黃祖輝 朋文歡

(浙江大學(xué) 中國農(nóng)村發(fā)展研究院,浙江 杭州310058)

主題欄目:中國“三農(nóng)”問題研究

對“Easterlin悖論”的解讀
——基于農(nóng)民工的視角

黃祖輝 朋文歡

(浙江大學(xué) 中國農(nóng)村發(fā)展研究院,浙江 杭州310058)

基于CHIPs調(diào)研數(shù)據(jù)可知,農(nóng)民工收入與其幸福感的關(guān)系同樣表現(xiàn)出“Easterlin悖論”。實(shí)證研究結(jié)果表明:(1)對農(nóng)民工幸福感起正向作用的并非家庭收入本身,而是扣除生活必要開支后的剩余部分,說明農(nóng)民工幸福水平的提升并不止步于基本需求的滿足。(2)農(nóng)民工與城市居民間的收入差距嚴(yán)重?fù)p害其幸福感,但隨著農(nóng)民工收入的提高,其損害程度會逐步降低;與同村村民間的收入差距僅負(fù)向影響低收入者的幸福感。(3)收入對新老一代農(nóng)民工幸福感的影響呈現(xiàn)出明顯的代際差異,與新生代農(nóng)民工相比,老一代農(nóng)民工更關(guān)注經(jīng)濟(jì)因素的作用,與城市居民、同村村民間的收入差距均不利于老一代農(nóng)民工幸福水平的提升;但對新生代農(nóng)民工而言,與同村村民間的收入差距作用并不顯著,說明他們并不將同村村民視為相對收入的參照對象。(4)當(dāng)前,農(nóng)民工的幸福感并非局限于單一的經(jīng)濟(jì)訴求,健康狀況、教育水平、婚姻狀況、流動方式等非經(jīng)濟(jì)因素同樣作用明顯。

Easterlin悖論;農(nóng)民工;幸福感;收入差距;代際差異;非經(jīng)濟(jì)因素

一、引 言

西方主流經(jīng)濟(jì)學(xué)將幸福定義為效用,因此,在將收入看作決定效用的唯一變量的前提下,得出收入越高、居民越幸福的結(jié)論就顯得理所當(dāng)然。但大量實(shí)證研究結(jié)論卻與主流經(jīng)濟(jì)理論大相徑庭。二戰(zhàn)后,美、日等國人均實(shí)際收入的顯著提高并未帶來居民幸福程度的提升[1];改革開放近40年來,中國經(jīng)濟(jì)的快速增長也同樣并未見證國民幸福水平的同步提高?！笆澜鐑r(jià)值觀調(diào)查”(WorldValue Survey,WVS)數(shù)據(jù)顯示,2012年中國居民幸福指數(shù)為6.85,較1995年下降0.28①世界價(jià)值普查向被調(diào)查者提出如下問題:“綜合考慮所有因素,你如何評價(jià)這段時期的生活狀況?”回答者在 1(不滿意)—10(滿意)數(shù)值中選擇答案來表征其生活滿意度,具體參見http://www.worldvaluessurvey.org/WVSContents.jsp。。中國社會科學(xué)院2005年的調(diào)研也表明,感覺生活幸福的居民占72.7%,較上年降低5%,而相比農(nóng)村居民,城市居民的生活幸福水平普遍偏低②參見汝信、陸學(xué)藝、李培林主編《2006年:中國社會形勢分析與預(yù)測》,http://www.china.com.cn/zhuanti2005/txt/ 2006-01/19/content_6095838.htm,2016年1月25日。。

面對“Easterlin悖論”③“Easterlin悖論”又稱為“幸福悖論”或“幸?！杖脬Ｕ摗?是指當(dāng)國家變得富有時,居民的平均幸福水平并未得到相應(yīng)提升。Easterlin最早發(fā)現(xiàn)這一現(xiàn)象,故以此命名。的責(zé)難,國外學(xué)者重新審視現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)中的標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)理論,就收入與幸福之間的關(guān)系及“Easterlin悖論”的形成機(jī)制展開研究[1-9]。Graham發(fā)現(xiàn):(1)在一國內(nèi)部,富人的平均幸福感高于窮人,而跨國或跨時期的研究則表明人均收入與平均幸福水平幾乎無關(guān);(2)平均看來,富國比窮國更幸福,但居民收入對幸福的影響存在臨界值;(3)即使在幸福水平較低、較貧窮的國家,平均收入與幸福水平也不存在明顯的相關(guān)關(guān)系[2]。

Brickman等采用心理學(xué)的適應(yīng)性理論解釋“Easterlin悖論”的形成機(jī)制,認(rèn)為隨著收入的提高,人們會形成一種對高收入自動適應(yīng)的心理習(xí)慣,以至于經(jīng)濟(jì)條件的改善對提高主觀幸福并沒有實(shí)質(zhì)性作用[3]。Veenhoven等基于馬斯洛的需求層次理論,揭示了居民收入對幸福感的邊際效應(yīng)遞減規(guī)律[4]。然而,以Easterlin為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家則強(qiáng)調(diào):人的社會屬性決定了幸福源于個體間的比較,對居民幸福感起作用的是與他人進(jìn)行比較的相對收入水平,而非收入的絕對量[5-6,10]。此外,不少學(xué)者,如Chappell、Abbott等,采用“忽視變量”理論來解釋“Easterlin悖論”,認(rèn)為除經(jīng)濟(jì)因素外,居民幸福感還與其健康狀況、婚姻質(zhì)量、就業(yè)狀況、閑暇、人際交往等非經(jīng)濟(jì)因素有關(guān)[7,11]。因此,當(dāng)非經(jīng)濟(jì)因素與經(jīng)濟(jì)因素負(fù)相關(guān)時,隨著收入的增長,許多非經(jīng)濟(jì)因素的下降會抵消經(jīng)濟(jì)因素帶來的正效應(yīng),從而使居民幸福水平趨于穩(wěn)定。然而,過去幾十年來,許多非經(jīng)濟(jì)因素與經(jīng)濟(jì)因素同步增長的事實(shí)使該理論的解釋力大打折扣[12]。

