一、 引 言

"你幸福吗？"这是中央电视台在2012年中秋国庆双节期间,由节目《走基层·百姓心声》推出的大型社会调查题目,顷刻间,"幸福"成为媒体热词。不久,习近平同志提出了"中国梦"的指导思想,其中人民幸福是"中国梦"的重要内涵之一,关注与提升国民幸福成为当务之急。幸福是大部分人追求的终极目标,但获得真正的幸福却并非易事。对幸福的心理学研究历史悠久,而经济学对幸福的研究起步较晚,在Easterlin(1974)的开创性贡献被经济学家关注之后,关于幸福的心理学研究才与经济学联系起来。影响个人主观幸福感的因素多种多样,主要可以归纳为两大类:货币因素与非货币因素。^①(①还有其他的类似分类，如物质与非物质因素、收入与非收入因素、主观与客观因素等。)但两者在幸福决定中孰轻孰重,尚未形成一致的结论。货币因素即与货币相关的因素,可以反映居民的基本生活水平,因此在幸福决定中的作用不容小觑。本文主要关注的问题是反映生活水平的货币因素对个人幸福感的影响,同时从收入与消费角度进行分析,有利于我们更好地了解货币因素的影响并进行比较研究(Headey等,2008)。

收入与消费作为货币因素的典型代表,对个人主观幸福感的影响不可忽视。收入与消费虽是同一事物的两面,但两者的特征存在差异。人们赚钱获得收入,花钱形成消费。赚钱与花钱对个人幸福感的影响是否存在差异？这是本文感兴趣的第一个问题。根据针对家庭消费情况的研究,处在收入底层的较大比例家庭的消费多于收入(Slesnick,1998)。这一现象可用莫迪利安提出的生命周期消费理论来解释,即人们会根据预期的未来收入来平滑自己生命各期中的消费。这一理论可引申出下面的基本结论:家庭消费的不平等程度低于收入的不平等程度(Slesnick,1998)。基于这一理论,本文感兴趣的第二个问题是:受环境适应惯性以及棘轮效应影响,相对于收入不平等,个人幸福感是否对消费不平等的变动更加敏感？^①(①这里的消费主要是指非耐用品消费，实证分析中将以基本生活消费作为替代变量。研究表明，耐用品消费与生活满意度的相关性不大(Headey 等， 2008)) 。

已有文献大多从收入或消费其中一个角度进行研究,为了更加全面地反映家庭的生活水平,Headey等(2008)同时从家庭财富、收入和消费三个角度研究了它们对幸福的影响,但没有进行对比分析。在已有研究中,收入对幸福影响的文献最为丰富,有理论的(Clark等,2008),也有实证的。相关研究表明,绝对收入、相对收入以及预期收入对幸福感都有影响。针对绝对收入的研究主要是检验"幸福悖论",Easterlin(1974)、Veenhoven(1993)以及Rojas(2007)利用不同国家的数据对"幸福悖论"进行了研究,发现居民的主观幸福感并没有随着收入水平的提高而相应提高。当攀比理论受到关注时,除了绝对收入,一些研究开始关注相对收入对幸福的影响。Ferrer-i-Carbinell(2005)以及贺京同等(2014)研究发现,与绝对收入相比,相对收入对主观幸福感的影响更大。Oshio等(2011)则强调了个人相对收入与家庭相对收入对幸福的不同影响,这种影响又因国家的不同而存在差异。除了绝对收入与相对收入外,期望收入也被列为考察的对象(Tsui,2014)。关于消费对主观幸福感的影响,已有研究大多聚焦在宏观层面,如考察财政支出及其结构对个人主观幸福感的影响(胡洪曙和鲁元平,2012),而关注个人或家庭消费对幸福影响的文献甚少。本文将从理论角度研究幸福函数从消费函数到收入函数的转换,并实证分析货币因素变化对主观幸福感的影响以及消费与收入对幸福感的影响差异。

