張應(yīng)良 徐亞東

國際DOI編碼：10.15958/j.cnki.gdxbshb.2021.04.05

摘?要：本文運(yùn)用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年的數(shù)據(jù)，考察了收入差距對(duì)居民主觀幸福的影響，以及物質(zhì)渴求的中介效應(yīng)機(jī)制。研究表明，第一，在整體水平上，收入差距擴(kuò)大顯著降低居民主觀幸福感，基尼系數(shù)下降0.1，給居民主觀幸福感帶來的效應(yīng)相當(dāng)于家庭人均收入提高247.62%。使用不同的收入差距衡量指標(biāo)和主觀幸福感指標(biāo)均得出一致性的結(jié)果。第二，收入差距與居民主觀幸福感之間呈倒“U”型關(guān)系。通過計(jì)算，駐點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的基尼系數(shù)為0.328 7，中國居民收入差距在駐點(diǎn)右側(cè)，即降低居民主觀幸福感階段。第三，中介機(jī)制分析表明，收入差距的擴(kuò)大提高居民的物質(zhì)渴求水平，而物質(zhì)渴求負(fù)向影響居民幸福感。驗(yàn)證了收入差距通過增加難以有效滿足的物質(zhì)渴求降低居民主觀幸福感，為“Easterlin悖論”提供新的理論解釋。分樣本回歸表明，收入差距擴(kuò)大對(duì)生活在鄉(xiāng)村、物質(zhì)渴求者、女性、上網(wǎng)、農(nóng)業(yè)戶口、低收入以及低教育的居民的負(fù)向影響更大。

關(guān)鍵詞：收入差距;居民主觀幸福感;物質(zhì)渴求;Easterlin悖論;中介效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F014.4??文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A??文章編號(hào)：1000-5099（2021）04-0031-17

一、問題提出與文獻(xiàn)評(píng)述

居民主觀幸福感已經(jīng)成為衡量社會(huì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)步的重要指標(biāo)。同時(shí)，也是中央政府和地方政府的施政目標(biāo)①，國外部分國家同樣如此②。幸?？茖W(xué)的發(fā)展已經(jīng)能夠?yàn)楣舱邔?shí)施提供準(zhǔn)確的幸福感指數(shù)^[1]。事實(shí)證明，GDP不是衡量國民福利的完美指標(biāo)，因?yàn)殡S著GDP的增加，居民的主觀幸福感并沒有顯著提高。一個(gè)重要的解釋是，隨著GDP的增加，居民收入差距逐步擴(kuò)大，從而降低居民主觀幸福感^[2]。中國國家統(tǒng)計(jì)局公布的2017年中國基尼系數(shù)為0.467 0，遠(yuǎn)超過國際警戒線。較大收入差距產(chǎn)生一系列的社會(huì)問題和經(jīng)濟(jì)問題，其中可能就包括對(duì)居民主觀幸福感的負(fù)面影響。但是，中國早在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期，居民分配的指導(dǎo)原則是均等化，不存在收入差距，沒有證據(jù)表明那時(shí)的居民的主觀幸福感顯著高于現(xiàn)在的居民。由此，存在的問題是，收入差距到底如何影響居民主觀幸福感，兩者之間存在什么關(guān)系？如果收入差距對(duì)居民主觀幸福感有影響，又是通過什么機(jī)制影響居民主觀幸福感？

Wanner Wilson^[3]最早從心理學(xué)角度系統(tǒng)研究了幸福感，自此以后幸福感研究逐步發(fā)展為實(shí)證科學(xué)研究^[4]。特別是Easterlin^[5]開創(chuàng)性地提出“Easterlin悖論”，吸引大量的經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究幸福感?！癊asterlin悖論”包括兩個(gè)相互對(duì)立命題，一個(gè)是微觀層面居民收入增加顯著提高居民主觀幸福感;另一個(gè)是宏觀層面國家經(jīng)濟(jì)增長并不必然提高居民主觀幸福感?！癊asterlin悖論”具有在全世界范圍內(nèi)一般性^[6-8]，同時(shí)也適用于中國^[9-11]。學(xué)者們圍繞“Easterlin悖論”展開充分的討論，早期學(xué)者主要討論“Easterlin悖論”是否存在，部分學(xué)者反駁該觀點(diǎn)^[12-14]，部分學(xué)者驗(yàn)證該觀點(diǎn)^[6，15-17]，還有部分學(xué)者進(jìn)一步補(bǔ)充和修正該觀點(diǎn)^[18-19]。而近期學(xué)者主要討論如何解釋“Easterlin悖論”，其中一個(gè)重要的方向就是收入差距。Bartolini和Pugno^[20]的研究指出，考慮收入差距后，就可以減緩美國的“Easterlin悖論”之間的矛盾;經(jīng)濟(jì)增長收入提高效應(yīng)與收入差距擴(kuò)大效應(yīng)相互抵消，收入差距擴(kuò)大降低收入提高對(duì)居民主觀幸福感的正向影響^[21]。

收入差距對(duì)居民主觀幸福感的影響有兩個(gè)方向，一個(gè)方向是“攀比效應(yīng)”（或相對(duì)剝奪感）而導(dǎo)致的負(fù)向影響^[7];另一個(gè)方向是“示范效應(yīng)”（或隧道效應(yīng)）而導(dǎo)致的正向影響^[22-23]。學(xué)者們對(duì)收入差距與居民主觀幸福感之間的關(guān)系討論并沒有達(dá)成共識(shí)，主要有以下四個(gè)結(jié)論：（1）收入差距擴(kuò)大降低居民主觀幸福感^{[32，37，71-72]};（2）收入差距擴(kuò)大增加居民主觀幸福感^[24-26];（3）收入差距與居民主觀幸福感之間是倒“U”型關(guān)系^[27-30];（4）收入差距與居民主觀幸福感無關(guān)^[31]。研究結(jié)論的不同主要原因是不同國家和地區(qū)的收入差距程度不同^[28]，不同程度的收入差距水平對(duì)居民主觀幸福的影響不同^[32]。學(xué)者們還進(jìn)一步將收入差距細(xì)分，陸銘等^[33]將收入差距分為身份收入差距和城市基尼系數(shù);孫計(jì)領(lǐng)等^[34]將收入不平等劃分為優(yōu)勢(shì)不平等和劣勢(shì)不平等，考察不同的收入差距對(duì)居民主觀幸福感的影響。

收入差距與居民主觀幸福感的關(guān)系研究較多，而關(guān)于影響機(jī)制的研究較少。學(xué)者們考察了社會(huì)犯罪^[35]、機(jī)會(huì)不均^[32]、價(jià)值觀^[36]、公平感^{[30，37]}、社會(huì)資本^[38]的調(diào)節(jié)效應(yīng)或中介效應(yīng)。主要考察三個(gè)方面的影響機(jī)制：第一個(gè)方面考察的是與收入差距直接相關(guān)的變量（例如：機(jī)會(huì)不均、公平感等）的調(diào)節(jié)作用;第二個(gè)方面考察的是與收入差距間接相關(guān)的變量（例如：社會(huì)資本、價(jià)值觀等）的調(diào)節(jié)作用;第三個(gè)方面考察的是收入差距導(dǎo)致其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)問題（例如：社會(huì)犯罪等）的發(fā)生，從而降低居民主觀幸福感的中介作用。而關(guān)于收入差距導(dǎo)致居民自身特質(zhì)發(fā)生轉(zhuǎn)變，從而影響居民主觀幸福感的研究較為缺乏。所以，現(xiàn)有研究未能有效揭示收入差距對(duì)居民主觀幸福感的影響機(jī)制。學(xué)者們已經(jīng)證明，個(gè)人的物質(zhì)渴求會(huì)隨著收入的提高而增加，從而抵消收入提高帶來的主觀幸福感的增加效應(yīng)^[39-40]。但是，收入比較也會(huì)顯著影響物質(zhì)渴求^[41]。收入差距擴(kuò)大會(huì)影響居民相對(duì)收入比較，刺激人追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)^[42-43]。周廣肅等^[44]的研究表明，收入差距的擴(kuò)大會(huì)顯著提高居民物質(zhì)渴求。鑒于此，本文嘗試從物質(zhì)渴求視角出發(fā)，討論收入差距影響居民主觀幸福感的機(jī)制，為“Easterlin悖論”提供新的理論解釋，這是本文可能的邊際貢獻(xiàn)之一。同時(shí)，居民主觀幸福感是主觀感受變量，在進(jìn)行數(shù)據(jù)回歸時(shí)，可能存在遺漏變量問題導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤。本文為解決可能存在的遺漏變量問題，提高估計(jì)準(zhǔn)確性，加入大量的控制變量，特別加入主觀態(tài)度變量以排除其他主觀因素的干擾，這是本文另一個(gè)可能的邊際貢獻(xiàn)。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分提出問題;第二部分提出本文的研究假說;第三部分介紹數(shù)據(jù)、變量與模型;第四部分實(shí)證分析收入差距及其平方對(duì)居民主觀幸福感的影響，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn);第五部分驗(yàn)證物質(zhì)渴求的中介效應(yīng)，并進(jìn)行異質(zhì)性討論;第六部分是研究結(jié)論、討論和相關(guān)政策含義。

