何翠香，晏冰

(云南民族大學 經(jīng)濟學院，云南昆明 650504)

一、引言

改革開放以來我國社會經(jīng)濟發(fā)生了翻天覆地的變化。2010年起我國GDP總量已經(jīng)超過日本，成為僅次于美國的世界第二大經(jīng)濟體，與此同時人們的生活水平也有了較大的改善和提升。在經(jīng)濟取得重大成就之后，黨和政府開始更多地關(guān)注人類社會最基本的問題——幸福。2006年4月，胡錦濤同志訪美期間在耶魯大學發(fā)表演講，首次明確提出要“關(guān)注人的生活質(zhì)量、發(fā)展?jié)撃芎托腋Ｖ笖?shù)”。這代表了中國領(lǐng)導(dǎo)層對國民幸福的關(guān)注與重視(林洪、孫求華，2013)。對此，中國學術(shù)界也掀起了“幸福研究”的熱浪[見王海成(2013)綜述]。

早期的幸福研究主要集中在哲學、心理學、社會學角度，隨著幸福經(jīng)濟學的興起，幸福的測量及其影響因素被越來越多的經(jīng)濟學者所關(guān)注。盡管在現(xiàn)代經(jīng)濟學中，經(jīng)濟增長或收入增長仍是經(jīng)濟研究的核心命題，但它們可能并不是目標本身，而在更大程度上表現(xiàn)為實現(xiàn)人們“幸?！?happiness)的手段，“幸?！辈攀侨藗冏罱K所追求的目標(羅楚亮，2006)。而在經(jīng)濟和國民收入快速增長的同時，中國居民的幸福感表現(xiàn)并不同步。據(jù)調(diào)查，從1990年開始到2000—2005年，中國人的生活滿意度呈下降趨勢，2005年之后出現(xiàn)回升，整體上形成一條U形曲線(Easterlin et al．，2012)。據(jù)世界價值觀調(diào)查(World Values Survey，簡稱WVS)結(jié)果顯示：1990—2007年，中國居民的平均幸福感由1990年的7.29下降到2001年的6.63；2007年回升到了6.76，但仍遠遠低于1990年的水準。由此可見，幸福作為一種反映人們生活滿意狀況的指標，要受到諸多復(fù)雜因素的影響，不僅受到經(jīng)濟因素的影響，而且還要受到社會因素以及心理因素的影響，從而表現(xiàn)出非單調(diào)的變化趨勢。據(jù)聯(lián)合國發(fā)布的《世界幸福報告》(WorldHappinessReport)顯示，在156個受調(diào)查的國家中，2012年中國幸福感排名112位，2013年排名93位；近年來隨著政府對民生問題的關(guān)注以及相關(guān)政策的實施，我國國民幸福感在逐漸提升，但這一表現(xiàn)卻與我國經(jīng)濟增長速度并不匹配。因此，有必要進一步研究影響國民幸福感的深層次原因。

本文以主觀幸福感為衡量指標，使用2008年和2009年中國城市、農(nóng)村和流動人口居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)(Rural Urban Migration in China，簡稱RUMiC)中城鎮(zhèn)居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)，首次運用面板分位數(shù)回歸方法，在控制不易觀察且不隨時間改變的個體特征變量后，研究健康、婚姻狀況、受教育程度、年齡等主要因素對主觀幸福感的異質(zhì)性影響。該方法在豐富了國內(nèi)幸福感研究方法的同時，考察了中國居民的主觀幸福感差異及各因素在整個幸福感分布上的不同影響程度，從而使政策的制定更具針對性。文章結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻綜述，主要回顧了國內(nèi)幸福經(jīng)濟學的研究方法和成果以及部分國外相關(guān)經(jīng)濟學文獻；第三部分為面板分位數(shù)回歸模型及數(shù)據(jù)說明；第四部分為回歸結(jié)果討論；最后為結(jié)論與政策建議。