二、 理论模型与研究设计 (一) 幸福函数

效用与主观幸福是否等价？主观幸福是比决策效用大得多的概念,它包含经验效用和人们想要的许多事物,主观幸福感允许经济学家直接测度福利和效用,这为验证经济理论的基本假设和结论奠定了基础,丰富了人们对效用函数的理解(陆铭等,2008)。传统效用函数一般只假设个人效用与消费的绝对数量有关,而忽视了相对消费,越来越多的研究表明个人的偏好与其过去的行为以及社会环境有关。这方面的研究有理论的也有实证的。贺京同等(2014)基于效用分析,设定了幸福函数并进行了实证检验,他们设定的幸福函数仅包括各因素的相对水平。我们认为主观幸福包含一般效用而又高于一般效用,因此本文设定的幸福函数是传统效用函数的升级,它源于传统效用函数而又扩展了传统效用函数。我们在传统效用函数中引入参照理论,同时参考直接效用函数转换为间接效用函数的过程,将幸福函数进行类似的变换,这有利于分析消费与收入在决定个人幸福中的地位与作用。

幸福函数U^*包含三个部分:U₁、U₂和U₃,假设三个函数均满足效用函数的一般特征。U₁表示绝对消费产生的效用,U₂表示相对消费产生的效用,反映攀比效应,U₃表示消费之外的因素产生的效用,如个体特征、态度以及外部环境等因素,还包括不可观测的因素。因此,幸福函数中U₁和U₂与货币相关,U₃则反映非货币因素。

${U^*} = f\left( {{U_1},{U_2},{U_3}} \right)$

(1)

其中:

${U_1} = {C^{{a_1}}}H\mathop {_1}\limits^{a2} H\mathop {_2}\limits^{a3} - 1\left[{{H_2} \leqslant \delta {H_{20}}} \right]$

(2)

${U_2} = {\left( {\frac{C}{{\overline C }}} \right)^{{a^\prime }1}}{\left( {\frac{{{H_1}}}{{\overline {{H_1}} }}} \right)^{{a^\prime }2}}$

(3)

${U_3} = g\left( z \right) = {y^\prime }z$

(4)

在函数U₁中,H₁和H₂分别表示能够带来人力资本的两类消费,H₁表示教育投入,H₂表示健康投入。C表示教育和健康投入之外的其他消费,如家庭基本生活消费等。${C^{a1}} = \mathop \prod \limits_i C\mathop {^{a1i}}\limits_i \left( {i = 1,2,......,N} \right).1\left[{{H_2} \leqslant \delta {H_{20}}} \right]$为示性函数,H₂₀表示前期的健康水平,δ表示健康损耗率。当健康投入无法弥补健康损耗时,示性函数值为1,否则为0。健康投入主要分为两部分:一部分是弥补健康损耗的投入,即治病;另一部分是为保持身体健康而进行的保健投入,当H₂>δH₂₀时存在健康保健投入。健康投入主要由个人体质内生决定,且目前中国居民的医疗投入主要在治病而非保健上,因此假设健康投入不存在攀比效应。在函数U₂中,[AKH-]₁和[AKC-]分别表示参照组的教育投入及其他消费。其他因素不变时,参照组消费的变化可以反映消费不平等程度的变化。其中,${\left( {\frac{C}{{\overline C }}} \right)^a} = \mathop \prod \limits_i {\left( {\frac{C}{{\overline {{C_i}} }}} \right)^{{a^\prime }1}}$,用各组平均值来表示参照水平。函数U₃由z决定,假设z与U₃存在线性关系。假设幸福函数的三个部分独立可加,则有:

$\eqalign{ & {U^*} = \left( {{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}} \right)lnC + \left( {{{_a}_2}{ + _a}{\prime _2}} \right)ln{H_1} + \left( {_{a3} - 1\left[{{H_2} \leqslant \delta {H_{20}}} \right]} \right)ln{H_2} \cr & { - _a}{\prime _1}ln\overline C { - _a}{\prime _2}ln\overline {{H_1}} + {y^\prime }z \cr} $

