收入差距、物質渴求與伊斯特林悖論

張應良 徐亞東

國際DOI編碼：10.15958/j.cnki.gdxbshb.2021.04.05

摘?要：本文運用中國家庭追蹤調查（CFPS）2014年的數據，考察了收入差距對居民主觀幸福的影響，以及物質渴求的中介效應機制。研究表明，第一，在整體水平上，收入差距擴大顯著降低居民主觀幸福感，基尼系數下降0.1，給居民主觀幸福感帶來的效應相當于家庭人均收入提高247.62%。使用不同的收入差距衡量指標和主觀幸福感指標均得出一致性的結果。第二，收入差距與居民主觀幸福感之間呈倒“U”型關系。通過計算，駐點所對應的基尼系數為0.328 7，中國居民收入差距在駐點右側，即降低居民主觀幸福感階段。第三，中介機制分析表明，收入差距的擴大提高居民的物質渴求水平，而物質渴求負向影響居民幸福感。驗證了收入差距通過增加難以有效滿足的物質渴求降低居民主觀幸福感，為“Easterlin悖論”提供新的理論解釋。分樣本回歸表明，收入差距擴大對生活在鄉村、物質渴求者、女性、上網、農業戶口、低收入以及低教育的居民的負向影響更大。

關鍵詞：收入差距;居民主觀幸福感;物質渴求;Easterlin悖論;中介效應

中圖分類號：F014.4??文獻標識碼：A??文章編號：1000-5099（2021）04-0031-17

一、問題提出與文獻評述

居民主觀幸福感已經成為衡量社會經濟進步的重要指標。同時，也是中央政府和地方政府的施政目標①，國外部分國家同樣如此②。幸福科學的發展已經能夠為公共政策實施提供準確的幸福感指數^[1]。事實證明，GDP不是衡量國民福利的完美指標，因為隨著GDP的增加，居民的主觀幸福感并沒有顯著提高。一個重要的解釋是，隨著GDP的增加，居民收入差距逐步擴大，從而降低居民主觀幸福感^[2]。中國國家統計局公布的2017年中國基尼系數為0.467 0，遠超過國際警戒線。較大收入差距產生一系列的社會問題和經濟問題，其中可能就包括對居民主觀幸福感的負面影響。但是，中國早在計劃經濟時期，居民分配的指導原則是均等化，不存在收入差距，沒有證據表明那時的居民的主觀幸福感顯著高于現在的居民。由此，存在的問題是，收入差距到底如何影響居民主觀幸福感，兩者之間存在什么關系？如果收入差距對居民主觀幸福感有影響，又是通過什么機制影響居民主觀幸福感？

Wanner Wilson^[3]最早從心理學角度系統研究了幸福感，自此以后幸福感研究逐步發展為實證科學研究^[4]。特別是Easterlin^[5]開創性地提出“Easterlin悖論”，吸引大量的經濟學家研究幸福感。“Easterlin悖論”包括兩個相互對立命題，一個是微觀層面居民收入增加顯著提高居民主觀幸福感;另一個是宏觀層面國家經濟增長并不必然提高居民主觀幸福感。“Easterlin悖論”具有在全世界范圍內一般性^[6-8]，同時也適用于中國^[9-11]。學者們圍繞“Easterlin悖論”展開充分的討論，早期學者主要討論“Easterlin悖論”是否存在，部分學者反駁該觀點^[12-14]，部分學者驗證該觀點^[6，15-17]，還有部分學者進一步補充和修正該觀點^[18-19]。而近期學者主要討論如何解釋“Easterlin悖論”，其中一個重要的方向就是收入差距。Bartolini和Pugno^[20]的研究指出，考慮收入差距后，就可以減緩美國的“Easterlin悖論”之間的矛盾;經濟增長收入提高效應與收入差距擴大效應相互抵消，收入差距擴大降低收入提高對居民主觀幸福感的正向影響^[21]。

收入差距對居民主觀幸福感的影響有兩個方向，一個方向是“攀比效應”（或相對剝奪感）而導致的負向影響^[7];另一個方向是“示范效應”（或隧道效應）而導致的正向影響^[22-23]。學者們對收入差距與居民主觀幸福感之間的關系討論并沒有達成共識，主要有以下四個結論：（1）收入差距擴大降低居民主觀幸福感^{[32，37，71-72]};（2）收入差距擴大增加居民主觀幸福感^[24-26];（3）收入差距與居民主觀幸福感之間是倒“U”型關系^[27-30];（4）收入差距與居民主觀幸福感無關^[31]。研究結論的不同主要原因是不同國家和地區的收入差距程度不同^[28]，不同程度的收入差距水平對居民主觀幸福的影響不同^[32]。學者們還進一步將收入差距細分，陸銘等^[33]將收入差距分為身份收入差距和城市基尼系數;孫計領等^[34]將收入不平等劃分為優勢不平等和劣勢不平等，考察不同的收入差距對居民主觀幸福感的影響。

