馮賀霞，韋　軻

(1.北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100871；2.中國人民解放軍61206部隊(duì)，北京100042)

經(jīng)濟(jì)增長、收入分配與再分配對(duì)居民主觀幸福感影響的實(shí)證研究

馮賀霞1，韋軻2

(1.北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京100871；2.中國人民解放軍61206部隊(duì)，北京100042)

文章使用2005年、2006年及2008年三年的CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Order Probit模型，嘗試從收入分配及再分配等宏觀角度破解我國的幸福收入悖論之謎。結(jié)果表明，一方面，收入差距侵蝕了經(jīng)濟(jì)增長對(duì)幸福的正效應(yīng)，另一方面，收入再分配的公平性能顯著提升居民的主觀幸福感，尤其是落后地區(qū)居民的主觀幸福感。分析結(jié)果啟示我們，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和相關(guān)的政府政策的實(shí)施都是為了增強(qiáng)國民的幸福水平，經(jīng)濟(jì)的快速增長以降低居民幸福水平為代價(jià)顯然違背了發(fā)展的基本初衷。就發(fā)展的終極目的而言，經(jīng)濟(jì)增長絕不是發(fā)展的唯一路徑，縮小不同群體之間的收入差距、為居民提供均等化的公共基礎(chǔ)服務(wù)，同樣能增強(qiáng)人們的福祉。

主觀幸福感;經(jīng)濟(jì)增長;收入分配;收入再分配

0　引言

中國經(jīng)濟(jì)增長取得了令人矚目的成就，人們的收入水平也得到了前所未有的提升，然而，許多實(shí)證分析表明，民眾的生活滿意度、主觀幸福感并未得以相應(yīng)的提升。人們的幸福水平是否真的偏離經(jīng)濟(jì)增長？或者說，我國真的存在幸福收入悖論嗎？若答案是肯定的，引起這種悖論的原因是什么？如何才能同時(shí)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與居民幸福的雙重目標(biāo)？經(jīng)濟(jì)發(fā)展和相關(guān)的政府政策的實(shí)施都是為了增強(qiáng)國民的幸福水平，幸福才是政府介入的明確目標(biāo)。在以人為本的發(fā)展觀時(shí)代背景下，從發(fā)展的終極目標(biāo)分析這些問題具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

為正確判斷經(jīng)濟(jì)增長對(duì)居民主觀幸福感的影響，我們不得不考慮收入分配以及政府在教育、醫(yī)療和社會(huì)保障等方面的財(cái)政支出等宏觀變量對(duì)幸福的影響。

是什么因素侵蝕了經(jīng)濟(jì)增長對(duì)幸福的正效應(yīng)？為回答這個(gè)問題，我們使用2005年、2006年及2008年三年的CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Order Probit模型，在控制個(gè)體的收入、教育、健康等個(gè)體特征變量的同時(shí)，重點(diǎn)分析收入分配、收入再分配對(duì)居民主觀幸福感的影響。

1　模型、變量與數(shù)據(jù)

1.1Order Probit模型

主觀幸福是人們對(duì)自我生活質(zhì)量進(jìn)行積極的認(rèn)知評(píng)價(jià)和情感評(píng)價(jià)（Veenhoven,1984）。主觀幸福感的測(cè)量一般是通過問卷調(diào)查的方式，根據(jù)受訪者自我報(bào)告的幸福程度進(jìn)行基數(shù)賦值。被解釋變量主觀幸福感是從1到5的序數(shù)變量，相鄰選項(xiàng)之間存在不可比性，因此，本文采用有序概率模型（Order Probit Model）分析我國城鄉(xiāng)居民的幸福感。根據(jù)有序概率模型的基本處理方法（Mckelvey and Za?voina，1975），我們假定，被解釋變量（真實(shí)主觀幸福感，Happiness*）是一個(gè)潛在的連續(xù)變量，只是由于觀測(cè)的不完全性，才以離散的形式報(bào)告出來；并且，報(bào)告的被解釋變量（主觀幸福感）由潛在的被解釋變量（真實(shí)的主觀幸福感）決定，二者之間滿足如下關(guān)系：

