对“Easterlin悖论”的解读——基于农民工的视角

黄祖辉 朋文欢

(浙江大学 中国农村发展研究院,浙江 杭州310058)

主题栏目:中国“三农”问题研究

对“Easterlin悖论”的解读
——基于农民工的视角

黄祖辉 朋文欢

(浙江大学 中国农村发展研究院,浙江 杭州310058)

基于CHIPs调研数据可知,农民工收入与其幸福感的关系同样表现出“Easterlin悖论”。实证研究结果表明:(1)对农民工幸福感起正向作用的并非家庭收入本身,而是扣除生活必要开支后的剩余部分,说明农民工幸福水平的提升并不止步于基本需求的满足。(2)农民工与城市居民间的收入差距严重损害其幸福感,但随着农民工收入的提高,其损害程度会逐步降低;与同村村民间的收入差距仅负向影响低收入者的幸福感。(3)收入对新老一代农民工幸福感的影响呈现出明显的代际差异,与新生代农民工相比,老一代农民工更关注经济因素的作用,与城市居民、同村村民间的收入差距均不利于老一代农民工幸福水平的提升;但对新生代农民工而言,与同村村民间的收入差距作用并不显著,说明他们并不将同村村民视为相对收入的参照对象。(4)当前,农民工的幸福感并非局限于单一的经济诉求,健康状况、教育水平、婚姻状况、流动方式等非经济因素同样作用明显。

Easterlin悖论;农民工;幸福感;收入差距;代际差异;非经济因素

一、引 言

西方主流经济学将幸福定义为效用,因此,在将收入看作决定效用的唯一变量的前提下,得出收入越高、居民越幸福的结论就显得理所当然。但大量实证研究结论却与主流经济理论大相径庭。二战后,美、日等国人均实际收入的显著提高并未带来居民幸福程度的提升[1];改革开放近40年来,中国经济的快速增长也同样并未见证国民幸福水平的同步提高。“世界价值观调查”(WorldValue Survey,WVS)数据显示,2012年中国居民幸福指数为6.85,较1995年下降0.28①世界价值普查向被调查者提出如下问题:“综合考虑所有因素,你如何评价这段时期的生活状况?”回答者在 1(不满意)—10(满意)数值中选择答案来表征其生活满意度,具体参见http://www.worldvaluessurvey.org/WVSContents.jsp。。中国社会科学院2005年的调研也表明,感觉生活幸福的居民占72.7%,较上年降低5%,而相比农村居民,城市居民的生活幸福水平普遍偏低②参见汝信、陆学艺、李培林主编《2006年:中国社会形势分析与预测》,http://www.china.com.cn/zhuanti2005/txt/ 2006-01/19/content_6095838.htm,2016年1月25日。。

面对“Easterlin悖论”③“Easterlin悖论”又称为“幸福悖论”或“幸福—收入悖论”,是指当国家变得富有时,居民的平均幸福水平并未得到相应提升。Easterlin最早发现这一现象,故以此命名。的责难,国外学者重新审视现代经济学中的标准经济理论,就收入与幸福之间的关系及“Easterlin悖论”的形成机制展开研究[1-9]。Graham发现:(1)在一国内部,富人的平均幸福感高于穷人,而跨国或跨时期的研究则表明人均收入与平均幸福水平几乎无关;(2)平均看来,富国比穷国更幸福,但居民收入对幸福的影响存在临界值;(3)即使在幸福水平较低、较贫穷的国家,平均收入与幸福水平也不存在明显的相关关系[2]。

Brickman等采用心理学的适应性理论解释“Easterlin悖论”的形成机制,认为随着收入的提高,人们会形成一种对高收入自动适应的心理习惯,以至于经济条件的改善对提高主观幸福并没有实质性作用[3]。Veenhoven等基于马斯洛的需求层次理论,揭示了居民收入对幸福感的边际效应递减规律[4]。然而,以Easterlin为代表的经济学家则强调:人的社会属性决定了幸福源于个体间的比较,对居民幸福感起作用的是与他人进行比较的相对收入水平,而非收入的绝对量[5-6,10]。此外,不少学者,如Chappell、Abbott等,采用“忽视变量”理论来解释“Easterlin悖论”,认为除经济因素外,居民幸福感还与其健康状况、婚姻质量、就业状况、闲暇、人际交往等非经济因素有关[7,11]。因此,当非经济因素与经济因素负相关时,随着收入的增长,许多非经济因素的下降会抵消经济因素带来的正效应,从而使居民幸福水平趋于稳定。然而,过去几十年来,许多非经济因素与经济因素同步增长的事实使该理论的解释力大打折扣[12]。

