预期收入与中国的“收入—幸福之谜”

夏杰长 陈 峰

一、引言

提升国民幸福感是经济发展和政府政策的出发点和落脚点。然而，伊斯特林(Easterlin)的经典研究发现，世界各主要发达国家和发展中国家先后均经历了“收入—幸福之谜”，即在经济发展和国民收入倍增的同时，国民幸福感在长期内不升反降。在当代中国，随着国民经济的快速发展和社会转型的逐渐深入，中国居民的幸福感成为社会各界关注的焦点。中国综合社会调查(CGSS)数据显示，2003-2015年中国居民幸福感的均值逐步提升。可见，在中国经济发展和国民收入提升的同时，中国居民的幸福感在长期内处于上升趋势，这似乎表明中国经济发展的事实并不符合传统的“收入—幸福之谜”假说。但近年来，国内有研究不断发现，中国在某种程度上已陷入“收入—幸福之谜”。这促使我们思考：中国经济发展是否真的导致“收入—幸福之谜”？是否有什么被遗漏或被忽略的因素在影响中国的“收入—幸福之谜”？

既有研究主要从相对收入和绝对收入等方面对“收入—幸福之谜”进行了理论解释：其一，基于收入比较理论的解释认为，与周围其他人的收入相比，相对收入下降或收入差距增大会使幸福感不断受到侵蚀，从而对居民幸福感产生负向影响；其二，基于收入适应性理论的解释认为，与自己过去的收入相比，绝对收入的增加会对幸福感产生短暂的影响，但是随着人们对新收入水平的适应，这种收入增长带来的幸福感会逐渐消失。不可否认，相对收入和绝对收入是影响“收入—幸福之谜”的重要变量。然而，这种分析忽视了收入的动态性特征，即对未来不确定性的预期也会被“贴现”到当期收入和相对收入中，这种影响在经济进入下行通道、未来经济形势不明朗时尤为重要，而这恰恰是当前世界和中国面临的“新常态”。通过对国内外幸福感研究的进一步梳理我们发现，“预期收入”对幸福感将产生显著影响。最初，研究者发现预期收入涉及对未来不确定性的判断，未来的不确定性增强会损害个体的主观幸福感，而乐观的预期收入所带来的个体愉悦感可以有效提高居民的幸福指数。遗憾的是，由于缺少方法论和实证数据方面的支持，此类研究沉寂了30年之久。直到21世纪初，行为经济学兴起并将心理学理论引入到经济分析中，重新激起了人们对预期收入和幸福感关系的研究。基于心理学的适应性理论，行为经济学家们认为，预期收入的提高确实有助于提高个体的幸福感。现有国内研究也指出，乐观的收入预期与居民幸福感提升之间具有正相关关系。

尽管相关研究表明，预期收入对幸福感具有显著影响，但鲜有研究将预期收入引入对“收入—幸福之谜”的避免或破解中。实际上，既然预期收入会影响居民幸福感，那么预期收入就很有可能在避免或破解“收入—幸福之谜”中扮演着重要角色。为此，本文将利用中国国家统计局和央视财经频道“中国经济生活大调查”的最新统计数据，考察预期收入是否是避免中国陷入“收入—幸福之谜”的一个重要变量。我们预测，预期收入通过对相对收入产生调节作用而影响幸福感的强弱。如果果真如此，那么相对收入对居民幸福感的作用就存在着被高估或低估的可能，关于中国的“收入—幸福之谜”就有被重新解读的可能性和必要性。本文正是致力于对此做出回应和解释。本文的研究旨在探索：其一，将预期收入作为相对收入的一个重要扩展维度(当前与未来之间的纵向对比)引入到收入与幸福感关系的分析框架中，借此探寻中国是否真正陷入“收入—幸福之谜”；其二，为审视中国居民的幸福感演变提供新视角，强调并诠释“中国梦”所带来的国民良好预期对“收入—幸福”关系的切实效应；其三，使用样本量大、持续时间长、覆盖范围广的民生调查数据库，更为全面地看待中国的“收入—幸福之谜”实证问题。

