貧富差距歧視與主觀幸福感

劉珺蓓 周泳宏

關鍵詞：主觀幸福感；貧富差距歧視；不平等感知；CFPS

一、引言

經濟學關注在資源約束下個體的效用最大化行為，而在現實世界中，效用的提高表現為幸福感的獲得。主觀幸福感是人們對自己的生活條件、生活環境、身心狀況、以及所經歷的事件等總體狀況評估（Diener，1984）。隨著我國綜合國力的提升，人民生活水平得到顯著改善。黨的十九大報告提出，“使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續”。政府部門和社會各界越來越認識到，增進居民幸福感是經濟發展的核心問題。

然而，歧視這一社會行為將損害居民幸福感的獲得。社會歧視指的是由于某些人屬于某一群體或類屬而對他們施以不公的行為。社會歧視在全球范圍內普遍存在。我國在經濟飛速發展的同時，貧富分化的態勢也十分嚴峻。在2006-2020年的15年間，我國居民人均可支配收入基尼系數始終在0.462-0.491之間波動，且在2015年之后再次呈現上升的趨勢①。而由貧富差距引起的歧視現象在居民日常生活中屢見不鮮。一方面，歧視作為一種由他人施加的不公正對待，可能對遭受歧視的群體造成心理、生理的雙重創傷，從而降低個體的主觀幸福感，抑制人力資本的積累和個人的健康發展（JohnstonandLordan，2012；ChungandEpstein，2014）；另一方面，歧視是社會公平缺失的體現，歧視的長期存在必將損害社會運行效率，激發社會矛盾和社會沖突，危害社會和諧與穩定（黃永亮和崔巖，2018；Fan，2019）。

現有文獻已圍繞貧富差距對主觀幸福感的影響展開了豐富的研究（Easterlin，1974；魯元平和王韜，2011；何立新和潘春陽，2011；Jiangetal.，2012；孫計領，2016；ZhangandChurchill，2020；Wangetal.，2021；張應良和徐亞東，2021），但鮮少有研究探討貧富差距導致的歧視行為對主觀幸福感的影響。貧富差距的影響度量的是現實物質收入水平差異對于效用的影響，而由于貧富差距產生的歧視的影響，度量的是精神層面遭受的不公對于效用的影響。因此，厘清貧富差距歧視對主觀幸福感的影響，有助于增強人們對于消除歧視的緊迫感的理解，促進精神文明建設。

貧富差距歧視是指個體由于經濟社會地位相對較低而感知到的不公正對待（Fan，2019）。為探究貧富差距歧視對主觀幸福感的影響，本文根據中國家庭追蹤調查（CFPS）2014年成人問卷中有關主觀幸福感和貧富差距歧視的問題，分別構造主觀幸福感和貧富差距歧視的代理變量進行分析，并考慮一系列個人特征、社會經濟特征和省份地區異質性。本文采用了2SLS法、IVOprobit法和PSM等方法進行估計，并進行了替換代理變量、剔除特殊樣本等一系列穩健性檢驗。結論表明，貧富差距歧視顯著降低了居民的主觀幸福感。進一步分析發現，主觀社會經濟地位認同對貧富差距歧視的影響具有調節效應，且貧富差距歧視通過降低社會信任和心理健康兩條路徑來影響主觀幸福感。這些發現為研究貧富差距歧視與主觀幸福感之間的關系提供了更為豐富的證據。

二、文獻綜述

（一）主觀幸福感的影響因素

現有文獻從個體、經濟、社會等多個維度對主觀幸福感的影響因素展開了充分的討論，下面展開回顧。

在個體因素方面，一部分文獻認為性別差異是造成主觀幸福感差異的重要原因（孫鳳，2007；QianandQian，2015；程超和溫興祥，2018；計小青和趙景艷，2020；王群勇，2020），但性別影響主觀幸福感的具體機制尚未達成統一的論斷。目前，現有研究主要認為性別是通過就業（孫鳳，2007）、社會資本（計小青和趙景艷，2020）、家庭收入（QianandQian，2015）、政治面貌（王群勇，2020）等間接途徑影響主觀幸福感。另外，不同的年齡階段，主觀幸福感會呈現不同的表現形式和變化趨勢（Dieneretal.，1999；Easterlin，2006；Deaton，2018；Blanchflower，2021）。有學者認為主觀幸福感會隨著年齡的增長而上升（Dieneretal.，1999）。而目前關于“年齡—幸福感”U型曲線（Blanchflower，2021）和倒U型曲線（Easterlin，2006）的說法則得到了大多數學者的支持。在我國特有的制度背景下，戶籍制度的存在造成了特定的群體劃分，不同的戶籍身份主要通過影響公共服務與社會保障（郭進等，2018；霍鵬等，2018）、身份認同（郭進等，2018）、社會地位與收入（崔巍和邱麗穎，2019）的獲得來影響主觀幸福感。受教育程度也是解釋主觀幸福感差異的重要因素，教育能提高主觀幸福感（金江和何立華，2012；黃嘉文，2013；趙新宇和范欣，2014）。但也有研究表明教育與主觀幸福感之間呈現負向的聯系（Melinetal.，2003；Shieldsetal.，2009）。Kristoffersen（2018）則提出了更中立的觀點：由于受教育程度的上升會提高人們對生活的期望值，只有在人們有能力滿足期望時，教育回報才對主觀幸福感產生積極作用。