受国外研究的启示,国内学者纷纷以城市、农村居民为研究对象,就我国居民收入与幸福感的关系展开实证研究和理论探讨。例如,罗楚亮、邢占军的研究证实了收入对居民幸福感的正向作用[13-14];张学志等和赵新宇等的研究表明绝对收入与居民幸福感呈倒U形关系[15-16],但考虑相对收入的影响后,绝对收入的作用并不显著[15]。还有一些文献以收入差距为视角,考察相对收入与居民幸福感的关系[17-23],但并未得到一致的结论。理论研究方面,田国强等基于相对收入理论和“忽视变量”理论,构建了一个规范的经济学模型,利用帕累托最优概念解释“Easterlin悖论”[24]。何强将相对收入效应、棘轮效应与“忽视变量”理论加以整合,构建了一个相对规范的幸福度分析框架,从而得出良好的预期有利于延迟福利饱和点到来的结论[25]。吴丽民等则以结构方程模型为基础,构建了“收入－中间变量－幸福”三元链模型,证明居民收入通过直接和间接(个体、社会状况作为中间变量)两条路径对幸福感产生作用,且间接作用强于直接作用[26]。

综上,国内学者对我国城乡居民收入与幸福感关系的有益探索为政府决策者转换发展理念、提升国民幸福水平提供了新的参考依据。然而,纵观已有成果,不难发现国内研究关注的重点仍是城市和农村居民,从农民工的视角考察收入与幸福感的关系仍然是研究的薄弱环节。尽管罗楚亮、张学志等、Jiang等比较分析了城市、农村居民及流动人口幸福感的影响因素[13,15,23],但对研究对象的选取仍然过于宽泛,并未就农民工的特殊性展开深入讨论。作为我国城乡二元户籍制度催生的一个特殊群体,据2014年《全国农民工监测调查报告》,目前我国农民工总量已高达2.74亿,占全国就业总人数的35.21%①参见国家统计局《2014年全国农民工监测调查报告》,http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201504/t20150429_797821. html,2016年1月25日。。当前我国农民工的诉求呈现多元化特征,单纯的经济指向已逐渐向渴望公平权益、职业发展、城市融入等方面转变,尤其是新生代农民工。在这种背景下,农民工收入的提高对其主观幸福感的作用呈现出哪些新特征?政策制定者该如何调整施政策略以满足农民工的新诉求?对此类问题的解答需要大量的基于农民工微观调研数据的经验性研究。对此,本文借助CHIPs 3 358位农民工调研数据,重点考察其收入与幸福感的逻辑关系,所得结论对新时期政府政策的制定与实施具有很强的现实指导意义。

当然,本文还需着重指出Knight、陈前恒、杨东亮等学者针对农民工幸福感研究所做的贡献。Knight等基于2002年中国住户调查数据,重点回答了农民工主观幸福得分低于农村未外出村民的原因,并得出农民工以城市居民作为相对收入参照群体的论断[27];陈前恒等采用北京1 025位进城务工者的调研数据,关注机会不平等感知对农民工幸福感的负向影响[28];杨东亮等则从经济、社会、心理等多个层面,综合考察了农民工幸福感的影响因素,实证结果表明,农民工收入与其幸福感的关系符合经典经济理论提出的“收入－消费－效用－幸福”传递链条[29]。以上研究对本文研究对象的选取,尤其是研究假设的提出具有很好的启示作用。但仍需注意的是,上述研究将农民工作为一个同质的研究对象,可能会造成研究结论的偏差。笔者认为,在城镇化快速推进和人口结构持续变化的背景下,农民工群体的异质性日益凸显[30],收入分层、代际差异等作为不容忽视的新变量理应被纳入农民工收入与幸福感关系的分析框架中。对此,本文拟从以下三个方面寻求突破: (1)聚焦农民工,探讨农民工收入与其幸福感的关系;(2)针对农民工的收入分化现象,本文将重点讨论不同收入水平的农民工幸福感决定因素的异质性;(3)着重检验收入对新老一代农民工幸福感的影响是否存在代际差异。

二、研究假设

居民收入与其幸福感之间存在异常复杂的关系,从既有的经济学文献看,学者对居民收入内涵的理解并不单纯局限于绝对收入,而是结合相对收入展开讨论。就绝对收入而言,收入提高能扩大居民的可行选择集,从而更好地满足个体的偏好和需求。一方面,对低收入者而言,基本生活需求的满足会产生强烈的幸福感[4];另一方面,对高收入者而言,诸如健康、闲暇、人际交往、自我实现等非物质或高层次需求的满足仍然建立在一定的经济基础之上。2014年《全国农民工监测调查报告》显示,外出农民工月平均收入仅为2 864元②同上。,远低于张学志等和赵新宇等计算的幸福收入临界值[15-16]。另外,一项针对中国的调查显示,分别有54.6%和66.4%的城镇、农村居民认为贫困是导致不幸福的主要原因[31]。因此,在现阶段,绝对收入对农民工幸福感的影响不容忽视。

