经济状况、社会阶层与居民幸福感——基于CGSS2010的实证分析

刘同山 孔祥智



经济状况、社会阶层与居民幸福感
——基于CGSS2010的实证分析

刘同山 孔祥智

结合当前我国社会阶层急剧分化的现实，利用2010年的CGSS调查数据，采用有序概率模型分析家庭绝对收入水平、家庭相对经济等级、社会阶层及其变化等变量对居民幸福感的影响。结果表明：家庭人均收入与幸福感呈显著的倒U型关系；自评的家庭经济等级对幸福感有较强的正向作用；社会阶层及其变化感知也有显著的幸福效应，处于上升社会阶层或较高社会阶层的人群更幸福。比较而言，家庭人均收入、家庭经济等级和社会阶层的幸福边际效应依次减弱，而且有明显的城乡差异。

经济状况； 社会阶层； 居民幸福感； 有序概率模型

幸福是人类永恒的追求，也是不断引发学术思考的问题。近年来，随着我国经济社会发展和人们生活质量的巨大改善，幸福感作为一个焦点问题，日益受到社会各界的高度关注[1]。尤其是2012年中央电视台的特别调查节目“你幸福吗？”，掀起了“全民论幸福”的高潮。2015年初西南财经大学中国家庭金融调查研究中心发布的《国民幸福报告2014》，再次引发对幸福感的热议。不过，现有对我国居民幸福感的研究，主要是从个人的角度，考察收入、健康、户籍身份等对幸福感的影响，或者是对调查结果的简单描述，很少有文献侧重家庭整体因素，考虑家庭的经济状况、社会阶层及其变化与人们幸福感的相关关系。改革开放尤其是20世纪末以来，市场化和城乡一体化拉大了家庭收入差距，我国社会也发生了大规模、高速度的阶层分化、重组和社会阶层关系变化[2]。这些情况可能会影响人们比较心理和参照系，进而影响人们的幸福感。因此，结合居民家庭收入差距持续扩大的现实，将个人还原为家庭整体中的个人，分析经济状况、社会阶层及其变化情况对居民幸福感的影响，对构建和谐社会和实现“中国梦”有重要意义。

本文利用2010年的CGSS数据，分析家庭绝对收入水平、家庭相对经济等级和社会阶层及其变化情况对居民幸福感的影响。文章的第二部分就家庭经济状况、社会阶层与幸福感的关系进行文献回顾和理论分析，并提出研究假说；第三部分简要陈述数据来源、有关变量和计量模型，完成研究设计；第四部分在检验社会阶层的幸福中介效应的基础上，对变量进行有序概率模型估计，并对估计结果分析解释；最后是给出研究结论并予以简短讨论。

一、理论背景与假说

(一)经济状况与幸福感的关系

著名的“Easterlin悖论”指出，当国家因经济增长而更富裕时，国民平均幸福感不会随之提高。Easterlin认为，这一收入- 幸福悖论不仅存在于发达国家，也存在于发展中国家[3]。Knight等人利用2001年世界价值观调查(WVS)数据对我国农村居民幸福感分析发现，绝对收入水平和家庭财富对提高幸福感的作用微弱[4]。张辉利用CGSS2008数据进行的计量研究也得到了与之相似的结论，发现居民幸福感没有随收入水平提高而增加[5]。但是，一些学者对Easterlin悖论提出了挑战。Stevenson和Wolfers估计了多个不同来源的数据，发现在样本国家的收入与主观幸福感都存在稳定的关系——经济增长伴随着幸福感的提高，且绝对收入比相对收入的作用更显著[6]。邢占军对我国6个省会城市的调查数据研究发现，现阶段城市居民的个人收入与其幸福感具有一定的正相关性，高收入群体的幸福感明显高于低收入群体[7]。刘宏等利用CHNS2009数据计量分析发现，当期收入、永久性收入的绝对水平和相对水平都是决定幸福感的重要变量，而且永久性收入的幸福效应最强，是当期收入的4倍[8]。Tsui对1999—2002年台湾社会变迁基本调查数据研究发现，尽管边际作用递减，但绝对收入较高的台湾人更幸福[9]。Easterlin等人也承认，虽然长期(10年以上)而言，居民幸福感不随国家财富的增加而提高，但短期来看，幸福程度与收入水平正相关[3]。

