楊 巧，陳 誠，張可可

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院，武漢，430073）

一、引言

黨的十九大報(bào)告指出“要把人民對(duì)美好生活的向往作為奮斗目標(biāo)”、“使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實(shí)、更有保障、更可持續(xù)”。人民美好生活目標(biāo)的達(dá)到，不僅體現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展和收入增長帶來的居民生活水平的提高和改善，還表現(xiàn)為居民主觀幸福感的有效提升。主觀幸福感是個(gè)體按照自身標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活情況的認(rèn)知和評(píng)價(jià)，包括對(duì)生活的感覺好壞，與自己期望的吻合程度，自己對(duì)生活的期望程度等（Veenhoven，1994）[1]。作為民生質(zhì)量的主觀反映指標(biāo)之一（Frey&Stutzer，2002）[2]，學(xué)者們對(duì)幸福感的影響因素進(jìn)行了相關(guān)研究。研究表明宏觀層面的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Betsey&Justin Wolfers，2008）[3]、政府公共支出（Helliwell&Huang，2008）[4]和收入分配狀況（Oshio，2011）[5]，微觀層面的個(gè)體和家庭特征（Blanchflower&Os?wald，2008）[6]、家庭收入（Lelkes，2006）[7]、資產(chǎn)狀況（Clark et al，2008）[8]等均會(huì)使居民對(duì)其主觀幸福程度的判斷產(chǎn)生差別。

當(dāng)前我國社會(huì)各界最關(guān)注的民生問題主要集中在收入分配和住房兩個(gè)領(lǐng)域。近年來隨著我國國民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，居民收入不斷增長，收入分配狀況也處于動(dòng)態(tài)變化中。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2003～2008年我國居民收入基尼系數(shù)從0.479上升到0.491，此后不斷下降，2015年為0.462，2016年又略有回升，達(dá)到0.465，整體來看基尼系數(shù)一直高于0.4這一國際公認(rèn)警戒值。收入分配狀況會(huì)影響居民消費(fèi)傾向進(jìn)而作用于國民經(jīng)濟(jì)，不合理的收入分配狀況會(huì)使得人們的相對(duì)剝奪感增強(qiáng)（Runciman，1966）[9]，對(duì)社會(huì)評(píng)價(jià)產(chǎn)生焦慮，降低居民幸福感。再者，收入分配狀況還會(huì)影響到家庭財(cái)富積累（Wolff，1992）[10]，住房是家庭資產(chǎn)的重要組成部分，《中國家庭財(cái)富調(diào)查報(bào)告（2017）》指出2016年我國家庭財(cái)富構(gòu)成中房產(chǎn)凈值占比為65.99%，其中城鎮(zhèn)居民家庭人均財(cái)富構(gòu)成中房產(chǎn)凈值的比重更高達(dá)68.68%，是否擁有住房產(chǎn)權(quán)和住房數(shù)量的多少成為衡量家庭財(cái)富水平的重要標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)居民幸福感也會(huì)產(chǎn)生影響?？傮w而言，宏觀層面的收入差距和微觀層面的家庭住房擁有狀況均會(huì)作用于居民的生活質(zhì)量主觀評(píng)價(jià)。近年來經(jīng)濟(jì)快速增長背景下，隨著住房制度改革的深化，居民收入差距和住房擁有狀況在2000年后變化較大，厘清收入差距和住房狀況對(duì)居民幸福感的作用機(jī)制，認(rèn)識(shí)兩者對(duì)居民幸福感的影響有何變化，有助于我們更準(zhǔn)確地了解經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的民生問題，促進(jìn)住房市場(chǎng)長效調(diào)控機(jī)制和收入分配制度的完善，為全面建成小康社會(huì)提供科學(xué)依據(jù)?；诖?，本文利用CGSS2003和CGSS2013數(shù)據(jù)研究了2003年到2013年這十年來收入差距和住房狀況對(duì)居民主觀幸福感的影響及變化趨勢(shì)。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）收入差距與居民幸福感

