羅楚亮

（北京師范大學，北京，100875）

收入增長與主觀幸福感增長

羅楚亮

（北京師范大學，北京，100875）

本文使用中國居民收入分配課題組在2002年和2007年所做的城鄉(xiāng)住戶調查，討論了我國居民收入增長對于主觀幸福感增長的解釋作用。本文發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感都有不同程度的增長；在城鄉(xiāng)內部，居民收入與主觀幸福感之間表現(xiàn)出正向關聯(lián)，但這種相關性有較大幅度的下降。本文討論了不同年份主觀幸福感決定方程的變化，推算了收入增長對于主觀幸福感提升的效應，并對不同年份的主觀幸福感差異進行分解分析。結果表明，家庭人均收入水平（度量絕對收入）在主觀幸福感決定中總是具有顯著的正效應，并且對于不同年份的主觀幸福感變化具有非常高的解釋份額；當?shù)厝司杖胨剑ǘ攘肯鄬κ杖耄χ饔^幸福感的影響在城鎮(zhèn)與農村之間、不同年份之間具有比較大的差異性。此外，健康狀況對于農村居民主觀幸福感提升具有非常不利的影響。

收入增長；主觀幸福感；分解

一、引言

長期以來，經濟增長都是經濟政策的主要目標。我國的經濟轉型在較長時期中推動了經濟高速增長，無論是官方報告還是學者研究文獻都對此有充分的描述。盡管城鄉(xiāng)居民收入的增長速度在許多年份中都要低于人均GDP，總體上也仍然在較長時期內保持著較為高速的增長趨勢，然而，隨著經濟發(fā)展中的某些問題日益惡化，許多人甚至開始懷疑經濟增長的意義。收入增長是否必然意味著福利狀況的改善？收入增長的客觀過程中是否必然導致人們對福利改善主觀評價的上升？我國的經濟發(fā)展實際也許傾向于給出否定的回答，特別是近年來日益凸顯的社會經濟結構失衡。收入增長與對福利改善的主觀評價之間可能是不一致的。

收入增長是否會導致主觀幸福感的增長，基于不同國家經濟增長特征的研究文獻所給出的解答存在著一定的差異性?；趯γ绹杖朐鲩L和主觀幸福感的時間序列數(shù)據(jù)，Easterlin在1974年指出，收入水平的大幅度增長并沒有導致主觀幸福感的相應提高。后來的一些研究，如Easterlin（1995）、Oswald（1997）等也重申了這一現(xiàn)象。美國在1946年到1991年期間人均實際收入提高了2.5倍，日本從1958年到1987年期間人均GDP提高了5倍，但自我評價的主觀幸福感都沒有相應的增長。在收入與主觀幸福感的關系上，人們發(fā)現(xiàn)給定經濟體內部同一時點，收入水平越高的人群的主觀幸福感程度通常會更高，但不同時點上的主觀幸福感通常比較穩(wěn)定。對此，Easterlin強調，主觀幸福感隨自身收入水平而正向變化，但隨他人收入水平反向變化，這就導致經濟增長對于主觀幸福感提升的同時具有兩種相反的效應，從而使得收入水平的普遍提高并不必然導致個體主觀幸福感程度的相應提高。Easterlin等（2010）認為這種關系不僅對于發(fā)達經濟體成立，在許多發(fā)展中經濟、轉型經濟體中也是成立的，盡管在這些經濟體中主觀幸福感在短期會出現(xiàn)在經濟擴張時期上升而在經濟收縮時期下降的特征。這種從相對收入的角度來解讀主觀幸福感的決定及其變動特征的思路被相當多的學者所接受，如Clark與Oswald（1996）、McBride（2001）、Ravallion和Lockshin（2001）、Ferrer-i-Carbinel（2005）、Ball和Chernova（2008）、Becchetti（2011）等，這些研究都強調不同測度形式度量的相對收入水平對于主觀幸福感的決定作用，Clark等（2008）總結了主觀幸福感決定中的相對收入效應的相關文獻。Oshio等（2011）發(fā)現(xiàn)在中日韓這些東亞國家，主觀幸福感的決定也符合相對收入假說。

Veenhoven（1991）對主觀幸福感取決于相對收入比較的看法提出了挑戰(zhàn)①對此也還有一些來自其他視角的解釋，如Schnittker（2008）則認為經濟增長中主觀幸福感沒有明顯上升，是由于人們的婚姻滿意度的下降所導致的，即相同時期婚姻滿意度的下降導致了主觀幸福感的下降，從而扭曲了收入與主觀幸福感之間的關系。，認為主觀幸福感只是部分地取決于比較，而更主要的是依賴于與生俱來的生理與心理需求，這些需求并不隨環(huán)境而改變，人類行為的適應性特征也只有有限的影響。主觀幸福感來自于對需求的滿足，而需求的滿足程度并不是相對的。對于歷史數(shù)據(jù)，Veenhoven和Hagerty（2006）強調，1950年代以來，各國的主觀幸福感并不是維持在一個水平狀態(tài)，而是有略微上升趨勢，并且如果考慮到預期壽命的延長，則人們的“幸福生命年”（happy life years）有了大幅度的提高，因此，幸福感應該是在上升的。Stevenson和Wolfers（2008）則進一步從跨國數(shù)據(jù)認為不同國家主觀幸福感平均水平與人均GDP之間存在明顯的正相關性，富國的主觀幸福感程度仍在提高，并不存在所謂的饜足點（satiation point）；而給定國家的歷史數(shù)據(jù)也表明，經濟增長能夠帶來主觀幸福感的提高。類似地，Beja（2014）也強調收入增長與主觀幸福感在長期中存在著微弱的正相關關系。而早些的Frijters等（2004）基于德國的數(shù)據(jù)，也強調了主觀幸福感決定中絕對收入增長的重要性。

然而，一些研究也發(fā)現(xiàn)，相對收入在主觀幸福感決定中的影響方向可能也并不一定就是負向的。例如，F(xiàn)irebaugh與Schroeder（2009）發(fā)現(xiàn)，回答者的主觀幸福感程度與鄰居收入（neighborhood income）呈正相關的，但當?shù)兀╟ounty）平均收入則具有相反的效應。Knies（2012）發(fā)現(xiàn)鄰居收入對于東德和西德具有不同的表現(xiàn)形式，鄰居收入在東德居民的主觀幸福感決定中具有正效應，而在西德則具有負效應，該文以信號效應來解釋前者而用相對收入效應來解釋后者。

