收入差距、住房状况与居民幸福感——基于CGSS2003和CGSS2013的实证

杨 巧，陈 诚，张可可

（中南财经政法大学金融学院，武汉，430073）

一、引言

党的十九大报告指出“要把人民对美好生活的向往作为奋斗目标”、“使人民获得感、幸福感、安全感更加充实、更有保障、更可持续”。人民美好生活目标的达到，不仅体现为经济发展和收入增长带来的居民生活水平的提高和改善，还表现为居民主观幸福感的有效提升。主观幸福感是个体按照自身标准对其生活情况的认知和评价，包括对生活的感觉好坏，与自己期望的吻合程度，自己对生活的期望程度等（Veenhoven，1994）[1]。作为民生质量的主观反映指标之一（Frey&Stutzer，2002）[2]，学者们对幸福感的影响因素进行了相关研究。研究表明宏观层面的经济发展水平（Betsey&Justin Wolfers，2008）[3]、政府公共支出（Helliwell&Huang，2008）[4]和收入分配状况（Oshio，2011）[5]，微观层面的个体和家庭特征（Blanchflower&Os⁃wald，2008）[6]、家庭收入（Lelkes，2006）[7]、资产状况（Clark et al，2008）[8]等均会使居民对其主观幸福程度的判断产生差别。

当前我国社会各界最关注的民生问题主要集中在收入分配和住房两个领域。近年来随着我国国民经济的快速发展，居民收入不断增长，收入分配状况也处于动态变化中。国家统计局数据显示，2003～2008年我国居民收入基尼系数从0.479上升到0.491，此后不断下降，2015年为0.462，2016年又略有回升，达到0.465，整体来看基尼系数一直高于0.4这一国际公认警戒值。收入分配状况会影响居民消费倾向进而作用于国民经济，不合理的收入分配状况会使得人们的相对剥夺感增强（Runciman，1966）[9]，对社会评价产生焦虑，降低居民幸福感。再者，收入分配状况还会影响到家庭财富积累（Wolff，1992）[10]，住房是家庭资产的重要组成部分，《中国家庭财富调查报告（2017）》指出2016年我国家庭财富构成中房产净值占比为65.99%，其中城镇居民家庭人均财富构成中房产净值的比重更高达68.68%，是否拥有住房产权和住房数量的多少成为衡量家庭财富水平的重要标准，对居民幸福感也会产生影响。总体而言，宏观层面的收入差距和微观层面的家庭住房拥有状况均会作用于居民的生活质量主观评价。近年来经济快速增长背景下，随着住房制度改革的深化，居民收入差距和住房拥有状况在2000年后变化较大，厘清收入差距和住房状况对居民幸福感的作用机制，认识两者对居民幸福感的影响有何变化，有助于我们更准确地了解经济发展中的民生问题，促进住房市场长效调控机制和收入分配制度的完善，为全面建成小康社会提供科学依据。基于此，本文利用CGSS2003和CGSS2013数据研究了2003年到2013年这十年来收入差距和住房状况对居民主观幸福感的影响及变化趋势。

二、文献综述

（一）收入差距与居民幸福感

理论上认为收入差距具有一定的公共物品特征，当社会收入差距过大时会带来典型的负外部性，降低居民幸福感。Hagerty（2000）利用美国微观调查数据研究发现社区层面的收入差距对居民幸福感有负向影响，此外他利用8个国家25年的面板数据研究也发现降低收入差距能显著提高居民幸福感[11]。Carol Graham和Stefano（2001）比较了美国和欧洲社会不平等程度对幸福感的影响，发现收入差距对欧洲居民幸福感的负向影响更大[12]。Ta⁃kashi Oshio和Kobayashi（2011）根据日本全国层面的微观数据，利用Logit模型研究收入不平等和居民幸福感的关系，发现收入差距较大的地区的居民更倾向于报告自己不快乐[5]。王鹏（2011）通过考察居民幸福感与区县层面的基尼系数的关系，发现收入差距与居民幸福感存在倒U形关系，基尼系数的临界点为0.4，基尼系数大于0.4时，收入差距扩大将降低居民幸福感[13]。郝身永（2015）全面考察了收入水平、收入差距和收入公平度对居民幸福感的影响，发现区域层面的收入差距对社会经济地位较低的居民的幸福感影响呈倒U形，个体层面上，收入分配的不公平会损害居民幸福感[14]。