在經濟因素方面，效用理論認為高收入能夠給個人帶來更高的消費能力，通過消費更多商品，人們能獲得更高的效用和主觀幸福感。因此，收入是影響主觀幸福感的首要經濟因素。部分學者認為絕對收入的增長能帶來主觀幸福感的提升（Tsui，2014；巫強和周波，2017；羅楚亮，2017；Cuong，2021）。但也有學者認為相對收入對主觀幸福感的影響更重要。雖然絕對收入提高，但收入分配不平等的存在會抑制主觀幸福感的提高（Easterlin，1974；Jiangetal.，2012；ZhangandChurchill，2020；Wangetal.，2021）。除此之外，Bj?rnskov等（2013）提出了相反的觀點，他認為收入不平等會提高公平感知度較高的人的主觀幸福感，但這種正向的效應會隨著現實的社會公平程度的發展而逐漸消失?！鞍簿訕窐I”是中國理想社會的寫照，住房和就業與居民的主觀幸福感息息相關。房屋產權（李濤等，2011；PrakashandSmyth，2019；Zhengetal.，2020）、住房類型（祝仲坤和冷晨昕，2017）、房價（易成棟，2020）等都是主觀幸福感的影響因素。就業質量與主觀幸福感之間也存在正向聯系（卿石松和鄭加梅，2016；盧海陽，2017）。并且，主觀幸福感不僅受到當前就業狀況的影響，還會受到過去就業狀況的影響。曾經的失業經歷會降低當前的主觀幸福感（ClarkandOswald，1994；KnabeandRatzel，2011；Nortonetal.，2018）。貿易也是影響主觀幸福感的重要因素，李玲等（2018）的研究表明，貿易開放度會通過增加該國風險暴露和失業的概率，降低居民的生活滿意度。

在影響主觀幸福感的社會因素中，社會資本、社會保障的獲得以及特定社會事件是研究中主要的關注對象。社會信任（袁正和夏波，2012；Luetal.，2020）、子女性別（陸方文等，2017；Li，2021）、家務分工（杜鳳蓮，2020）、互聯網的使用（祝仲坤和冷晨昕，2018）等代表社會資本獲得的因素均會對居民主觀幸福感造成影響。完善的社會保障和公共服務能通過社會再分配途徑（如轉移支付、稅收等）提高居民應對風險的能力，調節不同收入群體之間的差距，從而提高居民主觀幸福感（殷金朋等，2016；鄧大松和楊晶，2019；劉成奎，2019）。主觀幸福感也會受到某些特定事件、活動或政策的影響，如饑荒（Bertoni，2015）、“上山下鄉”（彭樹宏，2016）、奧運會（Dolanetal.，2019）、經濟危機（Deaton，2012）等。除此之外還有研究表明，作為犯罪行為、家庭暴力的受害者，主觀幸福感會比其他居民更低（ChengandSmyth，2015；Jayasingheetal.，2021）。

（二）社會歧視的后果

學術界普遍認為社會歧視不利于社會以及個人的發展（JohnstonandLordan，2012；江求川和張克中，2013；章莉等，2014；郭凱明和顏色，2015；Borowczyk-Martinsetal.，2018；Fan，2019；Tanetal.，2021）。對個人來說，社會歧視經歷與對歧視的感知有關。遭受社會歧視將對個人的價值觀、思維方式、行為等產生消極的影響，例如，受歧視者的社會信任感（Fan，2019）、社會公平感（黃永亮和崔巖，2018）、主觀幸福感（Fernándezetal.，2015；Vangetal.，2019）等。

社會歧視擁有不同的類別，包括性別歧視、戶籍歧視、種族歧視等。較多文獻對性別歧視的危害展開了豐富的討論。以我國為背景，性別歧視對農村家庭女性的教育投資（鄭筱婷和陸小慧，2017）、女性大學生的求職機會（葛玉好，2018）等造成了不利的影響，并為男女大學生起薪差距提供了解釋（卿石松和鄭加梅，2013）。但是，周翔翼和宋雪濤（2016）認為，重男輕女的傳統文化觀念并沒有造成中國招聘市場上的歧視偏好。在我國，戶籍制度的存在造成了特定的群體劃分，由于農村地區與城市地區資源分配不公，戶籍歧視現象仍然存在。在經濟方面，戶籍歧視加大了城鄉工資收入差距（萬海遠和李實，2013；孟凡強和鄧保國，2014；章莉等，2014）；在社會方面，戶籍歧視不利于外來人口在心理層面上的社會融入（崔巖，2012），同時會降低農民工的身份認同感，削弱農民工在城市的定居意愿（艾小青等，2021）。除此之外，種族歧視等也是學者們高度關注的話題。在勞動力市場上，種族歧視通常被用于解釋收入差距（Borowczyk-Martinsetal.，2018）。種族歧視對人力資本的形成，如生理健康和心理健康都會造成負面的影響（JohnstonandLordan，2012；ChungandEpstein，2014）。