二、理論分析與研究假說

本文要回答以下三個(gè)問題，第一，整體而言，收入差距影響居民主觀幸福感的方向是什么？第二，收入差距與居民主觀幸福感的線性關(guān)系是什么？第三，物質(zhì)渴求是否是收入差距影響居民主觀幸福感的中介機(jī)制？本節(jié)分別提出相應(yīng)的假說。

（一）收入差距負(fù)向影響中國居民主觀幸福感

收入差距對(duì)居民幸福感的影響既有“攀比效應(yīng)”，也有“示范效應(yīng)”?！芭时刃?yīng)”是指居民看到他人收入增加時(shí)，相比較而言，自身的收入相對(duì)下降^[7];而相對(duì)收入較絕對(duì)收入更加影響居民主觀幸福感^[45-47]。所以，在他人收入增加的“攀比效應(yīng)”下，相對(duì)收入下降的剝奪感會(huì)顯著降低居民的主觀幸福感?！笆痉缎?yīng)”是指居民看到他人收入增加時(shí)，會(huì)形成自己未來收入也會(huì)得到相應(yīng)提高的預(yù)期^[22-23]，而未來收入預(yù)期的變動(dòng)會(huì)顯著影響當(dāng)前的主觀幸福感^[48]。所以，在他人收入增加的“示范效應(yīng)”下，良好的收入預(yù)期會(huì)顯著提高居民的主觀幸福感。中國自改革開放以來，經(jīng)濟(jì)增長迅速，同時(shí)也帶來了巨大收入差距，且存在區(qū)域收入差距和城鄉(xiāng)收入差距兩個(gè)層面^[49]。學(xué)者們運(yùn)用中國的數(shù)據(jù)討論“Easterlin悖論”，得出的結(jié)論也不盡相同^{[26，50-51]}。但是，中國國家統(tǒng)計(jì)局公布的2017年中國基尼系數(shù)為0.467，2014年更高，基尼系數(shù)高達(dá)0.469。較高水平的基尼系數(shù)形成的“攀比效應(yīng)”顯著降低居民主觀幸福感，且短期內(nèi)基尼系數(shù)難以迅速下降，強(qiáng)化“攀比效應(yīng)”。同時(shí)，諸多研究表明，中國當(dāng)前的社會(huì)階層固化嚴(yán)重^[52]，居民收入增長減緩，收入流動(dòng)性降低^[53]。根據(jù)史新杰等^[54]的測(cè)算，當(dāng)前中國居民收入中的機(jī)會(huì)不平等相對(duì)系數(shù)高達(dá)35.7%，“拼爹”“寒門再難出貴子”等現(xiàn)象并不是空穴來風(fēng)。他人收入的提高，并不意味著自己未來的收入也會(huì)提高，弱化“示范效應(yīng)”。綜上所述，本文提出第一個(gè)假說：

H1：收入差距負(fù)向影響中國居民主觀幸福感。

（二）收入差距與中國居民主觀幸福感之間呈倒“U”型關(guān)系

Wang等學(xué)者^[28]的研究表明，得出不同的收入差距對(duì)居民主觀幸福感的影響結(jié)論，主要原因在于不同國家和地區(qū)的收入差距程度不同，而不同程度的收入差距水平對(duì)居民主觀幸福的影響不同^[32]。較低程度的收入差距，有利于促進(jìn)人口、資源要素的合理流動(dòng)，激發(fā)個(gè)人潛能^[32]，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增加和居民收入提高。收入差距發(fā)揮“正向隧道效應(yīng)”，提高居民主觀幸福感。而較高水平的收入差距，會(huì)導(dǎo)致一系列的社會(huì)問題和經(jīng)濟(jì)問題，例如，社會(huì)犯罪增加、社會(huì)沖突加劇、經(jīng)濟(jì)增長停滯等;同時(shí)，超過合理界限的收入差距伴隨嚴(yán)重的社會(huì)階級(jí)固化和收入流動(dòng)性降低，挫傷居民的未來預(yù)期。收入差距發(fā)揮“負(fù)向隧道效應(yīng)”，降低居民主觀幸福感。倪志良等^[29]研究了城鄉(xiāng)收入差距與居民主觀幸福感之間的關(guān)系，并使用泰爾指數(shù)衡量收入差距，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在倒“U”型關(guān)系，駐點(diǎn)對(duì)應(yīng)的泰爾指數(shù)為0.25。綜上所述，本文提出第二個(gè)假說：

H2：收入差距與中國居民主觀幸福感之間呈倒“U”型關(guān)系。

（三）物質(zhì)渴求的中介效應(yīng)

在解釋“Easterlin悖論”時(shí)，Inglehart^[55]和Michalos^[56]提出物質(zhì)渴求概念，指出居民主觀幸福感受物質(zhì)渴求和滿足程度的共同影響，即Samuelson 的幸福方程式：幸福=效用滿足/物質(zhì)渴求。Stutzer^[41]進(jìn)一步指出物質(zhì)渴求受收入的時(shí)間維度和空間維度共同影響。時(shí)間維度主要指的是過去的收入和消費(fèi)水平影響居民的物質(zhì)渴求;同時(shí)居民隨著自身收入水平的提高的物質(zhì)渴求水平也在相應(yīng)增加，從而減弱收入提高的幸福效應(yīng)，這一機(jī)制已經(jīng)得經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的證明。而空間維度，主要是指居民的橫向收入比較影響物質(zhì)渴求。相對(duì)收入是居民的主觀反映，主觀感受是相互比較的結(jié)果。Tversky等學(xué)者^[57]研究表明，個(gè)體的偏好受周邊環(huán)境的影響，不同的“參照點(diǎn)”下居民的偏好不同。陳前恒、池桂娟^[58]研究證明了居民在考慮自身相對(duì)收入時(shí)，會(huì)進(jìn)行社會(huì)比較，且比較對(duì)象不完全不同。尤亮等^[59]研究再一次表明社會(huì)比較的重要性。收入差距的擴(kuò)大導(dǎo)致橫向比較的范圍和程度加大，從而影響居民的物質(zhì)渴求。根據(jù)周廣肅等^[44]的最新研究，收入差距正向影響居民物質(zhì)渴求水平。物質(zhì)渴求擴(kuò)大提高Samuelson 的幸福方程式的分母。同時(shí)，收入差距并沒有帶來居民的收入增長，即效用滿足并沒有有效提高，從而降低居民主觀幸福感。綜上所述，本文提出第三個(gè)假說：