但也有实证研究发现收入差距会提升居民幸福感。Kingdon和Knight（2007）研究认为相对收入差距对提升南非居民主观幸福感有积极作用，他们对此做出的解释是收入差距的存在能让南非居民设定更好生活的目标，他们会有乐观的收入预期，其幸福感会提高[15]。陈钊、徐彤和刘晓峰（2012）利用上海和深圳社区层面的数据研究发现，收入差距的“示范效应”强于“攀比效应”，对居民幸福感有正向影响[16]。

（二）住房与居民幸福感

住房与幸福感的研究中，国外学者的研究角度较为多样化。Nettleton和Burrows（2000）认为通过抵押贷款获得房屋的居民会承受较大的心理压力，不利于身体健康[17]。Green（2001）认为拥有住房会使公民更积极的参与到社区民主中，促进社区融合，提升居民幸福感[18]。Haurin（2002）研究了房屋产权对儿童认知和行为的影响，发现拥有住房的家庭与租赁住房的家庭相比，孩子的认知能力更强，行为问题更少[19]。Dietza和Haurin（2003）对住房所有权的影响进行了总结，提出住房产权对家庭财富积累、劳动力参与、身体健康、政治和社会活动参与、个人自尊心都有影响[20]。整体而言，相关研究不仅研究了住房对居民个体福利的影响，还进一步研究住房对家庭生活和社区参与度的影响。

国内学者对住房与幸福感的研究主要从两个方面展开，一是基于住房资产属性角度的考察，研究房屋产权和资产价格对居民幸福感的影响。李涛等（2011）研究发现拥有大产权住房能提升居民幸福感，但小产权住房对居民的幸福感没有显著影响，对于拥有多套房的家庭而言，只有大产权住房的数量能够影响居民幸福感，这主要是由于合法完备的房屋产权能够给居民提供较好的流动性，以及满足居民预防性储蓄的需求[21]。孙伟增、郑思齐（2013）同时研究了住房产权和住房价值对居民幸福感的影响，得出拥有自有住房对居民幸福感有显著正向影响，同时住房产权的不同带来的住房价值的不同对居民幸福感的影响也不同。房改房由于增值较大，对幸福感的贡献高于商品房，而商品房的区位价值是影响幸福感的主要因素[22]。林江等（2012）进一步研究了住房价格、住房产权和房产数量对居民幸福感的影响，发现住房产权对居民幸福感有很强的关联，有房产者的幸福感显著高于租房者，有多套房产者的幸福感高于仅有一套房产者。房价上涨对居民幸福感的影响也与居民房屋产权情况有关，有房产者的幸福感会随房价上涨而提高，而租房者的幸福感会因房价上涨而下降[23]。二是基于住房消费属性的考察，刘米娜、杜俊荣（2013）的研究结果显示住房面积对居民幸福感的影响呈倒U形，居民住房面积的差异对居民幸福感有负向影响[24]。张翔等（2015）研究发现住房产权和住房价格对居民的幸福感没有影响，而住房的居住属性角度的考察中，房间数量、住房面积和住房已使用时间对居民幸福感均存在显著影响，因而房屋对居民幸福感的影响主要来源于其居住属性[25]。

综上所述，现有文献分别研究了收入差距和住房状况与居民幸福感之间的关系，研究大多采用微观横截面数据或宏观面板数据进行，没有体现收入分配与住房状况变化背景下对居民主观幸福感的影响差异。从现实出发，1998年全面深化住房制度改革和2000年加入WTO后，近二十年间社会收入分配状况和居民住房自有化水平有了较大变化，本文将两者纳入同一研究体系测度其对居民幸福感的影响程度，运用CGSS2003和CGSS2013数据进行比较研究，分析十年间居民主观幸福感的变化以及住房状况和收入差距对城镇居民主观幸福感的影响差异。