（三）社會歧視與主觀幸福感

基于對現有文獻的整理可知，在主觀幸福感方面，國內外學者已從個人特征、經濟、社會等多個視角對主觀幸福感的影響因素進行了考察，為主觀幸福感的成因提供了豐富的證據。在社會歧視方面，研究普遍認為社會歧視作為社會矛盾的表現形式，對社會運行效率和居民福利水平均造成了負面的影響。社會歧視作為一種人生負面經歷，是造成居民主觀幸福感下降的重要因素。

本文基于社會歧視與主觀幸福感之間的因果關系，進一步探究社會歧視分類中，由于貧富差距而造成的歧視對于主觀幸福感的影響。本文利用CFPS微觀調查數據中關于貧富差距歧視經歷和主觀幸福感的數據，從居民對歧視的主觀感知的角度，考察貧富差距導致的歧視對幸福感知的影響。另外，貧富差距歧視是通過何種機制影響主觀幸福感這一問題尚未有明確的答案，本文嘗試探究貧富差距歧視對主觀幸福感影響的作用機制，理清貧富差距歧視影響主觀幸福感的路徑。因此，本文的主要貢獻在分析貧富差距歧視影響主觀幸福感的效果與機制，為全面認識貧富差距歧視的經濟與社會影響提供了微觀證據。

三、數據與描述性統計

（一）數據來源與說明

本文使用的數據來源于2014年中國家庭追蹤調查（ChinaFamilyPanelStudies，CFPS）成人問卷數據庫和家庭問卷數據庫。中國家庭追蹤調查由北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）于2010年正式開展，該調查涵蓋社會、經濟、人口、健康、教育、遷移等多方面內容，是一項全國性、大規模的社會追蹤調查項目①。在排除了關鍵變量的缺失值后，共得到有效樣本22353個，樣本覆蓋全國25個省級行政單位，包括179個縣（區）、1159個居（村）民委員會，在全國和省級層面均具有高度代表性。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為居民的主觀幸福感。Stanca和Veenhoven（2015）認為，生活滿意度（SatisfactionwithLife）是主觀幸福感的四種主要衡量方式之一，它代表著生活的內在結果，是生活質量的體現。岳經綸和張虎平（2018）將主觀幸福感定義為對自我生活滿意度的主觀評價。在本文中，我們使用生活滿意度（satisfaction）作為主觀幸福感的代理變量，其構造來源于CFPS2014成人問卷中的題目“您對自己生活的滿意程度”，受訪者需根據自己的情況進行打分，分數分別為1、2、3、4、5，數值越高則主觀幸福感越高。

在全樣本范圍內，生活滿意度均值為3.803。圖1所示為全樣本范圍內不同生活滿意度水平的人數比重情況。33.02%的受訪者給自己的生活滿意度打出了4分，占比最高；生活滿意度為3分和5分的群體緊隨其后，占比均接近30%；認為自己生活滿意度在2分以下的受訪者占比之和未超過10%。綜上所述，我國居民主觀幸福感處于一個較高的水平。為便于估計結果的解釋，參考宋弘和羅長遠（2021）的處理辦法，本文對被解釋變量進行標準化處理，標準化后的生活滿意度均值為0，標準差為1。在穩健性檢驗中，本文根據CFPS成人問卷中的問題“您對自家生活的滿意程度”構造作為另一個被解釋變量，其取值范圍在1-5之間，家庭生活滿意度（f_satisfaction）取值為1代表對家庭生活的滿意度最低，取值為5代表對家庭生活的滿意度最高。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為貧富差距歧視（unfair）。本文對“貧富差距歧視”變量的構造來源于CFPS2014成人問卷中的題目“過去12個月，您有過下列經歷嗎”，與貧富差距歧視相關的選項為“因貧富差距而受到不公正對待”。借鑒Fan（2019）的做法，受訪者回答自己因貧富差距而受到不公正對待則unfair取值1，否則為0。在全樣本范圍內，有12.16%的受訪者曾因貧富差距受到歧視。除了親身經歷的歧視外，除了親身經歷的歧視外，我們使用問卷中是否親眼見過因貧富差距產生的歧視信息構造代理變量unfair1進行穩健性檢驗。