H3：物質(zhì)渴求是收入差距影響中國居民主觀幸福感的中介變量。

三、數(shù)據(jù)、變量與經(jīng)驗(yàn)分析方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）主持的中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查（Chinese Family Panel Studies，CFPS）項(xiàng)目，該項(xiàng)目系統(tǒng)、全面地收集了含個(gè)體、家庭和社區(qū)的多層次嵌套數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)調(diào)查內(nèi)容含有本文需要指標(biāo)。具體而言，本文采用的是中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查2014年數(shù)據(jù)（下文簡稱CFPS 2014）。最新公布的CFPS 2016數(shù)據(jù)中，成人數(shù)據(jù)庫的“幸福感”指標(biāo)存在大量的缺失值;同時(shí)，本文的研究的問題是收入差距對(duì)居民主觀幸福的影響及其傳遞機(jī)制，檢驗(yàn)物質(zhì)渴求在收入差距與居民主觀幸福感之間的中介效應(yīng)，對(duì)是否是最新的數(shù)據(jù)要求不高，CFPS 2014數(shù)據(jù)即可較好驗(yàn)證本文提出的假說，所得到的分析結(jié)論具有足夠的一般意義。同時(shí)，主觀幸福感是主觀變量，隨社會(huì)收入的提高沒有明顯差異^{[5-6，60-61]}，而差異的主要來源是人際之間的橫向比較。所以，從這個(gè)角度上，截面數(shù)據(jù)的研究更具有一般化意義。CFPS 2014數(shù)據(jù)庫中一共有37 147份個(gè)體樣本數(shù)據(jù)，被解釋變量和核心解釋變量存在部分缺失值，同時(shí)還存在回答“不適用”和“不知道”的樣本。刪除后再與家庭數(shù)據(jù)庫合并后，同時(shí)避免極端值的影響對(duì)剩余樣本就家庭人均收入進(jìn)行上下1.5%的極端值處理。最終符合條件的樣本數(shù)據(jù)有26 787份。最終樣本數(shù)據(jù)分布在全國四大經(jīng)濟(jì)分區(qū)25個(gè)省份①，其中東部地區(qū)8 878份，占比33.14%;中部地區(qū)6 683份，占比24.95%;西部地區(qū)7 208份，占比26.91%;東北地區(qū)4 018份，占比15.00%，具有較強(qiáng)的代表性。

（二）變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為居民主觀幸福觀。在CFPS 2014項(xiàng)目的成人問卷中，有“您覺得自己有多幸福（分）”這一問題，最低分為0分，最高分為10分，居民對(duì)自己的幸福感進(jìn)行自我評(píng)分。本文選取指標(biāo)為被解釋變量，該觀測(cè)量居民幸福感的方法在實(shí)踐研究中得到廣泛的運(yùn)用^[62-63]，且已經(jīng)被Veenhoven和Ehrardt[64]證明具有較高的信度和效度，是最常用的研究方法^[65]。CFPS 2014數(shù)據(jù)顯示（見表1），居民主觀幸福感的自我評(píng)分為7.518 3分，整體較高。分地區(qū)看，東北地區(qū)最高，為7.742 7分，其次是東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)。女性較男性的主觀幸福感更高，同時(shí)，生活在城鎮(zhèn)地區(qū)和擁有城鎮(zhèn)戶口較生活在農(nóng)村地區(qū)和擁有農(nóng)村戶口的居民主觀幸福感更高。分省域看，居民主觀幸福感平均分超過8分的有天津市、北京市和山東省，低于7分的有廣西壯族自治區(qū)、福建省和貴州省，其余省份在7～8分之間。

2.核心解釋變量

CFPS 2014數(shù)據(jù)收集有詳細(xì)的居民家庭收入信息，可以較為有效衡量地區(qū)居民收入差距。本文借鑒周廣肅等（2018）的研究，在區(qū)縣級(jí)層面以居民家庭人均收入為基礎(chǔ)，分別計(jì)算家庭人均收入的基尼系數(shù)、變異系數(shù)和泰爾指數(shù)，作為收入差距的代理變量。其中，基尼系數(shù)為核心解釋變量，而變異系數(shù)和泰爾指數(shù)為穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)基尼系數(shù)的替代變量。計(jì)算結(jié)果顯示（見表2），2014年全國各樣本區(qū)縣的基尼系數(shù)的均值為0.425 2。而中國國家統(tǒng)計(jì)局公布的2014年全國居民收入基尼系數(shù)為0.469，高于本文的估計(jì)結(jié)果;周廣肅等[44]估計(jì)的2014年的居民收入基尼系數(shù)為0.398，低于本文的估計(jì)結(jié)果。中國國家統(tǒng)計(jì)局公布的居民收入基尼系數(shù)與本文的估計(jì)結(jié)果不相同，主要有以下兩個(gè)原因：一是使用的數(shù)據(jù)樣本不同，二是核算層面不同，中國國家統(tǒng)計(jì)局計(jì)算全國層面的基尼系數(shù);而本文是先計(jì)算各區(qū)縣的基尼系數(shù)，再相加，所以計(jì)算結(jié)果相對(duì)較小。周廣肅等[44]僅使用CFPS 2014中城鎮(zhèn)居民的家庭人均收入數(shù)據(jù)，從而估計(jì)結(jié)果比本文低。分地區(qū)看，東部地區(qū)最低，其次是東北地區(qū)、中部地區(qū)，最高為西部地區(qū)。計(jì)算得出的變異系數(shù)為0.839 8、泰爾指數(shù)為0.179 3，分地區(qū)看，東北地區(qū)最低，其次是東部地區(qū)、中部地區(qū)，最高為西部地區(qū)。

3.控制變量

本文被解釋變量為主觀變量，核心解釋變量為衡量收入差距的區(qū)縣基尼系數(shù)，所以可能會(huì)存在遺漏變量問題。由此，本文加入大量的控制變量，特別是加入主觀態(tài)度變量，以控制主觀態(tài)度變化對(duì)居民主觀幸福感的影響，從而確?；嵯禂?shù)對(duì)居民主觀幸福感的估計(jì)系數(shù)的準(zhǔn)確性。主觀態(tài)度變量有大多數(shù)人是否可以信任、大多數(shù)人是否樂于助人、家庭社會(huì)地位、自家生活滿意度、未來發(fā)展信心、情緒低落情況和貧富認(rèn)知差距。如果還存在的遺漏變量與收入基尼系數(shù)無關(guān)，則不會(huì)引起系數(shù)的估計(jì)偏誤。本文借鑒陳釗等^[66]、陸銘等^[33]、樊娜娜^[67]、許海平、傅國華^[68]等人的研究，在回歸中再加入個(gè)體特征變量、家庭特征變量。個(gè)體特征變量包括BMI、年齡、年齡平方、性別、戶籍所在、城鄉(xiāng)分類、宗教信仰、是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否上網(wǎng)、是否經(jīng)歷因收入差距而導(dǎo)致的不公正待遇、自評(píng)健康、受教育水平、婚姻狀況與就業(yè)狀況;家庭特征變量包括是否欠銀行貸款、是否欠親友貸款、是否有未歸還貸款、人均家庭收入對(duì)數(shù)值、鄰里關(guān)系。具體概念及描述性統(tǒng)計(jì)見表3。

（三）經(jīng)驗(yàn)分析方法

在回歸中，被解釋變量是有序離散型隨機(jī)變量，應(yīng)該采用排序模型，但是現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)OLS模型與排序模型的結(jié)果沒有顯著差別^{[51，69]}，且更易解釋，所以本文采用OLS進(jìn)行回歸。在Knight和Gunatilaka^[26，48]、陸銘^[33]等人的文章中，也使用OLS進(jìn)行回歸。當(dāng)然，本文進(jìn)一步使用Oprobit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)OLS回歸結(jié)果與Oprobit回歸結(jié)果沒有顯著差別。與現(xiàn)有研究相應(yīng)，本文采用OLS模型作為考察收入差距對(duì)居民幸福感的影響。基準(zhǔn)模型表達(dá)如下：

