鄭曉冬

一、引言

幸福的生活是絕大多數(shù)人終其一生的追求，如何獲得幸福不僅是公眾關(guān)注的問(wèn)題，也是幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)研究者不斷探索的主題。幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)軔于20世紀(jì)70年代學(xué)術(shù)界關(guān)于“幸福悖論”現(xiàn)象及其原因的討論。Easterlin(1974)基于19個(gè)國(guó)家的居民調(diào)查數(shù)據(jù)研究收入與幸福的關(guān)系，結(jié)果顯示，就單個(gè)國(guó)家的截面調(diào)查而言，高收入群體的主觀幸福感總體高于低收入群體，但從國(guó)際和時(shí)序變化的角度來(lái)看，收入水平與居民幸福感并不存在顯著的相關(guān)性?！笆杖朐鲩L(zhǎng)并不能明顯提升幸福感”這一發(fā)現(xiàn)就是著名的“幸福悖論”，或稱“幸?！杖胫i”、“Easterlin悖論”。自此，幸福的測(cè)量與分析，特別是對(duì)幸福決定因素的探討成為了幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的主體內(nèi)容。大量國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)從不同視角考察了影響居民幸福感的因素，除收入與財(cái)富之外，已有研究還對(duì)個(gè)體的人口學(xué)特征(比如年齡與教育程度)、就業(yè)狀態(tài)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、婚姻狀態(tài)與家庭結(jié)構(gòu)、疾病與健康、態(tài)度與信仰、自然與生活環(huán)境、政治經(jīng)濟(jì)制度與公共政策、社會(huì)關(guān)系和社會(huì)資本等因素進(jìn)行了探究(MacKerron, 2011；王艷萍，2017；馬汴京，2019；張靖娜、陳前恒，2019)。但是，幸福的決定因素是多樣且復(fù)雜的，目前仍有不少可能被多數(shù)學(xué)者忽略的重要因素值得深入探索，其中之一便是他人的幸福感，即幸福會(huì)在人際間傳染嗎？

研究幸福傳染問(wèn)題的價(jià)值不僅在于從理論層面補(bǔ)充幸福的決定因素、豐富幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究?jī)?nèi)容，同時(shí)也體現(xiàn)在對(duì)現(xiàn)實(shí)的指導(dǎo)意義。一方面，探究幸福感在人際間的溢出效應(yīng)(1)在本文中，幸福的傳染效應(yīng)、溢出效應(yīng)、外部性均是指幸福在人際間的傳遞作用。有助于全面評(píng)估公共政策的效果并做出科學(xué)決策。如果幸福能夠在人際間傳染，那么公共政策的作用就將存在“乘數(shù)效應(yīng)”，即使某個(gè)政策或項(xiàng)目在經(jīng)濟(jì)意義上對(duì)個(gè)體的影響較小，但仍有可能對(duì)社區(qū)或更大區(qū)域的整體福利產(chǎn)生比較可觀的影響。因此，在不考慮幸福感產(chǎn)生外部性的情況下，研究者可能低估一項(xiàng)致力于改善居民福利的政策所取得的成效。反之，當(dāng)某一政策或項(xiàng)目對(duì)居民福利造成損失時(shí)，其負(fù)面效應(yīng)也可能超出我們的預(yù)期。這就如同治愈或者預(yù)防傳染病(比如流感治療、疫苗接種等)的價(jià)值并不僅僅在于降低個(gè)體的疾病發(fā)生率或改善個(gè)體的健康狀況，還在于降低疾病的傳播風(fēng)險(xiǎn)、減輕整體居民的健康經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)等。另一方面，通過(guò)分析幸福的傳染機(jī)制或渠道，有助于更加深入地理解社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的意義，以此為社會(huì)文化基礎(chǔ)設(shè)施與組織建設(shè)提供新的依據(jù)。此外，研究幸福的人際傳遞作用機(jī)制及效果也能為促進(jìn)個(gè)體獲得和傳播幸福，以及更加有效地傳遞正能量提供參考與借鑒。

基于此，本研究以除被訪者以外的社區(qū)居民為個(gè)體的參照群體，主要致力于回答以下三個(gè)問(wèn)題：第一，個(gè)體幸福感會(huì)受到社區(qū)其他人幸福感的影響嗎？第二，如果幸福存在“傳染效應(yīng)”，那么這種效應(yīng)存在何種群體異質(zhì)性？第三，幸福傳染的作用機(jī)制是什么？基于2014年和2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用工具變量法和多項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)盡可能控制了研究中可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，結(jié)果表明：(1)個(gè)體的幸福感受到社區(qū)其他人幸福感的正向顯著影響，多重穩(wěn)健性檢驗(yàn)均支持這一結(jié)論。(2)在群體差異上，幸福傳染效應(yīng)對(duì)于農(nóng)村、低收入、社會(huì)資本較強(qiáng)、幸福感處于中高水平的居民更加明顯。(3)幸福會(huì)傳染的主要原因在于：一方面，個(gè)體能夠通過(guò)捕捉模仿或認(rèn)知聯(lián)想他人的幸福情緒來(lái)促進(jìn)個(gè)體的精神健康與社會(huì)信任水平，進(jìn)而改善其幸福狀態(tài)；另一方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建與發(fā)展，以及與之相伴的社會(huì)互助，也是幸福傳染的重要中介渠道。

本文余下的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分回顧相關(guān)文獻(xiàn)并進(jìn)行評(píng)述，第三部分介紹本文的數(shù)據(jù)、方法并進(jìn)行變量的說(shuō)明與描述；第四部分進(jìn)行實(shí)證結(jié)果的匯報(bào)與分析；第五部分是結(jié)論與討論。

二、文獻(xiàn)回顧

幸福的人際傳遞問(wèn)題最早可以追溯到經(jīng)濟(jì)學(xué)鼻祖亞當(dāng)·斯密的觀察與總結(jié)。斯密在其1759年出版的著作《道德情操論》的開(kāi)篇即提到：“不論我們認(rèn)為人類是如何自私，人類的天性中仍然明顯存在著關(guān)心他人命運(yùn)的原則，并將他人的幸福與自身關(guān)聯(lián)，看到他人獲得幸福時(shí)自己也會(huì)感到高興，盡管自己從中并無(wú)所得”(Smith，1759)。然而，時(shí)至今日，關(guān)于這一主題的經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)證研究，特別是國(guó)內(nèi)相關(guān)研究仍然并不多見(jiàn)。出現(xiàn)這一現(xiàn)象可能有兩方面的原因：一是學(xué)者們可能并未發(fā)現(xiàn)或認(rèn)識(shí)到研究該問(wèn)題的重要性；二是受到數(shù)據(jù)或者方法的限制，研究者們并不能較好地識(shí)別他人幸福感對(duì)個(gè)體幸福感的影響。