收入差距與居民主觀幸福感的關系研究較多，而關于影響機制的研究較少。學者們考察了社會犯罪^[35]、機會不均^[32]、價值觀^[36]、公平感^[30，37]、社會資本^[38]的調節效應或中介效應。主要考察三個方面的影響機制：第一個方面考察的是與收入差距直接相關的變量（例如：機會不均、公平感等）的調節作用;第二個方面考察的是與收入差距間接相關的變量（例如：社會資本、價值觀等）的調節作用;第三個方面考察的是收入差距導致其他社會經濟問題（例如：社會犯罪等）的發生，從而降低居民主觀幸福感的中介作用。而關于收入差距導致居民自身特質發生轉變，從而影響居民主觀幸福感的研究較為缺乏。所以，現有研究未能有效揭示收入差距對居民主觀幸福感的影響機制。學者們已經證明，個人的物質渴求會隨著收入的提高而增加，從而抵消收入提高帶來的主觀幸福感的增加效應^[39-40]。但是，收入比較也會顯著影響物質渴求^[41]。收入差距擴大會影響居民相對收入比較，刺激人追求社會地位的動機^[42-43]。周廣肅等^[44]的研究表明，收入差距的擴大會顯著提高居民物質渴求。鑒于此，本文嘗試從物質渴求視角出發，討論收入差距影響居民主觀幸福感的機制，為“Easterlin悖論”提供新的理論解釋，這是本文可能的邊際貢獻之一。同時，居民主觀幸福感是主觀感受變量，在進行數據回歸時，可能存在遺漏變量問題導致估計結果偏誤。本文為解決可能存在的遺漏變量問題，提高估計準確性，加入大量的控制變量，特別加入主觀態度變量以排除其他主觀因素的干擾，這是本文另一個可能的邊際貢獻。

本文的結構安排如下：第一部分提出問題;第二部分提出本文的研究假說;第三部分介紹數據、變量與模型;第四部分實證分析收入差距及其平方對居民主觀幸福感的影響，并進行穩健性檢驗;第五部分驗證物質渴求的中介效應，并進行異質性討論;第六部分是研究結論、討論和相關政策含義。

二、理論分析與研究假說

本文要回答以下三個問題，第一，整體而言，收入差距影響居民主觀幸福感的方向是什么？第二，收入差距與居民主觀幸福感的線性關系是什么？第三，物質渴求是否是收入差距影響居民主觀幸福感的中介機制？本節分別提出相應的假說。

（一）收入差距負向影響中國居民主觀幸福感

收入差距對居民幸福感的影響既有“攀比效應”，也有“示范效應”。“攀比效應”是指居民看到他人收入增加時，相比較而言，自身的收入相對下降^[7];而相對收入較絕對收入更加影響居民主觀幸福感^[45-47]。所以，在他人收入增加的“攀比效應”下，相對收入下降的剝奪感會顯著降低居民的主觀幸福感。“示范效應”是指居民看到他人收入增加時，會形成自己未來收入也會得到相應提高的預期^[22-23]，而未來收入預期的變動會顯著影響當前的主觀幸福感^[48]。所以，在他人收入增加的“示范效應”下，良好的收入預期會顯著提高居民的主觀幸福感。中國自改革開放以來，經濟增長迅速，同時也帶來了巨大收入差距，且存在區域收入差距和城鄉收入差距兩個層面^[49]。學者們運用中國的數據討論“Easterlin悖論”，得出的結論也不盡相同^[26，50-51]。但是，中國國家統計局公布的2017年中國基尼系數為0.467，2014年更高，基尼系數高達0.469。較高水平的基尼系數形成的“攀比效應”顯著降低居民主觀幸福感，且短期內基尼系數難以迅速下降，強化“攀比效應”。同時，諸多研究表明，中國當前的社會階層固化嚴重^[52]，居民收入增長減緩，收入流動性降低^[53]。根據史新杰等^[54]的測算，當前中國居民收入中的機會不平等相對系數高達35.7%，“拼爹”“寒門再難出貴子”等現象并不是空穴來風。他人收入的提高，并不意味著自己未來的收入也會提高，弱化“示范效應”。綜上所述，本文提出第一個假說：

H1：收入差距負向影響中國居民主觀幸福感。

（二）收入差距與中國居民主觀幸福感之間呈倒“U”型關系

Wang等學者^[28]的研究表明，得出不同的收入差距對居民主觀幸福感的影響結論，主要原因在于不同國家和地區的收入差距程度不同，而不同程度的收入差距水平對居民主觀幸福的影響不同^[32]。較低程度的收入差距，有利于促進人口、資源要素的合理流動，激發個人潛能^[32]，促進經濟增加和居民收入提高。收入差距發揮“正向隧道效應”，提高居民主觀幸福感。而較高水平的收入差距，會導致一系列的社會問題和經濟問題，例如，社會犯罪增加、社會沖突加劇、經濟增長停滯等;同時，超過合理界限的收入差距伴隨嚴重的社會階級固化和收入流動性降低，挫傷居民的未來預期。收入差距發揮“負向隧道效應”，降低居民主觀幸福感。倪志良等^[29]研究了城鄉收入差距與居民主觀幸福感之間的關系，并使用泰爾指數衡量收入差距，發現兩者之間存在倒“U”型關系，駐點對應的泰爾指數為0.25。綜上所述，本文提出第二個假說：