Happiness_ij=α₀+α₁Inequality_j+α₂X_1ij+α₃X_2ij+α₄X_3ij+ε_ij（1）

其中，happiness_ij表示為j區(qū)縣第i位居民的主觀幸福感;Inequality_j表示為j區(qū)縣的收入基尼系數(shù);X_1ij、X_2ij、X_3ij分別表示j區(qū)縣第i位居民的個(gè)體特征變量、家庭特征變量和主觀態(tài)度變量;α₀-α₄為待估計(jì)參數(shù)，預(yù)期α₁的系數(shù)為負(fù);ε_ij表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文還研究收入差距及其平方對(duì)居民主觀幸福感的影響，將衡量收入差距的基尼系數(shù)及其平均項(xiàng)代入模型，具體模型如下：

本文進(jìn)一步檢驗(yàn)物質(zhì)渴求（Material）在收入差距與居民主觀幸福感之間的中介效應(yīng)。Baron和Kenny^[70]提出中介效應(yīng)模型：

Happiness_ij=α₀+α₁Inequality_j+α₂X_1ij+α₃X_2ij+α₄X_3ij+ε_ij（3）

Material_ij=β₀+β₁Inequality_j+β₂X_1ij+β₃X_2ij+β₄X_3ij+ε_ij（4）

Happiness_ij=γ₀+γ₁Inequality_j+γ₁₁Material_ij+γ₂X_1ij+γ₃X_2ij+γ₄X_3ij+ε_ij（5）

模型（3）、（4）、（5）中，Happiness_ij表示為j區(qū)縣第i位居民的主觀幸福感;Inequality_j表示為j區(qū)縣的收入基尼系數(shù);Material_ij為中介傳導(dǎo)機(jī)制，表示為j區(qū)縣第i位居民的物質(zhì)渴求。模型（3）衡量收入差距對(duì)居民主觀幸福的總效應(yīng)，與模型（1）相同;模型（4）衡量收入差距對(duì)中介機(jī)制的影響效應(yīng)，即對(duì)物質(zhì)渴求的影響;模型（5）中的γ₁₁表示中介傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)居民主觀幸福感的直接效應(yīng)。將模型（5）代入模型（4）中，得到中介效應(yīng)為γ₁₁β₁，即收入差距通過中介傳導(dǎo)機(jī)制（物質(zhì)渴求）對(duì)居民主觀幸福感的影響作用。

四、收入差距對(duì)居民主觀幸福感的影響

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4匯報(bào)收入基尼系數(shù)對(duì)居民主觀幸福感影響的OLS模型回歸結(jié)果與Oprobit模型回歸結(jié)果，包括回歸的系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤與顯著性水平。第（1）列匯報(bào)的是沒有加入任何控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果表明收入基尼系數(shù)顯著負(fù)向影響居民主觀幸福感;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了個(gè)體特征變量、家庭特征變量、主觀態(tài)度變量，結(jié)果表明收入基尼系數(shù)顯著負(fù)向影響居民主觀幸福感，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。第（5）列匯報(bào)的是加入所有控制變量的Oprobit模型回歸結(jié)果，結(jié)果的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與第（4）列相同?；诟髁薪Y(jié)果的對(duì)比，核心解釋變量系數(shù)的顯著性水平和大小較為穩(wěn)健。本文主要以第（4）列闡述回歸結(jié)果。收入基尼系數(shù)的估計(jì)系數(shù)為-0.708 2，在1%顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明基尼系數(shù)越大，居民的主觀幸福感越低，驗(yàn)證假說一。在假定其他條件不變情況下，收入基尼系數(shù)平均下降0.1，給居民主觀幸福感所帶來的提升，相當(dāng)于居民家庭人均收入提高247.62%。如果按照2017年居民人均可支配收入貨幣增長率9.0%計(jì)算，相當(dāng)于居民家庭人均收入14.46年的累積增長。如果按照2017年居民人均可支配收入實(shí)際增長率7.3%計(jì)算，相當(dāng)于居民家庭人均收入17.68年的累積增長。

控制變量的回歸結(jié)果與現(xiàn)有研究相同。就個(gè)體特征而言，BMI顯著負(fù)向影響居民主觀幸福感;年齡對(duì)居民主觀幸福感的影響呈現(xiàn)正“U”型，駐點(diǎn)為49.92（0.055 9/（2*0.000 6）=49.92）歲;女性較男性、在城鎮(zhèn)生活的居民較農(nóng)村生活、就業(yè)者較失業(yè)者、退出勞動(dòng)力市場(chǎng)者較失業(yè)者、擁有良好的社會(huì)保障、上網(wǎng)、受教育水平高、在婚的居民更為幸福;經(jīng)歷了因收入差距而導(dǎo)致的不公正待遇和離婚的居民，幸福感較低。就家庭特征而言，欠銀行貸款和欠親友貸款均會(huì)顯著負(fù)向影響居民主觀幸福感，而有未歸還貸款、良好的鄰里關(guān)系會(huì)和人均家庭收入顯著正向影響居民主觀幸福感。就主觀態(tài)度而言，認(rèn)為多數(shù)人可信任和樂于助人、家庭社會(huì)地位越高、家庭生活滿意度越高、未來發(fā)展信心越高、情緒低落頻率越低、認(rèn)為貧富差距越大的居民主觀幸福感越高。

表5匯報(bào)收入基尼系數(shù)及其平方對(duì)居民主觀幸福感影響的OLS模型回歸結(jié)果與Oprobit模型回歸結(jié)果，包括回歸的系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤與顯著性水平。第（1）列匯報(bào)的是沒有加入任何控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果表明收入基尼系數(shù)與居民主觀幸福感呈倒“U”型關(guān)系;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了個(gè)體特征變量、家庭特征變量、主觀態(tài)度變量，結(jié)果依然穩(wěn)健。第（5）列匯報(bào)的是加入所有控制變量的Oprobit模型回歸結(jié)果，結(jié)果的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與第（4）列相同?；诟髁薪Y(jié)果的對(duì)比，核心解釋變量系數(shù)的顯著性水平和符號(hào)較為穩(wěn)健。本文主要以第（4）列闡述回歸結(jié)果。收入基尼系數(shù)一次項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為2.644 8，二次型的估計(jì)系數(shù)為-4.022 8，均在1%顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明收入基尼系數(shù)與居民主觀幸福感呈倒“U”型關(guān)系，驗(yàn)證了假說二。通過計(jì)算，駐點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的基尼系數(shù)為0.328 7（2.644 8/（2*4.022 8）=0.328 7），即當(dāng)基尼系數(shù)在0～0.328 7之間時(shí)，居民主觀幸福感隨基尼系數(shù)的增加而提高;當(dāng)基尼系數(shù)超過0.328 7時(shí)，居民主觀幸福感隨基尼系數(shù)的增加而下降。依據(jù)第（5）列的計(jì)算的駐點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的基尼系數(shù)為0.344 8，與第四列計(jì)算結(jié)果相差不大。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①：其他收入差距指標(biāo)與居民主觀幸福感回歸

刻畫收入差距的指標(biāo)有很多，基尼系數(shù)只是其中一種。同時(shí)基尼系數(shù)在刻畫收入差距時(shí)具有一定的局限性，與樣本數(shù)據(jù)的中間部分收入高度相關(guān)，難以全面刻畫收入差距。為進(jìn)一步驗(yàn)證本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，采用收入變異系數(shù)和收入泰爾指數(shù)作為刻畫收入差距的替代變量，討論其他收入差距及其平方對(duì)居民幸福感的影響，表6匯報(bào)了該結(jié)果。第（1）列是收入變異系數(shù)對(duì)居民主觀幸福感的直接影響，未加平方項(xiàng)的回歸結(jié)果;第（2）列再加入收入變異系數(shù)平方項(xiàng)的回歸結(jié)果。第（3）—（4）列則是收入泰爾指數(shù)的回歸結(jié)果。第（1）和（3）列的回歸結(jié)果表明，收入變異系數(shù)和收入泰爾指數(shù)的上升顯著降低居民的主觀幸福感;第（2）和（4）列的回歸結(jié)果顯示，一次項(xiàng)系數(shù)不顯著為負(fù)，但是二次項(xiàng)系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負(fù)，表明依舊存在倒“U”型關(guān)系。因此，無論采用哪一類刻畫收入差距的指標(biāo)，實(shí)證結(jié)果均表明：整體上，收入差距的擴(kuò)大會(huì)降低居民的主觀幸福感;同時(shí)，收入差距與居民主觀幸福感存在顯著的倒“U”型關(guān)系。本文的結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)②：收入基尼系數(shù)與居民生活滿意度回歸

