巫 強(qiáng) 周 波

絕對(duì)收入、相對(duì)收入與伊斯特林悖論：基于CGSS的實(shí)證研究

巫 強(qiáng) 周 波?

利用CGSS數(shù)據(jù)，本文檢驗(yàn)了中國(guó)收入與幸福感之間的關(guān)系。在考察了四種相對(duì)收入度量指標(biāo)的特點(diǎn)之后，本文首選相對(duì)收入指標(biāo)，并發(fā)現(xiàn)絕對(duì)收入和相對(duì)收入均對(duì)幸福感有顯著正向影響；但對(duì)于低收入者而言，絕對(duì)收入對(duì)幸福感有顯著的正向影響而相對(duì)收入無(wú)顯著影響；對(duì)于高收入者而言，相對(duì)收入對(duì)幸福感有顯著的正向影響而絕對(duì)收入無(wú)顯著影響。究其原因，低收入者絕對(duì)收入的增加能改善其對(duì)家庭關(guān)系、人際關(guān)系和自身健康狀況等方面的滿意度，而高收入者則不能如此，但高收入者能通過(guò)相對(duì)收入的提高來(lái)改善其對(duì)自身居住社區(qū)的滿意度。因此，在制定收入分配政策時(shí)，對(duì)于低收入者，我們需要提高其絕對(duì)收入水平；對(duì)于高收入者，我們?cè)谡{(diào)節(jié)其收入時(shí)需要關(guān)注其相對(duì)收入水平的變化。

收入；相對(duì)收入；幸福感；伊斯特林悖論

一、引 言

自經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”之后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式需要轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也需要調(diào)整，這些工作的著眼點(diǎn)在于使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展為人民群眾增加幸福感和獲得感。實(shí)際上，自改革開放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，與此同時(shí)，收入分配問(wèn)題一直是人們最為關(guān)注的話題之一。從理論研究的角度來(lái)看，這與伊斯特林悖論相關(guān)，該悖論描述的是幸福感①無(wú)特別說(shuō)明，本文的幸福感均指主觀幸福感。的提升與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不同步的現(xiàn)象。迄今為止，已有不少關(guān)于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與幸福感關(guān)系的研究，但是人們對(duì)于高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否帶來(lái)了更高的幸福感并未達(dá)成共識(shí)。Brockman等(2009)利用世界價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，1990年至2000年間中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快而人們的幸福感均值卻下降了0.9。盡管從世界幸福感數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)來(lái)看，2001年至2012年，中國(guó)公民的幸福感在1—4分序列中增加了0.13，在1—10分序列中增加了0.39(Veenhoven，2014)，但是，蓋洛普的追蹤調(diào)查發(fā)現(xiàn)，從1999年到2010年，中國(guó)居民生活滿意度整體上是一條奇怪的“水平線”，城鎮(zhèn)居民的生活分值上升了0.43，而農(nóng)村人口則下降了0.13(Crabtree和Wu，2011)。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)往往表現(xiàn)為人們絕對(duì)收入的增加，而已有研究關(guān)于絕對(duì)收入對(duì)幸福感的影響存在不同認(rèn)識(shí)。絕對(duì)收入影響幸福感的理論基礎(chǔ)來(lái)源于需要實(shí)現(xiàn)理論：一方面，收入增加有利于生理和安全需要的滿足，所以絕對(duì)收入越高幸福感越強(qiáng)；另一方面，收入增加不一定會(huì)讓愛(ài)、尊重和自我實(shí)現(xiàn)的需要得到滿足，所以絕對(duì)收入提高不一定會(huì)提升幸福感。此外，適應(yīng)理論(Diener等，1999)也認(rèn)為絕對(duì)收入增加不是總能提高幸福感。絕對(duì)收入對(duì)幸福感的不同影響在大量的經(jīng)驗(yàn)研究中得到檢驗(yàn)：(1)收入對(duì)幸福有正向影響，例如Veenhoven(1991)、Frijters等(2003)、Stevenson和Wolfers(2007)、亓壽偉和周少甫(2010)、邢占軍(2011)、劉軍強(qiáng)等(2012)；(2)收入對(duì)幸福有負(fù)向影響，例如Haring 等(1984)、Ng和Wang(1993)、Ng和Ng(2001)、Ng(2003)；(3)收入對(duì)幸福無(wú)影響，例如Ravallion和Lokshin(2001)、閏丙金(2012)；(4)收入對(duì)幸福的影響呈倒“U”型關(guān)系，例如Seligman等(2006)、田國(guó)強(qiáng)和楊立巖(2006)、張學(xué)志和才國(guó)偉(2011)；(5)幸福與收入的因果關(guān)系，例如Diener和Tov(2007)、Pischke(2011)。

與此同時(shí)，部分學(xué)者更為關(guān)注相對(duì)收入與幸福感之間的聯(lián)系。其理論基礎(chǔ)來(lái)源于社會(huì)比較理論(Wood，1996)、欲望理論(Rojas，2007)，認(rèn)為個(gè)人與社會(huì)中其他人相關(guān)情形的比較結(jié)果、個(gè)人欲望中已滿足的部分占總欲望的比例等相對(duì)值會(huì)影響幸福感。關(guān)于相對(duì)收入對(duì)幸福感影響的經(jīng)驗(yàn)研究一般認(rèn)為其影響是正向的(Clark 和Oswald，1996；McBride，2001；Ferrer-i-Carbonell，2005；Luttmer，2005；Fischer和Torgler，2008；裴志軍，2010)，也就是與別人相比收入越高或是比自己預(yù)期的收入高都會(huì)有較高的幸福感。當(dāng)然，相對(duì)收入與幸福感的正向關(guān)系也有例外，朱建芳和楊曉蘭(2009)利用世界價(jià)值觀調(diào)查的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)中國(guó)人在1995年、2001年及2006年的相對(duì)收入與幸福呈正向關(guān)系，而之前的1990年則顯示相對(duì)收入與幸福呈負(fù)向關(guān)系。其認(rèn)為該負(fù)向關(guān)系與當(dāng)時(shí)的中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)制度變革相關(guān)，高收入者并未獲得相應(yīng)的社會(huì)地位。