二、文献述评

伊斯特林开创了幸福经济学的全新领域，尤其开启了对收入与幸福感之间关系的广泛探讨。他通过对美国居民幸福感的实证研究发现，收入和幸福感之间并不存在正相关关系，进而提出了著名的“伊斯特林悖论”，即“收入—幸福之谜”。

相对收入被认为是“收入—幸福之谜”的内在发生机制的重要解释因素，其理论渊源是“相对收入假说”。该假说认为，幸福感与社会的平均收入水平(攀比水平)呈负相关，当参照群体的收入增加时，个体的幸福感就会下降。因此，人们通常会将自己的收入和周围人的收入进行比较并试图超越和竞争，而当自己的收入低于他人的收入时，幸福感就会降低。大量研究表明，与绝对收入相比，相对收入对幸福感的作用更显著。绝对收入增长对主观幸福感的正面影响被普遍的收入增长所带来的较高生活水平标准的负面影响所抵消，相对收入对幸福感的影响程度高于绝对收入对幸福感的作用。克拉克(Clark)和奥斯瓦德(Oswald)发现，相对收入对幸福感的促进效果优于绝对收入。在国内，赵新宇等也得出了同样结论。总之，大多数研究支持相对收入和幸福感之间的负相关关系。相关研究还发现，相对收入对幸福感的作用会受到参照群体收入水平的影响，个人的幸福感与参照群体的收入水平呈负相关关系。罗楚亮将具有相同劳动力市场特征的人作为参照组，结果发现，对照组的收入越高，人们对工作的满意度就越低。奈特(Knight)等通过对中国农村居民的幸福感研究发现，受访者们通常以村庄整体为参照对象，当自身的收入水平高于村庄的平均水平时，其幸福感将会提高。此外，人们不仅倾向于将周围关系较近、社会经济地位相似的人作为参照组，还会以自身作为参照组，并将自己当前的收入与过去的收入进行比较，如果自己当前的收入高于过去的收入，幸福感就会提高。

然而，相对收入和幸福感之间的负向关系也受到一定程度的挑战，部分研究表明，相对收入对幸福感还具有正向促进作用。赫希曼(Hirschman)用“隧道效应”来解释相对收入对幸福感的促进作用，认为人们在相对收入较低且对未来收入拥有较少信息的情况下，周围人的经济或社会地位改善会使人们产生积极的收入预期，在一定的时间内会从别人的进步中获得满足从而提升自己的幸福感。类似地，奈特等也指出，差距较高的相对收入可能会产生一种“示范效应”，从而激励个体提高收入，推高自己的幸福感。当然，“隧道效应”和“示范效应”的存在需要较强的前提条件，在当别人通过不公正的做法获得成功，以及自身的不利境地长时间没有改善的情况下，幸福感就会消失。

近十几年来，学者们从收入不平等、社会资本配置、公共服务质量等方面进一步解释了“收入—幸福之谜”。第一，收入不平等对幸福感的损害抵消经济增长带来的收益是导致“收入—幸福之谜”出现的重要原因。有学者基于美国的实证研究发现，伴随着经济的增长，美国社会阶层收入的不平等也随之加剧，并通过感知公平和普遍信任对幸福感造成损害，尤其是对低收入群体的幸福感损害更为严重。第二，社会资本的下降是导致“收入—幸福之谜”的重要原因。社会资本(人际关系)对幸福感的提升具有重要影响，可以通过塑造一种有利于社会消费的模式，诱导个人增加消费以提升社会关系，最终抵御幸福感的下降。巴尔托利尼(Bartolini)等通过对美国进行实证研究后发现，美国的“收入—幸福之谜”在很大程度上要归结为社会资本(人际关系)的下降。第三，公共服务质量也是导致“收入—幸福之谜”的原因之一。研究表明，义务教育、医疗卫生、社会保障和生态环境(如主观空气质量)等公共服务质量的改善可以显著提升居民的幸福感，而且政府效率、公共物品供给、财产权利保护等政府质量指标也对居民幸福感具有显著影响。国外研究者通常认为，完善的就业保障可以抵御失业带来的风险，有效化解“收入—幸福之谜”，而中国1990年以后幸福感的下降，主要是因为九十年代的国有企业改革带来的高失业率及不完善的社保体系。

