收入差距、物质渴求与伊斯特林悖论
张应良 徐亚东
国际DOI编码：10.15958/j.cnki.gdxbshb.2021.04.05
摘 要：本文运用中国家庭追踪调查（CFPS）2014年的数据，考察了收入差距对居民主观幸福的影响，以及物质渴求的中介效应机制。研究表明，第一，在整体水平上，收入差距扩大显著降低居民主观幸福感，基尼系数下降0.1，给居民主观幸福感带来的效应相当于家庭人均收入提高247.62%。使用不同的收入差距衡量指标和主观幸福感指标均得出一致性的结果。第二，收入差距与居民主观幸福感之间呈倒“U”型关系。通过计算，驻点所对应的基尼系数为0.328 7，中国居民收入差距在驻点右侧，即降低居民主观幸福感阶段。第三，中介机制分析表明，收入差距的扩大提高居民的物质渴求水平，而物质渴求负向影响居民幸福感。验证了收入差距通过增加难以有效满足的物质渴求降低居民主观幸福感，为“Easterlin悖论”提供新的理论解释。分样本回归表明，收入差距扩大对生活在乡村、物质渴求者、女性、上网、农业户口、低收入以及低教育的居民的负向影响更大。
关键词：收入差距;居民主观幸福感;物质渴求;Easterlin悖论;中介效应
中图分类号：F014.4 文献标识码：A 文章编号：1000-5099（2021）04-0031-17
一、问题提出与文献评述
居民主观幸福感已经成为衡量社会经济进步的重要指标。同时，也是中央政府和地方政府的施政目标①，国外部分国家同样如此②。幸福科学的发展已经能够为公共政策实施提供准确的幸福感指数[1]。事实证明，GDP不是衡量国民福利的完美指标，因为随着GDP的增加，居民的主观幸福感并没有显著提高。一个重要的解释是，随着GDP的增加，居民收入差距逐步扩大，从而降低居民主观幸福感[2]。中国国家统计局公布的2017年中国基尼系数为0.467 0，远超过国际警戒线。较大收入差距产生一系列的社会问题和经济问题，其中可能就包括对居民主观幸福感的负面影响。但是，中国早在计划经济时期，居民分配的指导原则是均等化，不存在收入差距，没有证据表明那时的居民的主观幸福感显著高于现在的居民。由此，存在的问题是，收入差距到底如何影响居民主观幸福感，两者之间存在什么关系？如果收入差距对居民主观幸福感有影响，又是通过什么机制影响居民主观幸福感？
Wanner Wilson[3]最早从心理学角度系统研究了幸福感，自此以后幸福感研究逐步发展为实证科学研究[4]。特别是Easterlin[5]开创性地提出“Easterlin悖论”，吸引大量的经济学家研究幸福感。“Easterlin悖论”包括两个相互对立命题，一个是微观层面居民收入增加显著提高居民主观幸福感;另一个是宏观层面国家经济增长并不必然提高居民主观幸福感。“Easterlin悖论”具有在全世界范围内一般性[6-8]，同时也适用于中国[9-11]。学者们围绕“Easterlin悖论”展开充分的讨论，早期学者主要讨论“Easterlin悖论”是否存在，部分学者反驳该观点[12-14]，部分学者验证该观点[6，15-17]，还有部分学者进一步补充和修正该观点[18-19]。而近期学者主要讨论如何解释“Easterlin悖论”，其中一个重要的方向就是收入差距。Bartolini和Pugno[20]的研究指出，考虑收入差距后，就可以减缓美国的“Easterlin悖论”之间的矛盾;经济增长收入提高效应与收入差距扩大效应相互抵消，收入差距扩大降低收入提高对居民主观幸福感的正向影响[21]。
收入差距对居民主观幸福感的影响有两个方向，一个方向是“攀比效应”（或相对剥夺感）而导致的负向影响[7];另一个方向是“示范效應”（或隧道效应）而导致的正向影响[22-23]。学者们对收入差距与居民主观幸福感之间的关系讨论并没有达成共识，主要有以下四个结论：（1）收入差距扩大降低居民主观幸福感[32，37，71-72];（2）收入差距扩大增加居民主观幸福感[24-26];（3）收入差距与居民主观幸福感之间是倒“U”型关系[27-30];（4）收入差距与居民主观幸福感无关[31]。研究结论的不同主要原因是不同国家和地区的收入差距程度不同[28]，不同程度的收入差距水平对居民主观幸福的影响不同[32]。学者们还进一步将收入差距细分，陆铭等[33]将收入差距分为身份收入差距和城市基尼系数;孙计领等[34]将收入不平等划分为优势不平等和劣势不平等，考察不同的收入差距对居民主观幸福感的影响。