若ci-1＜Happiness*＜ci，則Happiness=i，

其中，i是報(bào)告的主觀幸福感（離散的序數(shù)值），Ci是真實(shí)而潛在的幸福感閾值。例如，如果報(bào)告的幸福感i為2，那么，它所對(duì)應(yīng)的真實(shí)而潛在的幸福感是介于閾值C1與閾值C2之間的所有真實(shí)而潛在的幸福感（連續(xù)變量）。為了分析簡便，我們還假定，C0=－∞，C5=＋∞。計(jì)量分析軟件Stata會(huì)報(bào)告其他閾值的估計(jì)值。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)與心理學(xué)關(guān)于幸福的研究成果，人們的真實(shí)（潛在）幸福感由收入、家戶特征、個(gè)人特征等因素決定，本文結(jié)合已有的研究，設(shè)定的回歸模型如下：

其中，X1是時(shí)間變量；X2是刻畫宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的宏觀變量，主要包括人均GDP、基尼系數(shù)、以及政府對(duì)教育、醫(yī)療及社會(huì)保障的人均支出等，并且，這些宏觀變量主要是根據(jù)微觀樣本所在的省份及年份，用該省的人均GDP、基尼系數(shù)、及該省的人均教育、醫(yī)療、社會(huì)保障支出來表示；X3是收入變量，主要包括家庭總收入、家庭在當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位；X4代表個(gè)體特征變量，包括個(gè)體的教育水平、健康狀況、年齡、性別、婚姻狀況、政治面貌及民族特征等。假定u符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，采用極大似然法（MLE）估計(jì)Order Probit模型參數(shù)。

1.2數(shù)據(jù)來源及相關(guān)的變量說明

本文使用的是中國社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查在2003年至2010年間，先后對(duì)大陸不同地區(qū)、不同群體展開了5次大規(guī)模的抽樣調(diào)查。其中，2003年的抽樣調(diào)查樣本主要來源城鎮(zhèn)，農(nóng)村樣本只占7%，顯然，該樣本的地區(qū)分布狀況不能代表全國，而遺憾的是，2010年的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)尚未公開，因此，本文使用的是中國社會(huì)綜合調(diào)查2005年、2006年紀(jì)2008年的3次微觀入戶調(diào)查數(shù)據(jù)。其中，2005年、2006年、2008年的樣本量分別是：10372個(gè)、10151個(gè)、6000個(gè)，總樣本量是26523個(gè)，刪除核心變量的缺失值后，形成有效樣本量24424個(gè)。并且，本章通過這三年的《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》的歷年人口資料，根據(jù)其樣本來源省份均值，獲取相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長（人均GDP）、收入分配（基尼系數(shù)），以及國家在教育、醫(yī)療、社會(huì)保障方面的財(cái)政支出等宏觀數(shù)據(jù)。

本文的被解釋變量是主觀幸福感，是主體對(duì)自身生活質(zhì)量的一種心理體驗(yàn)。在2005、2006年的CGSS中，相應(yīng)的幸福問題是：“總體而言，您對(duì)自己所過的生活的感覺是怎么樣的呢？”要求受訪者根據(jù)自身的情況，從“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！痹?和5的范圍內(nèi)進(jìn)行打分。2008年的CGSS問卷設(shè)計(jì)的問題是：“整體來說，您覺得快不快樂？”受訪者根據(jù)自己的快樂程度，從“很不快樂”到“非常快樂”在1到5的范圍內(nèi)進(jìn)行打分。與心理學(xué)細(xì)致區(qū)分生活滿意度、快樂、主觀幸福感等概念有所不同的是，在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中，這些概念往往是交替使用的。

為何我國人均GDP的快速增長沒有帶來居民幸福水平的快速提升？在很大程度上，是因?yàn)槿藗儧]有公平地共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果。根據(jù)世界銀行2003年的統(tǒng)計(jì)，在所有的國家中，中國的基尼系數(shù)上升是最快的。中國的基尼系數(shù)已經(jīng)由20世紀(jì)80年代初期的0.20左右上升到2006年0.496。因此，本文選擇人均GDP、基尼系數(shù)作為度量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要指標(biāo)，根據(jù)其與個(gè)體主觀幸福感的相關(guān)性，判斷經(jīng)濟(jì)增長、公平分配對(duì)人類社會(huì)發(fā)展的貢獻(xiàn)及差異。