理論上認(rèn)為收入差距具有一定的公共物品特征，當(dāng)社會(huì)收入差距過大時(shí)會(huì)帶來典型的負(fù)外部性，降低居民幸福感。Hagerty（2000）利用美國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)社區(qū)層面的收入差距對(duì)居民幸福感有負(fù)向影響，此外他利用8個(gè)國家25年的面板數(shù)據(jù)研究也發(fā)現(xiàn)降低收入差距能顯著提高居民幸福感[11]。Carol Graham和Stefano（2001）比較了美國和歐洲社會(huì)不平等程度對(duì)幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)收入差距對(duì)歐洲居民幸福感的負(fù)向影響更大[12]。Ta?kashi Oshio和Kobayashi（2011）根據(jù)日本全國層面的微觀數(shù)據(jù)，利用Logit模型研究收入不平等和居民幸福感的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入差距較大的地區(qū)的居民更傾向于報(bào)告自己不快樂[5]。王鵬（2011）通過考察居民幸福感與區(qū)縣層面的基尼系數(shù)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入差距與居民幸福感存在倒U形關(guān)系，基尼系數(shù)的臨界點(diǎn)為0.4，基尼系數(shù)大于0.4時(shí)，收入差距擴(kuò)大將降低居民幸福感[13]。郝身永（2015）全面考察了收入水平、收入差距和收入公平度對(duì)居民幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)區(qū)域?qū)用娴氖杖氩罹鄬?duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的居民的幸福感影響呈倒U形，個(gè)體層面上，收入分配的不公平會(huì)損害居民幸福感[14]。

但也有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)收入差距會(huì)提升居民幸福感。Kingdon和Knight（2007）研究認(rèn)為相對(duì)收入差距對(duì)提升南非居民主觀幸福感有積極作用，他們對(duì)此做出的解釋是收入差距的存在能讓南非居民設(shè)定更好生活的目標(biāo)，他們會(huì)有樂觀的收入預(yù)期，其幸福感會(huì)提高[15]。陳釗、徐彤和劉曉峰（2012）利用上海和深圳社區(qū)層面的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，收入差距的“示范效應(yīng)”強(qiáng)于“攀比效應(yīng)”，對(duì)居民幸福感有正向影響[16]。

（二）住房與居民幸福感

住房與幸福感的研究中，國外學(xué)者的研究角度較為多樣化。Nettleton和Burrows（2000）認(rèn)為通過抵押貸款獲得房屋的居民會(huì)承受較大的心理壓力，不利于身體健康[17]。Green（2001）認(rèn)為擁有住房會(huì)使公民更積極的參與到社區(qū)民主中，促進(jìn)社區(qū)融合，提升居民幸福感[18]。Haurin（2002）研究了房屋產(chǎn)權(quán)對(duì)兒童認(rèn)知和行為的影響，發(fā)現(xiàn)擁有住房的家庭與租賃住房的家庭相比，孩子的認(rèn)知能力更強(qiáng)，行為問題更少[19]。Dietza和Haurin（2003）對(duì)住房所有權(quán)的影響進(jìn)行了總結(jié)，提出住房產(chǎn)權(quán)對(duì)家庭財(cái)富積累、勞動(dòng)力參與、身體健康、政治和社會(huì)活動(dòng)參與、個(gè)人自尊心都有影響[20]。整體而言，相關(guān)研究不僅研究了住房對(duì)居民個(gè)體福利的影響，還進(jìn)一步研究住房對(duì)家庭生活和社區(qū)參與度的影響。

國內(nèi)學(xué)者對(duì)住房與幸福感的研究主要從兩個(gè)方面展開，一是基于住房資產(chǎn)屬性角度的考察，研究房屋產(chǎn)權(quán)和資產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民幸福感的影響。李濤等（2011）研究發(fā)現(xiàn)擁有大產(chǎn)權(quán)住房能提升居民幸福感，但小產(chǎn)權(quán)住房對(duì)居民的幸福感沒有顯著影響，對(duì)于擁有多套房的家庭而言，只有大產(chǎn)權(quán)住房的數(shù)量能夠影響居民幸福感，這主要是由于合法完備的房屋產(chǎn)權(quán)能夠給居民提供較好的流動(dòng)性，以及滿足居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄的需求[21]。孫偉增、鄭思齊（2013）同時(shí)研究了住房產(chǎn)權(quán)和住房價(jià)值對(duì)居民幸福感的影響，得出擁有自有住房對(duì)居民幸福感有顯著正向影響，同時(shí)住房產(chǎn)權(quán)的不同帶來的住房價(jià)值的不同對(duì)居民幸福感的影響也不同。房改房由于增值較大，對(duì)幸福感的貢獻(xiàn)高于商品房，而商品房的區(qū)位價(jià)值是影響幸福感的主要因素[22]。林江等（2012）進(jìn)一步研究了住房價(jià)格、住房產(chǎn)權(quán)和房產(chǎn)數(shù)量對(duì)居民幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)住房產(chǎn)權(quán)對(duì)居民幸福感有很強(qiáng)的關(guān)聯(lián)，有房產(chǎn)者的幸福感顯著高于租房者，有多套房產(chǎn)者的幸福感高于僅有一套房產(chǎn)者。房價(jià)上漲對(duì)居民幸福感的影響也與居民房屋產(chǎn)權(quán)情況有關(guān)，有房產(chǎn)者的幸福感會(huì)隨房價(jià)上漲而提高，而租房者的幸福感會(huì)因房價(jià)上漲而下降[23]。二是基于住房消費(fèi)屬性的考察，劉米娜、杜俊榮（2013）的研究結(jié)果顯示住房面積對(duì)居民幸福感的影響呈倒U形，居民住房面積的差異對(duì)居民幸福感有負(fù)向影響[24]。張翔等（2015）研究發(fā)現(xiàn)住房產(chǎn)權(quán)和住房價(jià)格對(duì)居民的幸福感沒有影響，而住房的居住屬性角度的考察中，房間數(shù)量、住房面積和住房已使用時(shí)間對(duì)居民幸福感均存在顯著影響，因而房屋對(duì)居民幸福感的影響主要來源于其居住屬性[25]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)分別研究了收入差距和住房狀況與居民幸福感之間的關(guān)系，研究大多采用微觀橫截面數(shù)據(jù)或宏觀面板數(shù)據(jù)進(jìn)行，沒有體現(xiàn)收入分配與住房狀況變化背景下對(duì)居民主觀幸福感的影響差異。從現(xiàn)實(shí)出發(fā)，1998年全面深化住房制度改革和2000年加入WTO后，近二十年間社會(huì)收入分配狀況和居民住房自有化水平有了較大變化，本文將兩者納入同一研究體系測(cè)度其對(duì)居民幸福感的影響程度，運(yùn)用CGSS2003和CGSS2013數(shù)據(jù)進(jìn)行比較研究，分析十年間居民主觀幸福感的變化以及住房狀況和收入差距對(duì)城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的影響差異。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）相對(duì)剝奪理論

