经济增长、收入分配与再分配对居民主观幸福感影响的实证研究

冯贺霞，韦　轲

(1.北京大学经济学院，北京100871；2.中国人民解放军61206部队，北京100042)

经济增长、收入分配与再分配对居民主观幸福感影响的实证研究

冯贺霞1，韦轲2

(1.北京大学经济学院，北京100871；2.中国人民解放军61206部队，北京100042)

文章使用2005年、2006年及2008年三年的CGSS调查数据，运用Order Probit模型，尝试从收入分配及再分配等宏观角度破解我国的幸福收入悖论之谜。结果表明，一方面，收入差距侵蚀了经济增长对幸福的正效应，另一方面，收入再分配的公平性能显著提升居民的主观幸福感，尤其是落后地区居民的主观幸福感。分析结果启示我们，经济发展和相关的政府政策的实施都是为了增强国民的幸福水平，经济的快速增长以降低居民幸福水平为代价显然违背了发展的基本初衷。就发展的终极目的而言，经济增长绝不是发展的唯一路径，缩小不同群体之间的收入差距、为居民提供均等化的公共基础服务，同样能增强人们的福祉。

主观幸福感;经济增长;收入分配;收入再分配

0　引言

中国经济增长取得了令人瞩目的成就，人们的收入水平也得到了前所未有的提升，然而，许多实证分析表明，民众的生活满意度、主观幸福感并未得以相应的提升。人们的幸福水平是否真的偏离经济增长？或者说，我国真的存在幸福收入悖论吗？若答案是肯定的，引起这种悖论的原因是什么？如何才能同时实现经济发展与居民幸福的双重目标？经济发展和相关的政府政策的实施都是为了增强国民的幸福水平，幸福才是政府介入的明确目标。在以人为本的发展观时代背景下，从发展的终极目标分析这些问题具有重要的现实意义。

为正确判断经济增长对居民主观幸福感的影响，我们不得不考虑收入分配以及政府在教育、医疗和社会保障等方面的财政支出等宏观变量对幸福的影响。

是什么因素侵蚀了经济增长对幸福的正效应？为回答这个问题，我们使用2005年、2006年及2008年三年的CGSS调查数据，运用Order Probit模型，在控制个体的收入、教育、健康等个体特征变量的同时，重点分析收入分配、收入再分配对居民主观幸福感的影响。

1　模型、变量与数据

1.1Order Probit模型

主观幸福是人们对自我生活质量进行积极的认知评价和情感评价（Veenhoven,1984）。主观幸福感的测量一般是通过问卷调查的方式，根据受访者自我报告的幸福程度进行基数赋值。被解释变量主观幸福感是从1到5的序数变量，相邻选项之间存在不可比性，因此，本文采用有序概率模型（Order Probit Model）分析我国城乡居民的幸福感。根据有序概率模型的基本处理方法（Mckelvey and Za⁃voina，1975），我们假定，被解释变量（真实主观幸福感，Happiness*）是一个潜在的连续变量，只是由于观测的不完全性，才以离散的形式报告出来；并且，报告的被解释变量（主观幸福感）由潜在的被解释变量（真实的主观幸福感）决定，二者之间满足如下关系：

若ci-1＜Happiness*＜ci，则Happiness=i，

其中，i是报告的主观幸福感（离散的序数值），Ci是真实而潜在的幸福感阈值。例如，如果报告的幸福感i为2，那么，它所对应的真实而潜在的幸福感是介于阈值C1与阈值C2之间的所有真实而潜在的幸福感（连续变量）。为了分析简便，我们还假定，C0=－∞，C5=＋∞。计量分析软件Stata会报告其他阈值的估计值。

根据经济学、社会学与心理学关于幸福的研究成果，人们的真实（潜在）幸福感由收入、家户特征、个人特征等因素决定，本文结合已有的研究，设定的回归模型如下：

其中，X1是时间变量；X2是刻画宏观经济发展的宏观变量，主要包括人均GDP、基尼系数、以及政府对教育、医疗及社会保障的人均支出等，并且，这些宏观变量主要是根据微观样本所在的省份及年份，用该省的人均GDP、基尼系数、及该省的人均教育、医疗、社会保障支出来表示；X3是收入变量，主要包括家庭总收入、家庭在当地的社会经济地位；X4代表个体特征变量，包括个体的教育水平、健康状况、年龄、性别、婚姻状况、政治面貌及民族特征等。假定u符合标准正态分布，采用极大似然法（MLE）估计Order Probit模型参数。

