收入不平等与农户生活满意度*——来自中国社会综合调查

于井远，王金秀

（1. 广东财经大学粤港澳大湾区创新竞争力研究院，广州 510320；2. 中南财经政法大学财政税务学院，武汉 430073）

一、引言及文献综述

生活满意度作为度量个人生活质量的重要指标，是幸福经济学的重要研究课题。我国政府历来重视人民群众生活质量和幸福指数的提升。改革开放以来，我国经济高速增长，城乡居民人均收入得到极大提高，但已有研究表明我国居民幸福感提升速度落后于经济增长速度，即出现“Easterlin 悖论”（Easterlin 等，2012），而与之相伴随的一个现象是以基尼系数表征的我国收入不平等也在不断扩大（Xie等，2014）。对此，不少研究分析收入不平等对居民幸福感影响及作用机理，但结论不完全一致，如何立新等（2011）认为机会不均是产生收入差距进而降低居民主观幸福感的重要原因，而陈钊等（2012）认为收入差距“隧道效应”提高人们收入预期，对幸福感具有正向影响。但现有研究较少直接关注收入不平等对农户生活满意度的影响问题。

根据《乡村振兴战略规划（2018-2022）》，农村是新时期社会主要矛盾突出表现地区，不平等程度均高于同期城镇地区。“乡村兴则国家兴，乡村衰则国家衰”。可见，经济发展是否最终惠及到农民，是否增强农民群众“获得感、幸福感、安全感”，是衡量新时代社会主要矛盾是否解决的重要标尺。而居民收入差距持续扩大作为经济发展的非期望产出（范子英等，2009），对国民幸福感获得及持续提升的重要性不言而喻，体现为“隧道效应”还是“攀比效应”？对此，本文以农户为研究视角，构建个体收入不平等指数，研究农户内部收入不平等对其主观福利的影响，可补充现有研究不足，对理解如何增进农民福祉、改善农村民生面貌具有重要现实意义。

围绕收入不平等与居民生活满意度这一重要课题，现有文献分别就二者之间影响及作用机制展开实证研究。就前者而言，学术界主要有两种观点，一种观点认为收入不平等显著降低居民生活满意度，并从以下视角分析：不平等厌恶（Fehr等，1999；Schwarze等，2007）、个体收入不平等（D'Ambrosio等，2007）、公共支出（汤凤林等，2014）、个体效用（孙计领等，2018）等。另一种观点认为收入不平等提升居民生活满意度（Haller等，2006）。对拉丁美洲的研究表明，个体幸福主要源于对自身生活环境的感知，而非整体社会经济不平等，且拉丁美洲的社会关系质量抵消了不平等因素的负面影响等；此外，陈钊等（2012）认为收入不平等的隧道效应给人们带来预期收入会提升希望，从而提升居民幸福感。就后者而言，Alesina 等（2004）研究表明社会流动性起到重要中介作用，通过比对分析，发现欧洲收入不平等降低居民幸福感，而美国收入不平等却提升幸福感，究其原因美国是个人口高度流动性国家，而欧洲人口流动性相对较低；鲁元平等（2011）使用世界价值观数据从收入不平等是否会引起犯罪率提升视角研究二者之间互动关系，发现收入不平等导致居民犯罪率提高，从而降低幸福感；胡洪署等（2012）进一步从居民有无医疗保险方面研究收入不平等对老年人幸福感影响，发现收入不平等对无医疗保险老年人影响大于有医疗保险的。

以上研究通常使用基尼系数、泰尔指数测度收入不平等，而基于个体收入不平等视角研究收入不平等对居民幸福感的文献相对较少，尤其是个体收入不平等对农户幸福感的研究更少。国外学者D'Ambrosio 等（2007）通过构造个体收入不平等指数，利用德国社会经济1990～2004 年面板数据研究相对收入不平等对幸福感影响，发现绝对收入产生的幸福效应小于收入不平等的负面效应；D'Ambrosio等（2012）通过将绝对收入、相对收入和满意度纳入动态分析框架中，发现个人历史收入状况也会对收入满意度评价起到决定作用。国内学者任国强等（2017）通过构建个体收入不平等指数研究收入不平等对居民健康影响；孙计领等（2018）通过构建效用函数模型从收入不平等视角研究对居民幸福感影响。