“相對(duì)剝奪”由美國社會(huì)學(xué)家S.A.Stouffer（1949）提出。Stouffer在研究二戰(zhàn)中美國士兵的生活滿意度時(shí)發(fā)現(xiàn)，美國士兵不是通過一套絕對(duì)的標(biāo)準(zhǔn)來衡量自己的滿意度，即其滿意度與自身生活環(huán)境的艱苦程度關(guān)系不大，更多是通過與周圍人的生活環(huán)境比較而得到，如果對(duì)比群體的生活環(huán)境比自己好，他們就會(huì)產(chǎn)生“相對(duì)剝奪感”[26]。Runciman（1966）則對(duì)“相對(duì)剝奪感”做了更精確的定義，他認(rèn)為相對(duì)剝奪感必須具備四個(gè)條件：（1）自己不擁有某物X；（2）自己的參照群體擁有X；（3）期望擁有某物X；（4）自己認(rèn)為這種期望是正當(dāng)合理的[9]。按照相對(duì)剝奪理論，一方面，收入差距的存在及擴(kuò)大使得財(cái)富向少數(shù)富人階層集中，使得占社會(huì)人口大多數(shù)的中低收入人群產(chǎn)生“相對(duì)剝奪感”；另一方面，社會(huì)收入分配狀況對(duì)家庭住房擁有情況會(huì)產(chǎn)生影響，處于收入分配上層的群體擁有的房屋套數(shù)和資產(chǎn)總額會(huì)增加，使得無住房居民家庭對(duì)比有住房居民家庭產(chǎn)生“相對(duì)剝奪感”，僅有一套房產(chǎn)的居民家庭相對(duì)于有多套房產(chǎn)的居民家庭產(chǎn)生“相對(duì)剝奪感”。當(dāng)大多數(shù)居民處于“被剝奪”地位時(shí)，社會(huì)總體的居民幸福感會(huì)下降。

（二）“正向隧道效應(yīng)”和“負(fù)向隧道效應(yīng)”

Hirschman（1973）認(rèn)為收入差距能改變?nèi)藗兊念A(yù)期，適當(dāng)?shù)氖杖氩罹鄷?huì)使人產(chǎn)生樂觀的生活預(yù)期，相信自己的生活會(huì)變得更好，從而提升其幸福感，就像隧道中擁堵的車輛，當(dāng)人們發(fā)現(xiàn)旁邊車道的車輛開始移動(dòng)時(shí)，會(huì)預(yù)期自己車道的車輛也將移動(dòng)，此時(shí)旁邊車道車輛的移動(dòng)會(huì)給人帶來愉悅感。但Hirschman同時(shí)指出，過大的收入差距則會(huì)起到相反的作用，當(dāng)旁邊車道的車輛一直移動(dòng)而自己車道長時(shí)間保持不變，而變道又不可能時(shí)，樂觀的預(yù)期會(huì)消失，人們開始不滿[27]。何立新等（2011）將之稱為“正向隧道效應(yīng)”和“負(fù)向隧道效應(yīng)”[28]。因而適當(dāng)?shù)氖杖氩罹嗄芴嵘用裥腋８校?dāng)收入差距變得過大時(shí)，居民幸福感會(huì)下降。

