社会关注度与居民主观幸福感实证分析

社会关注度与居民主观幸福感实证分析

王浩名

辽宁沈阳  辽宁大学经济学院 110036

[摘要] 本文讨论了截面数据下，是否存在收入—幸福悖论，及个人社会关注度对主观幸福感的影响。实证分析思路如下：先对全样本进行居民主观幸福感的因素识别，分析研判了个人特征、经济条件、个人认知及个人对社会关注度等变量对主观幸福感的影响程度。其次，通过分性别、分城乡、分地区进一步检验了中国是否存在幸福感的伊斯特林悖论，及社会关注度对幸福感的影响。第三，基于上述实证结果，进一步通过收入的代理变量，识别了劳动年龄人口、青年劳动年龄人口和老年劳动年龄人口收入和社会关注度对幸福感的影响。最后，通过系数稳定性理论讨论了内生性问题。通过上述的实证分析和相关检验，保证了实证结果具有稳健性和可推广性。

[关键词] 收入地位；社会关注；居民幸福感

[中图分类号] C813                    [文献标志码] A  

居民的个人特征、经济条件、个人认知及对社会关注度的差异，势必带来对居民幸福感主观感受的差异影响。

1.基于全样本影响居民幸福感的识别结果

本文首先使用有序逻辑斯特（Ordered Probit）回归方法评估了各因素对居民幸福感的影响，也汇报了OLS回归结果，并与OProbit回归结果进行对比。同时基于各影响因素对于居民幸福感得分回归结果稳健性问题的考虑，进一步将居民生活满意度作为居民幸福感的代理变量，也采用OProbit和OLS实证方法识别了各因素对于居民生活满意度的回归系数，以此再次与居民幸福感得分回归系数进行稳健性比较。在采用OProbit实证分析前，首先对OProbit的适应性问题进行了平行性检验，表明数据适用于OProbit实证方法。

在表1中汇报了，各影响因素对于居民幸福感得分和生活满意度的实证结果，并且无论是OProbit还是OLS的识别结果，多数影响因素对主观幸福感的影响较为显著。第一，个人收入提高仍是促进居民主观幸福感的主要因素，在当前中国经济和社会发展的背景下，在此很难有证据直接表明中国存在“伊斯特林悖论”的现象。第二，在居民认为当前社会问题变得严重时，会明显降低个人的幸福感。第三，从个人特征上看，年龄越大的人群觉得更幸福。并且男性觉得不如女性幸福。近年来结婚年龄的不断退后和屡创新低，以及离婚率的不断提高（2020年中国统计年鉴和人口与就业统计年鉴），造成个人主观上认为不结婚或单身将变得更幸福。个人受教育程度越高、健康情况越好，以及生活在城镇均能够促进居民主观幸福感和生活满意度的提高。第四，除个人收入地位外，对于社会保障作用认识更为明确从而参加过社会保障项目，能够实现居民幸福感和生活满意度的提升。第五，从个人认知上看，提高个人的社会地位、提升对公职人员的信任度、具有更积极的主观努力态度、具有良好的社会关系、对未来充满信心、提高配偶对于家庭的贡献度从而能够从家庭中获得满足感，能够实现居民主观幸福感和生活满意度的上升。

表1 幸福感和生活满意度的实证结果

注：括号内代表t值，*、**、***分别代表在10%、5%和1%水平下显著。

2.稳健性和内生性的讨论

1974年伊斯特林在其著作《经济能否改善人类的命运？》中阐明，实现个人收入增长是促进居民幸福感的重要因素。然而基于多国数据的检验却发现，居民主观幸福感并没有随着经济增长或个人收入提高而上升（Deaton & Stone, 2016），由此出现了“伊斯特林悖论”现象。上述基于全样本实证结果并没有明确的证据表明是否存在伊斯特林悖论现象。虽然从各年龄整体上看，提高个人收入能够切实提升居民幸福感，但是无法体现城乡和性别差异背景下；无法检验劳动年龄人口与退休人口背景下；以及不同地区差异背景下，个人收入与社会关注度对居民主观幸福感的影响，因此本文从以上角度进一步对上述结果进行检验。