H2：收入差距與中國居民主觀幸福感之間呈倒“U”型關系。

（三）物質渴求的中介效應

在解釋“Easterlin悖論”時，Inglehart^[55]和Michalos^[56]提出物質渴求概念，指出居民主觀幸福感受物質渴求和滿足程度的共同影響，即Samuelson 的幸福方程式：幸福=效用滿足/物質渴求。Stutzer^[41]進一步指出物質渴求受收入的時間維度和空間維度共同影響。時間維度主要指的是過去的收入和消費水平影響居民的物質渴求;同時居民隨著自身收入水平的提高的物質渴求水平也在相應增加，從而減弱收入提高的幸福效應，這一機制已經得經驗證據的證明。而空間維度，主要是指居民的橫向收入比較影響物質渴求。相對收入是居民的主觀反映，主觀感受是相互比較的結果。Tversky等學者^[57]研究表明，個體的偏好受周邊環境的影響，不同的“參照點”下居民的偏好不同。陳前恒、池桂娟^[58]研究證明了居民在考慮自身相對收入時，會進行社會比較，且比較對象不完全不同。尤亮等^[59]研究再一次表明社會比較的重要性。收入差距的擴大導致橫向比較的范圍和程度加大，從而影響居民的物質渴求。根據周廣肅等^[44]的最新研究，收入差距正向影響居民物質渴求水平。物質渴求擴大提高Samuelson 的幸福方程式的分母。同時，收入差距并沒有帶來居民的收入增長，即效用滿足并沒有有效提高，從而降低居民主觀幸福感。綜上所述，本文提出第三個假說：

H3：物質渴求是收入差距影響中國居民主觀幸福感的中介變量。

三、數據、變量與經驗分析方法

（一）數據來源

本文數據來源于北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）主持的中國家庭動態跟蹤調查（Chinese Family Panel Studies，CFPS）項目，該項目系統、全面地收集了含個體、家庭和社區的多層次嵌套數據，數據調查內容含有本文需要指標。具體而言，本文采用的是中國家庭動態跟蹤調查2014年數據（下文簡稱CFPS 2014）。最新公布的CFPS 2016數據中，成人數據庫的“幸福感”指標存在大量的缺失值;同時，本文的研究的問題是收入差距對居民主觀幸福的影響及其傳遞機制，檢驗物質渴求在收入差距與居民主觀幸福感之間的中介效應，對是否是最新的數據要求不高，CFPS 2014數據即可較好驗證本文提出的假說，所得到的分析結論具有足夠的一般意義。同時，主觀幸福感是主觀變量，隨社會收入的提高沒有明顯差異^{[5-6，60-61]}，而差異的主要來源是人際之間的橫向比較。所以，從這個角度上，截面數據的研究更具有一般化意義。CFPS 2014數據庫中一共有37 147份個體樣本數據，被解釋變量和核心解釋變量存在部分缺失值，同時還存在回答“不適用”和“不知道”的樣本。刪除后再與家庭數據庫合并后，同時避免極端值的影響對剩余樣本就家庭人均收入進行上下1.5%的極端值處理。最終符合條件的樣本數據有26 787份。最終樣本數據分布在全國四大經濟分區25個省份①，其中東部地區8 878份，占比33.14%;中部地區6 683份，占比24.95%;西部地區7 208份，占比26.91%;東北地區4 018份，占比15.00%，具有較強的代表性。

（二）變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為居民主觀幸福觀。在CFPS 2014項目的成人問卷中，有“您覺得自己有多幸福（分）”這一問題，最低分為0分，最高分為10分，居民對自己的幸福感進行自我評分。本文選取指標為被解釋變量，該觀測量居民幸福感的方法在實踐研究中得到廣泛的運用^[62-63]，且已經被Veenhoven和Ehrardt[64]證明具有較高的信度和效度，是最常用的研究方法^[65]。CFPS 2014數據顯示（見表1），居民主觀幸福感的自我評分為7.518 3分，整體較高。分地區看，東北地區最高，為7.742 7分，其次是東部地區、中部地區和西部地區。女性較男性的主觀幸福感更高，同時，生活在城鎮地區和擁有城鎮戶口較生活在農村地區和擁有農村戶口的居民主觀幸福感更高。分省域看，居民主觀幸福感平均分超過8分的有天津市、北京市和山東省，低于7分的有廣西壯族自治區、福建省和貴州省，其余省份在7～8分之間。