3.控制變量

參考同領域的研究，根據CFPS2014問卷中包含的問題信息，本文控制了一系列可能影響主觀幸福感的變量，包括調查對象的人口特征變量、社會經濟特征變量和地區虛擬變量等。個體層面人口特征控制變量包括戶籍（hukou）、受教育年限（educyear）、年齡（age）及其平方（age2）、性別（gender）、居住地類型（urban）、婚姻狀況（marriage）、就業狀況（employ）、政治面貌（ccp）、宗教信仰（xinyang）、社會保障享受情況（yibao）、社會交往狀況（jiaowang）等。具體而言，戶籍（hukou）取值為1代表受訪者為農業戶口，否則為非農業戶口；性別（gender）取值為1代表受訪者為男性，否則為女性；居住地類型（urban）取值為1代表受訪者居住在城鎮地區，否則為農村地區；婚姻狀況（marriage）取值為1代表受訪者處于已婚狀態，否則為未婚狀態（未婚/離婚/喪偶/同居）；就業狀況（employ）取值為1代表受訪者在業，否則為失業或退出勞動力市場狀態；政治面貌（ccp）取值為1代表受訪者為中共黨員，否則為非黨員；宗教信仰（xinyang）取值為1代表受訪者有宗教信仰；社會保障享受情況（yibao）取值為1代表受訪者享有至少一種醫療保險。社會交往狀況（jiaowang）根據CFPS問卷中有關親戚聯絡的問題“過去12個月，您家與非同住親戚之間的交往、聯絡（如聚會、拜訪、互通電話）頻繁嗎”來構建，社會交往狀況（jiaowang）取值范圍為1-4，1代表“沒有交往”，4代表“經常交往”（每月1次）。

家庭層面的控制變量包括家庭人口規模（familysize）、家庭凈資產（ltotal_asset1）、絕對收入（lfincome1_per）和相對收入（rel_income）。其中，絕對收入（lfincome1_per）定義為家庭人均純收入（為避免極端值的影響，進行了上下2.5%的縮尾處理），相對收入（rel_income）定義為受訪者的家庭人均純收入與本縣家庭人均純收入均值之比。由于部分家庭的凈資產為負數，本文借鑒黃超（2020）的處理方法，對家庭凈資產（ltotal_asset1）進行歸一化處理，調整為取值為0-100的變量。最后，考慮到個人態度和觀念對主觀幸福感的影響，本文還將自評健康狀況（health）、自評社會地位（status）、自評收入地位（self_income）以及對我國貧富差距的感知（gap）作為控制變量。其中，自評健康狀況（health）來源于問題“你認為自己身體的健康狀況如何”、自評社會地位（status）來源于問題“您在本地的社會地位”、自評收入地位（self_income）來源于問題“您的個人收入在本地屬于”，以上問題的答案取值范圍均為1-5，數字越大代表對自身狀況的評價越高。貧富差距感知（gap）來源于問題“總的來說，您認為貧富差距問題在我國的嚴重程度如何”，該問題的答案取值范圍為0-10，數字越大代表感受到的貧富差距程度越嚴重。

變量的描述性統計見表1。在總樣本范圍內，68.9%的受訪者擁有農業戶口，48.3%的受訪者居住在城鎮；男性受訪者占52.3%，男女比例接近于1：1；人均受教育年限為7.836年；受訪者年齡分布在16歲至93歲之間，平均年齡為46.49歲；7.9%的受訪者為中共黨員，26.2%有宗教信仰；91.9%的受訪者至少享有一種醫療保險。平均家庭規模為4.257人；家庭人均收入對數的均值為9.139，家庭凈資產對數的均值為2.547。另外，人均自評健康狀況為3.063分，大致為“比較健康”水平；貧富差距感知程度平均為7.230分，說明大多數人感受到了我國貧富差距問題的存在。

4．其他變量

在內生性討論中，本文采用個體所在社區（村）內（除本人外）遭受貧富差距歧視的人數比重（mean_cid）作為工具變量。從樣本平均情況來看，每個社區（村）有7.8%的居民因貧富差距而受到過不公正對待。

在穩健性檢驗中，為考察客觀貧富差距因素對主觀幸福感的影響，本文借鑒周廣肅等（2018）的研究，計算縣級層面家庭人均純收入的基尼系數（gini）和泰爾指數（theil），作為當地客觀貧富差距的代理變量?？紤]到縣級層面樣本量過少會降低基尼系數和泰爾指數的精確度，本文參照鄒文等（2020）、朱德云等（2021）的做法，剔除了樣本量不超過10的區縣。在179個區縣中，縣級基尼系數（gini）均值為0.394，縣級泰爾指數（theil）均值為0.274。為排除戶籍變更與人口遷移對研究結果的影響，本文充分利用CFPS2010數據庫中關于受訪者3歲、12歲時的戶口狀況的信息，通過個體編碼與CFPS2014的樣本進行匹配。若受訪者經歷過非農戶口與農業戶口之間的轉換，戶籍變更（nochange）取值為0；若不曾發生過戶籍種類之間的轉換，則戶籍變更（nochange）取值為1。在所有經過識別的樣本中，68.6%的受訪者沒有發生過農業戶口與非農戶口之間的轉換。另外，根據CFPS2014成人問卷中對“現在的戶口所在地”的詢問，可識別出受訪者的戶口所在地是否為本縣（區）。若戶口所在地（hukou_condition）取值為1，代表受訪者為本地戶口；若戶口所在地（hukou_condition）取值為0，代表受訪者為外地戶口。在全樣本范圍內，94.8%的受訪者均為本縣（區）戶口，未經歷過人口遷移。