Easterlin等(2010)進(jìn)一步闡述相對(duì)收入是理解伊斯特林悖論的一把鑰匙，將“悖論”描述為當(dāng)一個(gè)國(guó)家的主觀幸福感受經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響而上升到一定程度時(shí)，它可能出現(xiàn)停滯或下降狀態(tài)，因?yàn)樯鐣?huì)平均收入的增加會(huì)抵消一部分幸福感的增加。換句話說(shuō)，相對(duì)收入的下降會(huì)抵消絕對(duì)收入上升帶來(lái)的幸福感。

目前的相關(guān)研究已從諸多方面增加了我們對(duì)收入與幸福感關(guān)系的認(rèn)識(shí)，但仍存在如下問(wèn)題：(1)在相對(duì)收入的概念下存在諸多度量指標(biāo)，導(dǎo)致研究結(jié)論的可信程度需要再討論；(2)絕對(duì)收入對(duì)幸福感的影響不確定，尤其是國(guó)內(nèi)最近的研究成果在絕對(duì)收入對(duì)幸福感的影響上仍未達(dá)成一致；(3)相對(duì)收入與絕對(duì)收入對(duì)幸福感存在差異化影響的原因仍不明晰。本文確認(rèn)了不同相對(duì)收入指標(biāo)的有效性，并在此基礎(chǔ)上利用CGSS數(shù)據(jù)考察不同收入群體的收入對(duì)其幸福感的影響。

二、相對(duì)收入度量指標(biāo)的有效性及其選擇

至少有四種指標(biāo)可用于度量個(gè)人的相對(duì)收入水平，包括：自我評(píng)價(jià)的相對(duì)收入(Graham和Pettinato，2001；朱建芳和楊曉蘭，2009；官皓，2010；張學(xué)志和才國(guó)偉，2011；閏丙金，2012)、與主觀貧困線比的相對(duì)收入(Rainwater，1994；羅楚亮，2009)、與自身以往比的相對(duì)收入(Graham和Pettinato，2001；羅楚亮，2009；任海燕和傅紅春，2011；閏丙金，2012)、與參照組比的相對(duì)收入(Van de Stadt等，1985；Clark和Oswald，1996；Ferrer-i-Carbonell，2005；Fischer和Torgler，2008；羅楚亮，2009；裴志軍，2010；何立新和潘春陽(yáng)，2011；任海燕和傅紅春，2011)。這些指標(biāo)的特性可以從客觀性和精確性兩個(gè)維度來(lái)評(píng)價(jià)(如圖1)，客觀性用來(lái)衡量此指標(biāo)是由客觀數(shù)據(jù)計(jì)算得出還是由個(gè)人主觀判斷得到，精確性用來(lái)衡量此指標(biāo)能在多大程度上精確度量出相對(duì)收入水平的差異。

圖1 相對(duì)收入度量指標(biāo)的特性

自我評(píng)價(jià)的相對(duì)收入主觀性最強(qiáng)、精確性最低，其典型的提問(wèn)方式如：“您的收入在當(dāng)?shù)靥幱谑裁此?？?中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查CFPS，2008)、“考慮一下您家在稅收和其他扣除前所有的工資、薪水、保險(xiǎn)金及其他收入，請(qǐng)選擇您家屬于哪個(gè)收入組？”(世界價(jià)值觀調(diào)查，1990、1995、2001)。這種衡量方式極大地依賴于個(gè)人的主觀判斷，評(píng)價(jià)的結(jié)果常與實(shí)際上的收入水平產(chǎn)生差異，Graham和Pettinato(2001)對(duì)拉美17國(guó)的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，在10級(jí)的經(jīng)濟(jì)地位評(píng)價(jià)中將自己評(píng)為最低等級(jí)的個(gè)體的平均收入實(shí)際上比將自己評(píng)價(jià)為次低等級(jí)的個(gè)體平均收入要高，而將自己評(píng)價(jià)為最高兩個(gè)等級(jí)的個(gè)體的平均收入?yún)s比六到八級(jí)的平均收入要低。但正由于主觀性強(qiáng)，自我評(píng)價(jià)的相對(duì)收入與主觀幸福感的相關(guān)性也高，因?yàn)閭€(gè)體對(duì)刺激的知覺(jué)比實(shí)際的刺激在預(yù)測(cè)幸福感上更重要(Diener和Lucas，2000)。從認(rèn)知的角度而言兩者都是對(duì)自身生活狀態(tài)的判斷，只是前者強(qiáng)調(diào)生活的某一方面，后者則強(qiáng)調(diào)整體狀態(tài)。需要注意的是，二者的關(guān)系取決于個(gè)人的預(yù)設(shè)，如果個(gè)人事先認(rèn)為收入越高越幸福，那么利用數(shù)據(jù)分析的結(jié)果就是二者正相關(guān)，反之則相反。例如朱建芳和楊曉蘭(2009)發(fā)現(xiàn)中國(guó)人自我評(píng)價(jià)的相對(duì)收入在1995年、2001年和2006年對(duì)幸福感有正向影響，而1990年則是負(fù)向影響，可以理解為1995年之后中國(guó)人認(rèn)為收入越高越幸福，而在1990年前后則并不認(rèn)同這種觀點(diǎn)，價(jià)值觀的改變帶來(lái)了相對(duì)收入與幸福感間不同的相關(guān)關(guān)系。