值得注意的是，除了傳統(tǒng)意義上的收入不平等，人們更關(guān)注獲取社會(huì)機(jī)會(huì)的公平性。如，人們公平地獲取受教育的機(jī)會(huì)，公平地享有健康的機(jī)會(huì)，人們公平地獲取社會(huì)防護(hù)性保障的機(jī)會(huì)等等。也即，政府在教育、醫(yī)療及社會(huì)保障方面的支出是人們公平獲取社會(huì)機(jī)會(huì)的關(guān)鍵，也是影響居民主觀幸福感的重要因素之一，因此，我們?cè)诖酥攸c(diǎn)考察了政府在教育、醫(yī)療及社會(huì)保障方面的支出對(duì)居民幸福感的影響。

人均GDP、基尼系數(shù)、以及政府在教育、醫(yī)療、社會(huì)保障等方面的財(cái)政支出等宏觀變量的數(shù)據(jù)，主要是通過2005年、2006年、2008年三年的《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》的人口資料，根據(jù)其樣本來源省份的均值，獲取相應(yīng)的宏觀數(shù)據(jù)。由表1可知，在2005年、2006年、2008年三年的CGSS調(diào)查樣本中，人均GDP是20429.6元，然而，人均GDP最高達(dá)到了74048元，而最低的卻只有5052元，可見，我國不同地區(qū)收入差距懸殊。另外，基尼系數(shù)均值高達(dá)0.396，且最高省份的基尼系數(shù)已經(jīng)達(dá)到了0.48，遠(yuǎn)超過了貧富差距的警戒線（0.4）。另外，政府對(duì)教育的財(cái)政支出最大，社會(huì)保障支出次之，而醫(yī)療支出最低，但總體上，政府在這三方面的財(cái)政支出都比較低。

表1　變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

文中所涉及的微觀個(gè)體特征變量的數(shù)據(jù)主要來源于2005—2006年三年的CGSS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。其中，考慮到受訪者可能是學(xué)生或者是全職家庭主婦，這樣的樣本沒有收入來源，因此，本文用家庭總收入度量個(gè)體的收入狀況，用家庭在當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位度量個(gè)體的相對(duì)收入。在計(jì)量分析中，我們采用絕對(duì)收入即上一年家庭總收入的對(duì)數(shù)值。相對(duì)收入是指家庭經(jīng)濟(jì)狀況在當(dāng)?shù)厮幍乃健GSS對(duì)相對(duì)收入所設(shè)計(jì)的問題是：“在您看來，您本人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位屬于上層、中上層、中層、中下層還是下層？”要求受訪者在5個(gè)階層間進(jìn)行選擇，其中，“下層”賦值為1，“上層”賦值為5。另外，文章的解釋變量還包括微觀個(gè)體的教育水平、健康狀況及年齡、性別等人口統(tǒng)計(jì)特征變量，其中，已有研究表明，健康變量是影響居民主觀幸福感的有效變量，然而，CGSS缺乏相關(guān)的健康狀況調(diào)查數(shù)據(jù)，為保證模型分析結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，本文用健康滿意度表示個(gè)體的健康狀況。具體的變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

2　實(shí)證結(jié)果分析

2.1經(jīng)濟(jì)增長與主觀幸福感

我們分別用2005、2006、2008年CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)，通過Order Probit模型、OLS回歸模型，將居民主觀幸福感對(duì)宏觀變量、家庭特征變量及個(gè)體特征變量等進(jìn)行回歸，其回歸結(jié)果見表2、表3。在Order Probit模型、OLS模型兩種回歸分析中，年度變量、宏觀變量、家戶特征變量及個(gè)體特征變量等對(duì)主觀幸福感的影響系數(shù)及顯著性均是一致的；其次，年齡及其平方項(xiàng)、性別、黨籍、健康狀況、婚姻狀況等人口特征變量對(duì)居民幸福感的影響，均與已有研究的結(jié)論一致，且在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。這些從一個(gè)側(cè)面說明了我們的模型設(shè)置的可靠性與回歸分析的穩(wěn)健性。