在機制分析中，本文試圖探究社會信任和心理健康兩條傳導路徑。社會信任方面，本文根據CFPS成人問卷中的問題“一般來說，您認為大多數人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好”構造機制變量社會信任（trust）。若受訪者認為“大多數人是可以信任的”，則社會信任（trust）取值為1，認為“要越小心越好”則社會信任（trust）取值為0。53.5%的受訪者對社會持信任態度。除此之外，本文根據CFPS數據庫提供的相關信息，提取受訪者對不同對象群體的信任感評分，分別構造對父母的信任度（trust_parent）、對鄰居的信任度（trust_neigeibor）、對陌生人的信任度（trust_unknown）、對政府干部的信任度（trust_cadre）和對醫生的信任度（trust_doctor）。上述五個變量的取值范圍均為0-10，取值越高代表信任度越高。在心理健康方面，CFPS2014成人問卷一共從六個方面對受訪者的精神狀態進行了詢問，分別為：在最近1個月中，受訪者“做什么事情都不能振奮的頻率”“感到精神緊張的頻率”“感到坐臥不安、難以保持平靜的頻率”“感到未來沒有希望的頻率”“做任何事情都感到困難的頻率”和“認為生活沒有意義的頻率”。根據受訪者對上述問題的回答，本文分別構造關于情緒沮喪、精神緊張、坐臥不安、沒有希望、做事困難、失去意義（mentality1-mentality6）這6項精神狀況指標，取值范圍均為1-5，取值越大代表受訪者產生這些負面情緒的頻率越低，即心理健康狀況越好。本文對mentality1-mentality6的取值進行加總，構造心理健康（mentality），并進行標準化處理。心理健康（mentality）的樣本平均值為26.90，說明樣本總體心理健康狀況較好。

四、基本實證

（一）基準回歸

在基準回歸分析中，我們考察貧富差距歧視對主觀幸福感的影響。借鑒Ferrer-i-Carbonell和Frijters（2004）的做法，本文使用OLS法對該基準回歸模型進行估計。識別方式如下：

（二）異質性分析

本文著重探究貧富差距歧視對主觀幸福感的影響在不同貧富差距感知、地位認同以及主觀幸福感的群體之間，是否存在異質性。

1.貧富差距感知

貧富差距感知是個體在所處社會環境下對收入不平等和貧富分化做出的一種倫理價值判斷（岳經綸和張虎平，2018），該指標能部分反映居民對收入不平等的容忍程度。貧富差距歧視對主觀幸福感的影響，在一定程度上受到人們對貧富差距嚴重程度的感知的影響。從基準回歸的結果來看，居民對貧富差距的容忍程度越高，他的主觀幸福感就越強。表3第（1）列顯示，在全樣本范圍內，貧富差距歧視（unfair）與貧富差距感知（gap）均會對主觀幸福感（satisfaction）造成顯著的消極影響，且兩者的交互項（unfair×gap）在1%的水平上顯著為負。這說明貧富差距歧視對主觀幸福感的影響存在貧富差距感知程度上的異質性。對于貧富差距感知越高，即人們對貧富差距的容忍程度越低，歧視對其主觀幸福感的傷害越大。

2.地位認同

地位認同是個體對其自身在社會地位結構中所處位置的主觀感知（JackmanandJackman，1973）。相對于由客觀數據計算得出的社會經濟地位（SocioeconomicStatus，SES），自評SES取決于受訪者對自身在社會結構中所處地位的主觀判定。已有大量文獻證實了在收入差距擴大的背景下，由社會比較產生的收入相對地位對主觀幸福感具有顯著的正向影響（官皓，2010；胡春萍等，2015；巫強和周波，2017）?？紤]到本文的研究是圍繞主觀幸福感展開，任何除受訪者外的第三人指定的客觀參照系都不能精確代表受訪者自認為進行對比的群體（官皓，2010），采用自評SES指標更能反映出相對社會經濟地位對主觀幸福感的影響。本文用自評收入地位（self_income）和自評社會地位（status）兩個指標作為地位認同的代理變量?；诘匚徽J同的異質性分析結果如表3第（2）、第（3）列所示。在全樣本范圍內，貧富差距歧視（unfair）與兩個地位認同變量的交互項系數均顯著為正，說明對于地位認同更高的群體，貧富差距歧視（unfair）對主觀幸福感的負面影響更小。居民通過主觀社會比較對自己所處的階層進行定位，由地位認同帶來的獲得感和滿足感能夠緩沖貧富差距歧視的危害。

3.主觀幸福感

對于具有不同幸福感水平的人群來說，貧富差距歧視的效應可能具有差異。分位數回歸可以考察貧富差距歧視對于各個分位點的主觀幸福感的影響的差異性。在本文選取的樣本范圍內，2.59%的個體生活滿意度在1分以下，8.18%的個體生活滿意度在2分以下，37.94%的個體生活滿意度在3分以下，70.96%的個體生活滿意度在4分以下。參照鄭筱婷和陸小慧（2017）的做法，本文選擇2.59%、8.18%、37.94%和70.96%四個分位點進行回歸。表4第（1）～（4）列分別為2.59%、8.18%、37.94%、70.96%四個分位點的回歸結果。對于主觀幸福感處于不同水平的人群來說，貧富差距歧視對主觀幸福感的負面效應均顯著存在，并且分位點越低，這種負面效應越大，說明遭受貧富差距歧視會顯著降低居民的主觀幸福感，且主觀幸福感水平越低的居民，受到的傷害也越深。