受國外研究的啟示,國內(nèi)學(xué)者紛紛以城市、農(nóng)村居民為研究對象,就我國居民收入與幸福感的關(guān)系展開實(shí)證研究和理論探討。例如,羅楚亮、邢占軍的研究證實(shí)了收入對居民幸福感的正向作用[13-14];張學(xué)志等和趙新宇等的研究表明絕對收入與居民幸福感呈倒U形關(guān)系[15-16],但考慮相對收入的影響后,絕對收入的作用并不顯著[15]。還有一些文獻(xiàn)以收入差距為視角,考察相對收入與居民幸福感的關(guān)系[17-23],但并未得到一致的結(jié)論。理論研究方面,田國強(qiáng)等基于相對收入理論和“忽視變量”理論,構(gòu)建了一個規(guī)范的經(jīng)濟(jì)學(xué)模型,利用帕累托最優(yōu)概念解釋“Easterlin悖論”[24]。何強(qiáng)將相對收入效應(yīng)、棘輪效應(yīng)與“忽視變量”理論加以整合,構(gòu)建了一個相對規(guī)范的幸福度分析框架,從而得出良好的預(yù)期有利于延遲福利飽和點(diǎn)到來的結(jié)論[25]。吳麗民等則以結(jié)構(gòu)方程模型為基礎(chǔ),構(gòu)建了“收入－中間變量－幸?！比溎Ｐ?證明居民收入通過直接和間接(個體、社會狀況作為中間變量)兩條路徑對幸福感產(chǎn)生作用,且間接作用強(qiáng)于直接作用[26]。

綜上,國內(nèi)學(xué)者對我國城鄉(xiāng)居民收入與幸福感關(guān)系的有益探索為政府決策者轉(zhuǎn)換發(fā)展理念、提升國民幸福水平提供了新的參考依據(jù)。然而,縱觀已有成果,不難發(fā)現(xiàn)國內(nèi)研究關(guān)注的重點(diǎn)仍是城市和農(nóng)村居民,從農(nóng)民工的視角考察收入與幸福感的關(guān)系仍然是研究的薄弱環(huán)節(jié)。盡管羅楚亮、張學(xué)志等、Jiang等比較分析了城市、農(nóng)村居民及流動人口幸福感的影響因素[13,15,23],但對研究對象的選取仍然過于寬泛,并未就農(nóng)民工的特殊性展開深入討論。作為我國城鄉(xiāng)二元戶籍制度催生的一個特殊群體,據(jù)2014年《全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》,目前我國農(nóng)民工總量已高達(dá)2.74億,占全國就業(yè)總?cè)藬?shù)的35.21%①參見國家統(tǒng)計(jì)局《2014年全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》,http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201504/t20150429_797821. html,2016年1月25日。。當(dāng)前我國農(nóng)民工的訴求呈現(xiàn)多元化特征,單純的經(jīng)濟(jì)指向已逐漸向渴望公平權(quán)益、職業(yè)發(fā)展、城市融入等方面轉(zhuǎn)變,尤其是新生代農(nóng)民工。在這種背景下,農(nóng)民工收入的提高對其主觀幸福感的作用呈現(xiàn)出哪些新特征?政策制定者該如何調(diào)整施政策略以滿足農(nóng)民工的新訴求?對此類問題的解答需要大量的基于農(nóng)民工微觀調(diào)研數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)性研究。對此,本文借助CHIPs 3 358位農(nóng)民工調(diào)研數(shù)據(jù),重點(diǎn)考察其收入與幸福感的邏輯關(guān)系,所得結(jié)論對新時期政府政策的制定與實(shí)施具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

當(dāng)然,本文還需著重指出Knight、陳前恒、楊東亮等學(xué)者針對農(nóng)民工幸福感研究所做的貢獻(xiàn)。Knight等基于2002年中國住戶調(diào)查數(shù)據(jù),重點(diǎn)回答了農(nóng)民工主觀幸福得分低于農(nóng)村未外出村民的原因,并得出農(nóng)民工以城市居民作為相對收入?yún)⒄杖后w的論斷[27];陳前恒等采用北京1 025位進(jìn)城務(wù)工者的調(diào)研數(shù)據(jù),關(guān)注機(jī)會不平等感知對農(nóng)民工幸福感的負(fù)向影響[28];楊東亮等則從經(jīng)濟(jì)、社會、心理等多個層面,綜合考察了農(nóng)民工幸福感的影響因素,實(shí)證結(jié)果表明,農(nóng)民工收入與其幸福感的關(guān)系符合經(jīng)典經(jīng)濟(jì)理論提出的“收入－消費(fèi)－效用－幸?！眰鬟f鏈條[29]。以上研究對本文研究對象的選取,尤其是研究假設(shè)的提出具有很好的啟示作用。但仍需注意的是,上述研究將農(nóng)民工作為一個同質(zhì)的研究對象,可能會造成研究結(jié)論的偏差。筆者認(rèn)為,在城鎮(zhèn)化快速推進(jìn)和人口結(jié)構(gòu)持續(xù)變化的背景下,農(nóng)民工群體的異質(zhì)性日益凸顯[30],收入分層、代際差異等作為不容忽視的新變量理應(yīng)被納入農(nóng)民工收入與幸福感關(guān)系的分析框架中。對此,本文擬從以下三個方面尋求突破: (1)聚焦農(nóng)民工,探討農(nóng)民工收入與其幸福感的關(guān)系;(2)針對農(nóng)民工的收入分化現(xiàn)象,本文將重點(diǎn)討論不同收入水平的農(nóng)民工幸福感決定因素的異質(zhì)性;(3)著重檢驗(yàn)收入對新老一代農(nóng)民工幸福感的影響是否存在代際差異。

二、研究假設(shè)

居民收入與其幸福感之間存在異常復(fù)雜的關(guān)系,從既有的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)看,學(xué)者對居民收入內(nèi)涵的理解并不單純局限于絕對收入,而是結(jié)合相對收入展開討論。就絕對收入而言,收入提高能擴(kuò)大居民的可行選擇集,從而更好地滿足個體的偏好和需求。一方面,對低收入者而言,基本生活需求的滿足會產(chǎn)生強(qiáng)烈的幸福感[4];另一方面,對高收入者而言,諸如健康、閑暇、人際交往、自我實(shí)現(xiàn)等非物質(zhì)或高層次需求的滿足仍然建立在一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)之上。2014年《全國農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》顯示,外出農(nóng)民工月平均收入僅為2 864元②同上。,遠(yuǎn)低于張學(xué)志等和趙新宇等計(jì)算的幸福收入臨界值[15-16]。另外,一項(xiàng)針對中國的調(diào)查顯示,分別有54.6%和66.4%的城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民認(rèn)為貧困是導(dǎo)致不幸福的主要原因[31]。因此,在現(xiàn)階段,絕對收入對農(nóng)民工幸福感的影響不容忽視。