（三）住房財(cái)富效應(yīng)

作為家庭資產(chǎn)的重要組成，住房價(jià)格的上漲使得擁有住房的人無論是實(shí)際上還是感知上都變得更加富有，增強(qiáng)幸福感。住房市場(chǎng)化改革以來，房價(jià)不斷上漲，住宅資產(chǎn)在我國家庭總資產(chǎn)中的比重也越來越大，已成為最重要的家庭資產(chǎn)內(nèi)容。因而與2003年相比，2013年房價(jià)波動(dòng)帶來的財(cái)富效應(yīng)對(duì)于擁有一套或多套住房的居民影響更大，即與2003年相比，2013年擁有住房對(duì)居民幸福感的貢獻(xiàn)更大。

基于以上理論分析，可以提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：收入差距會(huì)影響城鎮(zhèn)居民主觀幸福感。收入差距對(duì)主觀影響呈倒U型，適當(dāng)?shù)氖杖氩罹嘤欣谔嵘饔^幸福感，而收入差距過大會(huì)導(dǎo)致主觀幸福感下降。

假設(shè)2：住房產(chǎn)權(quán)會(huì)影響城鎮(zhèn)居民主觀幸福感。

推論1：擁有當(dāng)前居住房屋住房產(chǎn)權(quán)的人幸福感更強(qiáng)。

推論2：擁有住房越多，幸福感越強(qiáng)。

四、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的微觀個(gè)體特征數(shù)據(jù)來自于中國人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系與香港中文大學(xué)調(diào)查研究中心聯(lián)合開展的中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查始于2003年，每年一次，對(duì)中國大陸各省、市、自治區(qū)一萬多戶家庭進(jìn)行連續(xù)橫截面調(diào)查。本文采用的是CGSS2003和CGSS2013的數(shù)據(jù)，其中CGSS2003數(shù)據(jù)樣本總量5895個(gè)，覆蓋28個(gè)省份，其中城市樣本量5472個(gè)，農(nóng)村樣本量423個(gè)；CGSS2013數(shù)據(jù)樣本總量11439個(gè)，覆蓋28個(gè)省份，其中城市樣本量5106個(gè)，農(nóng)村樣本量6333個(gè)。本文根據(jù)研究需要選取了這兩個(gè)數(shù)據(jù)庫中的城市樣本，在剔除缺失值和異常值后，最后保留CGSS2003樣本量4569個(gè)，CGSS2013年樣本量4304個(gè)。宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)中的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）變量選取

1.居民幸福感

在CGSS2003和CGSS2013的問卷中均有一個(gè)問題是“總體而言，您對(duì)自己所過的生活的感覺怎么樣？”有五個(gè)選項(xiàng)，分別是“非常不幸福、不幸福、一般（CGSS2013為說不上幸福不幸福）、幸福、非常幸?！保覀儗?duì)這些選項(xiàng)分別賦值為1、2、3、4、5。

2.住房產(chǎn)權(quán)

根據(jù)CGSS2003的問卷中直接調(diào)查受訪者現(xiàn)居住房產(chǎn)的產(chǎn)權(quán)情況的問題我們將租住單位房、租住公房、租住私房、借住歸于租住，賦值為0；將自有私房和已購房歸于有住房產(chǎn)權(quán)，賦值為1但在CGSS2013的問卷中沒有直接涉及到現(xiàn)有住房自有和租住的問題，我們使用另一個(gè)相關(guān)的問題代替，即“您現(xiàn)在這座房子的產(chǎn)權(quán)（部分或全部產(chǎn)權(quán)）屬于誰”，共有8個(gè)選項(xiàng)，分別是“自己所有、配偶所

其中Iu，Ir分別表示各省、直轄市、自治區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入。

另外，我們還選取了CGSS2003和CGSS2013調(diào)有、子女所有、父母所有、配偶父母所有、子女配偶所有、其他家人/親戚所有、家人/親戚以外的個(gè)人或單位所有、其他”。我們根據(jù)住房的家庭屬性將自己所有、配偶所有、子女所有和子女配偶所有歸于自有，其他歸于租住。

3.家庭房產(chǎn)總數(shù)

根據(jù)CGSS2003問卷中的問題“除了現(xiàn)住房外，您家在別處是否還擁有具有部分或全部產(chǎn)權(quán)的住房？”與住房產(chǎn)權(quán)的問題相結(jié)合得出家庭房產(chǎn)總數(shù)。CGSS2013的問卷中問到了家庭房產(chǎn)總數(shù)，我們直接使用這一數(shù)據(jù)。