(5)

假设各类消费的价格短期内不变,可以把幸福函数中的各类消费看成消费支出。令C、H₁和H₂均表示家庭消费支出。根据实际情况,家庭的大部分消费项目很难分摊到个人,如基本生活支出中的水电煤消费。假设幸福函数中的支出和收入均以家庭为单位。式(5)中,以其他消费支出C为例,它的系数为${{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}}$,其中绝对支出对幸福的影响为_a1,相对支出对幸福的影响为${_a{\prime _1}}$,参照组支出对幸福的影响为${ - _a}{\prime _1}$,即个人对消费不平等变化的敏感系数。假设家庭收入为Y,参照组收入为${\mathop Y\limits^ - }$,则幸福函数受到如下约束:

$C + {H_1} + {H_2} \leqslant Y$

(6)

$\overline C + \overline {{H_1}} + \overline {{H_2}} \leqslant Y$

(7)

由式(6) 和式(7) ，可以把直接幸福函数(消费函数)式(5) 转换为间接幸福函数(收入函数)式(的。^①①消费最优化要求H 2 >δH 20 ， 因此示性函数取值为0 。式(8) 中影响幸福的因素由消费转换为收入。可以看到，绝对收入对幸福的影响为_α1+_α2十_α3，相对收入对幸福的影响为$_a{\prime _1}{ + _a}{\prime _2}$，参照组收入对幸福的影响为一${ - _a}{\prime _1}{ + _a}{\prime _2}$ ，即个人对收入不平等变化的敏感系数。

$\eqalign{ & {U^*} = \left( {{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}} \right)ln\frac{{{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}}}{{{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}{ + _a}_2{ + _a}{\prime _2}{ + _a}_3}} + \left( {{{_a}_2}{ + _a}{\prime _2}} \right)ln\frac{{{{_a}_2}{ + _a}{\prime _2}}}{{{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}{ + _a}_2{ + _a}{\prime _2}{ + _a}_3}} \cr & { + _a}_3ln\frac{{{{_a}_3}}}{{{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}{ + _a}_2{ + _a}{\prime _2}{ + _a}_3}}{ - _a}{\prime _1}ln\frac{{_a{\prime _1}}}{{{{_a}_1}{ + _a}{\prime _2}}}{ - _a}{\prime _2}ln\frac{{_a{\prime _2}}}{{{{_a}_1}{ + _a}{\prime _2}}} \cr & + \left( {{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}{ + _a}_2{ + _a}{\prime _2}{ + _a}_3} \right)\ln Y - \left( {{{_a}_1}{ + _a}{\prime _1}} \right)\ln \left( {\mathop Y\limits^ - - \mathop {{H_2}}\limits^ - } \right) + {y^\prime }z \cr} $

(8)

(二) 研究设计

对于上述理论模型,可通过构建相应的实证模型进行假设检验。实证研究中,幸福度U将用个人主观幸福感表示,尽管这一度量并非完美,但研究表明这一指标具有心理测量学的充分性,能够在很大程度上反映受访者关于幸福的内心真实感受,有充分的效度和信度(Diener,1984;陆铭等2008)。因此,幸福程度的类别t∈J,J={0,1,2}。三个取值分别表示"不幸福"(0)、"一般"(1)和"幸福"(2)。^①(①不幸福中包含了非常不幸福,幸福中包含了非常幸福。)我们将式(5)和式(8)设定为有序选择模型进行估计。幸福函数简化为如下形式:U^*=α'X+ε,则有:

$U=\left\{ \begin{align} & 0{{U}^{*}}{{\le }_{u1}} \\ & {{1}_{u}}_{1}＜{{U}^{*}}{{\le }_{u}}_{2} \\ & 2{{U}^{*}}{{>}_{u}}_{2} \\ \end{align} \right.$

