王 俊，金勇進(jìn)，曹德金

(1.中國(guó)人民大學(xué) a.統(tǒng)計(jì)學(xué)院；b.應(yīng)用統(tǒng)計(jì)科學(xué)研究中心，北京100872；2.安徽水安建設(shè)集團(tuán)股份有限公司，安徽 合肥 230601)

一、引 言

1974年Easterlin提出了著名的Easterlin悖論，即在一國(guó)內(nèi)部，個(gè)人收入水平對(duì)個(gè)人主觀幸福度存在顯著的正向影響，高收入群體的平均主觀幸福度比低收入群體的平均主觀幸福度更高，但通過(guò)多國(guó)宏觀截面數(shù)據(jù)及單個(gè)國(guó)家的時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，人均GDP的增加并不能提高一國(guó)居民的平均幸福水平[1]89-125。隨后許多學(xué)者從宏、微觀層面考察了收入對(duì)居民幸福度影響，并認(rèn)為政府政策的制定需要以提高居民幸福度為依托，而非簡(jiǎn)單以提高平均GDP為導(dǎo)向[2]。

從微觀實(shí)證層面來(lái)看，收入對(duì)個(gè)體主觀幸福度的影響，隨著研究者使用數(shù)據(jù)的不同、控制變量選擇的不同，得出的結(jié)論也有所差異，但總體而言，收入對(duì)個(gè)體主觀幸福度有著較弱的正向作用。根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，生理需求為人的最基本的需求，只有生理需求被滿足之后，人們才能夠去追求更高層次的需求，比如親密關(guān)系、人生價(jià)值等，因此個(gè)人收入對(duì)主觀幸福度的影響可能存在門檻效應(yīng)[3]。此外，根據(jù)馬克思.韋伯的社會(huì)分層理論，財(cái)富和收入是社會(huì)分層中的一個(gè)重要方面，收入可能會(huì)通過(guò)影響社會(huì)地位比較中的相關(guān)變量，對(duì)個(gè)體主觀幸福度間接產(chǎn)生影響，進(jìn)而減弱或者抵消收入對(duì)主觀幸福度的直接作用。

中國(guó)居民個(gè)體收入、社會(huì)地位比較如何影響個(gè)體主觀幸福度？收入對(duì)主觀幸福度的影響存不存在門檻效應(yīng)？弄清這些問(wèn)題，有針對(duì)性地對(duì)不同收入群體實(shí)施差異化的政策以提高居民主觀幸福度，對(duì)中國(guó)建設(shè)物質(zhì)幸福社會(huì)、促進(jìn)精神幸福社會(huì)的建設(shè)有著重要的意義。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)收入與主觀幸福度

在微觀層面考察收入和主觀幸福度的研究中，主要有兩種觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，個(gè)體收入對(duì)主觀幸福度有正向的影響，但影響程度較弱[4]；第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，收入對(duì)不同收入群體的主觀幸福度有著不同的影響，當(dāng)收入低于某個(gè)閥值時(shí)，收入的增加能夠顯著增加個(gè)體的幸福水平，而對(duì)于收入高于該閥值的群體來(lái)說(shuō)，收入的增加不能明顯增加個(gè)體的主觀幸福度看，從計(jì)量的角度看，即為收入對(duì)主觀幸福度的影響可能存在門檻效應(yīng)[2-3]。Frey和Stuter通過(guò)對(duì)美國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(GSS)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，隨著收入的增加，收入對(duì)主觀幸福度的正向作用是邊際遞減的[5]，然而Betsey在對(duì)該數(shù)據(jù)的重新分析后認(rèn)為，收入和主觀幸福度之間的關(guān)系在高收入群體和低收入群體之間不存在顯著的差異[6]。收入對(duì)主觀幸福度的影響程度在不同的收入群體之間是否存在顯著差異，當(dāng)前隨著研究者使用的數(shù)據(jù)和研究方法的不同，得出的結(jié)論也有所不同，然而從馬斯洛的需求層次理論來(lái)看，當(dāng)人們滿足了基本生理需求后，才會(huì)去追求更高層次的精神需求，因此當(dāng)收入滿足個(gè)體基本需求后，收入的增加可能對(duì)主觀幸福度的進(jìn)一步增加沒(méi)有影響或者影響較弱，即修正的Easterlin悖論?；诖?，本文對(duì)收入與主觀幸福度之間的關(guān)系提出如下假設(shè)：

