房產(chǎn)的升值提高了居民幸福感，然而經(jīng)歷高速增長后的房地產(chǎn)市場也蘊藏著巨大的風(fēng)險，政府應(yīng)保持房地產(chǎn)市場平穩(wěn)發(fā)展，一旦房價大幅下跌，房產(chǎn)減值與償債壓力將對居民幸福感形成雙重打擊。其次，小微企業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展貢獻了不可忽視的力量，然而，工商業(yè)資產(chǎn)不僅不具有提升幸福感的作用，相反，由于經(jīng)營工商業(yè)產(chǎn)生的負債還會顯著降低幸福感。因此，政府應(yīng)加大對小微企業(yè)的扶持力度，降低小微企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險，解決小微企業(yè)“融資難、融資貴”的難題，營造良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境。再次，提升居民受教育水平，特別是加強經(jīng)濟、金融類知識的培訓(xùn)，以降低攀比心理造成的幸福損失，并提高居民學(xué)習(xí)他人資產(chǎn)增長模式的能力，從而進一步提高國民幸福度。最后，針對負債對家庭成員身體健康的沖擊，政府應(yīng)在實現(xiàn)醫(yī)療保障全民覆蓋的前提下，進一步提高醫(yī)療保障水平，為負債通過降低家庭成員身體健康狀況而負向影響幸福感提供保險。

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