對“Easterlin悖論”的解讀
——基于農民工的視角

黃祖輝 朋文歡

(浙江大學 中國農村發展研究院,浙江 杭州310058)

主題欄目:中國“三農”問題研究

對“Easterlin悖論”的解讀
——基于農民工的視角

黃祖輝 朋文歡

(浙江大學 中國農村發展研究院,浙江 杭州310058)

基于CHIPs調研數據可知,農民工收入與其幸福感的關系同樣表現出“Easterlin悖論”。實證研究結果表明:(1)對農民工幸福感起正向作用的并非家庭收入本身,而是扣除生活必要開支后的剩余部分,說明農民工幸福水平的提升并不止步于基本需求的滿足。(2)農民工與城市居民間的收入差距嚴重損害其幸福感,但隨著農民工收入的提高,其損害程度會逐步降低;與同村村民間的收入差距僅負向影響低收入者的幸福感。(3)收入對新老一代農民工幸福感的影響呈現出明顯的代際差異,與新生代農民工相比,老一代農民工更關注經濟因素的作用,與城市居民、同村村民間的收入差距均不利于老一代農民工幸福水平的提升;但對新生代農民工而言,與同村村民間的收入差距作用并不顯著,說明他們并不將同村村民視為相對收入的參照對象。(4)當前,農民工的幸福感并非局限于單一的經濟訴求,健康狀況、教育水平、婚姻狀況、流動方式等非經濟因素同樣作用明顯。

Easterlin悖論;農民工;幸福感;收入差距;代際差異;非經濟因素

一、引 言

西方主流經濟學將幸福定義為效用,因此,在將收入看作決定效用的唯一變量的前提下,得出收入越高、居民越幸福的結論就顯得理所當然。但大量實證研究結論卻與主流經濟理論大相徑庭。二戰后,美、日等國人均實際收入的顯著提高并未帶來居民幸福程度的提升[1];改革開放近40年來,中國經濟的快速增長也同樣并未見證國民幸福水平的同步提高。“世界價值觀調查”(WorldValue Survey,WVS)數據顯示,2012年中國居民幸福指數為6.85,較1995年下降0.28①世界價值普查向被調查者提出如下問題:“綜合考慮所有因素,你如何評價這段時期的生活狀況?”回答者在 1(不滿意)—10(滿意)數值中選擇答案來表征其生活滿意度,具體參見http://www.worldvaluessurvey.org/WVSContents.jsp。。中國社會科學院2005年的調研也表明,感覺生活幸福的居民占72.7%,較上年降低5%,而相比農村居民,城市居民的生活幸福水平普遍偏低②參見汝信、陸學藝、李培林主編《2006年:中國社會形勢分析與預測》,http://www.china.com.cn/zhuanti2005/txt/ 2006-01/19/content_6095838.htm,2016年1月25日。。

面對“Easterlin悖論”③“Easterlin悖論”又稱為“幸福悖論”或“幸福—收入悖論”,是指當國家變得富有時,居民的平均幸福水平并未得到相應提升。Easterlin最早發現這一現象,故以此命名。的責難,國外學者重新審視現代經濟學中的標準經濟理論,就收入與幸福之間的關系及“Easterlin悖論”的形成機制展開研究[1-9]。Graham發現:(1)在一國內部,富人的平均幸福感高于窮人,而跨國或跨時期的研究則表明人均收入與平均幸福水平幾乎無關;(2)平均看來,富國比窮國更幸福,但居民收入對幸福的影響存在臨界值;(3)即使在幸福水平較低、較貧窮的國家,平均收入與幸福水平也不存在明顯的相關關系[2]。

Brickman等采用心理學的適應性理論解釋“Easterlin悖論”的形成機制,認為隨著收入的提高,人們會形成一種對高收入自動適應的心理習慣,以至于經濟條件的改善對提高主觀幸福并沒有實質性作用[3]。Veenhoven等基于馬斯洛的需求層次理論,揭示了居民收入對幸福感的邊際效應遞減規律[4]。然而,以Easterlin為代表的經濟學家則強調:人的社會屬性決定了幸福源于個體間的比較,對居民幸福感起作用的是與他人進行比較的相對收入水平,而非收入的絕對量[5-6,10]。此外,不少學者,如Chappell、Abbott等,采用“忽視變量”理論來解釋“Easterlin悖論”,認為除經濟因素外,居民幸福感還與其健康狀況、婚姻質量、就業狀況、閑暇、人際交往等非經濟因素有關[7,11]。因此,當非經濟因素與經濟因素負相關時,隨著收入的增長,許多非經濟因素的下降會抵消經濟因素帶來的正效應,從而使居民幸福水平趨于穩定。然而,過去幾十年來,許多非經濟因素與經濟因素同步增長的事實使該理論的解釋力大打折扣[12]。