收入差距与居民主观幸福感的关系研究较多，而关于影响机制的研究较少。学者们考察了社会犯罪[35]、机会不均[32]、价值观[36]、公平感[30，37]、社会资本[38]的调节效应或中介效应。主要考察三个方面的影响机制：第一个方面考察的是与收入差距直接相关的变量（例如：机会不均、公平感等）的调节作用;第二个方面考察的是与收入差距间接相关的变量（例如：社会资本、价值观等）的调节作用;第三个方面考察的是收入差距导致其他社会经济问题（例如：社会犯罪等）的发生，从而降低居民主观幸福感的中介作用。而关于收入差距导致居民自身特质发生转变，从而影响居民主观幸福感的研究较为缺乏。所以，现有研究未能有效揭示收入差距对居民主观幸福感的影响机制。学者们已经证明，个人的物质渴求会随着收入的提高而增加，从而抵消收入提高带来的主观幸福感的增加效应[39-40]。但是，收入比较也会显著影响物质渴求[41]。收入差距扩大会影响居民相对收入比较，刺激人追求社会地位的动机[42-43]。周广肃等[44]的研究表明，收入差距的扩大会显著提高居民物质渴求。鉴于此，本文尝试从物质渴求视角出发，讨论收入差距影响居民主观幸福感的机制，为“Easterlin悖论”提供新的理论解释，这是本文可能的边际贡献之一。同时，居民主观幸福感是主观感受变量，在进行数据回归时，可能存在遗漏变量问题导致估计结果偏误。本文为解决可能存在的遗漏变量问题，提高估计准确性，加入大量的控制变量，特别加入主观态度变量以排除其他主观因素的干扰，这是本文另一个可能的边际贡献。
本文的结构安排如下：第一部分提出问题;第二部分提出本文的研究假说;第三部分介绍数据、变量与模型;第四部分实证分析收入差距及其平方对居民主观幸福感的影响，并进行稳健性检验;第五部分验证物质渴求的中介效应，并进行异质性讨论;第六部分是研究结论、讨论和相关政策含义。
二、理论分析与研究假说
本文要回答以下三个问题，第一，整体而言，收入差距影响居民主观幸福感的方向是什么？第二，收入差距与居民主观幸福感的线性关系是什么？第三，物质渴求是否是收入差距影响居民主观幸福感的中介机制？本节分别提出相应的假说。
（一）收入差距负向影响中国居民主观幸福感
收入差距对居民幸福感的影响既有“攀比效应”，也有“示范效应”。“攀比效应”是指居民看到他人收入增加时，相比较而言，自身的收入相对下降[7];而相对收入较绝对收入更加影响居民主观幸福感[45-47]。所以，在他人收入增加的“攀比效应”下，相对收入下降的剥夺感会显著降低居民的主观幸福感。“示范效应”是指居民看到他人收入增加时，会形成自己未来收入也会得到相应提高的预期[22-23]，而未来收入预期的变动会显著影响当前的主观幸福感[48]。所以，在他人收入增加的“示范效应”下，良好的收入预期会显著提高居民的主观幸福感。中国自改革开放以来，经济增长迅速，同时也带来了巨大收入差距，且存在区域收入差距和城乡收入差距两个层面[49]。学者们运用中国的数据讨论“Easterlin悖论”，得出的结论也不尽相同[26，50-51]。但是，中国国家统计局公布的2017年中国基尼系数为0.467，2014年更高，基尼系数高达0.469。较高水平的基尼系数形成的“攀比效应”显著降低居民主观幸福感，且短期内基尼系数难以迅速下降，强化“攀比效应”。同时，诸多研究表明，中国当前的社会阶层固化严重[52]，居民收入增长减缓，收入流动性降低[53]。根据史新杰等[54]的测算，当前中国居民收入中的机会不平等相对系数高达35.7%，“拼爹”“寒门再难出贵子”等现象并不是空穴来风。他人收入的提高，并不意味着自己未来的收入也会提高，弱化“示范效应”。综上所述，本文提出第一个假说：
H1：收入差距负向影响中国居民主观幸福感。
（二）收入差距与中国居民主观幸福感之间呈倒“U”型关系
Wang等学者[28]的研究表明，得出不同的收入差距对居民主观幸福感的影响结论，主要原因在于不同国家和地区的收入差距程度不同，而不同程度的收入差距水平对居民主观幸福的影响不同[32]。较低程度的收入差距，有利于促进人口、资源要素的合理流动，激发个人潜能[32]，促进经济增加和居民收入提高。收入差距發挥“正向隧道效应”，提高居民主观幸福感。而较高水平的收入差距，会导致一系列的社会问题和经济问题，例如，社会犯罪增加、社会冲突加剧、经济增长停滞等;同时，超过合理界限的收入差距伴随严重的社会阶级固化和收入流动性降低，挫伤居民的未来预期。收入差距发挥“负向隧道效应”，降低居民主观幸福感。倪志良等[29]研究了城乡收入差距与居民主观幸福感之间的关系，并使用泰尔指数衡量收入差距，发现两者之间存在倒“U”型关系，驻点对应的泰尔指数为0.25。综上所述，本文提出第二个假说：
H2：收入差距与中国居民主观幸福感之间呈倒“U”型关系。
（三）物质渴求的中介效应