隨著中國經濟的高速增長以及相應矛盾的日益凸顯，中國居民主觀幸福感與收入之間的關聯(lián)性也逐漸引起人們的關注。在少量關于中國居民主觀幸福感時間序列變化趨勢的描述中，對于我國經濟增長過程中的主觀幸福感程度變化有著非常不同的結論。Knight和Gunatilaka（2011）引述了生活滿意度和主觀幸福感四個來源的結果。蓋洛普（Gallup）4級測度的生活滿意度在1997年、1999年和2004年的均值分別為2.82、2.78和2.67；Asiabarometer的5級測度生活滿意度在2003年和2006年的均值分別為3.73和3.68；世界價值觀調查（world value survey）給出1995年、2001年和2007年10級測度的生活滿意度均值分別為6.83、6.53和6.76，而相應年份5級測度的主觀幸福感均值分別為3.05、2.87和2.94。由此可以看到，蓋洛普和Asiabarometer的結果傾向于表明生活滿意度的變化具有下降趨勢，而世界價值觀調查的結果則傾向于給出U型變動特征。除此之外，Veenhoven給出的中國國民幸福指數(shù)在1990年、1995年和2001年分別為6.64、7.08和6.60（轉引自田國強、楊立巖，2006），這似乎又意味著主觀幸福感的變動具有倒U型特征。

當然，這些調查結果所給出生活滿意度或主觀幸福感均值總體上仍是比較穩(wěn)定的。而在國內的相關調查項目中，零點調查公司從2000年開始在歷年《中國社會形勢分析和預測》藍皮書系列逐年發(fā)布相應年份的中國居民生活滿意度調查結果，基本特征顯示，2000年和2001年的生活滿意度相對較低，而2002年出現(xiàn)了較大幅度的跳躍式上升，此后年份則大體上維持一種波動狀態(tài)；另一項相對長期的觀測記錄來自于中國綜合社會調查數(shù)據(jù)（CGSS），其中的結果顯示，2003年到2010年期間的主觀幸福感總體上表現(xiàn)出緩慢的上升趨勢，劉軍強等（2012）利用這一調查歷年數(shù)據(jù)，在控制個體特征的情形下，發(fā)現(xiàn)居民幸福感仍有非常明顯的上升趨勢。

對主觀幸福感變動趨勢的不同看法，導致相應的解釋視角也存在差異①國內也出現(xiàn)了不少從經濟學的角度來討論主觀幸福感的相關研究，但大多更為強調的是人群之間的社會分割特征或某些群體性的社會特質對于主觀幸福感的影響。。多數(shù)研究者強調的是中國經濟增長與主觀幸福感增長不同步的方面，更加側重于解釋中國經濟增長為什么沒有導致主觀幸福感的相應增長，甚至下降。Brockmann等（2009）利用世界價值觀調查（world value survey）于1990年和2000年對城鄉(xiāng)居民所做調查數(shù)據(jù)②兩次調查都是針對18-65歲居民，1990年的樣本量為968人，2000年樣本量為1 000人。為基礎，根據(jù)10級測度的生活滿意度測量結果（從1到10表示生活滿意度逐漸提高），發(fā)現(xiàn)農村居民生活滿意度從1990年的7.7下降到2000年的6.8，城鎮(zhèn)相應地從7.2下降到6.3，他們以收入差距的擴大所導致的相對剝奪感來對此予以解釋③但就本文看來，該文并沒有提供這一解釋因素的直接證據(jù)。。Knight和Gunatilaka（2011）根據(jù)2002年CHIP數(shù)據(jù)認為，相對收入、城市不穩(wěn)定性上升、城市化以及參照組的改變阻礙了幸福感隨著收入的上升而上升。但這一研究所使用的是橫截面數(shù)據(jù)，盡管這一文章的標題表達了強烈的經濟增長意味。Easterlin等（2012）傾向于接受世界價值觀調查的結果，認為中國在經濟快速增長過程中，主觀幸福感從1990年到2010年期間大致經歷了下降而后略微上升的U型變動，這一特征與歐洲一些經濟體的主觀幸福感變動具有相似性，但總體上來說，經濟的快速增長并沒有導致主觀幸福感程度的相應上升。他們從失業(yè)率的上升、收入差距拉大導致原有社會安全網(wǎng)的解體等角度來解釋。

本文根據(jù)中國居民收入分配課題組在2002年和2007年所做的城鄉(xiāng)居民住戶調查，討論我國居民收入增長對于主觀幸福感增長的解釋作用。為了使兩個年份的結果具有可比性，本文將分析的樣本限定在兩個年份共同覆蓋的省份，并且人群對象都為家庭戶主或配偶。本文發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感都有不同程度的增長；在城鄉(xiāng)內部，居民收入與主觀幸福感之間表現(xiàn)出正向關聯(lián)，這種相關性有較大幅度的下降。在回歸分析中，本文討論了不同年份主觀幸福感決定方程的變化，在此基礎上推算了收入增長對于主觀幸福感提升的效應，并對不同年份的主觀幸福感差異進行分解分析。結果表明，家庭人均收入水平（度量絕對收入）在主觀幸福感決定中總是具有顯著的正效應，并且對于不同年份的主觀幸福感變化具有非常高的解釋份額；與此對應的是，當?shù)厝司杖胨剑ǘ攘肯鄬κ杖耄χ饔^幸福感的效應在城鎮(zhèn)與農村之間、不同年份之間具有比較大的差異性。在城鎮(zhèn)以及城鄉(xiāng)合并的結果中，相對收入效應對于主觀幸福感的提高具有不利的影響。這使得收入增長對于主觀幸福感提升的同時具有兩種相反的效應，即個人收入的增長導致主觀幸福感程度的提高，而社會群體收入的普遍增長可能使得個人主觀幸福感程度的下降。這一現(xiàn)象與主觀幸福感的多數(shù)文獻是非常相同的。收入與主觀幸福感之間的這種聯(lián)系，表明至少對于個體層面來說，收入增長仍是非常重要的。而我國經濟增長過程中居民主觀幸福感并沒有相應的大幅度增長，這也是與主觀幸福感決定的一般性原因密切相關的。除了收入因素外，健康狀況對于農村居民主觀幸福感的提升也具有非常大的影響。

