拆遷與主觀幸福感關系研究

李明橋，李曉琳

(西南石油大學 馬克思主義學院，四川 成都 610500)

一、引言

社會和諧穩定是實現中華民族偉大復興的前提和條件，化解拆遷矛盾有助于社會和諧穩定[1]。為了避免拆遷戶出現武力抗爭等極端行為，政府取締了強制拆遷行為。雖然取締強制拆遷出現了一定數量的“釘子戶”，但是有效地緩解了因拆遷矛盾而引發的社會沖突。學者們主要從利益分化、法律制度、政府角色、安置補償等方面解析社會沖突的原因，并提出相應沖突化解機制[2]。

一方面房屋拆遷引發社會沖突，另一方面拆遷致富案例也不勝枚舉。工薪階層職業生涯的工資總收入低于一些地區拆遷補償款，這些拆遷戶生活水平發生了翻天覆地的變化。拆遷戶比非拆遷戶消費更高，但其消費具有異質性，拆遷后仍自有住房拆遷戶的各類消費遠高于非拆遷戶[3]，拆遷后租房居住拆遷戶的消費水平并沒有顯著提高[4]。因拆遷而變動的消費能否影響拆遷戶幸福水平？拆遷能直接影響拆遷戶幸福水平嗎？本文研究目標就在于回答這兩個方面的問題。

研究發現：首先，就拆遷后仍然自有住房拆遷戶而言，拆遷提高了當年主觀幸福感，但拆遷兩年后主觀幸福感恢復到之前水平。就拆遷后租房居住的拆遷戶而言，拆遷對主觀幸福感不構成影響。其次，拆遷通過消費影響自有住房拆遷戶當年主觀幸福感。最后，拆遷大幅提高了自有住房拆遷戶當年消費水平，從而提高了主觀幸福感。拆遷兩年之后，自有住房拆遷戶消費恢復到拆遷之前水平，從而使主觀幸福感恢復到拆遷之前水平。本文結構依次如下：拆遷影響主觀幸福感的理論機制分析、研究方法與數據處理、實證結果分析、結論與評述。

二、拆遷影響主觀幸福感的理論機制分析

(一)可用享樂回歸理論解釋拆遷對主觀幸福感的影響

享樂回歸理論[5]核心思想可表述為：無論是正外部事件還是負外部事件影響幸福水平都是短暫的，原因在于人們會逐漸適應外部事件從而使幸福程度恢復到原有水平。大量經驗研究驗證了該理論的合理性，例如，Silver(1982)[6]研究發現雖然遭遇脊髓創傷而殘疾的患者短期(一周時間)具有較強負面情緒，但是兩個月之后幸福水平恢復到患病之前。Lucas(1996)等[7]研究發現前兩個月之內發生的外部事件對現有幸福構成影響，而更久遠外部事件不構成影響。Bonanno(2014)等[8]研究發現就算是配偶死亡這樣重大外部事件沖擊，人們的負面情緒最終也會逐漸消失。Myers(1992)[9]指出外部事件沖擊影響幸福持續時間取決于人們適應能力，人們適應能力越強，外部事件影響幸福持續時間就越短，反之越長。但是無論持續時間是長還是短，幸福程度都會恢復到外部事件發生之前水平。

Scollon(2006)和Diener[10]實證研究發現長期幸福水平存在差異，然而傳統享樂回歸理論難以解釋這一現象。Diener(2006)等[11]提出了基點非中性假說，在此基礎之上對享樂回歸理論進行修正，以此解釋長期幸福為什么存在差異。享樂回歸理論認為每個人都具有幸福基點(平凡生活幸福水平)，該基點不受外部事件沖擊影響(基點中性)。雖然外部事件沖擊改變了人們幸福程度，但是當人們適應了外部事件之后幸福程度會回歸到基點水平。而基點非中性假設認為，人們在適應外部事件沖擊同時也會調整幸福基點，正外部事件沖擊會提高幸福基點，從而提高了長期幸福水平，負外部事件沖擊則會降低長期幸福水平。基點非中性假說還認為，調整幸福基點存在異質性，相同外部事件沖擊有的人幸福基點調整得高，有的人調整得低，有的人可能不變。Lucas(2005)[12]研究發現，修正后享樂回歸理論能解釋為什么頻繁失業導致失業者長期幸福水平下降。