不患寡而患不均，除绝对收入外，人们的幸福感还受相对收入水平的影响。田国强和杨立岩构建了一个规范的幸福最大化模型，发现如果考虑攀比效应，那么收入与幸福水平之间具有倒U型关系[10]。张学志和才国伟对2008年广东省调查数据回归发现，绝对收入与幸福感之间的倒U型关系确实存在，个人年收入11.3万元是幸福“临界点”，而且一旦控制相对收入，绝对收入的幸福效应就不再显著[11]。Tsui对台湾地区的研究也发现相对收入对幸福感有显著的积极影响[9]。与西方相比，中国人长期受儒家思想影响，有更强的家庭、家族观念*经常见诸报端的“裸官”，无疑是中国人家庭观的一个注脚。，因此与个人收入相比，家庭人均收入是衡量绝对收入水平的更合理指标。Knight等人从农户家庭的角度考察了经济状况与幸福感的关系，发现受信息资讯和社会互动的限制，农民主要以身边的村民为参照对象，其幸福感主要受自评的家庭经济状况与村内其他农户差距的影响[4]。在上述理论分析的基础上，本文提出两个研究假说：

假说1：家庭人均收入的绝对水平与幸福感呈倒U型关系，在达到临界值之前，幸福感随家庭人均收入的增加而提高。

假说2：家庭经济状况的相对水平与幸福感正相关，人们认为自己家庭所处的经济等级越高，其幸福感就越强。

(二)社会阶层对幸福感的影响

社会阶层*英文中的社会阶层是stratum，而社会阶级则是class，但西方学者在使用时并不做区分。我国大多数理论家都把class同时翻译为阶级、阶层。参见陆学艺主编的《当代中国社会阶层研究报告》，社会科学文献出版社，2002年第6页。是指全体社会成员按照一定等级标准划分为彼此地位相互区别的社会集团。如果说家庭经济状况所处的相对水平，主要是人们对经济收入小范围比较得到的话，对社会阶层地位的认知，则是全面考虑经济、社会和政治等因素后在更大范围对自己身份和家庭地位评判的结果。韦伯认为，除了经济因素外，还应从权力、身份和社会声望等角度考察人们的阶层状况。社会阶层与家庭经济状况有一定的相关性，但也有明显差异*关于这一点，印度的种姓制度最具说明性。。

与经济状况相似，社会阶层也可能对幸福感产生影响。Islam等人利用巴西东南部城市Belo Horizonte的576个居民数据，采用因果步骤法验证了社会阶层的中介效应，发现收入借助社会阶层认知来影响幸福感，如果控制社会阶层认知，收入对幸福感的影响就不再显著[12]。吴丽民和陈惠雄对浙江省小城镇居民幸福感状况调查数据回归发现，收入通过社会状况这一中介变量对幸福感的间接影响，强于其直接的幸福效应[13]。刘欣把城市居民划分为5个阶层，发现社会上层和中产阶层的幸福感显著高于低社会阶层，且中产上层在5个阶层中的幸福感最高[14]。周明洁和张建新对1 308个农村居民调查发现，不同阶层居民的幸福感存在差异，社会阶层显著影响居民的主观幸福感，但二者变化并不具有一致性[15]。不过，越来越多的研究发现社会阶层与幸福感呈正相关关系。Knight等人分析了我国农村居民社会阶层感知的幸福效应，发现如果农户认为过去5年或未来5年其家庭在社区中的地位有所提高的话，其幸福感就会增加；反之，其幸福感就会减少[4]。闫丙金基于CGSS2006的数据研究发现，社会阶层对居民的幸福感有显著的积极作用，且这种作用有明显的城乡差异[16]。基于此，本文提出以下两个研究假说：