综上，本文边际贡献主要体现在研究视角与研究方法上。一方面，将研究视角集中于农户，更具有针对性，并基于个体收入不平等视角研究农户收入不平等对生活满意度的影响，与基尼系数、泰尔指数相比，个体收入不平等理论以个体收入为研究对象，个体将自身收入与参照群中比其收入较高的个体相比，以个体实际收入与期望收入之间差异度量个体收入不平等程度，相比于社区或县级层面的基尼系数、泰尔指数等，个体收入不平等指数更具有微观意义（任国强等，2016）。另一方面，使用两阶段Probit最小二乘法构造联立方程模型排除互为因果关系产生的内生性问题，得到较一致校正标准误和参数估计，并分析不同地区、收入群体、消费群体及就业群体之间异质性效应。

二、数据来源、变量说明及模型设计

（一）数据来源

使用中国社会科学院的中国社会综合情况调查2015 年数据库（CSS2015）。该调查于2005 年实施，每2年更新一次，问卷中涵盖收入、消费、生活满意度等与个体相关的大部分变量。并涵盖除新疆外的30 个省区（含直辖市），包括148 个区市县，568 个镇乡街道办事处等，全样本量共有10 243 个，其中农村样本量7 396 个。根据本文研究对象和数据特点，删除“无法回答”“拒绝回答”、缺失值等后样本量共计6 810个，占全部样本量66.64%。最后根据研究对象删除城镇地区样本，得到有效样本5 016个，占全部农村数量67.82%。

（二）变量说明

1. 被解释变量

即农户生活满意度。问卷采取1～10分的打分方式，生活满意度越高分值越高。根据回答，首先设置多值型变量lifesatisfy1；另外在此基础上进一步设置二值型变量lifesatisfy2，取中间数5为一般情况，如果分值低于5，则对生活不满意，lifesatisfy2取值为0，反之则对生活较满意，lifesatisfy2取值为1。由图1可知，农户生活满意度在5～8的农户数量占74.12%，约占样本农户数量3/4，表明大部分农户生活满意度在中等以上，而评分在5以下农户占12.91%，非常满意农户占12.96%。

图1 农户生活满意度分布

2. 农户收入不平等

参考D'Ambrosio等（2007）研究方法，从个体收入不平等视角刻画农户收入不平等。在计算个体收入不平等指数之前，首先计算个体平均年收入，使用家庭年收入除以相对应收入人数得到连续型变量个体平均年收入income，对其winsorize缩尾处理；再根据个体收入不平等理论计算个体收入不平等指数（式（1）和式（2））。选取文献中常用的Kakwani 指数和Canberra 指数测度个体收入不平等，以Kakwani指数为例，选取农村居民为参照群，每个收入个体与参照群中比其收入高的其他个体相比，计算个体收入不平等指数。令X 为参照群，样本量为n ，收入为xn，首先将xn升序排列，即x1＜x2＜... ＜xn，令个体收入剥夺指数为incD，则

其中， μ 为全体农户收入平均值， xk为第k 个个体收入，通过上式计算Kakwani指数。同时在稳健性分析中，使用Canberra指数进一步作为个体收入不平等的代理变量展开分析，计算公式如下。

其中， μ 的含义同前式， μi(x) 为累积到前i个人的平均收入。

3.控制变量

为尽量降低异方差，选择以下控制变量：个体特征变量包括党员（status）、婚姻状况（marriage）、性别（gender）、民族（nation）、受访者年龄（age及其平方项）、是否工作（job）；家庭方面包括家庭经济水平（econstatus）、家庭房产个数（house）及家庭人口规模（family）；社会特征变量包括社会总体评价（socialstatus）（见表1）。

表1 变量的描述性统计

（三）模型设计

因被解释变量农户生活满意度为序数离散变量，根据评价得分分别设置多值变量和二值变量。为保持研究结论稳健性，使用Ologit 和logit模型稳健性检验。

1.基准回归分析

参考已有研究，当居民生活满意度取值1～10 时，使用Oprobit 回归模型；当取值0 或1 时，使用Probit回归模型。基本回归方程设计如下。

其中，lifesatisfy*为农户生活满意度，incD为个体收入剥夺指数，控制变量X为包含个体、家庭和社会的一些经济特征变量：党员（status）、婚姻状况（marriage）、性别（gender）、民族（nation）、受访者年龄（age及其平方项）、是否工作（job）；家庭方面：家庭经济水平（econstatus）、家庭房产个数（house）及家庭人口规模（family）；社会特征变量：社会总体评价（socialstatus）等，μ为省份效应，ε为随机干扰项。