與主觀貧困線比的相對(duì)收入主觀性強(qiáng)，但較為精確，其典型的詢問(wèn)方式為：“根據(jù)您家的實(shí)際情況，您認(rèn)為維持最低生活水平每月/年需要多少錢”(中國(guó)城鄉(xiāng)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)CHIPS)。以這一指標(biāo)來(lái)度量欲望高低，即如果家庭的主觀貧困線越高，則認(rèn)為其欲望也越強(qiáng)，反之則越弱。之后再將其實(shí)際收入與主觀貧困線相比較，可得出個(gè)人收入相對(duì)于貧困線的水平。此指標(biāo)在個(gè)人收入與主觀貧困線差距不大時(shí)能較為有效地預(yù)測(cè)幸福感，差距較大時(shí)則預(yù)測(cè)效度降低。

與自身以往比的相對(duì)收入同樣是一種主觀評(píng)價(jià)，但由于有客觀的比較對(duì)象，其精確性比與主觀貧困線比的相對(duì)收入更高，其典型的提問(wèn)方式為：“與三年前相比，您認(rèn)為您的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是：上升了、差不多、下降了？”(中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查CGSS)。但這種方式的問(wèn)題在于其度量的更多是自身絕對(duì)收入的變化，而與我們一般意義上的相對(duì)于他人的“相對(duì)收入”概念差異較大。

與參照組比的相對(duì)收入客觀性強(qiáng)，但精確性差，因?yàn)閰⒄战M的選取對(duì)度量結(jié)果的影響大，而對(duì)于如何選取卻并無(wú)定式。Van de Stadt等(1985)按照教育水平、年齡和就業(yè)狀況來(lái)定義參照組，F(xiàn)errer-i-Carbonell(2005)使用教育水平、年齡和地理區(qū)域選擇參照組，裴志軍(2010)以鄉(xiāng)鎮(zhèn)人均收入為參照群體的收入。Clark 與Oswald(1996)則設(shè)計(jì)了一個(gè)包含地區(qū)、年齡、性別、健康等因素的收入方程，然后用估計(jì)出來(lái)的收入方程預(yù)測(cè)某類人的收入，以此作為這一類人的參照收入。選擇不同的參照組得到的研究結(jié)果事實(shí)上需要不同的細(xì)致的解釋。

通過(guò)以上分析可以看出，沒(méi)有既客觀又精確的指標(biāo)可以衡量相對(duì)收入，任何研究都需要根據(jù)研究目標(biāo)選取合適指標(biāo)。本研究主要討論相對(duì)收入和絕對(duì)收入對(duì)幸福感的影響，一方面需要指標(biāo)的客觀性較強(qiáng)，另一方面需要指標(biāo)衡量的是不同個(gè)體間的收入差異。鑒于此，本文首選與參照組比的相對(duì)收入指標(biāo)，并將與其余幾個(gè)指標(biāo)度量后得出的收入與幸福感關(guān)系進(jìn)行比較。

三、數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)

本文數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)，將2003年、2005年、2006年、2008年、2010年五年的數(shù)據(jù)合并之后進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，其中剔除了收入或其他人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量缺失的樣本。CGSS中的幸福感是用單一指標(biāo)度量的，關(guān)于單一指標(biāo)的主觀幸福感的有效性問(wèn)題，劉軍強(qiáng)等(2012)曾對(duì)此進(jìn)行綜述。一般認(rèn)為主觀幸福感至少有兩個(gè)重要特征：一是多維性，二是易變性。由于主觀幸福感是多維的，要通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查準(zhǔn)確衡量就需要設(shè)計(jì)多個(gè)問(wèn)題，通過(guò)綜合各個(gè)問(wèn)題的情況來(lái)衡量(Lucas等，1996)。同時(shí)，由于主觀幸福感作為一種感覺(jué)并不是長(zhǎng)期穩(wěn)定的，要精確衡量就需要在不同時(shí)點(diǎn)采集幸福感數(shù)據(jù)并最終擬合出一個(gè)幸福感(Kahneman和Krueger，2006；Collins等，2009)。這些衡量主觀幸福感的方法盡管有較高的精確度，但實(shí)施的成本較高，獲取大樣本數(shù)據(jù)存在困難。由單一問(wèn)題獲得的主觀幸福感數(shù)據(jù)成本相對(duì)較低，其可靠性與有效性也在可接受的范圍內(nèi)。Diener等(1999)的研究認(rèn)為這樣的數(shù)據(jù)是可靠的；Wilson(1967)通過(guò)比較自我評(píng)估和專家評(píng)估的幸福感水平，證明這樣的衡量方式是有效的；Easterlin (2003)的綜述性文章中也認(rèn)為這種數(shù)據(jù)的可靠性、有效性和可比性都達(dá)到了用于科學(xué)研究的水準(zhǔn)。

就幸福感變量的具體定義而言，2010年和2008年對(duì)五個(gè)等級(jí)的定義與其他年份略有差異，2010年為“很不幸福、比較不幸福、居于幸福與不幸福之間、比較幸福、完全幸?！?，2008年為“很不快樂(lè)、不太快樂(lè)、普通、還算快樂(lè)、很快樂(lè)”，而2003年、2005年、2006年三年相應(yīng)的定義則為“非常不幸福、不幸福、一般、幸福、非常幸?！薄Ｆ渌饕兞考捌涿枋鋈绫?。