本文其余部分的結構如下：第二部分給出數(shù)據(jù)說明以及主觀幸福感的分布特征、相關變量的描述性特征；第三部分描述收入與主觀幸福感之間的相關性；第四部分分別以Probit模型和線性模型討論主觀幸福感的決定方程，并對不同年份的主觀幸福感差異進行分解分析；最后是全文的總結。

二、數(shù)據(jù)說明與描述

本文數(shù)據(jù)來自于中國居民收入分配課題組于2002年和2007年所做的農村與城鎮(zhèn)住戶調查。這兩次調查都是由中外相關專家合作設計調查方案，由國家統(tǒng)計局實施，調查樣本也來自于國家統(tǒng)計局常規(guī)住戶調查的樣本框。城鄉(xiāng)住戶調查都是分別獨立實施的。 但兩年調查所覆蓋的省份存在差異。2002年城鎮(zhèn)住戶數(shù)據(jù)包含12個省份，但2007年只有9個，并且一共只有7個省份是兩年調查所共同包含的。2002年農村住戶調查涉及22個省份，但只有其中9個被包含在2007年農村住戶數(shù)據(jù)中。每年調查所涉及的省份和樣本數(shù)量見表1的前兩列。為保持結果的可比性，本文最終所采用的樣本都限定在兩個年份都涵蓋的省份。

兩個年份中的主觀幸福感調查存在一些差異。2002年的主觀幸福感調查要求被調查戶中的戶主、配偶或熟悉家庭情況的主要成員回答，因此每個家庭中只有一個回答者；而2007年則要求16歲以上的家庭成員都回答這一問題，一個家庭中可能有多個回答者。但在家庭多個回答者中，回答選項通常具有比較強的相似性①在城鎮(zhèn)住戶中，如果家庭中有兩個或兩個以上的成員回答了主觀幸福感程度，則不同家庭成員回答相同選項的比例高達80.53%。農村中這一比例也高達78.66%。。對于不同家庭成員之間主觀幸福感程度選項的高度重合，或許是因為主觀幸福感的決定中具有非常強的家庭固定效應，本文忽略主觀幸福感在家庭內部不同成員之間的差異性。

兩次主觀幸福感調查的另一個差異是問題選項有所不同。在2002年的主觀幸福感調查中，為被調查者提供的選項等級包括5級，從1到5分別表示“非常幸福”、“幸?！?、“一般”、“不幸福”、“很不幸福”，此外還有一個選項表示“說不清楚”。2007年的主觀幸福感調查問題選項則只分為四個級別，從1到4分別表示“非常幸?！?、“幸福”、“不幸?！薄ⅰ昂懿恍腋！?。為了使得兩個年份的數(shù)據(jù)具有可比性，本文最終所采用的樣本只選擇了相同省份的樣本；回答人群也限定在戶主或配偶，在2007年的數(shù)據(jù)中，每個被調查戶中只選擇一個回答者，優(yōu)先選擇戶主，若沒有戶主則選擇配偶；剔除掉2002年主觀幸福感程度選擇“一般”和“說不清楚”的人群。由此所得到的本文所最終采用的樣本規(guī)模如表1的最后兩列所示。

表1 樣本規(guī)模

主觀幸福感程度可以用序數(shù)的方式來衡量，也可以用是否幸福來衡量。表2報告了全部樣本和本文最終采用樣本的主觀幸福感的分布狀況。也許是東方文化中自我表達的相對保守傾向，導致被調查者自認為幸福感程度處于“一般”或“比較幸?！钡娜巳合鄬Ρ容^高。在2002年的全部樣本中，城鎮(zhèn)和農村樣本中分別有31.12%和28.68%的回答者認為自己的幸福感狀況為“一般”。在2002年數(shù)據(jù)中，無論是城鎮(zhèn)還是農村樣本，絕大多數(shù)回答者的主觀幸福感程度都集中選擇“一般”或“比較幸?！?。為了比較2002年和2007年的主觀幸福感程度，2002年主觀幸福感自我評價為“一般”或“說不清”的樣本被剔除。樣本范圍的改變對于2007年的主觀幸福感分布沒有非常明顯的改變；而2002年無論是城鎮(zhèn)還是農村樣本中，“比較幸?！迸c“非常幸?！钡娜巳罕壤休^大幅度的增加，特別是城鎮(zhèn)與農村中“比較幸?！钡娜巳悍蓊~分別增加了20個百分點。

從最終采用樣本中兩個年份的主觀幸福感分布特征的比較來看，除了“非常幸?！币酝獾钠渌齻€選項的人群份額從2002年到2007年期間都有所下降，而城鎮(zhèn)與農村中選擇“非常幸?！钡娜巳罕戎貏t分別上升了23個和11個百分點。因此，總體來說，城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感程度是在提高的。幸福人群（“比較幸福”+“非常幸?！保┑谋戎卦?002年的城鎮(zhèn)與農村分別為81.61%和90.41%，到2007年則分別上升到91.95%和92.32%。在這5年期間，城鎮(zhèn)上升了10個百分點，而農村上升幅度不到2個百分點。2002年農村居民主觀幸福感程度要明顯高于城鎮(zhèn)居民，而兩者的差距在2007年有了明顯的縮小，這是由于城鎮(zhèn)居民主觀幸福感程度相對更為快速的上升所導致的。

本文所將要用到的主要解釋變量均值如表3所示。收入在經濟學視野中的主觀幸福感決定因素討論中一直居于非常重要的地位，本文采用了家庭人均收入對數(shù)來衡量。比較不同年份之間的家庭人均收入對數(shù)差，可以發(fā)現(xiàn)無論是農村還是城鎮(zhèn)，家庭收入水平都有較大幅度的上升，當然，城鎮(zhèn)收入水平要明顯高于農村。在全部樣本與本文所最終采用的樣本中，家庭人均收入對數(shù)均值之間并沒有明顯的差異性。

表2 主觀幸福感的分布

樣本中回答者的年齡在兩個年份中也有所增長。全部樣本中的回答者年齡均值在農村與城鎮(zhèn)樣本中分別增長了2.7和1.9歲。不難理解，在將回答者身份限定在家庭戶主及其配偶以后，整個樣本人群將偏向于更為年老的人群。這表現(xiàn)為表3中“采用樣本”中的回答者年齡均值要大大高于城鄉(xiāng)相應年份的水平。例如，“采用樣本”中2002年農村回答者的年齡均值上升到了46.61歲，這比“全部樣本”中的年齡均值上升了13歲以上。