房屋拆遷對于居民來說是一種外部事件沖擊，可用享樂回歸理論分析拆遷對居民幸福的影響。問題關鍵就在于房屋拆遷能否影響拆遷戶幸福基點，如果拆遷對居民幸福基點不構成影響，那么拆遷就不會影響拆遷戶長期幸福水平，就可用享樂回歸理論分析拆遷對短期幸福的影響。 如果拆遷影響了居民幸福基點，那么根據基點非中性假設可知居民長期幸福就會受到影響，在此條件下由修正后享樂回歸理論分析可知，拆遷不僅影響拆遷戶短期幸福還會影響長期幸福。由此可知，一方面，享樂回歸理論表明拆遷會影響短期幸福，而對長期幸福不構成影響；另一方面，修正后享樂回歸理論表明拆遷不僅影響短期幸福，而且也會影響幸福基點，從而對長期幸福構成影響。因此本文提出兩個相互排斥的假設1和假設2，以此判斷是享樂回歸理論還是修正后享樂回歸理論適合用來解釋拆遷對居民幸福的影響。如果假設1成立則適用于享樂回歸理論，反之如果假設2成立則適用于修正后享樂回歸理論。

假設1：拆遷影響短期幸福，但對長期幸福不構成影響。

假設2：拆遷既影響短期幸福又影響長期幸福。

(二)拆遷影響主觀幸福感的路徑分析

就國外研究而言，現代幸福經濟學起源于“伊斯特林悖論”[13]，該悖論是指國家越富裕，居民幸福程度越高，然而一個國家經濟增長并沒有伴隨幸福提升。為了解釋“伊斯特林悖論”，大多數學者從絕對收入、相對收入、持久收入以及暫時性收入等方面研究了收入與幸福關系。近年來“金錢能購買幸福嗎？”逐漸被學界所重視，研究重點也由“收入影響幸福”轉移到“消費影響幸福”領域。關注各類消費對幸福的影響：其一，關于日常生活基本消費能否提升幸福水平的研究。Thomas(2010)發現增長的基本消費顯著提升了窮人幸福感而不影響富人幸福感，這是因為增長的基本消費讓窮人生活更加舒適從而提升了幸福感。其二，關于體現社會地位的顯性消費影響幸福的研究。Zhen(2018)[14]研究發現中國居民顯性消費越高，幸福感越強。其三，研究體驗消費對幸福的影響。體驗消費是指消費中不斷獲得的體驗經歷，例如旅游消費、娛樂消費和文化消費等。Zimmermann(2014)[15]發現美國居民體驗消費和顯性消費顯著影響幸福感。

現有文獻也深入研究了消費與幸福的關系，國內研究發現增長的無論是消費還是收入都能顯著提升幸福感，而花錢比賺錢更有利于提升幸福感[16]，消費絕對值和相對值對幸福感存在顯著正向影響[17]。就消費類型與幸福感關系而言，休閑消費對生活滿意度有顯著正向影響(宋瑞，2014)[18]，文化消費是實現金錢向幸福轉化的重要路徑(張錚和陳雪薇2018)[19]，人情消費與幸福感呈現典型倒U形關系[20-21]。現有文獻驗證了消費對幸福的影響，在此前提下本文將論證拆遷之所以影響主觀幸福感，原因在于拆遷改變了居民消費，從而影響主觀幸福感。