而另一方面,我国“不患寡而患不均”的历史传统以及当前我国经济社会转型背景下收入差距不断拉大的现实,预示着相对收入对农民工幸福感的作用可能十分明显。相对收入的理论基础源于美国心理学家亚当斯于1965年提出的公平理论。该理论认为,一个人对自己所得的报酬是否满意并不取决于他实际所得报酬的绝对值,而是取决于他与他人进行比较所得的相对值[32]。就相对收入对个体主观幸福感的影响机制而言,通常可以概括为两种效应,一是“相对剥夺效应”,即居民通过与他人(即参照群体,Reference Group)的比较,发现自己处于劣势时往往会产生一种被剥夺的负面心理情绪。但“相对剥夺效应”是否存在取决于相对收入参照群体的选取[33]。具体而言,选择收入比自己高的群体作为参照系时,“相对剥夺效应”存在,并且当两者的禀赋及投入类似时,剥夺感尤为强烈;反之,选择收入比自己低的群体作为参照时,则“相对剥夺效应”不存在,甚至会因自身的经济优势而产生愉悦感。具体到农民工群体,李强认为,农民工并不是与城市居民比较,而是以未外出的同村村民为参照对象[34]。而Knight等则对此给予了否定,认为农民工幸福感显著低于未外出的村民,原因在于其相对收入的参照群体已经转换成务工所在地的城市居民[35]。

笔者认为,城乡二元户籍制度导致农民工户籍所在地与务工所在地存在明显的分割,农民工与家乡的天然联系和外出经历使其相对收入参照群体的选择可能既包括同村居民,又包括务工所在地的城市居民。与城市居民相比,由于两者收入差距悬殊,农民工感受到的“相对剥夺感”较强;但相比于同村村民,农民工的“相对剥夺感”可能相对较小,甚至可能获得一种优越感。

尽管如此,不少研究却显示相对收入对居民幸福感的影响并非完全为负。例如,Senik基于俄罗斯1994至2000年的检测调查数据(RLMS)发现,不断扩大的收入差距给人们带来乐观的收入预期,从而使幸福感增强[36];Clark等采用11轮英国民众调研数据,同样得出收入不均正向作用于民众主观幸福感的结论[9]。Knight等将之解释为相对收入的正向“隧道效应”[35],即“在拥堵的两车道隧道中,人们发现旁边车道的车辆开始向前移动时,尽管自己所处的车道还处于拥堵,但仍能产生愉悦感,因为产生了摆脱拥堵的乐观预期”[18]。然而,相对收入的正向“隧道效应”取决于两车道是否具有同等的向前移动的机会,若人们发现仅仅是旁边的车道疏通,自己所处的车道依然拥堵时,乐观的预期就会随之消失,取而代之的是不满、愤怒,即负向“隧道效应”。因此,在机会不均等、收入流动性较低的社会,一旦社会收入分配结构趋于稳定,居民通过努力改变自身处境的概率较小时,那么,以收入差距表征的相对收入就会更多地表现为负向“隧道效应”。所以,相对收入对居民幸福感的作用方向与程度取决于“相对剥夺效应”和正、负向“隧道效应”的综合效果。

结合我国的实际,工作“准入”障碍仍然是当前城镇劳动力市场的主要特征,以户籍制度为代表的制度性障碍严重影响了进城农民的职业获得和地位晋升。与城市本地居民相比,农民工不仅面临进入特定岗位上的歧视,还面临工资待遇上的同工不同酬[37]。例如Meng等基于上海的调研数据发现,不仅上海本地居民更可能进入较好的行业,即使在相同行业中,个人禀赋之外的不可观测因素也使本地居民拥有更高的收入[38]。因此,尽管农民工实现了从农村到城市的向上流动,但他们在城镇地区面临着以户籍制度为基础的城乡身份隔离和社会排斥,不仅导致其在经济地位上与城镇当地人口存在相当的差距,还使其面临公平发展机会缺失的困境。所以,与城市居民相比,相对收入可能更多地表现为负向“隧道效应”。但与同村村民,尤其是与未外出的村民相比,农民工并不处于机会劣势,相反,在城市积累的人力资本和社会资本使其获得机会上的优势,而农村内部收入差距也可能带来乐观的收入预期,即正向“隧道效应”。综上,本文提出:

假设1:绝对收入对农民工幸福感有显著的正向影响;与城市居民间的收入差距对农民工的幸福感有负向作用,而与同村村民间的收入差距对其幸福感的影响则有待进一步检验。

需要强调的是,以上有关绝对收入与农民工幸福感关系的讨论基础是假设农民工具有相同的需求,且同类需求的满足所带来的效用(幸福感)是一致的,即同等数额的收入对农民工的价值或意义相同。但事实上,同等数额的收入对不同收入水平的农民工而言,其价值可能存在较大差异。