受國外研究的啟示,國內學者紛紛以城市、農村居民為研究對象,就我國居民收入與幸福感的關系展開實證研究和理論探討。例如,羅楚亮、邢占軍的研究證實了收入對居民幸福感的正向作用[13-14];張學志等和趙新宇等的研究表明絕對收入與居民幸福感呈倒U形關系[15-16],但考慮相對收入的影響后,絕對收入的作用并不顯著[15]。還有一些文獻以收入差距為視角,考察相對收入與居民幸福感的關系[17-23],但并未得到一致的結論。理論研究方面,田國強等基于相對收入理論和“忽視變量”理論,構建了一個規范的經濟學模型,利用帕累托最優概念解釋“Easterlin悖論”[24]。何強將相對收入效應、棘輪效應與“忽視變量”理論加以整合,構建了一個相對規范的幸福度分析框架,從而得出良好的預期有利于延遲福利飽和點到來的結論[25]。吳麗民等則以結構方程模型為基礎,構建了“收入－中間變量－幸福”三元鏈模型,證明居民收入通過直接和間接(個體、社會狀況作為中間變量)兩條路徑對幸福感產生作用,且間接作用強于直接作用[26]。

綜上,國內學者對我國城鄉居民收入與幸福感關系的有益探索為政府決策者轉換發展理念、提升國民幸福水平提供了新的參考依據。然而,縱觀已有成果,不難發現國內研究關注的重點仍是城市和農村居民,從農民工的視角考察收入與幸福感的關系仍然是研究的薄弱環節。盡管羅楚亮、張學志等、Jiang等比較分析了城市、農村居民及流動人口幸福感的影響因素[13,15,23],但對研究對象的選取仍然過于寬泛,并未就農民工的特殊性展開深入討論。作為我國城鄉二元戶籍制度催生的一個特殊群體,據2014年《全國農民工監測調查報告》,目前我國農民工總量已高達2.74億,占全國就業總人數的35.21%①參見國家統計局《2014年全國農民工監測調查報告》,http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201504/t20150429_797821. html,2016年1月25日。。當前我國農民工的訴求呈現多元化特征,單純的經濟指向已逐漸向渴望公平權益、職業發展、城市融入等方面轉變,尤其是新生代農民工。在這種背景下,農民工收入的提高對其主觀幸福感的作用呈現出哪些新特征?政策制定者該如何調整施政策略以滿足農民工的新訴求?對此類問題的解答需要大量的基于農民工微觀調研數據的經驗性研究。對此,本文借助CHIPs 3 358位農民工調研數據,重點考察其收入與幸福感的邏輯關系,所得結論對新時期政府政策的制定與實施具有很強的現實指導意義。

當然,本文還需著重指出Knight、陳前恒、楊東亮等學者針對農民工幸福感研究所做的貢獻。Knight等基于2002年中國住戶調查數據,重點回答了農民工主觀幸福得分低于農村未外出村民的原因,并得出農民工以城市居民作為相對收入參照群體的論斷[27];陳前恒等采用北京1 025位進城務工者的調研數據,關注機會不平等感知對農民工幸福感的負向影響[28];楊東亮等則從經濟、社會、心理等多個層面,綜合考察了農民工幸福感的影響因素,實證結果表明,農民工收入與其幸福感的關系符合經典經濟理論提出的“收入－消費－效用－幸福”傳遞鏈條[29]。以上研究對本文研究對象的選取,尤其是研究假設的提出具有很好的啟示作用。但仍需注意的是,上述研究將農民工作為一個同質的研究對象,可能會造成研究結論的偏差。筆者認為,在城鎮化快速推進和人口結構持續變化的背景下,農民工群體的異質性日益凸顯[30],收入分層、代際差異等作為不容忽視的新變量理應被納入農民工收入與幸福感關系的分析框架中。對此,本文擬從以下三個方面尋求突破: (1)聚焦農民工,探討農民工收入與其幸福感的關系;(2)針對農民工的收入分化現象,本文將重點討論不同收入水平的農民工幸福感決定因素的異質性;(3)著重檢驗收入對新老一代農民工幸福感的影響是否存在代際差異。