全部樣本與采用樣本中性別構成的差異性在農村和城鎮(zhèn)出現(xiàn)了不同的表現(xiàn)形式?？傮w來說，全部樣本中回答者的男性與女性比例在各年份中都是比較平衡的。農村中的男性回答者略高于女性，而城鎮(zhèn)則相反，但性別構成的差異都只在一兩個百分點。但在最終采用的樣本中，農村中男性回答者的比率在2002年和2007年分別為74.84%和80.54%，比全部樣本中的男性回答者比重分別要高出20和30個百分點；城鎮(zhèn)中男性比例則略有下降，但變化幅度遠不如農村明顯，男性回答者的比重在2002年下降了將近4個百分點，而2007年則不到1個百分點。樣本范圍選擇所導致的性別結構變化特征也表明，農村社會中男權主導特征更為明顯①樣本選擇通常優(yōu)先選取戶主為回答者。。

無論是農村還是城鎮(zhèn)中，離異與喪偶的比重都不是很高，并且在全部樣本中，不同年份以及城鄉(xiāng)之間的差異性也不明顯。在采用樣本中，喪偶比重有所上升，農村樣本中上升了0.8個百分點，城鎮(zhèn)中上升了將近2個百分點。這種變化可能與樣本人群的年齡上升有關。在城鎮(zhèn)樣本人群中，離異的比率也上升了2個百分點。

回答者的文化程度主要考慮兩種類型：中等文化程度與高等文化程度。前者指的是受教育程度為初中或高中，后者指的是受教育程度在高中以上。本文最終采用樣本的文化程度總體上要高于全部樣本。無論是城鎮(zhèn)還是農村，每個年份中最終采用樣本的中等文化程度比重都要大大高于全部樣本，其幅度通常都在10個百分點以上。值得注意的是，農村全部樣本中高等文化程度的比重要低于所采用的樣本，而城鎮(zhèn)則相反。這種現(xiàn)象可能意味著農村高等文化程度受教育者主要是相對年輕的人群。

家庭成員健康狀況是通過健康狀況自評的問題構造了兩個變量，一是回答者本人的健康狀況，二是家庭健康狀況欠佳的人口比重。從本人的健康狀況來看，自我評價健康狀況良好的在全部農村樣本中為80%左右，而城鎮(zhèn)中則為70%以下。采用樣本中，這一比重有所下降。這種健康狀況自我評價的下降同樣可能是由于樣本選擇所導致的老齡人口比重上升造成的。此外，一些值得注意的現(xiàn)象是，城鎮(zhèn)中的健康狀況自我評價結果要低于農村；農村健康狀況良好的比重在兩個年份之間略有下降而城鎮(zhèn)中則略有上升。

另外兩個反映家庭結構特征的變量分別是家庭成員失業(yè)比重以及家庭規(guī)模。總體上來說，家庭成員失業(yè)比重在兩個年份中都有較大幅度的下降，并且農村中的失業(yè)比重要低于城鎮(zhèn)家庭。而家庭人口規(guī)模在城鄉(xiāng)內部兩個年份間大體穩(wěn)定①從表3來看，全部樣本中家庭人口規(guī)模似乎要大于采用樣本，但這很可能是由于人口規(guī)模大的家庭中在全部樣本中會有更多的人回答主觀幸福感程度，從而導致全部樣本中人口規(guī)模大的家庭具有更高的權重。，城鎮(zhèn)家庭規(guī)模要低于農村。

省份結構特征在此不再贅述。表3中只給出了本文所最終采用樣本中的省份結構。

表3 主要解釋變量的均值

三、收入與主觀幸福感的描述性關系

（續(xù)表）

本部分將以描述性的方式討論收入與主觀幸福感之間的關系。首先看圖1中所描述的不同收入等級的主觀幸福感程度，橫軸表示的是收入等分組，縱軸表示自我評價的主觀幸福感為“比較幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡娜巳罕嚷?。收入等級指的是將所有樣本人群按照其家庭人均收入水平劃分為十等分組，其中圖1-(a)和圖1-(b)中的收入等分組分別按照城鎮(zhèn)和農村內部的排序給出的，而圖1-(c)中的收入等分組則是根據(jù)城鎮(zhèn)和農村人均合并排序得到的。

城鎮(zhèn)樣本中［見圖1-(a)］，無論是2002年還是2007年，高收入組人群中自我感覺幸福的比重都要明顯地更高一些。收入等級與主觀幸福感程度之間具有比較明顯的遞增關系。收入與主觀幸福感之間的這種正向關聯(lián)性在2002年表現(xiàn)得尤為明顯，這一年份中主觀幸福感隨著收入組的上升而表現(xiàn)出更強的遞增趨勢。但在2007年，城鎮(zhèn)低收入組的主觀幸福感程度有較大幅度的上升，盡管總體上主觀幸福感與收入組之間仍存在著正向關聯(lián)，但整個曲線要變得平緩得多。這意味著，城鎮(zhèn)居民主觀幸福感與收入水平之間的相關性有較大幅度下降。農村樣本中［見圖1-(b)］，主觀幸福感程度在兩個年份中總體上都表現(xiàn)出隨著收入組上升而遞增的現(xiàn)象，但這種遞增趨勢并不是單調的，在不同收入組之間具有比較強的波動性。如2002年第3、4組人群的主觀幸福感程度要低于第2組。

圖1 不同收入組的主觀幸福感

比較圖1-(a)和圖1-(b)可以發(fā)現(xiàn)，農村低收入人群的主觀幸福感程度要明顯高于城鎮(zhèn)低收入人群。這在2002年表現(xiàn)得更為明顯。如城鎮(zhèn)收入最低10%人群中，主觀幸福感自我評價為幸福的人群比率僅僅略高于50%，而農村則在80%以上。而在城鄉(xiāng)內部各自的高收入人群中，主觀幸福感程度的城鄉(xiāng)差異性則要小得多。如果將城鄉(xiāng)樣本合并，根據(jù)其家庭人均收入水平合并排序，則2002年主觀幸福感程度隨著收入等級的上升而呈現(xiàn)出U型特征。這是因為農村人口的主觀幸福感程度相對更高，而他們更多地處于城鄉(xiāng)合并后的收入分布的底端。值得注意的是，這種現(xiàn)象在2007年消失了，此時城鄉(xiāng)合并的結果也顯示出，主觀幸福感程度隨著收入組的上升而呈現(xiàn)出緩慢的上升傾向。

