崔巍 賀琰

摘要：將機會不平等的來源區(qū)分為不可控因素和可控因素，分為家庭背景、天賦運氣和個人努力三個因子。研究發(fā)現(xiàn)，人們更能夠接受由個人努力所帶來的不平等，且這種不平等對幸福感的影響較大。如果一個人的成就主要取決于自身的選擇和努力程度，而不是家庭背景、天賦運氣等不可控因素，那么居民幸福感就比較高。另外，與農(nóng)村相比，在城市樣本中與家庭背景相關(guān)的不平等對幸福感的影響不顯著，一個可能的原因是在城市人們更加認可個人努力的重要性，機會平等的正向隧道效應(yīng)大大淡化了不平等的家庭背景的負面影響，人們更可能通過個人努力實現(xiàn)階層流動，提高幸福感。

關(guān)鍵詞：機會不平等;收入差距;居民幸福感

文章編號：2095-5960（2022）02-0079-10;中圖分類號：F304;文獻標識碼：A

一、引言

習(xí)近平總書記在十九大報告中強調(diào)“中國共產(chǎn)黨人的初心和使命，就是為中國人民謀幸福，為中華民族謀復(fù)興”。提升居民幸福感已成為各地各級政府的共識?？疾炀用裥腋８校貏e是機會不平等、收入差距與幸福感之間的關(guān)系，對于解決當前社會的主要矛盾，促進整個社會的和諧穩(wěn)定和健康發(fā)展都具有重大意義。

改革開放以來，我國的經(jīng)濟增長和收入水平發(fā)生了翻天覆地的變化，居民的生活條件不斷改善，物質(zhì)和精神生活需要逐漸得到滿足。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)從改革開放初期1978年的67 .7%下降到2013年的37 .7%和2020年的32 .7%，同期城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)從57 .5%分別下降到35%和29 .2%。然而與蒸蒸日上的經(jīng)濟增速相悖，我國居民的幸福感和生活質(zhì)量并沒有呈現(xiàn)顯著的同步上升，這一現(xiàn)象即為著名的“伊斯特林悖論”，又稱為“幸福悖論”。[1，2]根據(jù)世界價值觀調(diào)查（World Values Survey，WVS）① ①世界價值觀調(diào)查是全球?qū)W者公認的最具權(quán)威性的研究居民價值觀和主觀感受的調(diào)查之一，在我國于1990年、1995年、2001年、2007年、2012年和2018年共進行過六次調(diào)查。數(shù)據(jù)，圖1描述了從1990～2018年我國居民的主觀幸福感和生活滿意度隨著人均GDP變化的情況。可以看出，居民主觀幸福感從20世紀90年代到21世紀初呈現(xiàn)小幅下降，之后雖有較小幅度的回升，但是并不顯著。同時，隨著人均GDP的增長，生活滿意度也同樣呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，到2018年其水平略高于20世紀90年代初的水平。（詳見圖1）

既有研究主要從結(jié)果不平等的角度探討幸福感的影響因素，包括收入、性別、教育程度、婚姻、戶籍制度和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展等，其中收入差距和期望收入是影響幸福感的主要因素。[3-8]在對絕對收入水平等因素進行控制的情況下，居民的相對收入水平越高，主觀幸福感越高。[3，9-10]我國改革開放以來允許一部分人先富起來的思想在拉動經(jīng)濟增長的同時也加大了貧富差距，居民受到攀比心理的影響，負面情緒逐漸積累，幸福感被降低。[11，12]