由于上述基于全样本的识别结果大多非常显著，为了能够更明确的体现，个人收入和社会关注度对主观幸福感回归系数的变化差异，因此以图形的形式汇报了不同年龄群体的系数结果。由于75岁以上年龄样本占比较低，因此将75岁及以上年龄样本，统一合并成75岁年龄样本。

第一，基于城乡差异的讨论。图1展示了关注城镇和农村地区，不同年龄居民的收入和社会关注度与主观幸福感回归系数的差异变化。总体上看，该年份的截面数据提高居民收入增长仍能够促进主观幸福感的提升，收入仍是影响个人幸福感的主要因素。对比而言，实现居民收入快速提高，更有利于促进农村居民主观幸福感的快速提升。也发现，对于年龄处于16岁至60岁的城乡劳动力，个人主观幸福感对于收入的依赖仍较为明显，多数年龄样本收入与主观幸福感的回归系数为正值。然而在个人年龄超过60岁以后，个人年龄越大，个人主观幸福感对于收入的依赖程度降低得更明显，特别是城镇地区60岁以上年龄人口的主观幸福感，将取决于收入以外的更多因素。由于社会关注度与主观幸福感呈现了负相关关系，实证结果阐明，随着中国居民认识的不断深入，社会开放程度不断加强，使用网络获取新闻资讯更为便捷，城乡居民对于社会关注提高，在其认为环境、贫富差距、医疗、教育、住房、就业、社会保障和政府腐败等社会问题不断严重时，将会降低个人主观幸福程度；并且这种消极影响在城镇地区表现得更为明显。

第二，基于性别差异的讨论。图2展示了不同年龄男性和女性居民的收入和社会关注度与主观幸福感回归系数的差异变化。性别差异使得各年龄的主观幸福感受差异明显，男性居民幸福感对于其收入增长的依赖度显著超过女性。并且对于年龄介于30岁至50岁的男性的收入与幸福感之间形成了明显的波峰，其收入增长能够实现该年龄阶段男性主观幸福感的快速提升。然而在低年龄（16岁至）和较高年龄（60岁以上）男性的收入与幸福感之间的回归系数波动比较平缓且较小。这至少可以证明，30岁至50岁的男性收入与幸福感之间并不存在伊斯特林悖论。女性收入与幸福感的回归系数较小；然而女性幸福感与社会关注度的负相关关系较高，且超过男性，表明在社会发展中女性社会地位进步的积极作用。

第三，基于东中西部地区的讨论。“收入-幸福”悖论的一个核心问题是，在截面数据中，经济条件较好的地区或居民，增加相同的收入，富裕地区居民幸福感增长程度会明显低于贫困地区（Deaton, 2018）。从中国不同区域间看，东部地区的经济发展速度、基础设施建设、人口聚集度、人才吸引力等均超过中西部地区，因此给予东部地区居民收入增长对幸福感的促进作用似乎要低于中西部地区。本文对此进行了进一步的检验。将样本按地区分组，东部地区样本数为12573，中部地区样本数为9109，西部地区样本数为8416，有56个样本未回答所在省份信息，予以剔除。由于区域样本数量的限制，如按年龄继续分组将导致单一年龄样本数过少，从而容易造成识别结果的偏误，因此在表2中汇报了整体区域居民收入和社会关注度与主观幸福感的识别结果。OProbit和OLS的实证结果均表明收入和社会关注度对居民幸福感的影响，与上述讨论是一致且稳健的。同时发现，东部地区收入增长对幸福感的促进作用，仍然超过了中西部地区，没有证据表明该截面数据存在上述伊斯特林悖论的问题。并且东中部地区居民社会关注度的态度对幸福感的影响程度较高。

表2 东中西部地区居民收入和社会关注度与主观幸福感的实证结果

注：括号内代表t值，*、**、***分别代表在10%、5%和1%水平下显著。

第四，基于代理变量的讨论。虽然前文经过多角度的讨论，但本文仍对实证结果持有谨慎的态度。特别是出于数据完整性的考虑，主要以个人收入地位反映个人收入的高低，但更应该以个人收入（包括工资收入/养老金收入和资产收入等加总）分析对主观幸福感的影响。所以在此关注了主要劳动年龄人口的收入和社会关注度与主观幸福感的相互影响，并以个人工资收入作为收入的代理变量。其中将劳动年龄人口又分为青年劳动人口（20-42岁）与老年劳动人口（43-64岁），青年劳动人口占总劳动人口比重的高低决定了劳动力市场体能、激励、创新力和欲望等的高低，该比重越大经济活力越强，更有利于促进中国经济和社会的进步，实现整体福利水平的提高（王浩名, 2018）。但2018年CFPS调查数据中60岁以上样本较少统计个人工资收入，因此将43岁至60岁作为老年劳动力，也剔除了退出劳动力市场和没有工作的样本。工资收入和社会关注度的识别结果仍然是显著且稳健的，青年劳动力的工资收入对于幸福感的影响程度更高；而老年劳动力更重视社会问题对其幸福感的影响。