三、理论分析与研究假设

（一）相对剥夺理论

“相对剥夺”由美国社会学家S.A.Stouffer（1949）提出。Stouffer在研究二战中美国士兵的生活满意度时发现，美国士兵不是通过一套绝对的标准来衡量自己的满意度，即其满意度与自身生活环境的艰苦程度关系不大，更多是通过与周围人的生活环境比较而得到，如果对比群体的生活环境比自己好，他们就会产生“相对剥夺感”[26]。Runciman（1966）则对“相对剥夺感”做了更精确的定义，他认为相对剥夺感必须具备四个条件：（1）自己不拥有某物X；（2）自己的参照群体拥有X；（3）期望拥有某物X；（4）自己认为这种期望是正当合理的[9]。按照相对剥夺理论，一方面，收入差距的存在及扩大使得财富向少数富人阶层集中，使得占社会人口大多数的中低收入人群产生“相对剥夺感”；另一方面，社会收入分配状况对家庭住房拥有情况会产生影响，处于收入分配上层的群体拥有的房屋套数和资产总额会增加，使得无住房居民家庭对比有住房居民家庭产生“相对剥夺感”，仅有一套房产的居民家庭相对于有多套房产的居民家庭产生“相对剥夺感”。当大多数居民处于“被剥夺”地位时，社会总体的居民幸福感会下降。

（二）“正向隧道效应”和“负向隧道效应”

Hirschman（1973）认为收入差距能改变人们的预期，适当的收入差距会使人产生乐观的生活预期，相信自己的生活会变得更好，从而提升其幸福感，就像隧道中拥堵的车辆，当人们发现旁边车道的车辆开始移动时，会预期自己车道的车辆也将移动，此时旁边车道车辆的移动会给人带来愉悦感。但Hirschman同时指出，过大的收入差距则会起到相反的作用，当旁边车道的车辆一直移动而自己车道长时间保持不变，而变道又不可能时，乐观的预期会消失，人们开始不满[27]。何立新等（2011）将之称为“正向隧道效应”和“负向隧道效应”[28]。因而适当的收入差距能提升居民幸福感，而当收入差距变得过大时，居民幸福感会下降。

（三）住房财富效应

作为家庭资产的重要组成，住房价格的上涨使得拥有住房的人无论是实际上还是感知上都变得更加富有，增强幸福感。住房市场化改革以来，房价不断上涨，住宅资产在我国家庭总资产中的比重也越来越大，已成为最重要的家庭资产内容。因而与2003年相比，2013年房价波动带来的财富效应对于拥有一套或多套住房的居民影响更大，即与2003年相比，2013年拥有住房对居民幸福感的贡献更大。

基于以上理论分析，可以提出以下假设：

假设1：收入差距会影响城镇居民主观幸福感。收入差距对主观影响呈倒U型，适当的收入差距有利于提升主观幸福感，而收入差距过大会导致主观幸福感下降。

假设2：住房产权会影响城镇居民主观幸福感。

推论1：拥有当前居住房屋住房产权的人幸福感更强。

推论2：拥有住房越多，幸福感越强。

四、数据、变量与模型

（一）数据来源

本文使用的微观个体特征数据来自于中国人民大学社会学系与香港中文大学调查研究中心联合开展的中国综合社会调查数据。该调查始于2003年，每年一次，对中国大陆各省、市、自治区一万多户家庭进行连续横截面调查。本文采用的是CGSS2003和CGSS2013的数据，其中CGSS2003数据样本总量5895个，覆盖28个省份，其中城市样本量5472个，农村样本量423个；CGSS2013数据样本总量11439个，覆盖28个省份，其中城市样本量5106个，农村样本量6333个。本文根据研究需要选取了这两个数据库中的城市样本，在剔除缺失值和异常值后，最后保留CGSS2003样本量4569个，CGSS2013年样本量4304个。宏观经济数据中的城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入来源于《中国区域经济统计年鉴》。