2.核心解釋變量

CFPS 2014數據收集有詳細的居民家庭收入信息，可以較為有效衡量地區居民收入差距。本文借鑒周廣肅等（2018）的研究，在區縣級層面以居民家庭人均收入為基礎，分別計算家庭人均收入的基尼系數、變異系數和泰爾指數，作為收入差距的代理變量。其中，基尼系數為核心解釋變量，而變異系數和泰爾指數為穩健性檢驗時基尼系數的替代變量。計算結果顯示（見表2），2014年全國各樣本區縣的基尼系數的均值為0.425 2。而中國國家統計局公布的2014年全國居民收入基尼系數為0.469，高于本文的估計結果;周廣肅等[44]估計的2014年的居民收入基尼系數為0.398，低于本文的估計結果。中國國家統計局公布的居民收入基尼系數與本文的估計結果不相同，主要有以下兩個原因：一是使用的數據樣本不同，二是核算層面不同，中國國家統計局計算全國層面的基尼系數;而本文是先計算各區縣的基尼系數，再相加，所以計算結果相對較小。周廣肅等[44]僅使用CFPS 2014中城鎮居民的家庭人均收入數據，從而估計結果比本文低。分地區看，東部地區最低，其次是東北地區、中部地區，最高為西部地區。計算得出的變異系數為0.839 8、泰爾指數為0.179 3，分地區看，東北地區最低，其次是東部地區、中部地區，最高為西部地區。

3.控制變量

本文被解釋變量為主觀變量，核心解釋變量為衡量收入差距的區縣基尼系數，所以可能會存在遺漏變量問題。由此，本文加入大量的控制變量，特別是加入主觀態度變量，以控制主觀態度變化對居民主觀幸福感的影響，從而確保基尼系數對居民主觀幸福感的估計系數的準確性。主觀態度變量有大多數人是否可以信任、大多數人是否樂于助人、家庭社會地位、自家生活滿意度、未來發展信心、情緒低落情況和貧富認知差距。如果還存在的遺漏變量與收入基尼系數無關，則不會引起系數的估計偏誤。本文借鑒陳釗等^[66]、陸銘等^[33]、樊娜娜^[67]、許海平、傅國華^[68]等人的研究，在回歸中再加入個體特征變量、家庭特征變量。個體特征變量包括BMI、年齡、年齡平方、性別、戶籍所在、城鄉分類、宗教信仰、是否有養老保險、是否上網、是否經歷因收入差距而導致的不公正待遇、自評健康、受教育水平、婚姻狀況與就業狀況;家庭特征變量包括是否欠銀行貸款、是否欠親友貸款、是否有未歸還貸款、人均家庭收入對數值、鄰里關系。具體概念及描述性統計見表3。

（三）經驗分析方法

在回歸中，被解釋變量是有序離散型隨機變量，應該采用排序模型，但是現有研究發現OLS模型與排序模型的結果沒有顯著差別^[51，69]，且更易解釋，所以本文采用OLS進行回歸。在Knight和Gunatilaka^[26，48]、陸銘^[33]等人的文章中，也使用OLS進行回歸。當然，本文進一步使用Oprobit模型進行穩健性檢驗，發現OLS回歸結果與Oprobit回歸結果沒有顯著差別。與現有研究相應，本文采用OLS模型作為考察收入差距對居民幸福感的影響。基準模型表達如下：

Happiness_ij=α₀+α₁Inequality_j+α₂X_1ij+α₃X_2ij+α₄X_3ij+ε_ij（1）

其中，happiness_ij表示為j區縣第i位居民的主觀幸福感;Inequality_j表示為j區縣的收入基尼系數;X_1ij、X_2ij、X_3ij分別表示j區縣第i位居民的個體特征變量、家庭特征變量和主觀態度變量;α₀-α₄為待估計參數，預期α₁的系數為負;ε_ij表示隨機擾動項。

本文還研究收入差距及其平方對居民主觀幸福感的影響，將衡量收入差距的基尼系數及其平均項代入模型，具體模型如下：

本文進一步檢驗物質渴求（Material）在收入差距與居民主觀幸福感之間的中介效應。Baron和Kenny^[70]提出中介效應模型：

Happiness_ij=α₀+α₁Inequality_j+α₂X_1ij+α₃X_2ij+α₄X_3ij+ε_ij（3）

Material_ij=β₀+β₁Inequality_j+β₂X_1ij+β₃X_2ij+β₄X_3ij+ε_ij（4）

Happiness_ij=γ₀+γ₁Inequality_j+γ₁₁Material_ij+γ₂X_1ij+γ₃X_2ij+γ₄X_3ij+ε_ij（5）

模型（3）、（4）、（5）中，Happiness_ij表示為j區縣第i位居民的主觀幸福感;Inequality_j表示為j區縣的收入基尼系數;Material_ij為中介傳導機制，表示為j區縣第i位居民的物質渴求。模型（3）衡量收入差距對居民主觀幸福的總效應，與模型（1）相同;模型（4）衡量收入差距對中介機制的影響效應，即對物質渴求的影響;模型（5）中的γ₁₁表示中介傳導機制對居民主觀幸福感的直接效應。將模型（5）代入模型（4）中，得到中介效應為γ₁₁β₁，即收入差距通過中介傳導機制（物質渴求）對居民主觀幸福感的影響作用。