二、文獻回顧

近年來，隨著幸福經(jīng)濟學的興起，國內(nèi)許多學者利用面板和截面等微觀數(shù)據(jù)對幸福感進行研究。從國內(nèi)已有的研究文獻來看，大多數(shù)文獻使用OLS回歸或有序離散變量回歸方法進行研究。如魯元平和張克中(2010)利用WVS的中國部分，運用有序離散模型研究了經(jīng)濟增長和親貧式支出對中國居民幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長并不能帶來國民幸福感的提升，而以教育、醫(yī)療和社會保障構(gòu)成的親貧式支出對國民幸福感有顯著的促進作用。同樣運用WVS中國部分數(shù)據(jù)，溫曉亮等(2011)發(fā)現(xiàn)在影響主觀幸福感的因素中，相對收入和社會失范對主觀幸福感的影響較大，人口學變量中的性別、年齡、健康、婚姻、教育等都對主觀幸福感有影響。

劉宏等(2013)利用2009年中國家庭營養(yǎng)健康調(diào)查數(shù)據(jù)(China Health and Nutrition Survey，簡稱CHNS2009)，使用ordered probit計量模型研究了永久性收入和房產(chǎn)財富對主觀幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)相比于當期收入，永久性收入和房產(chǎn)財富是主觀幸福感的重要影響因素，但兩者對主觀幸福感的影響存在城鄉(xiāng)差異。亓壽偉和周少甫(2010)基于CHNS數(shù)據(jù)庫研究了一組特殊群體——老年人的幸福感現(xiàn)狀，運用ordered logit回歸模型，他們發(fā)現(xiàn)收入增加對老年人的主觀幸福感有正向顯著影響，而收入差距的影響并不顯著；健康對老年人的主觀幸福感有明顯的正向影響；醫(yī)療保險對老年人的主觀幸福感存在顯著正向影響。但隨著區(qū)域分布及城鄉(xiāng)分布的變化，老年人的主觀幸福感存在差異。

何立新和潘春陽(2011)運用有序離散變量回歸方法，綜合2005年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)(China General Social Survey, CGSS2005)和中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫(CEIC2005)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，機會不均和收入差距都對主觀幸福感產(chǎn)生負向影響，但機會不均對居民主觀幸福感的負向影響對低收入者和農(nóng)村居民的損害更為嚴重，而收入差距顯著損害了低、中低和高收入階層的主觀幸福感，對中上收入階層的影響并不顯著。閏丙金(2012)、王鵬(2011)、陳剛和李樹(2013)和李清彬和李博(2013)等學者使用CGSS2006和不同計量方法研究了主觀幸福感的各個影響因素。閏丙金(2012)運用ordered logit研究了收入、社會階層認同對主觀幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)收入變化、收入公平、社會階層認同狀況對主觀幸福感都有顯著的正向影響，且這種影響有顯著的城鄉(xiāng)差異，收入對城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的影響并不顯著。王鵬(2011)運用OLS回歸方法研究了收入差距對中國居民主觀幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)收入差距對主觀幸福感的影響呈倒U形，臨界點在基尼系數(shù)為0.4；當基尼系數(shù)小于0.4時，居民的幸福感隨著收入差距的擴大而增強；但超過0.4 時，擴大的收入差距將導(dǎo)致居民幸福感的下降。隨著收入差距的擴大，居住在城市、非農(nóng)業(yè)戶籍和受教育程度較高的居民，其幸福感更低；居民自認為收入所得不合理也會顯著降低其幸福感。陳剛和李樹(2013)考慮了內(nèi)生性后采用2SLS和ordered probit模型考察了管制、腐敗對居民主觀幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)腐敗顯著降低了中國的居民幸福感，且在控制了腐敗變量的內(nèi)生性之后，腐敗對居民幸福感的抑制效應(yīng)還明顯增強了，遠遠超過了經(jīng)濟增長對居民幸福感的促進效應(yīng)。李清彬和李博(2013)則構(gòu)建門限回歸模型實證研究了中國居民的幸福-收入門限值，認為幸福-收入的門限值約在“人均收入”3300元，收入對幸福感的影響從門限前的顯著正向變?yōu)殚T限后的不顯著。

趙新宇等(2013)利用吉林大學公眾幸福指數(shù)課題組關(guān)于2012年中國公眾主觀幸福感問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，運用有序概率模型考察了絕對收入、相對收入和預(yù)期對公眾主觀幸福感的影響。發(fā)現(xiàn)我國存在“幸福悖論”現(xiàn)象，相對收入對公眾主觀幸福感有顯著促進作用，其效果強于絕對收入；預(yù)期對于中、低收入群體的主觀幸福感具有顯著正向作用。