假说3：所处的社会阶层越高，居民的幸福感越强。

假说4：社会阶层提高或可能提高的越多，居民的幸福感越强。

二、数据、变量与模型

(一)数据来源

本文使用中国综合社会调查(CGSS)2010的数据。该调查是中国人民大学与香港科技大学发起的全国性大型社会抽样调查，主要目的是了解我国城乡居民的生活、就业状况及其对社会热点问题的态度等。2010年该课题组在全国32个省(市、自治区)采用分层的四阶段不等概率抽样，获得11 785个样本。根据所选择变量，删除“不知道”“不适用”和“拒绝回答”的样本，得到无缺失值样本9 745个。为了更精确地对比城乡居民的幸福感差异，本文剔除军籍、蓝印户口等，仅保留农业户口和非农业户口两类受访人群，最终得到有效样本9 314个，其中城镇样本(非农业户口)4 162个，农村样本(农业户口)5 152个。

(二)变量及其说明

1.被解释变量。幸福感或曰主观幸福感作为一种心理感受，是人们根据个体心理自定的标准对生活质量的整体评价[17]。幸福感的测量一般是将幸福感划分为程度不同的几个等级，让受访者选择自认为的总体幸福程度。CGSS2010问卷通过询问“总的来说，您认为您的生活是否幸福”，给出从很不幸福到完全幸福的5个顺序选项，得到了居民幸福感情况及其分布，结果见图1。

图1 样本居民的幸福程度分布

2.解释变量。基于研究假说，本文的解释变量主要有：(1)家庭经济状况。本文从两个方面测量居民的家庭经济状况。一方面，用家庭人均收入衡量家庭的绝对收入水平；另一方面，用自评的家庭经济状况在当地所处的等级表征相对收入水平。另外，有较多的文献指出，收入与幸福感之间可能存在倒U型关系[9,11,21]。为验证这种倒U型关系，本文把家庭人均收入平方项作为一个指标纳入回归方程*为了消除量纲的影响，在计量分析时对家庭人均收入及其平方项取对数。。(2)社会阶层及其变化感知。社会阶层是一个比较难以测量的变量，与幸福感一样，通常是通过让人们选择自认为所在的等级来获得。CGSS2010问卷把社会阶层划分为10个等级，让受访者分别选择自己目前、10年前和10年后所在的等级。故阶层变化感知的指标，可以做减法获得。

3.控制变量。现有文献表明，影响幸福感的指标较多。据Dolan等人分析，影响幸福感的因素至少可以归为7大类共30种[18]。其中年龄、性别、教育程度、健康状况、人际关系等是解释幸福感的重要变量[1]。为了分析经济状况和社会阶层的幸福净效应，本文借鉴现有的文献做法，控制年龄、性别、教育程度、健康状况、公平认知、社会信任、宗教信仰、生活态度、人际关系等对幸福感有显著影响的因素。需要说明的是，由于人际关系的概念比较笼统，本文用较具体可操作性更高的邻里关系将其替代。此外，一些研究表明，家庭关系尤其是夫妻关系是影响居民幸福感的重要因素[7,11]，可惜的是CGSS2010调查没有涉及这类问题，本文只得放弃。各变量及其描述性统计见表1。

(三)计量模型

被解释变量幸福感(Happiness)是从1到5的有序变量，相邻选择之间不具有可比性，不宜采用OLS估计。参考Knight等人[9]、Shams[19]相关研究，本文采用有序概率模型(Ordered Probit Model)，使用stata12.0计量软件，分析家庭经济状况、社会阶层认知与居民幸福感的相关关系，并计算两个关键解释变量的边际效应。实证模型设定如下：

表1 变量说明及其描述性统计

Happiness=β1ln(inc)+β2ln(inc)2+β3eco_condi+β4clnow+β5clfomer+β6cllater+λZ+u

(1)

其中，ln(inc)是取自然对数后的家庭人均收入，ln(inc)2是其平方项，Z是控制变量，u是服从正态分布的误差项，其他变量的含义已在表1中说明。

一般而言，只有在不存在多重共线性时，估计结果才更有说服力。本文考察了解释变量的相关系数及其多重共线性，发现排除平方项后，各解释变量间的条件数为58.42，且相关系数都小于0.5，表明有一定程度的多重共线性，但并不严重。而且，本文样本量很大，可以不必太在意多重共线性问题[20]，采用有序概率模型对有关变量计量分析是比较合适的。