五、內生性討論

接下來討論識別中的內生性問題。首先，雖然本文已經考慮到豐富的個人、家庭和地區控制變量，但仍然可能遺漏某些難以直接衡量的既與貧富差距歧視相關又對主觀幸福感造成影響的因素，從而產生內生性問題；其次，主觀幸福感的高低也可能影響人們對自己貧富差距歧視經歷的判斷，這種反向因果關系的存在導致了內生性問題；最后，由于主觀幸福感變量和貧富差距歧視變量是根據CFPS問卷中的自我報告數據構造的，受到受訪者主觀因素的影響較大，可能存在一定程度的測量誤差。本文通過傾向得分匹配法（PSM）和工具變量法（IV）兩種方法來處理內生性問題。

（一）傾向得分匹配法

居民是否遭受貧富差距歧視（或者是否如實報告自己的受歧視經歷）不是隨機抽樣的結果，而是個人、家庭背景、居住環境等多重因素共同作用的結果，因此可能產生樣本的自選擇問題。本文采用PSM對處理組和控制組進行匹配，消除遭受過貧富差距歧視的居民（處理組）和未遭受過貧富差距歧視的居民（對照組）之間的顯著差異性，以緩解由自選擇問題而造成的偏誤。附表2報告了對處理組和控制組匹配完成后的平衡性檢驗結果。結果顯示，匹配前，PseudoR2為0.072，LRtest對應的p值為0.000，在1%的水平下顯著。匹配后，三種匹配方法的PseudoR2均有明顯下降且不高于0.005，LRtest的結果均不具備統計上的顯著性。因此，經過傾向得分匹配后，遭受過貧富差距歧視的群體（處理組）與未遭受過貧富差距歧視的群體（對照組）之間不存在顯著的系統性差異，樣本的自選擇問題得到了改善。附圖1則說明絕大部分樣本（22336個）均在共同取值范圍內，滿足共同支撐條件。

表5（1）-（3）列分別報告了采用近鄰匹配（1：1匹配）、半徑匹配（半徑=0.05）及核匹配的平均處理效應（ATT）。三種匹配法的估計結果均顯示，與未遭受過歧視的群體相比，經歷過貧富差距歧視的居民主觀幸福感更低，且系數均在1%的水平上顯著。PSM法的估計結果為基準結論的穩健性提供了支持。

（二）工具變量法

我們進一步構造工具變量進行估計，以緩解遺漏變量和逆向因果造成的內生性問題。使用社區、村落或更高層面的聚集數據作為個體層面的工具變量，是微觀研究慣用的方法（CardandKrueger，1996；尹志超等，2015）。參考文獻中常用的處理方法，本文選取個體所在社區內除本人外遭受貧富差距歧視的人數比重（mean_cid）作為貧富差距歧視的工具變量。此工具變量的合理性在于：一方面，社區是地域性生活共同體，是居民最主要的活動場所之一（冷晨昕和祝仲坤，2021）。居住在同一個社區或村落的居民所處的生活環境相似，他們往往在社會資本、文化背景、思想觀念上有較大的共性，接觸的公共服務、基礎設施條件等也較為相似，因此，同社區的居民經歷貧富差距歧視的概率存在較大的關聯性。換句話說，處在遭受貧富差距歧視較為嚴重的群體中的個體，自身遭受歧視的可能性也更大。另一方面，他人是否遭受貧富差距歧視是不受受訪者本人控制的，且貧富差距歧視在很大程度上需要通過親身經歷或者親眼目睹個體生活范圍內人的相關經歷才能對主觀幸福感產生顯著的影響，否則他人的受歧視經歷很難直接影響到個體的主觀幸福感。同社區中除本人外遭受貧富差距歧視的人數比重雖然反映出居民周邊群體遭受歧視的總體情況，但不會直接影響個體的主觀幸福感，即便存在影響，也是通過影響個體自身經歷貧富差距歧視的可能性或對歧視的感知間接實現。

因為主觀幸福感（satisfaction）為序數變量，所以本文同時使用2SLS法和IV-Oprobit法進行估計（呂煒等，2020）。2SLS法和IV-Oprobit法都屬于兩階段回歸，2SLS法在第一階段和第二階段均使用OLS回歸，IV-Oprobit法在第一階段使用OLS回歸，第二階段使用Oprobit回歸。表6第（1）、第（2）列報告了2SLS法回歸結果，第（3）、第（4）列報告了IV-Oprobit法回歸結果。表6的第（1）列顯示，在2SLS法第一階段，工具變量與貧富差距歧視（unfair）呈現顯著的負相關關系，且系數在1%的水平上顯著；在進行弱工具變量檢驗時，F統計量為18.85，p值為0，不存在弱工具變量問題，說明該工具變量滿足相關性的要求。表6的第（2）列顯示，在使用工具變量處理內生性后，貧富差距歧視（unfair）的系數相比起基準回歸的系數顯著性有所下降，但仍然在5%的水平上顯著；從貧富差距歧視（unfair）的系數絕對值上來看，貧富差距歧視導致主觀幸福感降低了0.707個標準差，說明OLS估計低估了貧富差距歧視對主觀幸福感的危害。表6中第（3）、第（4）列使用IV-Oprobit法處理后，得到了類似的結果。以上結果表明，通過構造工具變量對內生性問題進行處理后，基準回歸的結論仍然穩?、佟?/p>