房屋拆遷大幅提高了拆遷戶收入水平，消費水平是否發生顯著變化取決于拆遷后住房性質。對于拆遷后租房居住而言，因為拆遷戶還沒有購置新房或者還未入住安置房，出于謹慎動機即使獲得不菲的拆遷補償款也不會明顯改變消費習慣，這種狀態下拆遷就難以通過消費影響主觀幸福感。對于拆遷后仍然自有住房拆遷戶而言，因為沒有購房壓力，拆遷補償款可能會顯著影響短期消費水平，原因在于拆遷補償款增加了短期收入而不是增加了持久收入，在這種狀態下拆遷就通過消費影響短期主觀幸福感。因為消費可能是拆遷影響幸福的中介變量，所以本文將要估計拆遷對消費的影響。根據現有文獻的研究方法，本文把消費分為基本消費、顯性消費和體驗消費三個組成部分。而基本消費能否影響幸福取決于居民是富人還是窮人，因此本文把拆遷戶分為兩類，一類是房屋拆遷之后居住用房仍然歸其所有，本文稱為自有住房拆遷戶；另一類是房屋拆遷之后租房居住，本文簡稱為租房居住拆遷戶。根據拆遷戶類型研究拆遷影響消費就轉化為：一方面分析拆遷如何影響自有住房拆遷戶消費，另一方面分析拆遷如何影響租房居住拆遷戶消費，綜上所述本文提出以下待檢驗的假設。

假設3：拆遷影響主觀幸福感的路徑是消費。

假設4：拆遷能顯著提高自有住房拆遷戶短期消費。

假設5：拆遷不影響自有住房拆遷戶長期消費。

三、研究方法與數據處理

(一)研究方法

檢驗究竟是假設1還是假設2能解釋拆遷對幸福的影響，本文依次使用傾向值配對法研究拆遷影響幸福的短期效應，倍差法研究拆遷影響幸福的長期效應。就傾向值配對法而言：首先，根據研究需要和傾向值配對原理，房屋拆遷實施之后可把居民分解為拆遷戶(處理組)和非拆遷戶(控制組)兩個群體，其中，拆遷戶可以進一步分解為自有住房拆遷戶和租房居住拆遷戶。采用Logit模型或Probit模型估計出居民房屋被拆遷的概率(傾向值)，具體估計方程為P(D=1|X)=P(X)，其中D為房屋拆遷虛擬變量，等于1表示房屋被拆遷。協變量X表示影響房屋拆遷的因素，選取協變量X必須滿足條件獨立性假設，也就是說給定協變量X條件下，幸福水平與房屋拆遷相互獨立，這是配對估計無偏性的前提條件；其次，根據拆遷概率把拆遷戶和非拆遷戶進行匹配，構建拆遷戶如果未被拆遷時的幸福期望，也就是反事實幸福期望如(1)式所示，其中H為幸福變量，E(·)為期望函數。(1)式左邊表示拆遷戶i如果未被拆遷時的幸福期望。由條件獨立性假設可知只要拆遷戶i和非拆遷戶j通過傾向值進行匹配，那么拆遷戶i反事實幸福期望可由非拆遷戶j幸福期望表示。匹配規則有最近配對法、半徑配對法以及核配對法等，本文采用最近配對法進行匹配。最后，根據拆遷戶幸福水平和反事實狀態下的幸福水平則能估計出拆遷對主觀幸福感的影響(ATE)，如(2)式所示。值得一提的是，只要配對估計都用相同年份的房屋拆遷虛擬變量和幸福變量，那么配對估計結果就反映了拆遷對當年幸福的影響，即拆遷影響幸福的短期效應。

就倍差法研究拆遷影響幸福的長期效應而言，需要用到面板數據進行估計，這是因為面板數據擁有拆遷前后居民幸福變量。倍差法基本思路是拆遷實施之前，所有居民都沒有經歷房屋拆遷，房屋拆遷實施之后一些居民經歷了房屋拆遷成為拆遷戶(處理組)，而另一些居民仍然沒有經歷房屋拆遷成為非拆遷戶(控制組)。倍差法估計方程如(3)式所示，其中Ti為時間虛擬變量，Ti=0和Ti=1分別表示拆遷之前和拆遷之后，估計系數β1就是拆遷影響幸福的長期效應。當面板數據時間跨度越大，β1反映拆遷對幸福的影響時間就越長。

E[Hi(D=0)|Di=1，Pi(X)]=E[Hj(D=0)|Dj=0,Pj(X)]