二、研究假設

居民收入與其幸福感之間存在異常復雜的關系,從既有的經濟學文獻看,學者對居民收入內涵的理解并不單純局限于絕對收入,而是結合相對收入展開討論。就絕對收入而言,收入提高能擴大居民的可行選擇集,從而更好地滿足個體的偏好和需求。一方面,對低收入者而言,基本生活需求的滿足會產生強烈的幸福感[4];另一方面,對高收入者而言,諸如健康、閑暇、人際交往、自我實現等非物質或高層次需求的滿足仍然建立在一定的經濟基礎之上。2014年《全國農民工監測調查報告》顯示,外出農民工月平均收入僅為2 864元②同上。,遠低于張學志等和趙新宇等計算的幸福收入臨界值[15-16]。另外,一項針對中國的調查顯示,分別有54.6%和66.4%的城鎮、農村居民認為貧困是導致不幸福的主要原因[31]。因此,在現階段,絕對收入對農民工幸福感的影響不容忽視。

而另一方面,我國“不患寡而患不均”的歷史傳統以及當前我國經濟社會轉型背景下收入差距不斷拉大的現實,預示著相對收入對農民工幸福感的作用可能十分明顯。相對收入的理論基礎源于美國心理學家亞當斯于1965年提出的公平理論。該理論認為,一個人對自己所得的報酬是否滿意并不取決于他實際所得報酬的絕對值,而是取決于他與他人進行比較所得的相對值[32]。就相對收入對個體主觀幸福感的影響機制而言,通常可以概括為兩種效應,一是“相對剝奪效應”,即居民通過與他人(即參照群體,Reference Group)的比較,發現自己處于劣勢時往往會產生一種被剝奪的負面心理情緒。但“相對剝奪效應”是否存在取決于相對收入參照群體的選取[33]。具體而言,選擇收入比自己高的群體作為參照系時,“相對剝奪效應”存在,并且當兩者的稟賦及投入類似時,剝奪感尤為強烈;反之,選擇收入比自己低的群體作為參照時,則“相對剝奪效應”不存在,甚至會因自身的經濟優勢而產生愉悅感。具體到農民工群體,李強認為,農民工并不是與城市居民比較,而是以未外出的同村村民為參照對象[34]。而Knight等則對此給予了否定,認為農民工幸福感顯著低于未外出的村民,原因在于其相對收入的參照群體已經轉換成務工所在地的城市居民[35]。

筆者認為,城鄉二元戶籍制度導致農民工戶籍所在地與務工所在地存在明顯的分割,農民工與家鄉的天然聯系和外出經歷使其相對收入參照群體的選擇可能既包括同村居民,又包括務工所在地的城市居民。與城市居民相比,由于兩者收入差距懸殊,農民工感受到的“相對剝奪感”較強;但相比于同村村民,農民工的“相對剝奪感”可能相對較小,甚至可能獲得一種優越感。

盡管如此,不少研究卻顯示相對收入對居民幸福感的影響并非完全為負。例如,Senik基于俄羅斯1994至2000年的檢測調查數據(RLMS)發現,不斷擴大的收入差距給人們帶來樂觀的收入預期,從而使幸福感增強[36];Clark等采用11輪英國民眾調研數據,同樣得出收入不均正向作用于民眾主觀幸福感的結論[9]。Knight等將之解釋為相對收入的正向“隧道效應”[35],即“在擁堵的兩車道隧道中,人們發現旁邊車道的車輛開始向前移動時,盡管自己所處的車道還處于擁堵,但仍能產生愉悅感,因為產生了擺脫擁堵的樂觀預期”[18]。然而,相對收入的正向“隧道效應”取決于兩車道是否具有同等的向前移動的機會,若人們發現僅僅是旁邊的車道疏通,自己所處的車道依然擁堵時,樂觀的預期就會隨之消失,取而代之的是不滿、憤怒,即負向“隧道效應”。因此,在機會不均等、收入流動性較低的社會,一旦社會收入分配結構趨于穩定,居民通過努力改變自身處境的概率較小時,那么,以收入差距表征的相對收入就會更多地表現為負向“隧道效應”。所以,相對收入對居民幸福感的作用方向與程度取決于“相對剝奪效應”和正、負向“隧道效應”的綜合效果。

結合我國的實際,工作“準入”障礙仍然是當前城鎮勞動力市場的主要特征,以戶籍制度為代表的制度性障礙嚴重影響了進城農民的職業獲得和地位晉升。與城市本地居民相比,農民工不僅面臨進入特定崗位上的歧視,還面臨工資待遇上的同工不同酬[37]。例如Meng等基于上海的調研數據發現,不僅上海本地居民更可能進入較好的行業,即使在相同行業中,個人稟賦之外的不可觀測因素也使本地居民擁有更高的收入[38]。因此,盡管農民工實現了從農村到城市的向上流動,但他們在城鎮地區面臨著以戶籍制度為基礎的城鄉身份隔離和社會排斥,不僅導致其在經濟地位上與城鎮當地人口存在相當的差距,還使其面臨公平發展機會缺失的困境。所以,與城市居民相比,相對收入可能更多地表現為負向“隧道效應”。但與同村村民,尤其是與未外出的村民相比,農民工并不處于機會劣勢,相反,在城市積累的人力資本和社會資本使其獲得機會上的優勢,而農村內部收入差距也可能帶來樂觀的收入預期,即正向“隧道效應”。綜上,本文提出:

假設1:絕對收入對農民工幸福感有顯著的正向影響;與城市居民間的收入差距對農民工的幸福感有負向作用,而與同村村民間的收入差距對其幸福感的影響則有待進一步檢驗。

需要強調的是,以上有關絕對收入與農民工幸福感關系的討論基礎是假設農民工具有相同的需求,且同類需求的滿足所帶來的效用(幸福感)是一致的,即同等數額的收入對農民工的價值或意義相同。但事實上,同等數額的收入對不同收入水平的農民工而言,其價值可能存在較大差異。

就相對收入而言,它對不同收入水平農民工幸福感的影響也可能不同。總的來說,低收入者比高收入者感受到“相對剝奪感”的概率更大,剝奪感受更深,高收入者則可能成為既得利益者[18]。并且,根據顯示性理論,高收入者相比低收入者可能具備更豐富的人力資本和社會資本,因而能獲取更多的發展機會,收入差距更可能表現為正向“隧道效應”。由此,本文提出:

假設2:對不同收入水平的農民工而言,收入對其幸福感的影響存在差異。絕對收入對低收入者幸福感的影響要大于高收入者,相對收入對低收入者的負向作用更大。

但還需補充的是,相對收入對不同收入水平農民工的幸福感的影響,還會因相對收入參照群體的不同而呈現出差異。具體而言,以務工所在地城市居民為參照的相對收入有損農民工幸福感,但損害程度將隨著農民工收入水平的提高而減輕,原因在于隨著收入提高,農民工感受到的“相對剝奪感”和負向“隧道效應”將同步減輕;若以同村村民為參照,外出農民工,尤其是中、高收入者感受到“相對剝奪感”的概率很小,并且,長期外出積累的工作經驗與技能、拓寬的社會資本使其獲得良好的收入預期,相對收入可能更多地表現為正向“隧道效應”。因此,在研究假設2的基礎上,本文還提出兩個分假設:

假設2-1:以城市居民為參照的相對收入對所有農民工的幸福感均有負向作用,但其負向作用將隨農民工收入的提高而下降。

假設2-2:以同村村民為參照的相對收入并不負向作用于(中、高收入)農民工的主觀幸福感。

值得關注的是,新老一代農民工在外出務工動機、身份認同、未來發展預期等方面的差異也可能使兩者收入與幸福感之間的邏輯關系表現出差異性。王春光將農民工外出務工動機歸納為經濟型和生活型,并認為老一代農民工外出最初是迫于生計,出于“生存理性”的被動選擇[39],因此以經濟型為主[40]。相反,新生代農民工生于體制變革和社會轉型的新階段,外出打工的目的已從單純的“賺錢”走向多元化,他們在考慮掙錢的同時,還將外出務工作為追求城市生活方式的一種途徑,具有經濟型和生活型并存的特點。全國總工會的調研數據表明,相比于老一代農民工,新生代農民工更傾向于將外出看作人力資本和社會資本的積累過程,并借此實現其制度身份的轉化,脫離“農門”跳入“城門”[41]。因此,新生代農民工不僅注重工資待遇,還關注自身技能的提升、權利的實現以及未來的長遠發展,并且,相較于他們的父輩,非經濟因素對其幸福感的影響更為明顯。

此外,農民工常年外出務工的經歷以及我國城鄉二元結構“隱性壁壘”的長期存在,已經使農民工的實際身份與制度性身份發生錯位。并且,由于新老一代農民工不同的生活工作經歷,兩者對各自的身份認同也表現出差異。老一代農民工從不質疑自己的農民身份,盡管目前常年在外,但并未削減其對農村的心理認同、經濟聯系與社會關系,老來返鄉成為多數老一代農民工的選擇。相反,新生代農民工普遍缺乏務農經歷,這使他們對“農民”這一制度性身份的認同趨于模糊化。有數據顯示,新生代農民工中認為自己是“農民”的與認為自己是“工人或打工者”的各占32.3%,近35.4%的受訪者回答“說不清楚”[41]。另外,城市文化的熏陶也不斷削減他們對家鄉原有的情感認同,這直接影響到他們對未來歸屬的選擇,融入城市并成為城市一員是多數新生代農民工追求的目標。