不同于既有研究，本文主要關(guān)注機會不平等、收入差距與居民幸福感之間的關(guān)系，因為機會不平等是造成收入差距進而影響居民幸福感的更深層原因。我國當前的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特征仍較突出，城鄉(xiāng)在金融經(jīng)濟、教育資源、社會保障等方面的差異較大，這導(dǎo)致居民機會不平等，在一定程度上降低了幸福感。那么，究竟是哪一類的機會不平等對居民幸福感產(chǎn)生影響呢，鮮有學(xué)者對這方面展開研究。本文在既有研究的基礎(chǔ)上，將機會不平等的來源分為不可控因素和可控因素，采用因子分析方法建立了機會不平等的測算體系，構(gòu)建了機會不平等的三大衡量指標：家庭背景因子、天賦運氣因子和個人努力因子，并分別考察這三類因子對居民幸福感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，機會不平等和收入差距是影響居民幸福感的重要因素。在機會平等的社會中，個人的最終成就將取決于自身的選擇和努力程度，而與家庭背景等因素沒有直接關(guān)系。人們更能夠接受由個人努力所帶來的不平等，且這類不平等對居民幸福感有著重要影響。也就是說，如果一個人的成就主要取決于自身的選擇和努力程度，而不是家庭背景、天賦運氣等不可控因素，那么居民幸福感就比較高。另外，與農(nóng)村相比，在城市樣本中與家庭背景相關(guān)的不平等對幸福感的影響不顯著，一個可能的原因是在我國農(nóng)村，人們更加重視以親緣為紐帶的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，依靠家庭背景獲得成就能夠帶來更多的滿足感。而在城市人們更加認可個人努力的重要性，機會平等的正向隧道效應(yīng)大大淡化了不平等的家庭背景的負面影響，人們更可能通過個人努力實現(xiàn)階層流動，提高幸福感。

二、文獻回顧與研究假說

（一）相關(guān)文獻綜述

1 .機會不平等的界定及來源

隨著我國經(jīng)濟的不斷發(fā)展，我國社會的主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。不平衡和不充分發(fā)展的一個重要表現(xiàn)就是收入不平等和不斷拉大的收入差距。然而，相對于收入不平等本身，人們更加關(guān)注收入不平等的來源是否平等，或者說機會是否平等。公平社會的目標并非最終結(jié)果的平等，而是機會平等。

機會不平等的概念最早是由Rawls提出來的[13]，他從資源平等的角度指出每個公民都應(yīng)該平等地享有權(quán)利、自由、收入等社會基本物品以及智力、健康等自然基本物品。從社會福利的角度，機會平等是指每個公民都擁有相同的選擇集[14]，應(yīng)該消除由先天因素引致的不平等。Arneson認為如果個體擁有獲得某種結(jié)果的平等機會，那么就符合公平正義的原則，即使可能存在結(jié)果上的不平等。[15]

機會不平等的來源包含諸多方面，如家庭背景、教育、就業(yè)和社會制度等。Roemer首次構(gòu)建了機會不平等的經(jīng)濟學(xué)分析框架，將收入看作“環(huán)境”和“努力”的結(jié)果，認為當收入差距完全來自“努力”而非“環(huán)境”時，便實現(xiàn)了機會平等。[16]進一步地，Roemer將結(jié)果不平等分解為合理的不平等和不合理的不平等，其中前者是由“努力”因素導(dǎo)致的不平等，后者是由不可控制的“環(huán)境”因素導(dǎo)致的不平等，如家庭的社會經(jīng)濟背景等。[17]在此基礎(chǔ)上，Lefranc等將“運氣”因素加入機會不平等的研究框架中。[18]就我國研究來看，雷欣等人認為家庭教育背景差異、區(qū)域差距、城鄉(xiāng)差距和性別歧視構(gòu)成了機會不平等的主要來源。[19]劉成奎等人指出戶籍、性別和父母教育背景是居民收入機會不平等的重要來源。[20]

2 .收入差距與居民幸福感

一些既有文獻從結(jié)果不平等的角度考察了收入差距對居民幸福感的影響。具體來看，收入差距可以從直接和間接兩個角度對居民幸福感產(chǎn)生影響。從直接角度，同輩影響是主觀效用和幸福感的決定因素之一。根據(jù)相對剝奪理論，人們會隨著環(huán)境的改善而向上調(diào)整自己的參照對象，當發(fā)現(xiàn)自己與參照對象對比而處于劣勢時，會產(chǎn)生被他人剝奪的負面情緒。[9，21-23]如果以社會平均收入作為參照，那么隨著收入差距的擴大，富人變得更加富有并抬高平均收入，使得低于平均水平的大多數(shù)人的幸福感會下降。然而根據(jù)隧道效應(yīng)，較大的收入差距會提高幸福感，因為收入差距會給人們帶來示范效應(yīng)和樂觀的收入預(yù)期。[24-26]比如，在擁堵的兩車道上如果發(fā)現(xiàn)旁邊車道的車輛開始向前移動，那么盡管自己車道的車輛沒有移動，司機也會產(chǎn)生前方擁堵馬上就會被疏通的積極預(yù)期，因此，收入差距對居民幸福感的影響取決于相對剝奪效應(yīng)和隧道效應(yīng)的相對強弱。