1.2数据来源及相关的变量说明

本文使用的是中国社会综合调查数据，该调查在2003年至2010年间，先后对大陆不同地区、不同群体展开了5次大规模的抽样调查。其中，2003年的抽样调查样本主要来源城镇，农村样本只占7%，显然，该样本的地区分布状况不能代表全国，而遗憾的是，2010年的抽样调查数据尚未公开，因此，本文使用的是中国社会综合调查2005年、2006年纪2008年的3次微观入户调查数据。其中，2005年、2006年、2008年的样本量分别是：10372个、10151个、6000个，总样本量是26523个，删除核心变量的缺失值后，形成有效样本量24424个。并且，本章通过这三年的《中国人口统计年鉴》的历年人口资料，根据其样本来源省份均值，获取相应的经济增长（人均GDP）、收入分配（基尼系数），以及国家在教育、医疗、社会保障方面的财政支出等宏观数据。

本文的被解释变量是主观幸福感，是主体对自身生活质量的一种心理体验。在2005、2006年的CGSS中，相应的幸福问题是：“总体而言，您对自己所过的生活的感觉是怎么样的呢？”要求受访者根据自身的情况，从“非常不幸福”到“非常幸福”在1和5的范围内进行打分。2008年的CGSS问卷设计的问题是：“整体来说，您觉得快不快乐？”受访者根据自己的快乐程度，从“很不快乐”到“非常快乐”在1到5的范围内进行打分。与心理学细致区分生活满意度、快乐、主观幸福感等概念有所不同的是，在经济学研究中，这些概念往往是交替使用的。

为何我国人均GDP的快速增长没有带来居民幸福水平的快速提升？在很大程度上，是因为人们没有公平地共享经济发展成果。根据世界银行2003年的统计，在所有的国家中，中国的基尼系数上升是最快的。中国的基尼系数已经由20世纪80年代初期的0.20左右上升到2006年0.496。因此，本文选择人均GDP、基尼系数作为度量经济发展的重要指标，根据其与个体主观幸福感的相关性，判断经济增长、公平分配对人类社会发展的贡献及差异。

值得注意的是，除了传统意义上的收入不平等，人们更关注获取社会机会的公平性。如，人们公平地获取受教育的机会，公平地享有健康的机会，人们公平地获取社会防护性保障的机会等等。也即，政府在教育、医疗及社会保障方面的支出是人们公平获取社会机会的关键，也是影响居民主观幸福感的重要因素之一，因此，我们在此重点考察了政府在教育、医疗及社会保障方面的支出对居民幸福感的影响。

人均GDP、基尼系数、以及政府在教育、医疗、社会保障等方面的财政支出等宏观变量的数据，主要是通过2005年、2006年、2008年三年的《中国人口统计年鉴》的人口资料，根据其样本来源省份的均值，获取相应的宏观数据。由表1可知，在2005年、2006年、2008年三年的CGSS调查样本中，人均GDP是20429.6元，然而，人均GDP最高达到了74048元，而最低的却只有5052元，可见，我国不同地区收入差距悬殊。另外，基尼系数均值高达0.396，且最高省份的基尼系数已经达到了0.48，远超过了贫富差距的警戒线（0.4）。另外，政府对教育的财政支出最大，社会保障支出次之，而医疗支出最低，但总体上，政府在这三方面的财政支出都比较低。