根據Falk等提出的社會比較模型[42],新老一代農民工對身份及鄉土認同、未來發展預期的差異可能導致兩者對相對收入參照群體的選擇存在不同,誠如默頓所指出的,相對收入的參照群體可理解為個體渴望加入的一個群體[43]。國內學者劉傳江更是明確表示,新生代農民工的相對剝奪感較強,因為他們選取的參照系是務工所在地的工人,而老一代農民工的參照系多為農村老家村民[44]。基于上述分析,本文提出:

假設3:收入對農民工幸福感的影響存在代際差異,對新生代農民工幸福感的作用程度低于老一代;就相對收入效應而言,新生代農民工更關注與務工所在地城市居民的收入差距,而老一代農民工更看重與同村村民間的收入差距。

三、數據及變量說明

(一)數據來源

本文采用中國家庭收入調查(CHIPs)數據①數據介紹可參見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。實證檢驗上述研究假設。為契合研究內容的需要,本文僅采用2008年(最近更新)流動人口數據②具體調研時間為2009年初。。本次調查由北京師范大學、澳大利亞國立大學(Australian National University)的學者發起,并得到國家統計局和德國勞動研究所支持(Institute for the Study of Labor,IZA)。調查內容包括受訪者家庭成員的基本情況、健康狀況、教育與培訓、生活就業狀況、社會關系、居住條件等方面的信息。在剔除關鍵變量缺失、邏輯錯誤明顯的樣本后,為排除測量誤差的影響,本文刪除了0.5%的最高收入樣本和0.5%的最低收入樣本,最終得到合格樣本3 358個,其中,新生代農民工③與其他學者類似,本文所指的新生代農民工是指1980年及以后出生的,年齡在16歲以上,以非農就業為主的農業戶籍人口。樣本1 840個,老一代農民工1 518個,涵蓋9省15個城市④涵蓋地區為上海、廣州、深圳、東莞、南京、無錫、杭州、寧波、武漢、合肥、蚌埠、鄭州、洛陽、重慶、成都。。

(二)變量說明

1.被解釋變量:農民工幸福感

目前,不少學者對幸福感的度量主要基于問題“總體而言,您覺得生活幸福嗎:很不幸福＝1,不幸福＝2,一般＝3,比較幸福＝4,很幸福＝5”[2,13,15]。如表1所示,文中總樣本幸福感得分3.44,新生代農民工的幸福感(3.426)盡管略低于老一代農民工(3.431),但在統計意義上并不顯著⑤獨立樣本均值t檢驗,t值為－0.226。。將總樣本按家庭月收入⑥家庭收入度量見下文。聚類劃分為三個子樣本:低收入組,即收入少于總樣本收入中位數的75%;中等收入組,即中位數的75%到125%之間;高收入組,即中位數的125%以上。收入較高的樣本組平均幸福感得分高于收入較低的樣本組,平均意義上,收入與農民工幸福感呈正向變動關系。

表1 分組樣本幸福感均值比較

2.解釋變量

絕對收入變量是指過去一個月⑦以調研具體時間起算。的家庭收入,即勞動總收入、家庭經營凈收入、財產性收入和轉移性收入的總和。相對收入的度量主要是基于受訪者的主觀感受,直接詢問受訪者:“(1)與同村村民相比,您認為您的收入如何?(2)與務工所在城市居民相比,您認為您的收入如何?”采用5點里克特度量:高很多＝1,略高＝2,差不多＝3,略低＝4,低很多＝5。參照已有研究,文中的控制變量主要包括受訪者年齡、性別、婚姻狀況、健康狀況、受教育年限、流動方式、每周工作時間[9,13,15-16]。如表 2所示,受訪者平均年齡30.55歲,男性占65%。婚姻狀況包括未婚(46.90%)、已婚(50.36%)、離異(1.76%)、喪偶(0.98%)。健康狀況基于問題:“您認為您的健康狀況如何:很不好＝1,不好＝2,一般＝3,比較好＝4,很好＝5。”平均健康得分4.19。平均受教育年限9.34年。流動方式包括跨區與非跨區流動①跨區流動和非跨區流動依據農民工戶籍所在地與務工所在市(地級市)是否一致來界定,不一致為跨區流動,一致則為非跨區流動。,受訪者中,跨區流動占84%。每周工作時間平均為60.84小時。