從間接角度，收入差距會使人們產(chǎn)生嫉妒、報復(fù)等心理，導(dǎo)致社會犯罪率上升和社會動蕩，無論是窮人還是富人的生活質(zhì)量都會下降，從而降低幸福感。[27-29]Alesina等運用美國樣本證明了地區(qū)謀殺率與幸福感之間存在顯著的負向關(guān)系。[30]Powdthavee在南非地區(qū)也發(fā)現(xiàn)了類似的結(jié)論。[31]另外，收入差距還會影響居民的身心健康，比如弱勢群體長期處于社會底層，享受到的各種社會福利保障較差，容易使人們心理狀態(tài)不佳，降低主觀幸福感。[32，5]

3 .機會不平等與居民幸福感

事實上，隧道效應(yīng)的產(chǎn)生取決于兩車道具有相同的向前移動的機會，也就是機會平等，即居民擁有均等的機會去追求財富及個人目標。[6]在機會平等的社會中，人們能夠通過自己的努力獲得優(yōu)勢群體的地位和財富。如果隧道效應(yīng)帶來的積極作用能夠抵消大部分的相對剝奪效應(yīng)，那么收入差距便能夠增加居民幸福感。

然而在很多情況下，機會不平等會導(dǎo)致社會流動性降低，形成貧者恒貧、富者恒富的代際鎖定局面，使得隧道效應(yīng)難以成立，居民的幸福感下降。其中，衡量社會流動性的一個指標是代際的相對流動性。就我國而言，當前代內(nèi)收入流動性和代際收入流動性都處于下降的趨勢[33，34]，同時，地區(qū)間基本公共品配置失衡以及戶籍制度等體制性因素，也都會制約社會實現(xiàn)機會平等。史耀疆和崔瑜發(fā)現(xiàn)，居民對于當前收入差距的主觀看法不會對幸福感產(chǎn)生影響，但是對于機會是否公平的看法則會對幸福感產(chǎn)生正向影響。[35]機會獲取越公平，幸福感就越高。陳宗勝和李清彬指出，人們并不厭惡由個人努力造成的不平等，而是厭惡由個人不可控的外在因素造成的不平等。[36]相對于由家庭背景決定的“富二代”和“官二代”，人們對由個人努力所造成不平等的接受程度更高。Marrero & Rodriguez和雷欣等人將收入不平等分解為機會不平等和努力不平等，其中機會不平等將抑制經(jīng)濟增長，而努力不平等則有助于經(jīng)濟增長。[37，19]

（二）研究假說

結(jié)合既有文獻，本文將機會不平等的來源區(qū)分為兩方面因素，一是不可控因素，包括家庭背景和天賦運氣等;二是可控因素，主要是指個人努力。這兩方面因素包括了機會不平等的三個來源因子：家庭背景、天賦運氣和個人努力。在機會完全平等的條件下，個人的最終成就將取決于自身的選擇和努力程度，換句話說，在自身選擇和努力程度相同的情況下，個人的最終成就將與家庭背景等外在環(huán)境因素?zé)o關(guān)。因此，機會越平等，居民的主觀幸福感就越高。

另外，相對于由不可控因素引致的機會不平等，人們能夠接受由個人努力引致的不平等，因為這種不平等為人們提供了通過自身努力就能獲取高收入的激勵，故是機會不平等中的合理部分。人們傾向于接受這種不平等，且愿意將其作為激勵自己進步和獲取成功的積極因素。[38]比如，Dworkin強調(diào)起點的平等，而由后天努力所導(dǎo)致的不平等是無須得到補償?shù)?。[39]由于運氣在很大程度上取決于偶然因素，所以相對于由天賦運氣引致的不平等，人們更加不愿意接受由家庭背景引致的不平等，后者會降低居民的主觀幸福感。

據(jù)此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)1：如果機會不平等主要來源于不可控因素如家庭背景，那么會降低居民幸福感。