H1a：?jiǎn)为?dú)考察收入對(duì)主觀幸福度的影響時(shí)，收入對(duì)主觀幸福度有顯著的正向作用；

H1b：?jiǎn)为?dú)考察收入對(duì)主觀幸福度的影響時(shí)，收入對(duì)主觀幸福度的作用存在門檻效應(yīng)。

(二)社會(huì)地位比較與主觀幸福度

社會(huì)地位比較是個(gè)人在對(duì)自身進(jìn)行綜合評(píng)估的基礎(chǔ)上形成的對(duì)自身在整個(gè)社會(huì)中所處地位的感知與認(rèn)同，包括社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位比較、社會(huì)等級(jí)比較[7]，對(duì)個(gè)體的主觀幸福度有著重要的影響[8]。Stutzer構(gòu)建收入期望理論對(duì)Easterlin悖論進(jìn)行解釋，認(rèn)為人們通過(guò)與周圍的人進(jìn)行社會(huì)比較，進(jìn)而影響個(gè)人的收入效用函數(shù)，最終對(duì)收入與幸福之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，因此相對(duì)收入才是決定主觀幸福度的重要因素[9]。Grozdanovska通過(guò)對(duì)204名本科生的研究表明，個(gè)體的綜合社會(huì)地位評(píng)價(jià)和生活滿意度之間存在顯著的正向關(guān)系[10]。中國(guó)現(xiàn)有的經(jīng)驗(yàn)研究表明，主觀社會(huì)等級(jí)認(rèn)同對(duì)主觀幸福度有著正向的作用，個(gè)體主觀認(rèn)同社會(huì)等級(jí)越高，則個(gè)體越傾向于幸福[11]。根據(jù)馬克思.韋伯的社會(huì)分層理論，一個(gè)人的社會(huì)地位取決于財(cái)富和收入(經(jīng)濟(jì)地位)、權(quán)利和聲望[12]32-41，因此，控制了社會(huì)地位比較方面的相關(guān)變量后，比如本文選取的主觀家庭在當(dāng)?shù)厮幗?jīng)濟(jì)地位、主觀社會(huì)等級(jí)、和同齡人相比的經(jīng)濟(jì)地位等，收入對(duì)個(gè)人主觀幸福度的影響可能會(huì)減弱或者消失。因此，本文對(duì)收入、社會(huì)地位認(rèn)同與主觀幸福度之間的關(guān)系提出以下假設(shè)：

H2a：社會(huì)地位比較相關(guān)變量對(duì)主觀幸福度存在顯著的正向影響；

H2b：控制基本人口信息變量、及社會(huì)地位比較相關(guān)變量后，收入對(duì)主觀幸福度不存在顯著影響；

H2c：控制社會(huì)地位比較相關(guān)變量、及其他所有控制變量后，收入對(duì)主觀幸福度的影響存在門檻效應(yīng)，即部分或者全部自變量對(duì)主觀幸福度的影響程度，在不同的收入群體之間存在顯著差異；

三、門檻回歸模型

在實(shí)際問(wèn)題中，當(dāng)一個(gè)或者多個(gè)自變量的取值超過(guò)一定閥值后，自變量和因變量之間的關(guān)系在閥值前后存在著系統(tǒng)性差異，即因變量和自變量之間不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，此時(shí)如果僅使用簡(jiǎn)單線性回歸分析將會(huì)導(dǎo)致不合理或者錯(cuò)誤的結(jié)論[13-14]。Hansen提出了門檻回歸的概念[15]，模型的基本形式為：

i=1，2，…，n

(1)