近年来，对幸福感研究的一个新进展是人们开始关注到“预期收入”对居民幸福感的影响。早在半个世纪前，哈森伊(Harsanyi)就发现,相对收入水平可以使人们对预期收入的不确定性增强，进而使幸福感降低。在沉寂了半个世纪后，行为经济学的兴起重燃了大家对预期收入和幸福感关系的研究兴趣。一方面，有研究者认为，乐观的收入预期通常会对幸福感产生积极作用；另一方面，也有研究者认为，较高的收入预期容易导致与实际收入之间的差距，从而使幸福感降低。一些行为经济学家从“适应性理论”出发，认为预期收入对幸福感的正面影响或负面影响都是暂时的，长期来看，预期收入对幸福感的影响是中性的。“适应性理论”也被称为“习惯化理论” “享乐适应理论”，认为收入等物质条件对幸福感的影响会通过适应性过程而调整，人们会对当前或未来的收入变化自动适应，从而使幸福感水平恢复到之前的水平。因此，任何改善收入的措施或预期，都只能对幸福感产生短暂的影响。无论如何，以上的“改变预期说”研究揭示出，预期收入有可能成为解释“收入—幸福之谜”的新视角。

综上所述，绝对收入、相对收入及收入不平等等相关变量是解释“收入—幸福之谜”的重要因素。但是，鉴于幸福感作为一个主观变量，会受到个体对环境变化预期的影响，以上因素有可能不能全面反映“收入—幸福之谜”的真实原因。因此，我们认为需要重点关注到预期收入作为一种独特的收入形式而对幸福感产生影响，强调从预期收入角度解释中国的“收入—幸福之谜”。目前，关于预期收入对幸福感是否具有积极作用，各类研究依然存在争议，并且，由于缺乏大规模的样本检验，以上争议并未得到很好的反馈。如何弥补这些缺憾，成为本研究的目的。

三、变量选取与评估策略

(一)数据来源

本文数据来源于“中国经济生活大调查”数据库。该调查由中央广播电视总台、国家统计局、中国邮政集团公司联合举办，是中国规模最大的媒体民生调查活动，目前已历时12年。每年由中国邮政集团公司负责发放10万张明信片问卷，覆盖全国31个省市自治区、150个城市和300个县。调查问卷由邮递员辅导受访者(通常为户主)完成。发放问卷的邮递员由中国国家统计局和中国邮政集团公司进行联合专项培训，所回收的问卷由中国国家统计局数据中心负责数据录入、数据整理和数据清洗。问卷设计和修正由中央电视台财经频道、北京大学国家发展研究院和中国社会科学院财经战略研究院的专家联合担当。并且，举办单位每年都对问卷问题进行测试、反馈和微调。调查内容包括10万户中国城乡典型家庭的生活感受、经济状况、消费投资预期、民生困难和幸福感等基本数据，同时包含了完整的人口统计特征数据和城市分布数据。

本文使用“中国经济生活大调查”2020年的数据。剔除无效问卷、空白选项和缺失值过多的样本后，最终得到有效样本81426个。

(二)变量选取

本文的因变量是受访者自报的主观幸福感，核心自变量包括受访者的绝对收入()，即个体的家庭收入；相对收入()，即受访者的家庭收入除以所在城市的平均收入；受访者对下一年的预期收入()；控制变量是影响幸福感的个体人口统计特征。其中，因变量和核心自变量的统计描述见表1。

表1 核心变量的描述性统计

续表

注：(1)数据来源：笔者根据中国经济生活大调查(2020)数据库计算整理，由于工具变量(2021年1季度可支配收入)缺乏河南、湖南、云南、新疆三省一区的数据，暂将其排除在外；(2) “家庭收入”的赋值规则为：1=1万元以下、2=1-3万元、3=3-5万元、4=5-8万元、5=8-12万元、6=12-20万元、7=20-30万元、8=30-50万元、9=50-100万元、10=100万元以上； (3)预期收入划分为5分刻度，即1=减少10%以上、2=减少10%以内、3=持平、4=增加10%以内、5=增加10%以上。