4.收入差距

陳宗勝等（2008）認(rèn)為總體收入差距可以分解為城鎮(zhèn)內(nèi)部收入差距、農(nóng)村內(nèi)部收入差距和城鄉(xiāng)收入差距，其中中國城鄉(xiāng)收入差距是全國居民總體收入差距的主體，其以“城鄉(xiāng)加權(quán)法”測(cè)算的中國城鄉(xiāng)收入差距對(duì)居民總體收入差距的貢獻(xiàn)率在60%左右[29]。胡晶晶，曾國安（2011）也認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大是社會(huì)總體收入差距擴(kuò)大的主要因素[30]。因此本文選用城鄉(xiāng)收入差距來代表社會(huì)總體收入差距。為剔除價(jià)格因素的影響，本文借鑒陳宗勝等（2008）[29]提出的結(jié)構(gòu)相對(duì)系數(shù)之差（g）作為反映收入差距的指標(biāo)，其計(jì)算公式如下：查問卷中統(tǒng)一的內(nèi)容提取信息，設(shè)置包括性別（女=0；男=1）、年齡（單位：歲）、受教育程度（轉(zhuǎn)換為受教育年限，沒受過教育=0；私塾=2；小學(xué)=6；初中=9；中專和技校=11；高中=12；大專=15；本科=16；研究生及以上=19）、家庭年收入（單位：元）、政治面貌（非黨員=0；黨員=1）、與三年前相比本人經(jīng)濟(jì)地位變化（下降了=1；差不多=2；上升了=3）等控制變量來控制個(gè)體特征，各變量描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

（三）樣本特征

表2 是房屋產(chǎn)權(quán)情況與居民幸福感的統(tǒng)計(jì)，從2003年和2013年總體居民幸福感可以看出，2003年感覺“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡木用裾?8.04%，說明2003年城市居民整體幸福感不強(qiáng)，大部分居民感覺“一般”和“不幸?！?；到了2013年感覺“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡木用裆仙?3.23%，成為主體，說明2013年城市居民整體幸福感較強(qiáng)，較2003年有明顯提升。從是否擁有所居房屋產(chǎn)權(quán)的角度來看，無論是2003年還是2013年，擁有當(dāng)前居住房屋產(chǎn)權(quán)的居民整體幸福感要強(qiáng)于沒有當(dāng)前居住房屋產(chǎn)權(quán)的居民。其中2003年無當(dāng)前居住房屋產(chǎn)權(quán)的居民感到“幸福”和“非常幸?！钡谋壤秊?9.3%，而擁有當(dāng)前居住房屋產(chǎn)權(quán)的居民相應(yīng)的比例為40.18%。2013年沒有當(dāng)前居住房屋產(chǎn)權(quán)的居民感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡谋壤秊?9.99%，擁有當(dāng)

lifefeel是居民幸福感，g代表收入差距，hsowner代表是否擁有現(xiàn)居住住房的產(chǎn)權(quán)，housnum代表家庭擁有的房產(chǎn)總數(shù)，其他控制變量X，包括性別、年齡、受教育年限、家庭總收入、政治身份和與本人經(jīng)濟(jì)地位變化等，為考察收入差距和居民幸福感之間的非線性關(guān)系，我們加入收入差距的平方（g2），εi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為考察2003年和2013年收入差距和住房產(chǎn)前居住房屋產(chǎn)權(quán)的居民相應(yīng)的比例為74.54%。

表3 是家庭房產(chǎn)數(shù)量與城鎮(zhèn)居民主觀幸福感狀況。2003年家庭無房、有一套房和有多套房居民感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡谋壤来螢?7.92%、38.89%和49.89%，2013年家庭無房、有一套房和有多套房居民感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡谋壤来螢?1.54%、72.56%和82.11%。因而無論是2003年還是2013年，居民幸福感均會(huì)隨家庭擁有房產(chǎn)數(shù)量的增加而增加。

（四）模型設(shè)定

為考察2003年和2013年收入差距、住房狀況和居民幸福感之間的相互關(guān)系，我們建立ordered logistic模型（1），分別對(duì)CGSS2003和CGSS2013的數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。權(quán)對(duì)居民幸福感的影響差異，我們?cè)O(shè)定模型（2）。

表2 住房產(chǎn)權(quán)情況與城鎮(zhèn)居民主觀幸福感 單位：%

表3 家庭住房擁有情況與城鎮(zhèn)居民主觀幸福感

year是年份虛擬變量，2003年賦值為0，2013年賦值為1，year*hsowner是年份虛擬變量與房屋產(chǎn)權(quán)的交互項(xiàng)，year*housnum是年份虛擬變量與家庭房產(chǎn)總數(shù)的交互項(xiàng)，year*g是年份虛擬變量與收入差距的交互項(xiàng)。Williams（2006）認(rèn)為傳統(tǒng)的比較Logit和Probit模型系數(shù)的差異的方法由于比較群體的異質(zhì)性會(huì)使得比較結(jié)果無效，他建議采用異質(zhì)性選擇模型來控制異質(zhì)性的來源，從而發(fā)現(xiàn)群體特征對(duì)結(jié)果的影響[31]。因而，我們采用異質(zhì)性選擇模型來估計(jì)模型（2），用來檢驗(yàn)不同年份樣本的收入差距和住房產(chǎn)權(quán)對(duì)居民幸福感的影響。