其中，γ為門檻值，D(zi≥γ)為指示變量，當(dāng)?shù)趇個(gè)數(shù)據(jù)案例的zi取值大于門檻值γ時(shí)，則D(zi≥γ)=1，否則D(zi≥γ)=0。zi可以為協(xié)變量xi中的某一個(gè)變量，也可以不是xi中的變量。將式(1)寫成矩陣的形式為：

Y=[1，D(Z≥γ)，X，X·D(Z<γ)]T

[β0，β01，β1，β11]T+U=X*Tβ+U

(2)

式(2)中的模型系數(shù)β的最小二乘估計(jì)為：

(3)

(4)

當(dāng)H0∶β01=β11=0成立時(shí)，則意味著Z對(duì)Y的影響不存在門檻效應(yīng)，否則存在門檻效應(yīng)。不存在門檻效應(yīng)時(shí)，式(1)簡(jiǎn)化為：

yi=β0+β1xi+ui,i=1，2，…，n

(5)

由式(5)得到的回歸殘差為Sn。構(gòu)造LM統(tǒng)計(jì)量為：

(6)

由于LM統(tǒng)計(jì)量并不服從標(biāo)準(zhǔn)卡方分布，Hansen提出了基于Bootstrap的方法來(lái)獲得其漸進(jìn)分布，通過(guò)M次Bootstrap得到的模擬產(chǎn)生LM統(tǒng)計(jì)量的值，M次LM統(tǒng)計(jì)量中大于式(6)得到的LM的值的比例，則為BoostrapP值，當(dāng)P小于0.05時(shí)，則表示在5%的顯著性水平下，該門檻回歸模型顯著。

四、基于CGSS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明及處理

本文數(shù)據(jù)以2015年CGSS(China General Social Survey)調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)收入、社會(huì)地位比較與主觀幸福度之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。CGSS是中國(guó)最早的全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目，全面收集了社會(huì)、社區(qū)、家庭、個(gè)人多個(gè)層次的數(shù)據(jù)，由中國(guó)人民大學(xué)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心組織實(shí)施。調(diào)查的目標(biāo)總體范圍涵蓋了中國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市(不含港澳臺(tái))的所有城市、農(nóng)村家庭戶，并通過(guò)分層三階段抽樣的方式獲取了全國(guó)層面的代表性樣本。

1.變量選取及處理。本文選擇2015年CGSS調(diào)查問(wèn)卷中的問(wèn)題“總的來(lái)說(shuō)，您覺(jué)得您的生活是否幸福？”作為因變量。該問(wèn)題的回答為1～5分量表，“1”表示“非常不幸?！?，“2”表示“比較不幸福”，“3”表示“說(shuō)不上幸福與不幸?！保?”表示比較幸福，“5”表示“非常幸?！?，為有序分類變量。對(duì)于個(gè)人收入變量，本文選擇2015年CGSS調(diào)查問(wèn)卷中的問(wèn)題“您個(gè)人去年(2014)全年的總收入是多少？”作為個(gè)人收入水平的測(cè)量，后稱為個(gè)人總收入；在社會(huì)地位比較層面，本文從社會(huì)等級(jí)比較、所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)地位比較以及同齡人經(jīng)濟(jì)地位比較三個(gè)方面，分別選擇2015年CGSS調(diào)查問(wèn)卷中a431、a64、b1三個(gè)問(wèn)題，作為社會(huì)地位比較維度的測(cè)量變量，并構(gòu)造主觀家庭社會(huì)地位變化變量temp_class。

表1 社會(huì)地位比較變量說(shuō)明表

此外，根據(jù)國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有的研究，如Diener[5]、閏丙金[15]等，本文從基本人口信息、健康狀況、社會(huì)交往、對(duì)社會(huì)的態(tài)度、婚姻狀況5個(gè)方面選取了13個(gè)變量作為控制變量(表2)。

表2 控制變量及符號(hào)說(shuō)明表[注]由于篇幅限制，相關(guān)指標(biāo)說(shuō)明詳見CGSS問(wèn)卷http://cnsda.ruc.edu.cn/index.php?r=projects/view&id=62072446

