收入差距、努力指数与居民主观幸福感

王洁菲 姚树洁

一、引 言

回顾社会发展历程，不难发现经济增长是经济政策实施的主要目标，而人民收入水平和主观幸福感指数的提升则是经济增长的最终目的。党的十九大工作报告提出中国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分发展之间的矛盾，强调不平衡发展事实的同时，突出提升人民幸福感指数的重要性。2021 年1月国务院发布的《关于全面推进乡村振兴，加快农业农村现代化的意见》中，再次强调要增强农民获得感、幸福感、安全感。中国已进入以增强居民主观幸福感为关键的新发展时期。

社会经济发展水平、收入差距等是影响居民主观幸福感的重要宏观因素。1990—2005 年间，中国居民幸福指数在经济高速发展的背景下呈现下降趋势，人们的主观幸福感并没有随着人均收入水平的提高而增强，即存在“Easterlin 悖论”现象(Easterlin等，2012；李树和陈刚，2015)。1990—2019 年中国名义GDP 增加了52 倍，人均名义GDP 增加了42 倍，但《世界幸福报告》显示，同期中国居民的平均幸福感由7.3 下降至5.2，这说明中国经济的高速增长及在贫困治理中所取得的卓越成绩，并没有显著增强居民主观幸福感，所以基于收入差距视角再研究居民主观幸福感极具现实意义。另一方面，已有研究表明个人努力程度是社会收入差距主要来源之一(Roemer，2016；汪晨等，2020；孙枫等，2021)，当下中国步入特色社会主义新时代，国家倡导勤劳致富。因此，个人努力程度与幸福感之间的关系亟需解答。

本研究基于2018 年中国家庭追踪调查数据，研究主客观收入差距、个人努力指数对居民主观幸福感的影响。在此基础上，以习近平奋斗幸福观为指导，进一步研究努力指数对最低收入阶层居民主观幸福感的影响机理，为解析精准扶贫“扶志”困境提供新的理论视角。

二、文献回顾

（一）关于“Easterlin 悖论”、收入差距主观评价的研究

主流经济学的基本主张是“财富增加将导致福利或幸福增加”。然而，Easterlin 研究发现，二战以后美国、日本等国家人均收入水平与居民幸福感之间呈现倒“U”型关系(Easterlin，1973)。在对中国的研究中也发现，尽管1990—2010 年间中国的人均产出实现了前所未有的增长，但是中国居民幸福感却呈现倒“U”型波动(Easterlin 等，2012)。学术界对“Easterlin 悖论”高度重视，并提供了系统的理论解释(Clark 等，2008；种聪和岳希明，2020；罗必良等，2021)。田国强和杨立岩(2006)通过构建规范经济学理论模型，佐证了“幸福—收入之谜”现象的存在，并指出存在一个与非物质初始禀赋正相关的临界收入水平，当收入超过这一临界值，增加收入会降低幸福水平。黄祖辉和朋文欢(2016)发现，在农民工收入与幸福的关系中，虽然存在“Easterlin 悖论”现象，但是真正能够促进幸福水平提升的是扣除生活必要开支后的剩余部分。针对“Easterlin 悖论”的深入探讨，相关学者采用不同的研究方法和理论范式，较为全面地探索了收入、收入结构与主观幸福感之间的关系。

随着理论和实证研究不断深入，关于主观幸福感的研究对象逐渐转向宏观的社会收入差距，并且产生了两种相反的结论。一种是社会收入差距的扩大会损害居民主观幸福感(Harsanyi，1976；Merton，1968；Oshio 和Kobayashi，2011；Néstor 和Rafael，2013)。Oshio 和Kobayashi(2011)以日本居民主观幸福感为研究对象，用基尼系数来衡量地区收入差距，结果显示社会收入差距扩大对居民主观幸福感有显著负作用。社会收入差距对居民主观幸福感的负面影响主要来自两个方面：一是社会收入差距扩大会改变人们的收入预期，进而影响个体主观幸福感(Harsanyi，1976)；二是社会收入差距扩大能够产生“相对剥夺感”，进而削弱低收入人群主观幸福感(Merton，1968)。但是，另一种观点(也称为“隧道效应”)认为，低收入人群发现周围人收入增长时会觉得自己未来收入也会增长，致使其幸福感增强(Hirschman，1973；Bardhan 等，1999)。Bardhan 等(1999)认为，社会收入差距会让个人对自己的未来收入预期更乐观，激发积极向上的工作生活态度。这一观点与早期Hirschman(1973)的研究基本一致，不同的是Hirschman 又指出，一段时间后，如果周围的人收入都提高了，自己的收入却还未达到预期水平，那么其幸福指数便会随之下降。