表1　变量的描述性统计特征

文中所涉及的微观个体特征变量的数据主要来源于2005—2006年三年的CGSS微观调查数据。其中，考虑到受访者可能是学生或者是全职家庭主妇，这样的样本没有收入来源，因此，本文用家庭总收入度量个体的收入状况，用家庭在当地的社会经济地位度量个体的相对收入。在计量分析中，我们采用绝对收入即上一年家庭总收入的对数值。相对收入是指家庭经济状况在当地所处的水平。CGSS对相对收入所设计的问题是：“在您看来，您本人的社会经济地位属于上层、中上层、中层、中下层还是下层？”要求受访者在5个阶层间进行选择，其中，“下层”赋值为1，“上层”赋值为5。另外，文章的解释变量还包括微观个体的教育水平、健康状况及年龄、性别等人口统计特征变量，其中，已有研究表明，健康变量是影响居民主观幸福感的有效变量，然而，CGSS缺乏相关的健康状况调查数据，为保证模型分析结果的稳健性和可靠性，本文用健康满意度表示个体的健康状况。具体的变量的描述性统计见表1。

2　实证结果分析

2.1经济增长与主观幸福感

我们分别用2005、2006、2008年CGSS调查数据，通过Order Probit模型、OLS回归模型，将居民主观幸福感对宏观变量、家庭特征变量及个体特征变量等进行回归，其回归结果见表2、表3。在Order Probit模型、OLS模型两种回归分析中，年度变量、宏观变量、家户特征变量及个体特征变量等对主观幸福感的影响系数及显著性均是一致的；其次，年龄及其平方项、性别、党籍、健康状况、婚姻状况等人口特征变量对居民幸福感的影响，均与已有研究的结论一致，且在统计上是显著的。这些从一个侧面说明了我们的模型设置的可靠性与回归分析的稳健性。

表2　Order Probit模型全样本回归结果

首先，Order Probit模型、OLS模型两种回归结果均表明，经济增长（人均GDP）与主观幸福感显著正相关，且相关系数超过了0.1。其次，两种回归结果表明，微观个体的绝对收入水平能显著提升居民的主观幸福感。可见，经济条件的改善是提升居民主观幸福感的前提和基础，尤其是在人们收入水平还不能满足其基本需要时，经济增长对人们的主观幸福感处于支配性的地位。

另外，我们特别关注时间虚拟变量的回归结果。表3表明，与2005年相比，2006年居民感觉不幸福，但2008年居民感觉是幸福的。可见，与2005年相比，2006年居民的主观幸福感显著下降了，也即，居民的主观幸福感并未随着经济的增长而提升，出现了所谓的幸福收入悖论现象。然而，2008年居民的主观幸福感却又显著提升了，幸福收入悖论又“消失”了。可见，经济增长是影响居民主观幸福感的重要因素，但绝不是唯一因素，我们更加关心的是，引起这种幸福差异是因素是什么？

表3　OLS模型全样本回归结果

2.2收入分配与主观幸福感

由表2可知，基尼系数每上升一单位，居民的主观幸福感下降的概率增加26.6%，相对收入地位每上升一单位，居民主观幸福感上升的概率增加33.1%。且表3进一步表明，基尼系数对居民主观幸福感的负效应远远大于经济增长对居民主观幸福感的正效应。并且,相对收入对居民主观幸福感的影响，远大于绝对收入对居民主观幸福感的影响。也即，收入差距越小，人们的相对收入地位越高，其幸福感也就越高。在一定程度上，我们可以说，收入差距侵蚀了经济增长、社会福利对居民主观幸福感的正效应，即使微观个体自身的收入水平、社会福利上升了，然而，若参照群体的收入水平、社会福利上升的更多，其相对收入地位自然下降，由于微观个体的攀比心理，其主观幸福水平不仅不会因收入及社会福利的增加而提升，反而会出现下降的可能。

从经济学的直觉可知，收入分配对主观幸福感的这种效应是一个较大的效应。这个结论意味着我国居民对收入不平等的容忍程度较低，对不平等存在强烈的厌恶情绪。这可能与我国的“不患寡而患不均”的文化传统及“社会主义”意识形态相关。这种对收入不平等的厌恶情绪与我国现实中收入不平等之间的矛盾，对我国居民主观幸福感产生了显著的负面效应。可见，由收入差距导致的相对收入地位差异，是引起居民主观幸福感差异的重要因素，也是导致幸福收入悖论现象的重要原因之一。