而另一方面,我國“不患寡而患不均”的歷史傳統(tǒng)以及當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)社會轉(zhuǎn)型背景下收入差距不斷拉大的現(xiàn)實(shí),預(yù)示著相對收入對農(nóng)民工幸福感的作用可能十分明顯。相對收入的理論基礎(chǔ)源于美國心理學(xué)家亞當(dāng)斯于1965年提出的公平理論。該理論認(rèn)為,一個人對自己所得的報(bào)酬是否滿意并不取決于他實(shí)際所得報(bào)酬的絕對值,而是取決于他與他人進(jìn)行比較所得的相對值[32]。就相對收入對個體主觀幸福感的影響機(jī)制而言,通?？梢愿爬閮煞N效應(yīng),一是“相對剝奪效應(yīng)”,即居民通過與他人(即參照群體,Reference Group)的比較,發(fā)現(xiàn)自己處于劣勢時往往會產(chǎn)生一種被剝奪的負(fù)面心理情緒。但“相對剝奪效應(yīng)”是否存在取決于相對收入?yún)⒄杖后w的選取[33]。具體而言,選擇收入比自己高的群體作為參照系時,“相對剝奪效應(yīng)”存在,并且當(dāng)兩者的稟賦及投入類似時,剝奪感尤為強(qiáng)烈;反之,選擇收入比自己低的群體作為參照時,則“相對剝奪效應(yīng)”不存在,甚至?xí)蜃陨淼慕?jīng)濟(jì)優(yōu)勢而產(chǎn)生愉悅感。具體到農(nóng)民工群體,李強(qiáng)認(rèn)為,農(nóng)民工并不是與城市居民比較,而是以未外出的同村村民為參照對象[34]。而Knight等則對此給予了否定,認(rèn)為農(nóng)民工幸福感顯著低于未外出的村民,原因在于其相對收入的參照群體已經(jīng)轉(zhuǎn)換成務(wù)工所在地的城市居民[35]。

筆者認(rèn)為,城鄉(xiāng)二元戶籍制度導(dǎo)致農(nóng)民工戶籍所在地與務(wù)工所在地存在明顯的分割,農(nóng)民工與家鄉(xiāng)的天然聯(lián)系和外出經(jīng)歷使其相對收入?yún)⒄杖后w的選擇可能既包括同村居民,又包括務(wù)工所在地的城市居民。與城市居民相比,由于兩者收入差距懸殊,農(nóng)民工感受到的“相對剝奪感”較強(qiáng);但相比于同村村民,農(nóng)民工的“相對剝奪感”可能相對較小,甚至可能獲得一種優(yōu)越感。

盡管如此,不少研究卻顯示相對收入對居民幸福感的影響并非完全為負(fù)。例如,Senik基于俄羅斯1994至2000年的檢測調(diào)查數(shù)據(jù)(RLMS)發(fā)現(xiàn),不斷擴(kuò)大的收入差距給人們帶來樂觀的收入預(yù)期,從而使幸福感增強(qiáng)[36];Clark等采用11輪英國民眾調(diào)研數(shù)據(jù),同樣得出收入不均正向作用于民眾主觀幸福感的結(jié)論[9]。Knight等將之解釋為相對收入的正向“隧道效應(yīng)”[35],即“在擁堵的兩車道隧道中,人們發(fā)現(xiàn)旁邊車道的車輛開始向前移動時,盡管自己所處的車道還處于擁堵,但仍能產(chǎn)生愉悅感,因?yàn)楫a(chǎn)生了擺脫擁堵的樂觀預(yù)期”[18]。然而,相對收入的正向“隧道效應(yīng)”取決于兩車道是否具有同等的向前移動的機(jī)會,若人們發(fā)現(xiàn)僅僅是旁邊的車道疏通,自己所處的車道依然擁堵時,樂觀的預(yù)期就會隨之消失,取而代之的是不滿、憤怒,即負(fù)向“隧道效應(yīng)”。因此,在機(jī)會不均等、收入流動性較低的社會,一旦社會收入分配結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定,居民通過努力改變自身處境的概率較小時,那么,以收入差距表征的相對收入就會更多地表現(xiàn)為負(fù)向“隧道效應(yīng)”。所以,相對收入對居民幸福感的作用方向與程度取決于“相對剝奪效應(yīng)”和正、負(fù)向“隧道效應(yīng)”的綜合效果。

結(jié)合我國的實(shí)際,工作“準(zhǔn)入”障礙仍然是當(dāng)前城鎮(zhèn)勞動力市場的主要特征,以戶籍制度為代表的制度性障礙嚴(yán)重影響了進(jìn)城農(nóng)民的職業(yè)獲得和地位晉升。與城市本地居民相比,農(nóng)民工不僅面臨進(jìn)入特定崗位上的歧視,還面臨工資待遇上的同工不同酬[37]。例如Meng等基于上海的調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),不僅上海本地居民更可能進(jìn)入較好的行業(yè),即使在相同行業(yè)中,個人稟賦之外的不可觀測因素也使本地居民擁有更高的收入[38]。因此,盡管農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)了從農(nóng)村到城市的向上流動,但他們在城鎮(zhèn)地區(qū)面臨著以戶籍制度為基礎(chǔ)的城鄉(xiāng)身份隔離和社會排斥,不僅導(dǎo)致其在經(jīng)濟(jì)地位上與城鎮(zhèn)當(dāng)?shù)厝丝诖嬖谙喈?dāng)?shù)牟罹?還使其面臨公平發(fā)展機(jī)會缺失的困境。所以,與城市居民相比,相對收入可能更多地表現(xiàn)為負(fù)向“隧道效應(yīng)”。但與同村村民,尤其是與未外出的村民相比,農(nóng)民工并不處于機(jī)會劣勢,相反,在城市積累的人力資本和社會資本使其獲得機(jī)會上的優(yōu)勢,而農(nóng)村內(nèi)部收入差距也可能帶來樂觀的收入預(yù)期,即正向“隧道效應(yīng)”。綜上,本文提出:

假設(shè)1:絕對收入對農(nóng)民工幸福感有顯著的正向影響;與城市居民間的收入差距對農(nóng)民工的幸福感有負(fù)向作用,而與同村村民間的收入差距對其幸福感的影響則有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