表2還包括按受訪者幸福水平高低進行分組后各解釋變量的均值信息。可以發現,幸福感較高,農民工家庭月收入也相對較高。但幸福感為1和5的樣本組并未呈現類似特征,說明農民工的幸福感建立在一定的物質基礎上,但收入與幸福感的關系還有待深入研究。有趣的是,若扣除農民工家庭生活必要開支,如食品支出、住房、交通通訊等,剩余的收入與農民工幸福感的正向關系更為明顯,即假設農民工家庭月收入由生存支出(生活必要開支)和發展支出構成,則發展支出的多寡與其幸福感的關系更直接。就相對收入而言,相比于同村村民,農民工家庭經濟狀況略有改善(2＜Re-lInc 1＜3);但與城市居民相比,農民工收入普遍偏低(Re-lInc 2＝3.76)。平均意義上,農民工相對收入與其幸福感的負向關系顯然比其絕對收入與幸福感的正向關系明顯。

控制變量中,幸福感較高的農民工也表現出較高的受教育水平和較佳的健康狀況。但與感性認識不符的是,農民工每周工作時間與其幸福感并未表現出負向關系,離異者、喪偶者也并未表現出較低的幸福水平。盡管如此,農民工絕對收入、相對收入及相關控制變量與其幸福感的邏輯關系及影響程度還有待實證檢驗。

表2 變量描述性統計

續表2

四、計量結果分析

文中被解釋變量即農民工幸福感為有序多分類變量,故本文采用Ordinal Logistic模型實證檢驗農民工收入與幸福感的邏輯關系。Ordinal Logistic概率函數模型如下:

其中,j＝1,2,3,4,5;i＝1,2,…,n。經轉化可得:

式(1)和(2)中,y為被解釋變量(農民工幸福感),其中,y＝1為很不幸福,y＝2為不幸福, y＝3為一般,y＝4為比較幸福,y＝5為很幸福。xi為解釋變量,包括絕對收入(即家庭月收入)、發展支出、相對收入和控制變量。其中,為檢驗絕對收入與幸福感的倒U形關系,本文加入絕對收入平方項[13,15]。農民工年齡做了對數處理,并加入平方項[9]。回歸方法采用最大似然估計,由于y＝3和y＝4出現的頻率最大,故采用輔助對數－對數連接函數。

(一)總樣本估計結果及分析

在控制住其他影響因素后,本文分別檢驗絕對收入(包括發展支出)和相對收入對農民工幸福感的影響(見表3)。其中,Model 1實證檢驗了農民工家庭月收入與其幸福感的邏輯關系,結果表明,農民工的收入與其幸福感呈倒U形關系,并且家庭月收入達3 827.63元時,農民工獲得最佳幸福體驗。然而,在考慮相對收入效應后,絕對收入對農民工幸福感的影響不再顯著(見Model 3),這說明絕對收入對農民工幸福感的影響主要通過相對收入發揮作用。這一發現與張學志等人的研究一致。此外,對農民工的發展支出與其幸福感關系的探索性研究發現,發展支出的多寡與農民工的幸福感顯著正相關(見Model 4),即便考慮了相對收入效應,發展支出的作用仍然顯著(見Model 5),這說明現階段絕對收入對農民工幸福感的影響還有一部分是通過發展支出起作用的。

就相對收入而言,以同村村民和務工所在地城市居民為參照的相對收入均顯著負向作用于農民工幸福感,這也意味著,在考察農民工收入與幸福感的關系時不能單純地以戶籍為標準界定相對收入。進一步比較相對收入變量系數,我們發現,縮小農民工與城市居民間的收入差距對提升其幸福感的效果明顯優于縮小其與同村村民間收入差距的效果,至此,文中的假設1基本得到了證實。

表3 總樣本Ordinal Logistic模型回歸結果

此外,Model 1至Model 5還檢驗了非經濟因素與農民工幸福感的關系,其中,健康狀況、受教育年限等非經濟因素與其幸福感顯著正相關。目前,農民工以體力勞動為主,良好的身體狀況是其獲得收入的前提,而城市較高的醫療費用以及農民工醫療保障的缺失使其因病返貧的概率極大, Model 5中健康狀況變量的模型系數為0.258,遠大于經濟因素的作用。教育狀況是人力資本的重要體現,良好的教育不僅能幫助農民工獲得穩定的工作,還能幫助其構造、拓寬社會關系[45]。當然,教育對幸福感的正向影響還可能包括教育與發展支出的交互效應,但相關性檢驗顯示教育狀況與發展支出的相關系數為－0.005,且不顯著,因此,這種交互效應可以排除。年齡與幸福感呈U形關系,農民工在34.02歲至35.94歲時幸福感最低。與既有研究[13,15]不同的是,已婚者相對于未婚者、女性相對于男性的幸福水平偏低。筆者認為這主要是研究對象的差異所致。一方面,絕大多數農民工流動以分散式為主①國家統計局公布的《2014年全國農民工檢測調查報告》顯示,1.68億外出農民工中,舉家外出的僅占21.27%,具體參見http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201504/t20150429_797821.html,2016年1月25日。,分散流動持續的結果是夫妻之間的長期分居和家庭結構的“離散化”;另一方面,農村女性外出務工不僅意味著更繁重的體力勞動,相比男性還面臨更嚴重的就業、收入、社會融入等方面的歧視。城市居民或農村未外出村民與之相比,上述影響顯然較小。是否跨區流動、每周工作時間等非經濟因素對農民工幸福感的作用并不顯著。最后,5個模型中變量的系數方向及顯著性均保持一致,說明模型結果比較穩健。