羅楚亮(2006)在對概率模型進行分解分析的基礎(chǔ)上，對2002年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)(China Household Income Project, CHIP2002)中城鄉(xiāng)之間以及城鎮(zhèn)失業(yè)與就業(yè)居民之間的主觀幸福感差異進行了比較分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民的主觀幸福感高于城鎮(zhèn)居民，主要是由于預(yù)期的滿足程度、收入變化預(yù)期、對生活狀態(tài)改善的評價等差異所引起的；城鎮(zhèn)失業(yè)與就業(yè)居民的主觀幸福感差異則主要是由收入效應(yīng)導(dǎo)致的。袁正等(2013)基于CHIP 2002年的數(shù)據(jù)運用OLS和有序離散選擇模型，檢驗了收入水平、分配公平對居民幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)居民的幸福感與收入水平呈正相關(guān)關(guān)系，與收入不公呈負相關(guān)關(guān)系。收入水平對低收入組的正向效應(yīng)更大，分配不公對低收入組的負向效應(yīng)更大。

國外學者對中國幸福感的研究也很多：如Appleton and Song(2008)、Knight et al. (2009)和Knight and Gunatilaka (2010a，2010b)利用CHIP2002和類似方法系統(tǒng)地研究了中國城市居民、農(nóng)村居民以及城市移民的主觀幸福感決定因素并且比較分析了三個群體幸福感差異存在的原因；Gao and Smyth (2011)基于中國城鎮(zhèn)勞動力調(diào)查(China Urban Labor Survey)2005年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)相對于實際收入的增加，移民對于未來收入的預(yù)期會對當期的幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響；Frijters et al. (2012)利用CHIP2002數(shù)據(jù)也得到了類似結(jié)論。

通過梳理發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學者對于主觀幸福感的研究多采用OLS回歸、離散選擇模型或門限回歸模型進行實證研究。由于此類方法主要研究解釋變量對主觀幸福感的均值影響或者不同幸福感的水平影響，且假設(shè)擾動項服從均值為零、同方差且不相關(guān)的正態(tài)分布或者logistic分布的模型在現(xiàn)實中不一定能得到滿足，使得這些模型的估計與結(jié)論可能存在偏差。國外一些學者已開始采用分位數(shù)回歸方法討論各因素對主觀幸福感的異質(zhì)性影響，如：Binder and Coad (2011)基于2006年英國家庭面板數(shù)據(jù)(British Household Panel Survey，簡稱BHPS)，運用分位數(shù)回歸方法發(fā)現(xiàn)收入、健康及社會因素降低了位于分位數(shù)高端個體的主觀幸福感，教育對低分位點個體的主觀幸福感存在正向影響，而對高分位數(shù)個體存在負向影響。Binder and Freytag (2012)運用分位數(shù)回歸研究了做志愿者是否會提高自身幸福感的問題，他們發(fā)現(xiàn)相比于不是志愿者的個體而言，個體的志愿者身份對自身主觀幸福感產(chǎn)生正向關(guān)系。且這種正相關(guān)性主要是由于減少了幸福分布低端人群的不快樂。Yuan and Golpelwar (2013)利用分位數(shù)回歸方法對上海市居民主觀幸福感進行了研究，發(fā)現(xiàn)社會經(jīng)濟安全、社會包容、社會凝聚力和社會權(quán)利對主觀幸福感存在顯著影響。Jimenez et al. (2014)基于歐洲社會調(diào)查數(shù)據(jù)(European Social Survey)，使用同樣的方法研究了教育和主觀幸福感之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在一種激勵機制，即對于職業(yè)人員而言，在整個幸福分布上，教育能夠?qū)崿F(xiàn)那些心理成本很高的渴求。而最先將分位數(shù)回歸和面板數(shù)據(jù)相結(jié)合使用在主觀幸福感的研究當屬Binder and Coad(2014)，運用該方法和BHPS1996-2008數(shù)據(jù)，他們研究了失業(yè)與主觀幸福感的負相關(guān)性在整個分布上的變化，發(fā)現(xiàn)幸福感高的人群受失業(yè)的影響相對較小。