近年來(lái)，幸福傳染問(wèn)題開(kāi)始逐漸受到國(guó)外學(xué)者的關(guān)注。Fowler and Christakis(2009)首先通過(guò)美國(guó)的弗雷明漢心臟研究(Framingham Heart Study)調(diào)查數(shù)據(jù)，試圖回答并解釋幸福的人際傳遞問(wèn)題。研究發(fā)現(xiàn)，幸福者和非幸福者將根據(jù)各自的社交網(wǎng)絡(luò)聚集在一起，當(dāng)個(gè)體周圍的家人、鄰居、朋友等群體更幸福時(shí)，則該個(gè)體感到幸福的概率也將顯著提高。Rosenquist et al.(2011)運(yùn)用相同數(shù)據(jù)驗(yàn)證了抑郁癥在人群之間的傳遞作用，從反面證明了幸福的傳染效應(yīng)。

既有文獻(xiàn)主要通過(guò)以下三個(gè)層面對(duì)幸福傳染的作用途徑歸進(jìn)行解釋：第一，情緒的捕捉與模仿。心理學(xué)研究表明，當(dāng)個(gè)體遇到他人時(shí)，能夠通過(guò)對(duì)方的面部表情、語(yǔ)言表達(dá)、肢體動(dòng)作等捕捉其情緒狀態(tài)，并通過(guò)模仿學(xué)習(xí)對(duì)方來(lái)改變自身的情緒(Papa et al.，2008)。即使是與陌生人的短暫接觸，這種情緒模仿機(jī)制依然存在，這也是“微笑服務(wù)”(service with a smile)能夠提高客戶滿意度的重要原因(Pugh，2001)。第二，行為的認(rèn)知與聯(lián)想。通過(guò)觀察與捕捉對(duì)方的情緒狀態(tài)，個(gè)體將通過(guò)移情機(jī)制(empathizing)進(jìn)行換位思考與聯(lián)想，從而達(dá)到感同身受(Hoffman，2002)。此外，在控制社會(huì)比較的情況下，他人愉悅的情緒也將給人以親善友好的印象，從而增進(jìn)個(gè)體對(duì)整體的信任水平，提高其歸屬感與幸福感。第三，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建與發(fā)展。自我確認(rèn)理論(self-verification theory)認(rèn)為個(gè)體在人際交往中往往會(huì)通過(guò)尋求自我確認(rèn)的信息來(lái)保持自我概念(self-concept)以及肯定自我價(jià)值(Joiner and Katz，1999)。因此，人們更容易與表現(xiàn)積極情緒和給予他人肯定的群體形成比較穩(wěn)定的人際網(wǎng)絡(luò)。積極良好的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)個(gè)體幸福感的益處至少包括兩個(gè)方面：一方面，在社交時(shí)間與精力給定的情況下，良性人際互動(dòng)的增加意味著，個(gè)體與提供負(fù)向反饋群體的交往機(jī)會(huì)將會(huì)減少，進(jìn)而降低產(chǎn)生負(fù)面情緒的風(fēng)險(xiǎn)。另一方面，建立與維持良好的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠促進(jìn)成員間的社會(huì)互助，在精神層面上發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)化解作用(Esenberg et al.，2013)，產(chǎn)生提升個(gè)體福利預(yù)期的“隧道效應(yīng)”。不過(guò)，幸福的傳遞可能并不總是正向的，不論是“向上”和“向下”進(jìn)行社會(huì)比較，當(dāng)他人的幸福感提高時(shí)，具有較強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)心理的個(gè)體都有可能因?yàn)椤凹刀市?yīng)”而產(chǎn)生痛苦與煩惱等負(fù)面情緒(Christakis and Fowler，2013)。因此，群體差異分析應(yīng)當(dāng)是幸福傳染研究的一個(gè)重要組成部分。

盡管幸福具有傳染性的研究結(jié)果頗具趣味性，但要使該研究結(jié)論具有較強(qiáng)的說(shuō)服力，研究者需要著力解決幸福傳染效應(yīng)的識(shí)別問(wèn)題。事實(shí)上，探究幸福傳染的因果關(guān)系并不容易，正如Manski(1993，2000)所述，行為傳染或者同伴效應(yīng)(peer effects)的研究中普遍存在著反身問(wèn)題，或稱映射問(wèn)題(reflection problem)。即個(gè)體所表現(xiàn)的行為是由他人影響形成的，還是僅僅為整體特征的反映？具體來(lái)說(shuō)，該問(wèn)題主要涉及以下幾個(gè)方面：其一，內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)(endogenous effect)，即個(gè)體的幸福程度因他人幸福感變化而改變，這是本文關(guān)注的問(wèn)題。不過(guò)，由于個(gè)體與他人的行為是同步的，因而如果幸福存在人際傳染作用，那么其傳染方向?qū)⑹请p向的。因此，個(gè)體的幸福感在受到他人幸福感影響的同時(shí)，也將影響他人的幸福感，但簡(jiǎn)單的線性回歸估計(jì)并不能解決此種情況導(dǎo)致的估計(jì)偏誤(李強(qiáng)，2014)。其二，外生互動(dòng)效應(yīng)(exogenous effect)或稱情境效應(yīng)(contextual effect)，即不同個(gè)體的幸福感都將受到所處共同環(huán)境的影響。例如，自然與生活環(huán)境較好的社區(qū)居民總體上呈現(xiàn)出更高的幸福感水平(宣燁、余泳澤，2016 )。如果忽略個(gè)體間所處的共同環(huán)境，就可能不經(jīng)意地將環(huán)境特征的作用引入幸福傳染效應(yīng)，從而導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果出現(xiàn)高估。其三，關(guān)聯(lián)效應(yīng) (correlated effect)，指社區(qū)內(nèi)個(gè)體間幸福感趨同或產(chǎn)生關(guān)聯(lián)的表現(xiàn)可能是由于這些個(gè)體有著相似但難以觀測(cè)的重要因素引致(李磊等，2016)。個(gè)體通常會(huì)通過(guò)自身的特征與偏好選擇與哪些人一起生活、工作與交往。例如，具有類似的價(jià)值觀、心態(tài)或性格的群體更可能組成“俱樂(lè)部”進(jìn)行互動(dòng)交流(Esenberg et al.，2013)。此時(shí)，幸福的傳染效應(yīng)將并非(完全)來(lái)自人際間的幸福傳遞，而是因?yàn)檫@一群體存在共同的特征所致，這也被稱為選擇效應(yīng)(selection effect)。