前文考察收入差距及其平方對(duì)居民主觀幸福感的影響，但是居民直觀幸福感是一種主觀感受變量，需要換一個(gè)指標(biāo)刻畫居民主觀幸福感，再次進(jìn)行回歸。本文選取居民生活滿意度指標(biāo)，用來衡量居民幸福感。雖然二者不等價(jià)，但是居民日常生活的滿意度高度影響居民的幸福感。在CFPS 2014項(xiàng)目的成人問卷中，有“您對(duì)自己生活的滿意程度（分）”這一問題，最低分為1分，最高分為5分，居民對(duì)自己的生活滿意度進(jìn)行自我評(píng)分。表7匯報(bào)了收入基尼系數(shù)及其平方對(duì)居民生活滿意度影響的OLS回歸結(jié)果，第（1）—（5）列的評(píng)估方法與表5相同?；貧w結(jié)果表明，收入基尼系數(shù)與居民生活滿意度存在顯著的倒“U”型關(guān)系，再一次驗(yàn)證前文的觀點(diǎn)。

五、機(jī)制探討與異質(zhì)性分析

（一）收入差距對(duì)居民幸福感影響的中介機(jī)制的探討

通過前文的討論和分析，本文基本得出以下結(jié)論：整體上，收入差距的擴(kuò)大會(huì)降低居民主觀幸福感;且收入差距與居民主觀幸福感存在顯著的倒“U”型關(guān)系。而現(xiàn)有研究并沒有有效揭示收入差距對(duì)居民主觀幸福感的影響的機(jī)制，下文將進(jìn)一步討論物質(zhì)渴求在收入差距與居民主觀幸福感之間的中介效應(yīng)機(jī)制。

物質(zhì)渴求最早由Inglehart^[55]和Michalos^[56]兩位學(xué)者提出，用來解釋“Easterlin悖論”，指出物質(zhì)渴求和滿足程度共同影響居民的主觀幸福感。Stutzer^[41]進(jìn)一步指出物質(zhì)渴求受收入的兩個(gè)維度影響，時(shí)間維度的過去收入水平和空間維度的橫向比較。所以，物質(zhì)渴求可通過居民對(duì)經(jīng)濟(jì)地位的自我評(píng)價(jià)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位的對(duì)比反映^[44]。物質(zhì)渴求的計(jì)算公式為：

物質(zhì)渴求水平=實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位/自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位（6）

其中，實(shí)際經(jīng)濟(jì)地位依據(jù)樣本的家庭人均收入，在區(qū)縣進(jìn)行排序，再分為5組，從低到高分別賦值為1—5;而自評(píng)經(jīng)濟(jì)地位在CFPS 2014數(shù)據(jù)庫中有該類指標(biāo)，也是1—5個(gè)級(jí)別。由此，物質(zhì)渴求的最大值為5，最小值為0.2。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，49.14%的數(shù)據(jù)小于1，數(shù)據(jù)分布左偏較為嚴(yán)重。所以，本文進(jìn)一步將物質(zhì)渴求變量轉(zhuǎn)變?yōu)樘摂M變量，具體如公式（7）。

在衡量物質(zhì)渴求后，本文采用Baron和Kenny^[70]提出的中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)物質(zhì)渴求在收入差距與居民主觀幸福感之間的中介效應(yīng)。表4是模型（3）估計(jì)的結(jié)果;表8的第（1）—（4）列是模型（4）估計(jì)的結(jié)果;表8的第（5）—（9）列是模型（5）估計(jì)的結(jié)果。其中第（1）—（4）的物質(zhì)渴求是虛擬變量，所以采用Probit模型進(jìn)行回歸，且第（1）—（4）列逐漸引入控制變量;表8的第（5）—（9）列的估計(jì)方法與表4相同。第（1）—（4）列的回歸結(jié)果顯示，收入基尼系數(shù)變量的系數(shù)顯著為主，表明隨收入差距的擴(kuò)大，會(huì)顯著提高居民的物質(zhì)渴求;第（5）—（9）列的回歸結(jié)果顯示，收入基尼系數(shù)變量的系數(shù)不再顯著，而中介變量物質(zhì)渴求顯著為負(fù)，表明中介變量物質(zhì)渴求具有完全中介效應(yīng)，驗(yàn)證假說三。

本文進(jìn)一步討論物質(zhì)渴求對(duì)居民主觀幸福感的影響，回歸結(jié)果見表9。第（1）列匯報(bào)的是沒有加入任何控制變量的回歸結(jié)果，結(jié)果表明物質(zhì)渴求顯著負(fù)向影響居民主觀幸福感;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了個(gè)體特征變量、家庭特征變量、主觀態(tài)度變量，結(jié)果表明物質(zhì)渴求對(duì)居民主觀幸福感的影響依舊為負(fù)。第（5）列匯報(bào)的是加入所有控制變量的Oprobit模型回歸結(jié)果，結(jié)果的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與第（4）列相同?；诟髁薪Y(jié)果的對(duì)比，物質(zhì)渴求系數(shù)的顯著性水平和方向較為穩(wěn)健。如第（4）列闡述回歸結(jié)果。物質(zhì)渴求的估計(jì)系數(shù)為-0.279 3，在1%顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明物質(zhì)渴求越大，居民的主觀幸福感越低。結(jié)合表8與表9，回歸結(jié)果表明收入基尼系數(shù)顯著正向影響物質(zhì)渴求，而物質(zhì)渴求顯著負(fù)向影響居民主觀幸福感，再一次強(qiáng)化假說三的結(jié)論。綜合而言，物質(zhì)渴求是收入基尼系數(shù)影響居民主觀幸福感的中介變量。通過上述分析，本文得出收入差距擴(kuò)大降低居民主觀幸福感的機(jī)制在于：區(qū)縣之間收入差距的擴(kuò)大提高家庭的物質(zhì)渴求水平，而這一物質(zhì)渴求水平的提高并不能立刻得到有效的滿足，從而高物質(zhì)渴求與低物質(zhì)供給難以匹配，降低了居民主觀幸福感。

（二）收入差距對(duì)居民幸福感影響的群體性差異

本文進(jìn)一步討論了收入差距影響的地域異質(zhì)性和個(gè)體異質(zhì)性。表10討論地域異質(zhì)性，第（1）—（4）列是按地域劃分;第（5）和（6）列是以城鄉(xiāng)劃分。回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，以地區(qū)分類的回歸結(jié)果并不顯著，其重要原因是本文計(jì)算的基尼系數(shù)是以區(qū)縣為單位計(jì)算的，收入基尼系數(shù)之間的差距主要衡量的是地域之間的差距。而我國收入差距主要來源于地域差距和城鄉(xiāng)差距，所以，將樣本地域分為東部、中部、西部和東北后，收入基尼系數(shù)的結(jié)果并不顯著。而城鄉(xiāng)分類的收入基尼系數(shù)顯著為負(fù)，且收入基尼系數(shù)對(duì)居民主觀幸福感的影響在鄉(xiāng)村更大。需要指出的是，在中部和東北地區(qū)，基尼系數(shù)的符號(hào)為正;而在東部和西部地區(qū)，基尼系數(shù)的符號(hào)為負(fù)。所以，樣本來源不同，研究的結(jié)果可能不盡相同，不同樣本之間的研究結(jié)論缺乏可比性。