本文參考Binder and Coad (2014)，擬將面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸方法首次運用在RUMiC數(shù)據(jù)上來研究影響中國城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的因素在整個分布上的變化情況。相比于橫截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)不僅為研究者提供更多數(shù)據(jù)和消除多重共線性，還可以解決遺漏變量的問題，為模型研究提供可靠、準確的估計；而分位數(shù)回歸可以更詳細的考察不同分布上的幸福感的影響因素的貢獻。相比于國內(nèi)已有的研究，本文在數(shù)據(jù)、方法上的創(chuàng)新都為國內(nèi)關(guān)于幸福感的研究提供建設(shè)性的參考。

三、模型及數(shù)據(jù)

(一)計量模型

分位數(shù)回歸方法最早由Koenker and Bassett (1978)提出，它是依據(jù)因變量的條件分位對自變量X回歸得到的所有條件分位數(shù)上的回歸估計。建立如下模型：

其中，Yi是因變量，Xi是自變量，εθi是殘差項，滿足Qθ(εθi|Xi)=0的假設(shè)條件。βθ是-分位數(shù)上的回歸系數(shù)。

分位數(shù)回歸可以精確的描述自變量對于因變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，而將分位數(shù)回歸與面板數(shù)據(jù)模型結(jié)合起來分析變量之間的關(guān)系，可以在控制個體異質(zhì)性基礎(chǔ)上更好的分析自變量在不同分位點上對因變量條件分布的影響。

面板分位回歸模型估計值最先由Koenker(2004)提出，后來越來越多的學者發(fā)展并完善該模型的估計和檢驗(如Geraci and Bottai, 2007; Abrevava and Dahl, 2008; Lamarche, 2010;Rosen, 2012等)。本文擬采用Canay(2011)提出的一種簡單兩步估值法進行本文的計量分析，因為這種方法不僅計算簡便，且該估計值在一定正則條件下具有一致且漸進正態(tài)的特性。Canay(2011)的估計方法將固定效應(yīng)按照純局部轉(zhuǎn)變(pure location shift)處理，觀測數(shù)量n越大、時間T越長估計值表現(xiàn)越好；在Monte Carlo模擬中該方法的表現(xiàn)被證明與Koenker(2004)估計值類似。

考慮以下回歸模型：

Yit=Xit'βθ+αi+εit

這里，Yit表示個i體i在時間tt的主觀幸福度，Xit表示一組控制變量，如健康、婚姻、受教育程度、工作狀態(tài)以及對數(shù)收入等，αi表示不隨時間變化的個體固定效應(yīng)，εit是誤差項。使用Canay (2011)的兩步估計方法本文得到β在各個分位上的估計值，具體如下：

(二)數(shù)據(jù)說明

本文采用的數(shù)據(jù)是中國城市、農(nóng)村和流動人口居民收入調(diào)查(RUMiC)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是由來自北京師范大學、澳大利亞國立大學的學者發(fā)起，并得到國家統(tǒng)計局和德國勞動研究所的支持。調(diào)查包含5000個流動人口家庭、8000個農(nóng)村家庭和5000個城鎮(zhèn)家庭樣本(Meng et al., 2010)。本文使用RUMiC2008和RUMiC2009城鎮(zhèn)家庭樣本，形成平衡面板數(shù)據(jù)，以控制個體不易觀察且不隨時間改變的特征變量，分析城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的決定因素及其在整個分布上的異質(zhì)性影響(關(guān)于數(shù)據(jù)處理詳見附表1)。

1．被解釋變量

RUMiC2009年城鎮(zhèn)家庭問卷除了一般健康問卷中的12個問題(簡稱GHQ-12)外，還有關(guān)于生活總體滿意度及對生活各方面如收入、健康與配偶關(guān)系滿意度等問題。但RUMiC2008年只有GHQ-12可以用來衡量主觀幸福感。因此，本文的被解釋變量選用GHQ-12來構(gòu)建主觀幸福感指標。GHQ-12已被廣泛運用在主觀幸福感研究和醫(yī)學研究文獻(Gardner and Oswald，2007)中，且被眾多研究證實具有理想的效度和信度(如Clark and Oswald, 1994)。GHQ-12包括12個問題，每個問題有4個選項，其中1表示最好的狀態(tài)，4表示最差的狀態(tài)。參照Binder and Coad (2014)的方法，本文將GHQ-12中12個問題的選項相加，然后用48減去加總，得到[0,36]區(qū)間上的一個指標。也有文獻將GHQ-12得分加總，并劃分為幾個類別(Akayet al. ,2012)，或者使用Caseness GHQ，即統(tǒng)計回答差或最差狀態(tài)的題目數(shù)量為主觀幸福感指標(Clark,2003)，關(guān)于GHQ-12問卷中的具體問題詳見表1。