就相对收入而言,它对不同收入水平农民工幸福感的影响也可能不同。总的来说,低收入者比高收入者感受到“相对剥夺感”的概率更大,剥夺感受更深,高收入者则可能成为既得利益者[18]。并且,根据显示性理论,高收入者相比低收入者可能具备更丰富的人力资本和社会资本,因而能获取更多的发展机会,收入差距更可能表现为正向“隧道效应”。由此,本文提出:

假设2:对不同收入水平的农民工而言,收入对其幸福感的影响存在差异。绝对收入对低收入者幸福感的影响要大于高收入者,相对收入对低收入者的负向作用更大。

但还需补充的是,相对收入对不同收入水平农民工的幸福感的影响,还会因相对收入参照群体的不同而呈现出差异。具体而言,以务工所在地城市居民为参照的相对收入有损农民工幸福感,但损害程度将随着农民工收入水平的提高而减轻,原因在于随着收入提高,农民工感受到的“相对剥夺感”和负向“隧道效应”将同步减轻;若以同村村民为参照,外出农民工,尤其是中、高收入者感受到“相对剥夺感”的概率很小,并且,长期外出积累的工作经验与技能、拓宽的社会资本使其获得良好的收入预期,相对收入可能更多地表现为正向“隧道效应”。因此,在研究假设2的基础上,本文还提出两个分假设:

假设2-1:以城市居民为参照的相对收入对所有农民工的幸福感均有负向作用,但其负向作用将随农民工收入的提高而下降。

假设2-2:以同村村民为参照的相对收入并不负向作用于(中、高收入)农民工的主观幸福感。

值得关注的是,新老一代农民工在外出务工动机、身份认同、未来发展预期等方面的差异也可能使两者收入与幸福感之间的逻辑关系表现出差异性。王春光将农民工外出务工动机归纳为经济型和生活型,并认为老一代农民工外出最初是迫于生计,出于“生存理性”的被动选择[39],因此以经济型为主[40]。相反,新生代农民工生于体制变革和社会转型的新阶段,外出打工的目的已从单纯的“赚钱”走向多元化,他们在考虑挣钱的同时,还将外出务工作为追求城市生活方式的一种途径,具有经济型和生活型并存的特点。全国总工会的调研数据表明,相比于老一代农民工,新生代农民工更倾向于将外出看作人力资本和社会资本的积累过程,并借此实现其制度身份的转化,脱离“农门”跳入“城门”[41]。因此,新生代农民工不仅注重工资待遇,还关注自身技能的提升、权利的实现以及未来的长远发展,并且,相较于他们的父辈,非经济因素对其幸福感的影响更为明显。

此外,农民工常年外出务工的经历以及我国城乡二元结构“隐性壁垒”的长期存在,已经使农民工的实际身份与制度性身份发生错位。并且,由于新老一代农民工不同的生活工作经历,两者对各自的身份认同也表现出差异。老一代农民工从不质疑自己的农民身份,尽管目前常年在外,但并未削减其对农村的心理认同、经济联系与社会关系,老来返乡成为多数老一代农民工的选择。相反,新生代农民工普遍缺乏务农经历,这使他们对“农民”这一制度性身份的认同趋于模糊化。有数据显示,新生代农民工中认为自己是“农民”的与认为自己是“工人或打工者”的各占32.3%,近35.4%的受访者回答“说不清楚”[41]。另外,城市文化的熏陶也不断削减他们对家乡原有的情感认同,这直接影响到他们对未来归属的选择,融入城市并成为城市一员是多数新生代农民工追求的目标。

根据Falk等提出的社会比较模型[42],新老一代农民工对身份及乡土认同、未来发展预期的差异可能导致两者对相对收入参照群体的选择存在不同,诚如默顿所指出的,相对收入的参照群体可理解为个体渴望加入的一个群体[43]。国内学者刘传江更是明确表示,新生代农民工的相对剥夺感较强,因为他们选取的参照系是务工所在地的工人,而老一代农民工的参照系多为农村老家村民[44]。基于上述分析,本文提出:

假设3:收入对农民工幸福感的影响存在代际差异,对新生代农民工幸福感的作用程度低于老一代;就相对收入效应而言,新生代农民工更关注与务工所在地城市居民的收入差距,而老一代农民工更看重与同村村民间的收入差距。

三、数据及变量说明

(一)数据来源

本文采用中国家庭收入调查(CHIPs)数据①数据介绍可参见Z.Tang,″The Great Migration:Rura-lUrban Migration in China and Indonesia,″Canadian Studies in Population,Vol.39,No.3-4(2013),pp.129-130。实证检验上述研究假设。为契合研究内容的需要,本文仅采用2008年(最近更新)流动人口数据②具体调研时间为2009年初。。本次调查由北京师范大学、澳大利亚国立大学(Australian National University)的学者发起,并得到国家统计局和德国劳动研究所支持(Institute for the Study of Labor,IZA)。调查内容包括受访者家庭成员的基本情况、健康状况、教育与培训、生活就业状况、社会关系、居住条件等方面的信息。在剔除关键变量缺失、逻辑错误明显的样本后,为排除测量误差的影响,本文删除了0.5%的最高收入样本和0.5%的最低收入样本,最终得到合格样本3 358个,其中,新生代农民工③与其他学者类似,本文所指的新生代农民工是指1980年及以后出生的,年龄在16岁以上,以非农就业为主的农业户籍人口。样本1 840个,老一代农民工1 518个,涵盖9省15个城市④涵盖地区为上海、广州、深圳、东莞、南京、无锡、杭州、宁波、武汉、合肥、蚌埠、郑州、洛阳、重庆、成都。。