(二)收入分組樣本估計結果及分析

農民工群體內部的收入分化決定了對不同收入水平的農民工進行分組檢驗是十分必要的,且還能檢驗實證結果的穩健性。表4中Model 6至Model 8分別為低、中、高收入組回歸檢驗結果②需要指出的是,本文還分別將低、中、高收入組樣本及新老一代農民工樣本按Model 1和Model 3的模型形式進行回歸,其結果與Model 1和Model 3的結果基本一致(限于篇幅,在正文中省略了回歸結果),故文中分組樣本檢驗按Model 5的模型形式進行回歸與討論。。對比Model 5至Model 8,我們發現影響農民工幸福感的主要解釋變量的回歸結果基本保持不變,具體表現在:與城市居民相比,農民工收入越低,其幸福水平越低;絕對收入方面,發展支出的增長顯著提升了中、高收入組農民工的幸福水平;健康狀況、受教育年限對幸福感有顯著的正向促進作用;年齡與低、中收入組農民工幸福感呈U形關系,其拐點分別為36.26、38.65歲;低、中收入組中已婚者相比未婚者幸福感偏低,這與Model 5的實證結論一致。

然而,對比Model 6至Model 8,本文還發現了一些區別于總樣本回歸的結論。發展支出僅對中、高收入組農民工的幸福感起作用,且對前者幸福感的影響顯著大于后者,這僅部分驗證了假設2。發展支出對低收入組農民工幸福感的作用不顯著,造成這一現象的原因有待進一步探究。農民工和城市居民間的收入差距與其幸福感顯著負相關,且農民工收入越低,負向效應越明顯;而與同村村民間的收入差距僅顯著負向影響低收入組農民工的幸福感。低收入者比高收入者感受到更強烈的相對剝奪感,另外,高收入者較其他村民可能擁有較多的發展機遇,收入差距表現出的正向“隧道效應”足以抵消“相對剝奪效應”,從而使相對收入作用不顯著,這直接證實了假設2-1和假設2-2。此外,非經濟因素中,健康狀況對高收入組農民工幸福感的作用程度最大,每周工作時間僅對高收入農民工幸福感有顯著的負向影響,因此,某種意義上可以得出相比于低收入者,高收入者更注重非經濟因素的影響的結論。至此,本文的研究假設2部分得到證實。

表4 分組樣本Ordinal Logistic模型回歸結果

續表4

(三)農民工代際差異比較分析

新老一代農民工之間的代際差異意味著對兩者收入與幸福感之間的關系進行分組討論,是十分必要且有意義的。從表4的Model 9和Model 10可知,發展支出、相對收入對農民工幸福水平具有顯著影響,且綜合考慮其變量系數,與我們的預期相同的是經濟因素對老一代農民工幸福感的影響明顯強于對新生代農民工的影響。就相對收入效應而言,以同村村民、城市居民為參照的相對收入均負向作用于老一代農民工幸福感,且后者的負向效應明顯高于前者,這與我們的預期存在一定出入。以同村村民為參照的相對收入對新生代幸福感的影響并不顯著,說明新生代農民工并不將同村村民視為相對收入的參照對象,因此,Knight等關于農民工相對收入的參照對象已轉變為城市居民的論斷[35]僅適用于新生代農民工。以健康狀況為代表的非經濟因素對新生代農民工幸福感的影響略高于對老一代農民工的影響。因此,可以說研究假設3基本得以證實,即經濟因素對老一代農民工幸福感的影響更明顯,新生代農民工更看重非經濟因素的影響。但新生代農民工只關注與城市居民的收入差距,而老一代農民工更關注與同村村民的收入差距的假設則并未得到證實。