三、实证结果及其分析

(一)社会阶层的中介效应检验

经济社会中个人及其家庭所在的社会阶层显然受到家庭经济状况的影响。理论分析表明，经济状况与社会阶层存在相关性，家庭人均收入和家庭经济等级可能会改变居民的社会阶层及其认知。为了保证把经济状况、社会阶层等有关指标同时作为自变量纳入方程进行回归的合理性，必须首先检验社会阶层是否充当了经济状况影响居民幸福感的中介变量。如果社会阶层具有完全的中介效应，即社会阶层的幸福效应全部来自经济状况，将它和经济状况同时作为影响幸福感的自变量就不合理，估计结果的准确性也难以保证。因此，本文使用Baron和Kenny提出的因果步骤法检验社会阶层是否为家庭经济状况影响幸福感的中介变量，以及是否具有完全的中介效应：

第一步，不考虑社会阶层变量，对Happiness=β1ln(inc)+β2ln(inc)2+β3eco_condi+λZ+u回归，β1、β2、β3的估计值分别为0.630、-0.031和0.278，且都在1%的水平上显著。第二步，回归方程clnow=β1ln(inc)+β2ln(inc)2+β3eco_condi+λZ+u，新的β1、β2、β3估计值分别为-0.011、0.010和0.543，虽然β3在1%的水平上显著，但β1、β2在10%的水平上不显著，表明如考虑人均收入平方项，则绝对收入水平对社会阶层感知的作用并不显著。而且相关性检验表明，ln(inc)和clnow的相关系数为0.31，相关性并不强。这意味着，社会阶层与家庭财富一样，本身就会具有幸福效应。这就解释了为何公务员收入较低，仍然是很多青年就业的首选——因为可以获得权利、社会地位等而增加幸福感。第三步，对方程(1)估计，得到β1、β2、β3估计值分别为0.642、-0.033和0.189。由于第三步中β3的估计值(=0.189)比第一步中的更小，社会阶层对家庭经济等级和幸福感之间的关系有部分中介效应。考虑到社会阶层认知包含人们对自己家庭所在经济等级的心理感受，这一结论不难理解。

上述分析表明，社会阶层只是部分充当了家庭经济等级(相对收入)影响幸福感的媒介，它本身也与绝对收入水平一样，能够直接影响居民的幸福感。故可以把上述变量同时纳入回归模型。

(二)经济状况、社会阶层的幸福效应估计

以家庭经济状况和社会阶层为关键解释变量的幸福感方程的有序概率模型估计结果如表2所示。

回归结果表明，在控制其他变量后，家庭经济状况对幸福感的影响非常显著。一方面，以家庭人均收入衡量的绝对收入对幸福感有很强的正向作用，且其平方项的系数为负，二者都通过了1%的显著性检验。这表明家庭人均收入与幸福感呈倒U型关系，从而验证了假说1。具体而言，在全样本时，在家庭人均收入对数值为9.791 2(0.642 3/(2×0.032 8))，即家庭人均年收入达到17 875.0(e9.791 2)元的群体最幸福(处于倒U型的顶点)。这一数值比叶初升和冯贺霞[21]利用2006年的CGSS数据得出的16 013.7元高1 861.3元，表明收入的“幸福顶点”会随经济发展而移动。控制其他变量，在达到17 875元之前，家庭人均收入的增加能够提高居民的幸福感，但一旦越过临界值，人们报告的幸福感反而会降低。将城镇居民和农村居民分开考察，家庭人均收入的“幸福顶点”值分别变为17 166.4元和17 843.4元，城镇居民的幸福顶点更低。这种城乡差别，反映出城镇居民的幸福感更多地受到社会阶层和其他控制变量的影响。另一方面，以自评的家庭经济等级衡量的相对收入也对幸福感有较强的正向作用，且在1%的水平上显著，从而支持了假说2。相对收入的幸福效应，在城乡之间基本没有区别。

在其他条件不变时，社会阶层和阶层变化感知都会对幸福感产生显著的积极影响。如果一个人认为目前所处的社会阶层越高、比10年前上升的等级越多或预计10年后上升的等级越多，他就越幸福，假说3和假说4都被证实。而且，目前所处社会阶层的系数(0.101 0)大于过去(0.041 1)和将来(0.040 6)阶层改变的系数，表明与过去和将来相比，人们更看重当前所处的社会阶层。对比城镇和农村样本，发现a)目前所处的社会阶层对城镇居民幸福感的影响比对农村居民更强，表明城镇居民更在意自己的社会阶层；b)过去阶层改变对农村居民幸福感的影响比对城镇居民更强，表明农村居民对过去社会阶层的变化更满意；c)预期将来社会阶层的改变情况对城乡居民幸福感影响的区别不大。社会阶层对城乡居民幸福感的影响，与闫丙金[16]利用CGSS2006数据得出的结论并不一致，表明着经过几年的高速发展，我国城乡经济社会形势发生了明显的变化。