假设误差项ε服从Logit分布。我们将就消费与收入及其社会环境的变化对幸福感的影响进行实证分析。

三、 实证分析结果

本文使用的数据来自中国综合社会调查(CGSS2006),这是一个全国性的调查。^②(②作者感谢中国人民大学社会学系、香港科技大学社会科学部提供的中国综合社会调查(CGSS2006)数据。)经过处理,共得到对幸福感做出主观评价的样本10 151个。本文剔除了家庭支出、收入等信息不全的样本,最后的样本为4 102个,实证研究中我们将样本分为两大类:非就业样本(包括退休人员)与就业样本。这两类人群的根本区别是个人是否具有稳定的收入保障,这是货币方面的,还可能存在一些可观测与不可观测的非货币方面的区别。

(一) 样本统计特征 1. 幸福分布

从图 1中可以看到,在三种幸福状态中,"不幸福"的人数比例较少,这与当前经济飞速发展不无关系。主观幸福感"一般"与"幸福"的人数比例接近,为45%左右。其中,就业样本和非就业样本略有区别:在非就业样本中,感觉一般的人数比例高于感觉幸福的人数比例;在就业样本中,感觉幸福的人数比例则高于感觉一般的人数比例。

在相对货币因素与主观幸福度的相互关系中,参照对象分别是货币因素的中值与均值。家庭基本生活消费与参照消费之比表示相对消费,家庭人均收入与参照收入之比表示相对收入。相对消费越多,个人幸福感越强,两者呈现温和的正相关关系。当相对收入小于1时,个人主观幸福感随收入差距的缩小而上升。当相对收入大于1时,相对收入与幸福的关系具有以下特点:当相对收入小于6时,个人幸福感随收入的增加而上升;但当相对收入大于6时,收入与主观幸福感之间则没有呈现出明显的线性关系。^①(①由于以收入的中值与均值作为参照对象对幸福的影响差异不大，下文的回归分析中将以收入均值作为参照对象。)

2. 主要变量统计特征

表 1是主要变量说明及样本均值。②(^②受篇幅限制,文中未给出非就业与就业样本的统计特征。)可以看到,样本的平均幸福度为1.384,略高于"一般"的水平。家庭年人均收入均值为5 669.81元,有工作的样本略高。家庭月基本生活支出均值为800.941元。与收入相反,非就业样本的消费反而高于就业样本,与人力资本相关的消费也表现出同样的特征,收入与支出未成正比。样本中收入基尼系数为0.541,消费基尼系数为0.419,基本符合生命周期消费理论。就业样本的平均年龄为40岁,非就业样本的平均年龄为46岁。从统计特征来看,两个子样本的外在特征差异主要表现在是否有工作以及年龄结构上。

(二) 消费对主观幸福感的影响

我们对幸福消费方程进行了有序Logit估计,得到表 2。根据式(5),加入参照组支出,我们将各市县平均支出作为参照组支出。^③(③我们还计算了按照市县及户籍区分的参照组支出,由于结果差异不大以及篇幅限制,这里没有给出相关结果。幸福收入方程中关于收入的参照组也做了同样的处理。)基本生活消费对幸福感具有显著影响,在非就业样本中影响更大。总体来看,家庭基本生活消费支出增加1%,个人幸福感显著增加0.091%;进一步检验发现,无论是绝对家庭基本生活支出还是相对家庭基本生活支出对幸福感都具有显著影响,参照组消费支出的增加不利于个人幸福感的增加。家庭消费水平在地区平均水平之上或者之下并没有使参照组消费变化对个人幸福感的影响产生显著差异。以基本生活消费为例,当家庭消费支出大于参照对象时,参照组消费支出增加,则消费不平等改善,目标家庭被追赶;当家庭消费支出小于参照对象时,参照组消费支出增加,则消费不平等恶化。消费不平等的变动对个人主观幸福感产生了较大的影响,非就业样本中个人幸福感对消费不平等的变化更为敏感。