為解決上述問(wèn)題，近期相關(guān)研究根據(jù)不同數(shù)據(jù)，嘗試通過(guò)相對(duì)嚴(yán)謹(jǐn)或具有新意的研究設(shè)計(jì)與方法來(lái)檢驗(yàn)幸福的傳染效應(yīng)是否真正存在。Schwarze and Winkelmann(2011)基于德國(guó)2000-2004年的居民調(diào)查數(shù)據(jù)，將子女與父母的幸福函數(shù)聯(lián)立，并使用子女過(guò)去五年的平均幸福感作為工具變量，研究發(fā)現(xiàn)，父母的幸福感將受到子女幸福感的正向顯著影響。具體而言，子女的幸福感提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差相當(dāng)于家庭收入增加20%～45%給父母帶來(lái)的幸福感。Esenberg et al.(2013)對(duì)美國(guó)兩所大學(xué)的新生進(jìn)行了調(diào)查，并通過(guò)近似隨機(jī)實(shí)驗(yàn)的大學(xué)新生寢室的室友分配過(guò)程，來(lái)考察同伴效應(yīng)對(duì)個(gè)體精神健康的影響。研究結(jié)果顯示，盡管抑郁與焦慮情緒存在較小程度的人際溢出效果，但大學(xué)生之間并不存在顯著的幸福傳染效應(yīng)。Tumen and Zeydanli(2015)根據(jù)2008年的英國(guó)勞動(dòng)力調(diào)查，以同伴被調(diào)查時(shí)間是“星期幾”(the day of the week)作為同伴幸福感的工具變量，并運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行回歸估計(jì)，也并未發(fā)現(xiàn)工作同伴的幸福感對(duì)個(gè)體自身幸福感存在顯著影響。Knight and Gunatilaka(2017)將研究視角聚焦至中國(guó)農(nóng)村，基于2002年的中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)的農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，以一系列社區(qū)特征(比如平均教育程度)作為他人幸福感的工具變量，運(yùn)用誤差分量?jī)呻A段最小二乘法(EC2SLS)估計(jì)發(fā)現(xiàn)，村莊其他居民的幸福感對(duì)個(gè)體幸福感有顯著的正面作用。

從以上文獻(xiàn)來(lái)看，目前關(guān)于幸福傳染問(wèn)題的實(shí)證研究并未達(dá)成一致的結(jié)論。這可能是由于不同國(guó)家或地區(qū)本身存在差異，也可能是因?yàn)椴糠盅芯克褂玫臄?shù)據(jù)與方法仍然存在局限。此外，進(jìn)一步分析幸福傳染的群體異質(zhì)性以及作用機(jī)制的研究更加罕見(jiàn)。因此，利用比較新穎與嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯吭O(shè)計(jì)來(lái)檢驗(yàn)幸福的傳染效應(yīng)及其傳導(dǎo)渠道仍是十分必要的。就國(guó)內(nèi)的相關(guān)文獻(xiàn)資料而言，目前僅有劉斌等(2012)根據(jù)2006年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)的城市地區(qū)樣本，對(duì)個(gè)體幸福感與他人幸福感的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。但該研究可能的不足在于，一方面，在識(shí)別幸福傳染效應(yīng)的過(guò)程中，作者運(yùn)用他人家中是否“被入室盜竊”作為他人幸福感的工具變量并不一定是好的選擇。原因在于，社區(qū)的入室盜竊行為往往由社區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)情況與公共安全狀態(tài)等特征共同決定，同時(shí)這種行為對(duì)于社區(qū)內(nèi)的單個(gè)家庭而言并不是獨(dú)立事件。因此，若社區(qū)其他家庭被入室盜竊，則個(gè)體的家庭遇到同樣遭遇的可能性(至少在個(gè)體擔(dān)憂程度上)將會(huì)提高，從而負(fù)向影響其幸福感。另一方面，限于數(shù)據(jù)，該研究?jī)H通過(guò)個(gè)人性格指標(biāo)對(duì)幸福傳染的機(jī)制進(jìn)行了簡(jiǎn)要地探索性檢驗(yàn)，未能比較深入地考察可能的作用渠道，特別是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用。此外，由于僅關(guān)注城市社區(qū)，該研究并不能探討幸福傳染效應(yīng)的城鄉(xiāng)差異等異質(zhì)性結(jié)果。

相比既往文獻(xiàn)，本研究可能的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，本文運(yùn)用了更新的數(shù)據(jù)與相對(duì)更加適當(dāng)?shù)膶?shí)證策略檢驗(yàn)幸福的傳染效應(yīng)?；?014-2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)，本文進(jìn)行2SLS估計(jì)來(lái)克服研究可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，具體選取了兩組工具變量：一是社區(qū)其他人父親與母親的平均教育程度，二是未在同一天受訪的社區(qū)其他人的受訪時(shí)間(周末概率)和受訪時(shí)的天氣(好天氣的概率)。此外，本文還通過(guò)指標(biāo)、樣本和方法調(diào)整驗(yàn)證了結(jié)果的穩(wěn)健性；其次，本文進(jìn)行了更加豐富的異質(zhì)性分析，包括幸福傳染效應(yīng)關(guān)于城鄉(xiāng)、家庭收入、社會(huì)資本及個(gè)體幸福感水平的差異；最后，根據(jù)CLDS調(diào)查中關(guān)于精神健康與社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與社會(huì)互助方面的調(diào)查內(nèi)容，本文比較詳細(xì)地考察了幸福傳染的作用機(jī)制。

三、數(shù)據(jù)、模型與變量

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)自中山大學(xué)社會(huì)調(diào)查中心主持開(kāi)展的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(China Labor-force Dynamic Survey)。CLDS項(xiàng)目旨在刻畫中國(guó)勞動(dòng)力的現(xiàn)狀與變遷，調(diào)查問(wèn)卷分為村居、家庭和個(gè)人問(wèn)卷三類。CLDS的全國(guó)基線調(diào)查于2012年進(jìn)行，采用多階段、多層次與按照規(guī)模成比例的概率(PPS)抽樣，調(diào)查范圍覆蓋了中國(guó)大陸的29個(gè)省市(除西藏和海南外)，調(diào)查對(duì)象為樣本家庭中所有15至64歲的勞動(dòng)力。此后，CLDS每?jī)赡赀M(jìn)行一次輪換樣本追蹤調(diào)查。CLDS調(diào)查關(guān)于被訪者的幸福感、精神健康、社會(huì)參與和互助方面的信息使得研究幸福的傳染效應(yīng)及其機(jī)制成為可能。此外，CLDS對(duì)調(diào)查時(shí)間與調(diào)查時(shí)的天氣的記錄給本研究解決幸福傳染的識(shí)別問(wèn)題提供了較好的工具變量選擇。由于輪換追蹤的調(diào)查方式，建立多年的平衡面板數(shù)據(jù)在一定程度上將導(dǎo)致不少樣本的缺失(林文聲等，2018)，因此本研究主要采用的是目前最新公布的2016年CLDS調(diào)查數(shù)據(jù)。2016年CLDS調(diào)查覆蓋29個(gè)省市、401個(gè)社區(qū)、14226個(gè)家庭的21086個(gè)勞動(dòng)力。剔除關(guān)鍵變量存在缺失的觀測(cè)值后，最終獲得有效樣本20121個(gè)。此外，本文還將結(jié)合2014年和2016年CLDS調(diào)查建立面板數(shù)據(jù)來(lái)檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