（二）变量选取

1.居民幸福感

在CGSS2003和CGSS2013的问卷中均有一个问题是“总体而言，您对自己所过的生活的感觉怎么样？”有五个选项，分别是“非常不幸福、不幸福、一般（CGSS2013为说不上幸福不幸福）、幸福、非常幸福”，我们对这些选项分别赋值为1、2、3、4、5。

2.住房产权

根据CGSS2003的问卷中直接调查受访者现居住房产的产权情况的问题我们将租住单位房、租住公房、租住私房、借住归于租住，赋值为0；将自有私房和已购房归于有住房产权，赋值为1但在CGSS2013的问卷中没有直接涉及到现有住房自有和租住的问题，我们使用另一个相关的问题代替，即“您现在这座房子的产权（部分或全部产权）属于谁”，共有8个选项，分别是“自己所有、配偶所

其中Iu，Ir分别表示各省、直辖市、自治区城镇居民人均可支配收入和农村居民人均纯收入。

另外，我们还选取了CGSS2003和CGSS2013调有、子女所有、父母所有、配偶父母所有、子女配偶所有、其他家人/亲戚所有、家人/亲戚以外的个人或单位所有、其他”。我们根据住房的家庭属性将自己所有、配偶所有、子女所有和子女配偶所有归于自有，其他归于租住。

3.家庭房产总数

根据CGSS2003问卷中的问题“除了现住房外，您家在别处是否还拥有具有部分或全部产权的住房？”与住房产权的问题相结合得出家庭房产总数。CGSS2013的问卷中问到了家庭房产总数，我们直接使用这一数据。

4.收入差距

陈宗胜等（2008）认为总体收入差距可以分解为城镇内部收入差距、农村内部收入差距和城乡收入差距，其中中国城乡收入差距是全国居民总体收入差距的主体，其以“城乡加权法”测算的中国城乡收入差距对居民总体收入差距的贡献率在60%左右[29]。胡晶晶，曾国安（2011）也认为城乡收入差距扩大是社会总体收入差距扩大的主要因素[30]。因此本文选用城乡收入差距来代表社会总体收入差距。为剔除价格因素的影响，本文借鉴陈宗胜等（2008）[29]提出的结构相对系数之差（g）作为反映收入差距的指标，其计算公式如下：查问卷中统一的内容提取信息，设置包括性别（女=0；男=1）、年龄（单位：岁）、受教育程度（转换为受教育年限，没受过教育=0；私塾=2；小学=6；初中=9；中专和技校=11；高中=12；大专=15；本科=16；研究生及以上=19）、家庭年收入（单位：元）、政治面貌（非党员=0；党员=1）、与三年前相比本人经济地位变化（下降了=1；差不多=2；上升了=3）等控制变量来控制个体特征，各变量描述性统计见表1。

表1 各变量描述性统计

（三）样本特征

表2 是房屋产权情况与居民幸福感的统计，从2003年和2013年总体居民幸福感可以看出，2003年感觉“幸福”和“非常幸福”的居民占38.04%，说明2003年城市居民整体幸福感不强，大部分居民感觉“一般”和“不幸福”；到了2013年感觉“幸福”和“非常幸福”的居民上升到73.23%，成为主体，说明2013年城市居民整体幸福感较强，较2003年有明显提升。从是否拥有所居房屋产权的角度来看，无论是2003年还是2013年，拥有当前居住房屋产权的居民整体幸福感要强于没有当前居住房屋产权的居民。其中2003年无当前居住房屋产权的居民感到“幸福”和“非常幸福”的比例为29.3%，而拥有当前居住房屋产权的居民相应的比例为40.18%。2013年没有当前居住房屋产权的居民感到“幸福”和“非常幸福”的比例为69.99%，拥有当

lifefeel是居民幸福感，g代表收入差距，hsowner代表是否拥有现居住住房的产权，housnum代表家庭拥有的房产总数，其他控制变量X，包括性别、年龄、受教育年限、家庭总收入、政治身份和与本人经济地位变化等，为考察收入差距和居民幸福感之间的非线性关系，我们加入收入差距的平方（g2），εi是随机误差项。