表2 控制变量的描述性统计

续表

——因变量，即主观幸福感。《中国经济生活大调查》中关于幸福感的问题设计为：“您对目前的生活感受是？”被调查者需从以下五个备选项中选择一个自己的生活感受：1=很不幸福、2=比较不幸福、3=一般、4=比较满意、5=很满意。这种被称为自陈量表法的幸福感测量方法具有简单、方便、易操作等优点，经权威论证成为国际标准的主观幸福感调查方法。文中，因变量“幸福感”直接来源于上述问题，为后面采用二值选择模型方便，变量赋值没有感到幸福(很不幸福、比较不幸福、一般)为0，感到幸福(比较幸福、很幸福)为1。

——核心自变量，包括绝对收入、相对收入和预期收入。本文用受访者的家庭收入来代表其绝对收入。这是因为，个体的幸福感不仅受个人收入影响，而且更决定于包含了个体收入在内的家庭收入状况的影响，与个人收入相比，家庭收入与幸福感水平的关联程度更高。对此，国内的相关研究也遵循了这个惯例。根据调查问卷，家庭收入变量()的取值为：1=1万元以下、2=1-3万元、3=3-5万元、4=5-8万元、5=8-12万元、6=12-20万元、7=20-30万元、8=30-50万元、9=50-100万元、10=100万元以上。相对收入是影响幸福感的重要因素，但是，对相对收入的细致刻画和数据搜集存在着较大困难。相对收入的“相对”主要是和城市平均收入进行比较，反映受访者家庭收入水平超出当地平均水平的幅度。因此，本文使用受访者的家庭收入除以所在城市的平均收入来反映相对收入。本文和以往研究的不同点在于重点关注到“预期”对幸福感的作用。大多数研究幸福感的文献都关注了“相对收入”对幸福感的关键作用，甚至认为它比绝对收入的作用大。但是，本文注意到，幸福感对“预期收入”的敏感程度有时要比相对收入和绝对收入大。并且，正向的预期收入通常会对幸福感产生促进作用。然而，目前使用预期收入来解释“收入—幸福之谜”的文献很少，更鲜有相关的实证检验。为此，本文将“预期收入”()作为特有的核心自变量引入模型。本文的预期收入是根据问卷测定的，是个体基于2020年的财产基数和2021年的宏观环境对2021年收入的主观预期，属于理性预期的范畴。“预期收入”在问卷中体现为 “您认为明年你家的收入会比今年变化百分之几？”。预期收入变量()的取值为：1=减少10%以上、2=减少10%以内、3=持平、4=增加10%以内、5=增加10%以上。

——控制变量。由于本文的样本为个体样本，因此需要控制住影响幸福感的个体因素。第一，个体婚姻状况被认为是影响主观幸福感的重要变量。通常认为，已婚人士的幸福感高于未婚人士。因此，本文首先控制住个体的婚姻状况(0=未婚无恋人、1=未婚有恋人、2=已婚、3=离异、4=丧偶)。第二，年龄是影响主观幸福感的显著变量，二者通常为“倒U型”关系。于是，本文对个体年龄进行了控制。第三，出于对中国国情的考虑，我们还控制住了个体的“常住地”(0=城市、1=农村)和“户籍所在地”(0=城市、1=农村)。第四，在中国，住房状况和个体的幸福感可能存在着密切而复杂的关系。为此，我们控制了家庭的“住房状况”(0=自有房(大产权)、1=自有房(小产权)、2=农村住房、3=公租房、4=自租房)。第五，由于教育对个体认知和自我感受具有重大的影响，因此，在研究幸福感决定因素时，通常要控制受教育程度。“受教育程度”的赋值为0=小学及以下、1=中学及中专、2=大专、3=本科、4=硕士、5=博士。除以上之外，考虑到性别差异，本文控制住“性别”变量(0=男、1=女)。

(三)评估策略

本文中被解释变量幸福感是有序离散变量，因此本文的实证方法宜采用多值离散选择回归模型。但是，考虑到解释变量可能存在的内生性问题以及需要采用工具法进行处理，本文在幸福感(多值选择)的基础上，将被解释变量幸福感确定为二值选择变量：没有感到幸福(很不幸福、比较不幸福、一般)为0，感到幸福(比较幸福、很幸福)为1。本文的模型为：

Happy_bi=βInc+βExp+βRel+βZ+ε

(1)