需要強(qiáng)調(diào)的是,以上有關(guān)絕對收入與農(nóng)民工幸福感關(guān)系的討論基礎(chǔ)是假設(shè)農(nóng)民工具有相同的需求,且同類需求的滿足所帶來的效用(幸福感)是一致的,即同等數(shù)額的收入對農(nóng)民工的價(jià)值或意義相同。但事實(shí)上,同等數(shù)額的收入對不同收入水平的農(nóng)民工而言,其價(jià)值可能存在較大差異。

就相對收入而言,它對不同收入水平農(nóng)民工幸福感的影響也可能不同?？偟膩碚f,低收入者比高收入者感受到“相對剝奪感”的概率更大,剝奪感受更深,高收入者則可能成為既得利益者[18]。并且,根據(jù)顯示性理論,高收入者相比低收入者可能具備更豐富的人力資本和社會資本,因而能獲取更多的發(fā)展機(jī)會,收入差距更可能表現(xiàn)為正向“隧道效應(yīng)”。由此,本文提出:

假設(shè)2:對不同收入水平的農(nóng)民工而言,收入對其幸福感的影響存在差異。絕對收入對低收入者幸福感的影響要大于高收入者,相對收入對低收入者的負(fù)向作用更大。

但還需補(bǔ)充的是,相對收入對不同收入水平農(nóng)民工的幸福感的影響,還會因相對收入?yún)⒄杖后w的不同而呈現(xiàn)出差異。具體而言,以務(wù)工所在地城市居民為參照的相對收入有損農(nóng)民工幸福感,但損害程度將隨著農(nóng)民工收入水平的提高而減輕,原因在于隨著收入提高,農(nóng)民工感受到的“相對剝奪感”和負(fù)向“隧道效應(yīng)”將同步減輕;若以同村村民為參照,外出農(nóng)民工,尤其是中、高收入者感受到“相對剝奪感”的概率很小,并且,長期外出積累的工作經(jīng)驗(yàn)與技能、拓寬的社會資本使其獲得良好的收入預(yù)期,相對收入可能更多地表現(xiàn)為正向“隧道效應(yīng)”。因此,在研究假設(shè)2的基礎(chǔ)上,本文還提出兩個分假設(shè):

假設(shè)2-1:以城市居民為參照的相對收入對所有農(nóng)民工的幸福感均有負(fù)向作用,但其負(fù)向作用將隨農(nóng)民工收入的提高而下降。

假設(shè)2-2:以同村村民為參照的相對收入并不負(fù)向作用于(中、高收入)農(nóng)民工的主觀幸福感。

值得關(guān)注的是,新老一代農(nóng)民工在外出務(wù)工動機(jī)、身份認(rèn)同、未來發(fā)展預(yù)期等方面的差異也可能使兩者收入與幸福感之間的邏輯關(guān)系表現(xiàn)出差異性。王春光將農(nóng)民工外出務(wù)工動機(jī)歸納為經(jīng)濟(jì)型和生活型,并認(rèn)為老一代農(nóng)民工外出最初是迫于生計(jì),出于“生存理性”的被動選擇[39],因此以經(jīng)濟(jì)型為主[40]。相反,新生代農(nóng)民工生于體制變革和社會轉(zhuǎn)型的新階段,外出打工的目的已從單純的“賺錢”走向多元化,他們在考慮掙錢的同時,還將外出務(wù)工作為追求城市生活方式的一種途徑,具有經(jīng)濟(jì)型和生活型并存的特點(diǎn)。全國總工會的調(diào)研數(shù)據(jù)表明,相比于老一代農(nóng)民工,新生代農(nóng)民工更傾向于將外出看作人力資本和社會資本的積累過程,并借此實(shí)現(xiàn)其制度身份的轉(zhuǎn)化,脫離“農(nóng)門”跳入“城門”[41]。因此,新生代農(nóng)民工不僅注重工資待遇,還關(guān)注自身技能的提升、權(quán)利的實(shí)現(xiàn)以及未來的長遠(yuǎn)發(fā)展,并且,相較于他們的父輩,非經(jīng)濟(jì)因素對其幸福感的影響更為明顯。

此外,農(nóng)民工常年外出務(wù)工的經(jīng)歷以及我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)“隱性壁壘”的長期存在,已經(jīng)使農(nóng)民工的實(shí)際身份與制度性身份發(fā)生錯位。并且,由于新老一代農(nóng)民工不同的生活工作經(jīng)歷,兩者對各自的身份認(rèn)同也表現(xiàn)出差異。老一代農(nóng)民工從不質(zhì)疑自己的農(nóng)民身份,盡管目前常年在外,但并未削減其對農(nóng)村的心理認(rèn)同、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與社會關(guān)系,老來返鄉(xiāng)成為多數(shù)老一代農(nóng)民工的選擇。相反,新生代農(nóng)民工普遍缺乏務(wù)農(nóng)經(jīng)歷,這使他們對“農(nóng)民”這一制度性身份的認(rèn)同趨于模糊化。有數(shù)據(jù)顯示,新生代農(nóng)民工中認(rèn)為自己是“農(nóng)民”的與認(rèn)為自己是“工人或打工者”的各占32.3%,近35.4%的受訪者回答“說不清楚”[41]。另外,城市文化的熏陶也不斷削減他們對家鄉(xiāng)原有的情感認(rèn)同,這直接影響到他們對未來歸屬的選擇,融入城市并成為城市一員是多數(shù)新生代農(nóng)民工追求的目標(biāo)。

根據(jù)Falk等提出的社會比較模型[42],新老一代農(nóng)民工對身份及鄉(xiāng)土認(rèn)同、未來發(fā)展預(yù)期的差異可能導(dǎo)致兩者對相對收入?yún)⒄杖后w的選擇存在不同,誠如默頓所指出的,相對收入的參照群體可理解為個體渴望加入的一個群體[43]。國內(nèi)學(xué)者劉傳江更是明確表示,新生代農(nóng)民工的相對剝奪感較強(qiáng),因?yàn)樗麄冞x取的參照系是務(wù)工所在地的工人,而老一代農(nóng)民工的參照系多為農(nóng)村老家村民[44]。基于上述分析,本文提出:

假設(shè)3:收入對農(nóng)民工幸福感的影響存在代際差異,對新生代農(nóng)民工幸福感的作用程度低于老一代;就相對收入效應(yīng)而言,新生代農(nóng)民工更關(guān)注與務(wù)工所在地城市居民的收入差距,而老一代農(nóng)民工更看重與同村村民間的收入差距。