四、收入差距對居民主觀幸福感的影響

（一）基準回歸結果

表4匯報收入基尼系數對居民主觀幸福感影響的OLS模型回歸結果與Oprobit模型回歸結果，包括回歸的系數、標準誤與顯著性水平。第（1）列匯報的是沒有加入任何控制變量的回歸結果，結果表明收入基尼系數顯著負向影響居民主觀幸福感;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了個體特征變量、家庭特征變量、主觀態度變量，結果表明收入基尼系數顯著負向影響居民主觀幸福感，回歸結果較為穩健。第（5）列匯報的是加入所有控制變量的Oprobit模型回歸結果，結果的系數符號和顯著性水平與第（4）列相同。基于各列結果的對比，核心解釋變量系數的顯著性水平和大小較為穩健。本文主要以第（4）列闡述回歸結果。收入基尼系數的估計系數為-0.708 2，在1%顯著性水平通過檢驗，表明基尼系數越大，居民的主觀幸福感越低，驗證假說一。在假定其他條件不變情況下，收入基尼系數平均下降0.1，給居民主觀幸福感所帶來的提升，相當于居民家庭人均收入提高247.62%。如果按照2017年居民人均可支配收入貨幣增長率9.0%計算，相當于居民家庭人均收入14.46年的累積增長。如果按照2017年居民人均可支配收入實際增長率7.3%計算，相當于居民家庭人均收入17.68年的累積增長。

控制變量的回歸結果與現有研究相同。就個體特征而言，BMI顯著負向影響居民主觀幸福感;年齡對居民主觀幸福感的影響呈現正“U”型，駐點為49.92（0.055 9/（2*0.000 6）=49.92）歲;女性較男性、在城鎮生活的居民較農村生活、就業者較失業者、退出勞動力市場者較失業者、擁有良好的社會保障、上網、受教育水平高、在婚的居民更為幸福;經歷了因收入差距而導致的不公正待遇和離婚的居民，幸福感較低。就家庭特征而言，欠銀行貸款和欠親友貸款均會顯著負向影響居民主觀幸福感，而有未歸還貸款、良好的鄰里關系會和人均家庭收入顯著正向影響居民主觀幸福感。就主觀態度而言，認為多數人可信任和樂于助人、家庭社會地位越高、家庭生活滿意度越高、未來發展信心越高、情緒低落頻率越低、認為貧富差距越大的居民主觀幸福感越高。

表5匯報收入基尼系數及其平方對居民主觀幸福感影響的OLS模型回歸結果與Oprobit模型回歸結果，包括回歸的系數、標準誤與顯著性水平。第（1）列匯報的是沒有加入任何控制變量的回歸結果，結果表明收入基尼系數與居民主觀幸福感呈倒“U”型關系;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了個體特征變量、家庭特征變量、主觀態度變量，結果依然穩健。第（5）列匯報的是加入所有控制變量的Oprobit模型回歸結果，結果的系數符號和顯著性水平與第（4）列相同。基于各列結果的對比，核心解釋變量系數的顯著性水平和符號較為穩健。本文主要以第（4）列闡述回歸結果。收入基尼系數一次項的估計系數為2.644 8，二次型的估計系數為-4.022 8，均在1%顯著性水平通過檢驗，表明收入基尼系數與居民主觀幸福感呈倒“U”型關系，驗證了假說二。通過計算，駐點所對應的基尼系數為0.328 7（2.644 8/（2*4.022 8）=0.328 7），即當基尼系數在0～0.328 7之間時，居民主觀幸福感隨基尼系數的增加而提高;當基尼系數超過0.328 7時，居民主觀幸福感隨基尼系數的增加而下降。依據第（5）列的計算的駐點所對應的基尼系數為0.344 8，與第四列計算結果相差不大。

（二）穩健性檢驗①：其他收入差距指標與居民主觀幸福感回歸

刻畫收入差距的指標有很多，基尼系數只是其中一種。同時基尼系數在刻畫收入差距時具有一定的局限性，與樣本數據的中間部分收入高度相關，難以全面刻畫收入差距。為進一步驗證本文回歸結果的穩健性，采用收入變異系數和收入泰爾指數作為刻畫收入差距的替代變量，討論其他收入差距及其平方對居民幸福感的影響，表6匯報了該結果。第（1）列是收入變異系數對居民主觀幸福感的直接影響，未加平方項的回歸結果;第（2）列再加入收入變異系數平方項的回歸結果。第（3）—（4）列則是收入泰爾指數的回歸結果。第（1）和（3）列的回歸結果表明，收入變異系數和收入泰爾指數的上升顯著降低居民的主觀幸福感;第（2）和（4）列的回歸結果顯示，一次項系數不顯著為負，但是二次項系數在1%顯著性水平下顯著為負，表明依舊存在倒“U”型關系。因此，無論采用哪一類刻畫收入差距的指標，實證結果均表明：整體上，收入差距的擴大會降低居民的主觀幸福感;同時，收入差距與居民主觀幸福感存在顯著的倒“U”型關系。本文的結論具有較強的穩健性。