(二)模型設(shè)定

由于本研究關(guān)注的因變量是個(gè)體幸福感(1～5)，屬于順序變量，因而通常運(yùn)用有序Probit或者有序Logit模型進(jìn)行估計(jì)。不過(guò)，既往關(guān)于幸福感決定因素的研究顯示，除了在估計(jì)系數(shù)的數(shù)值上有所不同外，有序概率模型與普通的線性回歸模型(OLS)所得的估計(jì)結(jié)果在系數(shù)方向和顯著性水平上是高度一致的(Ferrer-i-Carbonell and Frijter，2010)。為了使模型結(jié)果解讀直觀明了，本文采取的策略是首先運(yùn)用OLS回歸初步考察幸福的傳染效應(yīng)，在運(yùn)用工具變量法克服內(nèi)生性問(wèn)題后，通過(guò)有序Probit模型進(jìn)行結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)及邊際效應(yīng)分析。參考Tumen and Zeydanli(2015)和劉斌等(2012)建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，本研究的模型設(shè)定如下：

Hik=β0+β1Wik+γXik+φZ(yǔ)k+εik

(1)

其中，Hik表示第k個(gè)社區(qū)中第i個(gè)個(gè)體的幸福感，Wik表示在第k個(gè)社區(qū)中，除了個(gè)體i外其他人的幸福感均值，以此捕捉以個(gè)體i為中心的他人幸福感。Xik代表一系列個(gè)體及其家庭的特征因素，Zk則表示個(gè)體所處社區(qū)的特征，εik為模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。其中，β1為本研究關(guān)心的社區(qū)其他居民幸福感對(duì)個(gè)體幸福感的影響系數(shù)。

如前所述，考慮到幸福傳染效應(yīng)的實(shí)證研究可能存在反身問(wèn)題，本文將“他人”的范圍限定在居民互動(dòng)比較密切的社區(qū)層面，而非個(gè)體選擇的參照組，從而可以在很大程度上避免關(guān)聯(lián)效應(yīng)的出現(xiàn)(Knight and Gunatilaka，2017；李強(qiáng)，2014)。另一方面，本文盡可能加入社區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征因素來(lái)減輕情境效應(yīng)導(dǎo)致的估計(jì)偏倚。除此之外，本文還進(jìn)一步運(yùn)用工具變量法進(jìn)行兩階段最小二乘(2SLS)估計(jì)來(lái)克服傳染行為的同步性以及關(guān)聯(lián)效應(yīng)等內(nèi)生性問(wèn)題，最終得到幸福傳染效應(yīng)的一致估計(jì)，具體的兩階段估計(jì)模型設(shè)定如下：

第一階段：

Wik=α0+α1IVik+δXik+λZik+μik

(2)

第二階段：

(3)

(三)變量說(shuō)明與描述

1.因變量與關(guān)鍵自變量。本研究的因變量和關(guān)鍵自變量分別為個(gè)體幸福感和社區(qū)其他人的幸福感。CLDS調(diào)查關(guān)于個(gè)體幸福感的問(wèn)題是“總的來(lái)說(shuō)，您認(rèn)為您的生活過(guò)得是否幸?！保x項(xiàng)分為“非常不幸?！?、“不幸?！?、“一般”、“幸?！薄胺浅Ｐ腋！?級(jí)，分別賦值為1～5。幸福分值越高，則個(gè)體幸福感越強(qiáng)。盡管這種幸福感的測(cè)量方式比較簡(jiǎn)單，但這一指標(biāo)在心理學(xué)與幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)中廣泛使用，并被證明有較高信度和效度(劉斌等，2012)。社區(qū)其他人的幸福感的測(cè)量則通過(guò)計(jì)算出本人外其他社區(qū)受訪居民的幸福感均值表示，具體計(jì)算公式如下：

(4)

其中，Nk表示第k個(gè)社區(qū)的調(diào)查樣本數(shù)，Hjk表示非個(gè)體i的幸福感。圖1描繪了樣本中個(gè)體以及除本人以外社區(qū)其他居民的幸福感分布。不難發(fā)現(xiàn)，在個(gè)體幸福感上，多數(shù)被訪者的幸福感水平較高，認(rèn)為自己生活“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡谋辉L者分別占總體的41%和24%。在社區(qū)其他人的幸福感分布上，大部分樣本(>70%)所在社區(qū)的其他人幸福感均值處于3.5～4.2之間，即處于“幸?！睜顟B(tài)。圖2展示了考察個(gè)體幸福感與社區(qū)其他人的幸福感關(guān)系的散點(diǎn)圖，可以看出，在不考慮其他因素的情況下，社區(qū)其他人的幸福感與個(gè)體幸福感明顯趨同。