表2的模型的参数估计仅给出了各解释变量的系数大小、作用方向及其显著性，缺乏对结果更直接的解释[8]。为弥补这一不足，本文列出了三个关键解释变量的幸福感边际效应(表3)。从关键解释变量的边际效应来看，绝对收入、相对收入和社会阶层，都会显著影响居民的幸福感，尽管三个变量的幸福边际效应越来越小。具体而言，家庭人均收入每提高一个单位，会让报告“很不幸福”的可能性减少2.54%，让报告“完全幸福”的可能性增加13.20%*限于篇幅，家庭人均收入提高对中间三个等级幸福的边际影响不做分析。另外两个关键变量亦然。；自评的家庭经济状况每提高一个等级，会让报告“很不幸福”的可能性减少0.75%，让报告“完全幸福”的可能性增加3.89%；目前所在的社会阶层每增加一个等级，会让报告“很不幸福”的可能性减少0.40%，让报告“完全幸福”的可能性增加2.08%。对比城镇和农村样本发现，绝对收入、相对收入和社会阶层的提高，在影响报告“很不幸福”的可能性时，对农村居民的作用更大，而在影响报告“完全幸福”的可能性时则相反。这意味着，随着经济社会的发展，农村居民向中间三种程度的幸福感集中的速度会比城镇居民更快，这将缩小城乡居民报告“比较幸福”的比例差距(4.10%)，从而消除城乡幸福差别。

表2 各变量对幸福感影响的参数估计

表3 关键解释变量的边际效应

(三)控制变量对幸福感的影响

表2的回归结果还表明，在给定的显著性水平上，无论是全样本还是分城乡考察，绝大部分控制变量都会影响居民的幸福感。由于不是研究关注的重点，本文对各控制变量的幸福效应简单归纳如下。

个体特征：①年龄与幸福感存在U型关系。这一结论很多学者的研究结论相一致[9,21]。不过，本文得出30～33岁人的幸福感最弱(全样本30岁、城镇31岁、农村33岁)，年龄拐点更低。幸福的年龄拐点变小的原因，可能是近些年房价持续上涨和2009年全球金融海啸爆发，让年轻人面临着最大的购房、工作等压力造成幸福感严重下降。②女性的幸福感比男性强，且在农村更加突出。很多研究都得到了这一结论[1,18,22]。③教育程度与幸福感存在倒U型关系。全样本来看，受教育年限约在15年即本科学历的人幸福感最强。《国民幸福报告2014》也发现了上述倒U型关系，但认为小学学历最幸福。关于教育的幸福效应仍有争论，一些学者认为二者的关系并不明确[9,22]，其他学者则发现有积极作用[19]。④自评健康状况较好的人，幸福感也更强。较多文献考察了健康状况与幸福感的关系[18,19]，得到了与本文相同的结论。

社会信任与公平：①社会信任的改善能够提高幸福感，而且在城镇比农村更明显。这与Han对我国2 639个城乡居民的研究结论相似，不同的是Han认为社会信任在农村的幸福效应比城市更强[23]。②社会公平感知与幸福感有很强的正相关性，且在农村比城镇更突出。③个人收入公平感也有一定的幸福效应，且对城镇居民作用更明显。一些学者得出了相似的结论[22-23]。

生活态度与宗教：①越是相信“成就大部分来自努力”的有进取心的人，其幸福感也越高。这种相关性对城镇居民而言尤为突出。②越是赞成“富贵贫贱命中注定”的所谓“认命”的人，其幸福感越低。这与叶初升和冯贺霞的研究结论相一致。不过，这里只是验证了变量的相关关系，无法确定进取心、认命与幸福感何为因果。③对城镇居民而言，有宗教信仰能显著提高幸福感，但在农村，宗教的幸福效应很小且不显著。大量文献表明，宗教参与和幸福感有很强的正相关性[18]。但Brown和Tierney发现，对中国老年人而言，宗教参与会降低其幸福感[24]。随着我国有宗教信仰的人数增多，关于宗教与幸福感的关系值得进一步研究。