(1)

ATE=E[H(D=1)-H(D=0)|D=1,P(X)]=E[H(D=1)|D=1,P(X)]-E(H(D=0)|D=0,P(X)]

(2)

Hi=β0+β1(Di×Ti)+β2T+β3Di+Xiη+ui

(3)

Hi=α+α1Di+Xiη+εi

(4)

Hi=λ+λ1Di+λ2consumptioni+Xiη+εi

(5)

就檢驗假設3(拆遷影響主觀幸福感的路徑是消費)而言，本文采用中介效應模型分析消費是否是拆遷影響主觀幸福感的中介變量。由于因變量幸福具有定序變量特征，故本文采用定序Logit回歸進行估計，估計方程如(4)式和(5)式所示。如果拆遷顯著影響幸福，那么(4)式中估計系數α1應該與0有顯著性差異。由(5)式所示，估計方程中加入了消費變量(consumption)之后，如果(5)式中估計系數λ1不顯著而λ2顯著，那么表明控制住消費之后拆遷并未影響幸福，這表明拆遷通過消費影響幸福，也就是說，消費是拆遷影響幸福的中介變量。值得一提的是，(5)式沒有使用拆遷與消費的交互項識別消費是否是中介變量，原因在于本文檢驗發現拆遷、消費以及交互項之間存在多重共線性問題。就檢驗假設4和假設5而言，分別使用傾向值配對法和倍差法分析拆遷對消費的影響。

(二)數據處理與變量說明

數據來源于北京大學中國社會科學調查中心的《中國家庭追蹤調查(CFPS)》數據。CFPS數據重點關注中國居民的經濟與非經濟福利，包括經濟活動、人口學特征、家庭消費狀況、房屋拆遷、幸福等諸多變量。CFPS數據由村/居問卷、家庭成員問卷、家庭問卷、少兒問卷和成人問卷構成，該數據是一項全國性、大規模、多學科的社會跟蹤調查項目。CFPS數據樣本覆蓋25個省/市/自治區，目標樣本規模為16000戶，調查對象包含樣本家庭中全部家庭成員。經2010年基線調查界定出所有基線家庭成員及其今后血緣/領養子女將作為CFPS基因成員成為永久追蹤對象。在2012年、2014年以及2016年進行了追蹤調查，并且發布了相應的調查數據。

就因變量幸福的選取而言，根據文獻常用方法[22]選取CFPS數據中主觀幸福感作為因變量。處理該變量時要注意以下兩點：其一，幸福變量存在性問題。一方面因為2012年CPFS數據中沒有收集幸福數據，所以使用2010年、2014年和2016年三輪數據研究拆遷與主觀幸福感關系。另一方面這三輪數據包含幸福變量樣本量依次為31759、31392和815。由于2016年數據中幸福樣本量較少，因此倍差法估計拆遷影響幸福時僅用2010年和2014年兩年數據進行估計；其二，幸福變量測度性問題。是否幸福取決于主觀感受，CFPS數據收集了人們對幸福的感受。2014年和2016年兩輪數據采用0～10測度主觀幸福感，數值越大主觀幸福感越高，而2010年則采用1～5測度主觀幸福感，本文把2010年居民主觀幸福感乘以2轉化為以0～10測度主觀幸福感。

就拆遷自變量選擇而言，2012年、2014年和2016年都有拆遷問題(“過去12個月，您家是否經歷過住房拆遷？”)，該問題可識別出拆遷戶和非拆遷戶。而住房問題(“您家現住房歸誰所有？”)能識別出租房還是自有住房居住。通過這兩個問題就能識別出自有住房拆遷戶和租房居住拆遷戶。因為2010年是CFPS起始調查年份，所以拆遷由兩個問題構成(“您家是否經歷過住房拆遷？”和“住房拆遷發生在哪年？”)。通過這兩個問題，一方面可識別出哪些居民在2010年經歷了住房拆遷，為傾向值配對估計拆遷影響短期幸福提供了條件。另一方面也能識別出未經歷拆遷的居民，為倍差法估計拆遷影響長期幸福提供了條件。