圖1 個(gè)體與社區(qū)其他人的幸福感分布

圖2 個(gè)體幸福感與社區(qū)其他人幸福感關(guān)系的初探

2.控制變量。本文在模型估計(jì)的過(guò)程中，盡可能地控制了可能與個(gè)體幸福感相關(guān)的個(gè)體與家庭特征因素，用于盡可能地控制關(guān)聯(lián)效應(yīng)。此外，為控制情境效應(yīng)導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，本文還從村居問(wèn)卷中提取了社區(qū)特征因素以及省份虛擬變量。具體而言，個(gè)體與家庭特征變量包括：性別、年齡(以及年齡的平方)、婚姻狀況、教育程度、工作狀態(tài)、黨員、自評(píng)健康、自評(píng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、家庭規(guī)模、家庭年收入。社區(qū)特征變量包括社區(qū)類型、基礎(chǔ)設(shè)施水平(2)社區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施水平由9類基礎(chǔ)設(shè)施(有=1，無(wú)=0)降維后的主成分得分表示。這9類基礎(chǔ)設(shè)施分別為：幼兒園、小學(xué)、初中、運(yùn)動(dòng)健身場(chǎng)所、老年活動(dòng)室、圖書館/閱覽室、廣場(chǎng)/公園、游樂(lè)場(chǎng)、醫(yī)院/私人診所。、人居環(huán)境、和諧程度。關(guān)于控制變量的選取，有以下幾點(diǎn)需要進(jìn)行說(shuō)明：第一，考慮到個(gè)體間進(jìn)行的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位比較導(dǎo)致的幸福感變化，本文控制了自評(píng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量來(lái)減輕社會(huì)比較導(dǎo)致的幸福傳染效應(yīng)的估計(jì)偏差(Esenberg et al.，2013)。第二，由于社區(qū)人均收入變量存在大量的缺失值與異常值(>15%)，本文通過(guò)控制社區(qū)類型(離城市的遠(yuǎn)近)以及基礎(chǔ)設(shè)施水平來(lái)間接反映社區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況。第三，盡管已將家庭規(guī)模與收入作為控制變量，但仍可能不足以代表家庭的社會(huì)地位與文化水平，因此，本文還進(jìn)一步考慮了個(gè)體父母的教育程度。不過(guò)在調(diào)查數(shù)據(jù)中，個(gè)體的父親與母親教育程度的缺失值較多(9%)，因此，本文實(shí)證分析部分的主要結(jié)果分為不控制與控制父母教育程度的模型估計(jì)結(jié)果。這種做法能夠在一定程度上減輕存在缺失值的擔(dān)憂，同時(shí)也可以進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.工具變量。如前所述，合適的工具變量需要滿足相關(guān)性和外生性的條件。參考以往文獻(xiàn)并結(jié)合CLDS數(shù)據(jù)所提供的信息，本研究選取了兩組工具變量。其一，根據(jù)Trogdon et al.(2008)和李強(qiáng)(2014)研究肥胖同伴效應(yīng)的實(shí)證策略，采用社區(qū)其他人的父親和母親平均教育程度作為第一組工具變量。原因在于：一方面，社區(qū)其他人父母的教育程度與其家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位有直接關(guān)系，進(jìn)而影響社區(qū)其他人的幸福感；另一方面，在控制情境效應(yīng)(比如社區(qū)特征)的情況下，社區(qū)其他人的父母教育程度是相對(duì)外生的，直接對(duì)個(gè)體幸福感產(chǎn)生影響的可能性較小。

其二，借鑒與拓展Tumen and Zeydanli(2015)的研究思路，本文將社區(qū)其他人的受訪時(shí)間與受訪當(dāng)天的天氣作為第二組工具變量。具體的，他人受訪時(shí)間變量通過(guò)測(cè)算社區(qū)其他人受訪當(dāng)天為周末的比例來(lái)表示，而他人受訪時(shí)的天氣則由社區(qū)其他人受訪當(dāng)天是好天氣(晴天或多云)的比例測(cè)量。已有研究表明，作為一種情緒體驗(yàn)，幸福感將受到時(shí)間分配與氣候環(huán)境變化的影響(王艷萍，2017)。一方面，對(duì)于勞動(dòng)者而言，周末通常意味著更多的閑暇時(shí)間進(jìn)行休閑娛樂(lè)，因而更有可能表現(xiàn)出放松和愉悅的情緒。另一方面，氣候變化甚至是短暫的天氣變化也將對(duì)個(gè)人的情緒產(chǎn)生直接影響，糟糕的天氣往往會(huì)導(dǎo)致相對(duì)負(fù)面的個(gè)人情緒(Murray et al.，2013)。因此，本文選擇的第二組工具變量在邏輯上也應(yīng)當(dāng)與社區(qū)其他人幸福感相關(guān)。

與此同時(shí)，單一個(gè)體的受訪時(shí)間與受訪當(dāng)天的天氣具有較強(qiáng)的外生性，一般情況下，社區(qū)其他人的受訪時(shí)間及當(dāng)天的天氣不太可能與個(gè)體的幸福感有直接聯(lián)系。這是因?yàn)椋煌膫€(gè)體受訪時(shí)間可能并不相同，除非整個(gè)社區(qū)被訪者的在同一天接受調(diào)查。通過(guò)考察CLDS數(shù)據(jù)的社區(qū)樣本和調(diào)查時(shí)間等信息，發(fā)現(xiàn)單個(gè)社區(qū)的平均調(diào)查樣本為56個(gè)，平均調(diào)查時(shí)間為5.3天，在401個(gè)社區(qū)中僅有一個(gè)社區(qū)的調(diào)查在同一天內(nèi)完成，我們?cè)诜€(wěn)健性檢驗(yàn)中將該社區(qū)的樣本剔除來(lái)驗(yàn)證結(jié)果的可靠性。因此，可以認(rèn)為，社區(qū)其他人受訪時(shí)間為周末的概率及受訪當(dāng)天為好天氣的概率并不是社區(qū)共同特征的反映，即不屬于情境效應(yīng)范疇，本文選取的第二組工具變量在理論上應(yīng)當(dāng)是有效的。表1給出了本研究所使用的主要變量的含義、賦值和描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)幸福傳染效應(yīng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報(bào)告了用于初步探究幸福傳染效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果。其中，模型1～模型3在控制省級(jí)虛擬變量的同時(shí)，逐步加入個(gè)人、家庭與社區(qū)層面控制變量，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了被訪者父母的教育程度來(lái)進(jìn)一步控制家庭文化環(huán)境。結(jié)果顯示，盡管社區(qū)其他人幸福感變量估計(jì)系數(shù)值隨著控制變量的增加而有微幅變化，不過(guò)估計(jì)系數(shù)的符號(hào)與顯著性仍然高度一致，并且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著。這表明，當(dāng)社區(qū)其他人的幸福感上升時(shí)，個(gè)體的幸福感也將提高，即兩者的變化趨勢(shì)趨同。具體從估計(jì)系數(shù)值來(lái)看，在其他條件不變的情況下，社區(qū)其他人的幸福感每上升1個(gè)單位，個(gè)體幸福感將平均提高約0.57個(gè)單位。