此外,性別、婚姻狀況和流動方式顯著影響老一代農民工的幸福感,而對新生代農民工的作用并不顯著。筆者認為,外出動機的不同使性別對兩代農民工幸福感的影響表現出代際差異。新生代女性農民工外出以“見世面,尋發展”為主,對農村生活的不適應以及對融入城市、享受現代城市文明的渴望使外出成為她們的優先選擇;而老一代女性農民工外出則以經濟目的為主,是迫于生計的無奈選擇。此外,兩代農民工婚姻狀況的差異也是一大成因。外出務工引起的家庭成員離散化、夫妻長期分居,使老一代女性農民工付出沉重的代價,而新生代女性農民工中已婚比例較小(18.10%)。其次,樣本分布的差異導致婚姻狀況對新老一代農民工幸福感的影響存在差異,新生代農民工中已婚和離異所占比例較小,分別為19.46%和0.2%,因此,盡管本文的結論是婚姻狀況對新生代農民工幸福感的作用并不顯著,但該結論有待進一步檢驗。最后,新老一代農民工鄉土情結的差異造成跨區與非跨區流動對他們幸福感的影響差異明顯。老一代農民工對鄉土有較強的依戀,相比跨區流動,區內流動顯著提升老一代農民工的幸福水平;而新生代農民工的鄉土認同普遍偏低[40],是否跨區對其幸福感作用并不明顯。

五、結論與政策啟示

作為一個有別于城市與農村居民的特殊群體,農民工收入與幸福感之間的關系還未引起學者較多的關注。本文利用中國家庭收入調查數據實證考察農民工收入與幸福感的關系,得出如下結論和相應的政策啟示:

第一,絕對收入中,對農民工幸福感起作用的并非家庭收入本身,而是扣除生活必要開支后的剩余部分,即發展支出的多寡才顯著正向影響其幸福感。這說明現階段農民工幸福感的提升并不取決于基本生活需求的滿足,如何在滿足基本生活需求的基礎上提高發展支出才是關鍵。與城市居民間的收入差距嚴重損害農民工的幸福感,但這種影響會隨著農民工收入的提高呈弱化趨勢,而與同村村民間的收入差距僅負向影響低收入者的幸福水平。這一結論進一步表明,構建公平公正的市場環境,逐步完善按個人稟賦與貢獻大小衡量薪酬的機制,適當調節收入分配,著力提高低收入群體的收入并縮小城鄉居民收入差距具有重要的現實意義。

第二,收入對農民工幸福感的影響存在明顯的代際差異。具體表現在經濟因素對老一代農民工幸福感的影響顯著強于對新生代農民工的影響,縮小老一代農民工與城市居民間的收入差距對提高其幸福水平的效果明顯優于縮小其與同村村民間的收入差距。與同村村民間的收入差距對新生代農民工幸福感的影響并不顯著,說明他們并不將同村村民作為相對收入的參照對象。這一代際差異現象對政府如何改善農民工福利,提升其幸福水平等政策的制定與實施提出了挑戰,決策者不僅要考慮新老一代農民工的共性,還需兼顧兩者的差異。

第三,健康狀況、受教育程度、婚姻質量、流動方式等非經濟因素的改善能顯著提升農民工的幸福水平。因此,政府持續關注的重點應是如何進一步將農民工納入城鎮醫療保障或救助體系,探索新農合異地就診轉診模式;提高農民工受教育水平,加強對農民工的職業技術培訓;鼓勵老一代農民工就地就近轉移或流動。

需要指出的是,本文對農民工收入與幸福感關系的考察只是探索性研究的開始,仍然存在不足之處。首先,文中所采用的數據是橫截面數據,缺少時間序列或面板數據,因此不能就農民工收入與幸福感的變化做更為深入的研究。其次,對農民工之間以及外出與未外出村民間的收入差距未加區分而統一定義為農村內部收入差距并納入實證分析,可能造成實證結論的偏差①正如文中以同村村民為參照的相對收入負向作用于低收入者,若文中清晰界定同村村民為未外出村民,則這種負向作用可能會下降,甚至消除。,因此,進一步細化相對收入的參照對象將是今后這一問題研究的突破點。最后,文中模型的整體擬合優度偏低。主觀幸福感作為反映個體主觀感受的綜合指標,對其進行實證分析將普遍存在遺漏變量的問題。對已有研究中存在的通病,本文也未能提出有效的改進之策。但這也從另一個角度說明,單純改善農民工的經濟條件并非提高其主觀幸福感的萬能藥方。

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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 [本刊網址·在線雜志]http://www.journals.zju.edu.cn/soc

[在線優先出版日期]2016-06-08 [網絡連續型出版物號]CN33-6000/C

國家自然科學基金面上項目(71573235);浙江省自然科學基金(LY15G030030)

1.黃祖輝(http://orcid.org/0000-0003-0032-899X),男,浙江大學中國農村發展研究院教授,博士生導師,主要從事人口流動與城鄉關系、農業經濟與農村發展等方面研究;2.朋文歡(http://orcid.org/0000-0001-7266-5165),男,浙江大學中國農村發展研究院博士研究生,主要從事農村經濟研究。