（三）穩健性檢驗②：收入基尼系數與居民生活滿意度回歸

前文考察收入差距及其平方對居民主觀幸福感的影響，但是居民直觀幸福感是一種主觀感受變量，需要換一個指標刻畫居民主觀幸福感，再次進行回歸。本文選取居民生活滿意度指標，用來衡量居民幸福感。雖然二者不等價，但是居民日常生活的滿意度高度影響居民的幸福感。在CFPS 2014項目的成人問卷中，有“您對自己生活的滿意程度（分）”這一問題，最低分為1分，最高分為5分，居民對自己的生活滿意度進行自我評分。表7匯報了收入基尼系數及其平方對居民生活滿意度影響的OLS回歸結果，第（1）—（5）列的評估方法與表5相同。回歸結果表明，收入基尼系數與居民生活滿意度存在顯著的倒“U”型關系，再一次驗證前文的觀點。

五、機制探討與異質性分析

（一）收入差距對居民幸福感影響的中介機制的探討

通過前文的討論和分析，本文基本得出以下結論：整體上，收入差距的擴大會降低居民主觀幸福感;且收入差距與居民主觀幸福感存在顯著的倒“U”型關系。而現有研究并沒有有效揭示收入差距對居民主觀幸福感的影響的機制，下文將進一步討論物質渴求在收入差距與居民主觀幸福感之間的中介效應機制。

物質渴求最早由Inglehart^[55]和Michalos^[56]兩位學者提出，用來解釋“Easterlin悖論”，指出物質渴求和滿足程度共同影響居民的主觀幸福感。Stutzer^[41]進一步指出物質渴求受收入的兩個維度影響，時間維度的過去收入水平和空間維度的橫向比較。所以，物質渴求可通過居民對經濟地位的自我評價與實際經濟地位的對比反映^[44]。物質渴求的計算公式為：

物質渴求水平=實際經濟地位/自評經濟地位（6）

其中，實際經濟地位依據樣本的家庭人均收入，在區縣進行排序，再分為5組，從低到高分別賦值為1—5;而自評經濟地位在CFPS 2014數據庫中有該類指標，也是1—5個級別。由此，物質渴求的最大值為5，最小值為0.2。數據結果顯示，49.14%的數據小于1，數據分布左偏較為嚴重。所以，本文進一步將物質渴求變量轉變為虛擬變量，具體如公式（7）。

在衡量物質渴求后，本文采用Baron和Kenny^[70]提出的中介效應模型檢驗物質渴求在收入差距與居民主觀幸福感之間的中介效應。表4是模型（3）估計的結果;表8的第（1）—（4）列是模型（4）估計的結果;表8的第（5）—（9）列是模型（5）估計的結果。其中第（1）—（4）的物質渴求是虛擬變量，所以采用Probit模型進行回歸，且第（1）—（4）列逐漸引入控制變量;表8的第（5）—（9）列的估計方法與表4相同。第（1）—（4）列的回歸結果顯示，收入基尼系數變量的系數顯著為主，表明隨收入差距的擴大，會顯著提高居民的物質渴求;第（5）—（9）列的回歸結果顯示，收入基尼系數變量的系數不再顯著，而中介變量物質渴求顯著為負，表明中介變量物質渴求具有完全中介效應，驗證假說三。

本文進一步討論物質渴求對居民主觀幸福感的影響，回歸結果見表9。第（1）列匯報的是沒有加入任何控制變量的回歸結果，結果表明物質渴求顯著負向影響居民主觀幸福感;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了個體特征變量、家庭特征變量、主觀態度變量，結果表明物質渴求對居民主觀幸福感的影響依舊為負。第（5）列匯報的是加入所有控制變量的Oprobit模型回歸結果，結果的系數符號和顯著性水平與第（4）列相同。基于各列結果的對比，物質渴求系數的顯著性水平和方向較為穩健。如第（4）列闡述回歸結果。物質渴求的估計系數為-0.279 3，在1%顯著性水平通過檢驗，表明物質渴求越大，居民的主觀幸福感越低。結合表8與表9，回歸結果表明收入基尼系數顯著正向影響物質渴求，而物質渴求顯著負向影響居民主觀幸福感，再一次強化假說三的結論。綜合而言，物質渴求是收入基尼系數影響居民主觀幸福感的中介變量。通過上述分析，本文得出收入差距擴大降低居民主觀幸福感的機制在于：區縣之間收入差距的擴大提高家庭的物質渴求水平，而這一物質渴求水平的提高并不能立刻得到有效的滿足，從而高物質渴求與低物質供給難以匹配，降低了居民主觀幸福感。