表2 加入他人幸福感因素的幸福函數(shù)OLS估計(jì)結(jié)果

(二)內(nèi)生性問(wèn)題

盡管本研究盡可能地控制了可能與個(gè)體幸福感相關(guān)的重要因素，但仍有可能出現(xiàn)既有關(guān)于行為傳染問(wèn)題的研究中普遍存在的反身問(wèn)題，在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中主要體現(xiàn)為聯(lián)立性與遺漏變量問(wèn)題。如前所述，本文選取了兩組工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì)來(lái)克服以上問(wèn)題。表3的Panel A匯報(bào)了2SLS回歸的第一階段估計(jì)結(jié)果。模型結(jié)果顯示，社區(qū)其他人的父母教育程度均與社區(qū)其他人的幸福感正向顯著相關(guān)。同時(shí)，社區(qū)其他人受訪時(shí)間在周末以及受訪當(dāng)天是好天氣也將對(duì)社區(qū)其他人的幸福感有顯著的正向影響，并且模型1～模型4的F值遠(yuǎn)大于20，說(shuō)明本研究選取的兩組工具變量均與可能的內(nèi)生變量顯著相關(guān)，這證明了本文的工具變量滿足相關(guān)性條件。進(jìn)一步從工具變量的外生性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，可以發(fā)現(xiàn)，各個(gè)模型的Sargan檢驗(yàn)p值均大于0.1，即不能顯著拒絕工具變量是外生的原假設(shè)。此外，各個(gè)模型的內(nèi)生性DWH檢驗(yàn)p值也都大于0.1，即在工具變量滿足有效性的前提下，不可觀測(cè)的混淆因素(unmeasured confounding)對(duì)OLS關(guān)鍵自變量估計(jì)系數(shù)的影響較小，此時(shí)2SLS和OLS估計(jì)結(jié)果較為接近(Guo et al.，2014)。

表3的Panel B匯報(bào)了2SLS回歸的第二階段估計(jì)結(jié)果。不難看出，在考慮其他因素的情況下，社區(qū)其他人的幸福感均對(duì)個(gè)體幸福感有正向影響，并且至少在5%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。這表明，在控制潛在內(nèi)生性問(wèn)題的情況下，幸福的傳染效應(yīng)仍明顯存在。從估計(jì)系數(shù)值來(lái)看，以社區(qū)其他人父母教育程度或者以社區(qū)其他人受訪時(shí)間與天氣為工具變量所得的關(guān)鍵自變量估計(jì)系數(shù)與OLS估計(jì)結(jié)果均比較接近，個(gè)體幸福感將受到他人幸福感的正向影響這一結(jié)論比較可信。

表3 2SLS回歸估計(jì)結(jié)果

盡管運(yùn)用工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，但是完全確保工具變量外生且有效是比較困難的(Dahl et al.，2014)。為進(jìn)一步驗(yàn)證基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果的可靠性，本節(jié)對(duì)幸福感的傳染效應(yīng)進(jìn)行若干穩(wěn)健性檢驗(yàn)，包括指標(biāo)、樣本以及方法的調(diào)整等，結(jié)果如表4所示。

第一，本文對(duì)“社區(qū)其他人”的定義調(diào)整為除本人及其家庭成員之外的社區(qū)其他居民，如此更能表現(xiàn)出非家庭內(nèi)部的幸福溢出效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果顯示，調(diào)整“社區(qū)其他人”的定義后，不論運(yùn)用OLS估計(jì)還是工具變量法，個(gè)體的幸福感仍然受到社區(qū)其他人幸福感的正向顯著影響。與基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果相比，家庭以外的他人幸福感對(duì)個(gè)體幸福感的邊際影響有所減小，這也在一定程度上表明幸福傳染效應(yīng)可能會(huì)因關(guān)系的親疏而呈現(xiàn)“差序格局”。

第二，本文將幸福感指標(biāo)調(diào)整為用于測(cè)量居民福利水平的另一常用指標(biāo)：生活滿意度，來(lái)驗(yàn)證基本結(jié)果的穩(wěn)健性。如表4所示，OLS和工具變量法回歸估計(jì)所得結(jié)果均顯示，社區(qū)其他人的生活滿意度對(duì)個(gè)體的生活滿意度的影響依然正向顯著。

第三，為減輕工具變量(特別是受訪時(shí)間與受訪當(dāng)天的天氣)有效性不足的擔(dān)憂，本文在剔除一天內(nèi)完成調(diào)查的社區(qū)樣本后，再次進(jìn)行回歸估計(jì)。結(jié)果表明，社區(qū)其他人幸福感的變量估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，表明幸福傳染效應(yīng)依然顯著存在。

第四，考慮到由于人口流動(dòng)導(dǎo)致的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，例如，幸福的個(gè)體更有可能遷移到居民幸福的社區(qū)生活(Knight and Gunatilaka，2017)，本文剔除了戶籍不在本地的外來(lái)人口超過(guò)10%的社區(qū)樣本。結(jié)果表明，社區(qū)其他人幸福感的變量估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，且數(shù)值比基準(zhǔn)回歸結(jié)果稍大，再次表明幸福感存在顯著的外部性，并且在人口結(jié)構(gòu)相對(duì)穩(wěn)定的社區(qū)可能更加明顯。

第五，相比截面數(shù)據(jù)分析，面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型能夠更好地控制遺漏變量問(wèn)題，特別是不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)因素，從而減輕幸福傳染存在的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和情境效應(yīng)。因此本文進(jìn)一步建立2014～2014年CLDS面板數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，觀察表4估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，個(gè)體固定效應(yīng)模型(FE)以及面板數(shù)據(jù)工具變量估計(jì)結(jié)果也支持他人幸福感對(duì)個(gè)體幸福感有正向影響。

最后，估計(jì)滯后一期的同伴行為對(duì)當(dāng)期個(gè)體行為的影響也是減輕反身問(wèn)題的常用方法(Lin，2010)，這一做法能夠避免由于同伴效應(yīng)同步發(fā)生導(dǎo)致的識(shí)別問(wèn)題。基于此，本文利用2016年個(gè)體幸福感數(shù)據(jù)對(duì)2014年社區(qū)其他人幸福感及控制變量進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，滯后項(xiàng)估計(jì)(LP)以及相應(yīng)的工具變量回歸結(jié)果仍然支持幸福的傳染作用。從以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，不論是否調(diào)整關(guān)鍵變量、樣本和方法，本研究所得到的幸福傳染效應(yīng)的結(jié)果均一致可靠。