表2　Order Probit模型全樣本回歸結(jié)果

首先，Order Probit模型、OLS模型兩種回歸結(jié)果均表明，經(jīng)濟(jì)增長（人均GDP）與主觀幸福感顯著正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)超過了0.1。其次，兩種回歸結(jié)果表明，微觀個(gè)體的絕對(duì)收入水平能顯著提升居民的主觀幸福感?？梢姡?jīng)濟(jì)條件的改善是提升居民主觀幸福感的前提和基礎(chǔ)，尤其是在人們收入水平還不能滿足其基本需要時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)人們的主觀幸福感處于支配性的地位。

另外，我們特別關(guān)注時(shí)間虛擬變量的回歸結(jié)果。表3表明，與2005年相比，2006年居民感覺不幸福，但2008年居民感覺是幸福的。可見，與2005年相比，2006年居民的主觀幸福感顯著下降了，也即，居民的主觀幸福感并未隨著經(jīng)濟(jì)的增長而提升，出現(xiàn)了所謂的幸福收入悖論現(xiàn)象。然而，2008年居民的主觀幸福感卻又顯著提升了，幸福收入悖論又“消失”了?？梢?，經(jīng)濟(jì)增長是影響居民主觀幸福感的重要因素，但絕不是唯一因素，我們更加關(guān)心的是，引起這種幸福差異是因素是什么？

表3　OLS模型全樣本回歸結(jié)果

2.2收入分配與主觀幸福感

由表2可知，基尼系數(shù)每上升一單位，居民的主觀幸福感下降的概率增加26.6%，相對(duì)收入地位每上升一單位，居民主觀幸福感上升的概率增加33.1%。且表3進(jìn)一步表明，基尼系數(shù)對(duì)居民主觀幸福感的負(fù)效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)增長對(duì)居民主觀幸福感的正效應(yīng)。并且,相對(duì)收入對(duì)居民主觀幸福感的影響，遠(yuǎn)大于絕對(duì)收入對(duì)居民主觀幸福感的影響。也即，收入差距越小，人們的相對(duì)收入地位越高，其幸福感也就越高。在一定程度上，我們可以說，收入差距侵蝕了經(jīng)濟(jì)增長、社會(huì)福利對(duì)居民主觀幸福感的正效應(yīng)，即使微觀個(gè)體自身的收入水平、社會(huì)福利上升了，然而，若參照群體的收入水平、社會(huì)福利上升的更多，其相對(duì)收入地位自然下降，由于微觀個(gè)體的攀比心理，其主觀幸福水平不僅不會(huì)因收入及社會(huì)福利的增加而提升，反而會(huì)出現(xiàn)下降的可能。

從經(jīng)濟(jì)學(xué)的直覺可知，收入分配對(duì)主觀幸福感的這種效應(yīng)是一個(gè)較大的效應(yīng)。這個(gè)結(jié)論意味著我國居民對(duì)收入不平等的容忍程度較低，對(duì)不平等存在強(qiáng)烈的厭惡情緒。這可能與我國的“不患寡而患不均”的文化傳統(tǒng)及“社會(huì)主義”意識(shí)形態(tài)相關(guān)。這種對(duì)收入不平等的厭惡情緒與我國現(xiàn)實(shí)中收入不平等之間的矛盾，對(duì)我國居民主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的負(fù)面效應(yīng)。可見，由收入差距導(dǎo)致的相對(duì)收入地位差異，是引起居民主觀幸福感差異的重要因素，也是導(dǎo)致幸福收入悖論現(xiàn)象的重要原因之一。

2.3收入再分配與主觀幸福感

作為收入再分配的一種形式，國家在教育、醫(yī)療、社會(huì)保障等方面的財(cái)政支出對(duì)居民主觀幸福感又有著怎樣的影響？

表2表明，醫(yī)療支出對(duì)數(shù)每上升一單位，居民主觀幸福感上升的概率增加17.6%，社會(huì)保障支出對(duì)數(shù)每上升一單位，居民主觀幸福感上升的概率增加6.16%，表5-7再次證明了醫(yī)療支出、社會(huì)保障支出對(duì)居民主觀幸福感的正效應(yīng)。可見，收入再分配對(duì)于促進(jìn)居民幸福感的提升具有積極效應(yīng)，是解決“幸福收入悖論”的一個(gè)有效手段。這與西方學(xué)者對(duì)政府支出與居民幸福感之間關(guān)系的研究結(jié)論較為一致。