圖2 各收入組的收入增長與主觀幸福感增長

圖2 給出了各收入組的收入增長和主觀幸福感增長。其中收入增長是以兩個年份家庭人均收入對數(shù)差來衡量，而主觀幸福感增長則是各收入組中主觀幸福感自我評價為“比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡娜巳罕嚷手?。從中可以看到，不同收入組的收入增長與主觀幸福感增長之間幾乎是完全背離的。圖2-(a)顯示，城鎮(zhèn)高收入組的收入增長要明顯高于低收入組，但主觀幸福感的變化趨勢則是完全相反的。城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的增長幅度隨著收入組的上升而表現(xiàn)出遞減的傾向，越是高收入組的主觀幸福感增長幅度越低。這一特征也可以從圖1-(a)中看出，城鎮(zhèn)居民兩個年份的主觀幸福感隨著收入組變化曲線在高收入人群中表現(xiàn)出收斂的特征。圖2-(b)顯示，農村居民收入增長曲線隨著收入組表現(xiàn)出倒U型特征，從收入最低的10%人群組到第8組之間，收入增長隨著收入組的上升而表現(xiàn)出上升傾向，而從第8組開始則出現(xiàn)了明顯下降。不同收入組之間主觀幸福感增長的變化特征總體上也仍是遞減的，但與城鎮(zhèn)相比，不同收入組之間的波動性要更強一些。如在第2組和第8組人群中，主觀幸福感的增長幅度突然出現(xiàn)了明顯下降。從城鄉(xiāng)合并的結果來看，收入增長仍隨著收入組而遞增，即高收入人群的收入增長更為明顯，但主觀幸福感增長則表現(xiàn)出倒U型特征，從最低收入組到第5組之間，主觀幸福感增長隨著收入組上升而遞增；從第5組到最高收入組之間，主觀幸福感隨著收入組上升而遞減。

收入與主觀幸福感之間的正向關聯(lián)不僅表現(xiàn)在高收入組人群的主觀幸福感程度更高，也表現(xiàn)在主觀幸福感程度越高人群的收入水平通常也要更高一些。表4給出了不同的主觀幸福感自我評價下的家庭人均對數(shù)收入均值。從中不難發(fā)現(xiàn)，隨著主觀幸福感程度的提高，相應的收入均值總體上也是在提升的。這一特征無論是對于城鎮(zhèn)還是農村及其合并結果都成立。但是，從收入對數(shù)差來看，則通常表現(xiàn)出隨著主觀幸福感程度提高而遞減的傾向，即主觀幸福感程度越高的人群，盡管其收入水平一般會更高，但收入增長通常略低。

表4 不同主觀幸福感程度人群的對數(shù)人均收入均值及其變化

為了描述主觀幸福感與收入之間的總體相關程度，表5給出了相應年份與人群中二者的相關系數(shù)，其中主觀幸福感分別采用了兩種形式，一是幸福與否的0-1測度，二是從很不幸福到非常幸福的4級測度。收入也采用了兩種形式，一是家庭人均收入對數(shù)，度量的是絕對收入水平；另一種度量收入的方式是家庭人均收入對數(shù)與當?shù)兀h域）收入均值的對數(shù)之差，度量的是相對收入水平。

表5中所給出的收入與主觀幸福感的相關系數(shù)，總體上都并不高，其中城鎮(zhèn)的要高于農村。這種差異在2002年尤為明顯，收入和主觀幸福感各種測度方式下所得到的二者相關系數(shù)都在0.3以上，而農村的相關系數(shù)低于0.1。2007年，無論是城鎮(zhèn)還是農村，收入與主觀幸福感之間的相關系數(shù)都有所下降，其中城鎮(zhèn)兩個年份的相關系數(shù)在不同的測度方式中下降了15至20個百分點；農村的則下降了4-5個百分點。但收入與主觀幸福感之間的相關性，在城鎮(zhèn)中仍要高于農村。

如果考慮相對收入與主觀幸福感之間的相關性，城鎮(zhèn)和農村內部主觀幸福感與收入之間的相關系數(shù)變動幅度都并不大，但兩者的變動方向則是相反的。城鎮(zhèn)相對收入與主觀幸福感之間的相關系數(shù)通常要略高于絕對收入與主觀幸福感的相關系數(shù)，兩者相差一兩個百分點。而農村中，相對收入與主觀幸福感之間的相關系數(shù)要略高于絕對收入與主觀幸福感之間的相關系數(shù)，兩者也相差一兩個百分點。這意味著當?shù)厥杖肫骄皆诔擎?zhèn)和農村的主觀幸福感決定中可能存有不同的作用形式。城鎮(zhèn)中的當?shù)厥杖肫骄礁愃朴谑杖氡容^的參照系，參照系越高，則個人的主觀幸福感程度越低，對個人主觀幸福感水平形成了負的外部性；而農村中的當?shù)厥杖肫骄絼t更類似于經濟發(fā)展的總體水平，總體經濟發(fā)展程度越高，則個人的主觀幸福感程度越高，對個人主觀幸福感水平產生了正的外部性。

在城鄉(xiāng)合并樣本中，收入是以絕對收入還是相對收入來衡量，對于其與主觀幸福感的相關系數(shù)具有非常重要的影響。這在2002年表現(xiàn)得更加突出。絕對收入與主觀幸福感的相關系數(shù)分別為0.095 2或0.046 2，而相對收入衡量的結果則分別達到0.222 5或0.209 2。這表明，在城鄉(xiāng)合并樣本中，相對收入與主觀幸福感程度之間具有更為密切的關聯(lián)性。當然，這種關系在2007年中被嚴重弱化。