五、實(shí)證分析

（一）2003年和2013年樣本的order logit模型回歸結(jié)果分析

表4 和表5分別匯報(bào)了2003年和2013年收入差距、住房產(chǎn)權(quán)和房產(chǎn)數(shù)量對(duì)城市居民主觀幸福感影響的order logit回歸結(jié)果，為了方便解釋和對(duì)比系數(shù)差異，我們?cè)诘冢?）列匯報(bào)了各解釋變量的回歸系數(shù)，第（2）～（6）列匯報(bào)了其對(duì)主觀幸福感影響的邊際效果。對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行分析，得出如下結(jié)論：

1.收入差距對(duì)主觀幸福感的影響呈倒U型

從2003年的回歸結(jié)果來看，收入差距的系數(shù)為10.80，在5%的顯著性水平下顯著，收入差距平方項(xiàng)的系數(shù)-9.49，在10%的顯著性水平下顯著。從2013年的結(jié)果來看，收入差距的系數(shù)為10.02，收入差距平方項(xiàng)的系數(shù)為-10.46，兩者均在10%的顯著性水平下顯著?；貧w結(jié)果說明無論是2003年還是2013年，收入差距對(duì)居民幸福感的影響均為倒U型，在收入差距低于臨界值時(shí)，收入差距對(duì)居民的激勵(lì)作用是主要的，它會(huì)激勵(lì)人們努力工作，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高人們的幸福感，此時(shí)“正向隧道效應(yīng)”占主導(dǎo)地位；但當(dāng)收入過大時(shí)，人們會(huì)產(chǎn)生“相對(duì)剝奪感”，引起人們的心理不平衡，同時(shí)產(chǎn)生很多社會(huì)問題，降低居民幸福感，此時(shí)“負(fù)向隧道效應(yīng)”占主導(dǎo)地位。收入差距的二次項(xiàng)為負(fù)，同時(shí)表明收入差距對(duì)幸福感的提升是邊際效應(yīng)遞減的，這也與我們的預(yù)期相一致。假設(shè)一得到證實(shí)。

2.擁有當(dāng)前居住房屋產(chǎn)權(quán)能提升居民幸福感

從2003年的回歸結(jié)果看，住房產(chǎn)權(quán)對(duì)居民幸福感的影響為正但不顯著，說明2003年住房產(chǎn)權(quán)對(duì)居民幸福感較?。欢?013年回歸結(jié)果顯示，住房產(chǎn)權(quán)對(duì)居民幸福感的影響在1%水平下顯著，擁有所居住房屋的住房產(chǎn)權(quán)能使居民感到“非常不幸福”、“不幸?！焙汀耙话恪钡母怕史謩e降低0.37%、1.46%和2.87%，而使居民感到“幸福”和“非常幸?！钡母怕侍嵘?.57%和3.13%。2003年和2013年的樣本回歸結(jié)果不一致可能是因?yàn)?，隨著房價(jià)的上漲，一方面租房的成本提升，2003年房價(jià)較低，租房成本也較低，是否擁有當(dāng)前居住房屋的住房產(chǎn)權(quán)對(duì)居民幸福感影響不大，而到了2013年租房成本上升，這時(shí)居住于自有房屋的優(yōu)勢(shì)就體現(xiàn)出來，當(dāng)前居住房屋的產(chǎn)權(quán)對(duì)居民幸福感的影響變得明顯；另一方面，2003年房價(jià)較低，對(duì)于租房的居民來說在居住地買房的壓力也較小，到了2013年，房價(jià)上漲，加上各種限購政策的實(shí)施，租房群體買房壓力增加，此時(shí)是否擁有居住房屋的產(chǎn)權(quán)對(duì)居民的幸福感影響變大。此外，2003年我國住房制度改革正處于全面推進(jìn)期，社會(huì)居民住房自有水平遠(yuǎn)低于商品住宅市場(chǎng)飛速發(fā)展十年后的2013年。2000年第五次人口普查結(jié)果顯示的居民通過購買商品房、經(jīng)濟(jì)適用房或者存量公房而擁有房屋產(chǎn)權(quán)的人群比例為45.2%（其中購買商品房擁有房屋產(chǎn)權(quán)的人群占比僅為9.2%），2010年第六次人口普查結(jié)果這一人群比例為53.4%（其中通過購買商品房或二手房擁有房屋產(chǎn)權(quán)的人群比例為31%）。住房市場(chǎng)發(fā)展初期，居民住房擁有率不高，因此對(duì)幸福感的影響不明顯，而當(dāng)社會(huì)住房擁有比例提高后，相對(duì)剝奪感使得無房人群的幸福感受到影響。假設(shè)二的推論一得到證實(shí)。