2.内生性分析

根据被解释变量生活满意度分布特征，采用Oprobit 和Probit 作基准回归模型，但估计过程中因遗漏变量、估计偏误、互为因果等因素，不可避免会产生内生性。在双向因果分析方面，如果生活满意度较低的人为社会最底层阶层，其生活满意程度越低，越可能产生悲观厌世情绪，会主观排除社会援助，不利于农户内部收入差距缩小，即生活满意度程度也可能反向影响农户收入不平等，如果存在此情况，则基本回归结果会产生估计系数偏误且不一致。因此，通过构建联立方程模型验证该影响是否存在，进一步在式（3）基础上构建联立方程。

incD = α + βlifesatisfy + γX' + μ + ε （4）

式（3）和式（4）为本文设定的联立方程模型，其他变量定义如式（3）。如果β 系数符号显著为负，说明从统计意义上而言，生活满意度会加剧农户内部收入差距，反之则表明生活满意度对农户内部收入差距无显著影响。根据Keshk（2003），本文使用两阶段Probit最小二乘法构建联立方程模型（2SPLS）加以估计，此模型可较好纠正非线性联立方程模型标准误，使得模型估计系数和其标准误得到较一致估计。

三、实证结果及分析

（一）基准分析

因待估计方程中解释变量较多，根据White（1980）研究，首先在基本回归之前检验方程是否产生多重共线性，检验结果显示VIF为1.10，表明本文解释变量之间不存在多重共线性；同时相关性检验结果显示除age和age平方相关系数较高之外，其他变量之间相关系数均在0.5以下。

根据前文模型设计，本部分使用Oprobit和Probit作基准回归分析，回归过程采取逐步回归方法结果见表2，其中模型1～3表示被解释变量为多值型生活满意度的回归结果，模型4～6表示二值型被解释变量的回归结果。模型1、4未加入控制变量和控制省份效应，模型2和模型5在其基础上控制省份效应，而模型3和6同时考虑控制变量和省份效应。表2中各模型拟合优度检验结果显示所有模型均高度显著，考虑控制变量和省份效应后的模型拟合优度最高，表明农户生活满意度影响因素并非仅取决于个体收入不平等程度，还会受其他因素影响。就核心解释变量估计结果看，个体收入不平等对农户生活满意度影响显著为负，且均在1%显著性水平上通过检验，表明农村地区收入不平等显著降低农户生活满意度。合理解释是，由于内部收入不平等为相对收入视角，农户内部收入差距越大，农户自感与其他相对收入较高的人不平等感会越强，致使“攀比效应”大于其“隧道效应”，从而降低生活满意度，模型估计中无论是否考虑控制变量还是省份效应，均说明此点。从效应大小看，个体收入不平等每增加1个单位，农户生活满意度则平均下降0.18个单位。

控制变量中，年龄对农户生活满意影响表现为U型趋势，样本中年龄范围22～74岁，U型拐点位置约32 岁。由此可知，农户生活满意度在32 岁之前表现为下降趋势，而在32 岁之后为上升状态，可能是32岁之前农户无论是从生理上还是心理上均处于较年轻状态，对生活富足及工作要求较高，而这类群体因缺乏生活工作经验，现实与期望落差对生活满意度造成一定冲击；和已有研究结论一致（Haller 等，2006），婚姻有利于提升农户生活满意度，表明婚姻有利于个体幸福感获得，而离婚某种程度上割裂和切断人与人之间连接，导致居民生活满意度下降；社会经济地位在中等及以上的农户生活满意度要大于社会经济地位较差农户；同样，家庭财富多寡也影响农户生活满意度；对社会评价较高群体，生活满意度也相对较高，主观上看，社会评价反映社会生活认可程度；贫困降低农户生活满意度，根据阿玛蒂亚·森研究，贫困意味着权利的剥夺，奥本海默认为贫困是指物质上、精神上及情感上的缺失，而基本权利的剥夺和缺失直接影响农户生活满意度；家庭成员数降低农户生活满意度，但该模型中并不显著，可能在其增收受到限制情况下，家庭成员过多直接导致个体平均生活水平下降，而和谐的家庭生活氛围带来生活满意度提升无法直接观测到，其统计意义上不显著；其他个体特征变量中性别、民族、是否党员在模型估计中并不显著。