表1 主要變量及其描述

續(xù)表1

從描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，平均而言幸福感在一般和幸福之間，均值為3.53。所有樣本中男性占48%,，平均年齡約44歲，城鎮(zhèn)戶口樣本占57%,，漢族樣本占93%,。經(jīng)CPI調(diào)整到2009年的水平的樣本人均年收入為1.35萬(wàn)元，大部分樣本認(rèn)為自己的收入沒(méi)有發(fā)生變化(均值為2.18)、自己處于中下階層(均值為1.98)，82%,的樣本有自有產(chǎn)權(quán)的住房。就教育程度而言，沒(méi)有受過(guò)任何教育的樣本占9.46%,，小學(xué)和私塾的樣本占20.25%,，初中學(xué)歷的樣本占26.64%,，高中、中?；蚣夹W(xué)歷的樣本占29.42%,，大專學(xué)歷樣本占8.36%,，大學(xué)本科樣本占5.42%,，研究生及以上學(xué)歷樣本占0.44%,。從就業(yè)狀況看，約64%,的樣本處于就業(yè)狀態(tài)。就婚姻狀況而言，未婚占10.63%,，同居占0.35%,，已婚占81.71%,，分居占0.45%,，離婚占0.24%,，喪偶占1.82%,，其他占4.8%,。

四、計(jì)量模型與結(jié)果

本部分首先以參照組相對(duì)收入作為相對(duì)收入的衡量指標(biāo)，檢驗(yàn)絕對(duì)收入、相對(duì)收入等變量與幸福感之間的關(guān)系，然后將其與其他相對(duì)收入衡量指標(biāo)得出的結(jié)果進(jìn)行比較，接下來(lái)討論收入對(duì)幸福感產(chǎn)生影響的機(jī)制，最后總結(jié)此結(jié)論對(duì)于理解伊斯特林悖論的意義。

本部分主要應(yīng)用序數(shù)Probit模型進(jìn)行計(jì)量分析，模型如下：

因變量Happinessi為幸福感，自變量為絕對(duì)收入Incomei和相對(duì)收入Compincomei，絕對(duì)收入變量為對(duì)數(shù)化收入，相對(duì)收入變量在不同回歸模型中包括參照組相對(duì)收入、收入變化、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等。其中，參照組相對(duì)收入根據(jù)Clark與Oswald(1996)得出，具體如下：首先以收入為因變量，性別、年齡、年齡平方、戶口、民族、學(xué)歷、婚姻狀態(tài)、就業(yè)狀況、省份為自變量，用多元線性回歸估計(jì)出各自變量的系數(shù)，然后根據(jù)系數(shù)估計(jì)出各樣本的收入預(yù)測(cè)值，最后將收入的實(shí)際值與預(yù)測(cè)值取對(duì)數(shù)差后得到參照組相對(duì)收入。Xi為根據(jù)羅楚亮(2009)、官皓(2010)、劉軍強(qiáng)等(2012)等文獻(xiàn)選擇的其他影響幸福感的個(gè)體特征變量，包括性別、年齡、年齡平方、戶口、民族、學(xué)歷、住房、婚姻狀態(tài)、就業(yè)狀況、省份、年份。需要說(shuō)明的是，這里引入省(自治區(qū)、直轄市)的啞變量，應(yīng)該能部分控制包括高生活成本在內(nèi)的超大城市的特性對(duì)幸福感的影響，從而緩解我們未能直接控制生活成本所引起的擔(dān)憂。1β、2β、3β分別為各變量的回歸系數(shù)，iε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

在基本模型的基礎(chǔ)上，本文隨后還區(qū)分五個(gè)樣本、建立五個(gè)模型進(jìn)行分析。從表2到表5的回歸結(jié)果中，模型1均包含所有樣本，模型2包含收入在25分位值及以下的樣本，模型3包含收入在25分位值以上50分位以下的樣本，模型4包含收入在50分位以上75分位以下的樣本，模型5包含收入在75分位以上的樣本。稍有不同的是，表6為了和引用文獻(xiàn)的結(jié)果相對(duì)照，模型1包含所有樣本，模型2包含收入在50分位值及以下的樣本，模型3包含收入在50分位以上的樣本。

（一）不同群體的絕對(duì)收入、相對(duì)收入與幸福感

以表2來(lái)看，總體上絕對(duì)收入和相對(duì)收入都對(duì)幸福感有顯著正向影響。從模型1可以看出，對(duì)數(shù)化收入的回歸系數(shù)(第1行第1列)和參照組相對(duì)收入的回歸系數(shù)(第1列第3行)均為正且在1%,的水平上顯著。這與羅楚亮(2009)得出的即使在控制相對(duì)收入后絕對(duì)收入對(duì)幸福感仍然有顯著正向影響的結(jié)論相吻合，與官皓(2010)得出的在控制相對(duì)收入后絕對(duì)收入對(duì)幸福感沒(méi)有顯著影響的結(jié)論相矛盾。

低收入者幸福感受絕對(duì)收入影響顯著，高收入者幸福感受相對(duì)收入的影響顯著。在表2的模型2和模型3中，對(duì)數(shù)化收入的系數(shù)為正且分別在5%,和1%,的水平上顯著(第1行第2列、第3列)，但參考組相對(duì)收入的系數(shù)則不顯著(第3行第2列、第3列)。在模型4和模型5中，對(duì)數(shù)化收入的系數(shù)不顯著(第1行第4列、第5列)，而參考組相對(duì)收入的系數(shù)為正且均在1%,的水平上顯著(第3行第4列、第5列)。這與McBride (2001)、Ferrer-i-Carbonell(2005)的研究結(jié)論相一致。