为考察2003年和2013年收入差距和住房产前居住房屋产权的居民相应的比例为74.54%。

表3 是家庭房产数量与城镇居民主观幸福感状况。2003年家庭无房、有一套房和有多套房居民感到“幸福”和“非常幸福”的比例依次为27.92%、38.89%和49.89%，2013年家庭无房、有一套房和有多套房居民感到“幸福”和“非常幸福”的比例依次为61.54%、72.56%和82.11%。因而无论是2003年还是2013年，居民幸福感均会随家庭拥有房产数量的增加而增加。

（四）模型设定

为考察2003年和2013年收入差距、住房状况和居民幸福感之间的相互关系，我们建立ordered logistic模型（1），分别对CGSS2003和CGSS2013的数据数据进行估计。权对居民幸福感的影响差异，我们设定模型（2）。

表2 住房产权情况与城镇居民主观幸福感 单位：%

表3 家庭住房拥有情况与城镇居民主观幸福感

year是年份虚拟变量，2003年赋值为0，2013年赋值为1，year*hsowner是年份虚拟变量与房屋产权的交互项，year*housnum是年份虚拟变量与家庭房产总数的交互项，year*g是年份虚拟变量与收入差距的交互项。Williams（2006）认为传统的比较Logit和Probit模型系数的差异的方法由于比较群体的异质性会使得比较结果无效，他建议采用异质性选择模型来控制异质性的来源，从而发现群体特征对结果的影响[31]。因而，我们采用异质性选择模型来估计模型（2），用来检验不同年份样本的收入差距和住房产权对居民幸福感的影响。

五、实证分析

（一）2003年和2013年样本的order logit模型回归结果分析

表4 和表5分别汇报了2003年和2013年收入差距、住房产权和房产数量对城市居民主观幸福感影响的order logit回归结果，为了方便解释和对比系数差异，我们在第（1）列汇报了各解释变量的回归系数，第（2）～（6）列汇报了其对主观幸福感影响的边际效果。对回归结果进行分析，得出如下结论：

1.收入差距对主观幸福感的影响呈倒U型

从2003年的回归结果来看，收入差距的系数为10.80，在5%的显著性水平下显著，收入差距平方项的系数-9.49，在10%的显著性水平下显著。从2013年的结果来看，收入差距的系数为10.02，收入差距平方项的系数为-10.46，两者均在10%的显著性水平下显著。回归结果说明无论是2003年还是2013年，收入差距对居民幸福感的影响均为倒U型，在收入差距低于临界值时，收入差距对居民的激励作用是主要的，它会激励人们努力工作，促进经济发展，提高人们的幸福感，此时“正向隧道效应”占主导地位；但当收入过大时，人们会产生“相对剥夺感”，引起人们的心理不平衡，同时产生很多社会问题，降低居民幸福感，此时“负向隧道效应”占主导地位。收入差距的二次项为负，同时表明收入差距对幸福感的提升是边际效应递减的，这也与我们的预期相一致。假设一得到证实。