假設(shè)2：如果機會不平等主要來源于可控因素如個人努力，那么會提高居民幸福感。

三、數(shù)據(jù)及變量

（一）機會不平等的因子分析

關(guān)于機會不平等變量的衡量，既有研究主要采用兩大類方法。第一類方法是參數(shù)估計法和非參數(shù)估計法，前者是通過收入回歸方程構(gòu)造反事實，獲得由環(huán)境因素產(chǎn)生的收入不平等指數(shù)來構(gòu)造機會不平等指數(shù);[40-42，37]后者是根據(jù)環(huán)境因素將數(shù)據(jù)分組，用組間不平等來估算機會不平等。[43]第二類方法是采用問卷調(diào)查中個人對機會不平等的主觀認知來衡量。[35，6，44，45]由于本文嘗試將機會不平等的來源區(qū)分為可控因素和不可控因素，包括家庭背景、天賦運氣和個人努力三個因子，而這三個因子的數(shù)據(jù)難以通過上述參數(shù)估計或者非參數(shù)估計法得到，故只能采用問卷調(diào)查的方法來獲得數(shù)據(jù)。具體來說，本文采用居民對機會不平等的主觀感受作為機會不平等的替代變量。

本文的數(shù)據(jù)來自由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS樣本覆蓋了我國25個省/市/自治區(qū)，樣本規(guī)模為16000戶，調(diào)查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，分社區(qū)卷、家庭卷、成人卷和少兒卷四種主體問卷類型。本文采用至今最為完備的2014年的成人庫和村居庫數(shù)據(jù)，剔除主要變量缺失和不適用的樣本，最終有效樣本為6132個。CFPS中關(guān)于機會不平等的主觀態(tài)度的問題如下：“請您評價以下影響個人成就因素的重要程度：①家庭社會地位對一個人成就有多重要？②家庭經(jīng)濟條件對一個人成就有多重要？③受教育程度對一個人成就有多重要？④天賦對一個人成就有多重要？⑤努力程度對一個人成就有多重要？⑥運氣對一個人成就有多重要？⑦家庭社會關(guān)系對一個人成就有多重要？”其中，0 分表示最不重要，10 分表示最重要。

本文采用因子分析法，對以上變量取若干線性組合構(gòu)成具有一定實際含義的因子，以構(gòu)造對機會不平等感知的變量。首先，對機會不平等的上述7個變量進行KMO和Barletts球狀檢驗，發(fā)現(xiàn)變量之間相互關(guān)聯(lián)程度較高，適合進行因子分析。接下來，采用最大方差法進行因子旋轉(zhuǎn)，得到不同變量的因子載荷，見表1。本文保留了特征值大于1的三個因子，這些因子能夠累計解釋所有變量100%的方差。其中，“家庭社會地位”“家庭經(jīng)濟條件”和“家庭社會關(guān)系”三個變量在因子1中的載荷較高，定義為“家庭背景因子”;“天賦”和“運氣”兩個變量在因子2中的載荷較高，定義為“天賦運氣因子”;“受教育程度”和“個人努力”在因子3中的載荷較高，定義為“個人努力因子”。這三種因子共同組成了反映居民對機會不平等的主觀看法的變量。在此基礎(chǔ)上，本文對每個觀測樣本的三類因子得分進行估計，最終建立了機會不平等的因子分析指標體系。其中，數(shù)值越高，意味著個體感知的由該類因子導(dǎo)致的機會不平等的程度越高。

（二）變量和描述性統(tǒng)計

本文的因變量為居民幸福感。在《現(xiàn)代漢語詞典》（第五版）中，幸福被定義為居民持續(xù)一段時間的對現(xiàn)有生活的滿足感，是指①使人心情舒暢的境遇和生活。②生活或境遇稱心如意。CFPS中的相關(guān)問題是：“您對自己生活的滿意程度？”受試者需要在1到5之間進行打分，其中1為“很不滿意”，5為“非常滿意”，分數(shù)越高，越幸福。

本文的另一個解釋變量是收入差距，采用最為廣泛接受且易于量化的基尼系數(shù)來衡量。[6，46-48]由于國家統(tǒng)計局并不直接公布地區(qū)或全國的基尼系數(shù)，本文借鑒Sundrum（1990）和張建華（2007）的方法，采用城鄉(xiāng)分解法根據(jù)各省統(tǒng)計年鑒中城鎮(zhèn)和農(nóng)村不同收入等級的可支配收入進行估算，具體公式為：