表11匯報(bào)了個(gè)體特征的異質(zhì)性，第（1）和（2）列根據(jù)是否是物質(zhì)渴求者劃分，考察個(gè)體物質(zhì)渴求偏好之間的差異。結(jié)果顯示，收入差距只對(duì)物質(zhì)渴求者的主觀幸福感有顯著的負(fù)向影響，對(duì)于非物質(zhì)渴求者，收入差距的擴(kuò)大對(duì)居民主觀幸福感的影響不顯著為正。第（3）和（4）列根據(jù)個(gè)體的性別劃分，考察不同性別之間的差異。結(jié)果顯示，無論男女，收入基尼系數(shù)擴(kuò)大均降低居民主觀幸福感，但是對(duì)女性的影響更大。第（5）和（6）列根據(jù)個(gè)體是否上網(wǎng)劃分。實(shí)證結(jié)果顯示，無論是否上網(wǎng)，收入基尼系數(shù)擴(kuò)大均降低居民主觀幸福感，但是對(duì)上網(wǎng)群體的影響更大。

表12匯報(bào)了個(gè)體資本的異質(zhì)性，第（1）和（2）列根據(jù)居民擁有的是農(nóng)業(yè)戶口還是非農(nóng)戶口劃分，考察不同戶籍群體之間的差異。結(jié)果顯示，無論哪一類戶籍群體，收入基尼系數(shù)擴(kuò)大均降低居民主觀幸福感，但是對(duì)農(nóng)業(yè)戶口群體的影響更大。第（3）和（4）列根據(jù)居民家庭人均收入劃分，考察不同收入群體之間的差異。結(jié)果顯示，無論哪一類收入群體，收入基尼系數(shù)擴(kuò)大均降低居民主觀幸福感，但是對(duì)低收入群體的影響更大。第（5）和（6）列根據(jù)個(gè)體的受教育水平劃分，考察不同人力資本群體之間的差異。實(shí)證結(jié)果顯示，無論哪一類人力資本群體，收入基尼系數(shù)擴(kuò)大均降低居民主觀幸福感，但是對(duì)低人力資本群體的影響更大。綜上所述，當(dāng)居民的收入差距擴(kuò)大時(shí)，對(duì)生活在鄉(xiāng)村、物質(zhì)渴求者、女性、上網(wǎng)、農(nóng)業(yè)戶口、低收入以及低教育的居民的影響更大。異質(zhì)性分析支持假說一。

六、研究結(jié)論與政策含義

（一）研究結(jié)論

當(dāng)前，中國居民的收入差距水平較高，收入差距的擴(kuò)大對(duì)居民主觀幸福感具有重要的影響。本文使用CFPS 2014年截面數(shù)據(jù)，考察收入差距對(duì)居民主觀幸福感的影響，以及物質(zhì)渴求的中介機(jī)制效應(yīng)。研究結(jié)果表明：第一，在整體水平上，收入差距擴(kuò)大顯著降低居民主觀幸福感，“攀比效應(yīng)”大于“示范效應(yīng)”。區(qū)縣收入基尼系數(shù)平均下降0.1，給居民主觀幸福感帶來的效應(yīng)相當(dāng)于家庭人均收入提高247.62%。且采用不同的收入差距衡量指標(biāo)均得出一致性的結(jié)果;同時(shí)，使用居民生活滿意度替代居民主觀幸福感，考察收入差距對(duì)居民主觀生活滿意度的影響，得出相同的穩(wěn)健結(jié)果。第二，收入差距與居民主觀幸福感之間是倒“U”型關(guān)系，通過計(jì)算，駐點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的基尼系數(shù)為0.328 7?；嵯禂?shù)在0.328 7之內(nèi)，居民主觀幸福感隨基尼系數(shù)的上升而提高，“示范效應(yīng)”大于“攀比效應(yīng)”;而超過0.328 7后，居民主觀幸福感隨基尼系數(shù)的上升而下降，“攀比效應(yīng)”大于“示范效應(yīng)”，中國當(dāng)前處于駐點(diǎn)右側(cè)。第三，本文還發(fā)現(xiàn)收入差距通過增加難以有效滿足的物質(zhì)渴求降低了居民主觀幸福感，為“Easterlin悖論”提供了新的理論解釋。第四，本文還進(jìn)一步考察收入差距對(duì)不同樣本群體的影響差異，結(jié)果表明，收入差距擴(kuò)大對(duì)生活在鄉(xiāng)村、物質(zhì)渴求者、女性、上網(wǎng)、農(nóng)業(yè)戶口、低收入以及低教育的居民的負(fù)向影響更大。

自“Easterlin悖論”提出以來，較多學(xué)者參與了該悖論的討論和解釋。在“Easterlin悖論”給定的框架內(nèi)，學(xué)者們給出的有以下四個(gè)主要的解釋（圖1）：第一，經(jīng)濟(jì)增長引起收入增加，促進(jìn)居民的需求轉(zhuǎn)變，由物質(zhì)需求為主的需求結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)向物質(zhì)和精神并重的需求結(jié)構(gòu)，從而導(dǎo)致單純物質(zhì)提高對(duì)居民主觀幸福感的影響下降（細(xì)箭頭1）。第二，經(jīng)濟(jì)增長引起收入增加，提高居民的物質(zhì)渴求，從而導(dǎo)致收入增加并不能實(shí)現(xiàn)居民主觀幸福感的提升（細(xì)箭頭2）。第三，經(jīng)濟(jì)增長引起收入差距擴(kuò)大，產(chǎn)生一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)問題的發(fā)展，例如，不平等問題、社會(huì)公正問題、社會(huì)犯罪問題、經(jīng)濟(jì)增長停滯問題等，降低居民主觀幸福感（細(xì)箭頭3）。第四，經(jīng)濟(jì)增長引起收入差距擴(kuò)大，導(dǎo)致的居民自身收入相對(duì)下降，降低居民主觀幸福感（細(xì)箭頭4）。本文認(rèn)為，“Easterlin悖論”還存在一個(gè)新的解釋，即經(jīng)濟(jì)增長引起收入差距擴(kuò)大，導(dǎo)致的居民自身物質(zhì)渴求上升，但是并沒有提高居民的滿足效用，從而降低居民主觀幸福感（粗箭頭5）。

（二）政策含義

本文的研究表明當(dāng)前中國的收入差距會(huì)降低居民主觀幸福感，且在倒“U”曲線的右側(cè)。那么，在政策層面如何提升居民主觀幸福感？本文測(cè)算的駐點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的基尼系數(shù)為0.328 7，遠(yuǎn)低于中國統(tǒng)計(jì)局公布的2014年中國基尼系數(shù)0.469 0，也低于本文估計(jì)的結(jié)果。中國統(tǒng)計(jì)局公布的2017年中國基尼系數(shù)為0.467 0，依然處于高位。所以，總體上要降低收入差距：第一，通過推進(jìn)國民收入分配制度改革，提高勞動(dòng)報(bào)酬在國民收入中的份額，并發(fā)揮好收入再分配機(jī)制，增加居民的收入;第二，通過加大精準(zhǔn)扶貧力度，增加低收入者的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，提高低收入者收入;第三，通過建立政府培訓(xùn)機(jī)構(gòu)、社會(huì)培育機(jī)構(gòu)、市場(chǎng)咨詢平臺(tái)，以網(wǎng)上學(xué)習(xí)、講座交流等形式，開發(fā)低收入者的人力資本，并構(gòu)建學(xué)歷教育、技能培訓(xùn)、實(shí)踐鍛煉等多維并舉的人力資源開發(fā)機(jī)制，提升低人力資本者的人力資本水平。但是，收入差距并不是一個(gè)外生變量，而是內(nèi)生于國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段、人口結(jié)構(gòu)、人力資本水平和國家宏觀政策的變量，難以確定最優(yōu)值。所以，難以實(shí)現(xiàn)僅通過降低收入差距來提高居民主觀幸福感。依據(jù)本文的結(jié)果，物質(zhì)渴求是重要的中介變量。提高居民主觀幸福感的一個(gè)重要路徑是將居民由物質(zhì)渴求者轉(zhuǎn)變?yōu)榉俏镔|(zhì)渴求。在分樣本回歸中，基尼系數(shù)對(duì)物質(zhì)渴求者的影響系數(shù)顯著為負(fù)，而對(duì)非物質(zhì)渴求者的影響系數(shù)不顯著為正。所以，相關(guān)部門和媒體要合理引導(dǎo)居民的消費(fèi)理念，提升居民的需求層次，改善物質(zhì)渴求欲望。中央政府和地方政府調(diào)整民生支出結(jié)構(gòu)，加大公共文化、體育服務(wù)供給，豐富居民的精神文化活動(dòng)，改善物質(zhì)渴求欲望，提升居民主觀幸福感。

參考文獻(xiàn)：

[1]ADLER A，SELIGMAN M E P.Using Well-being For Public Policy： theory，Measurement，and Recommendations[J]. International Journal of Well-being，2016，6（1）：1-35.