表2 基准回归分析结果

（二）稳健性检验

使用Canberra 指数作为个体收入剥夺指标，并同时使用Ologit 和Logit 模型检验基本结论稳健性。表3 中通过更换解释变量和模型估计方法，结果依然显著，表明农户收入不平等降低农户生活满意度其基本结论稳健，在以Canberra指数作为个体收入不平等的解释变量估计结果中，无论是Probit 还是Logit 模型结果均显示，个体收入不平等每增加1 个单位，农户生活满意度平均下降0.3个单位。而控制变量的结果如前所述基本一致。

表3 稳健性分析

（三）内生性分析

由于解释变量的内生性，通常会使模型出现估计偏误，造成结果不准确性，加之农户生活满意度提升的影响因素可能是综合性的，囿于数据可得性，本文不能穷尽其他重要影响因素，如个体偏好、生活习惯等，而这些因素通常无法观测，可能造成遗漏变量问题；另外农户收入不平等可能并非严格外生，也会受其他因素影响，如收入、社会经济地位等；如前所述，在其影响因素中也可能受被解释变量生活满意度影响，尽管互为因果关系也可能对模型估计结果带来一定偏差。

为解决上述问题，首先检验农户收入不平等的内生性，DWH结果显示F统计量为9.17，在1%水平上显著拒绝农户内部收入差距外生的原假设，而IV Probit 结果显示其Wald 统计量为4.5，在5%显著性水平也拒绝其外生性原假设；然后，继续检验双向因果关系，已有文献中常使用工具变量、二阶段最小二乘估计克服其内生性问题，使用三阶段最小二乘法构造联立方程模型克服由于互为因果关系造成联立方程偏差，但其条件通常是线性假设。然而由于生活满意度是离散型序数变量，个体收入不平等为连续型变量，并不都满足线性假设条件，故本文使用两阶段Probit最小二乘法的联立方程模型（2SPLS）展开估计，此模型不仅可纠正非线性联立方程模型标准误，也可得到一致的模型估计系数（Hassan等, 2011）。为方便比较，同时使用三阶段最小二乘回归对比分析，回归结果见表4。

表4 内生性分析

表4中前4列为两阶段Probit最小二乘联立方程，分别使用Kakwani指数和Canberra指数刻画的个体收入不平等与农户生活满意度的联立方程，结论显示，农户收入不平等显著降低农户生活满意度，而农户生活满意度不必然造成收入差距越来越大。就其效应而言，农户内部收入差距每增加1 个单位，其生活满意度平均下降0.18～0.3个单位，这与基本结论一致，表明基准回归分析不存在估计偏误；表中最后两列为三阶段最小二乘回归模型，估计结果显示，虽系数符号方向未发生实质变化，但估计系数大小相较于两阶段Probit最小二乘联立方程结果较大，究其原因是三阶段最小二乘回归假设条件为线性假设，而本文的两个内生变量并不符合此条件。

（四）异质性分析

按照东中西地区、消费人群和收入人群及农户是否处于失业状态进一步分析异质性。具体方法为，在不同人群中，分别以人均收入与人均消费平均值为分界线将样本群体划分为高收入与低收入组、高消费与低消费组；根据调查问卷中“工作状态”划分为就业状态与失业状态。

1.地区异质性

经济发展过程中面临着公平与效率选择问题，且地区经济发展、社会、文化等存在明显地区异质性，居民收入分配不均作为经济发展的非期望产出会有所差异。因此，有必要针对内部收入差距对农户生活满意度的地区异质性加以分析。由表5可知，东部地区内部收入差距平均值为0.51，要小于中部地区0.55和西部地区0.60，即东部不平等程度相对低于中西部地区，从收入角度看，印证已有研究，即越是贫穷地区，内部差距就越大（朱诗娥等，2012）。