(二)变量说明

1.被解释变量:农民工幸福感

目前,不少学者对幸福感的度量主要基于问题“总体而言,您觉得生活幸福吗:很不幸福＝1,不幸福＝2,一般＝3,比较幸福＝4,很幸福＝5”[2,13,15]。如表1所示,文中总样本幸福感得分3.44,新生代农民工的幸福感(3.426)尽管略低于老一代农民工(3.431),但在统计意义上并不显著⑤独立样本均值t检验,t值为－0.226。。将总样本按家庭月收入⑥家庭收入度量见下文。聚类划分为三个子样本:低收入组,即收入少于总样本收入中位数的75%;中等收入组,即中位数的75%到125%之间;高收入组,即中位数的125%以上。收入较高的样本组平均幸福感得分高于收入较低的样本组,平均意义上,收入与农民工幸福感呈正向变动关系。

表1 分组样本幸福感均值比较

2.解释变量

绝对收入变量是指过去一个月⑦以调研具体时间起算。的家庭收入,即劳动总收入、家庭经营净收入、财产性收入和转移性收入的总和。相对收入的度量主要是基于受访者的主观感受,直接询问受访者:“(1)与同村村民相比,您认为您的收入如何?(2)与务工所在城市居民相比,您认为您的收入如何?”采用5点里克特度量:高很多＝1,略高＝2,差不多＝3,略低＝4,低很多＝5。参照已有研究,文中的控制变量主要包括受访者年龄、性别、婚姻状况、健康状况、受教育年限、流动方式、每周工作时间[9,13,15-16]。如表 2所示,受访者平均年龄30.55岁,男性占65%。婚姻状况包括未婚(46.90%)、已婚(50.36%)、离异(1.76%)、丧偶(0.98%)。健康状况基于问题:“您认为您的健康状况如何:很不好＝1,不好＝2,一般＝3,比较好＝4,很好＝5。”平均健康得分4.19。平均受教育年限9.34年。流动方式包括跨区与非跨区流动①跨区流动和非跨区流动依据农民工户籍所在地与务工所在市(地级市)是否一致来界定,不一致为跨区流动,一致则为非跨区流动。,受访者中,跨区流动占84%。每周工作时间平均为60.84小时。

表2还包括按受访者幸福水平高低进行分组后各解释变量的均值信息。可以发现,幸福感较高,农民工家庭月收入也相对较高。但幸福感为1和5的样本组并未呈现类似特征,说明农民工的幸福感建立在一定的物质基础上,但收入与幸福感的关系还有待深入研究。有趣的是,若扣除农民工家庭生活必要开支,如食品支出、住房、交通通讯等,剩余的收入与农民工幸福感的正向关系更为明显,即假设农民工家庭月收入由生存支出(生活必要开支)和发展支出构成,则发展支出的多寡与其幸福感的关系更直接。就相对收入而言,相比于同村村民,农民工家庭经济状况略有改善(2＜Re-lInc 1＜3);但与城市居民相比,农民工收入普遍偏低(Re-lInc 2＝3.76)。平均意义上,农民工相对收入与其幸福感的负向关系显然比其绝对收入与幸福感的正向关系明显。

控制变量中,幸福感较高的农民工也表现出较高的受教育水平和较佳的健康状况。但与感性认识不符的是,农民工每周工作时间与其幸福感并未表现出负向关系,离异者、丧偶者也并未表现出较低的幸福水平。尽管如此,农民工绝对收入、相对收入及相关控制变量与其幸福感的逻辑关系及影响程度还有待实证检验。

表2 变量描述性统计

续表2

四、计量结果分析

文中被解释变量即农民工幸福感为有序多分类变量,故本文采用Ordinal Logistic模型实证检验农民工收入与幸福感的逻辑关系。Ordinal Logistic概率函数模型如下:

其中,j＝1,2,3,4,5;i＝1,2,…,n。经转化可得:

式(1)和(2)中,y为被解释变量(农民工幸福感),其中,y＝1为很不幸福,y＝2为不幸福, y＝3为一般,y＝4为比较幸福,y＝5为很幸福。xi为解释变量,包括绝对收入(即家庭月收入)、发展支出、相对收入和控制变量。其中,为检验绝对收入与幸福感的倒U形关系,本文加入绝对收入平方项[13,15]。农民工年龄做了对数处理,并加入平方项[9]。回归方法采用最大似然估计,由于y＝3和y＝4出现的频率最大,故采用辅助对数－对数连接函数。