(三)擴(kuò)展性分析

接下來(lái)，本文將進(jìn)一步考察幸福傳染效應(yīng)的群體差異，以此深化對(duì)幸福傳染效應(yīng)的理解。表5匯報(bào)了將社區(qū)其他人的幸福感加入個(gè)體幸福函數(shù)的有序Probit模型估計(jì)結(jié)果，以及不同個(gè)體幸福感水平下的邊際效應(yīng)。模型結(jié)果仍然表明他人幸福感的提高有助于增進(jìn)個(gè)體幸福感。從邊際效應(yīng)結(jié)果來(lái)看，在其他條件不變的情況下，社區(qū)其他人的幸福感每上升一個(gè)單位，個(gè)體感到“非常不幸?！薄安恍腋！钡母怕蕦⒎謩e平均下降3.1%和5.9%，認(rèn)為幸福感“一般”的可能性將平均降低17.1個(gè)百分點(diǎn)，而感到“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡母怕蕦⒎謩e平均提高4.3%和21.8%。相比之下，幸福傳染效應(yīng)并非主要發(fā)生在幸福感水平較低的人群，而是出現(xiàn)于幸福感處于中高水平的群體。主要原因可能是，幸福感較低的群體的精神健康狀況通常并不樂(lè)觀，并且伴隨著相對(duì)更強(qiáng)的社會(huì)比較心理，此時(shí)他人幸福感的變化可能難以通過(guò)個(gè)體的模仿學(xué)習(xí)或社會(huì)網(wǎng)絡(luò)來(lái)改變其幸福狀態(tài)。這意味著，個(gè)體擁有良好的心態(tài)或精神狀態(tài)才能更好地獲得幸福。

本文進(jìn)一步將全樣本按照城鄉(xiāng)、社會(huì)資本和家庭收入進(jìn)行子樣本分組回歸，并通過(guò)100次自抽樣計(jì)算得出組間系數(shù)差異的經(jīng)驗(yàn)p值，從而判斷幸福傳染效應(yīng)組間差異的統(tǒng)計(jì)顯著性。其中，城鄉(xiāng)的分組依據(jù)來(lái)自被訪者的戶籍；社會(huì)資本由“您和本社區(qū)(村)的鄰里，街坊及其他居民互相之間的熟悉程度是怎樣的”測(cè)量，并將回答“比較熟悉”和“非常熟悉”的被訪者劃分為“熟悉”組，以此表示較高的社會(huì)資本水平，將回答“非常不熟悉”、“不太熟悉”和“一般”的被訪者劃分為“不熟悉”組，以此表示較低的社會(huì)資本水平。家庭收入的分組以去年家庭年收入的中位數(shù)為界，分為“中位數(shù)及以上”組和“中位數(shù)以下”組。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5 加入他人幸福感因素的幸福函數(shù)有序Probit模型估計(jì)結(jié)果

表6報(bào)告了子樣本分組回歸結(jié)果，組間差異的經(jīng)驗(yàn)p值顯示，各組的幸福傳染效應(yīng)的差異至少在5%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。從具體的組間差異來(lái)看，首先，相比城市，社區(qū)其他人的幸福感對(duì)農(nóng)村居民的正向影響相對(duì)更大；其次，幸福傳染效應(yīng)在家庭收入水平較低的群體中更加顯著；最后，對(duì)社區(qū)居民更加熟悉的群體幸福感受他人幸福感影響的程度更大。出現(xiàn)以上結(jié)果的可能原因在于：相比陌生人，個(gè)體對(duì)熟人的情緒捕捉模仿更加直接，同時(shí)熟人之間更能發(fā)揮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的風(fēng)險(xiǎn)化解作用(鄭曉冬等，2019)。因此，幸福傳染效應(yīng)在有“熟人社會(huì)”傳統(tǒng)的農(nóng)村更加明顯，同時(shí)也對(duì)于社會(huì)資本相對(duì)豐富的群體更加有效。此外，相比之下，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的群體更能從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中得到福利的邊際改善，社會(huì)資本常常被稱為“窮人的資本”(郭云南等，2014)，因而他人的幸福感對(duì)家庭收入較低群體的幸福感產(chǎn)生的影響相對(duì)更大。

表6 子樣本分組回歸結(jié)果

(四)作用機(jī)制討論

根據(jù)前文的理論分析，本文將幸福感的傳導(dǎo)渠道進(jìn)一步歸納為兩點(diǎn)：一是通過(guò)直接的情緒模仿與聯(lián)想而引致的個(gè)體精神健康與社會(huì)信任程度的提高，進(jìn)而改善個(gè)體的幸福狀態(tài)；二是通過(guò)建立與維持社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而促進(jìn)社會(huì)互助和個(gè)體的精神風(fēng)險(xiǎn)化解，以此提升其幸福感。

基于此，本文檢驗(yàn)幸福傳染機(jī)制的策略分為兩步，其一，檢驗(yàn)社區(qū)其他人的幸福感對(duì)個(gè)體精神健康與社會(huì)信任程度的影響，以及后兩者與個(gè)體幸福感的關(guān)系。其中，個(gè)體的精神健康由流調(diào)中心抑郁自評(píng)量表(CES-D20)測(cè)量所得，CES-D20量表是流行病學(xué)中用于篩查抑郁癥狀常用工具，所得結(jié)果具有較高信度和效度(Andresen et al.，1994)。該量表由20個(gè)被訪者近一周心理狀態(tài)的問(wèn)題組成，每個(gè)問(wèn)題均有四個(gè)選項(xiàng)代表程度的高低，將每題反映的抑郁程度從低到高分別賦值0～3分，問(wèn)題得分匯總即得到抑郁指數(shù)，取值范圍為0～60分。抑郁指數(shù)越高代表抑郁狀況越嚴(yán)重，精神健康水平越低。個(gè)體的社會(huì)信任由問(wèn)題“您對(duì)本社區(qū)(村)的鄰里，街坊及其他居民信任嗎”測(cè)量，選項(xiàng)從“非常不信任”到“非常信任”分為5級(jí)，分別賦值為1～5。

其二，檢驗(yàn)社區(qū)其他人的幸福感對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與社會(huì)互助狀況的影響，以及后兩者與個(gè)體幸福感的關(guān)系。本文選取的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)指標(biāo)由問(wèn)題“在本地，您有多少關(guān)系密切，可以得到他們支持和幫助的朋友/熟人”測(cè)量；社會(huì)互助指標(biāo)由問(wèn)題“您與本社區(qū)(村)的鄰里，街坊及其他居民互相之間有互助嗎”測(cè)量，選項(xiàng)從“非常少”到“非常多”分為5級(jí)，分別賦值為1～5。