四、回歸分析

為了討論主觀幸福感的決定機制，本部分分別以Probit模型和線性模型來擬合主觀幸福感與相應解釋變量之間的關聯(lián)形式。在Probit模型中，被解釋變量為是否幸福；而在線性模型中①一般說來，如果將主觀幸福感程度看做是一個排序變量，則合適的擬合模型應該是排序概率模型（ordered Probit或ordered Logit）。但線性模型與排序概率模型的估計結果通常是非常類似的，并且線性模型的估計系數(shù)能夠被直接解釋為邊際效應，特別是在本文后面所做的Oaxaca分解中，線性模型具有更為明顯的優(yōu)勢，因此本文的主觀幸福感程度擬合中仍采用了線性模型。，被解釋變量為4級測度的主觀幸福感程度。解釋變量如表3所列示。值得說明的是，主觀幸福感的決定中通常都會存在著非常顯著的相對收入效應，并且在對于長期主觀幸福感并不隨著經濟增長而提升的現(xiàn)象的解釋中，人們注意到絕對收入和相對收入可能對主觀幸福感的提升具有相反的作用。因此，在主觀幸福感的解釋因素中，本文以縣為單位計算了當?shù)氐娜司杖雽?shù)，以此度量相對收入效應。

在主觀幸福感決定機制的討論中，一個重要問題就是不同時期的主觀幸福感決定是否具有穩(wěn)定性。本文使用的數(shù)據(jù)包括兩個不同年份，為了檢驗主觀幸福感決定機制在兩個年份是否具有穩(wěn)定性，表6給出了Chow檢驗的基本結果。在本文的這一檢驗中，受約束的情形是假設兩個年份的主觀幸福感決定方程的估計系數(shù)是相同的，而不受約束的情形則是指兩個年份的估計系數(shù)是有差異的。在Probit模型下，Chow檢驗的結果是基于對數(shù)似然值的Chi2統(tǒng)計量；而在線性模型中，Chow檢驗則是基于F統(tǒng)計量做出的。從表6中可以看出無論是Probit模型還是線性模型中，兩個年份的主觀幸福感決定機制都存在顯著的差異性，因此，表7 中分別給出了兩個年份的農村和城鎮(zhèn)基于Probit模型的邊際效應的估計結果；表8給出了兩個年份的農村和城鎮(zhèn)對排序主觀幸福感程度的線性模型估計結果。

表6 主觀幸福感決定機制變化的Chow檢驗

1.是否幸福的Probit模型

在表7中，被解釋變量為將被調查者對主觀幸福感問題的回答區(qū)分為幸福與否，如果幸福則設為1，否則為0?；貧w模型的基本形式為，其中表示，給定特征X，被調查個體報告其主觀幸福感程度為幸福的概率；和分別為正態(tài)分布的概率密度和分布函數(shù)。為了討論各因素對于選擇概率值的影響，對于連續(xù)變量xk按照如下方式計算其邊際效應，而對于離散變量xj，邊際效應為xj取0和1時的概率差，計算方式為，

在各種估計結果中，家庭人均收入對數(shù)對于主觀幸福感的決定具有顯著的正效應。從城鄉(xiāng)以及不同年份的結果來看，家庭人均收入對數(shù)對城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的邊際效應要高于城鎮(zhèn)；而農村與城鎮(zhèn)內部，2007年家庭人均收入對數(shù)對于主觀幸福感的邊際效應要明顯低于2002年。這一現(xiàn)象表明，城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的決定中，家庭收入所起作用比農村居民中更為重要；而城鄉(xiāng)居民內部，絕對收入水平對于主觀幸福感的決定性影響都在降低。

當?shù)厝司杖雽?shù)在主觀幸福感決定中的影響則在不同年份和城鄉(xiāng)之間存在差異性。2002年的城鄉(xiāng)內部以及城鄉(xiāng)合并估計結果中，當?shù)厝司杖雽?shù)對于主觀幸福感決定的邊際效應都是為負的，盡管農村的并不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。在2007年的估計結果中，盡管城鎮(zhèn)和城鄉(xiāng)合并情形下的當?shù)厝司杖雽?shù)邊際效應仍為負，但不具有統(tǒng)計顯著性；而在農村內部的估計結果中，這一邊際效應顯著為正，也就是當?shù)氐钠骄杖雽τ谵r村個體主觀幸福感的決定具有正的外部性。可能的解釋是，農村收入水平高的地區(qū)或許具有更為充分的公共物品供給，并可能對個體形成更為良好的未來預期①羅楚亮（2006）對2002年城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的比較也發(fā)現(xiàn)，農村居民對未來具有更為樂觀的預期是農村居民主觀幸福感程度高于城鎮(zhèn)居民的重要解釋因素。。

對于絕對收入（家庭人均收入對數(shù)）與相對收入（當?shù)厝司杖雽?shù)）在主觀幸福感決定中的效應是否可能被抵消，表7給出了基于似然比②基本思路是，記不受約束的對數(shù)似然值為LRU；并構造在約束條件下的估計，得到的對數(shù)似然值為LRR，則LRULRR服從自由度為1的Chi2分布。從這一檢驗思路中也可以看出，這里絕對收入效應和相對收入效應的抵消是針對估計系數(shù)而言的。的檢驗結果。在2002年農村和2007年城鎮(zhèn)中，絕對收入和相對收入效應之間存在著抵消的可能。

年齡、性別、婚姻、文化程度、健康、就業(yè)以及家庭結構等特征是主觀幸福感研究中常用的控制變量。一般而言，主觀幸福感程度隨著年齡的變化呈現(xiàn)出U型特征，中年時期的主觀幸福感程度是最低的，此前的主觀幸福感程度隨著年齡增加而遞減，此后則逐漸上升。表7的結果則通常都不支持這一特征③但在隨后的表8中，年齡及其平方項的估計系數(shù)具有與通常文獻結果相一致的符號特征。。性別之間的差異也是不顯著的。離異與喪偶等婚姻不幸者的主觀幸福感程度顯著較低。文化程度的邊際效應在多數(shù)情形下也不顯著，這可能是因為估計結果中已經控制了收入的原因，即文化程度對于主觀幸福感的影響主要通過受教育程度較高者所擁有的收入水平更高來體現(xiàn)；但值得注意的是，就城鄉(xiāng)合并的邊際效應來看，文化程度較高者的主觀幸福感程度通常也相對更高一些。健康狀況在各種情形下的主觀幸福感決定都具有非常重要的影響。無論是回答者本人的健康狀況良好還是家庭成員中的健康狀況欠佳人數(shù)，都在主觀幸福感決定中具有非常顯著的邊際效應，并且健康狀況越好，主觀幸福感程度越高；而糟糕的健康狀況則會降低主觀幸福感。如果家庭中具有更多的失業(yè)成員，則回答者的主觀幸福感程度較低。在城鎮(zhèn)兩個年份中，這一效應都是顯著的。從家庭結構來看，小孩和老人的數(shù)量都沒有顯著的影響，但家庭規(guī)模越大的回答者的主觀幸福感程度可能會更高一些，2007年農村以及城鄉(xiāng)合并的結果中都具有這一特征。省份之間的主觀幸福感程度總體上存在顯著的差異性，但不同省份主觀幸福感程度相對變化關系在兩個年份中具有較大的差異性。