(一)总样本估计结果及分析

在控制住其他影响因素后,本文分别检验绝对收入(包括发展支出)和相对收入对农民工幸福感的影响(见表3)。其中,Model 1实证检验了农民工家庭月收入与其幸福感的逻辑关系,结果表明,农民工的收入与其幸福感呈倒U形关系,并且家庭月收入达3 827.63元时,农民工获得最佳幸福体验。然而,在考虑相对收入效应后,绝对收入对农民工幸福感的影响不再显著(见Model 3),这说明绝对收入对农民工幸福感的影响主要通过相对收入发挥作用。这一发现与张学志等人的研究一致。此外,对农民工的发展支出与其幸福感关系的探索性研究发现,发展支出的多寡与农民工的幸福感显著正相关(见Model 4),即便考虑了相对收入效应,发展支出的作用仍然显著(见Model 5),这说明现阶段绝对收入对农民工幸福感的影响还有一部分是通过发展支出起作用的。

就相对收入而言,以同村村民和务工所在地城市居民为参照的相对收入均显著负向作用于农民工幸福感,这也意味着,在考察农民工收入与幸福感的关系时不能单纯地以户籍为标准界定相对收入。进一步比较相对收入变量系数,我们发现,缩小农民工与城市居民间的收入差距对提升其幸福感的效果明显优于缩小其与同村村民间收入差距的效果,至此,文中的假设1基本得到了证实。

表3 总样本Ordinal Logistic模型回归结果

此外,Model 1至Model 5还检验了非经济因素与农民工幸福感的关系,其中,健康状况、受教育年限等非经济因素与其幸福感显著正相关。目前,农民工以体力劳动为主,良好的身体状况是其获得收入的前提,而城市较高的医疗费用以及农民工医疗保障的缺失使其因病返贫的概率极大, Model 5中健康状况变量的模型系数为0.258,远大于经济因素的作用。教育状况是人力资本的重要体现,良好的教育不仅能帮助农民工获得稳定的工作,还能帮助其构造、拓宽社会关系[45]。当然,教育对幸福感的正向影响还可能包括教育与发展支出的交互效应,但相关性检验显示教育状况与发展支出的相关系数为－0.005,且不显著,因此,这种交互效应可以排除。年龄与幸福感呈U形关系,农民工在34.02岁至35.94岁时幸福感最低。与既有研究[13,15]不同的是,已婚者相对于未婚者、女性相对于男性的幸福水平偏低。笔者认为这主要是研究对象的差异所致。一方面,绝大多数农民工流动以分散式为主①国家统计局公布的《2014年全国农民工检测调查报告》显示,1.68亿外出农民工中,举家外出的仅占21.27%,具体参见http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201504/t20150429_797821.html,2016年1月25日。,分散流动持续的结果是夫妻之间的长期分居和家庭结构的“离散化”;另一方面,农村女性外出务工不仅意味着更繁重的体力劳动,相比男性还面临更严重的就业、收入、社会融入等方面的歧视。城市居民或农村未外出村民与之相比,上述影响显然较小。是否跨区流动、每周工作时间等非经济因素对农民工幸福感的作用并不显著。最后,5个模型中变量的系数方向及显著性均保持一致,说明模型结果比较稳健。

(二)收入分组样本估计结果及分析

农民工群体内部的收入分化决定了对不同收入水平的农民工进行分组检验是十分必要的,且还能检验实证结果的稳健性。表4中Model 6至Model 8分别为低、中、高收入组回归检验结果②需要指出的是,本文还分别将低、中、高收入组样本及新老一代农民工样本按Model 1和Model 3的模型形式进行回归,其结果与Model 1和Model 3的结果基本一致(限于篇幅,在正文中省略了回归结果),故文中分组样本检验按Model 5的模型形式进行回归与讨论。。对比Model 5至Model 8,我们发现影响农民工幸福感的主要解释变量的回归结果基本保持不变,具体表现在:与城市居民相比,农民工收入越低,其幸福水平越低;绝对收入方面,发展支出的增长显著提升了中、高收入组农民工的幸福水平;健康状况、受教育年限对幸福感有显著的正向促进作用;年龄与低、中收入组农民工幸福感呈U形关系,其拐点分别为36.26、38.65岁;低、中收入组中已婚者相比未婚者幸福感偏低,这与Model 5的实证结论一致。