[2]BROCKMANN H，JAN D，CHRISTIAN W，et al.The China Puzzle： falling Happiness in a Rising Economy[J].Journal of Happiness Studies，2008，10（4）：387-405.

[3]WILSON W.Correlates of Avowed Happiness[J].Psychological Bulletin，1967，67（4）：294-306.

[4]苗元江.從幸福感到幸福指數(shù)：發(fā)展中的幸福感研究[J].南京社會(huì)科學(xué)，2009（11）：103-108.

[5]EASTERLI R A.Does Economic Growth Improve the Human Lot？ Some Empirical Evidence[M]//DAVID P A，READER M W，Eds.Nations and Households in Economic Growth： essays in Honor of Moses Abramowitz.New York： Academic Press，1974： 89-125.

[6]EASTERLIN R A.Will Raising the Incomes of all Increase the Happiness of All？[J].Journal of Economic Behavior and Organization，1995，27（1）：35-48.

[7]CLARK A E，F(xiàn)RIJTERS P，SHIELDS M A.Relative Income，Happiness，and Utility： an Explanation for the Easterlin Paradox and Other Puzzles[J].Journal of Economic Literature，2008，46（1）：95-144.

[8]WALSH B.Adjusting to the Crisis： Well-being and Economic Conditions in Ireland.International[J].Journal of Happiness and Development，2012，1（1）：28-48.

[9]KNIGHT J，GUNATILAKA R.Does Economic Growth Raise Happiness in China？”[J].Oxford Development Studies，2011，39（1）：1-24.

[10]Li J，RAINE J.The Time Trend of Life Satisfaction in China[J].Social Indicators Research，2014，116 （2）409-427.

[11]吳菲.更富裕是否意味著更幸福？：基于橫截面時(shí)間序列數(shù)據(jù)的分析（2003—2013）[J].社會(huì)，2016（4）： 157-185.

[12]VEENHOVEN R.National Wealth and Individual Happiness[M]// GRUNERT K G，LANDER F.Understanding Economic Behaviour.Dordrecht： Springer，1989： 9-32.

[13]HAGERTY M R，VEENHOVEN R.Wealth and Happiness Revisited Growing National Income does Go with Greater Happiness[J].Social Indicators Research，2003，64（1）：1-27.

[14]STEVENSON B，WOLFERS J.Economic Growth and Subjective Well-being： reassessing the Easterlin Paradox[J].Brookings Papers on Economic Activity， 2008（1）：1-87.

[15]EASTERLIN R A. Feeding the Illusion of Growth and Happiness： a Reply to Hagerty and Veenhoven[J]. Social Indicators Research，2005，74（3）：429-443.

[16]EASTERLIN R A，ANGELESCU L.Happiness and Growth the World Over： time Series Evidence on the Happiness-income Paradox[N].IZA Discussion Paper， 2009： 4060.

[17]EASTERLIN R A.Paradox Lost？[N].Iza Discussion Papers，2016，39：703-715.

[18]EASTERLIN R A，ANGELESCU L.Modern Economic Growth and Quality of Life： cross-sectional and Time Series Evidence.[M]//MICHALOS A，SIRGY M.Handbook of Social Indicators and Quality of Life Research.Dordrecht： Springer，2007： 113-136.

[19]EASTERLIN R A，MCVEY L A，SWITEK M，et al.The Happiness-income Paradox Revisited[J].Proceedings of the National Academy of Sciences， 2010，107（52）：22463-22468.

[20]BARTOLINI S，BILANCINI E，PUGNO M.Did the Decline in Social Connections Depress Americans Happiness？[J].Social Indicators Research，2013，110（3）：1033-1059.

[21]OISHI S，KESEBIR S.Income Inequality Explains Why Economic Growth does not Always Translate to An Increase in Happiness[J].Psychological Science，2015，26（10）：1630-1638.

[22]SENIK C.When Information Dominates Comparison： learning from Russian Subjective Panel Data[J].Journal of Public Economics，2004，88（ 9-10）：2099-2123.

[23]SENIK C.Ambition and Jealousy： income Interactions in the ‘Old Europe versus the ‘New Europe and the United States[J].Economica，2008，75（299）：495-513.

[24]HIRSCHMAN A O，ROTHSCHILD M.The Changing Tolerance for Income Inequality in the Course of Economic Development，with a Mathematical Appendix by Michael Rothschild[J].Ouarterly Journal of Economics，1973，87（4）：544-566.

[25]CAPORALE G M，GEORGELLIS Y，TSITSIANIS N，et al.Income and Happiness across Europe： do Reference Values Matter？[J].Journal of Economic Psychology，2009，30（1）：42-51.

[26]KNIGHT J，GUNATILAKA R.Great Expectations？ The Subjective Well-being of Rural-Urban Migrants in China[J].World Development，2010a，38（1）：113-124.

[27]賀京同，那藝，郝身永.決策效用、體驗(yàn)效用與幸福[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（7）： 176-188.

[28]WANG P，PAN J，LUO Z.The Impact of Income Inequality on Individual Happiness： evidence from China[J].Social Indicators Research，2015，121 （2）：413-435.

[29]倪志良，陳永立，殷金朋.財(cái)政分權(quán)、收入差距與國民幸福感： 基于CGSS 2010數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2016，（4）： 127-132.

[30]孫計(jì)領(lǐng).收入不平等、分配公平感與幸福[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2016（1）： 42-49.

[31]ZAGORSKI K，EVANS M D R，KELLY J，et al.Does National Income Inequality Affect Individuals Quality of Life in Europe？ Inequality，Happiness，F(xiàn)inances，and Health[J].Social Indicators Research，2014，117（3），1089-1110.

[32]何立新，潘春陽.破解中國的 “Easterlin 悖論”：收入差距、機(jī)會(huì)不均與居民幸福感[J].管理世界，2011（8）： 11-22.

[33]陸銘，蔣仕卿，佐藤宏.公平與幸福[J].勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究2014（1）： 26-48.

[34]孫計(jì)領(lǐng)，王國成，凌亢.收入不平等對(duì)居民幸福感的影響： 基于FS模型的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2018（6）： 79-93.

[35]魯元平，王韜.收入不平等、社會(huì)犯罪與國民幸福感： 來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2011（4）： 1437-1458.

[36]張學(xué)志，才國偉.收入、價(jià)值觀與居民幸福感： 來自廣東成人調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界，2011（9）： 63-73.

[37]OISHI S，KESEBIR S，DIENER E.Income Inequality and Happiness[J].Psychological Science， 2011，22（9）：1095-1100.

[38]申云，賈晉.收入差距、社會(huì)資本與幸福感的經(jīng)驗(yàn)研究[J].公共管理學(xué)報(bào)，2016（3）： 100-110.

[39]KNIGHT J.Economic Growth and the Human Lot[J].Proceedings of the National Academy of Sciences，2012，109（25）： 9670-9671.

[40]TSUTSUI Y，OHTAKE F.Asking about Changes in Happiness in a Daily Web Survey and its Implication for the Easterlin Paradox[J].Japanese Economic Review， 2012，63（1）：38-56.

[41]STUTZER A.The Role of Income Aspirations in Individual Happiness[J].Journal of Economic Behavior and Organization，2003，54（1）：89-109.

[42]STUTZER A，F(xiàn)REY B S. What Happiness Research Can Tell Us about Self-control Problems and Utility Misprediction[J]. IEW-Working Papers，2006.