2.3收入再分配与主观幸福感

作为收入再分配的一种形式，国家在教育、医疗、社会保障等方面的财政支出对居民主观幸福感又有着怎样的影响？

表2表明，医疗支出对数每上升一单位，居民主观幸福感上升的概率增加17.6%，社会保障支出对数每上升一单位，居民主观幸福感上升的概率增加6.16%，表5-7再次证明了医疗支出、社会保障支出对居民主观幸福感的正效应。可见，收入再分配对于促进居民幸福感的提升具有积极效应，是解决“幸福收入悖论”的一个有效手段。这与西方学者对政府支出与居民幸福感之间关系的研究结论较为一致。

值得注意的是，在两种模型回归结果中，教育支出对居民主观幸福感的影响均不显著，然而，个体的教育水平却能显著提升居民的主观幸福感。教育作为提升个体能力的关键因素，其重要性是不言而喻的。我们在后面的分样本回归中对该结果做了进一步的解释。

表2、表3的模型回归结果表明，个体特征变量与居民主观幸福感显著相关，且与已有研究结论一致。两种模型的回归结果均显示，城市户籍项的系数是负向的，但并不显著。这种结果再次质疑了“经济增长能带来幸福”的经济学传统观点。城乡居民在收入、公共服务等方面显著优于农村，理应来说，城市居民应该更幸福，为何却出现了城乡居民幸福感差异不大，甚至农村居民更幸福的现象？叶初升、冯贺霞（2014）对该问题进行了详细地阐述。全职就业能显著提升居民主观幸福感，身体健康能显著提升居民的幸福感，与男性相比，女性更加幸福，年龄与居民主观幸福感的关系呈“U”型，也即，青少年及老年群体更加幸福，中年群体不幸福，这可能是中年群体往往面临“上有老，下有小”的养家负担，导致其主观幸福感偏低。

2.4稳健性检验

我们运用Order Probit模型，使用相同的数据和变量，对经济发展水平不同的东部、中部、西部地区，以及城乡地区进行分样本回归，一方面，我们进一步从横向方向研究收入与居民主观幸福感的相关性问题，另一方面，也是对全样本回归结果的一种稳健性检验。

表4是Order Probit模型分样本回归结果。首先，我们看年度变量的回归系数，与2005年相比，2006年东部、中部、西部地区，及城乡地区的居民感觉是不幸福的，而2008年这些地区的居民感觉又是幸福的。这与全样本回归结果一致，再次说明了我们回归结果的稳健性和可靠性。

表4　Order Probit模型分样本回归结果

分样本回归结果表明，人均GDP的上升，能显著提升东部地区、城市地区居民的主观幸福感，然而，对中部地区、西部地区及农村地区的居民幸福感并无影响。这也是不难理解的，当经济增长在全国范围内普遍性地上涨时，东部地区居民的收入的上升幅度远大于中部地区、西部地区，城市居民收入的上升幅度远大于农村，当微观个体收入的上升幅度小于参照群体的时，其收入的上升并不能带来额外的幸福增量，反之，当其收入水平的上升幅度大于参照群体的时，收入的上升能显著提升其主观幸福感。另外，基尼系数的上升显著降低了所有地区居民的主观幸福感。医疗支出能显著提升农村居民的主观幸福感，对其他地区居民的主观幸福感并无影响，而社会保障支出能提升所有群体的居民主观幸福感。

绝对收入、相对收入是显著影响所有地区居民的主观幸福感，但绝对收入的系数远小于相对收入的系数。并且，绝对收入对东部地区居民主观幸福感的效应小于中部、西部地区，绝对收入对城市居民主观幸福感的效应小于农村；相反，相对收入对东部地区居民主观幸福感的效应大于中部、西部地区，相对收入对城市地区居民主观幸福感的效应大于农村。可见，对所有居民而言，相对收入更重要（与绝对收入相比），并且，经济相对落后的地区，其居民更加重视绝对收入的增加，而经济相对发达的地区，其居民更重视相对收入地位的改善。