其中，下标表示第个受访者，_为因变量，表示第个受访者的幸福感。表示第个受访者的家庭收入，用来反映“收入—幸福之谜”的基本面。表示第个受访者的预期收入，用以体现“预期”对幸福感的独特作用。表示第个受访者的相对收入，使用受访者的家庭收入与当地平均收入之比来表示。表示控制变量，具体包括：常住地、年龄、受教育程度、性别、婚姻状况、户籍所在地、家庭住房状况等。、、和均是待估的弹性系数。

由于可能遇到解释变量为内生变量的情形，比如，若本文核心解释变量为内生变量，扰动项与内生解释变量相关，使用通常的或模型将得不到一致估计。为此，在通过沃尔德检验确定核心解释变量为内生变量的基础上，按以下模型，运用“工具变量”即-进行估计。

(2)

(3)

1=1(*1>0)

(4)

其中，1为可观测的虚拟变量，*1为不可观测的潜变量，2是模型中唯一的内生解释变量，方程(2)为“结构方程”(该方程右边含内生变量)，而方程(3)为“第一阶段方程”或“简化方程”(该方程右边不含内生变量)。

(5)

其中，的方差被标准化为1，而为(，)的相关系数。显然，由于服从正态分布，故2也服从正态分布，因此2必须为连续变量。进一步，假设(，)独立于与，故在方程(2)中，为外生解释变量。而且，与无关。在此模型中，2的内生性完全来自与的相关性；如果二者的相关系数=0，则2为外生变量。因此，对于2内生性的检验可通过检验“H：=0”来进行。

由方程(2)-(5)所构成的模型，在给定与的情况下，(1，2)的条件概率分布已完全确定。将联合概率密度(1,2|,)分解为(1|2,,)(2|,)，可写出样本数据(1，2)的似然函数，然后进行最有效率的MLE估计。

四、实证结果

(一)基本回归：预期收入的关键作用

在基本回归中，本文选取多元回归模型对幸福感(两分类：第一类，没有感到幸福：包括对幸福感问题回答“一般”“比较不幸福”或“很不幸福”，此为参照组；第二类，感到幸福：包括回答“很幸福”或“比较幸福”)进行数据的基本估计。

表3显示，准拟合优度为0.0607。LR统计量为3887.5600，对应的p值为0.0000，故整个方程所有系数(除常数项外)的联合显著性很高。幸福感与绝对收入、预期收入、年龄、户籍所在地、住房状况、性别相关，与相对收入、婚姻状况、常住地、教育程度无关。

表3 Logistic普通标准误回归系数结果

表4显示，在给定其他变量的情况下，“家庭收入”作为绝对收入变量的代理变量每增一个单位，感到幸福的几率比就会增加9.66%；“预期收入”每增加一个单位，感到幸福的几率比就会增加34.54%，且“预期收入”是所有几率比大于1的解释变量中几率比最大的，认为它是提升幸福感的最重要的因素。这一方面印证了乐观预期对幸福感具有提振作用的推断，另一方面，也证实了本文的核心论点，即对未来经济收益的乐观估计(即预期收入的提高)是提升中国居民幸福感的首要因素，也是中国避免经历“收入—幸福之谜”的关键所在。

表4 Logistic普通标准误回归几率比结果

(二)内生性检验

因为幸福感和预期收入都属于个体的主观评判，可能同时存在一个遗漏变量对二者产生影响，从而引起内生性问题。使用可支配收入作为预期收入的工具变量进行IV-Probit估计。

表5显示，对外生性原假设“H：ρ=0”的沃尔德检验结果为168.4100，其值为0.0000，故可在0.000的水平上认为为内生变量。根据模型估计结果，与的相关系数为-0.8605，这表明，未度量的遗漏变量在增加收入预期的同时，会降低幸福感。相关系数高达-0.8509，意味着IV-Probit的估计结果会与Probit及前面的logit估计大不相同。在IV-Probit的估计结果中，的系数为0.6453；在Probit的估计结果中，的系数为0.1788。这表明，使用一般的Probit模型进行估计，由于忽略了的内生性，将低估收入预期对幸福感的正面影响。