在解释“Easterlin悖论”时，Inglehart[55]和Michalos[56]提出物质渴求概念，指出居民主观幸福感受物质渴求和满足程度的共同影响，即Samuelson 的幸福方程式：幸福=效用满足/物质渴求。Stutzer[41]进一步指出物质渴求受收入的时间维度和空间维度共同影响。时间维度主要指的是过去的收入和消费水平影响居民的物质渴求;同时居民随着自身收入水平的提高的物质渴求水平也在相应增加，从而减弱收入提高的幸福效应，这一机制已经得经验证据的证明。而空间维度，主要是指居民的横向收入比较影响物质渴求。相对收入是居民的主观反映，主观感受是相互比较的结果。Tversky等学者[57]研究表明，个体的偏好受周边环境的影响，不同的“参照点”下居民的偏好不同。陈前恒、池桂娟[58]研究证明了居民在考虑自身相对收入时，会进行社会比较，且比较对象不完全不同。尤亮等[59]研究再一次表明社会比较的重要性。收入差距的扩大导致横向比较的范围和程度加大，从而影响居民的物质渴求。根据周广肃等[44]的最新研究，收入差距正向影响居民物质渴求水平。物质渴求扩大提高Samuelson 的幸福方程式的分母。同时，收入差距并没有带来居民的收入增长，即效用满足并没有有效提高，从而降低居民主观幸福感。综上所述，本文提出第三个假说：
H3：物质渴求是收入差距影响中国居民主观幸福感的中介变量。
三、数据、变量与经验分析方法
（一）数据来源
本文数据来源于北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）主持的中国家庭动态跟踪调查（Chinese Family Panel Studies，CFPS）项目，该项目系统、全面地收集了含个体、家庭和社区的多层次嵌套数据，数据调查内容含有本文需要指标。具体而言，本文采用的是中国家庭动态跟踪调查2014年数据（下文简称CFPS 2014）。最新公布的CFPS 2016数据中，成人数据库的“幸福感”指标存在大量的缺失值;同时，本文的研究的问题是收入差距对居民主观幸福的影响及其传递机制，检验物质渴求在收入差距与居民主观幸福感之间的中介效应，对是否是最新的数据要求不高，CFPS 2014数据即可较好验证本文提出的假说，所得到的分析结论具有足够的一般意义。同时，主观幸福感是主观变量，随社会收入的提高没有明显差异[5-6，60-61]，而差异的主要来源是人际之间的横向比较。所以，从这个角度上，截面数据的研究更具有一般化意义。CFPS 2014数据库中一共有37 147份个体样本数据，被解释变量和核心解释变量存在部分缺失值，同时还存在回答“不适用”和“不知道”的样本。删除后再与家庭数据库合并后，同时避免极端值的影响对剩余样本就家庭人均收入进行上下1.5%的极端值处理。最终符合条件的样本数据有26 787份。最终样本数据分布在全国四大经济分区25个省份①，其中东部地区8 878份，占比33.14%;中部地区6 683份，占比24.95%;西部地区7 208份，占比26.91%;东北地区4 018份，占比15.00%，具有较强的代表性。
（二）变量选取
1.被解释变量
本文的被解释变量为居民主观幸福观。在CFPS 2014项目的成人问卷中，有“您觉得自己有多幸福（分）”这一问题，最低分为0分，最高分为10分，居民对自己的幸福感进行自我评分。本文选取指标为被解释变量，该观测量居民幸福感的方法在实践研究中得到广泛的运用[62-63]，且已经被Veenhoven和Ehrardt[64]证明具有较高的信度和效度，是最常用的研究方法[65]。CFPS 2014数据显示（见表1），居民主观幸福感的自我评分为7.518 3分，整体较高。分地区看，东北地区最高，为7.742 7分，其次是东部地区、中部地区和西部地区。女性较男性的主观幸福感更高，同时，生活在城镇地区和拥有城镇户口较生活在农村地区和拥有农村户口的居民主观幸福感更高。分省域看，居民主观幸福感平均分超过8分的有天津市、北京市和山东省，低于7分的有广西壮族自治区、福建省和贵州省，其余省份在7～8分之间。
2.核心解释变量
CFPS 2014数据收集有详细的居民家庭收入信息，可以较为有效衡量地区居民收入差距。本文借鉴周广肃等（2018）的研究，在区县级层面以居民家庭人均收入为基础，分别计算家庭人均收入的基尼系数、变异系数和泰尔指数，作为收入差距的代理变量。其中，基尼系数为核心解释变量，而变异系数和泰尔指数为稳健性检验时基尼系数的替代变量。计算结果显示（见表2），2014年全国各样本区县的基尼系数的均值为0.425 2。而中国国家统计局公布的2014年全国居民收入基尼系数为0.469，高于本文的估计结果;周广肃等[44]估计的2014年的居民收入基尼系数为0.398，低于本文的估计结果。中国国家统计局公布的居民收入基尼系数与本文的估计结果不相同，主要有以下两个原因：一是使用的数据样本不同，二是核算层面不同，中国国家统计局计算全国层面的基尼系数;而本文是先计算各区县的基尼系数，再相加，所以计算结果相对较小。周广肃等[44]仅使用CFPS 2014中城镇居民的家庭人均收入数据，从而估计结果比本文低。分地区看，东部地区最低，其次是东北地区、中部地区，最高为西部地区。计算得出的变异系数为0.839 8、泰尔指数为0.179 3，分地区看，东北地区最低，其次是东部地区、中部地区，最高为西部地区。
3.控制变量