就中介變量消費的選擇而言，根據現有文獻劃分方法(Thomas，2010；Zimmermann，2014)把居民消費劃分為基本消費、體驗消費和顯性消費。CFPS數據收集了詳細家庭消費數據，可以依次算出上述各項消費，其中，基本消費包括伙食費、郵電通訊費、水電氣費、日用品費、房租費、取暖費、物業費；體驗消費包括文化娛樂支出、旅游支出、保健支出和美容支出；顯性消費包括汽車購置支出、高檔用品和衣著支出。

就控制變量選擇而言，現有文獻研究發現收入、自感健康狀況、婚姻狀況變量顯著影響幸福水平，這些變量就應該包含在控制變量之中。中國城鄉差異可能導致城鎮與農村主觀幸福感受不同，故城鄉虛擬變量也作為控制變量。此外文化程度、性別和年齡等變量也作為控制變量。

四、實證結果分析

(一)拆遷影響幸福的實證結果分析

本文首先描繪了房屋拆遷與居民幸福分布狀況，如圖1所示。由圖可知：首先，居民主觀幸福感較高。無論是2010年、2014年還是2016年，也無論是拆遷戶還是非拆遷戶主觀幸福感均值都在7.5之上，而主觀幸福感最高值為10，這表明居民幸福感總體較高。其次，拆遷戶主觀幸福感高于非拆遷戶。在2010年、2014年和2016年三年拆遷戶主觀幸福感分別是非拆遷戶的1.057倍、1.022倍和1.058倍，這表明拆遷戶主觀幸福感更高。最后，居民幸福感存在小幅波動。拆遷戶主觀幸福感從2010年的8.095小幅下降到2014年的7.691，之后又小幅上升到2016年的8.142。與此同時，非拆遷戶主觀幸福感從2010年的7.652小幅下降到2014年的7.524，之后又小幅上升到2016年的7.693。

圖1 拆遷與居民幸福分布

采用傾向值配對估計拆遷影響幸福短期效應如表1所示。值得強調的是：其一，表1是采用2014年數據進行傾向值配對估計的實證結果，這是因為2014年拆遷戶具有幸福數據的樣本量為408戶，而2010年和2016年這個樣本量分別為63戶和7戶，樣本量小要么估計結果可信度不高，要么估計結果不存在。其二，傾向值配對估計結果是否平穩，取決于配對后非拆遷戶幸福能否是拆遷戶反事實狀態下幸福代理變量。本文匯報了配對估計平穩性檢驗，如圖2所示沒有匹配之前拆遷戶與非拆遷戶傾向值分布圖具有明顯差異，而匹配之后兩者之間傾向值分布重合，這表明非拆遷戶幸福是拆遷戶反事實狀態下幸福代理變量。通過平穩性檢驗在于拆遷戶樣本量僅為408戶，而非拆遷戶樣本量高達30981戶，這使得從非拆遷戶中更容易找到與拆遷戶相似樣本，從而通過平穩性檢驗。

圖2 配對估計平穩性檢驗圖

表1 拆遷對當年幸福的影響

由表1可知：其一，就自有住房拆遷戶而言，拆遷確實能影響短期幸福。房屋拆遷之后自有住房拆遷戶幸福程度比之前提高了0.318，而且在10%置信水平上顯著，這表明拆遷能影響自有住房拆遷戶的短期幸福。其二，就租房居住拆遷戶而言，拆遷對短期幸福不構成影響。雖然拆遷之后租房居住的拆遷戶幸福程度比之前下降了0.006，但是并不顯著，這表明拆遷并不能影響租房居住拆遷戶短期幸福。

采用倍差法估計出拆遷影響幸福的長期效應，如表2所示。值得強調的是：表2估計了拆遷兩年之后對幸福的影響，這就是本文拆遷影響幸福的長期效應。具體步驟為：首先找出2010年始終沒有經歷拆遷的家庭，其次根據2012年數據識別出這些樣本中哪些家庭在2012年經歷了房屋拆遷成為拆遷戶，哪些家庭仍是非拆遷戶，把2012年拆遷戶和非拆遷戶的信息匹配到2014年的數據之中，從而使用倍差法測算拆遷兩年之后對幸福的影響。