三、數(shù)據(jù)及變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用中國家庭收入調(diào)查(CHIPs)數(shù)據(jù)①數(shù)據(jù)介紹可參見Z.Tang,″The Great Migration:Rura-lUrban Migration in China and Indonesia,″Canadian Studies in Population,Vol.39,No.3-4(2013),pp.129-130。實(shí)證檢驗(yàn)上述研究假設(shè)。為契合研究內(nèi)容的需要,本文僅采用2008年(最近更新)流動人口數(shù)據(jù)②具體調(diào)研時間為2009年初。。本次調(diào)查由北京師范大學(xué)、澳大利亞國立大學(xué)(Australian National University)的學(xué)者發(fā)起,并得到國家統(tǒng)計(jì)局和德國勞動研究所支持(Institute for the Study of Labor,IZA)。調(diào)查內(nèi)容包括受訪者家庭成員的基本情況、健康狀況、教育與培訓(xùn)、生活就業(yè)狀況、社會關(guān)系、居住條件等方面的信息。在剔除關(guān)鍵變量缺失、邏輯錯誤明顯的樣本后,為排除測量誤差的影響,本文刪除了0.5%的最高收入樣本和0.5%的最低收入樣本,最終得到合格樣本3 358個,其中,新生代農(nóng)民工③與其他學(xué)者類似,本文所指的新生代農(nóng)民工是指1980年及以后出生的,年齡在16歲以上,以非農(nóng)就業(yè)為主的農(nóng)業(yè)戶籍人口。樣本1 840個,老一代農(nóng)民工1 518個,涵蓋9省15個城市④涵蓋地區(qū)為上海、廣州、深圳、東莞、南京、無錫、杭州、寧波、武漢、合肥、蚌埠、鄭州、洛陽、重慶、成都。。

(二)變量說明

1.被解釋變量:農(nóng)民工幸福感

目前,不少學(xué)者對幸福感的度量主要基于問題“總體而言,您覺得生活幸福嗎:很不幸福＝1,不幸福＝2,一般＝3,比較幸福＝4,很幸福＝5”[2,13,15]。如表1所示,文中總樣本幸福感得分3.44,新生代農(nóng)民工的幸福感(3.426)盡管略低于老一代農(nóng)民工(3.431),但在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著⑤獨(dú)立樣本均值t檢驗(yàn),t值為－0.226。。將總樣本按家庭月收入⑥家庭收入度量見下文。聚類劃分為三個子樣本:低收入組,即收入少于總樣本收入中位數(shù)的75%;中等收入組,即中位數(shù)的75%到125%之間;高收入組,即中位數(shù)的125%以上。收入較高的樣本組平均幸福感得分高于收入較低的樣本組,平均意義上,收入與農(nóng)民工幸福感呈正向變動關(guān)系。

表1 分組樣本幸福感均值比較

2.解釋變量

絕對收入變量是指過去一個月⑦以調(diào)研具體時間起算。的家庭收入,即勞動總收入、家庭經(jīng)營凈收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的總和。相對收入的度量主要是基于受訪者的主觀感受,直接詢問受訪者:“(1)與同村村民相比,您認(rèn)為您的收入如何?(2)與務(wù)工所在城市居民相比,您認(rèn)為您的收入如何?”采用5點(diǎn)里克特度量:高很多＝1,略高＝2,差不多＝3,略低＝4,低很多＝5。參照已有研究,文中的控制變量主要包括受訪者年齡、性別、婚姻狀況、健康狀況、受教育年限、流動方式、每周工作時間[9,13,15-16]。如表 2所示,受訪者平均年齡30.55歲,男性占65%?；橐鰻顩r包括未婚(46.90%)、已婚(50.36%)、離異(1.76%)、喪偶(0.98%)。健康狀況基于問題:“您認(rèn)為您的健康狀況如何:很不好＝1,不好＝2,一般＝3,比較好＝4,很好＝5?！逼骄】档梅?.19。平均受教育年限9.34年。流動方式包括跨區(qū)與非跨區(qū)流動①跨區(qū)流動和非跨區(qū)流動依據(jù)農(nóng)民工戶籍所在地與務(wù)工所在市(地級市)是否一致來界定,不一致為跨區(qū)流動,一致則為非跨區(qū)流動。,受訪者中,跨區(qū)流動占84%。每周工作時間平均為60.84小時。

表2還包括按受訪者幸福水平高低進(jìn)行分組后各解釋變量的均值信息。可以發(fā)現(xiàn),幸福感較高,農(nóng)民工家庭月收入也相對較高。但幸福感為1和5的樣本組并未呈現(xiàn)類似特征,說明農(nóng)民工的幸福感建立在一定的物質(zhì)基礎(chǔ)上,但收入與幸福感的關(guān)系還有待深入研究。有趣的是,若扣除農(nóng)民工家庭生活必要開支,如食品支出、住房、交通通訊等,剩余的收入與農(nóng)民工幸福感的正向關(guān)系更為明顯,即假設(shè)農(nóng)民工家庭月收入由生存支出(生活必要開支)和發(fā)展支出構(gòu)成,則發(fā)展支出的多寡與其幸福感的關(guān)系更直接。就相對收入而言,相比于同村村民,農(nóng)民工家庭經(jīng)濟(jì)狀況略有改善(2＜Re-lInc 1＜3);但與城市居民相比,農(nóng)民工收入普遍偏低(Re-lInc 2＝3.76)。平均意義上,農(nóng)民工相對收入與其幸福感的負(fù)向關(guān)系顯然比其絕對收入與幸福感的正向關(guān)系明顯。

控制變量中,幸福感較高的農(nóng)民工也表現(xiàn)出較高的受教育水平和較佳的健康狀況。但與感性認(rèn)識不符的是,農(nóng)民工每周工作時間與其幸福感并未表現(xiàn)出負(fù)向關(guān)系,離異者、喪偶者也并未表現(xiàn)出較低的幸福水平。盡管如此,農(nóng)民工絕對收入、相對收入及相關(guān)控制變量與其幸福感的邏輯關(guān)系及影響程度還有待實(shí)證檢驗(yàn)。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表2

四、計(jì)量結(jié)果分析

文中被解釋變量即農(nóng)民工幸福感為有序多分類變量,故本文采用Ordinal Logistic模型實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)民工收入與幸福感的邏輯關(guān)系。Ordinal Logistic概率函數(shù)模型如下:

其中,j＝1,2,3,4,5;i＝1,2,…,n。經(jīng)轉(zhuǎn)化可得:

式(1)和(2)中,y為被解釋變量(農(nóng)民工幸福感),其中,y＝1為很不幸福,y＝2為不幸福, y＝3為一般,y＝4為比較幸福,y＝5為很幸福。xi為解釋變量,包括絕對收入(即家庭月收入)、發(fā)展支出、相對收入和控制變量。其中,為檢驗(yàn)絕對收入與幸福感的倒U形關(guān)系,本文加入絕對收入平方項(xiàng)[13,15]。農(nóng)民工年齡做了對數(shù)處理,并加入平方項(xiàng)[9]。回歸方法采用最大似然估計(jì),由于y＝3和y＝4出現(xiàn)的頻率最大,故采用輔助對數(shù)－對數(shù)連接函數(shù)。

(一)總樣本估計(jì)結(jié)果及分析

在控制住其他影響因素后,本文分別檢驗(yàn)絕對收入(包括發(fā)展支出)和相對收入對農(nóng)民工幸福感的影響(見表3)。其中,Model 1實(shí)證檢驗(yàn)了農(nóng)民工家庭月收入與其幸福感的邏輯關(guān)系,結(jié)果表明,農(nóng)民工的收入與其幸福感呈倒U形關(guān)系,并且家庭月收入達(dá)3 827.63元時,農(nóng)民工獲得最佳幸福體驗(yàn)。然而,在考慮相對收入效應(yīng)后,絕對收入對農(nóng)民工幸福感的影響不再顯著(見Model 3),這說明絕對收入對農(nóng)民工幸福感的影響主要通過相對收入發(fā)揮作用。這一發(fā)現(xiàn)與張學(xué)志等人的研究一致。此外,對農(nóng)民工的發(fā)展支出與其幸福感關(guān)系的探索性研究發(fā)現(xiàn),發(fā)展支出的多寡與農(nóng)民工的幸福感顯著正相關(guān)(見Model 4),即便考慮了相對收入效應(yīng),發(fā)展支出的作用仍然顯著(見Model 5),這說明現(xiàn)階段絕對收入對農(nóng)民工幸福感的影響還有一部分是通過發(fā)展支出起作用的。

就相對收入而言,以同村村民和務(wù)工所在地城市居民為參照的相對收入均顯著負(fù)向作用于農(nóng)民工幸福感,這也意味著,在考察農(nóng)民工收入與幸福感的關(guān)系時不能單純地以戶籍為標(biāo)準(zhǔn)界定相對收入。進(jìn)一步比較相對收入變量系數(shù),我們發(fā)現(xiàn),縮小農(nóng)民工與城市居民間的收入差距對提升其幸福感的效果明顯優(yōu)于縮小其與同村村民間收入差距的效果,至此,文中的假設(shè)1基本得到了證實(shí)。

表3 總樣本Ordinal Logistic模型回歸結(jié)果

此外,Model 1至Model 5還檢驗(yàn)了非經(jīng)濟(jì)因素與農(nóng)民工幸福感的關(guān)系,其中,健康狀況、受教育年限等非經(jīng)濟(jì)因素與其幸福感顯著正相關(guān)。目前,農(nóng)民工以體力勞動為主,良好的身體狀況是其獲得收入的前提,而城市較高的醫(yī)療費(fèi)用以及農(nóng)民工醫(yī)療保障的缺失使其因病返貧的概率極大, Model 5中健康狀況變量的模型系數(shù)為0.258,遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)因素的作用。教育狀況是人力資本的重要體現(xiàn),良好的教育不僅能幫助農(nóng)民工獲得穩(wěn)定的工作,還能幫助其構(gòu)造、拓寬社會關(guān)系[45]。當(dāng)然,教育對幸福感的正向影響還可能包括教育與發(fā)展支出的交互效應(yīng),但相關(guān)性檢驗(yàn)顯示教育狀況與發(fā)展支出的相關(guān)系數(shù)為－0.005,且不顯著,因此,這種交互效應(yīng)可以排除。年齡與幸福感呈U形關(guān)系,農(nóng)民工在34.02歲至35.94歲時幸福感最低。與既有研究[13,15]不同的是,已婚者相對于未婚者、女性相對于男性的幸福水平偏低。筆者認(rèn)為這主要是研究對象的差異所致。一方面,絕大多數(shù)農(nóng)民工流動以分散式為主①國家統(tǒng)計(jì)局公布的《2014年全國農(nóng)民工檢測調(diào)查報(bào)告》顯示,1.68億外出農(nóng)民工中,舉家外出的僅占21.27%,具體參見http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201504/t20150429_797821.html,2016年1月25日。,分散流動持續(xù)的結(jié)果是夫妻之間的長期分居和家庭結(jié)構(gòu)的“離散化”;另一方面,農(nóng)村女性外出務(wù)工不僅意味著更繁重的體力勞動,相比男性還面臨更嚴(yán)重的就業(yè)、收入、社會融入等方面的歧視。城市居民或農(nóng)村未外出村民與之相比,上述影響顯然較小。是否跨區(qū)流動、每周工作時間等非經(jīng)濟(jì)因素對農(nóng)民工幸福感的作用并不顯著。最后,5個模型中變量的系數(shù)方向及顯著性均保持一致,說明模型結(jié)果比較穩(wěn)健。

(二)收入分組樣本估計(jì)結(jié)果及分析

農(nóng)民工群體內(nèi)部的收入分化決定了對不同收入水平的農(nóng)民工進(jìn)行分組檢驗(yàn)是十分必要的,且還能檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。表4中Model 6至Model 8分別為低、中、高收入組回歸檢驗(yàn)結(jié)果②需要指出的是,本文還分別將低、中、高收入組樣本及新老一代農(nóng)民工樣本按Model 1和Model 3的模型形式進(jìn)行回歸,其結(jié)果與Model 1和Model 3的結(jié)果基本一致(限于篇幅,在正文中省略了回歸結(jié)果),故文中分組樣本檢驗(yàn)按Model 5的模型形式進(jìn)行回歸與討論。。對比Model 5至Model 8,我們發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)民工幸福感的主要解釋變量的回歸結(jié)果基本保持不變,具體表現(xiàn)在:與城市居民相比,農(nóng)民工收入越低,其幸福水平越低;絕對收入方面,發(fā)展支出的增長顯著提升了中、高收入組農(nóng)民工的幸福水平;健康狀況、受教育年限對幸福感有顯著的正向促進(jìn)作用;年齡與低、中收入組農(nóng)民工幸福感呈U形關(guān)系,其拐點(diǎn)分別為36.26、38.65歲;低、中收入組中已婚者相比未婚者幸福感偏低,這與Model 5的實(shí)證結(jié)論一致。