然而,对比Model 6至Model 8,本文还发现了一些区别于总样本回归的结论。发展支出仅对中、高收入组农民工的幸福感起作用,且对前者幸福感的影响显著大于后者,这仅部分验证了假设2。发展支出对低收入组农民工幸福感的作用不显著,造成这一现象的原因有待进一步探究。农民工和城市居民间的收入差距与其幸福感显著负相关,且农民工收入越低,负向效应越明显;而与同村村民间的收入差距仅显著负向影响低收入组农民工的幸福感。低收入者比高收入者感受到更强烈的相对剥夺感,另外,高收入者较其他村民可能拥有较多的发展机遇,收入差距表现出的正向“隧道效应”足以抵消“相对剥夺效应”,从而使相对收入作用不显著,这直接证实了假设2-1和假设2-2。此外,非经济因素中,健康状况对高收入组农民工幸福感的作用程度最大,每周工作时间仅对高收入农民工幸福感有显著的负向影响,因此,某种意义上可以得出相比于低收入者,高收入者更注重非经济因素的影响的结论。至此,本文的研究假设2部分得到证实。

表4 分组样本Ordinal Logistic模型回归结果

续表4

(三)农民工代际差异比较分析

新老一代农民工之间的代际差异意味着对两者收入与幸福感之间的关系进行分组讨论,是十分必要且有意义的。从表4的Model 9和Model 10可知,发展支出、相对收入对农民工幸福水平具有显著影响,且综合考虑其变量系数,与我们的预期相同的是经济因素对老一代农民工幸福感的影响明显强于对新生代农民工的影响。就相对收入效应而言,以同村村民、城市居民为参照的相对收入均负向作用于老一代农民工幸福感,且后者的负向效应明显高于前者,这与我们的预期存在一定出入。以同村村民为参照的相对收入对新生代幸福感的影响并不显著,说明新生代农民工并不将同村村民视为相对收入的参照对象,因此,Knight等关于农民工相对收入的参照对象已转变为城市居民的论断[35]仅适用于新生代农民工。以健康状况为代表的非经济因素对新生代农民工幸福感的影响略高于对老一代农民工的影响。因此,可以说研究假设3基本得以证实,即经济因素对老一代农民工幸福感的影响更明显,新生代农民工更看重非经济因素的影响。但新生代农民工只关注与城市居民的收入差距,而老一代农民工更关注与同村村民的收入差距的假设则并未得到证实。

此外,性别、婚姻状况和流动方式显著影响老一代农民工的幸福感,而对新生代农民工的作用并不显著。笔者认为,外出动机的不同使性别对两代农民工幸福感的影响表现出代际差异。新生代女性农民工外出以“见世面,寻发展”为主,对农村生活的不适应以及对融入城市、享受现代城市文明的渴望使外出成为她们的优先选择;而老一代女性农民工外出则以经济目的为主,是迫于生计的无奈选择。此外,两代农民工婚姻状况的差异也是一大成因。外出务工引起的家庭成员离散化、夫妻长期分居,使老一代女性农民工付出沉重的代价,而新生代女性农民工中已婚比例较小(18.10%)。其次,样本分布的差异导致婚姻状况对新老一代农民工幸福感的影响存在差异,新生代农民工中已婚和离异所占比例较小,分别为19.46%和0.2%,因此,尽管本文的结论是婚姻状况对新生代农民工幸福感的作用并不显著,但该结论有待进一步检验。最后,新老一代农民工乡土情结的差异造成跨区与非跨区流动对他们幸福感的影响差异明显。老一代农民工对乡土有较强的依恋,相比跨区流动,区内流动显著提升老一代农民工的幸福水平;而新生代农民工的乡土认同普遍偏低[40],是否跨区对其幸福感作用并不明显。

五、结论与政策启示

作为一个有别于城市与农村居民的特殊群体,农民工收入与幸福感之间的关系还未引起学者较多的关注。本文利用中国家庭收入调查数据实证考察农民工收入与幸福感的关系,得出如下结论和相应的政策启示:

第一,绝对收入中,对农民工幸福感起作用的并非家庭收入本身,而是扣除生活必要开支后的剩余部分,即发展支出的多寡才显著正向影响其幸福感。这说明现阶段农民工幸福感的提升并不取决于基本生活需求的满足,如何在满足基本生活需求的基础上提高发展支出才是关键。与城市居民间的收入差距严重损害农民工的幸福感,但这种影响会随着农民工收入的提高呈弱化趋势,而与同村村民间的收入差距仅负向影响低收入者的幸福水平。这一结论进一步表明,构建公平公正的市场环境,逐步完善按个人禀赋与贡献大小衡量薪酬的机制,适当调节收入分配,着力提高低收入群体的收入并缩小城乡居民收入差距具有重要的现实意义。

第二,收入对农民工幸福感的影响存在明显的代际差异。具体表现在经济因素对老一代农民工幸福感的影响显著强于对新生代农民工的影响,缩小老一代农民工与城市居民间的收入差距对提高其幸福水平的效果明显优于缩小其与同村村民间的收入差距。与同村村民间的收入差距对新生代农民工幸福感的影响并不显著,说明他们并不将同村村民作为相对收入的参照对象。这一代际差异现象对政府如何改善农民工福利,提升其幸福水平等政策的制定与实施提出了挑战,决策者不仅要考虑新老一代农民工的共性,还需兼顾两者的差异。