由表2可知，拆遷兩年之后對幸福不構成影響。一方面，拆遷兩年之后租房居住拆遷戶的拆遷與時間交互項參數估計值(0.091)不但較小而且不顯著；另一方面，拆遷兩年之后自有住房拆遷戶的拆遷與時間交互項參數估計值(-0.018)也較小而且也不顯著。這表明無論是自有住房拆遷戶還是租房居住拆遷戶，拆遷兩年之后都沒有顯著影響幸福水平。控制變量參數估計值與現有文獻基本一致，說明表2結論可信度較高。

表2 拆遷兩年之后影響幸福的實證結果

綜上所述，就自有住房拆遷戶而言，拆遷顯著影響了當年幸福，但拆遷兩年之后對幸福不構成顯著影響。因此，自有住房拆遷戶符合假設1的論述，即拆遷影響短期幸福，但對長期幸福不構成影響。就租房居住拆遷戶而言，拆遷既不影響短期幸福，也不影響長期幸福，這表明租房居住拆遷戶既不符合假設1也不符合假設2。因此，在下文分析中僅對自有住房拆遷戶進行研究。

(二)拆遷通過消費影響主觀幸福感的實證結果分析

因為拆遷僅影響自有住房拆遷戶短期主觀幸福感，所以實證分析僅限定為自有住房拆遷戶，采用定序Logit模型對(4)式和(5)式方程進行參數估計的實證結果如表3所示，同時還匯報了最小二乘法參數估計值。由表3可知：其一，拆遷顯著影響自有住房拆遷戶的當年幸福。當沒有加入各類消費項時，拆遷在10%置信水平上顯著影響自有住房拆遷戶的幸福，該實證結果與表1中傾向值配對估計結論一致。

其二，消費是拆遷影響幸福的中介變量，這表明假設3成立。如表3所示，當加入基本消費變量時，拆遷參數不但由0.206下降到0.102，降幅為50.07%，而且參數沒有顯著性，這表明拆遷可通過基本消費影響幸福水平。當加入體驗消費變量時，拆遷參數由0.206下降到0.159，降幅為22.7%，而且參數也沒有顯著性，表明拆遷也可通過體驗消費影響幸福水平。當加入顯性消費變量時，拆遷參數由0.206下降到0.185，降幅為10.2%而且參數也沒有顯著性，表明拆遷也可通過顯性消費影響幸福水平。依次加入基本消費、體驗消費和顯性消費，導致拆遷參數降幅依次為50.07%、22.7%和10.2%，這表明拆遷主要通過基本消費影響幸福水平。

其三，各項消費對幸福的影響程度不同。由于定序Logit模型的估計參數不能直接反映邊際效應，故本表匯報了最小二乘法參數估計的實證結果。由表3可知，基本消費、體驗消費和顯性消費參數估計值依次為0.041、0.059和0.072，而且在1%置信水平下顯著，這表明顯性消費對幸福的邊際影響最大，體驗消費次之，基本消費影響最小。

表3 拆遷戶通過消費影響當年幸福的實證結果

(三)拆遷影響消費實證結果分析

拆遷影響自有住房拆遷戶當年消費實證結果，如表4所示：其一，拆遷提高了短期消費。無論是基本消費、體驗消費還是顯性消費，參數估計值都顯著大于0，這表明拆遷提高了自有住房拆遷戶當年的各項消費，該結論與現有文獻研究結果一致。其二，拆遷提高了各項消費的幅度。拆遷使得當年的基本消費、體驗消費和顯性消費依次提高了68.14%、13.94%和38.45%，表明拆遷對當年基本消費的幅度影響最大，顯性消費次之，而體驗消費最弱。