（二）收入差距對居民幸福感影響的群體性差異

本文進一步討論了收入差距影響的地域異質性和個體異質性。表10討論地域異質性，第（1）—（4）列是按地域劃分;第（5）和（6）列是以城鄉劃分。回歸結果發現，以地區分類的回歸結果并不顯著，其重要原因是本文計算的基尼系數是以區縣為單位計算的，收入基尼系數之間的差距主要衡量的是地域之間的差距。而我國收入差距主要來源于地域差距和城鄉差距，所以，將樣本地域分為東部、中部、西部和東北后，收入基尼系數的結果并不顯著。而城鄉分類的收入基尼系數顯著為負，且收入基尼系數對居民主觀幸福感的影響在鄉村更大。需要指出的是，在中部和東北地區，基尼系數的符號為正;而在東部和西部地區，基尼系數的符號為負。所以，樣本來源不同，研究的結果可能不盡相同，不同樣本之間的研究結論缺乏可比性。

表11匯報了個體特征的異質性，第（1）和（2）列根據是否是物質渴求者劃分，考察個體物質渴求偏好之間的差異。結果顯示，收入差距只對物質渴求者的主觀幸福感有顯著的負向影響，對于非物質渴求者，收入差距的擴大對居民主觀幸福感的影響不顯著為正。第（3）和（4）列根據個體的性別劃分，考察不同性別之間的差異。結果顯示，無論男女，收入基尼系數擴大均降低居民主觀幸福感，但是對女性的影響更大。第（5）和（6）列根據個體是否上網劃分。實證結果顯示，無論是否上網，收入基尼系數擴大均降低居民主觀幸福感，但是對上網群體的影響更大。

表12匯報了個體資本的異質性，第（1）和（2）列根據居民擁有的是農業戶口還是非農戶口劃分，考察不同戶籍群體之間的差異。結果顯示，無論哪一類戶籍群體，收入基尼系數擴大均降低居民主觀幸福感，但是對農業戶口群體的影響更大。第（3）和（4）列根據居民家庭人均收入劃分，考察不同收入群體之間的差異。結果顯示，無論哪一類收入群體，收入基尼系數擴大均降低居民主觀幸福感，但是對低收入群體的影響更大。第（5）和（6）列根據個體的受教育水平劃分，考察不同人力資本群體之間的差異。實證結果顯示，無論哪一類人力資本群體，收入基尼系數擴大均降低居民主觀幸福感，但是對低人力資本群體的影響更大。綜上所述，當居民的收入差距擴大時，對生活在鄉村、物質渴求者、女性、上網、農業戶口、低收入以及低教育的居民的影響更大。異質性分析支持假說一。

六、研究結論與政策含義

（一）研究結論

當前，中國居民的收入差距水平較高，收入差距的擴大對居民主觀幸福感具有重要的影響。本文使用CFPS 2014年截面數據，考察收入差距對居民主觀幸福感的影響，以及物質渴求的中介機制效應。研究結果表明：第一，在整體水平上，收入差距擴大顯著降低居民主觀幸福感，“攀比效應”大于“示范效應”。區縣收入基尼系數平均下降0.1，給居民主觀幸福感帶來的效應相當于家庭人均收入提高247.62%。且采用不同的收入差距衡量指標均得出一致性的結果;同時，使用居民生活滿意度替代居民主觀幸福感，考察收入差距對居民主觀生活滿意度的影響，得出相同的穩健結果。第二，收入差距與居民主觀幸福感之間是倒“U”型關系，通過計算，駐點所對應的基尼系數為0.328 7。基尼系數在0.328 7之內，居民主觀幸福感隨基尼系數的上升而提高，“示范效應”大于“攀比效應”;而超過0.328 7后，居民主觀幸福感隨基尼系數的上升而下降，“攀比效應”大于“示范效應”，中國當前處于駐點右側。第三，本文還發現收入差距通過增加難以有效滿足的物質渴求降低了居民主觀幸福感，為“Easterlin悖論”提供了新的理論解釋。第四，本文還進一步考察收入差距對不同樣本群體的影響差異，結果表明，收入差距擴大對生活在鄉村、物質渴求者、女性、上網、農業戶口、低收入以及低教育的居民的負向影響更大。

自“Easterlin悖論”提出以來，較多學者參與了該悖論的討論和解釋。在“Easterlin悖論”給定的框架內，學者們給出的有以下四個主要的解釋（圖1）：第一，經濟增長引起收入增加，促進居民的需求轉變，由物質需求為主的需求結構轉向物質和精神并重的需求結構，從而導致單純物質提高對居民主觀幸福感的影響下降（細箭頭1）。第二，經濟增長引起收入增加，提高居民的物質渴求，從而導致收入增加并不能實現居民主觀幸福感的提升（細箭頭2）。第三，經濟增長引起收入差距擴大，產生一系列社會經濟問題的發展，例如，不平等問題、社會公正問題、社會犯罪問題、經濟增長停滯問題等，降低居民主觀幸福感（細箭頭3）。第四，經濟增長引起收入差距擴大，導致的居民自身收入相對下降，降低居民主觀幸福感（細箭頭4）。本文認為，“Easterlin悖論”還存在一個新的解釋，即經濟增長引起收入差距擴大，導致的居民自身物質渴求上升，但是并沒有提高居民的滿足效用，從而降低居民主觀幸福感（粗箭頭5）。