第三,健康状况、受教育程度、婚姻质量、流动方式等非经济因素的改善能显著提升农民工的幸福水平。因此,政府持续关注的重点应是如何进一步将农民工纳入城镇医疗保障或救助体系,探索新农合异地就诊转诊模式;提高农民工受教育水平,加强对农民工的职业技术培训;鼓励老一代农民工就地就近转移或流动。

需要指出的是,本文对农民工收入与幸福感关系的考察只是探索性研究的开始,仍然存在不足之处。首先,文中所采用的数据是横截面数据,缺少时间序列或面板数据,因此不能就农民工收入与幸福感的变化做更为深入的研究。其次,对农民工之间以及外出与未外出村民间的收入差距未加区分而统一定义为农村内部收入差距并纳入实证分析,可能造成实证结论的偏差①正如文中以同村村民为参照的相对收入负向作用于低收入者,若文中清晰界定同村村民为未外出村民,则这种负向作用可能会下降,甚至消除。,因此,进一步细化相对收入的参照对象将是今后这一问题研究的突破点。最后,文中模型的整体拟合优度偏低。主观幸福感作为反映个体主观感受的综合指标,对其进行实证分析将普遍存在遗漏变量的问题。对已有研究中存在的通病,本文也未能提出有效的改进之策。但这也从另一个角度说明,单纯改善农民工的经济条件并非提高其主观幸福感的万能药方。

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An Explanation of the Easterlin Paradox: From the Perspective of China’s Peasant Workers

Huang Zuhui Peng Wenhuan
(China Academy for Rural Development,Zhejiang University,Hangzhou310058,China)

China’s peasant workers,as a special group nurtured by urban-rural registration system,reached 274 millions in 2014.Studies on this massive group involve a great variety of aspects except the relationship between peasant workers’income and their subjective well-being (SWB).This paper extends previous researches by systematically investigating the impact of income on peasant workers’SWB based on the China Household Income Project survey(CHIPs) data.Besides,compared with the previous studies,this study contributes to the literature by taking into account the heterogenicity among peasant workers,discussing the different effects ofincome on SWB of peasant workers with different income levels,and further providing answers to why the impact of income on new generations of peasant workers’SWB differs from that on their old counterparts.

The results of ordinal logit model reveal that:(1)The Easterlin paradox has emerged in peasant worker group,and it is not the family income per se but the remainder of family income after deducting necessary living expenses that positively affects peasant workers’happiness, which indicates that raising peasant workers’SWB is not confined to the satisfaction of basic physiological needs for the moment.(2)The urban-rural income gaps reduce all peasant workers’SWB,but the reduction decreases with the rise of peasant workers’income.However,income gaps among rural residents negatively influence low-income group’s happiness.(3)The effects of income on peasant workers’happiness differ in two generation groups,specifically,income affects old generation group’s happiness more severely than that of new generation group.As far as income gaps are concerned,both the urban-rural and rural-rural income gaps have negative effects on old generation group’s happiness,but in terms of their new counterparts,the effect of the latter is not statistically significant.This conclusion illustrates that the new generation group does not treat rural residents as its reference group of relative income,so the views of Li Qiang and Knight on the choice of peasant workers’reference groups do not hold true.(4)Beyond economical factors,non-economical factors such as health condition,level of education,marital status and the style of migrate also influence peasant workers’SWB as well.

This article proposes that it is of great importance to increase the earnings of the low-income group and narrow the urban-rural income gap so as to regulate the income distribution properly. In addition,refining the urban medical insurance system for peasant workers,exploring the off-site treatment mode of New Cooperative Medical System,enhancing peasant workers’educational levels by vocational or technical training,as well as encouraging old generation groups to transfer nearby space should be the foci of governments’attention.However,it is worth noting that the determinants of peasant workers’SWB partially differ in two generation groups.The policymakers need not only to consider the similarities of two generation groups,but also to balance their differences to ensure the efficiency of policies.

Easterlin Paradox;peasantworkers;subjective well-being;income gap; inter-generational difference;non-economical factors

10.3785/j.issn.1008-942X.CN33-6000/C.2016.01.253

2016-01-25 [本刊网址·在线杂志]http://www.journals.zju.edu.cn/soc

[在线优先出版日期]2016-06-08 [网络连续型出版物号]CN33-6000/C

国家自然科学基金面上项目(71573235);浙江省自然科学基金(LY15G030030)

1.黄祖辉(http://orcid.org/0000-0003-0032-899X),男,浙江大学中国农村发展研究院教授,博士生导师,主要从事人口流动与城乡关系、农业经济与农村发展等方面研究;2.朋文欢(http://orcid.org/0000-0001-7266-5165),男,浙江大学中国农村发展研究院博士研究生,主要从事农村经济研究。