圖1 2008年和2009年主觀幸福度的核密度估計

圖1描述了2008年和2009年中國城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的核密度分布圖，從圖中可以看出，2008年和2009年的核密度分布走勢相似，且峰值均出現(xiàn)在30左右；平均來看，公眾的主觀幸福感較高。

2．解釋變量

從已有的文獻中發(fā)現(xiàn)，影響主觀幸福感的因素較多，綜合考慮各因素的影響貢獻之后，本文確定了8個解釋變量：健康狀況(包括：非常好；好；一般；不好；非常不好)、疾病、婚姻狀況(包括已婚、未婚、離異、喪偶)、受教育程度(包括小學及以下、初中、高中、大專、大學及以上)、工作狀態(tài)、性別、年齡(控制在21～65周歲)、對數(shù)收入、省份變量。各變量的具體統(tǒng)計性描述見表1。

由表1中可以看出，2008年和2009年的主觀幸福感均值均在28.3左右，2009年的主觀幸福感均值略高于2008年。從其他變量的統(tǒng)計性描述來看，2008—2009年間，各變量的變化趨勢平穩(wěn)，并沒出現(xiàn)非正常的波動。總體上看，各調(diào)查指標與預(yù)期相符，如健康狀況良好的個體占樣本的五成以上。隨著高等教育的不斷推進，大專及以上學歷的個體占比在逐漸提高，且收入水平在逐年增加。樣本年齡在41歲左右。

表1 2008年和2009年各變量的統(tǒng)計性描述

續(xù)表

主觀幸福度2008年2009年均值標準差均值標準差28.377(4.720)28.393(4.634)高中0.372(0.484)0.352(0.478)大專0.233(0.423)0.233(0.423)大學及以上0.168(0.374)0.184(0.387)就業(yè)0.972(0.164)0.972(0.165)男性0.450(0.498)0.450(0.498)年齡40.954(8.688)41.960(8.687)年齡平方/10017.527(7.172)18.361(7.342)對數(shù)收入9.950(0.688)10.078(0.697)省份江蘇0.107(0.309)0.107(0.309)浙江0.120(0.325)0.120(0.325)安徽0.110(0.313)0.110(0.313)河南0.109(0.312)0.109(0.312)湖北0.066(0.249)0.066(0.249)廣東0.182(0.386)0.182(0.386)重慶0.052(0.222)0.052(0.222)四川0.135(0.342)0.135(0.342)樣本數(shù)27252725

注：用省份CPI將2009年的收入折算成2008年標準；性別、省份數(shù)據(jù)兩年一致。

四、實證分析

首先我們觀察混合數(shù)據(jù)(pooled data)中各變量與主觀幸福度的相關(guān)性。由于OLS和Ordered model得到的結(jié)果并無實質(zhì)性差異(Ferrer-i-Carbonell and Frijters, 2004)，本文采用OLS方法得到混合回歸結(jié)果。從表2回歸結(jié)果中可以看出，健康、婚姻狀況、教育、工作、性別和年齡等人口學變量都對主觀幸福度有顯著影響。這一研究結(jié)論與幸福經(jīng)濟學文獻(如Easterlin，2002，溫曉亮等，2011)的研究結(jié)論基本一致。