表4 拆遷影響當年消費的實證結果

把拆遷戶限定為自有住房拆遷戶，借助CFPS數據，采用倍差法估計出拆遷兩年之后對消費的影響，如表5所示。其一，拆遷兩年之后對基本消費和顯性消費不構成影響。拆遷兩年之后基本消費和顯性消費的參數估計值依次為0.068和0.019，不但參數估計值較小而且不顯著，這表明拆遷兩年之后基本消費和顯性消費與拆遷之前并沒有顯著差異。其二，拆遷兩年之后顯著降低了體驗消費。拆遷兩年之后體驗消費下降了30.59%，而且在10%置信水平上顯著，表明拆遷兩年之后體驗消費顯著低于拆遷之前。

由此可知，就自有住房拆遷戶而言，拆遷提高了短期基本消費、體驗消費和顯性消費，說明假設4成立。拆遷兩年之后對基本消費和顯性消費不構成影響，說明假設5成立。但是拆遷兩年之后顯著降低了體驗消費，說明拆遷對長期體驗消費的影響不符合假設5的論述。

綜上所述，拆遷大幅提高了自有住房拆遷戶的短期消費，而長期各類消費(基本消費和顯性消費)要么不受影響，要么顯著下降(體驗消費)，這表明自有住房拆遷戶因為拆遷而提高的短期消費可能是一種沖動消費行為。

值得強調的是由表5可知拆遷兩年之后使得自有住房拆遷戶的體驗消費顯著下降了30.59%，而由表3可知體驗消費顯著影響幸福(0.059)，由此可知拆遷兩年之后，自有住房拆遷戶幸福水平應該顯著下降了。然而表2中拆遷兩年之后，自有住房拆遷戶幸福水平雖然下降了(-0.018)，但是并不顯著。這兩者之間并不矛盾，例如，CFPS數據中2014年自有住房拆遷戶平均的基本消費、體驗消費和顯性消費依次為68692元、2434元和20298元，體驗消費相對于基本消費和顯性消費而言較小，從而對幸福的影響較弱。因此拆遷兩年之后，雖然自有住房拆遷戶的體驗消費顯著下降了，但是主觀幸福感并不受影響。

表5 拆遷兩年之后對消費的影響

五、結論與評述

本文研究了拆遷對主觀幸福感的影響，研究發現：其一，就拆遷后仍然自有住房拆遷戶而言，拆遷提高了當年主觀幸福感，但拆遷兩年之后主觀幸福感恢復到拆遷之前水平。就拆遷后租房居住拆遷戶而言，拆遷對主觀幸福感不構成影響。其二，拆遷影響自有住房拆遷戶當年主觀幸福感原因歸咎于當期消費顯著變化。其三，拆遷大幅提高了自有住房拆遷戶當年消費水平，而拆遷兩年之后消費水平又恢復到拆遷之前，這一方面表明拆遷是通過影響消費水平從而作用于主觀幸福感，另一方面表明自有住房拆遷戶可能存在沖動消費行為，因此政府引導拆遷戶進行合理消費具有重要意義。

基于本文研究結論提出以下建議和意見。一是政府要引導拆遷戶進行合理消費。本文研究發現拆遷后自有住房拆遷戶的當年消費顯著提高，兩年之后恢復到拆遷之前水平，這表明拆遷戶可能存在沖動消費的行為。政府應該充分調動村委會或居委會這樣的基層組織，向拆遷戶宣傳拆遷后因沖動消費而陷入困境的反面案例，以降低拆遷戶沖動消費的動機。一些拆遷戶因為獲得了房屋補償款而購買家用轎車，體現身份的奢侈品如鉆戒、皮大衣等，這些商品與拆遷戶日常生活關聯性不大，屬于沖動消費的范疇。居委會或村委會應該多做拆遷戶思想工作，讓他們丟棄生活上攀比的不良風氣。二是社會不要期望拆遷能提高拆遷戶幸福水平。就僅有一套房屋的居民而言，拆遷不影響主觀幸福感，就擁有多套房屋的居民而言，拆遷通過消費僅提高了居民短期幸福感。三是政府應該鼓勵在房屋拆遷補償中盡量采用房屋產權置換方式，這使得拆遷戶的資產始終是不動產，從而可以有效避免沖動消費行為。