本文被解释变量为主观变量，核心解释变量为衡量收入差距的区县基尼系数，所以可能会存在遗漏变量问题。由此，本文加入大量的控制变量，特别是加入主觀态度变量，以控制主观态度变化对居民主观幸福感的影响，从而确保基尼系数对居民主观幸福感的估计系数的准确性。主观态度变量有大多数人是否可以信任、大多数人是否乐于助人、家庭社会地位、自家生活满意度、未来发展信心、情绪低落情况和贫富认知差距。如果还存在的遗漏变量与收入基尼系数无关，则不会引起系数的估计偏误。本文借鉴陈钊等[66]、陆铭等[33]、樊娜娜[67]、许海平、傅国华[68]等人的研究，在回归中再加入个体特征变量、家庭特征变量。个体特征变量包括BMI、年龄、年龄平方、性别、户籍所在、城乡分类、宗教信仰、是否有养老保险、是否上网、是否经历因收入差距而导致的不公正待遇、自评健康、受教育水平、婚姻状况与就业状况;家庭特征变量包括是否欠银行贷款、是否欠亲友贷款、是否有未归还贷款、人均家庭收入对数值、邻里关系。具体概念及描述性统计见表3。
（三）经验分析方法
在回归中，被解释变量是有序离散型随机变量，应该采用排序模型，但是现有研究发现OLS模型与排序模型的结果没有显著差别[51，69]，且更易解释，所以本文采用OLS进行回归。在Knight和Gunatilaka[26，48]、陆铭[33]等人的文章中，也使用OLS进行回归。当然，本文进一步使用Oprobit模型进行稳健性检验，发现OLS回归结果与Oprobit回归结果没有显著差别。与现有研究相应，本文采用OLS模型作为考察收入差距对居民幸福感的影响。基准模型表达如下：
Happinessij=α0+α1Inequalityj+α2X1ij+α3X2ij+α4X3ij+εij（1）
其中，happinessij表示为j区县第i位居民的主观幸福感;Inequalityj表示为j区县的收入基尼系数;X1ij、X2ij、X3ij分别表示j区县第i位居民的个体特征变量、家庭特征变量和主观态度变量;α0-α4为待估计参数，预期α1的系数为负;εij表示随机扰动项。
本文还研究收入差距及其平方对居民主观幸福感的影响，将衡量收入差距的基尼系数及其平均项代入模型，具体模型如下：
本文进一步检验物质渴求（Material）在收入差距与居民主观幸福感之间的中介效应。Baron和Kenny[70]提出中介效应模型：
Happinessij=α0+α1Inequalityj+α2X1ij+α3X2ij+α4X3ij+εij（3）
Materialij=β0+β1Inequalityj+β2X1ij+β3X2ij+β4X3ij+εij（4）
Happinessij=γ0+γ1Inequalityj+γ11Materialij+γ2X1ij+γ3X2ij+γ4X3ij+εij（5）
模型（3）、（4）、（5）中，Happinessij表示为j区县第i位居民的主观幸福感;Inequalityj表示为j区县的收入基尼系数;Materialij为中介传导机制，表示为j区县第i位居民的物质渴求。模型（3）衡量收入差距对居民主观幸福的总效应，与模型（1）相同;模型（4）衡量收入差距对中介机制的影响效应，即对物质渴求的影响;模型（5）中的γ11表示中介传导机制对居民主观幸福感的直接效应。将模型（5）代入模型（4）中，得到中介效应为γ11β1，即收入差距通过中介传导机制（物质渴求）对居民主观幸福感的影响作用。
四、收入差距对居民主观幸福感的影响
（一）基准回归结果
表4汇报收入基尼系数对居民主观幸福感影响的OLS模型回归结果与Oprobit模型回归结果，包括回归的系数、标准误与显著性水平。第（1）列汇报的是没有加入任何控制变量的回归结果，结果表明收入基尼系数显著负向影响居民主观幸福感;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了个体特征变量、家庭特征变量、主观态度变量，结果表明收入基尼系数显著负向影响居民主观幸福感，回归结果较为稳健。第（5）列汇报的是加入所有控制变量的Oprobit模型回归结果，结果的系数符号和显著性水平与第（4）列相同。基于各列结果的对比，核心解释变量系数的显著性水平和大小较为稳健。本文主要以第（4）列阐述回归结果。收入基尼系数的估计系数为-0.708 2，在1%显著性水平通过检验，表明基尼系数越大，居民的主观幸福感越低，验证假说一。在假定其他条件不变情况下，收入基尼系数平均下降0.1，给居民主观幸福感所带来的提升，相当于居民家庭人均收入提高247.62%。如果按照2017年居民人均可支配收入货币增长率9.0%计算，相当于居民家庭人均收入14.46年的累积增长。如果按照2017年居民人均可支配收入实际增长率7.3%计算，相当于居民家庭人均收入17.68年的累积增长。