具體地講，主觀健康狀況與幸福感成正比：主觀健康狀況越差，幸福感越低?？陀^生病狀態(tài)也對主觀幸福感呈顯著負向影響，但較主觀健康狀況的影響相對較小，這可能是由于雖然生病的人在身體上會遭受比健康時更多的痛苦，但在生病期間可以不用勞動和工作，還可以享受來自家人和朋友的關(guān)心和幫助。婚姻狀況也是影響主觀幸福度的顯著變量，相對于未婚(單身)，結(jié)婚會使主觀幸福度提高0.881；而喪偶會顯著降低個體的主觀幸福度(1.322)，說明喪偶給個體帶來的傷痛不僅是生活的巨變，同時也對心理造成更大的傷痛。已有的相關(guān)文獻研究也發(fā)現(xiàn)，健康狀況差的人、失去親人或婚姻不幸的人對于生活變故的發(fā)生都表現(xiàn)出緩慢適應(yīng)或不能完全適應(yīng)的情況(婁伶俐，2009)。教育水平對主觀幸福度的影響同樣顯著，以小學及以下為參照組，其中大專及以上學歷個體的主觀幸福度最高。性別也是影響主觀幸福感的顯著因素，相對于女性，男性具有更高的幸福感，這一結(jié)論與辛自強和池麗萍( 2001)的研究結(jié)論一致，但也有一些研究如：苗元江和余嘉元( 2003)、李清彬和李博(2013)得出了不同的結(jié)論。李清彬、李博(2013)利用門限回歸方法對CGSS2006年數(shù)據(jù)進行研究后發(fā)現(xiàn)，幸福感在中國社會并不存在明顯的性別差異。苗元江、余嘉元(2003) 對大學生群體的研究發(fā)現(xiàn)，女性比男性具有更多的幸福感和滿足感，并認為這是因為女性較男性更容易滿足，情緒表達也較為暢通，而男性往往雄心勃勃，并且容易壓抑自我，很少強調(diào)情緒的表達。年齡對主觀幸福度的影響顯著為負，而年齡的平方項對主觀幸福度的影響顯著為正，說明年齡對主觀幸福度的影響并不是單調(diào)的，且41歲主觀幸福度最低。這一結(jié)論也與孫鳳(2007)的研究結(jié)論一致，她認為市場化以來，教育、住房、醫(yī)療、養(yǎng)老制度的改革對中年人群體的幸福感沖擊最大，因此年輕人和老年人的“生活幸福感”高于中年人。收入也是影響主觀幸福度的顯著變量，收入每提高1%，主觀幸福度提高0.824?？傮w上講，擁有大專及以上學歷、身體健康且有工作的已婚男性的主觀幸福度較高；這些結(jié)論與發(fā)達國家一致，如Oswald(1997)以發(fā)達經(jīng)濟為背景，對影響主觀幸福感的人口特征進行了概括，認為幸福感較高的人群包括:已婚、高收入者、白人、受過良好教育、自我雇傭等。

表2 SWB的混合回歸結(jié)果

注：***、** 、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；健康變量參照組為健康狀況非常好；婚姻狀況參照組為未婚；教育水平參照組為小學及以下。

由于混合回歸忽略了個體間不可觀測或被遺漏的變量，因而可能會導(dǎo)致估計不一致。而面板數(shù)據(jù)可以部分地解決這些問題?；谶@一優(yōu)點，表3報告了基于固定效應(yīng)的面板回歸結(jié)果。回歸結(jié)果中報告F值為2.27，因此拒絕了接受混合回歸的假設(shè)，即面板回歸優(yōu)于混合回歸。

從表3中可以看出，健康和婚姻狀況依然是影響主觀幸福感的顯著因素。主觀幸福感隨著主觀健康狀況的惡化呈逐漸下降的趨勢，客觀疾病雖然對主觀幸福感的負向影響依然顯著，顯著程度由OLS回歸的1%的水平變?yōu)?0%的水平。在婚姻狀況中，已婚和離異對主觀幸福感的影響并不顯著，喪偶顯著降低了個體的主觀幸福感。對比表3與表2的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制了不可觀測的個體變量如性格、心理及其他等因素后，健康、疾病對于主觀幸福感的影響顯著減少了，而喪偶對主觀幸福感的負向影響顯著增加了。這一結(jié)果與表2的回歸結(jié)果相比更具真實性。