3.家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量會(huì)影響居民幸福感

從2003年的回歸結(jié)果來看，家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量對(duì)居民幸福感的影響為正且在1%水平下顯著，家庭擁有房產(chǎn)數(shù)量增加一套，會(huì)使居民感到“非常不幸?！?、“不幸?！焙汀耙话恪钡母怕氏陆?.65%、2.39%和2.70%，而使居民感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡母怕试黾?.33%和1.42%；從2013年的回歸結(jié)果來看，家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量對(duì)居民幸福感的影響同樣為正且在1%的顯著性水平下顯著，家庭擁有房產(chǎn)數(shù)量增加一套，會(huì)使居民感到“非常不幸福”、“不幸福”和“一般”的概率下降0.36%、1.43%和2.80%，而使居民感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡母怕试黾?.54%和3.05%。這說明家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量越多，幸福感越強(qiáng)，住房擁有數(shù)量的差異會(huì)影響居民主觀幸福感，假設(shè)二的推論二得到證實(shí)。

其他控制變量的回歸結(jié)果也與經(jīng)濟(jì)理論和相關(guān)文獻(xiàn)相一致。性別虛擬變量在2003年和2013年均為負(fù)且顯著，表明女性比男性更為幸福，這可能是由于男性比女性面臨更多的工作和經(jīng)濟(jì)壓力（何立新，2011）[28]。是否為共產(chǎn)黨員的虛擬變量均為正且在1%的顯著性水平下顯著，表明共產(chǎn)黨員的幸福感強(qiáng)于非共產(chǎn)黨員，政治身份能夠給居民帶來收益（Appleton&Song，2008）[32]。2003 年和2013年的數(shù)據(jù)在年齡和年齡的平方項(xiàng)上均在1%水平下顯著，年齡的系數(shù)為負(fù)，年齡的平方項(xiàng)系數(shù)為正，說明兒童和老年人幸福感較高，而中青年人由于生活壓力較大，幸福感比較低。在受教育年限上，2003年模型的系數(shù)為正且在1%水平下顯著，2013年模型的系數(shù)為正且在5%水平下顯著，表明受教育年限越長，學(xué)歷越高幸福感越強(qiáng)。在居民家庭年收入上，2003年和2013年數(shù)據(jù)得出的系數(shù)均為正且在1%水平下顯著，表明絕對(duì)收入越高，居民幸福感越強(qiáng)（李濤等，2011）[21]。在與3年前相比本人經(jīng)濟(jì)狀況變化這一問題上，2003年和2013年模型的系數(shù)均為正且在1%的顯著性水平下顯著，表明本人自我感覺經(jīng)濟(jì)狀況變好會(huì)提升居民幸福感。

（二）2003年和2013年收入差距、住房狀況對(duì)居民幸福感影響的變化

表4 和表5分別反應(yīng)了2003年和2013年收入差距、住房狀況對(duì)居民幸福感的影響，但未能反應(yīng)這些因素對(duì)幸福感影響在十年間的變化，為此我們引入模型2，結(jié)合CGSS2003和CGSS2013數(shù)據(jù)，控制了年份不同所帶來的異質(zhì)性后得到估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表4 2003年收入差距、住房狀況對(duì)居民主觀幸福感的影響回歸結(jié)果

表5 2013年收入差距、住房產(chǎn)權(quán)和房產(chǎn)數(shù)量對(duì)居民主觀幸福感的影響回歸結(jié)果

表6 第（1）列反映了異質(zhì)性選擇模型各解釋變量的回歸系數(shù)，第（2）～（6）列反映了各解釋變量對(duì)居民主觀幸福感影響的邊際效果。我們重點(diǎn)關(guān)注年份虛擬變量（year），年份虛擬變量與收入差距的交互項(xiàng)（yearg），年份虛擬變量與房屋產(chǎn)權(quán)的交互項(xiàng)（yearhsowner）和年份虛擬變量與家庭房產(chǎn)數(shù)量的交互項(xiàng)（yearhousnum），回歸結(jié)果顯示：