Gini=P21U1UG1+P22U2UG2+P1P2 |U2-U1U| （1）

其中Gini、G1和G2分別表示全省、城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的基尼系數(shù)，P1和P2分別表示城鎮(zhèn)人口和農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎兀琔、U1和U2分別表示全省、城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的人均收入水平。這種城鄉(xiāng)分解的方法已經(jīng)得到了國內(nèi)外多篇文獻的采用[49-51]，同時也符合我國城鄉(xiāng)區(qū)分的統(tǒng)計現(xiàn)狀與事實。

本文的控制變量包括家庭人均年收入、受教育程度、自評健康狀況、相對社會地位、年齡和性別等，其中對家庭人均年收入進行了取對數(shù)處理。表2是主要變量和描述性統(tǒng)計。樣本中生活滿意度的平均分是3 .77，超過60%的居民得分為4分和5分，這說明樣本中居民普遍對目前生活狀態(tài)較為滿意，幸福感較高。分城鄉(xiāng)計算的基尼系數(shù)的最大值為0 .339，最小值分為0 .202，其中湖南、吉林、山東、天津和云南由于數(shù)據(jù)缺失不納入統(tǒng)計。家庭人均年收入的平均值為1 .21萬元，標準差為2 .61萬元。主觀相對社會地位和自評健康狀況的均值分別為2 .88和3 .28，均處于中等偏上的水平。受教育程度的均值是8 .03，樣本中居民以初中文化為主。

四、實證分析

（一）基本模型分析

基于研究假設(shè)，本文的基準模型設(shè)定如下：

Happinessi=α+βOPi+γIncomei+δXi+μi （2）

其中，Happinessi是因變量，即居民i的主觀幸福感。OPi是居民i對機會不平等的主觀感知，包括家庭背景因子、天賦運氣因子和個人努力因子。Incomei是居民i所在地區(qū)的收入差距。Xi是相關(guān)控制變量。μi是隨機擾動項。本文的因變量是離散的序數(shù)形式，故采用Ordered Probit模型進行分析。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用OLS方法進行對照。表3中的前四列是Ordered Probit，最后一列是OLS回歸結(jié)果。Ferrer-i-Carbonell和Frijters和陸銘等人均發(fā)現(xiàn)，在大樣本情況下無論是用Ordered Probit還是OLS方法均不會對回歸系數(shù)的方向和顯著性產(chǎn)生重要影響。[51-53]

從表3可以看出，用基尼系數(shù)來衡量的收入差距對居民幸福感的影響為負且顯著，這說明在收入差距較大的地區(qū)，居民的主觀幸福感較低。由于受到“不患寡而患不均”的歷史傳統(tǒng)的影響，我國居民表現(xiàn)出明顯的對收入不平等的厭惡情緒。較低的收入不平等容忍度與較高的收入不平等水平之間的矛盾，給人們帶來的相對剝奪感要強于隧道效應(yīng)所帶來的積極效應(yīng)，使得幸福感降低。

當分別引入家庭背景因子、天賦運氣因子和個人努力因子后，可以發(fā)現(xiàn)家庭背景和個人努力因子的系數(shù)都顯著為正，天賦運氣的因子不顯著。但是在同時包括所有因子的模型（4）和（5）中，只有個人努力因子顯著為正且在1%的水平上顯著，這意味著人們推崇勤勉好學(xué)和天道酬勤的奮斗歷程，認為個人努力對一個人的成就越重要，其幸福感就越高。雷欣等人指出，我國居民收入不平等中存在一定比例的合理成分，這一合理的不平等就是由個人努力差異所導(dǎo)致的不平等。[38]因此，如果機會不平等中的可控因素對最終成就的影響較大，就會提高居民的幸福感，假設(shè)2得到驗證，即機會平等的確會對幸福感產(chǎn)生積極影響。