六、穩健性檢驗

（一）考慮客觀貧富差距因素

基準回歸中未考慮客觀貧富差距水平對主觀幸福感的影響。作為穩健性檢驗，本文在已有的控制變量的基礎上分別加入縣級基尼系數（gini）和縣級泰爾指數（theil）兩個變量，進一步控制各個地區客觀存在的貧富差距水平。如表7的第（1）、第（2）列所示，即使控制客觀貧富差距水平，貧富差距歧視（unfair）的效應依然顯著，且基尼系數（gini）和泰爾指數（theil）本身不會對幸福感產生影響。以上檢驗結果有力地證明了本文主觀幸福感的差異來源于貧富差距導致的歧視，而非客觀存在的貧富差距。

（二）Oprobit回歸

考慮到生活滿意度（satisfaction）是一個非連續的序數變量，本文采用Oprobit法對基準回歸模型進行重新估計，以考察基準回歸結果的穩健性。表8第（1）列Oprobit法的估計結果顯示，貧富差距歧視導致主觀幸福感降低了0.249個標準差，且在1%的水平上顯著。與表2第（3）列的結果相比，使用Oprobit法得到的估計結果無論在系數還是顯著性方面都存在著高度的相似性。因此，采用OLS法得到的結果是穩健的。

（三）變更貧富差距歧視的代理變量

作為一個穩健性檢驗，我們拓展“親歷”的概念。除了自身的經歷外，親眼目睹日常生活范圍內的歧視現象也被納入到“親歷”的范疇。例如，家人、朋友、鄰居等人的歧視經歷雖然不是自身經歷，但親眼所見此類情況的發生也會使個體感同身受，可能對本人主觀幸福感造成影響。CFPS成人問卷中提供了這類信息。我們據此構造出貧富差距歧視的另一個代理變量：unfair1。如果受訪者回答“見到過此類事情，但沒有親身經歷過貧富差距歧視”，則unfair取值為1，否則取值為0。表8第（2）列結果顯示，貧富差距歧視（親眼所見）將使得主觀幸福感下降0.085個標準差。雖然第（2）列系數僅為表2第（3）列的37.6%，但也在1%的水平上顯著。

（四）變更主觀幸福感的代理變量

在基準回歸中，主觀幸福感的代理變量為生活滿意度（satisfaction）。在穩健性檢驗中，本文根據CFPS成人問卷中的另一個問題“您對自家生活的滿意程度”構造出主觀幸福感的另一個代理變量——家庭生活滿意度（f_satisfaction）。表8的第（3）、第（4）列分別顯示了使用OLS法和Oprobit法回歸的結果，更換衡量主觀幸福感的代理變量并未改變前文所得到的結論，貧富差距歧視對主觀幸福感的負面影響都十分顯著。

（五）排除戶籍變更與人口遷移的影響

我國戶籍制度在一定程度上將居民劃分成了不同的群體，戶籍變更和人口遷移有可能引起針對不同人群的歧視。本部分試圖排除戶籍變更和人口遷移對估計結果造成的偏誤。由于CFPS2014數據庫中沒有關于戶籍變更的信息，本文利用CFPS2010數據庫中關于受訪者3歲、12歲時的戶口狀況的信息，通過個人序號與CFPS2014的樣本進行匹配，識別出受訪者的戶籍是否發生過農業戶口與非農戶口之間的轉換。另外，根據CFPS2014成人問卷中對“現在的戶口所在地”的詢問，識別出受訪者的戶籍是否在本縣（區）內，即可識別是否發生了人口遷移?；貧w結果見表9。其中，第（1）列僅保留3歲至今從未發生過戶籍轉換的樣本，第（2）列則針對戶籍發生過轉換的樣本，第（3）列為戶籍所在地為本區縣（本地人）的樣本，第（4）列為戶籍所在地不在本區縣（外地人）的樣本。結果顯示，系數unfair依然保持顯著為負，說明農業戶口與非農業戶口之間的轉換、人口遷移均不會影響結果的穩健性。