2.數(shù)據(jù)清理。在數(shù)據(jù)篩選及清理的過(guò)程中，本文剔除了在校生、及個(gè)人總收入完全為0的個(gè)案。此外，由于2015年CGSS調(diào)查中獲取的是去年(2014年)的個(gè)人總收入，如果受訪者為2015年剛畢業(yè)的學(xué)生，則去年的個(gè)人總收入為實(shí)習(xí)、兼職的收入，不能真實(shí)的反映個(gè)人總收入水平，因此將畢業(yè)年份為2015年、且參加工作的個(gè)案剔除。對(duì)于數(shù)據(jù)庫(kù)中的項(xiàng)目無(wú)回答、或者回答“不知道”、“拒絕回答”、“無(wú)法回答”的項(xiàng)目，本文采取簡(jiǎn)單的Hotdeck插補(bǔ)方法進(jìn)行插補(bǔ)，對(duì)于選擇“不適用”的項(xiàng)目，則對(duì)個(gè)案進(jìn)行刪除，最終得到6 773個(gè)有效個(gè)案數(shù)，根據(jù)基本人口變量統(tǒng)計(jì)如表3。

表3 最終樣本構(gòu)成表

(二)實(shí)證分析

1.模型設(shè)定

由于因變量“主觀幸福度”為有序分類變量，因此本文選擇使用累積 Logit模型考察個(gè)人總收入、社會(huì)地位比較與主觀幸福度之間的關(guān)系。此外，本文將個(gè)人總收入變量inc作為門檻變量，考察個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度的影響是否存在門檻效應(yīng)。假設(shè)總體中選擇幸福滿意度為1～5分的比例分別為π1，π2,π3,π4,π5，根據(jù)R軟件ordinal包將累積 Logit模型設(shè)定為：

(7)

如果inci≥γ，則D(inci≥γ)=1，否則D(inci≥γ)=0，X為控制變量。為了驗(yàn)證第二部分提出的假設(shè)H1a，H1b,H2a，H2b，H3c，本文分別建立7個(gè)模型以進(jìn)行對(duì)比(表4)，“√”表示包含該部分變量或者使用該模型。

表4 模型說(shuō)明表

2.模型結(jié)果及分析

(1) 個(gè)人總收入和主觀幸福度

在沒(méi)有控制其他變量的條件下，以2015年CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)為例，中國(guó)居民個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度有著正向的影響，且存在一個(gè)閥值，閥值大約為5萬(wàn)元，當(dāng)個(gè)人總收入低于閥值時(shí)，個(gè)人總收入和主觀幸福度之間的關(guān)系近似直線，而當(dāng)收入超過(guò)5萬(wàn)元時(shí)，個(gè)人總收入和主觀幸福度之間的關(guān)系則較為分散(圖1)。

圖1 個(gè)人總收入分組與及組內(nèi)平均主觀幸福度圖[注]分組組距為0.5萬(wàn)元。

模型1考察了個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度的影響，結(jié)果顯示個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度有著顯著的正向作用，隨著個(gè)人總收入的增加，個(gè)體感覺(jué)“幸?！薄ⅰ胺浅Ｐ腋！钡南鄬?duì)可能性也隨之增加。模型2的結(jié)果表明當(dāng)將個(gè)人總收入確定為45 000元時(shí)，得到的似然函數(shù)值最大，根據(jù)Bootstrap檢驗(yàn)門檻效應(yīng)高度顯著，95%門檻值的置信區(qū)間為[3.8萬(wàn)元，5.5萬(wàn)元]。相比較于個(gè)人總收入低于門檻值的個(gè)體，個(gè)人總收入高于門檻值的個(gè)體主觀幸福度為“幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡腛R為1.7，即個(gè)人總收入高于門檻值的個(gè)體感覺(jué)“幸?！奔盎颉胺浅Ｐ腋！钡目赡苄愿蟆?duì)于低于門檻值的個(gè)體而言，個(gè)人總收入每增加1萬(wàn)元，其主觀幸福度為“幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡腛R為1.17，而對(duì)于高于門檻值的個(gè)體而言，其主觀幸福度為“幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡腛R為1.01，總體上看個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度起著正向的作用，但個(gè)人總收入低于門檻值的個(gè)體主觀幸福度受個(gè)人總收入的邊際影響更大。因此，本文的假設(shè)“H1a：?jiǎn)为?dú)考察收入對(duì)主觀幸福度的影響時(shí)，收入對(duì)主觀幸福度有著正向的作用”和“H1b：?jiǎn)为?dú)考察收入對(duì)主觀幸福度的影響時(shí)，收入對(duì)主觀幸福度的作用存在門檻效應(yīng)”得到了驗(yàn)證。