2.拥有当前居住房屋产权能提升居民幸福感

从2003年的回归结果看，住房产权对居民幸福感的影响为正但不显著，说明2003年住房产权对居民幸福感较小；而2013年回归结果显示，住房产权对居民幸福感的影响在1%水平下显著，拥有所居住房屋的住房产权能使居民感到“非常不幸福”、“不幸福”和“一般”的概率分别降低0.37%、1.46%和2.87%，而使居民感到“幸福”和“非常幸福”的概率提升1.57%和3.13%。2003年和2013年的样本回归结果不一致可能是因为，随着房价的上涨，一方面租房的成本提升，2003年房价较低，租房成本也较低，是否拥有当前居住房屋的住房产权对居民幸福感影响不大，而到了2013年租房成本上升，这时居住于自有房屋的优势就体现出来，当前居住房屋的产权对居民幸福感的影响变得明显；另一方面，2003年房价较低，对于租房的居民来说在居住地买房的压力也较小，到了2013年，房价上涨，加上各种限购政策的实施，租房群体买房压力增加，此时是否拥有居住房屋的产权对居民的幸福感影响变大。此外，2003年我国住房制度改革正处于全面推进期，社会居民住房自有水平远低于商品住宅市场飞速发展十年后的2013年。2000年第五次人口普查结果显示的居民通过购买商品房、经济适用房或者存量公房而拥有房屋产权的人群比例为45.2%（其中购买商品房拥有房屋产权的人群占比仅为9.2%），2010年第六次人口普查结果这一人群比例为53.4%（其中通过购买商品房或二手房拥有房屋产权的人群比例为31%）。住房市场发展初期，居民住房拥有率不高，因此对幸福感的影响不明显，而当社会住房拥有比例提高后，相对剥夺感使得无房人群的幸福感受到影响。假设二的推论一得到证实。

3.家庭拥有的房产数量会影响居民幸福感

从2003年的回归结果来看，家庭拥有的房产数量对居民幸福感的影响为正且在1%水平下显著，家庭拥有房产数量增加一套，会使居民感到“非常不幸福”、“不幸福”和“一般”的概率下降0.65%、2.39%和2.70%，而使居民感到“幸福”和“非常幸福”的概率增加4.33%和1.42%；从2013年的回归结果来看，家庭拥有的房产数量对居民幸福感的影响同样为正且在1%的显著性水平下显著，家庭拥有房产数量增加一套，会使居民感到“非常不幸福”、“不幸福”和“一般”的概率下降0.36%、1.43%和2.80%，而使居民感到“幸福”和“非常幸福”的概率增加1.54%和3.05%。这说明家庭拥有的房产数量越多，幸福感越强，住房拥有数量的差异会影响居民主观幸福感，假设二的推论二得到证实。

其他控制变量的回归结果也与经济理论和相关文献相一致。性别虚拟变量在2003年和2013年均为负且显著，表明女性比男性更为幸福，这可能是由于男性比女性面临更多的工作和经济压力（何立新，2011）[28]。是否为共产党员的虚拟变量均为正且在1%的显著性水平下显著，表明共产党员的幸福感强于非共产党员，政治身份能够给居民带来收益（Appleton&Song，2008）[32]。2003 年和2013年的数据在年龄和年龄的平方项上均在1%水平下显著，年龄的系数为负，年龄的平方项系数为正，说明儿童和老年人幸福感较高，而中青年人由于生活压力较大，幸福感比较低。在受教育年限上，2003年模型的系数为正且在1%水平下显著，2013年模型的系数为正且在5%水平下显著，表明受教育年限越长，学历越高幸福感越强。在居民家庭年收入上，2003年和2013年数据得出的系数均为正且在1%水平下显著，表明绝对收入越高，居民幸福感越强（李涛等，2011）[21]。在与3年前相比本人经济状况变化这一问题上，2003年和2013年模型的系数均为正且在1%的显著性水平下显著，表明本人自我感觉经济状况变好会提升居民幸福感。

（二）2003年和2013年收入差距、住房状况对居民幸福感影响的变化

表4 和表5分别反应了2003年和2013年收入差距、住房状况对居民幸福感的影响，但未能反应这些因素对幸福感影响在十年间的变化，为此我们引入模型2，结合CGSS2003和CGSS2013数据，控制了年份不同所带来的异质性后得到估计结果如表6所示。

表4 2003年收入差距、住房状况对居民主观幸福感的影响回归结果

表5 2013年收入差距、住房产权和房产数量对居民主观幸福感的影响回归结果

表6 第（1）列反映了异质性选择模型各解释变量的回归系数，第（2）～（6）列反映了各解释变量对居民主观幸福感影响的边际效果。我们重点关注年份虚拟变量（year），年份虚拟变量与收入差距的交互项（yearg），年份虚拟变量与房屋产权的交互项（yearhsowner）和年份虚拟变量与家庭房产数量的交互项（yearhousnum），回归结果显示：

