收入對居民幸福感的影響

摘要：本文使用2021年中國綜合社會調查的數據，建立有序Probit回歸模型，檢驗了收入與居民幸福感的關系。研究發現，收入與居民幸福感顯著正相關，其他條件不變的情況下，高收入的居民相較于低收入的居民，其幸福感更高。本文通過加入省份固定效應以減少遺漏變量偏差、更換Logit回歸模型、采用不同指標衡量居民幸福感和居民收入水平等多種穩健性檢驗方式，驗證了結論的穩健性，并提出可行的政策建議，以期對社會經濟發展和個人幸福水平有提升作用。

關鍵詞：收入水平；幸福感；CGSS2021

收入能否影響居民幸福感這一命題自古以來一直為眾多政治家、思想家所討論。公元前6—7世紀，古希臘政治家索倫曾提出一個著名的論斷，即有錢的人并非是幸福的，而有中等財產的人卻是幸福的。正如亞里士多德所說，合乎德行的幸福并非要以金錢衡量，而是需要一定的外部條件。因此，收入水平與居民主觀幸福感之間關系的研究，對于維護社會穩定、解決民生問題、提升居民幸福感、[1]建設富強民主文明和諧美麗的社會主義現代化強國具有深遠的意義。

一、理論分析與研究假設

幸福感受多方面因素的影響，黨的十九大報告指出，當前我國社會的主要矛盾是人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾。[2]財富水平與居民的收入緊密相關。一方面，收入的增加能使居民持續性地享受更多更高質量的物質產品和精神服務，從而使其精神狀態飽滿，對生活的滿意程度較高；另一方面，對生活的滿意與否，部分取決于不同人群之間的對比，比較得來的愉悅也間接提高了居民的幸福感。綜上，無論從物質上或精神上，收入的增加均有助于居民幸福感的提升?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲅芯考僭O：在其他條件相同的情況下，收入增長對居民幸福感有顯著正向影響。

二、實證設計

（一）數據來源

本文數據來源于2021年中國社會綜合調查 （CGSS2021），該調查采用多階分層概率抽樣的方法，進行入戶調查，調查內容包括個人與家庭基本信息、主觀幸福感、家庭性別角色、文化消費等幾個部分。[3]

（二）變量選取

1.被解釋變量

本文研究對象為主觀幸福感，衡量指標為問卷中序號為A36的提問，據此生成間斷變量Happiness，對該五檔從不幸福到幸福分別取值1—5。此外，在穩健性檢驗中，本文還采用虛擬變量 “是否幸福”，當訪戶對自我幸福感評價為 “非常不幸?！薄氨容^不幸福”“說不上幸福不幸福”時，取值0；“比較幸福”和 “非常幸?！比≈禐?，命名為Happiness1。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為收入水平，選取問卷中A8a項對其進行加1后取對數處理，命名為Income，衡量居民的收入水平。此外，在穩健性檢驗中，筆者采用問卷中A62項，同樣進行加1后取對數處理，生成連續變量Income1，該變量用于替代解釋變量穩健性檢驗。

3.控制變量

考慮到居民幸福感的影響因素多樣化，居民的幸福程度及感知往往是多種因素共同作用的合力結果，本文引入一系列可能影響因變量的因素作為控制變量，避免實證研究中因為變量選取不全、因素考慮過少而產生遺漏變量偏差 （詳見表1）。

4.模型構建

本文實證目標為探究居民收入水平與居民幸福感之間的關系，結合實證需求，基于過往文獻將本文建立有序Probit模型如下所示：

其中，Y *為被解釋變量居民幸福感；Xi為本文選取的幸福感影響因素，主要包括自變量居民收入水平和一系列控制變量等，εi為殘差項。設閾值λ1lt;λ2lt;λ3lt;…lt;λmax，有式：

Y的概率如下所示：

5.描述性統計

本文主要變量的描述性統計詳見表2。易知，在5 434個有效居民樣本中，被解釋變量幸福感程度Happiness均值為3.984，即接近 “比較幸福”，是否幸福Happiness1均值為0.814，即樣本內81.4%的訪戶均認為自己幸福。核心解釋變量方面，個人年收入Income和家庭年收入Income1均值分別為8.916和11.64，標準差分別為4.669和3.179，處于較高水平。

三、實證分析

（一）基準回歸

根據本文樣本數據，結合前文建立的實證模型1，開展有序Probit回歸，以居民個人總收入Income為解釋變量，以居民幸福感Happiness為被解釋變量，使用穩健標準誤以克服異方差問題，得到回歸結果詳見表3。