表5 收入和主觀幸福度之間模型結(jié)果表

注：***、**、*分別為1%、5%、10%顯著性水平下顯著。下同。

從模型的結(jié)果看，收入對(duì)主觀幸福度的解釋能力相對(duì)有限。基于累積Logit模型的門檻回歸模型的偽R2為0.007，普通累積Logit模型的偽R2僅為0.003。然而影響個(gè)體主觀幸福的因素，不僅僅有個(gè)人總收入，當(dāng)忽略其他變量只考慮收入和主觀幸福度之間的關(guān)系時(shí)，容易引起忽略變量的問(wèn)題，進(jìn)而得到有偏的關(guān)系估計(jì)及不合理的門檻值。

(2) 社會(huì)地位比較與主觀幸福度

模型4、模型6的結(jié)果顯示，分別控制基本人口變量、所有控制變量后，反映社會(huì)地位比較維度的四個(gè)變量對(duì)個(gè)體主觀幸福度均存在顯著的正向作用。從對(duì)主觀幸福度的影響程度來(lái)看，局部社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位比較對(duì)主觀幸福度的影響相對(duì)較大，包括“主觀家庭經(jīng)濟(jì)狀況在當(dāng)?shù)氐乃健焙汀昂屯g人相比經(jīng)濟(jì)地位水平”，其次為全社會(huì)層面的社會(huì)地位等級(jí)比較，包括“主觀社會(huì)等級(jí)”及“和14歲時(shí)相比家庭社會(huì)所處社會(huì)等級(jí)變化”。因此，本文提出的假設(shè)“H2a：社會(huì)地位比較相關(guān)變量對(duì)主觀幸福度存在顯著的正向影響”得到數(shù)據(jù)的支持。

模型3和模型5的結(jié)果表明，無(wú)論是模型中單引入基本人口信息變量，還是引入其他所有控制變量，只要社會(huì)地位比較相關(guān)變量不進(jìn)入模型，則個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度依然存在著顯著的正向影響。然而當(dāng)模型4、6中引入社會(huì)地位比較中的四個(gè)變量后，個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度雖然有正向的影響，但統(tǒng)計(jì)上不顯著，這說(shuō)明社會(huì)地位比較對(duì)主觀幸福度的變異解釋中，包含了收入對(duì)主觀幸福度的變異解釋部分。因此，本文的假設(shè)和“H2b：控制基本人口變量和社會(huì)地位認(rèn)同相關(guān)變量后，收入對(duì)主觀幸福度不存在顯著的影響”得到了數(shù)據(jù)上的支持。

表6 模型3～7估計(jì)結(jié)果表

(3) 個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度影響的門檻效應(yīng)

模型4、模型6的結(jié)果表明，控制了社會(huì)地位比較方面相關(guān)變量后，個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度不存在顯著影響，然而個(gè)人總收入真的不影響個(gè)體主觀幸福度了嗎？模型7將個(gè)人總收入作為門檻變量，將個(gè)人總收入、社會(huì)地位比較維度的四個(gè)變量及所有的控制變量加入模型進(jìn)行累積Logit門檻回歸，模型結(jié)果顯示個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度的影響依然不顯著，但個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度的影響存在門檻效應(yīng)，門檻值為1.5萬(wàn)元，為本文使用的所有個(gè)人總收入數(shù)據(jù)的30%分位點(diǎn)，置信區(qū)間為[0.5萬(wàn)元,2.7萬(wàn)元]，BootstrapP值為0.000。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)年鑒中收入五檔標(biāo)準(zhǔn)，本文將個(gè)人總收入低于或等于1.5萬(wàn)元的群體稱為低收入群體，高于1.5萬(wàn)元的群體稱為非低收入群體。相比較于低收入群體，非低收入群體自我感覺(jué)“幸福”或“非常幸?！钡腛R為4.27，即個(gè)非低收入群體感覺(jué)“幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡目赡苄愿?。