就整体而言，无论是发达地区还是欠发达地区，农户内部收入差距均显著降低生活满意度，其中东部地区个体收入不平等的抑制效应最大，其次是中部地区，西部地区最小。东部地区内部收入差距每增加1个单位，农户生活满意度平均下降0.25，中西部地区分别平均下降0.16、0.11。可能原因是：一方面，与东部地区社会经济特征有关。长期以来，该地区因具有较发达的工业和服务业等吸引了较高水平人力资本流入和农民工迁徙，成为人力资本输入地，而中西部地区因经济欠发达成为人才流失地区，东部地区人才大量集聚也带来一些负面影响，如交通拥挤、人口过度密集等，这些均不利于幸福感获得（鲁元平等，2011）。另一方面，经济发达地区生活成本相对较高，在房价方面表现尤为突出，据国家统计局资料显示，2017年北京住宅平均价格为3.4万/平方米，而西部地区住宅价格平均不到5 500元/平方米，较高生活成本加剧农户收入不平等对生活满意度的负面影响。

表5 异质性分析：地区视角

2. 不同群体的异质性

已有研究表明，低收入组的幸福获得感要大于高收入组（高启杰等，2019）。同时，消费作为衡量社会福利的重要变量，直接反映最终拥有社会资源的多寡。因此，本文以家庭个体年平均收入均值和家庭个体年均支出为限，将农户划分为高收入人群和低收入群体、高消费人群和低消费群体，借以考查不同收入群体和消费群体的异质性。从表6参数估计结果看，低收入群体和低消费群体生活满意度受收入不平等影响更大。

表6 异质性分析：按不同人群分类

3.是否处于失业状态人群的异质性

理论上，失业不仅导致农户收入下降降低其生活水平，还会对农户心理产生负面效应，在失业对个体幸福感影响程度上，Clark（2003）认为失业对个体幸福感负面影响超过其他因素。那么，在农民群体中表现是否也具有一致性，问卷中将是否工作分为三种，分别为“有工作”“有工作，但目前休假、学习，或临时停工、歇业”及“无工作”，同时将无工作状态设置为失业，而另外两种为处于就业中，按此依据划分分析其异质性影响。如表7 所示，失业群体中Kakwani 指数估计系数为-0.785，就业群体估计系数为-0.552，二者均通过1%显著性水平，表明无论是农户还是其他居民，失业群体对收入不平等负面情绪更高。

表7 异质性分析：按农户就业分类

四、结论及政策建议

（一）结论

基于中国社会综合情况调查2015年数据库（CSS2015），基于个体收入不平等视角，使用Oprobit模型、Probit模型分析农户内部收入不平等对其生活满意度的影响。研究发现：（1）农户收入不平等是影响生活满意度的因素，农户内部收入差距每增加1个单位，生活满意度平均下降0.18～0.3个单位；（2）使用两阶段Probit最小二乘联立方程模型克服内生性后，证明基本结论稳健性，同时也证实农户生活满意度高低并非必然带来内部收入差距加大；（3）进一步从不同地区、不同收入群体、不同消费群体及是否处于失业状态分析二者之间关系的异质性。就地区而言，东部地区农户内部收入差距对生活满意度负面效应最大，平均为0.25，而中西部地区平均为0.16、0.11；就不同收入群体而言，相较于高收入群体，低收入群体负面效应较大，内部收入差距每增加1个单位，生活满意度平均下降0.26，而高收入群体平均下降0.17；就不同消费群体而言，表现为与收入类似的性质，内部收入差距对低消费群体负面效应平均为0.19，而高消费群体则为0.13；就农户是否处于失业状态而言，表现为失业群体对内部收入差距的厌恶程度更高，收入差距每增加1个单位，其生活满意度平均下降0.24，而就业群体平均下降0.17。

（二）政策建议

第一，目前我国农村地区收入不平等程度相对还处于较高水平，在促进农户增收的同时，防止农户内部收入差距的加大，不仅取决于其自身能力，还取决于精准扶贫等乡村政策是否到位。政府部门应进一步通过互联网经济加深产业扶贫深度，充分利用数字经济，实施“数字+农业”结合模式，拓宽农户创业、增收途径以改善收入状况。只有持续改善农村居民收入分配，增收的同时并抑制收入差距加大，才能防止“Easterlin悖论”的出现。

第二，扩大农村医疗保险制度， 缓解农村“因病致贫、因病返贫”情况发生，切实降低农民医疗上的生活成本和未来生活不确定性，平滑其收入状况，既有利于缓解收入差距，也有利于农民健康水平提高和生活质量提升。

第三，区域性政策需多向低消费、低收入群体倾斜，如财税支持政策更多地关注新生代农民工教育水平和就业状况等，提高其人力资本水平，降低收入不平等感知程度，提升对未来生活预期等主观福利水平。