然而,對比Model 6至Model 8,本文還發(fā)現(xiàn)了一些區(qū)別于總樣本回歸的結(jié)論。發(fā)展支出僅對中、高收入組農(nóng)民工的幸福感起作用,且對前者幸福感的影響顯著大于后者,這僅部分驗(yàn)證了假設(shè)2。發(fā)展支出對低收入組農(nóng)民工幸福感的作用不顯著,造成這一現(xiàn)象的原因有待進(jìn)一步探究。農(nóng)民工和城市居民間的收入差距與其幸福感顯著負(fù)相關(guān),且農(nóng)民工收入越低,負(fù)向效應(yīng)越明顯;而與同村村民間的收入差距僅顯著負(fù)向影響低收入組農(nóng)民工的幸福感。低收入者比高收入者感受到更強(qiáng)烈的相對剝奪感,另外,高收入者較其他村民可能擁有較多的發(fā)展機(jī)遇,收入差距表現(xiàn)出的正向“隧道效應(yīng)”足以抵消“相對剝奪效應(yīng)”,從而使相對收入作用不顯著,這直接證實(shí)了假設(shè)2-1和假設(shè)2-2。此外,非經(jīng)濟(jì)因素中,健康狀況對高收入組農(nóng)民工幸福感的作用程度最大,每周工作時間僅對高收入農(nóng)民工幸福感有顯著的負(fù)向影響,因此,某種意義上可以得出相比于低收入者,高收入者更注重非經(jīng)濟(jì)因素的影響的結(jié)論。至此,本文的研究假設(shè)2部分得到證實(shí)。

表4 分組樣本Ordinal Logistic模型回歸結(jié)果

續(xù)表4

(三)農(nóng)民工代際差異比較分析

新老一代農(nóng)民工之間的代際差異意味著對兩者收入與幸福感之間的關(guān)系進(jìn)行分組討論,是十分必要且有意義的。從表4的Model 9和Model 10可知,發(fā)展支出、相對收入對農(nóng)民工幸福水平具有顯著影響,且綜合考慮其變量系數(shù),與我們的預(yù)期相同的是經(jīng)濟(jì)因素對老一代農(nóng)民工幸福感的影響明顯強(qiáng)于對新生代農(nóng)民工的影響。就相對收入效應(yīng)而言,以同村村民、城市居民為參照的相對收入均負(fù)向作用于老一代農(nóng)民工幸福感,且后者的負(fù)向效應(yīng)明顯高于前者,這與我們的預(yù)期存在一定出入。以同村村民為參照的相對收入對新生代幸福感的影響并不顯著,說明新生代農(nóng)民工并不將同村村民視為相對收入的參照對象,因此,Knight等關(guān)于農(nóng)民工相對收入的參照對象已轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用竦恼摂郲35]僅適用于新生代農(nóng)民工。以健康狀況為代表的非經(jīng)濟(jì)因素對新生代農(nóng)民工幸福感的影響略高于對老一代農(nóng)民工的影響。因此,可以說研究假設(shè)3基本得以證實(shí),即經(jīng)濟(jì)因素對老一代農(nóng)民工幸福感的影響更明顯,新生代農(nóng)民工更看重非經(jīng)濟(jì)因素的影響。但新生代農(nóng)民工只關(guān)注與城市居民的收入差距,而老一代農(nóng)民工更關(guān)注與同村村民的收入差距的假設(shè)則并未得到證實(shí)。

此外,性別、婚姻狀況和流動方式顯著影響老一代農(nóng)民工的幸福感,而對新生代農(nóng)民工的作用并不顯著。筆者認(rèn)為,外出動機(jī)的不同使性別對兩代農(nóng)民工幸福感的影響表現(xiàn)出代際差異。新生代女性農(nóng)民工外出以“見世面,尋發(fā)展”為主,對農(nóng)村生活的不適應(yīng)以及對融入城市、享受現(xiàn)代城市文明的渴望使外出成為她們的優(yōu)先選擇;而老一代女性農(nóng)民工外出則以經(jīng)濟(jì)目的為主,是迫于生計(jì)的無奈選擇。此外,兩代農(nóng)民工婚姻狀況的差異也是一大成因。外出務(wù)工引起的家庭成員離散化、夫妻長期分居,使老一代女性農(nóng)民工付出沉重的代價(jià),而新生代女性農(nóng)民工中已婚比例較小(18.10%)。其次,樣本分布的差異導(dǎo)致婚姻狀況對新老一代農(nóng)民工幸福感的影響存在差異,新生代農(nóng)民工中已婚和離異所占比例較小,分別為19.46%和0.2%,因此,盡管本文的結(jié)論是婚姻狀況對新生代農(nóng)民工幸福感的作用并不顯著,但該結(jié)論有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。最后,新老一代農(nóng)民工鄉(xiāng)土情結(jié)的差異造成跨區(qū)與非跨區(qū)流動對他們幸福感的影響差異明顯。老一代農(nóng)民工對鄉(xiāng)土有較強(qiáng)的依戀,相比跨區(qū)流動,區(qū)內(nèi)流動顯著提升老一代農(nóng)民工的幸福水平;而新生代農(nóng)民工的鄉(xiāng)土認(rèn)同普遍偏低[40],是否跨區(qū)對其幸福感作用并不明顯。

五、結(jié)論與政策啟示

作為一個有別于城市與農(nóng)村居民的特殊群體,農(nóng)民工收入與幸福感之間的關(guān)系還未引起學(xué)者較多的關(guān)注。本文利用中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證考察農(nóng)民工收入與幸福感的關(guān)系,得出如下結(jié)論和相應(yīng)的政策啟示:

第一,絕對收入中,對農(nóng)民工幸福感起作用的并非家庭收入本身,而是扣除生活必要開支后的剩余部分,即發(fā)展支出的多寡才顯著正向影響其幸福感。這說明現(xiàn)階段農(nóng)民工幸福感的提升并不取決于基本生活需求的滿足,如何在滿足基本生活需求的基礎(chǔ)上提高發(fā)展支出才是關(guān)鍵。與城市居民間的收入差距嚴(yán)重?fù)p害農(nóng)民工的幸福感,但這種影響會隨著農(nóng)民工收入的提高呈弱化趨勢,而與同村村民間的收入差距僅負(fù)向影響低收入者的幸福水平。這一結(jié)論進(jìn)一步表明,構(gòu)建公平公正的市場環(huán)境,逐步完善按個人稟賦與貢獻(xiàn)大小衡量薪酬的機(jī)制,適當(dāng)調(diào)節(jié)收入分配,著力提高低收入群體的收入并縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