表7 門檻值檢驗(yàn)表

從其他變量對(duì)主觀幸福度的影響來(lái)看，婚姻狀況、與朋友互動(dòng)頻率、主觀家庭經(jīng)濟(jì)在當(dāng)?shù)厮幩健⒁约皩?duì)他人信任程度四個(gè)變量對(duì)個(gè)人主觀幸福度的影響程度，在低收入群體和非低收入群體之間存在顯著差異。低收入群體的主觀幸福度受不幸的婚姻狀態(tài)(包括分居未離婚和離婚)的負(fù)面影響較大，但相比較于單身狀態(tài)，其他婚姻狀態(tài)，如結(jié)婚、再婚等，對(duì)該群體的主觀幸福度不存在顯著的影響，而非低收入群體的主觀幸福度受不幸婚姻狀態(tài)的負(fù)面影響相對(duì)較小、且初次結(jié)婚有配偶/再婚有配偶的婚姻狀態(tài)能夠顯著提高該群體感覺(jué)“幸?！被蛘摺胺浅Ｐ腋！钡目赡苄?。從社會(huì)交往層面來(lái)看，朋友間的互動(dòng)頻率對(duì)低收入群體的主觀幸福度沒(méi)有顯著影響，然而對(duì)于非低收入群體來(lái)說(shuō)，朋友間的互動(dòng)頻率的增加卻增加了該群體感覺(jué)“幸?！被蛘摺胺浅Ｐ腋！钡目赡苄?。從心理學(xué)的角度來(lái)看，婚姻狀況、社會(huì)交往都屬于親密關(guān)系，相比較于低收入群體，構(gòu)建健康的親密關(guān)系對(duì)提高非低收入群體主觀幸福度有著重要的意義，而對(duì)于低收入群體而言，除了和親人的互動(dòng)頻率對(duì)主觀幸福度有著正向的作用外，其他類型的親密關(guān)系，包括婚姻關(guān)系、朋友互動(dòng)頻率，對(duì)主觀幸福度都有著不同程度的負(fù)面影響，可能的解釋為2014年，從全國(guó)層面來(lái)看，如果個(gè)人總收入低于1.5萬(wàn)元，該個(gè)體的基本生理、安全需求可能未能被滿足，因此追求親密關(guān)系反而增加自身的生活壓力，這對(duì)建立最低生活保障制度有著重要的意義。此外，相比較于非低收入群體，低收入群體的主觀幸福度受主觀家庭經(jīng)濟(jì)狀況在所在地水平、對(duì)他人信任程度的正向影響程度更大。綜上所述，假設(shè)“H2c：控制社會(huì)地位認(rèn)同及其他控制變量后，收入對(duì)主觀幸福度的影響存在門檻效應(yīng)，即不同的收入群體之間，部分或者全部自變量對(duì)主觀幸福度的影響程度存在顯著差異”得到了數(shù)據(jù)上的驗(yàn)證。