表5 IV-Probit稳健标准误回归结果

(三)克服内生性

在处理幸福感内生性问题上，本文选取2021年人均可支配收入作为内生变量(预期收入)的工具变量，下面我们对工具变量相关性和外生性进行检验。

工具变量必须满足相关性和外生性，由于为2021年第一季度可支配收入(以每省的人均人支配收入作为代理变量)，它对幸福感的影响只能通过(预期收入)来起作用，不存在其他渠道满足外生性。下面就相关性和弱工具变量进行检验。

表6不可识别检验结果显示，Kleibergen-Paap rk LM statistic统计量的值为0.0000，强烈拒绝不可识别的原假设：工具变量与解释变量不相关，即可以确定工具变量与解释变量存在着相关关系。

表6 不可识别检验结果

从表7中的检验结果可以看出，Shea’s Partial R只有0.0026，但F统计量为123.8880(超过10)，而且F统计量的P值为0.0000。表7的后面部分显示，在结构方程中对内生解决变量的显著性进行“名义显著性水平”为5%的沃尔德检验，假如可以接受“真实显著性水平”不超过15%，则可以拒绝“弱工具变量”的原假设，因为最小特征统计量为122.0270，远大于对应的临界值8.9600，则有理由认为不存在弱工具变量。

表7 弱工具变量检验结果

续表

为稳妥起见，用对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)进行检验。

表8有限信息最大似然法(LIML)检验结果发现，LIML的系数估计值与2SLS非常接近，这进一步印证了不存在弱工具变量。

表8 有限信息最大似然法(LIML)检验结果

综上所述，既满足外生性，又满足相关性，且不是弱工具变量，作为工具变量是恰当的。由于因变量是离散二值选择型变量，以为工具变量，使用IV-Pro bit方法进行工具变量回归的是适当的，结果见表5。预期收入对幸福感的作用显著为正且系数值最大，这与表3、表4的基本结论一致，说明“预期”对幸福感产生了最重要的积极作用，认为基本回归的结果具有较好的稳健性。

五、机制分析

通过前文的分析和论证，我们可以得到基本的结论：预期收入可以显著提高居民的幸福感，居民预期收入是中国避免“收入—幸福之谜”的关键“钥匙”。下面我们就预期收入对居民幸福感的作用机制做进一步探讨和分析。

预期收入对幸福感的影响受启发于学者通过对未来不确定性的研究。哈森伊认为，预期收入涉及对未来不确定的判断，当这种判断的不确定性增强时，会损害个体的主观幸福感，反之对幸福感可能存在促进作用。随后，赫希曼在研究预期收入对个体心情的影响时指出，乐观的预期收入所带来的个体愉悦感可以有效提高居民的幸福指数。随着行为经济学的兴起，心理学中的适应理论(Adaption Theory)和攀比效应(Mind of Rivalry)成为幸福经济学研究预期收入和幸福感关系的前沿工具。根据适应理论和基于攀比效应的正向隧道理论，居民预期收入的提高，可以提高其在群体中的相对位置，进而在攀比效应的作用下，相对较高的位置促使个体具有更高的幸福获得感。为了验证上述逻辑和作用机制，本文分析了预期收入对幸福感的边际效应。

对于非线性评估模型而言，样本的平均边际效应分析要比样本均值处的边际效应更具有政策分析价值，为此，本文重点分析样本中预期收入对幸福感的平均边际效应。

二值选择模型的边际效应可以解释变量每变化一个单位引起被解释变量对应值发生的概率。表9中预期收入的平均边际效应结果表明，2020年居民的预期收入每增加一个单位，将使感到幸福的概率显著增加64.53%。即预期收入越高，感到幸福的概率越大，预期收入减少，没有感到幸福的概率增大。

表9 对居民幸福感的平均边际效应分析

上述实证分析结果表明，预期收入能够直接提升居民的幸福感水平。这是因为，良好的预期能够引导人们不做盲目的攀比，而是更多地“向前看”，不拘泥于对当前收入的评判，而是放眼于通过提高素质能力、坚定理想信念、树立实干精神形成并实现不断增长的预期收入，这将带来更大的幸福感提升，避免陷入“收入—幸福之谜”。基于“隧道效应”理论的解释认为，当处于公平而积极的社会环境时，个体会对未来收入增长产生良好预期，这种预期能产生正向隧道效应，激发自我潜力，增加积极情绪，直接提升个体的幸福感水平。而在本文的样本考察期内，“中国梦”的提出和建设，营造出了发挥“正向隧道效应”的社会环境。