第二,收入對農(nóng)民工幸福感的影響存在明顯的代際差異。具體表現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)因素對老一代農(nóng)民工幸福感的影響顯著強(qiáng)于對新生代農(nóng)民工的影響,縮小老一代農(nóng)民工與城市居民間的收入差距對提高其幸福水平的效果明顯優(yōu)于縮小其與同村村民間的收入差距。與同村村民間的收入差距對新生代農(nóng)民工幸福感的影響并不顯著,說明他們并不將同村村民作為相對收入的參照對象。這一代際差異現(xiàn)象對政府如何改善農(nóng)民工福利,提升其幸福水平等政策的制定與實(shí)施提出了挑戰(zhàn),決策者不僅要考慮新老一代農(nóng)民工的共性,還需兼顧兩者的差異。

第三,健康狀況、受教育程度、婚姻質(zhì)量、流動方式等非經(jīng)濟(jì)因素的改善能顯著提升農(nóng)民工的幸福水平。因此,政府持續(xù)關(guān)注的重點(diǎn)應(yīng)是如何進(jìn)一步將農(nóng)民工納入城鎮(zhèn)醫(yī)療保障或救助體系,探索新農(nóng)合異地就診轉(zhuǎn)診模式;提高農(nóng)民工受教育水平,加強(qiáng)對農(nóng)民工的職業(yè)技術(shù)培訓(xùn);鼓勵老一代農(nóng)民工就地就近轉(zhuǎn)移或流動。

需要指出的是,本文對農(nóng)民工收入與幸福感關(guān)系的考察只是探索性研究的開始,仍然存在不足之處。首先,文中所采用的數(shù)據(jù)是橫截面數(shù)據(jù),缺少時間序列或面板數(shù)據(jù),因此不能就農(nóng)民工收入與幸福感的變化做更為深入的研究。其次,對農(nóng)民工之間以及外出與未外出村民間的收入差距未加區(qū)分而統(tǒng)一定義為農(nóng)村內(nèi)部收入差距并納入實(shí)證分析,可能造成實(shí)證結(jié)論的偏差①正如文中以同村村民為參照的相對收入負(fù)向作用于低收入者,若文中清晰界定同村村民為未外出村民,則這種負(fù)向作用可能會下降,甚至消除。,因此,進(jìn)一步細(xì)化相對收入的參照對象將是今后這一問題研究的突破點(diǎn)。最后,文中模型的整體擬合優(yōu)度偏低。主觀幸福感作為反映個體主觀感受的綜合指標(biāo),對其進(jìn)行實(shí)證分析將普遍存在遺漏變量的問題。對已有研究中存在的通病,本文也未能提出有效的改進(jìn)之策。但這也從另一個角度說明,單純改善農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)條件并非提高其主觀幸福感的萬能藥方。

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An Explanation of the Easterlin Paradox: From the Perspective of China’s Peasant Workers

Huang Zuhui Peng Wenhuan
(China Academy for Rural Development,Zhejiang University,Hangzhou310058,China)

China’s peasant workers,as a special group nurtured by urban-rural registration system,reached 274 millions in 2014.Studies on this massive group involve a great variety of aspects except the relationship between peasant workers’income and their subjective well-being (SWB).This paper extends previous researches by systematically investigating the impact of income on peasant workers’SWB based on the China Household Income Project survey(CHIPs) data.Besides,compared with the previous studies,this study contributes to the literature by taking into account the heterogenicity among peasant workers,discussing the different effects ofincome on SWB of peasant workers with different income levels,and further providing answers to why the impact of income on new generations of peasant workers’SWB differs from that on their old counterparts.

The results of ordinal logit model reveal that:(1)The Easterlin paradox has emerged in peasant worker group,and it is not the family income per se but the remainder of family income after deducting necessary living expenses that positively affects peasant workers’happiness, which indicates that raising peasant workers’SWB is not confined to the satisfaction of basic physiological needs for the moment.(2)The urban-rural income gaps reduce all peasant workers’SWB,but the reduction decreases with the rise of peasant workers’income.However,income gaps among rural residents negatively influence low-income group’s happiness.(3)The effects of income on peasant workers’happiness differ in two generation groups,specifically,income affects old generation group’s happiness more severely than that of new generation group.As far as income gaps are concerned,both the urban-rural and rural-rural income gaps have negative effects on old generation group’s happiness,but in terms of their new counterparts,the effect of the latter is not statistically significant.This conclusion illustrates that the new generation group does not treat rural residents as its reference group of relative income,so the views of Li Qiang and Knight on the choice of peasant workers’reference groups do not hold true.(4)Beyond economical factors,non-economical factors such as health condition,level of education,marital status and the style of migrate also influence peasant workers’SWB as well.

This article proposes that it is of great importance to increase the earnings of the low-income group and narrow the urban-rural income gap so as to regulate the income distribution properly. In addition,refining the urban medical insurance system for peasant workers,exploring the off-site treatment mode of New Cooperative Medical System,enhancing peasant workers’educational levels by vocational or technical training,as well as encouraging old generation groups to transfer nearby space should be the foci of governments’attention.However,it is worth noting that the determinants of peasant workers’SWB partially differ in two generation groups.The policymakers need not only to consider the similarities of two generation groups,but also to balance their differences to ensure the efficiency of policies.

Easterlin Paradox;peasantworkers;subjective well-being;income gap; inter-generational difference;non-economical factors

10.3785/j.issn.1008-942X.CN33-6000/C.2016.01.253

2016-01-25 [本刊網(wǎng)址·在線雜志]http://www.journals.zju.edu.cn/soc

[在線優(yōu)先出版日期]2016-06-08 [網(wǎng)絡(luò)連續(xù)型出版物號]CN33-6000/C

國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(71573235);浙江省自然科學(xué)基金(LY15G030030)

1.黃祖輝(http://orcid.org/0000-0003-0032-899X),男,浙江大學(xué)中國農(nóng)村發(fā)展研究院教授,博士生導(dǎo)師,主要從事人口流動與城鄉(xiāng)關(guān)系、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村發(fā)展等方面研究;2.朋文歡(http://orcid.org/0000-0001-7266-5165),男,浙江大學(xué)中國農(nóng)村發(fā)展研究院博士研究生,主要從事農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究。