圖2 各變量OR圖

(4)其他控制變量對(duì)主觀幸福度的影響

模型6、模型7結(jié)果表明，性別、年齡、受教育年限、健康狀況、主觀社會(huì)公平程度與主觀幸福度之間關(guān)系，在低收入群體和非低收入群體之間不存在顯著差異。具體來(lái)說(shuō)，女性比男性自我感覺(jué)“幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡目赡苄愿?，年齡對(duì)主觀幸福度的影響存在倒U型關(guān)系，即隨著年齡的增長(zhǎng)，個(gè)體感覺(jué)“幸福”或“非常幸?！钡目赡苄韵认陆担?dāng)年齡為40歲時(shí)，個(gè)體感覺(jué)“幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡目赡苄宰钚?，然后隨著年齡的增加個(gè)體自我感覺(jué)“幸福”或“非常幸?！钡目赡苄圆粩嗌仙?。受教育程度對(duì)主觀幸福度有著正向的影響。健康狀況，包括身體健康狀況和心理健康狀況，對(duì)主觀幸福度有著正向的影響，但個(gè)體主觀幸福度受個(gè)體近期負(fù)面情緒頻率的影響較大。此外，主觀社會(huì)公平程度對(duì)主觀幸福度有著顯著的正向作用，個(gè)體感覺(jué)社會(huì)越公平，則個(gè)體“幸?！被蛘摺胺浅Ｐ腋！钡目赡苄栽礁?。從各變量對(duì)主觀幸福度的影響重要程度上看，婚姻狀況、主觀家庭經(jīng)濟(jì)地位、近期負(fù)面情緒的頻繁程度對(duì)個(gè)體主觀幸福度影響較大。

五、結(jié)論及建議

本文通過(guò)累積Logit模型及基于累積Logit模型的門檻回歸模型，考察了個(gè)人總收入與主觀幸福度之間的關(guān)系、社會(huì)地位比較與主觀幸福度之間的關(guān)系、個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福感的影響是否存在門檻效應(yīng)三個(gè)問(wèn)題。結(jié)果表明在不考慮其他控制變量的條件下，單獨(dú)考察個(gè)人總收入和主觀幸福度之間的二元關(guān)系時(shí)，個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度有著正向的影響，且存在門檻效應(yīng)，總體上看，低于門檻值的群體感覺(jué)“幸?！被颉胺浅Ｐ腋！钡目赡苄赃h(yuǎn)低于高于門檻值的群體，但隨著個(gè)人收入增加，感覺(jué)“幸?！被蛘摺胺浅Ｐ腋！钡目赡苄栽黾拥母?。當(dāng)在模型中加入反映社會(huì)地位比較的四個(gè)變量后，個(gè)人總收入雖然對(duì)主觀幸福度有著正向的影響，其影響不顯著。當(dāng)模型中加入所有控制變量、以及反映社會(huì)地位比較的四個(gè)變量后，雖然個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度沒(méi)有顯著的影響，但個(gè)人總收入對(duì)主觀幸福度的影響存在門檻效應(yīng)，即部分自變量對(duì)主觀幸福度影響程度的大小，在低收入群體和非低收入群體之間存在顯著差異，平均意義上說(shuō)，非低收入群體自我感覺(jué)“幸?！被蛘摺胺浅Ｐ腋！钡目赡苄愿?，此外，婚姻狀況、對(duì)他人信任程度、主觀家庭經(jīng)濟(jì)地位、與朋友聚會(huì)頻繁程度對(duì)主觀幸福度的影響程度大小，在低收入群體和非低收入群體之間存在顯著差異。

從影響主觀幸福度的影響因素來(lái)看，個(gè)人總收入是否高于門檻值對(duì)主觀幸福度的影響程度最大，其次分別為婚姻狀況、主觀家庭經(jīng)濟(jì)在當(dāng)?shù)厮幍匚弧⒔谪?fù)面情緒的頻繁程度。根據(jù)本文的研究結(jié)論，應(yīng)當(dāng)從個(gè)體和國(guó)家宏觀政策兩個(gè)方面入手以提升個(gè)體主觀幸福度。從個(gè)體層面上看，構(gòu)建健康的親密關(guān)系，包括婚姻關(guān)系、親人、朋友，對(duì)提高主觀幸福度有著重要的作用，其次為保持積極、健康的心態(tài)；從國(guó)家宏觀政策層面來(lái)看，構(gòu)建公平及互信的社會(huì)環(huán)境、出臺(tái)相關(guān)的政策促進(jìn)居民身心健康成長(zhǎng)、完善低收入群體社會(huì)保障體系對(duì)構(gòu)建精神幸福生活有著十分重要的意義。