1.与2003年相比2013年居民幸福感显著提升，同时居民对收入差距更加敏感。

年份虚拟变量系数为正且在1%的显著性水平下显著，2013年居民感到“非常不幸福”、“不幸福”和“一般”的概率与2003年相比分别下降了2.67%、10.17%和16.28%，而感到“幸福”和“非常幸福”的概率与2003年相比提高了17.95%和11.18%，表明居民幸福感有明显提升，与我们描述性分析中所得出的结论一致。收入差距与年份虚拟变量的交互项系数为负且在10%的显著性水平下显著，表明与2003年相比，2013年居民对收入差距更加敏感。随着收入差距的扩大，居民对收入差距的感知也越来越明显，更加迫切的要求收入分配公平。2003～2013年间，经济总量高增长背景下人民生活水平不断提高，使得居民整体幸福感提升，但随着经济总量的进一步增长，居民幸福感与收入分配状况的关系增强，个体的收入状况会影响居民幸福感，而相对的收入状况对居民幸福感的影响会不断增强。

2.与2003年相比，2013年房产数量的增加对居民幸福感增强的效果变化不大。

年份虚拟变量与家庭房产总数的交互项系数不显著，表明2013年家庭房产总数增加一套并不会比2003家庭房产总数增加一套带来更多的幸福感。由于住房具有消费和投资双重属性，拥有一套住房主要是利用其居住属性满足人们的基本居住需求，而拥有多套房主要是利用房屋的投资属性增加自己的财富，与满足更高一层次的投资需求相比，基本需求的满足更能提升人们的幸福感。因而与2003年相比2013年房产数量的增加对居民幸福感增强的效果变化不大，表明人们更加看重房屋的居住属性。

表6 收入差距、住房状况对居民主观幸福感影响的异质性选择模型回归结果

另外，年份虚拟变量与房屋产权的乘积项为正且在1%的显著性水平下显著，表明与2003年相比2013年拥有所居住房屋的产权会显著提升居民幸福感。

六、结论与政策建议

本文利用CGSS2003和CGSS2013数据，首次在一个框架内讨论了收入差距、住房状况对城镇居民幸福感的影响，并指出2003年至2013年间这种影响的差异。研究发现：第一，与2003年相比，2013年虽然收入差距有所扩大，居民对收入差距更加敏感，但城镇居民幸福感依然显著提升；第二，收入差距对城镇居民幸福感的影响呈倒U型，当收入差距小于临界值时“正向隧道效应”占主导地位，会利于提升城镇居民幸福感，当收入差距大于临界值时“负向隧道效应”占主导地位，会降低城镇居民幸福感；第三，居住在自有产权房屋中的居民比租房居民幸福感更强，且相比于2003年，2013年这种效应有所强化，即住房产权对幸福感的影响更大；第四，居民家庭拥有的房产数量越多幸福感越强，但与2003年相比，2013年房产数量更多的家庭幸福感并未有显著提升。

基于上述结论，我们提出针对性建议，第一，在促进经济增长的同时应进一步推动收入分配制度改革，缩小收入差距。经济持续稳定增长有利于增加就业，提高居民收入，改善居民福利，维持社会稳定，提高居民幸福感，同时为避免收入差距

过大陷入“伊斯特林悖论”，还需通过完善收入分配制度来提升居民幸福感。第二，住房市场长效调控机制的建设应以发挥住房的居住属性为主导。住房制度改革后居民住房拥有比例增加，但拥有多套住房并未能使这部分居民幸福感在这十年间得以提升，而住房问题通过销售市场得到满足的人群幸福感在十年间显著提升，这说明居民幸福感的提升更多和住房的居住属性有关，而非资产属性。今后居民住房问题的解决除了通过销售市场外，还可通过住房租赁市场制度建设来满足居民住房需求。✿