（二）政策含義

本文的研究表明當前中國的收入差距會降低居民主觀幸福感，且在倒“U”曲線的右側。那么，在政策層面如何提升居民主觀幸福感？本文測算的駐點所對應的基尼系數為0.328 7，遠低于中國統計局公布的2014年中國基尼系數0.469 0，也低于本文估計的結果。中國統計局公布的2017年中國基尼系數為0.467 0，依然處于高位。所以，總體上要降低收入差距：第一，通過推進國民收入分配制度改革，提高勞動報酬在國民收入中的份額，并發揮好收入再分配機制，增加居民的收入;第二，通過加大精準扶貧力度，增加低收入者的經濟機會，提高低收入者收入;第三，通過建立政府培訓機構、社會培育機構、市場咨詢平臺，以網上學習、講座交流等形式，開發低收入者的人力資本，并構建學歷教育、技能培訓、實踐鍛煉等多維并舉的人力資源開發機制，提升低人力資本者的人力資本水平。但是，收入差距并不是一個外生變量，而是內生于國家經濟發展階段、人口結構、人力資本水平和國家宏觀政策的變量，難以確定最優值。所以，難以實現僅通過降低收入差距來提高居民主觀幸福感。依據本文的結果，物質渴求是重要的中介變量。提高居民主觀幸福感的一個重要路徑是將居民由物質渴求者轉變為非物質渴求。在分樣本回歸中，基尼系數對物質渴求者的影響系數顯著為負，而對非物質渴求者的影響系數不顯著為正。所以，相關部門和媒體要合理引導居民的消費理念，提升居民的需求層次，改善物質渴求欲望。中央政府和地方政府調整民生支出結構，加大公共文化、體育服務供給，豐富居民的精神文化活動，改善物質渴求欲望，提升居民主觀幸福感。

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（責任編輯：楊?洋）

收稿日期：2021-05-24

基金項目：國家社會科學基金重點項目“新形勢下提升中國糧食產業戰略競爭力的重點方略與路徑研究”（編號：20AGL023）;國家社會科學基金重點項目“深入實施藏糧于地、藏糧于技戰略的路徑與政策研究”（編號：21AZD032）。

作者簡介：張應良，男，重慶潼南人，博士，西南大學經濟管理學院教授、博士生導師。研究方向：農業經濟理論與政策研究。徐亞東，男，安徽蕪湖人，西南大學經濟管理學院博士研究生。

①中國共產黨的十九大報告中明確提出：堅持人人盡責、人人享有，堅守底線、突出重點、完善制度、引導預期，完善公共服務體系，保障群眾基本生活，不斷滿足人民日益增長的美好生活需要，不斷促進社會公平正義，形成有效的社會治理、良好的社會秩序，使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續。

②例如：英國自2010開始將主觀幸福感安作為政策制度的參考依據;不丹使用國民幸福總值（Gross National Happiness，GNH）衡量國家的發展水平。

①25個省份分別是東部地區的北京市、天津市、河北省、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省和廣東省;中部地區的山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省和安徽省;西部地區的重慶市、四川省、廣西壯族自治區、貴州省、云南省、陜西省和甘肅省;東北地區的黑龍江省、吉林省和遼寧省。

Income Disparity，Material Aspirations and Easterlin Paradox：an Empirical Analysis by Using the CFPS2014 Data

ZHANG Yingliang，XU Yadong

（College of Economics and Management，Southwest University，Chongqing，China，400716）

Abstract：Based on the CFPS2014 data，？this paper has analyzed the effect of income disparity on the subjective well-being of residents，and the mechanism of mediating effect of substance aspirations.The study shows that，first，at the overall level，the widening income disparity significantly reduces residents subjective well-being： with The Gini coefficient decreasing 0.1，the effect on the subjective well-being of the residents is equivalent to the increase of the per capita income of the household 247.62%; consistent results were obtained by using different income disparity measures and subjective well-being indicators.Secondly，the relationship between income disparity and subjective well-being of residents is inverted “U” type： by calculation，the Gini coefficient corresponding to the inflection point is 0.3287，and the income disparity of residents in China is on the right side of the turning point，that is，the stage of reducing residents subjective well-being.Thirdly，the mediating mechanism analysis shows that the widening of income disparity improves the level of material aspirations，and material aspiration negatively affects the well-being of residents.In summary，this paper provides evidence that income disparities reduce residents subjective well-being by increasing the channels of material aspirations that are difficult to meet effectively，providing a new theoretical explanation for Easterlin Paradox.Sample regression showed that the widening income disparity had a greater negative impact on people living in the countryside，the material hungry，women，online，agricultural residence，low income and low education.

Key words：income disparity; residents subjective well-being; material aspirations; Easterlin paradox; mediating effect