教育消费对个人主观幸福感也具有显著影响,与其他消费不同,参照组教育消费的增加反而有助于提升个人幸福感,当周围人群的教育消费增加1%时,个人感觉幸福的概率显著增加0.051%。这可能与教育能够营造较好的社会文化环境有关。就业样本中,参照组教育支出的变化对个人幸福感的影响不显著。对于总体和就业样本,虽然医疗支出的影响在统计意义上不显著,但是根据幸福支出函数,从数值来看,中国居民对自身健康的医疗投入没有表现出不足,至少满足了治疗的目的。而对于非就业样本,家庭医疗消费未达到最优水平,家庭对健康的投入是不足的,仅能基本满足甚至未满足治病的需要。

对于其他控制变量,男性的幸福感不如女性,社会分工导致男性承担更多的家庭与社会压力;单身人士的幸福感不及有配偶的;个人受教育程度越高,幸福感越强烈;随着年龄的增加,个人幸福感先下降后上升(总体来看,年龄的拐点为48岁);政治信仰也能提升幸福度;拥有自己的房子是一件幸福的事情,在中国这样一个面临"丈母娘"与"孩子"双重压力的社会中,拥有实物资产是比较重要的;个人与家庭社会经济地位的横向与纵向比较对个人主观幸福感也具有显著影响,社会经济地位处于上层或者相对于过去得到明显提升,将会使个人觉得更加幸福;工作状态对个人主观幸福感的影响不显著,这一变量中可能蕴含着太多的因素,物质的非物质的,可观测的不可观测的,各种因素的综合效应可能导致就业状态对幸福的影响不显著,如就业虽能提供收入保障但也意味着损失闲暇。

(三) 收入对主观幸福感的影响

这一部分主要研究收入对主观幸福感的影响。解释变量中除了绝对收入,还加入了参照组收入,我们以各市县平均收入作为参照组收入。在就业样本中,我们分别用家庭人均收入和个人工资收入作为收入变量。

从总样本中可以看到,家庭人均收入对数(lavehinc)对个人幸福感具有显著的正向作用,而参照组收入越高,个人主观幸福感则越低。若家庭人均收入提高1%,个人感觉幸福的概率提高0.046%。无论家庭收入高于还是低于参照组,参照组收入的变化对个人主观幸福感的影响没有显著差异。若家庭人均收入高于参照组,参照组人均收入提高1%,收入差距缩小,目标家庭被追赶,目标家庭中个人感觉幸福的概率下降0.079%。若家庭人均收入低于参照组,参照组人均收入提高1%,收入差距扩大,目标家庭中个人感觉幸福的概率下降0.083%。非就业样本对收入不平等的变化更为敏感。

在将收入区分为绝对家庭人均收入和相对家庭人均收入之后,两者对个人主观幸福感都具有显著影响,但是绝对家庭人均收入对主观幸福感的影响为负,相对家庭人均收入对主观幸福感的影响为正。因此,收入对幸福感的正向作用主要由家庭相对收入增加所致。对于非就业样本,绝对收入与相对收入均对个人主观幸福感存在显著影响;对于就业样本,只有相对收入对个人主观幸福感具有显著影响,绝对收入的影响不显著。