此外，邻里关系、地区变量等也会影响居民幸福感。具体而言，邻里关系越好，幸福感越强，且对城镇居民更为明显；与西部相比，中部居民的幸福感更弱而东部则更强，尽管关系强度存在城乡区别。

四、结论与讨论

本文在理论分析的基础上，提出了经济状况和社会阶层影响居民幸福感的四个假说，然后利用CGSS2010数据采用有序概率模型对假说进行了检验。研究发现，社会阶层只部分分担了家庭经济等级(相对收入)对幸福感间的影响，且并不充当绝对收入与幸福感关系的中介变量。与经济状况一样，社会阶层本身就具有显著的幸福效应。具体而言，以家庭人均年收入衡量的绝对收入水平与幸福感之间呈显著的倒U型关系，分城乡来看，家庭人均年收入17 166.4元(城镇)和17 843.4元(农村)的人最幸福；以自评的家庭经济等级衡量的相对收入会对幸福感产生较强的积极作用；社会阶层及其变化感知也会对居民的幸福感造成显著影响，社会阶层越高的人群越幸福；就幸福边际效应大小而言，绝对收入>相对收入>社会阶层。假说1～4都得到了证实。当然，不同变量对幸福感的影响存在城乡区别。整体来看，经济状况和社会阶层的变化会缩小目前存在的城乡幸福差异。

此外，本文还发现一些控制变量对幸福感的有趣影响。比如，与收入一样，教育程度也与幸福感有倒U型关系，大学本科是幸福感的学历顶点；进取心与幸福感正相关，而越是“认命”的人其幸福感越低；宗教参与能够提高城镇居民的幸福感，但对于农村居民的影响不显著。

上述结论对于提高居民幸福程度、促进社会和谐稳定具有重要意义。首先，虽然财富不等于幸福，但它仍然是决定人们幸福与否的基础条件。有钱未必幸福，但没钱也很难幸福。绝对财富量的增加和相对经济状况的改善，都会提升人们的幸福感。不过，幸福感与绝对收入并非简单的正向关系，绝对收入的幸福效应存在顶点。而且攀比效应的存在，导致人们也看重相对经济状况。因此，最大化社会总幸福，初次分配和二次分配都必须更加注重公平。这为限制某些行业、某些人群的过高收入和持续提高贫困人口的经济收入提供了理论依据。其次，社会阶层及其变化感知会对人们的幸福感产生影响。在当前社会阶层迅速分化、重组的社会转型时期，通过税收、公共服务等措施，加快推动我国社会结构从金字塔型向橄榄型转变，让更多人成为有恒业和恒产的中产阶层，可以提高社会整体幸福感从而有利于社会和谐稳定。当然，“四化”同步发展，必须消除城乡幸福差距，实现城乡幸福一体化，这就要求进一步缩小城乡收入差距，提高农民群体的社会地位。

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(责任编辑：常 英)

Financial Status, Social Class and Well-being of Residents——An Empirical Analysis Based on the CGSS2010

Liu Tongshan Kong Xiangzhi

Using the data of CGSS2010 and the ordered probit model, this paper studies the effects of family absolute income level, family relative financial level and social class and its change on well-being of residents, with an eye to the current reality of China’s rapid social class differentiation. The empirical results show that there is a significantly inverted u-shaped relationship between the household incomes per capita and well-being. Self-evaluation of family financial level has a strong positive effect on happiness. Social class and its change have a significant effect happiness. People in a rising social class or higher social class are more happiness. By contrast, the happiness marginal effects of above three variables are progressively smaller, and have some obvious differences between urban and rural residents.

Financial status； Social class； Well-being of residents； Ordered probit model

2015-04-09

本文系国家社会科学基金重点项目“农业现代化体制机制创新与工业化、信息化、城镇化同步发展研究(13AZD003)”的研究成果。

刘同山，中国社会科学院农村发展研究所助理研究员，邮编：100732。 孔祥智，中国人民大学农业与农村发展学院教授、博士生导师，邮编：100872。