七、機制分析

本節著重從兩個方面討論貧富差距歧視影響主觀幸福感的傳導機制：社會信任與心理健康。

（一）社會信任

根據Kolb（1984）提出的經驗學習理論（ExperientialLearningTheory），社會信任的形成將受到各種正面或負面經歷的影響（DinesenandS?nderskov，2015），而貧富差距歧視作為外界對個人造成的一種負面經歷，將降低個人對社會的信任度。在不存在歧視的社會環境中，各個群體之間的社會差距（SocialGap）較小，各種社會規則得以公平地運作，因此人們有理由相信自己的付出和努力能夠在這種社會環境中得到公平的回報，從而提高對社會規則以及其他社會參與者的信任（Cho，2016）。較低的社會信任會使個人認識世界、待人接物的行為和心態呈現出消極的特征，從而導致主觀幸福感的下降（袁正和夏波，2012；Luetal.，2020）。

對社會信任機制的驗證結果見表10第（1）、第（2）列。其中，第（1）列報告了社會信任（trust）對貧富差距歧視（unfair）的回歸結果。結果顯示，貧富差距歧視經歷會對社會信任產生顯著的負面影響。第（2）列將社會信任（trust）作為解釋變量加入基準回歸模型，社會信任（trust）的系數在1%的水平上顯著為正，說明個人社會信任度越高，主觀幸福感越強，與現有文獻的結論一致（Luetal.，2020）。同時，貧富差距歧視（unfair）的系數仍然在1%的水平上顯著為負，但系數絕對值與表2第（3）列基準回歸的結果相比有所下降。該結果驗證了“社會信任”傳導機制，即貧富差距歧視作為一種負面經歷降低了個人的社會信任，使得個人認識世界、對待他人時信任缺失、態度消極，從而獲得的主觀幸福感更低。進一步地，為了給“社會信任”機制提供更多的證據，本文采用CFPS2014數據庫中對不同對象群體（如父母、鄰居、陌生人、政府干部、醫生）的信任感評分作為社會信任變量的指標，進行同樣的回歸，結果見附表3。結果同樣顯示，遭受貧富差距歧視導致居民對各種社會群體的信任度下降，從而造成主觀幸福感的降低。

（二）心理健康

個體成長過程中的負面經歷會對心理健康產生持久的影響，提高其罹患抑郁癥的風險（Repettietal.，2002；FriedmanandThomas，2009；Brattietal.，2016；Lyuetal.，2017；林淑貞和周泳宏，2019）。歧視作為一種人生負面經歷，會給個人帶來消極的心理暗示，對其心理健康產生負面沖擊，從而削弱個人自我悅納、感知幸福的能力。Johnston和Lordan（2012）的研究也證明，社會歧視經歷對個人生理與心理上的健康狀況存在不同程度的負面影響，遭受過歧視的人在生理和心理健康方面都呈現出更糟糕的狀況。

表10第（3）、第（4）列報告了“心理健康”機制的回歸結果。第（3）列顯示，貧富差距歧視經歷造成了心理健康狀況的惡化，遭受貧富差距歧視將導致心理健康（mentality）下降0.555個標準差，且該系數在1%的水平上顯著。第（4）列將貧富差距歧視（unfair）和心理健康（mentality）同時作為解釋變量，得到了符合預期的結果：心理健康（mentality）在1%的顯著性水平上與主觀幸福感存在正相關關系，貧富差距歧視（unfair）對主觀幸福感（satisfaction）的負面影響仍然顯著存在，但系數絕對值由于機制變量的加入有所下降。另外，在附表4中分別用代表不同精神狀況的mentality1-mentality6作為機制變量進行回歸，增強了“心理健康”機制的穩健性。“心理健康”傳導機制的成立，說明貧富差距歧視經歷造成個人心理健康狀況的惡化，從而導致主觀幸福感下降。

表10第（5）列同時驗證社會信任和健康狀況機制，社會信任（trust）和心理健康（mentality）的系數均為正，且均在1%的水平上顯著，說明社會信任程度越高、心理越健康的人主觀幸福感越強；同時，貧富差距歧視（unfair）系數顯著且絕對值下降，進一步證實了“社會信任”和“心理健康”兩個機制的合理性。

八、結論與政策建議

本文以CFPS2014數據為基礎，考察了貧富差距歧視對主觀幸福感的影響。研究發現：貧富差距歧視經歷會對個人的主觀幸福感產生顯著的負面影響。在控制一系列個人、家庭和地區特征后，該負面影響仍然成立。通過異質性分析可知，居民的貧富差距感知程度越高、地位認同越低，貧富差距歧視對主觀幸福感的消極影響越大。使用PSM法和工具變量法處理內生性問題，并通過了一系列穩健性檢驗，結果依然穩健顯著。進一步地，本文驗證了貧富差距歧視是通過降低社會信任和心理健康這兩個機制來削弱主觀幸福感的。

從本文的研究結果來看，當前我國由貧富差距引發的歧視現象尚未消除，對居民的主觀幸福感產生了顯著的負面影響，嚴重阻礙人民群眾共享改革發展紅利的進程。因此，在物質文明提高的同時，精神文明建設需要同時推進，引導公眾樹立正確的公平觀念，創造良好的社會氛圍，增強低收入群體的歸屬感和認同感。最后，政策部門應在醫療保障和社會援助等方面為中低收入群體提供更多心理健康方面的支持。