[43]JIN Y，LI H，WU B.Income Inequality，Consumption，and Social-status Seeking[J].Journal of Comparative Economics， 2011，39（2）：191-204.

[44]周廣肅，樊綱，李力行.收入差距、物質(zhì)渴求與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資[J].世界經(jīng)濟(jì)，2018（4）： 53-74.

[45]KNIGHT J，SONG L，GUNATILAKA R.Subjective Well-Being and its Determinants in Rural China[J].China Economic Review，2009，20（4）：635-649.

[46]官皓.收入對(duì)幸福感的影響研究：絕對(duì)水平和相對(duì)地位[J].南開經(jīng)濟(jì)研究》2010（5）： 56-70.

[47]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[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2017（4）： 41-58.

[48]KNIGHT J，GUNATILAKA R.The Rural-Urban Divide in China： income but Not Happiness？[J].Journal of Development Studies，2010B，46（3）：506-534.

[49]王永欽，張晏，章元，等.中國的大國發(fā)展道路： 論分權(quán)式改革的得失[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（1）： 4-16.

[50]GAO W，SMYTH R.Job Satisfaction and Relative Income in Economic Transition： status or Signal？ The Case of Urban China”[J].China Economic Review，2010，21（3）：442-455.

[51]JIANG S，LU M，SATO H.Identity，Inequality，and Happiness： evidence from Urban China[J].World Development，2012，40（6）：1190-1200.

[52]李強(qiáng).當(dāng)前中國社會(huì)分層結(jié)構(gòu)變化的新趨勢(shì)[J].中國社會(huì)科學(xué)（英文版），2005（4）：123-136.

[53]王朝明，胡棋智.中國收入流動(dòng)性實(shí)證研究： 基于多種指標(biāo)測(cè)度[J].管理世界，2008（10）： 30-40.

[54]史新杰，衛(wèi)龍寶，方師樂，等.中國收入分配中的機(jī)會(huì)不平等[J].管理世界，2018（3）： 27-37.

[55]INGLEHART R F.Culture Shift in Advanced Industrial Society[M].Princeton： Princeton University Press.1990

[56]MICHALOS A C.Global Report on Student Well-Being，Volume： life Satisfaction and Happiness”[M].New York： Springer，1991.

[57]TVERSKY A，KAHNEMAN D.Judgments Under Uncertainty： heuristics and Biases[J].Science，1974，185：453-458.

[58]陳前恒，池桂娟.比較、包容與幸福： 基于中國農(nóng)村居民調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2014（4）： 3-16.

[59]尤亮，霍學(xué)喜，杜文超.絕對(duì)收入、社會(huì)比較與農(nóng)民主觀幸福感： 基于陜西兩個(gè)整村農(nóng)戶的實(shí)證考察[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2018（4）： 111-125.

[60]EASTERLIN R A.Income and Happiness： towards a Unified Theory[J].Economic Journal，2001，111（473）：465-484.

[61]EASTERLIN R A.Feeding the Illusion of Growth and Happiness： a Reply to Hagerty and Veenhoven.[J].Social Indicators Research，2001，74（3）：429-443.

[62]魯元平，王軍鵬，王品超.身份的幸福效應(yīng)：基于黨員的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2016（9）： 29-40.

[63]伍如昕.城市化、基本公共服務(wù)供給與居民主觀幸福感： 基于56個(gè)城市微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].人口與發(fā)展，2017（3）： 37-48+67.

[64]VEENHOVEN R，EHRHARDT J.The Cross-national Pattern of Happiness： test of Predictions Implied in Three Theories of Happiness[J].Social Indicators Research，1995.34（1）：33-68.

[65]KAHNMAN D，KRUGER A B.Developments in the Measurement of Subjective Well-Being[J].Journal of Economic Perspective，2006，20（1）：3-24.

[66]陳釗，徐彤，劉曉峰.戶籍身份、示范效應(yīng)與居民幸福感：來自上海和深圳社區(qū)的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2012（4）： 79-101.

[67]樊娜娜.城鎮(zhèn)化、公共服務(wù)水平與居民幸福感[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2017（9）： 90-97.

[68]許海平，傅國華.公共服務(wù)與中國農(nóng)村居民幸福感[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2018（1）：3-12.

[69]FERRER-I-CARBONELL A，F(xiàn)RIJTERS P.How Important is Methodology for the Estimates of the Determinants of Happiness？[J].Economic Journal，2004，114（497）：641-659.

[70]BARON R M，KENNY D A.The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： conceptual，Strategic，and Statistical Considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.

[71]RUNCIMAN W G.Relative Deprivation and Social Justice： a Study of Attitudes to Social Inequality in Twentieth Century England[M].London： Penguin Books Ltd，1972.

[72]OKULICZ-KOZARYN A，MAZELIS J M.More Unequal in Income，More Unequal in Wellbeing[J].Social Indicators Research，2017，132（3）：953-975.

（責(zé)任編輯：楊?洋）

收稿日期：2021-05-24

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“新形勢(shì)下提升中國糧食產(chǎn)業(yè)戰(zhàn)略競(jìng)爭(zhēng)力的重點(diǎn)方略與路徑研究”（編號(hào)：20AGL023）;國家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“深入實(shí)施藏糧于地、藏糧于技戰(zhàn)略的路徑與政策研究”（編號(hào)：21AZD032）。

作者簡介：張應(yīng)良，男，重慶潼南人，博士，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師。研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策研究。徐亞東，男，安徽蕪湖人，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生。

①中國共產(chǎn)黨的十九大報(bào)告中明確提出：堅(jiān)持人人盡責(zé)、人人享有，堅(jiān)守底線、突出重點(diǎn)、完善制度、引導(dǎo)預(yù)期，完善公共服務(wù)體系，保障群眾基本生活，不斷滿足人民日益增長的美好生活需要，不斷促進(jìn)社會(huì)公平正義，形成有效的社會(huì)治理、良好的社會(huì)秩序，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)。

②例如：英國自2010開始將主觀幸福感安作為政策制度的參考依據(jù);不丹使用國民幸?？傊担℅ross National Happiness，GNH）衡量國家的發(fā)展水平。

①25個(gè)省份分別是東部地區(qū)的北京市、天津市、河北省、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省和廣東省;中部地區(qū)的山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省和安徽省;西部地區(qū)的重慶市、四川省、廣西壯族自治區(qū)、貴州省、云南省、陜西省和甘肅省;東北地區(qū)的黑龍江省、吉林省和遼寧省。

Income Disparity，Material Aspirations and Easterlin Paradox：an Empirical Analysis by Using the CFPS2014 Data

ZHANG Yingliang，XU Yadong

（College of Economics and Management，Southwest University，Chongqing，China，400716）

Abstract：Based on the CFPS2014 data，？this paper has analyzed the effect of income disparity on the subjective well-being of residents，and the mechanism of mediating effect of substance aspirations.The study shows that，first，at the overall level，the widening income disparity significantly reduces residents subjective well-being： with The Gini coefficient decreasing 0.1，the effect on the subjective well-being of the residents is equivalent to the increase of the per capita income of the household 247.62%; consistent results were obtained by using different income disparity measures and subjective well-being indicators.Secondly，the relationship between income disparity and subjective well-being of residents is inverted “U” type： by calculation，the Gini coefficient corresponding to the inflection point is 0.3287，and the income disparity of residents in China is on the right side of the turning point，that is，the stage of reducing residents subjective well-being.Thirdly，the mediating mechanism analysis shows that the widening of income disparity improves the level of material aspirations，and material aspiration negatively affects the well-being of residents.In summary，this paper provides evidence that income disparities reduce residents subjective well-being by increasing the channels of material aspirations that are difficult to meet effectively，providing a new theoretical explanation for Easterlin Paradox.Sample regression showed that the widening income disparity had a greater negative impact on people living in the countryside，the material hungry，women，online，agricultural residence，low income and low education.

Key words：income disparity; residents subjective well-being; material aspirations; Easterlin paradox; mediating effect