1.與2003年相比2013年居民幸福感顯著提升，同時(shí)居民對(duì)收入差距更加敏感。

年份虛擬變量系數(shù)為正且在1%的顯著性水平下顯著，2013年居民感到“非常不幸?！薄ⅰ安恍腋！焙汀耙话恪钡母怕逝c2003年相比分別下降了2.67%、10.17%和16.28%，而感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡母怕逝c2003年相比提高了17.95%和11.18%，表明居民幸福感有明顯提升，與我們描述性分析中所得出的結(jié)論一致。收入差距與年份虛擬變量的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且在10%的顯著性水平下顯著，表明與2003年相比，2013年居民對(duì)收入差距更加敏感。隨著收入差距的擴(kuò)大，居民對(duì)收入差距的感知也越來越明顯，更加迫切的要求收入分配公平。2003～2013年間，經(jīng)濟(jì)總量高增長背景下人民生活水平不斷提高，使得居民整體幸福感提升，但隨著經(jīng)濟(jì)總量的進(jìn)一步增長，居民幸福感與收入分配狀況的關(guān)系增強(qiáng)，個(gè)體的收入狀況會(huì)影響居民幸福感，而相對(duì)的收入狀況對(duì)居民幸福感的影響會(huì)不斷增強(qiáng)。

2.與2003年相比，2013年房產(chǎn)數(shù)量的增加對(duì)居民幸福感增強(qiáng)的效果變化不大。

年份虛擬變量與家庭房產(chǎn)總數(shù)的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，表明2013年家庭房產(chǎn)總數(shù)增加一套并不會(huì)比2003家庭房產(chǎn)總數(shù)增加一套帶來更多的幸福感。由于住房具有消費(fèi)和投資雙重屬性，擁有一套住房主要是利用其居住屬性滿足人們的基本居住需求，而擁有多套房主要是利用房屋的投資屬性增加自己的財(cái)富，與滿足更高一層次的投資需求相比，基本需求的滿足更能提升人們的幸福感。因而與2003年相比2013年房產(chǎn)數(shù)量的增加對(duì)居民幸福感增強(qiáng)的效果變化不大，表明人們更加看重房屋的居住屬性。

表6 收入差距、住房狀況對(duì)居民主觀幸福感影響的異質(zhì)性選擇模型回歸結(jié)果

另外，年份虛擬變量與房屋產(chǎn)權(quán)的乘積項(xiàng)為正且在1%的顯著性水平下顯著，表明與2003年相比2013年擁有所居住房屋的產(chǎn)權(quán)會(huì)顯著提升居民幸福感。

六、結(jié)論與政策建議

本文利用CGSS2003和CGSS2013數(shù)據(jù)，首次在一個(gè)框架內(nèi)討論了收入差距、住房狀況對(duì)城鎮(zhèn)居民幸福感的影響，并指出2003年至2013年間這種影響的差異。研究發(fā)現(xiàn)：第一，與2003年相比，2013年雖然收入差距有所擴(kuò)大，居民對(duì)收入差距更加敏感，但城鎮(zhèn)居民幸福感依然顯著提升；第二，收入差距對(duì)城鎮(zhèn)居民幸福感的影響呈倒U型，當(dāng)收入差距小于臨界值時(shí)“正向隧道效應(yīng)”占主導(dǎo)地位，會(huì)利于提升城鎮(zhèn)居民幸福感，當(dāng)收入差距大于臨界值時(shí)“負(fù)向隧道效應(yīng)”占主導(dǎo)地位，會(huì)降低城鎮(zhèn)居民幸福感；第三，居住在自有產(chǎn)權(quán)房屋中的居民比租房居民幸福感更強(qiáng)，且相比于2003年，2013年這種效應(yīng)有所強(qiáng)化，即住房產(chǎn)權(quán)對(duì)幸福感的影響更大；第四，居民家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量越多幸福感越強(qiáng)，但與2003年相比，2013年房產(chǎn)數(shù)量更多的家庭幸福感并未有顯著提升。

基于上述結(jié)論，我們提出針對(duì)性建議，第一，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)應(yīng)進(jìn)一步推動(dòng)收入分配制度改革，縮小收入差距。經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長有利于增加就業(yè)，提高居民收入，改善居民福利，維持社會(huì)穩(wěn)定，提高居民幸福感，同時(shí)為避免收入差距

過大陷入“伊斯特林悖論”，還需通過完善收入分配制度來提升居民幸福感。第二，住房市場(chǎng)長效調(diào)控機(jī)制的建設(shè)應(yīng)以發(fā)揮住房的居住屬性為主導(dǎo)。住房制度改革后居民住房擁有比例增加，但擁有多套住房并未能使這部分居民幸福感在這十年間得以提升，而住房問題通過銷售市場(chǎng)得到滿足的人群幸福感在十年間顯著提升，這說明居民幸福感的提升更多和住房的居住屬性有關(guān)，而非資產(chǎn)屬性。今后居民住房問題的解決除了通過銷售市場(chǎng)外，還可通過住房租賃市場(chǎng)制度建設(shè)來滿足居民住房需求。?