表7給了幸福傳染的作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。其中，模型1～模型4和模型5～模型8分別是對(duì)前述歸納的兩條渠道的檢驗(yàn)結(jié)果。不難看出，一方面，模型1～模型4的回歸結(jié)果顯示，社區(qū)其他人的幸福感對(duì)個(gè)體抑郁指數(shù)有顯著的負(fù)向影響，而對(duì)個(gè)體的社會(huì)信任程度有顯著的正面作用，并且個(gè)體抑郁水平的提高將對(duì)其幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，個(gè)體社會(huì)信任程度的改善有助于提高其幸福水平。另一方面，模型5～模型8的回歸結(jié)果顯示，社區(qū)其他人幸福感對(duì)個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)互助有顯著的正向影響。此外，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與社會(huì)互助對(duì)個(gè)體的幸福感均有顯著的正面作用?？傮w來(lái)看，以上結(jié)果驗(yàn)證了本文提出的情緒模仿與聯(lián)想，以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的形成與發(fā)展在幸福傳染過(guò)程中起到的中介效應(yīng)。為了檢驗(yàn)作用機(jī)制的可靠性，本文還進(jìn)一步結(jié)合2014年與2016年CLDS數(shù)據(jù)進(jìn)行個(gè)體固定效應(yīng)模型和滯后項(xiàng)估計(jì)，所得結(jié)果依然一致穩(wěn)健(3)限于篇幅，這里不再報(bào)告作用機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。。

表7 幸福傳染的作用機(jī)制檢驗(yàn)

五、結(jié)論與討論

探索幸福之門的鑰匙是近幾十年來(lái)幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)工作者一直致力于研究的問(wèn)題。然而，多數(shù)已有研究忽略了可能存在的幸福傳染效應(yīng)，即他人的幸福感狀態(tài)也決定著個(gè)體的幸福感。本文利用2014年和2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)，討論并檢驗(yàn)了社區(qū)其他人幸福感對(duì)個(gè)體幸福感的影響及其可能的作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，在對(duì)個(gè)人、家庭以及社區(qū)特征因素進(jìn)行控制的情況下，社區(qū)其他人的幸福感越高，個(gè)體也會(huì)感到越幸福。為克服潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取了兩組工具變量，并運(yùn)用兩階段最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果依然支持“幸福會(huì)傳染”的結(jié)論。進(jìn)一步通過(guò)調(diào)整變量、樣本和模型等的穩(wěn)健性檢驗(yàn)也表明結(jié)果一致可靠。第二，從群體差異來(lái)看，相比城市、家庭收入較高，自身幸福感與社會(huì)資本水平較低的群體，幸福的傳染效應(yīng)更加明顯發(fā)生在農(nóng)村、家庭收入較低，以及自身幸福感和社會(huì)資本處于中高水平的群體中。第三，幸福的傳染主要有兩方面的作用機(jī)制：一是個(gè)體通過(guò)模仿和聯(lián)想他人的情緒直接影響其精神健康與社會(huì)信任，進(jìn)而改變其主觀幸福狀態(tài)；二是通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建與發(fā)展、促進(jìn)社會(huì)互助，進(jìn)而影響個(gè)體的幸福感。

本研究不僅具有趣味性，同時(shí)也有一定的理論與現(xiàn)實(shí)意義。在理論意義方面，本文運(yùn)用最新的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)和相對(duì)新穎與嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證策略，檢驗(yàn)了個(gè)體幸福感的重要決定因素：他人的幸福感，并進(jìn)一步開(kāi)展了比較詳細(xì)的異質(zhì)性分析與影響機(jī)制討論，對(duì)既往相關(guān)研究進(jìn)行了有益補(bǔ)充。在現(xiàn)實(shí)意義方面，本文的研究結(jié)論給我們的啟示是：第一，幸福傳染效應(yīng)的存在意味著，在更廣泛的意義上，個(gè)體間的福利也將存在不同程度的相互溢出。因此，對(duì)于政策制定者而言，在評(píng)估一項(xiàng)政策或項(xiàng)目的最終效果時(shí)，不僅需要較好地識(shí)別政策對(duì)個(gè)體福利的真正影響，同時(shí)也需要充分考慮這種影響在人際間的溢出效應(yīng)。第二，幸福傳染效應(yīng)的存在提供了加強(qiáng)社會(huì)文化基礎(chǔ)設(shè)施與組織建設(shè)、改善社會(huì)活動(dòng)的氛圍作用的新依據(jù)。意即，通過(guò)社會(huì)文化基礎(chǔ)設(shè)施和精神文明建設(shè)，提升社區(qū)內(nèi)部的社會(huì)交往水平、擴(kuò)展社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、促進(jìn)社會(huì)互助，從而有助于幸福感與正能量在人際間的傳播。第三，對(duì)于社會(huì)個(gè)體而言，一方面，獲得幸福的一種方式是接近那些幸福者，調(diào)整好自身的心態(tài)，積極吸收幸福者的經(jīng)驗(yàn)與支持，同時(shí)通過(guò)得出他人獲得幸福的原因來(lái)反思和提升自己，即所謂的“見(jiàn)賢思齊”、“近朱者赤”。另一方面，要使身邊的人更加幸福，一種方式是努力使自己幸福，使自己成為“光源”，向外傳遞正能量，提高家庭以及更廣范圍內(nèi)整體的福利水平。

盡管本文在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)幸福的同伴效應(yīng)進(jìn)行了有益的探討與補(bǔ)充，不過(guò)仍有以下問(wèn)題值得后續(xù)研究進(jìn)一步探索。第一，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的空間形態(tài)與幸福傳染。雖然在一定范圍內(nèi)(如社區(qū))的他人幸福感均值能夠代表個(gè)體周邊群體積極情緒的總體水平，但這并不能具體反映其所處社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的空間形態(tài)，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)空間距離信息可得的情況下，引入空間計(jì)量模型分析這一問(wèn)題，或許能夠在識(shí)別情緒傳染因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，更深層次地揭示同伴效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制與傳播范圍(Goyal, 2012)。第二，幸福的傳染效應(yīng)和嫉妒效應(yīng)的區(qū)分與交互。如前所述，理論上，積極的情緒在人際間并不總是正向傳染，他人幸福感的提高也有可能導(dǎo)致個(gè)體負(fù)面情緒的增加。因而如能在同一分析框架中實(shí)現(xiàn)對(duì)這兩種相反效應(yīng)的分離或交互，并探究其中的機(jī)理，將有利于更加深入地理解幸福的同伴效應(yīng)。第三，幸福傳染在虛擬空間與現(xiàn)實(shí)世界的差異。隨著互聯(lián)網(wǎng)與電子通訊技術(shù)的發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)社交平臺(tái)對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的形成與維持具有重要作用。探討互聯(lián)網(wǎng)虛擬空間形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中情緒與行為的傳染問(wèn)題，并將其與現(xiàn)實(shí)生活情況進(jìn)行對(duì)比，也將是未來(lái)豐富同伴效應(yīng)研究的一個(gè)新視角。