表2 絕對(duì)收入、相對(duì)收入與幸福感

不同收入群體對(duì)絕對(duì)收入和相對(duì)收入的看重程度是不一樣的，使得絕對(duì)收入與相對(duì)收入對(duì)幸福感的影響不一樣。如前文的文獻(xiàn)綜述所言，絕對(duì)收入是通過(guò)對(duì)個(gè)體需要的直接滿足程度來(lái)影響幸福感的，相對(duì)收入是通過(guò)改變社會(huì)比較的感受來(lái)影響幸福感的，不同個(gè)體對(duì)兩種途徑的偏重程度的差別可能是導(dǎo)致絕對(duì)收入和相對(duì)收入對(duì)幸福感的影響產(chǎn)生差異的原因。低收入者更看重絕對(duì)收入，因?yàn)槭杖胨降奶岣吒兄跐M足自身衣食住行等基本生活需要。高收入者更看重相對(duì)收入，因?yàn)樵诨旧钚枰獫M足之后，個(gè)人會(huì)更關(guān)注自己在社會(huì)中的相對(duì)地位，關(guān)注自己是否得到了尊重和是否有成就感等等。

其他變量的回歸結(jié)果基本與其他研究的結(jié)論一致。男性不如女性幸福，城里人不如農(nóng)村人幸福。年齡對(duì)幸福感的影響呈“U”型關(guān)系，即幸福感先隨年齡的增大而減小，繼而隨著年齡的增大而增加。除了研究生及以上學(xué)歷者不如本科學(xué)歷者幸福之外，總體上學(xué)歷越高幸福感越強(qiáng)。擁有自有產(chǎn)權(quán)住房者更幸福。已婚者的幸福感較高，離婚或喪偶者的幸福感較低①囿于篇幅，這里沒(méi)有匯報(bào)控制變量的回歸結(jié)果，如果需要可直接向作者索取。。

（二）不同相對(duì)收入指標(biāo)對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響

利用不同的相對(duì)收入指標(biāo)也可能估計(jì)出收入與幸福間不同的關(guān)系，表3和表4分別為以自評(píng)相對(duì)收入和收入變化作為相對(duì)收入衡量指標(biāo)對(duì)幸福感變量進(jìn)行序數(shù)Probit回歸的結(jié)果?？梢钥闯?，無(wú)論是全樣本還是以收入分組的樣本，絕對(duì)收入和相對(duì)收入幾乎都對(duì)幸福感有顯著正向影響，且相對(duì)收入均在1%,的水平上顯著。

表3 自評(píng)相對(duì)收入與幸福感

表4 收入變化與幸福感

此處的相對(duì)收入之所以對(duì)幸福感有顯著影響，可能源于這兩個(gè)度量指標(biāo)的主觀性較強(qiáng)。自評(píng)相對(duì)收入可以理解為個(gè)人的相對(duì)收入感，收入變化可以理解為相對(duì)自身以往收入的變化感，兩種感覺(jué)都是在絕對(duì)收入差異的基礎(chǔ)上產(chǎn)生的，但與相對(duì)收入已有本質(zhì)上的差別，而與幸福感更為接近。相對(duì)收入感和收入變化感類似于吳麗民和陳惠雄(2010)、張學(xué)志和才國(guó)偉(2011)的幸福感模型中的中介變量，換句話說(shuō)，這里的相對(duì)收入在一定程度上起了中介作用。所以，自評(píng)相對(duì)收入和收入變化在各個(gè)收入組均對(duì)幸福感有正向影響，這與以參照組相對(duì)收入分組回歸得到的結(jié)論不一致，我們?cè)诳吹较鄬?duì)收入對(duì)幸福感產(chǎn)生影響時(shí)需要特別留意其具體指標(biāo)的選擇。

（三）以CHIP、CFPS數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本部分利用其它數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行同樣的分析能得到基本相同的結(jié)論，說(shuō)明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。前文提到有關(guān)收入與幸福感關(guān)系的結(jié)論與羅楚亮(2009)一致而與官皓(2010)矛盾，所以這里主要將本文結(jié)果與二者的結(jié)果相比較。羅楚亮(2009)使用的是2002年的中國(guó)家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)，官皓(2010)使用的是2008年中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)。同樣以參照組相對(duì)收入作為相對(duì)收入變量，分別使用CHIP2002數(shù)據(jù)和CFPS2008數(shù)據(jù)，經(jīng)序數(shù)Probit回歸得到的結(jié)果如表5和表6。觀察回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，總體而言絕對(duì)收入和相對(duì)收入對(duì)幸福感都有顯著的正向影響(表5和表6的模型1)，高收入群體的幸福感受相對(duì)收入影響而與絕對(duì)收入無(wú)關(guān)(表5模型5和表6模型3)，低收入群體的幸福感受絕對(duì)收入的顯著影響而與相對(duì)收入無(wú)關(guān)(表5模型3、4)。

表5 以CHIP 2002年數(shù)據(jù)得到的絕對(duì)收入、相對(duì)收入與幸福感

其它有關(guān)收入與幸福感關(guān)系的文獻(xiàn)得出不同于本文的結(jié)論，可能源于其不同的相對(duì)收入度量指標(biāo)。羅楚亮(2009)在研究中使用與主觀貧困線比的相對(duì)收入和與自身以往收入比的相對(duì)收入兩個(gè)指標(biāo)，官皓(2010)則使用自我評(píng)價(jià)的相對(duì)收入，這些指標(biāo)的主觀性較強(qiáng)，在回歸中容易表現(xiàn)與幸福感的顯著正相關(guān)關(guān)系。這類基于主觀評(píng)價(jià)的指標(biāo)，與一般意義上相對(duì)于別人的“相對(duì)收入”在含義上有一定差異，在理解其結(jié)論時(shí)需要注意。