控制变量的回归结果与现有研究相同。就个体特征而言，BMI显著负向影响居民主观幸福感;年龄对居民主观幸福感的影响呈现正“U”型，驻点为49.92（0.055 9/（2*0.000 6）=49.92）岁;女性较男性、在城镇生活的居民较农村生活、就业者较失业者、退出劳动力市场者较失业者、拥有良好的社会保障、上网、受教育水平高、在婚的居民更为幸福;经历了因收入差距而导致的不公正待遇和离婚的居民，幸福感较低。就家庭特征而言，欠银行贷款和欠亲友贷款均会显著负向影响居民主观幸福感，而有未归还贷款、良好的邻里关系会和人均家庭收入显著正向影响居民主观幸福感。就主观态度而言，认为多数人可信任和乐于助人、家庭社会地位越高、家庭生活满意度越高、未来发展信心越高、情绪低落频率越低、认为贫富差距越大的居民主观幸福感越高。
表5汇报收入基尼系数及其平方对居民主观幸福感影响的OLS模型回归结果与Oprobit模型回归结果，包括回归的系数、标准误与显著性水平。第（1）列汇报的是没有加入任何控制变量的回归结果，结果表明收入基尼系数与居民主观幸福感呈倒“U”型关系;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了个体特征变量、家庭特征变量、主观态度变量，结果依然稳健。第（5）列汇报的是加入所有控制变量的Oprobit模型回归结果，结果的系数符号和显著性水平与第（4）列相同。基于各列结果的对比，核心解释变量系数的显著性水平和符号较为稳健。本文主要以第（4）列阐述回归结果。收入基尼系数一次项的估计系数为2.644 8，二次型的估计系数为-4.022 8，均在1%显著性水平通过检验，表明收入基尼系数与居民主观幸福感呈倒“U”型关系，验证了假说二。通过计算，驻点所对应的基尼系数为0.328 7（2.644 8/（2*4.022 8）=0.328 7），即当基尼系数在0～0.328 7之间时，居民主观幸福感随基尼系數的增加而提高;当基尼系数超过0.328 7时，居民主观幸福感随基尼系数的增加而下降。依据第（5）列的计算的驻点所对应的基尼系数为0.344 8，与第四列计算结果相差不大。
（二）稳健性检验①：其他收入差距指标与居民主观幸福感回归
刻画收入差距的指标有很多，基尼系数只是其中一种。同时基尼系数在刻画收入差距时具有一定的局限性，与样本数据的中间部分收入高度相关，难以全面刻画收入差距。为进一步验证本文回归结果的稳健性，采用收入变异系数和收入泰尔指数作为刻画收入差距的替代变量，讨论其他收入差距及其平方对居民幸福感的影响，表6汇报了该结果。第（1）列是收入变异系数对居民主观幸福感的直接影响，未加平方项的回归结果;第（2）列再加入收入变异系数平方项的回归结果。第（3）—（4）列则是收入泰尔指数的回归结果。第（1）和（3）列的回归结果表明，收入变异系数和收入泰尔指数的上升显著降低居民的主观幸福感;第（2）和（4）列的回归结果显示，一次项系数不显著为负，但是二次项系数在1%显著性水平下显著为负，表明依旧存在倒“U”型关系。因此，无论采用哪一类刻画收入差距的指标，实证结果均表明：整体上，收入差距的扩大会降低居民的主观幸福感;同时，收入差距与居民主观幸福感存在显著的倒“U”型关系。本文的结论具有较强的稳健性。
（三）稳健性检验②：收入基尼系数与居民生活满意度回归
前文考察收入差距及其平方对居民主观幸福感的影响，但是居民直观幸福感是一种主观感受变量，需要换一个指标刻画居民主观幸福感，再次进行回归。本文选取居民生活满意度指标，用来衡量居民幸福感。虽然二者不等价，但是居民日常生活的满意度高度影响居民的幸福感。在CFPS 2014项目的成人问卷中，有“您对自己生活的满意程度（分）”这一问题，最低分为1分，最高分为5分，居民对自己的生活满意度进行自我评分。表7汇报了收入基尼系数及其平方对居民生活满意度影响的OLS回归结果，第（1）—（5）列的评估方法与表5相同。回归结果表明，收入基尼系数与居民生活满意度存在显著的倒“U”型关系，再一次验证前文的观点。
五、机制探讨与异质性分析
（一）收入差距对居民幸福感影响的中介机制的探讨
通过前文的讨论和分析，本文基本得出以下结论：整体上，收入差距的扩大会降低居民主观幸福感;且收入差距与居民主观幸福感存在显著的倒“U”型关系。而现有研究并没有有效揭示收入差距对居民主观幸福感的影响的机制，下文将进一步讨论物质渴求在收入差距与居民主观幸福感之间的中介效应机制。
物质渴求最早由Inglehart[55]和Michalos[56]两位学者提出，用来解释“Easterlin悖论”，指出物质渴求和满足程度共同影响居民的主观幸福感。Stutzer[41]进一步指出物质渴求受收入的两个维度影响，时间维度的过去收入水平和空间维度的横向比较。所以，物质渴求可通过居民对经济地位的自我评价与实际经济地位的对比反映[44]。物质渴求的计算公式为：
物质渴求水平=实际经济地位/自评经济地位（6）
其中，实际经济地位依据样本的家庭人均收入，在区县进行排序，再分为5组，从低到高分别赋值为1—5;而自评经济地位在CFPS 2014数据库中有该类指标，也是1—5个级别。由此，物质渴求的最大值为5，最小值为0.2。数据结果显示，49.14%的数据小于1，数据分布左偏较为严重。所以，本文进一步将物质渴求变量转变为虚拟变量，具体如公式（7）。