(四) 消费与收入对幸福感影响的比较

通过对幸福消费函数与幸福收入函数的实证研究,我们发现消费与收入作为货币因素的两面,对个人主观幸福感的影响存在相同点也存在异质性。在控制参照组消费与收入以及其他因素不变的情况下,家庭消费与收入均能提升个人主观幸福感。赚钱获得的收入和花钱形成的消费对个人主观幸福感的影响均显著。从具体数值来看,消费与收入对个人主观幸福感的影响是存在差异的。总体来看,消费能为个人带来更多的幸福感,消费和收入同样增加1%,消费对幸福感的提升作用约是收入的两倍。^①(①这里的消费仅指家庭基本生活消费，如果加上家庭其他类别的消费，两者的差距将更大。)可见,花钱比赚钱更有利于提升居民幸福感。对于非就业样本,花钱带来的幸福感约是赚钱的四倍;对于就业样本,花钱与赚钱对幸福感的影响则没有显著差异。

此外,相对消费与相对收入的提高也都能显著提升个人主观幸福感,但是由于消费与收入自身存在的差异性,消费与收入环境的变化对个人主观幸福感也存在异质性影响。根据生命周期消费理论,相对于家庭的收入差距,家庭的消费差距要小一些。而人们对不平等程度具有环境适应惯性以及棘轮效应,当人们生存的初始环境存在差异时,环境的相同变动对个人主观幸福感存在差异性影响。人们更容易接受不平等环境的变动,对平等环境的变动则比较敏感。

从实证结果来看,在幸福消费函数中,以基本生活消费为例,当家庭消费支出小于参照对象时,参照组消费支出增加,则消费不平等程度恶化。参照组消费支出增加1%,个人感觉幸福的概率则会下降0.168%。消费不平等的变化对个人主观幸福感产生了较大的影响。非就业样本中个人幸福感对消费不平等的变化更为敏感。例如,对于非就业样本中消费水平较低的家庭,消费不平等程度扩大1%,个人幸福感将显著下降0.207%。相对于消费不平等,人们对收入不平等程度变化的反应则缓和一些。总体来看,对于家庭人均收入低于参照组的个体,参照组人均收入增加1%,收入差距扩大,个人感觉幸福的概率下降0.083%。对于非就业样本中家庭人均收入低于参照组的个体,参照组收入增加1%,个人幸福感显著下降0.097%。

因此,在幸福函数中,作为货币因素的两面,消费与收入的具体数值以及相对数值的变化对居民幸福感均具有显著影响。相对于收入,消费对个人主观幸福感的影响更大。即花钱比赚钱更有利于提升个人幸福感。同时,由于初始货币因素的差异,社会消费与收入环境的变化对居民幸福感也产生了异质性影响。由于社会收入的不平等大于消费的不平等,同时个人幸福感对环境变动具有棘轮效应,消费环境的变化对个人主观幸福感的影响大于收入环境的变化。

四、 结 论

本文研究了家庭货币因素对个人主观幸福感的影响。本文从理论角度研究了幸福函数从消费函数到收入函数的转换,并进行了实证分析,得到了一些重要的结果。货币因素的具体数值以及相对数值的变化对居民幸福感均具有显著影响。相对于收入,消费对个人主观幸福感的影响更大。因此,相对于赚钱,花钱更能提升个人幸福感。根据生命周期消费理论,家庭收入的不平等程度大于家庭消费的不平等程度,受环境适应惯性以及棘轮效应影响,相对于收入不平等,个人幸福感对消费不平等的变化更为敏感。相对于就业样本,非就业样本对货币环境变化的反应更为敏感。需要说明的是,对于幸福函数的研究,一些影响因素可能存在内生性问题,遗憾的是,由于无法找到有效的工具变量,同已有文献一样,本文没有对这一问题进行处理。

"幸福没有那么容易,才会特别让人着迷",促进国民幸福,提升国民福利,实现中国梦、幸福梦,任重而道远。在收入分配与再分配过程中注重居民家庭相对地位的改善,考虑异质性,则有利于提升国民幸福。此外,引导国民理性消费,满足多样化的消费需求,为国民消费提供更丰富的资源,也是实现幸福梦的有效途径。消费对幸福感的占优刺激将有利于花钱与赚钱最终形成良性循环。

^*本文还得到上海大学优秀青年教师科研项目的资助。