家庭背景因子的系數(shù)在模型（1）中為正，意味著居民對家庭背景所帶來的機會不平等的容忍度較高。如果機會不平等中的不可控因素家庭背景對一個人的成就很重要，那么會提高幸福感。當然，這種影響可能與天賦運氣和個人努力等其他因素相關(guān)，故在對這些因素進行控制后，家庭背景的影響不再顯著。可能的原因在于一方面，相對于由天賦運氣引致的不平等，人們更加不愿意接受由家庭背景引致的不平等，后者會降低居民的主觀幸福感;另一方面，在我國家庭背景和社會關(guān)系仍然對一個人的成就有著較重要的影響，社會階層的上升渠道仍然比較窄。比如，父母受教育水平、父母職業(yè)和家庭收入等都會形成代際傳遞，對子女的收入和最終成就產(chǎn)生重要影響。[54，12，55]因此，本文沒有發(fā)現(xiàn)與家庭背景相關(guān)的機會不平等與主觀幸福感之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，故假說2沒有得到驗證。此外，天賦運氣因子的影響不顯著，意味著利用時運、運氣和天賦獲得成功對居民幸福感沒有顯著影響，人們對于來自不可控因素的機會不平等并沒有表現(xiàn)出強烈的厭惡或喜好情緒。按照Roemer的理論，在機會平等的社會中，個人成就應(yīng)該僅僅取決于主觀可控的努力，而運氣和天賦等不可控因素應(yīng)該排除在外。[17]

年齡變量的系數(shù)為正，其平方項的系數(shù)為負，意味著年齡對主觀幸福感的影響呈U型變化，隨著年齡的增長，人們面臨的壓力和責(zé)任越來越重，幸福感逐漸下降，在41歲時達到最低點后逐漸回升。絕對收入的系數(shù)為正，健康狀況的系數(shù)為正，社會地位的系數(shù)為正，這說明絕對收入水平越高，自我感覺越健康，主觀的相對社會地位越高，居民的幸福感就越高。性別的系數(shù)顯著為負，這反映了男性和女性在生理、心理以及社會角色和社會關(guān)系等方面的差異，男性一般是家庭的主要勞動力，其家庭和社會的負擔更重，所感受到的相對剝奪感也更為突出，容易對幸福感產(chǎn)生負面影響。此外，受教育程度、婚姻狀態(tài)和居住地對幸福感的影響不顯著。

（二）城鄉(xiāng)對比分析

接下來，本文將總樣本分為農(nóng)村樣本和城市樣本，考察機會不平等對幸福感的影響在城市和農(nóng)村居民之間的差異。表4是回歸結(jié)果。

為了準確衡量居民所在地區(qū)的收入差距，上述模型中的省級基尼系數(shù)用該省的農(nóng)村/城市的基尼系數(shù)所替代?？梢钥闯?，用基尼系數(shù)來衡量的收入差距對居民幸福感的影響，在農(nóng)村和城市樣本中的差異較大。收入差距對幸福感的負面影響主要表現(xiàn)在城市樣本中，而在農(nóng)村則不顯著，原因可能在于城市中信息網(wǎng)絡(luò)更加普及和便利，人們能夠快捷和準確地了解到自己的相對收入，在攀比效應(yīng)的影響下較大的收入差距會增加相對剝奪感，降低居民幸福感。而對于以農(nóng)業(yè)收入為主要收入來源的農(nóng)民來說，在長期以來小農(nóng)意識的影響下往往求穩(wěn)怕變，缺乏進取精神，使得同村中各家各戶的生活環(huán)境高度趨同，收入差距帶來的相對剝奪感沒有城市中那么強烈，使得在農(nóng)村地區(qū)收入差距對居民幸福感的影響較小。

與總樣本類似，天賦運氣因子的影響不顯著，人們對天賦運氣對個人成就的影響沒有表現(xiàn)出強烈的偏好。個人努力因子對幸福感的影響，無論在城市還是農(nóng)村都在1%的水平上顯著為正，人們對因個人努力而產(chǎn)生的結(jié)果上差異的接受程度較高，認為通過自己的努力獲得成就，能夠提升主觀幸福感。然而從系數(shù)上看，該因子對城市居民的影響更為顯著，因為在競爭更為激烈、體制相對健全的城市，公平競爭的環(huán)境更有助于發(fā)揮個人努力對一個人成就的積極作用。另外，與總樣本相比，家庭背景因子對幸福感的正向作用主要來自農(nóng)村。這可能是因為我國農(nóng)村尚存在“熟人社會”的特征，更加重視以親緣為紐帶的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，依靠家庭背景獲得成就能夠帶來更多的滿足感和自豪感。而在城市，人們更加認可個人努力的重要性，機會平等的正向隧道效應(yīng)大大淡化了不平等的家庭背景的負面影響，人們更可能通過個人努力實現(xiàn)階層流動，提高幸福感，這一點可以從顯著為正的個人努力因子中得到證明。其他主要控制變量對城市和農(nóng)村居民幸福感的影響同全樣本類似，絕對收入、自身健康狀況和相對社會地位對幸福感的影響仍為正，受教育程度和婚姻狀態(tài)的影響仍然不顯著。