表3基于固定效應(yīng)的面板回歸結(jié)果

注：***、** 、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

為了更詳盡的考察各因素在整個分布上對主觀幸福感的異質(zhì)性影響，本文接下來采用Canay(2011)兩步估計值，對主觀幸福感及其影響因素進行面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸估計。這種方法不僅可以排除不隨時間改變的個體不可觀測變量(如性格等)造成的估計偏差，還可以得到各因素和主觀幸福感關(guān)系在整個分布上的完整情況，在國內(nèi)幸福經(jīng)濟學文獻中尚屬首次運用。本文選取了幾個具有代表性的分位點(10%、25%、50%、75%、90%)來分析回歸結(jié)果，詳細見表4。

從回歸結(jié)果中可以看到，健康、婚姻狀況、教育年限、就業(yè)、年齡以及收入都對各分位數(shù)上的主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響。具體來看，健康對各分位數(shù)上主觀幸福感的影響相對比較穩(wěn)定，且通過了1%的顯著性水平。影響系數(shù)在1.710～1.779波動，說明對于單個人來講，健康對每一分位點上的主觀幸福感的影響都是顯著積極且穩(wěn)定的，健康是影響個人主觀幸福感的重要變量。疾病也是影響主觀幸福感的顯著因素；在整個幸福感分布上，疾病對幸福感的影響在(-0.643，-0.430)區(qū)間波動，其對主觀幸福感的影響隨分位數(shù)的逐漸增加而逐漸下降，而在90%分位數(shù)上又有回升趨勢。說明疾病對主觀幸福感分布的兩端影響較大，即對于幸福感較低的個體和幸福感較高的個體而言，疾病會顯著降低他們的主觀幸福感?；橐鰻顩r對于各分位數(shù)上的主觀幸福感的影響存在差異。婚姻對于中低幸福感群體而言，會顯著提高其主觀幸福感，而對于幸福感較高的群體而言，婚姻對幸福的影響并不顯著；離異對于各分位數(shù)上的主觀幸福感的影響均不顯著；喪偶顯著降低各分位數(shù)上的主觀幸福感，且對低幸福感群體的負面影響更大。

教育年限同樣是影響主觀幸福感的顯著因素，在1%的顯著性水平下，在主觀幸福感的低分位數(shù)上，教育水平對主觀幸福感的正向影響最高，隨著分位數(shù)的逐漸增加教育水平對主觀幸福感的影響呈現(xiàn)遞減趨勢。就業(yè)對主觀幸福感的影響隨分位數(shù)的增加呈遞減趨勢，在高分位數(shù)上，就業(yè)對主觀幸福感的影響低于其他分位點，對于幸福感越高的群體，工作對幸福的影響不再表現(xiàn)如其他分位點那么重要。從年齡和年齡的平方的回歸系數(shù)來看，在各分位數(shù)上，年齡對主觀幸福感的影響呈“U”形，這與已有的研究結(jié)論一致。Appleton and Song(2008)、何立華和金江(2011)、李清彬和李博(2013)等對中國數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，年齡與幸福感之間存在“U”形特征，即隨著年齡增長，幸福感是先下降再上升的。中年人由于比其他年齡段的群體承受更多的生活、工作及社會壓力，使得其主觀幸福感低于其他年齡段的群體。對數(shù)收入同樣也是影響主觀幸福感的顯著因素，在1%的顯著性水平下，對數(shù)收入對主觀幸福感的影響隨分位數(shù)的逐漸增加呈現(xiàn)逐漸減少的趨勢，對于幸福水平較高的群體而言，對數(shù)收入對主觀幸福感的影響低于其他分位點，說明幸福感較高的群體，不僅僅從高收入中獲取幸福感或滿足感，其他因素如生活安逸、身體健康等也是影響高幸福感群體的重要因素(健康狀態(tài)用dummy表示的回歸結(jié)果與表4類似，為了便于解釋，這里采取連續(xù)健康指數(shù))。這一結(jié)果體現(xiàn)了分位數(shù)回歸的必要性，彌補了幸福經(jīng)濟學文獻的研究結(jié)論。