如表3所示，在列 （1）中，筆者單獨檢驗了被解釋變量與核心變量之間的關系，結果顯示，Income系數在1%顯著性水平下顯著為正。在列 （2）中，筆者加入了一系列控制變量以減少遺漏變量偏差，結果顯示，Income仍顯著為正且能通過1%顯著性水平下的檢驗，意味著居民收入水平與居民幸福感顯著正相關這一結論仍然成立。此外，觀察控制變量系數和顯著性可知，其他因素也影響著居民的幸福感，Marry在1%顯著性水平下顯著為正，說明在其他條件相同的情況下，已婚居民的幸福感水平更高；Rural系數在1%顯著性水平下顯著為負，表明其他條件不變，農村村民相較于城市居民擁有更低的幸福感；Children在1%顯著性水平下顯著為正，說明在其他條件相同的情況下，子女數量越多的居民幸福感水平更高；Job系數在1%顯著性水平下顯著為負，表明其他條件不變，處于工作狀態的居民相較于處于不工作狀態下的居民，其幸福感水平更低；Party系數在1%顯著性水平下顯著為正，說明在其他條件相同的情況下，黨員相較于非黨員其幸福感水平更高。Female、Age、Religion系數均不顯著，意味著在本文所選取的樣本中未檢測出性別、年齡和宗教信仰對居民幸福感的影響。

從列 （1）到列 （2），回歸的擬合優度Pseudo R2從0.01提高到0.1，解釋效力顯著提升，模型的說服力明顯增強。

（二）穩健性檢驗

在前文研究中，本文得出居民收入水平與居民幸福感呈正相關的實證結論，為驗證本文實證結論的有效性，本文試就此進行穩健性檢驗。

首先，考慮到居民所在區域不同，故本文選擇控制省份固定效應，結果如表4中列 （1）所示，易知核心解釋變量Income系數在1%顯著性水平下顯著為正，與前文實證結果保持一致。

其次，此前本文采用有序Probit回歸的方式，在此，考慮針對因變量為有序離散變量的情況下，有序Logit回歸同樣適合，筆者選擇使用有序Logit方式進行重新估計，得到結果如表4中列 （2）所示。顯然有序Logit回歸中，Income仍在1%顯著性水平下正向影響Happiness，表明居民收入的提高會增加居民幸福感。

再次，此前因變量均為有序離散變量Happiness，本文選擇將該變量替換為虛擬變量是否幸福Happiness1，進行二值Probit回歸，得到結果如表4中列 （3）所示，顯然，Religion系數仍在1%顯著性水平下顯著為正，意味著居民收入的增加會提高居民幸福感。

最后，此前本文對居民收入水平的定義為個人總收入的對數，在此，筆者選擇將之替換為家庭年收入的對數Income1，回歸結果如表4中列 （4）所示，結果表明，Income1在1%顯著性水平下為正，即家庭收入的增加，也會使居民幸福感上升，再次印證前文假設。

綜上，居民收入水平與幸福感顯著正相關，本文實證結論穩健。

四、結束語

本文基于2021年中國社會綜合調查數據，綜合過往文獻，結合時下熱點，選取合適指標作為研究對象，建立有序Probit回歸模型、Logit回歸模型進行探討及檢驗，發現：收入水平與居民幸福感顯著正相關，其他條件不變的情況下，高收入的居民相較于低收入的居民，其幸福感更高。

根據以上研究結論，提出以下政策建議：第一，持續深化共同富裕的向好發展。強化互聯網基礎設施建設，加大挖掘和創新數字技術的投資力度，并采取多種措施不斷完善和深化數字普惠金融體系，進而提升居民收入水平。

第二，增加居民創業收入和財產性收入是關鍵，要通過稅收、法律等手段，有效保障居民的正當收入，有效規范財富再分配。全面落實共同富裕政策，通過所有制改革，將農民住房轉變為切實的資產，盤活現有宅基地、集體閑置房和農民空置房，推動改革思路轉化為理論成果。

參考文獻：

[1] 姚磊，鄭結枝.收入增長、收入差距如何影響居民幸福感：基于中國家庭追蹤調查的面板數據[J].大連大學學報，2022，43（04）： 69-79.

[2] 柯燕.農村留守老人物質生活的供需狀況與群體差異[J].哈爾濱工業大學學報（社會科學版），2019，21（01）：61-69.

[3] 褚雷，邢占軍.基本醫療保險與居民幸福感：基于CGSS2012和CGSS2017調查數據的實證分析[J].山東社會科學，2020（10）：86-94.

作者簡介： 王小倩，女，漢族，山東青島人，碩士研究生在讀，研究方向：社會工作。