在衡量物质渴求后，本文采用Baron和Kenny[70]提出的中介效应模型检验物质渴求在收入差距与居民主观幸福感之间的中介效应。表4是模型（3）估计的结果;表8的第（1）—（4）列是模型（4）估计的结果;表8的第（5）—（9）列是模型（5）估计的结果。其中第（1）—（4）的物质渴求是虚拟变量，所以采用Probit模型进行回归，且第（1）—（4）列逐渐引入控制变量;表8的第（5）—（9）列的估计方法与表4相同。第（1）—（4）列的回归结果显示，收入基尼系数变量的系数显著为主，表明随收入差距的扩大，会显著提高居民的物质渴求;第（5）—（9）列的回归结果显示，收入基尼系数变量的系数不再显著，而中介变量物质渴求显著为负，表明中介变量物质渴求具有完全中介效应，验证假说三。
本文进一步讨论物质渴求对居民主观幸福感的影响，回归结果见表9。第（1）列汇报的是没有加入任何控制变量的回归结果，结果表明物质渴求显著负向影响居民主观幸福感;第（2）、（3）、（4）列逐步控制了个体特征变量、家庭特征变量、主观态度变量，结果表明物质渴求对居民主观幸福感的影响依旧为负。第（5）列汇报的是加入所有控制变量的Oprobit模型回归结果，结果的系数符号和显著性水平与第（4）列相同。基于各列结果的对比，物质渴求系数的显著性水平和方向较为稳健。如第（4）列阐述回归结果。物质渴求的估计系数为-0.279 3，在1%显著性水平通过检验，表明物质渴求越大，居民的主观幸福感越低。结合表8与表9，回归结果表明收入基尼系数显著正向影响物质渴求，而物质渴求显著负向影响居民主观幸福感，再一次强化假说三的结论。综合而言，物质渴求是收入基尼系数影响居民主观幸福感的中介变量。通过上述分析，本文得出收入差距扩大降低居民主观幸福感的机制在于：区县之间收入差距的扩大提高家庭的物质渴求水平，而这一物质渴求水平的提高并不能立刻得到有效的满足，从而高物质渴求与低物质供给难以匹配，降低了居民主观幸福感。
（二）收入差距对居民幸福感影响的群体性差异
本文进一步讨论了收入差距影响的地域异质性和个体异质性。表10讨论地域异质性，第（1）—（4）列是按地域划分;第（5）和（6）列是以城乡划分。回归结果发现，以地区分类的回归结果并不显著，其重要原因是本文计算的基尼系数是以区县为单位计算的，收入基尼系数之间的差距主要衡量的是地域之间的差距。而我国收入差距主要来源于地域差距和城乡差距，所以，将样本地域分为东部、中部、西部和东北后，收入基尼系数的结果并不显著。而城乡分类的收入基尼系数显著为负，且收入基尼系数对居民主观幸福感的影响在乡村更大。需要指出的是，在中部和东北地区，基尼系数的符号为正;而在东部和西部地区，基尼系数的符号为负。所以，样本来源不同，研究的结果可能不尽相同，不同样本之间的研究结论缺乏可比性。
表11汇报了个体特征的异质性，第（1）和（2）列根據是否是物质渴求者划分，考察个体物质渴求偏好之间的差异。结果显示，收入差距只对物质渴求者的主观幸福感有显著的负向影响，对于非物质渴求者，收入差距的扩大对居民主观幸福感的影响不显著为正。第（3）和（4）列根据个体的性别划分，考察不同性别之间的差异。结果显示，无论男女，收入基尼系数扩大均降低居民主观幸福感，但是对女性的影响更大。第（5）和（6）列根据个体是否上网划分。实证结果显示，无论是否上网，收入基尼系数扩大均降低居民主观幸福感，但是对上网群体的影响更大。
表12汇报了个体资本的异质性，第（1）和（2）列根据居民拥有的是农业户口还是非农户口划分，考察不同户籍群体之间的差异。结果显示，无论哪一类户籍群体，收入基尼系数扩大均降低居民主观幸福感，但是对农业户口群体的影响更大。第（3）和（4）列根据居民家庭人均收入划分，考察不同收入群体之间的差异。结果显示，无论哪一类收入群体，收入基尼系数扩大均降低居民主观幸福感，但是对低收入群体的影响更大。第（5）和（6）列根据个体的受教育水平划分，考察不同人力资本群体之间的差异。实证结果显示，无论哪一类人力资本群体，收入基尼系数扩大均降低居民主观幸福感，但是对低人力资本群体的影响更大。综上所述，当居民的收入差距扩大时，对生活在乡村、物质渴求者、女性、上网、农业户口、低收入以及低教育的居民的影响更大。异质性分析支持假说一。
六、研究结论与政策含义
（一）研究结论