表4 SWB面板分位數(shù)回歸結(jié)果

注：***、** 、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

圖2描繪了各變量在整個主觀幸福感分布上的影響趨勢；圖2a～i分別是描述健康、疾病、婚姻狀況、教育、就業(yè)、年齡及對數(shù)收入的異質(zhì)性影響。從圖中可以清晰直觀地看出：健康、已婚、教育年限、就業(yè)對主觀幸福感存在正向影響；而疾病、喪偶、年齡對各分位數(shù)上主觀幸福感的影響是負向的且在各分位數(shù)上系數(shù)變化不大；值得關(guān)注的是收入對主觀幸福感的影響在各分位數(shù)上存在顯著差異。對于中低幸福感的個體而言，收入對其主觀幸福感的影響是正向的，而對于較高幸福感的個體而言，收入的增加對提高個體主觀幸福感的影響十分有限，說明收入并不是幸福的唯一影響因素，文化、制度因素及社會人口因素等都會影響幸福(田國強和楊立巖，2006；朱建芳和楊曉蘭，2009)。本文的研究結(jié)果不僅充分體現(xiàn)了分位數(shù)回歸相對于均值回歸的優(yōu)勢，也從另一個角度證實了收入-幸福感關(guān)系存在一個臨界值的可能性。田國強和楊立巖(2006)通過構(gòu)建一個規(guī)范的經(jīng)濟學理論模型研究了“幸福-收入”之謎，研究表明存在一個與非物質(zhì)初始稟賦正相關(guān)的臨界收入水平，當收入尚未達到這個臨界水平之前，增加收入能夠提高社會的幸福度；一旦達到或超過這個臨界收入水平，增加收入反而會降低總體幸福水平，導(dǎo)致帕累托無效的配置結(jié)果。李清彬和李博(2013)利用門限回歸方法對CGSS2006年數(shù)據(jù)進行研究后發(fā)現(xiàn)，中國居民幸福-收入門限值位于 “人均年收入”3300元。在門限前，收入正向地影響幸福感，門限后收入對幸福感影響不顯著。為了將連續(xù)變量與0-1變量結(jié)果進行對比，描述了使用健康、受教育程度0-1變量的面板分位數(shù)結(jié)果，各變量對主觀幸福感的影響同圖2類似，在此不再詳述。

圖2使用連續(xù)健康指數(shù)、教育年限得到的圖形

五、結(jié)論與政策建議

本文利用RUMiC2008和RUMiC2009城鎮(zhèn)居民收入調(diào)查數(shù)據(jù)，首次運用面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸方法考察個體之間的幸福感差異及各因素對主觀幸福感的影響程度，發(fā)現(xiàn)在控制了不隨時間改變且不易觀察的個體性格或心理因素等差異后，健康、疾病、婚姻狀況、受教育年限、就業(yè)、年齡、性別及收入對主觀幸福感的影響同大多數(shù)研究文獻結(jié)論一致，即身體健康(主觀和客觀兩個角度)、已婚、教育、高收入均可顯著提高個體主觀幸福感，年齡對主觀幸福感的影響呈“U”形等。但主觀幸福感較高的人群受這些因素影響的程度相對較小，特別是收入，其對主觀幸福感的影響存在顯著異質(zhì)性，體現(xiàn)了分位數(shù)回歸相對于一般回歸方法的必要性。

通過以上研究，本文認為當前正處于轉(zhuǎn)型期的中國不應(yīng)只將經(jīng)濟增長、收入增加作為國家追求的終極目標，而應(yīng)該在經(jīng)濟取得一定成就后，逐漸將視角轉(zhuǎn)移到增強國民實際幸福感這一問題上。而提高國民幸福感除了采取措施提高收入外，改善醫(yī)療、教育、就業(yè)等民生問題顯得十分重要。另外，由于個體之間對于幸福的感受存在異質(zhì)性，政策的制定和實施應(yīng)該做到有差別且具針對性，應(yīng)該更多關(guān)注弱勢群體和幸福感低的群體，提升他們的幸福度，以維護社會的穩(wěn)定和經(jīng)濟的可持續(xù)性發(fā)展。

最后，本文存在兩個問題可以進一步改進：第一，使用跨越時間更長的面板數(shù)據(jù)得到的兩步估計值更加穩(wěn)健，但由于數(shù)據(jù)局限，目前無法實施；第二，其他因素，如預(yù)期、相對收入等對主觀幸福感的影響在整個分布上的變化如何，以及中國其他群體，如農(nóng)村居民、城市移民、老年人等主觀幸福感的決定因素用面板分位數(shù)回歸方法分析后得到的結(jié)論又有何異同，需要更深一步地研究。