（續(xù)表）

2.幸福感程度的線性模型

表8的線性模型估計結果與表7的Probit模型邊際效應之間存在許多相似的地方。家庭人均收入對數(shù)的估計系數(shù)都是顯著為正的。當?shù)厝司杖雽?shù)在多數(shù)情形下顯著為負，除了2007年農村以及城鄉(xiāng)合并的估計結果外。從對β家庭人均收入對數(shù)＝?β當?shù)厝司杖雽?shù)的t檢驗中可以認為，在2002年農村和2007年城鎮(zhèn)的估計結果中，絕對收入對于主觀幸福感的提升效應被相對收入效應所抵消。

表8 排序模型（線性）的估計結果

（續(xù)表）

年齡及其平方項的估計系數(shù)符號表現(xiàn)出多數(shù)文獻所揭示的U型特征。根據(jù)相應的估計系數(shù)值可以推算，主觀幸福感最低的年齡通常出現(xiàn)在46、47歲左右（2002年農村為41歲）。但主觀幸福感程度最低時所對應的年齡要高于多數(shù)文獻中的結果。這是因為本文所選取的樣本為戶主或配偶，因此年齡會更為集中于中年及以上的人群。

性別對主觀幸福感的差別性影響通常并不顯著，只是在2002年城鎮(zhèn)以及城鄉(xiāng)合并的結果中，具有較低程度統(tǒng)計顯著性?；橐霾恍业娜巳褐饔^幸福感程度通常要顯著地更低一些。文化程度在農村以及城鄉(xiāng)合并樣本的主觀幸福感決定中通常表現(xiàn)出遞增的效應，即文化程度較高人群的主觀幸福感程度也通常更高一些；但在城鎮(zhèn)中，這一影響則是不顯著的。

與表7的結果相似，無論是回答者本人還是其他家庭成員的健康狀況，對于主觀幸福感的決定都具有顯著的影響。小孩和老人的數(shù)量對于主觀幸福感的影響通常是不顯著的，但較大家庭規(guī)模中的回答者的主觀幸福感程度顯著地較高，估計系數(shù)在兩個年份中相對較為穩(wěn)定。與Probit模型的結果相比較，表8的結果中省份之間的主觀幸福感差異相對要更為穩(wěn)定一些。

3. Probit模型中收入效應的推算

在主觀幸福感的決定中，一個至關重要的因素便是收入的效應究竟有多大。基于表7所估計得到的邊際效應，表9推斷了收入增長對于兩個年份主觀幸福感變動的影響。這一推斷的基本思路是，由于表7中給出的是邊際效應，即，其中表示在給定的X下，回答者自評為幸福的概率，1ny 指的是對數(shù)收入，那么主觀幸福感對收入的彈性為。因此，基于概率模型的邊際效應與平均概率可以推算出主觀幸福感的收入彈性，收入增長率（對數(shù)差）與這一收入彈性的乘積即為由于收入增長所導致的主觀幸福感增長幅度。由于兩個年份所得到的邊際效應估計值不相同，因此，表9基于相應的彈性值推算了收入增長對于主觀幸福感增長的貢獻。這里的收入既包括家庭人均收入也包括當?shù)厝司杖?。從?中的推算結果可以看到，除了基于農村2007年的邊際效應值推算結果以外，在其他各種情形下，家庭人均收入增長對于主觀幸福感增長具有正的貢獻；而當?shù)厝司杖胨降钠毡樵鲩L對于主觀幸福感的提升則通常具有負的貢獻。

表9 主觀幸福感的收入效應：基于收入彈性的推算

從基于具體數(shù)值的推算結果來看，農村居民收入增長對于主觀幸福感的提升效應比較弱，在2002年到2007年期間只有1.7（基于2002年的彈性估計值）或0.52（基于2007年的彈性估計值）個百分點，這一幅度要低于城鎮(zhèn)相應情形下的推算結果。事實上，農村居民主觀幸福感的決定中，無論是收入彈性還是收入對數(shù)差，都要低于城鎮(zhèn)居民。與此相對應的是，城鎮(zhèn)居民收入增長導致了主觀幸福感的較大幅度增長，如果按照2002年彈性估計值推算，這一幅度達20個百分點；而根據(jù)2007年的彈性系數(shù)，這一幅度也為3.5個百分點。然而，城鎮(zhèn)居民收入增長對于主觀幸福感增長的貢獻在相當大程度上被當?shù)仄骄杖朐鲩L所導致的主觀幸福感下降所抵消。如表9最后一行所示，當?shù)仄骄杖朐鲩L導致了主觀幸福感增長下降了12或2個百分點。在城鄉(xiāng)合并的情形中，如果按照2002年的彈性系數(shù)估計值，當?shù)仄骄杖朐鲩L所導致的主觀幸福感下降幅度甚至略微超過了家庭收入增長對于主觀幸福感增長的貢獻。

4. 主觀幸福感差異的分解分析

對于兩個年份之間的主觀幸福感差異變化的解釋因素，表10分別在Probit模型和線性模型的基礎上給出了相應人群的Oaxaca分解結果。其中，基于線性模型的分解是標準的Blinder-Oaxaca分解程序，而對Probit模型的分解則是基于Fairlie（2005）的方法。表10所給出的分解結果，包括來自變量和系數(shù)的總體貢獻；而各具體因素中，則只給出了相應的變量貢獻，這意味著我們所更為關注的是這一時期相關經濟特征變量的改變對于居民主觀幸福感的影響。