收入差距的测度指标(基尼系数)是关于居民收入相对离散程度的客观测度，但是测度结果无法得出收入分配是否公平合理的主观结论(蔡超等，2015)。近年来，国内外学者逐渐关注人们对收入差距的主观评价。Xu 和Garand(2010)认为，美国人对收入差距的主观评价在一定程度上可以反映其所居住州的客观收入差距，是政府制定政策的重要依据。然而，以往针对社会收入差距与居民主观幸福感关系的研究，普遍采用区域基尼系数与个体幸福感进行机理与实证分析(Oshio 和Kobayashi，2011)，这些研究忽略了居民对社会收入差距的主观感受和评价。因此，本文将居民对收入差距的主观评价纳入实证分析，以求得到更为有价值的研究结论。

（二）收入差距来源之一：受个体控制的努力因素

国内外诸多学者基于微观个体机会不均等视角研究了收入差距的内在根源(Roemer，1993、1998；刘波等，2020；汪晨等，2020；孙枫等，2021)。机会不均等的提出最早可以追溯至Rawls(1971)，他认为每个人对社会基本物品(包括权利、自由、收入等)的获得应当是平等的。然而，Dworkin(1981)认为个人努力程度不同所导致的机会不平等是合理的。真正将机会不均等引入规范经济学分析范畴的是Roemer(1993、1998)，他认为个体收入决定因素分为两类：一类是受个体控制的努力因素，如教育、职业等；另一类是不受个体控制的环境因素，如性别、年龄、社会发展水平等。这也激起了更多学者的研究热情。汪晨等(2020)研究中国收入差距问题时，在Roemer 的环境-努力基本框架下，研究得出由于个体努力程度不同导致的收入差距在城镇地区更严重。不同的是，孙枫等(2021)指出，个体努力不均等对农村居民个人收入差距的影响更大，其对收入差距的贡献率超过了70%。关于努力不均等对城乡收入差距的影响，尽管不同学者得出了不同结论，但是微观个体努力程度是收入差距的重要来源已得到学术界一致认可。

（三）个人努力与主观幸福感

努力因素和环境因素导致个体间存在收入差距，环境所导致的收入不均等也被称为机会不均等(Roemer，2016；张彤进和万广华，2020)。以往关于居民主观幸福感的研究较多集中于收入差距和机会不均等(何立新和潘春阳，2011；张彤进和万广华，2020)，鲜有关注努力对居民主观幸福感的影响的研究。张彤进和万广华(2020)认为如果收入不均等更多是由努力因素造成的，则可能产生激励作用，进而增强居民主观幸福感，但其研究并没有进一步深入探讨，而仅仅是重点关注机会不均等。

在进一步将努力因素扩展至具体变量选择方面，Roemer(2016)用受教育程度、职业作为努力的代理变量，在此基础上，不同学者又进一步丰富了努力变量的选择。孙枫等(2021)加入了工作努力程度变量；汪晨等(2020)将党员身份和迁移作为影响个体经济结果的努力因素，认为对于农村居民来说，选择迁移也是个人努力的体现。国内外学者对努力因素，包括受教育程度(徐淑一和陈平，2017)、就业(Krause，2013；李树和陈刚，2015；Kassenboehmer 和Haisken-Denew，2009；Gielen 和Van Ours，2014)、迁移(Jiang 等，2010)、党员身份(鲁元平等，2016)等各个代理变量与主观幸福感之间关系的研究较为全面，但是这些研究并非基于个体努力视角。因此，借鉴以往学者建立机会不均等指数来研究其对居民幸福感影响的思路，本文构建个体努力程度指数来研究其对居民主观幸福感的影响，是非常具有理论和实践意义的。

三、理论阐述与研究假设

本文将居民幸福感视为个人效用水平的主观评价。处于劣势人群在生产生活中会因为社会客观物质资源分配的不均等而产生被剥夺感，损害其主观幸福感，这是侧重于强调客观差距的存在。本文借鉴以往研究，将其视为“相对剥夺”作用机制(Merton，1968)。收入差距主观评价的本质是居民依据自身掌握的与收入分配相关的信息对收入分配现状的一种主观判断(蔡超等，2015)，对于低收入水平居民来说，社会收入差距主观评价越高，导致其认为提高生活水平机会越小，对自己未来会越没有信心，我们称这一作用机制为“负向预期”。“负向预期”效应其实是客观收入差距所产生的“相对剥夺”作用效应不断积累的结果。将二者区别分析的原因是，一方面“负向预期”效应来源于微观个体的主观评价，与个体的价值观、受教育程度和社会经济地位相关，因此对主观幸福感的影响更直接；另一方面同一区域内的居民所对应的基尼系数是唯一的，但是同一区域内居民对收入差距的主观感受则不相同。基于上述分析，我们提出假设1 和假设2。