表6 以CFPS2008年數(shù)據(jù)得到的絕對(duì)收入、相對(duì)收入與幸福感

（四）收入對(duì)幸福感各子維度的影響存在差異

幸福感是一個(gè)包含多個(gè)子維度的變量，至少包含了工作、家庭、休閑、健康、財(cái)務(wù)、自我意識(shí)、群體關(guān)系等方面的感受(Diener 等，1999)。CGSS2006年的調(diào)查結(jié)果包含了個(gè)體對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭關(guān)系、人際關(guān)系、個(gè)人健康狀況、住房狀況、所居住的社區(qū)、工作等方面的滿意度數(shù)據(jù)，這正好可用于分析絕對(duì)收入與相對(duì)收入對(duì)幸福感產(chǎn)生影響的路徑。回歸結(jié)果如表7所示，低收入組包含收入在25分位值及以下的樣本，中低收入組包含收入在25分位值以上50分位以下的樣本，中高收入組包含收入在50分位以上75分位以下的樣本，高收入組包含收入在75分位以上的樣本。

總體而言，絕對(duì)收入與相對(duì)收入都對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況的滿意度有顯著的正向影響，絕對(duì)收入還對(duì)人際關(guān)系、個(gè)人健康狀況、所居住社區(qū)狀況和工作的滿意度有顯著影響，這從表7第1行和第3行的回歸系數(shù)可以看出來(lái)。對(duì)于中低收入者而言，絕對(duì)收入對(duì)家庭關(guān)系、人際關(guān)系、個(gè)人健康狀況、所居住的社區(qū)、工作等絕大多數(shù)滿意度的子維度有不同顯著程度的正向影響(表7第9行)，而相對(duì)收入只在低收入組中對(duì)家庭關(guān)系和個(gè)人健康狀況有顯著正向影響(表7第7行)。對(duì)于高收入者或較高收入者而言，絕對(duì)收入除了對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況或工作的滿意度有顯著正向影響外，對(duì)其他子維度的影響均不顯著(表7第13行和第17行)，但相對(duì)收入對(duì)所居住社區(qū)的滿意度有顯著正向影響(表7第15行)。

不同收入者的幸福感各子維度受絕對(duì)收入或相對(duì)收入的影響存在差異，這在一定程度上能解釋為什么低收入者的幸福感與絕對(duì)收入相關(guān)而高收入者幸福感則與相對(duì)收入相關(guān)。此外，絕對(duì)收入的增加并不能帶來(lái)高收入者對(duì)家庭關(guān)系、人際關(guān)系或個(gè)人健康狀況滿意度的增加，而這種影響對(duì)于低收入者則是顯著的，這說(shuō)明高收入者絕對(duì)收入的增加可能是以家庭關(guān)系、人際關(guān)系和個(gè)人健康方面的犧牲為代價(jià)而取得的。

表7 絕對(duì)收入與相對(duì)收入對(duì)幸福感各子維度的影響

（五）相對(duì)收入對(duì)不同程度的幸福感影響存在差別

序數(shù)Probit回歸模型需要滿足平行線假設(shè)，即在不同等級(jí)的有序多分類結(jié)果中，解釋變量的效應(yīng)保持一致，不會(huì)隨等級(jí)的不同而變化。這是一個(gè)非常嚴(yán)格的假設(shè)，絕大部分?jǐn)?shù)據(jù)都是不滿足這個(gè)假設(shè)的(Long and Freese，2001)。由Brant(1990)提出的Wald檢驗(yàn)是一個(gè)常用的檢驗(yàn)平行線假設(shè)的工具，它可以對(duì)每一個(gè)變量進(jìn)行獨(dú)立的檢驗(yàn)并給出結(jié)論。通過(guò)Stata的brant命令進(jìn)行Wald檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，除了性別和年齡的平方兩個(gè)變量滿足平行線假設(shè)外，其余變量均不滿足此假設(shè)。既然不滿足平行線假設(shè)，序數(shù)模型中解釋變量的系數(shù)所衡量的就并不是該變量對(duì)序數(shù)變量概率的邊際影響，而是其對(duì)隱性變量“幸福感”的邊際效應(yīng)。好在我們所關(guān)心的只是該系數(shù)的符號(hào)而不是具體數(shù)值，它只能直接反映該變量對(duì)幸福感的影響方向。

由于數(shù)據(jù)不滿足平行線假設(shè)，我們用廣義序數(shù)回歸的方法重新處理數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示絕對(duì)收入和相對(duì)收入對(duì)不同程度幸福感的邊際影響存在差異。廣義序數(shù)回歸并不需要數(shù)據(jù)服從平行線假設(shè)(Long and Freese，2001)，表8是用Stata命令gologit2得到的結(jié)果，第一列標(biāo)題為“1,vs(2-5)”，實(shí)際上是將所有樣本分為幸福感等于“非常不幸?！焙托腋８写笥诘扔凇安恍腋！眱山M進(jìn)行l(wèi)ogit回歸的結(jié)果，第二列“(1-2)vs(3-5)”則是將樣本分為幸福感小于等于“不幸?！焙托腋８写笥诘扔凇耙话恪边M(jìn)行回歸的結(jié)果，“(1-3)vs(4-5)”和“(1-4)vs5”兩列以此類推。對(duì)數(shù)化收入在不同分組中回歸的系數(shù)分別為0.492、0.469、0.231和0.197(表8第1行)，且均在1%,的水平上顯著，說(shuō)明絕對(duì)收入對(duì)幸福感的各個(gè)層次上均有顯著正向影響，但程度有差別，幸福感較低時(shí)絕對(duì)收入的影響更大一些。相對(duì)收入則不同，系數(shù)分別為0.032、0.081、0.124和0.07(表8第3行)，但幸福感在較低或較高時(shí)其影響都是不顯著的。換句話說(shuō)，如果一個(gè)人非常不幸?；蛞呀?jīng)比較幸福的話，相對(duì)收入的增加對(duì)其幸福感是沒(méi)有顯著影響的。