值得注意的是，在兩種模型回歸結(jié)果中，教育支出對(duì)居民主觀幸福感的影響均不顯著，然而，個(gè)體的教育水平卻能顯著提升居民的主觀幸福感。教育作為提升個(gè)體能力的關(guān)鍵因素，其重要性是不言而喻的。我們?cè)诤竺娴姆謽颖净貧w中對(duì)該結(jié)果做了進(jìn)一步的解釋。

表2、表3的模型回歸結(jié)果表明，個(gè)體特征變量與居民主觀幸福感顯著相關(guān)，且與已有研究結(jié)論一致。兩種模型的回歸結(jié)果均顯示，城市戶籍項(xiàng)的系數(shù)是負(fù)向的，但并不顯著。這種結(jié)果再次質(zhì)疑了“經(jīng)濟(jì)增長能帶來幸?！钡慕?jīng)濟(jì)學(xué)傳統(tǒng)觀點(diǎn)。城鄉(xiāng)居民在收入、公共服務(wù)等方面顯著優(yōu)于農(nóng)村，理應(yīng)來說，城市居民應(yīng)該更幸福，為何卻出現(xiàn)了城鄉(xiāng)居民幸福感差異不大，甚至農(nóng)村居民更幸福的現(xiàn)象？葉初升、馮賀霞（2014）對(duì)該問題進(jìn)行了詳細(xì)地闡述。全職就業(yè)能顯著提升居民主觀幸福感，身體健康能顯著提升居民的幸福感，與男性相比，女性更加幸福，年齡與居民主觀幸福感的關(guān)系呈“U”型，也即，青少年及老年群體更加幸福，中年群體不幸福，這可能是中年群體往往面臨“上有老，下有小”的養(yǎng)家負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致其主觀幸福感偏低。

2.4穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們運(yùn)用Order Probit模型，使用相同的數(shù)據(jù)和變量，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的東部、中部、西部地區(qū)，以及城鄉(xiāng)地區(qū)進(jìn)行分樣本回歸，一方面，我們進(jìn)一步從橫向方向研究收入與居民主觀幸福感的相關(guān)性問題，另一方面，也是對(duì)全樣本回歸結(jié)果的一種穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表4是Order Probit模型分樣本回歸結(jié)果。首先，我們看年度變量的回歸系數(shù)，與2005年相比，2006年東部、中部、西部地區(qū)，及城鄉(xiāng)地區(qū)的居民感覺是不幸福的，而2008年這些地區(qū)的居民感覺又是幸福的。這與全樣本回歸結(jié)果一致，再次說明了我們回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。

表4　Order Probit模型分樣本回歸結(jié)果

分樣本回歸結(jié)果表明，人均GDP的上升，能顯著提升東部地區(qū)、城市地區(qū)居民的主觀幸福感，然而，對(duì)中部地區(qū)、西部地區(qū)及農(nóng)村地區(qū)的居民幸福感并無影響。這也是不難理解的，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長在全國范圍內(nèi)普遍性地上漲時(shí)，東部地區(qū)居民的收入的上升幅度遠(yuǎn)大于中部地區(qū)、西部地區(qū)，城市居民收入的上升幅度遠(yuǎn)大于農(nóng)村，當(dāng)微觀個(gè)體收入的上升幅度小于參照群體的時(shí)，其收入的上升并不能帶來額外的幸福增量，反之，當(dāng)其收入水平的上升幅度大于參照群體的時(shí)，收入的上升能顯著提升其主觀幸福感。另外，基尼系數(shù)的上升顯著降低了所有地區(qū)居民的主觀幸福感。醫(yī)療支出能顯著提升農(nóng)村居民的主觀幸福感，對(duì)其他地區(qū)居民的主觀幸福感并無影響，而社會(huì)保障支出能提升所有群體的居民主觀幸福感。