六、结论与建议

自改革开放以来，在中国居民收入不断提高的同时，收入不平等也在加剧，成为抑制幸福感提升的重要原因。然而，现有文献尚未关注到未来收入的不确定性特征，这在一定程度上低估了未来收入不确定性对个体当前幸福感的影响。为弥补这一不足，本文引入预期收入，从收入的动态特征方面进一步解释“收入—幸福之谜”，并得出以下结论。

第一，在现阶段，并不能确认中国出现了“收入—幸福之谜”。这与一些研究的结论不一致。尽管相对收入带来的剥夺感是抑制幸福感提升的原因之一，但是本文发现，相对收入对幸福感的作用不稳健，由于遗漏某些重要因素，相对收入的作用可能被高估。

第二，预期收入对幸福感产生显著的正向促进作用。预期收入是影响和决定中国居民幸福感的首要因素，预期收入越高，其减少“很不幸福”“不幸福”和“一般”概率的可能性就越大。无论对居民总体、还是对不同异质性群体而言，该结论均较为稳健。

第三，预期收入对避免“收入—幸福之谜”具有重要作用。研究显示，党的十八大以来，中国居民的预期收入不断提升，对提升中国居民的幸福感确实起到了实质性作用。

总之，本文通过考察预期收入对幸福感的作用机制后发现，当前中国尚未明显出现“收入—幸福之谜”。预期收入是影响和决定中国居民幸福感的首要因素，良好的预期管理能有效提升居民的幸福感。因此，要想提升中国居民的幸福感，需要不断强化预期管理，有效引导、协调和稳定社会预期，保证居民收入实现可预期增长。为此，本文提出以下对策建议。

第一，进一步加强理想信念建设和坚定道路自信，引导并创造良好的社会预期。中国共产党领导中国人民成功开辟了中国特色社会主义道路，具有深刻的历史渊源和坚实的现实基础。它创造了经济快速发展和社会长期稳定两大奇迹，全面建成了小康社会，人民群众的获得感、幸福感、安全感均显著提升。这一切都源于中国共产党坚持以人民为中心的发展思想，把改善人民生活、增进人民福祉作为出发点和落脚点，使发展造福人民。建议政府进一步加强主流意识形态的宣传教育，强化以人民为中心的话语体系建设，将“必须坚持和发展中国特色社会主义”的道理给民众讲清楚、讲明白，不断增强民众的道路自信，增强对国家强盛、民族复兴、人民富裕的良好社会预期。

第二，针对不同族群的预期进行分类管理。对不同族群民众的预期进行分类管理，最大限度地提升社会整体的满意度和幸福感。对于社会低收入群体，通过共同富裕的制度安排，释放更多的发展红利惠及他们，增强社会低收入群体对未来收入改善的预期，提升其获得感和对未来的信心。对于中间收入阶层，拓宽社会流通渠道，稳定并壮大中间群体，切实增强他们的发展信心和安全感。对于高收入阶层，尤其是民营企业家群体，要切实保护民营企业家的合法权益，对社会上有一些否定、怀疑民营经济的言论进行及时的批驳，让民营企业家真正相信“两个毫不动摇”不是权宜之计，而是要贯穿于中国特色社会主义事业发展的全过程，帮助民营企业家树立长远预期。

第三，稳定中国经济长期向好的预期。当前，经济形势严峻复杂，受新一轮疫情和国际局势变化的超预期影响，经济下行压力加大。要稳住我国宏观经济的大盘，首要目标就是要稳住和提振企业家的发展信心，这个信心就是预期，是市场经济环境中最关键的非制度性因素。这是因为，企业家有信心就会通过投资，提供就业岗位，将这个信心传递给整个社会。建议政府近期的纾困解难措施以稳市场主体、稳就业为导向，实施更加积极的财政政策，发挥有效投资的关键作用，帮助企业克服当前的困境，走向持续稳定增长的轨道，不断推进全体人民实现共同富裕的预期。