此外，性別、年齡、戶口、民族、學(xué)歷、住房、婚姻狀態(tài)等變量，在廣義序數(shù)回歸中的結(jié)果與之前序數(shù)Probit模型的結(jié)果在方向上都是一致的，說(shuō)明如果只看各變量的影響方向，序數(shù)Probit的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8 廣義序數(shù)回歸模型下的幸福感影響因素

絕對(duì)收入和相對(duì)收入在幸福感的不同層次上有不同程度影響的這種特點(diǎn)，可能是導(dǎo)致相對(duì)收入與絕對(duì)收入對(duì)不同收入群體的幸福感影響存在差異的原因。從表9的情況來(lái)看(子樣本分組方式同前)，收入越低則越依賴于絕對(duì)收入的增加來(lái)擺脫非常不幸福的狀態(tài)，收入越高則越有可能通過(guò)相對(duì)收入的增加來(lái)達(dá)到幸福或非常幸福的狀態(tài)。對(duì)于中低收入者而言，絕對(duì)收入在幸福感的各個(gè)程度上都有正向影響，且絕對(duì)值差別不大，分別為0.768、0.741、0.512和0.816(表9第5行)。對(duì)于低收入者而言，絕對(duì)收入僅在其從“非常不幸?！边^(guò)渡到“不幸?！被驈摹安恍腋！边^(guò)渡到“一般”時(shí)有顯著影響，系數(shù)分別為0.479和0.337(表9第1行)，這說(shuō)明低收入者更依賴于絕對(duì)收入的提高來(lái)擺脫不幸福的狀態(tài)。對(duì)于中高收入者而言，相對(duì)收入對(duì)其幸福感從“不幸?！钡健耙话恪币约霸俚健靶腋！倍加酗@著正向影響，系數(shù)分別為0.574和0.441(表9第11行)。對(duì)于高收入者而言，相對(duì)收入對(duì)其幸福感從“不幸?！钡健耙话恪币约霸俚健靶腋！被颉胺浅Ｐ腋！倍加酗@著正向影響，系數(shù)分別為0.533、0.346和0.446(表9第15行)。這說(shuō)明高收入者依賴于相對(duì)收入的增加來(lái)達(dá)到較高的幸福水平。表9還有兩個(gè)地方值得注意：一是對(duì)于中低收入組而言，相對(duì)收入在對(duì)其從“幸?！边^(guò)渡到“非常幸?！睍r(shí)有顯著負(fù)向影響(表9第7行第4列)，這可能意味著這部分人相對(duì)收入的增加是以幸福感的降低為代價(jià)的；二是對(duì)于高收入組而言，絕對(duì)收入在其從“非常不幸?！边^(guò)渡到“不幸?！睍r(shí)有顯著負(fù)向影響(表9第13行第1列)，這可能意味著對(duì)于本就不幸福的那部分高收入者而言，絕對(duì)收入的增加如果沒(méi)有伴隨著相對(duì)收入的上升，會(huì)降低他們的幸福感。

表9 廣義序數(shù)回歸模型下的不同收入人群幸福感受收入水平影響的差異

（六）從相對(duì)收入角度理解伊斯特林悖論

伊斯特林悖論往往能從縱向數(shù)據(jù)中得到支持，而難以在截面數(shù)據(jù)中得到驗(yàn)證，但本文利用截面數(shù)據(jù)得到的結(jié)果仍然有助于我們理解這個(gè)悖論。在收入較低的時(shí)候，幸福感主要受絕對(duì)收入的影響，所以由GDP增長(zhǎng)帶來(lái)的平均收入增加有助于提高主觀幸福感。隨著收入水平的提高，幸福感主要由相對(duì)收入決定，而相對(duì)收入并不會(huì)隨著平均收入的增加而提高。從本文的截面數(shù)據(jù)看，低收入者絕對(duì)收入的增加能顯著提高其對(duì)家庭關(guān)系、人際關(guān)系和個(gè)人健康狀況的滿意度，而高收入者絕對(duì)收入的提高則可能是以這些方面的犧牲為代價(jià)的，高收入者需要不斷提高相對(duì)收入來(lái)擺脫不幸福感，比如提高自己對(duì)所居住社區(qū)的滿意度。由此，從縱向數(shù)據(jù)來(lái)看，收入的增長(zhǎng)并不必然伴隨著幸福感的提升，所以出現(xiàn)伊斯特林悖論，這與Easterlin(1995)的闡釋相一致。

五、結(jié)論與建議

本文探討收入與幸福感之間的關(guān)系，首先討論相對(duì)收入不同度量指標(biāo)的特點(diǎn)及收入對(duì)不同人群幸福感的不同影響。將四個(gè)相對(duì)收入的度量指標(biāo)在客觀性與精確性兩個(gè)維度進(jìn)行比較后，發(fā)現(xiàn)自我評(píng)價(jià)的相對(duì)收入主觀性最強(qiáng)、精確性最低，與主觀貧困線比的相對(duì)收入主觀性強(qiáng)但較為精確，與自身以往比的相對(duì)收入同樣是一種主觀評(píng)價(jià)，但其精確性比與主觀貧困線比的相對(duì)收入更高，與參照組比的相對(duì)收入客觀性強(qiáng)但精確性差。對(duì)相對(duì)收入的衡量并不存在既客觀又精確的指標(biāo)，不同的研究需要根據(jù)不同的目標(biāo)選擇合適的衡量指標(biāo)。