当前，中国居民的收入差距水平较高，收入差距的扩大对居民主观幸福感具有重要的影响。本文使用CFPS 2014年截面数据，考察收入差距对居民主观幸福感的影响，以及物质渴求的中介机制效应。研究结果表明：第一，在整体水平上，收入差距扩大显著降低居民主观幸福感，“攀比效应”大于“示范效应”。区县收入基尼系数平均下降0.1，给居民主观幸福感带来的效应相当于家庭人均收入提高247.62%。且采用不同的收入差距衡量指标均得出一致性的结果;同时，使用居民生活满意度替代居民主观幸福感，考察收入差距对居民主观生活满意度的影响，得出相同的稳健结果。第二，收入差距与居民主观幸福感之间是倒“U”型关系，通过计算，驻点所对应的基尼系数为0.328 7。基尼系数在0.328 7之内，居民主观幸福感随基尼系数的上升而提高，“示范效應”大于“攀比效应”;而超过0.328 7后，居民主观幸福感随基尼系数的上升而下降，“攀比效应”大于“示范效应”，中国当前处于驻点右侧。第三，本文还发现收入差距通过增加难以有效满足的物质渴求降低了居民主观幸福感，为“Easterlin悖论”提供了新的理论解释。第四，本文还进一步考察收入差距对不同样本群体的影响差异，结果表明，收入差距扩大对生活在乡村、物质渴求者、女性、上网、农业户口、低收入以及低教育的居民的负向影响更大。
自“Easterlin悖论”提出以来，较多学者参与了该悖论的讨论和解释。在“Easterlin悖论”给定的框架内，学者们给出的有以下四个主要的解释（图1）：第一，经济增长引起收入增加，促进居民的需求转变，由物质需求为主的需求结构转向物质和精神并重的需求结构，从而导致单纯物质提高对居民主观幸福感的影响下降（细箭头1）。第二，经济增长引起收入增加，提高居民的物质渴求，从而导致收入增加并不能实现居民主观幸福感的提升（细箭头2）。第三，经济增长引起收入差距扩大，产生一系列社会经济问题的发展，例如，不平等问题、社会公正问题、社会犯罪问题、经济增长停滞问题等，降低居民主观幸福感（细箭头3）。第四，经济增长引起收入差距扩大，导致的居民自身收入相对下降，降低居民主观幸福感（细箭头4）。本文认为，“Easterlin悖论”还存在一个新的解释，即经济增长引起收入差距扩大，导致的居民自身物质渴求上升，但是并没有提高居民的满足效用，从而降低居民主观幸福感（粗箭头5）。
（二）政策含义
本文的研究表明当前中国的收入差距会降低居民主观幸福感，且在倒“U”曲线的右侧。那么，在政策层面如何提升居民主观幸福感？本文测算的驻点所对应的基尼系数为0.328 7，远低于中国统计局公布的2014年中国基尼系数0.469 0，也低于本文估计的结果。中国统计局公布的2017年中国基尼系数为0.467 0，依然处于高位。所以，总体上要降低收入差距：第一，通过推进国民收入分配制度改革，提高劳动报酬在国民收入中的份额，并发挥好收入再分配机制，增加居民的收入;第二，通过加大精准扶贫力度，增加低收入者的经济机会，提高低收入者收入;第三，通过建立政府培训机构、社会培育机构、市场咨询平台，以网上学习、讲座交流等形式，开发低收入者的人力资本，并构建学历教育、技能培训、实践锻炼等多维并举的人力资源开发机制，提升低人力资本者的人力资本水平。但是，收入差距并不是一个外生变量，而是内生于国家经济发展阶段、人口结构、人力资本水平和国家宏观政策的变量，难以确定最优值。所以，难以实现仅通过降低收入差距来提高居民主观幸福感。依据本文的结果，物质渴求是重要的中介变量。提高居民主观幸福感的一个重要路径是将居民由物质渴求者转变为非物质渴求。在分样本回归中，基尼系数对物质渴求者的影响系数显著为负，而对非物质渴求者的影响系数不显著为正。所以，相关部门和媒体要合理引导居民的消费理念，提升居民的需求层次，改善物质渴求欲望。中央政府和地方政府调整民生支出结构，加大公共文化、体育服务供给，丰富居民的精神文化活动，改善物质渴求欲望，提升居民主观幸福感。
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（责任编辑：杨 洋）
收稿日期：2021-05-24
基金项目：国家社会科学基金重点项目“新形势下提升中国粮食产业战略竞争力的重点方略与路径研究”（编号：20AGL023）;国家社会科学基金重点项目“深入实施藏粮于地、藏粮于技战略的路径与政策研究”（编号：21AZD032）。
作者简介：张应良，男，重庆潼南人，博士，西南大学经济管理学院教授、博士生导师。研究方向：农业经济理论与政策研究。徐亚东，男，安徽芜湖人，西南大学经济管理学院博士研究生。
①中国共产党的十九大报告中明确提出：坚持人人尽责、人人享有，坚守底线、突出重点、完善制度、引导预期，完善公共服务体系，保障群众基本生活，不断满足人民日益增长的美好生活需要，不断促进社会公平正义，形成有效的社会治理、良好的社会秩序，使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续。
②例如：英国自2010开始将主观幸福感安作为政策制度的参考依据;不丹使用国民幸福总值（Gross National Happiness，GNH）衡量国家的发展水平。
①25个省份分别是东部地区的北京市、天津市、河北省、山东省、江苏省、上海市、浙江省、福建省和廣东省;中部地区的山西省、河南省、湖北省、湖南省、江西省和安徽省;西部地区的重庆市、四川省、广西壮族自治区、贵州省、云南省、陕西省和甘肃省;东北地区的黑龙江省、吉林省和辽宁省。