与全样本回归结果不同的是，教育支出对不同地区的居民主观幸福感有着截然不同的效应。教育支出能显著提升中部地区、农村地区居民的主观幸福感，然而，却显著降低了东部地区、城市地区居民的主观幸福感。这可能是因为，与其他地区相比，东部地区、城市地区居民的收入水平更高，一般情况下，是能支付相关的教育费用，而较为落后的中部、农村地区，其居民收入水平较低，往往支出不起相关的教育费用，尤其是高等教育费用，因此，教育支出对经济较为发达地区的居民影响不大，但却能改善较为落后地区的居民教育状况。然而，个体的教育水平却能显著提升所有地区居民的主观幸福感。再次证明微观个体的教育水平对其发展的重要性。

另外，与全样本回归结果一致，全职就业、已婚有配偶、身体健康等，均显著提升所有地区居民的主观幸福感，并且，户籍、年龄、性别、民族状况及政治面貌等人口统计特征变量的系数及显著性均与全样本的回归结果一致，这些再次说明了我们模型设置的可靠性及模型结果的稳健性。

3　结论及启示

本文基于2005-2008年中国综合社会调查（CGSS）数据，通过Order Probit模型，在控制个体的收入、教育、健康等个体特征变量的同时，重点分析经济增长及收入分配、收入再分配对居民主观幸福感的影响。主要结论及启示如下：

首先，从2005年到2008年，居民的人均GDP、家庭收入水平大幅度增长，然而，这种物质财富的日益积累并没有使居民感觉更幸福。对居民主观幸福感进行的OLS多元回归、Order Probit模型全样本、分样本回归结果表明，在控制经济增长、基尼系数等宏观变量，以及绝对收入、相对收入等个体特征变量的基础上，与2005年相比，2006年居民的幸福水平反而下降了。

其次，人均GDP的上升，只能提升东部地区、城市地区居民的主观幸福感，而对其他地区居民主观幸福感并无影响。基尼系数的上升，降低了所有地区居民的主观幸福感。政府在医疗、社会保障方面的支出能显著提升居民的主观幸福感，而教育投资能显著提升中部地区、农村地区居民的主观幸福感，而对东部地区、城市地区居民主观幸福感并无影响。

第三，微观个体的绝对收入、相对收入均是影响居民主观幸福感的重要因素，而居民更加看重的相对收入地位的改善。值得注意的是，绝对收入对经济相对落后地区居民的主观幸福感影响系数较大，而对经济相对发达地区居民的主观幸福感影响系数较小，反之，相对收入对经济相对发达地区居民主观幸福感的影响系数较大，而对经济较为落后地区居民的主观幸福感影响系数较小。

第四，微观个体的教育、就业及健康等个体发展状况，是影响居民主观幸福感的重要因素。

由上述结论，我们至少可以得到以下三点启示：

第一，经济增长与居民主观幸福感不一致的现象并非意味着忽视或抛弃经济增长而谈幸福，反而，经济增长、物资财富的积累是实现居民主观幸福感的前提和基础。然而，经济增长、居民收入对居民主观幸福感影响随显著但影响系数较小，所有的实证回归分析中，绝对收入的系数还不到0.1，可见，我们必须超越经济增长，在实现经济增长的基础上，还要重视居民在教育、医疗保健、社会保障等方面社会福利的改善，以及微观个体其他切身真实福利的提升。

第二，基尼系数降低了居民主观幸福感，并且，相对收入对居民主观幸福感的影响不仅统计上显著，经济上也非常显著。这结果意味着，适当缩小收入差距，尤其是提升农村地区及中、西部地区居民的绝对收入水平，能显著提升其居民的主观幸福感。并且，加强对农村等经济相对落后地区的公共支出，能显著提升其居民主观幸福感。

第三，实现微观个体的发展不仅依赖于微观个体收入水平的提升，还在于微观个体接受教育的机会及受教育水平，在于微观个体平等的就业机会及良好的就业环境，在于微观个体能接受公平的医疗保健服务机会。

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（责任编辑/易永生）

F014.4

A

1002-6487（2016）22-0113-05

冯贺霞（1983—），女，河南平舆人，博士后，讲师，研究方向：贫困与发展。