隨后以參照組相對(duì)收入計(jì)量其對(duì)幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)總體而言絕對(duì)收入和相對(duì)收入均對(duì)幸福感有顯著影響，但這種影響在不同收入的人群中存在差異。對(duì)于中低收入者而言，絕對(duì)收入對(duì)幸福感有顯著的正向影響而相對(duì)收入無(wú)顯著影響；對(duì)于中高收入者而言，相對(duì)收入對(duì)幸福感有顯著的正向影響而絕對(duì)收入無(wú)顯著影響。如果不同收入人群的幸福感在受絕對(duì)收入和相對(duì)收入的影響上有差異，那么收入分配政策對(duì)不同人群的著力點(diǎn)就可以有所偏重。對(duì)于中低收入群體，以提高絕對(duì)收入為重點(diǎn)；對(duì)于中高收入群體，關(guān)注其相對(duì)收入的變化。從這個(gè)角度看，“提低”、“調(diào)高”的收入分配政策從提高個(gè)體幸福感的角度來(lái)看是值得堅(jiān)持的。

當(dāng)用同一數(shù)據(jù)比較了以自我評(píng)價(jià)、與自身以往比兩種不同相對(duì)收入度量指標(biāo)對(duì)研究結(jié)果的影響后，發(fā)現(xiàn)絕對(duì)收入和以這兩個(gè)指標(biāo)度量的相對(duì)收入在不同人群中對(duì)幸福感都有顯著的正向影響。原因可能在于以自我評(píng)價(jià)或與自身以往比的相對(duì)收入更多是一種相對(duì)收入感，與幸福感一樣是一種主觀感受。由此，討論相對(duì)收入對(duì)幸福感的影響時(shí)，選擇什么樣的度量指標(biāo)很重要，在對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行解釋時(shí)也需要結(jié)合相應(yīng)的指標(biāo)，而不能籠統(tǒng)地講“相對(duì)收入”的影響。此外，用CHIP數(shù)據(jù)和CFPS數(shù)據(jù)進(jìn)行同樣的分析后可以發(fā)現(xiàn)，低收入者幸福感受絕對(duì)收入影響而高收入者幸福感受相對(duì)收入影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。

從收入對(duì)幸福感的影響路徑來(lái)看，其對(duì)幸福感各子維度的影響存在差異?？傮w上絕對(duì)收入與相對(duì)收入都對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況的滿意度有顯著的正向影響，但低收入者絕對(duì)收入的提高能改善其對(duì)家庭關(guān)系、人際關(guān)系和個(gè)人健康狀況的滿意度，高收入者的絕對(duì)收入則對(duì)此沒(méi)有顯著影響。此外，絕對(duì)收入和相對(duì)收入對(duì)不同層次幸福感的邊際影響都存在差異。從分不同收入組、不同程度幸福感的廣義序數(shù)回歸結(jié)果來(lái)看，可能是更多的低收入者需要絕對(duì)收入的增加來(lái)擺脫非常不幸福的狀態(tài)，更多的高收入者則需要相對(duì)收入的增加來(lái)讓自己進(jìn)入比較幸福的狀態(tài)。

結(jié)合收入增長(zhǎng)與幸福感變化的所謂伊斯特林悖論來(lái)看，這個(gè)現(xiàn)象之所以出現(xiàn)，很可能是由于在總體收入較低時(shí)絕對(duì)收入的增加會(huì)帶來(lái)幸福感的提高，但隨著收入的進(jìn)一步提高，只有相對(duì)收入的增加才會(huì)帶來(lái)幸福感的提高，從而收入增長(zhǎng)與幸福感提高之間的關(guān)系越來(lái)越弱，甚至出現(xiàn)背離。

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Absolute Income，Relative Income and Easterlin Paradox：Evidence from CGSS

Wu Qiang and Zhou Bo
(University of International Business and Economics，Beijing 100029，China)

Using CGSS data，this study revisited the relation between the income and subjective well-being in China.After discussing the characteristics of four relative income measures，we use the relative income compared to reference group as the main indicator.Based on CGSS data，we find that not merely relative income but also absolute one has significant effect on subjective well-being.As for the lower-income group，the absolute income has positive，significant influence on the subjective well-being，while relative income has no significant effect.As for the higher-income group，the statuses of absolute income and relative income are reversed.The increased absolute income of lower-income earners can improve their satisfaction of family relationship，interpersonal relationship or health condition，while higher earners can enhance their relative income to improve the living satisfaction of their community.As for the income redistribution policy，we should enhance the absolute income of lower-income earner and pay attention to the relative income status of higher-income earner.

Income；Relative Income；Subjective Well-being；Easterlin Paradox

10.14116/j.nkes.2017.04.003

? 巫 強(qiáng)，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)保險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)院(郵編：100029)，E-mail：yuyi3860@163.com；周 波，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院(郵編：100029)，E-mail：bozhou98@126.com。本研究受到對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金(14YB02)和國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(15BJY134)資助，感謝第48批教育部“留學(xué)回國(guó)人員科研啟動(dòng)基金”項(xiàng)目(中國(guó)稅負(fù)歸宿實(shí)證分析)支持，文責(zé)自負(fù)。

JEL Classification：D31 D63 I31