表10 主觀幸福感變化的Oaxaca分解（%）

家庭收入水平增長對于主觀幸福感的提升具有非常重要的解釋作用，并且這一變量在城鎮(zhèn)居民主觀幸福感變化中的效應要明顯高于農村居民。按照Probit模型，農村居民中在這兩個年份中感覺幸福人群比例的上升有54.3%可以由收入增長所解釋，而城鎮(zhèn)居民中這一因素的貢獻達80.8%；按照線性模型，家庭收入增長可以解釋農村居民幸福感上升的26.35%，而城鎮(zhèn)則為55.63%。但與此同時，當?shù)厝司杖胨降钠毡樵鲩L對于城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的提升具有大幅度的下降作用，而在農村居民中這種不利影響則至少要小得多。在Probit模型中，當?shù)厝司杖胨降钠毡樯仙钩擎?zhèn)居民主觀幸福感程度下降47.74個百分點，而農村居民中幸福人群的比重由此而上升了57.35個百分點；而在線性模型中，當?shù)厝司杖胨降钠毡樯仙钩擎?zhèn)居民主觀幸福感程度下降48.87%，與家庭人均收入對數(shù)的貢獻數(shù)量基本相當，但農村居民中僅為7.14%。在城鄉(xiāng)合并的情形中，無論是Probit模型還是線性模型，當?shù)厝司杖雽?shù)導致主觀幸福感的下降幅度都要高于家庭人均收入對數(shù)的貢獻份額。從這一分解中再次表明，家庭收入增長對于主觀幸福感的提升具有重要的積極貢獻，但這種正向貢獻也通常被收入水平的普遍增長所造成的主觀幸福感的下降所抵消。

在其他解釋變量中，大多數(shù)對于主觀幸福感的變動的解釋作用都非常低。相對具有較高、并且較為一致性的效應方向的有回答者年齡、婚姻和健康狀況。由于2007年樣本中的回答者年齡比2002年要高一些（農村3.5歲、城鎮(zhèn)2歲）?；谥饔^幸福感與年齡之間的U型關系，這種年齡增長對主觀幸福感增長的解釋幅度在農村Probit模型中為21.9%，而其他情形中都是比較低的。由于離婚、喪偶等比率的上升，因此這一期間的婚姻變量降低了城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感程度。在農村居民中，自評健康狀況有所下降，而城鎮(zhèn)中則略有上升，這導致了健康狀況對城鄉(xiāng)居民主觀幸福感程度變化的不同影響。在農村中，健康狀況成為不利于主觀幸福感提升的最為重要的因素，這一因素在Probit模型中的貢獻份額達-35.27%，在線性模型中也為-13.51%，數(shù)量上都要高于其他不利因素。而在城鎮(zhèn)中，健康狀況對于主觀幸福感有極其微弱的正的貢獻。

在是否幸福的Probit模型中，變量特征的貢獻份額是比較高的。特別是在農村居民中，全部變量特征的貢獻份額達到86.96%，城鎮(zhèn)中也有42.49%。但主觀幸福感程度的線性模型中，變量特征的貢獻份額在城鄉(xiāng)結果中都有大幅度的下降。而在城鄉(xiāng)合并情形下，變量貢獻份額都非常低。

五、總結

本文在2002年和2007年相同省份的城鄉(xiāng)住戶調查數(shù)據(jù)的基礎上，討論了這一時期居民收入增長對主觀幸福感增長的解釋作用。本文的主要發(fā)現(xiàn)包括：

收入與主觀幸福感的基本圖像特征、兩者的相關系數(shù)以及回歸分析中的估計系數(shù)都表明，家庭人均收入水平與主觀幸福感具有顯著的正向關聯(lián)，但2007年的相關性比2002年有較大幅度的下降。收入與主觀幸福感關聯(lián)性的減弱，也可能在一定程度上意味著主觀幸福感的決定因素更為復雜。此外，收入與主觀幸福感之間的相關性在城鎮(zhèn)要高于農村。這也意味著，收入增長仍是主觀幸福感提升的重要因素。

收入增長對于主觀幸福感上升具有重要的解釋作用。無論是基于收入彈性推算還是基于回歸結果的分解分析，收入增長都構成主觀幸福感增長最為重要的解釋因素。以當?shù)厝司杖胨蕉攘康南鄬κ杖胨綄τ诔擎?zhèn)與農村居民的主觀幸福感具有不同的影響。在城鎮(zhèn)以及城鄉(xiāng)合并的結果與主觀幸福感決定的相對收入假說相一致，相對收入效應對于主觀幸福感的提高具有不利的影響，收入增長對于主觀幸福感的提升同時具有兩種相反的效應，即個人收入的增長導致主觀幸福感程度的提高，而社會群體收入的普遍增長可能使得個人主觀幸福感程度的下降。而在農村居民中，當?shù)厥杖胨皆礁?，則居民收入水平也相應更高。地區(qū)內的經濟發(fā)展水平對于農村居民的主觀幸福感決定具有正的外部效應。

健康狀況不佳對于農村居民的主觀幸福感提升具有嚴重的不利影響，在分解結果中可以看到這是不利于農村主觀幸福感提升最為重要的影響因素。如何提高醫(yī)療保障水平，增強醫(yī)療保障和醫(yī)療服務的可及性，從而改善健康狀況，對于提升居民主觀福利評價具有重要影響。

此外，一些其他方面的社會變遷對主觀幸福感的影響也應當引起重視，如婚姻狀況的變動對主觀幸福感的提升在城鄉(xiāng)居民中都具有不利的影響。

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Income Growth and Happiness Growth LUO Chu-liang

(Beijing Normal University, Beijing, 100875,China)

By use of household survey conducted in 2002 and 2009 by China Household Income Project, this paper discusses the contribution of income growth on happiness growth in China. Happiness growth occurred in both rural and urban China, accompanied with income growth. Income significantly correlated with happiness in both years, although the correlation declined, and was higher in urban subsample. By calculation based on elasticity of happiness on income and decomposition of happiness determination between 2002 and 2007, income growth contributed large share of happiness growth, while most of them had been offset by the increase of mean income within county in urban and the urbanrural combined sample, as predicted by the relative income hypothesis in happiness determination. Additionally, health condition negatively contributed the happiness growth in rural area.

income growth; happiness; decomposition

F047.2

A

2095-7572(2017)02-0005-18

〔執(zhí)行編輯：周冬〕

2017-1-16

本文受國家社科基金“勞動力市場轉型的收入分配效應研究”、北京師范大學中央高校自主科研基金資助。

羅楚亮（1976－），男，北京師范大學經濟與工商管理學院教授，研究方向：收入分配與勞動力市場研究。