表3  不同年龄劳动力的工资收入和社会关注度与主观幸福感的实证结果

注：括号内代表t值，*、**、***分别代表在10%、5%和1%水平下显著。

最后，采用工作满意度作为个人收入的代理变量，识别了工作满意度和社会关注度与居民主观幸福感的OProbit和OLS的相关关系，仍然与表3的实证结果保持了一致。

表4  不同年龄劳动力的工作满意度和社会关注度与主观幸福感的实证结果

注：括号内代表t值，*、**、***分别代表在10%、5%和1%水平下显著。

第五，关于内生性的一些讨论。前文在通过控制一些相关条件进行了稳健性检验后，本文也注重上述实证分析过程中是否遗漏了一些影响主观幸福感的重要变量，因此也进行了必要的内生性检验。由于本文已从多个维度选择了影响主观幸福感的相关因素，所以很难采用工具变量法进行直接检验。因此本文通过判断遗漏变量对居民主观幸福感的重要性，采用Altonji et al.（2005）、Nunn & Wantchekon（2011）和Adit & Franck（2015）使用的系数估计稳定性理论（Selection Ratio指标），帮助判别遗漏变量选择性偏误的强度。如果在控制关键核心解释变量之后，新加入的控制变量与被解释变量的残差相关性比较小，那么可以判断系数估计比较稳定，所遗漏变量与被解释变量之间的影响也相对较小，不控制这些遗漏变量也不会影响估计结果。在原有控制变量基础上，加入社会压力和家庭子女新变量后由此计算的Selection Ratio值为3.517，表明遗漏变量必须至少是可观测变量影响的3.5倍之上，才会对前文居民主观幸福感的实证结果产生不可观测偏误，因此前文的识别结果是稳定的。

结论

因此本文利用2018年CFPS，基于个人特征、经济条件、个人认知和社会关注等因素搜集了相关变量，侧重分析了个人收入和社会关注度对于主观幸福感的影响。首先，基于全样本讨论了各影响因素与主观幸福感的关系，相关结论较为显著且符合预期。同时也以生活满意度作为居民主观幸福感的代理变量，再次检验了各因素对居民生活满意度的影响，与幸福感的结论仍然一致。其次，将样本进行多角度分组，进行了一系列的稳健性分析，包括分城乡各年龄组、分性别各年龄组、分地区及针对青年劳动力和老年劳动力采用收入的代理变量，结果都是稳健的。主要结论阐释了，实现居民收入快速提高，更能促进农村居民主观幸福感的快速提升。个人主观幸福感对于收入的依赖仍较为明显，男性居民幸福感对于其收入增长的依赖度显著超过女性。对于年龄介于

30岁至50岁的男性的收入与幸福感之间形成了明显的波峰，个人收入的提高能够实现这部分男性主观幸福感的快速增强。东部地区收入增长对幸福感的促进作用，仍然超过了中西部地区。青年劳动力的工资收入对于幸福感的影响程度更高。经过一系列稳健性检验发现，没有明确的证据表明在该截面数据基础上存在伊斯特林悖论的现象。社会开放程度不断加强，使用网络获取新闻资讯更为便捷，城乡居民对于社会关注提高，在个人认为社会问题变得更严重时，将会降低主观幸福感，并且对城镇居民和女性幸福感的消极影响程度更高。最后，通过系数估计稳定性理论检验了内生性问题，证明了前文的收入和社会关注度的识别结果仍然是稳定的。

[基金来源]辽宁省社会科学规划基金项目L21AKS002

[作者]王浩名（1981-），辽宁沈阳人，经济学博士，辽宁大学经济学院副教授，主攻方向，中国宏观经济改革与发展。