Income Disparity，Material Aspirations and Easterlin Paradox：an Empirical Analysis by Using the CFPS2014 Data
ZHANG Yingliang，XU Yadong
（College of Economics and Management，Southwest University，Chongqing，China，400716）
Abstract：Based on the CFPS2014 data，？this paper has analyzed the effect of income disparity on the subjective well-being of residents，and the mechanism of mediating effect of substance aspirations.The study shows that，first，at the overall level，the widening income disparity significantly reduces residents subjective well-being：
with The Gini coefficient decreasing 0.1，the effect on the subjective well-being of the residents is equivalent to the increase of the per capita income of the household 247.62%; consistent results were obtained by using different income disparity measures and subjective well-being indicators.Secondly，the relationship between income disparity and subjective well-being of residents is inverted “U” type：
by calculation，the Gini coefficient corresponding to the inflection point is 0.3287，and the income disparity of residents in China is on the right side of the turning point，that is，the stage of reducing residents subjective well-being.Thirdly，the mediating mechanism analysis shows that the widening of income disparity improves the level of material aspirations，and material aspiration negatively affects the well-being of residents.In summary，this paper provides evidence that income disparities reduce residents subjective well-being by increasing the channels of material aspirations that are difficult to meet effectively，providing a new theoretical explanation for Easterlin Paradox.Sample regression showed that the widening income disparity had a greater negative impact on people living in the countryside，the material hungry，women，online，agricultural residence，low income and low education.
Key words：income disparity; residents subjective well-being; material aspirations; Easterlin paradox; mediating effect
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