絕對(duì)收入、相對(duì)收入是顯著影響所有地區(qū)居民的主觀幸福感，但絕對(duì)收入的系數(shù)遠(yuǎn)小于相對(duì)收入的系數(shù)。并且，絕對(duì)收入對(duì)東部地區(qū)居民主觀幸福感的效應(yīng)小于中部、西部地區(qū)，絕對(duì)收入對(duì)城市居民主觀幸福感的效應(yīng)小于農(nóng)村；相反，相對(duì)收入對(duì)東部地區(qū)居民主觀幸福感的效應(yīng)大于中部、西部地區(qū)，相對(duì)收入對(duì)城市地區(qū)居民主觀幸福感的效應(yīng)大于農(nóng)村。可見，對(duì)所有居民而言，相對(duì)收入更重要（與絕對(duì)收入相比），并且，經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的地區(qū)，其居民更加重視絕對(duì)收入的增加，而經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，其居民更重視相對(duì)收入地位的改善。

與全樣本回歸結(jié)果不同的是，教育支出對(duì)不同地區(qū)的居民主觀幸福感有著截然不同的效應(yīng)。教育支出能顯著提升中部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)居民的主觀幸福感，然而，卻顯著降低了東部地區(qū)、城市地區(qū)居民的主觀幸福感。這可能是因?yàn)椋c其他地區(qū)相比，東部地區(qū)、城市地區(qū)居民的收入水平更高，一般情況下，是能支付相關(guān)的教育費(fèi)用，而較為落后的中部、農(nóng)村地區(qū)，其居民收入水平較低，往往支出不起相關(guān)的教育費(fèi)用，尤其是高等教育費(fèi)用，因此，教育支出對(duì)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)地區(qū)的居民影響不大，但卻能改善較為落后地區(qū)的居民教育狀況。然而，個(gè)體的教育水平卻能顯著提升所有地區(qū)居民的主觀幸福感。再次證明微觀個(gè)體的教育水平對(duì)其發(fā)展的重要性。

另外，與全樣本回歸結(jié)果一致，全職就業(yè)、已婚有配偶、身體健康等，均顯著提升所有地區(qū)居民的主觀幸福感，并且，戶籍、年齡、性別、民族狀況及政治面貌等人口統(tǒng)計(jì)特征變量的系數(shù)及顯著性均與全樣本的回歸結(jié)果一致，這些再次說明了我們模型設(shè)置的可靠性及模型結(jié)果的穩(wěn)健性。

3　結(jié)論及啟示

本文基于2005-2008年中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，通過Order Probit模型，在控制個(gè)體的收入、教育、健康等個(gè)體特征變量的同時(shí)，重點(diǎn)分析經(jīng)濟(jì)增長及收入分配、收入再分配對(duì)居民主觀幸福感的影響。主要結(jié)論及啟示如下：

首先，從2005年到2008年，居民的人均GDP、家庭收入水平大幅度增長，然而，這種物質(zhì)財(cái)富的日益積累并沒有使居民感覺更幸福。對(duì)居民主觀幸福感進(jìn)行的OLS多元回歸、Order Probit模型全樣本、分樣本回歸結(jié)果表明，在控制經(jīng)濟(jì)增長、基尼系數(shù)等宏觀變量，以及絕對(duì)收入、相對(duì)收入等個(gè)體特征變量的基礎(chǔ)上，與2005年相比，2006年居民的幸福水平反而下降了。

其次，人均GDP的上升，只能提升東部地區(qū)、城市地區(qū)居民的主觀幸福感，而對(duì)其他地區(qū)居民主觀幸福感并無影響?；嵯禂?shù)的上升，降低了所有地區(qū)居民的主觀幸福感。政府在醫(yī)療、社會(huì)保障方面的支出能顯著提升居民的主觀幸福感，而教育投資能顯著提升中部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)居民的主觀幸福感，而對(duì)東部地區(qū)、城市地區(qū)居民主觀幸福感并無影響。

第三，微觀個(gè)體的絕對(duì)收入、相對(duì)收入均是影響居民主觀幸福感的重要因素，而居民更加看重的相對(duì)收入地位的改善。值得注意的是，絕對(duì)收入對(duì)經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)居民的主觀幸福感影響系數(shù)較大，而對(duì)經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)居民的主觀幸福感影響系數(shù)較小，反之，相對(duì)收入對(duì)經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)居民主觀幸福感的影響系數(shù)較大，而對(duì)經(jīng)濟(jì)較為落后地區(qū)居民的主觀幸福感影響系數(shù)較小。