五、結(jié)論和啟示

本文從機會不平等的角度，對收入差距和居民幸福感的關(guān)系進行了研究，將機會不平等的來源區(qū)分為不可控因素和可控因素，其中前者包括家庭背景、天賦運氣，后者包括個人努力共三個因子。實證研究發(fā)現(xiàn)，機會不平等和收入差距是影響居民幸福感的主要因素，人們更能夠接受由個人努力帶來的不平等，且這種不平等對幸福感的影響較大，而與天賦運氣相關(guān)的不平等對幸福感沒有顯著的影響。從全樣本來看，如果個人的最終成就主要取決于自身的選擇和努力程度，而與家庭背景和天賦運氣等因素沒有直接關(guān)系，那么居民的主觀幸福感就比較高。分樣本來看，與家庭背景相關(guān)的不平等對幸福感的影響僅在農(nóng)村樣本中顯著，因為在農(nóng)村，人們更加重視以家庭背景為基礎(chǔ)的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，而在競爭更加激烈、體制更加健全的城市，個人努力對未來的成就更加重要，意味著機會平等對幸福感的正向影響更為顯著。

因此，粗獷式的經(jīng)濟增長或劫富濟貧式的收入分配改革對提升居民幸福感的作用十分有限，而保障居民的機會平等則為公共政策改革提供了更有效的途徑。本文的政策啟示如下：首先，深化市場經(jīng)濟體制改革，保障競爭的公平有效性。應(yīng)打破資源和行業(yè)的壟斷，努力打造公平競爭的市場環(huán)境，促進經(jīng)濟資源、就業(yè)崗位的公平競爭。其次，改善基本公共品配置失衡，并通過政府再分配政策對因不可控因素而陷入貧困的弱勢群體給予補償，以使基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、環(huán)境保護等公共民生項目能夠?qū)崿F(xiàn)均等供給，為弱勢群體依靠自身的努力獲得成就提供公平競爭的平臺。最后，推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展。消除各種制度性障礙，打破戶籍制度的限制，使城鄉(xiāng)居民均等地享有公共服務(wù)設(shè)施、教育資源和社會保障政策，這對于提高我國居民的整體幸福水平，進而解決當前社會的主要矛盾具有重要的現(xiàn)實意義。

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Cognition of opportunity inequality and residents happiness：

An empirical study on family background， luck and personal effort

CUI Wei，HE Yan

（School of economics， Peking University， Beijing 100871，China）

Abstract：

The sources of opportunity inequality are divided into uncontrollable factors and controllable factors， which are divided into three factors： family background， talent， luck and personal effort. The study found that people are more likely to accept the inequality caused by personal efforts， and this inequality has a greater impact on happiness. If a persons achievement mainly depends on his own choice and effort， rather than uncontrollable factors such as family background， talent and luck， then the residents happiness is relatively high. In addition， compared with rural areas， the impact of inequality related to family background on well-being is not significant in urban samples. One possible reason is that in cities， people recognize the importance of personal efforts more. The positive tunneling effect of equal opportunities greatly weakens the negative impact of unequal family background， and people are more likely to realize class mobility through personal efforts， Improve happiness.

Key words：

inequality of opportunity;Income gap;Residents happiness

收稿日期：2021-02-19

基金項目：教育部人文社會科學(xué)研究一般項目“居民幸福感、信任與家庭金融資產(chǎn)選擇問題研究”（18YJA790017）。

作者簡介：崔?。?978—），女，遼寧沈陽人，博士，北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院長聘副教授、研究員，博士生導(dǎo)師，研究方向為宏觀經(jīng)濟學(xué)和金融經(jīng)濟學(xué)研究;賀琰（1996—），女，遼寧撫順人，北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院金融碩士，現(xiàn)就職于國家開發(fā)銀行深圳市分行。