第四，微觀個(gè)體的教育、就業(yè)及健康等個(gè)體發(fā)展?fàn)顩r，是影響居民主觀幸福感的重要因素。

由上述結(jié)論，我們至少可以得到以下三點(diǎn)啟示：

第一，經(jīng)濟(jì)增長與居民主觀幸福感不一致的現(xiàn)象并非意味著忽視或拋棄經(jīng)濟(jì)增長而談幸福，反而，經(jīng)濟(jì)增長、物資財(cái)富的積累是實(shí)現(xiàn)居民主觀幸福感的前提和基礎(chǔ)。然而，經(jīng)濟(jì)增長、居民收入對(duì)居民主觀幸福感影響隨顯著但影響系數(shù)較小，所有的實(shí)證回歸分析中，絕對(duì)收入的系數(shù)還不到0.1，可見，我們必須超越經(jīng)濟(jì)增長，在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)上，還要重視居民在教育、醫(yī)療保健、社會(huì)保障等方面社會(huì)福利的改善，以及微觀個(gè)體其他切身真實(shí)福利的提升。

第二，基尼系數(shù)降低了居民主觀幸福感，并且，相對(duì)收入對(duì)居民主觀幸福感的影響不僅統(tǒng)計(jì)上顯著，經(jīng)濟(jì)上也非常顯著。這結(jié)果意味著，適當(dāng)縮小收入差距，尤其是提升農(nóng)村地區(qū)及中、西部地區(qū)居民的絕對(duì)收入水平，能顯著提升其居民的主觀幸福感。并且，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村等經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)的公共支出，能顯著提升其居民主觀幸福感。

第三，實(shí)現(xiàn)微觀個(gè)體的發(fā)展不僅依賴于微觀個(gè)體收入水平的提升，還在于微觀個(gè)體接受教育的機(jī)會(huì)及受教育水平，在于微觀個(gè)體平等的就業(yè)機(jī)會(huì)及良好的就業(yè)環(huán)境，在于微觀個(gè)體能接受公平的醫(yī)療保健服務(wù)機(jī)會(huì)。

[1]Easeterlin,R.A.,Morgan,R.,Switek,M.,and Wang,F.China’s Life Satisfaction,1990-2010[J].Proceedings of the National Academy Sci?ences,2012,109(25).

[2]Easterlin,R.A.Does Economic Growth Improve the Human Lot?Some Empirical Evidence[A].P.David and M.Reder.Nations and Households in Economic Growth[C].New York:Academic Press,1974.

[3]Easterlin,R.A.Explaining Happiness[J].Current Issue,2003,(100).

[4]Layard,R.Rethinking Public Economics:The Implication of Rivalry and Habit[A].Bruni,L.,and Porta,P.L.Economics and Happiness:Framing the Analysis[C].Oxford:Oxford University Press,2005.

[5]McKelvey,R.D.,and Zavoina,W.A Statistical Model for the Analysis of Order Level Dependent Variables[J].Journal of Mathematical Sociology, 1975,(4).

[6]Ng,Yew-Kuang and Jianguo Wang.Relative Income,Aspiration,En?vironmental Quality,Individual and Political Myopia:Why May the Rat-race for Material Growth be Welfare-reducing?[J].Mathematical Social Sciences,1993,(26).

[7]Veenhoven,R.Conditions of Happiness[M].Dordrecht:Kluwer Academic Press,1984.

[8]何立新，潘春陽.破解中國的“Easterlin悖論”：收入差距、機(jī)會(huì)不均與居民幸福感[J].管理世界，2011，（8）.

[9]田國強(qiáng)，楊立巖.對(duì)“幸福收入之謎”的一個(gè)解答：理論與實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006，（11）.

[10]葉初升，馮賀霞.城市是幸福的“圍城”嗎？——基于CGSS數(shù)據(jù)對(duì)中國城鄉(xiāng)幸福悖論的一種解釋[J].中國人口.資源與環(huán)境，2014，（6）.

[11]邢占軍.我國居民收入與幸福感關(guān)系的研究[J].社會(huì)學(xué)研究，2011，（1）.

[12]朱建芳，楊曉蘭.中國轉(zhuǎn)型期收入與幸福的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2009，（4）.

（責(zé)任編輯/易永生）

F014.4

A

1002-6487（2016）22-0113-05

馮賀霞（1983—），女，河南平輿人，博士后，講師，研究方向：貧困與發(fā)展。