假设1：社会客观收入差距扩大会通过“相对剥夺”作用机制对居民主观幸福感产生消极影响。

假设2：微观个体对社会收入差距的主观评价会通过“负向预期”作用机制影响主观幸福感。

假定居民主观幸福感(subjective well-being，SWB)是关于个体效用水平(u)的增函数，如式(1)所示。

在公式(1)中，是误差项，反映个体间不可观测的差异。根据有效劳动供给决策，个体效用函数可以表示为：

其中c 为个人消费，e 为获得收入而必须付出的努力，x 为劳动收入所得。假设∂u / ∂c ＞ 0， ∂u / ∂ c＜0， ∂u / ∂e ＜ 0，∂u / ∂e＜ 0，因为一般来说为了赚取收入而付出的努力所产生的效用是小于零的。收入增加可以提高效用水平，并且劳动收入水平与努力程度有关，劳动收入反映了个人努力程度和劳动技能水平，设 ∂u / ∂x ＞ 0，∂u / ∂ x＜ 0，∂ x / ∂e ＞ 0，∂x / ∂ e＜ 0。假设个体预算约束为：

其中，∈{ e ,} 是个体劳动供给的外延边界，r 代表劳动收入 x ( e,)的单位税率，x ( e,)是关于努力程度e 和劳动技能水平的函数。假定 ∂x / ∂e ＞ 0，∂ x/ ∂＞ 0，∂x / ∂e∂＞ 0，且 x(0,) = 0。T 表示个体不进入劳动力市场(e= 0)时可以获得的转移收入，主要源自于整个劳动力市场的税金收入。在= 1处，通过最大化效用函数可以求得最优努力水平，e= e(,,)，是单位劳动供给的收入，还可以得到最优努力水平下收入水平 x。个体进入劳动力市场，需要确定其最优努力水平。因此，在劳动供给边界上，当且仅当下式成立时，个体会选择劳动供给= 1。

根据上述分析，本文提出假设3。

假设3：个人努力程度是其主观幸福感的重要影响因素，努力程度越高则个体主观幸福感越强。

四、数据来源、变量描述与模型选择

（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实施的“中国家庭追踪调查(CFPS)”2018 年数据。对于数据处理有两点说明：一是由于2018 年数据较新，样本中2018 年教育年限的数据缺失较大。考虑到本研究使用的仅是CFPS 的成人样本数据，受教育年限在两年间的变动幅度不大，所以我们根据2016 年样本数据利用ID 编码对2018 年受教育年限进行匹配；二是由于CFPS 并没有2016 年和2018 年社区层面问卷调查数据，所以在删除2016 年和2018 年家庭居住地址发生跨省变化的样本基础上，通过个人ID、家庭ID 二次匹配的方法，得到2018 年微观个体居住地所属区县顺序码。在剔除残缺值和离群值后，最终得到涵盖25 个省/市，共10430 份有效样本，其中农村样本5906 份，城市样本4524 份。农村、城市样本个体的主观幸福感均值分别是7.10、7.28(最大值为10)。农村、城市分别有687 个样本和429 个样本主观幸福感达到9 及以上。城乡主观幸福感在7 分以上的样本个体占比分别是52.6%和56.6%。

（二）变量描述

1. 主观幸福感(SWB)

主观幸福感是本文的被解释变量。本研究使用CFPS 调查问卷M 部分的“您有多幸福？”(SWB)这一指标来衡量主观幸福感，它是10 项有序选择变量，0 表示非常不幸福、10 表示非常幸福。

2. 客观收入差距(Gini)和对社会收入差距主观评价(Sgini)

关于基尼系数的测算，我们利用Yao(1999)的方法。考虑到CFPS 目标样本规模在省/市间的差异，本文对样本数量较多的省份，包括CFPS 过度抽样的“大省”，共10 个省/市按照区县是否邻近，共细分为33 个小区域，以求得到更能衡量当地社会收入差距的基尼系数(详见附录1)。剩余15 个省/市则根据各省样本数据直接测算基尼系数。另外，本文进一步细分城乡，测算出45 个城市和45 个农村样本基尼系数(详见附录2)，由于样本规模限制，北京、上海和天津没有分别测算城乡基尼系数。细分为城镇和农村后，有12 个区域的基尼系数超过0.5，18 个区域基尼系数小于0.4。文本所有基尼系数的测算都是基于CFPS(2018)全样本(32543 个被调查对象)，计算结果通过省份和区县顺序码匹配至本文所选取的10430 个有效样本。

本文将CFPS 调查问卷中受访者对“中国贫富差距严重程度”的回答，作为主观收入差距(Sgini)，用来考察“负向预期”作用机制，与基尼系数交替进行回归分析。

3. 努力指数(Effort Index，EI)

“努力指数”是本文从个体努力程度角度解释其主观幸福感的关键变量。在充分借鉴以往研究基础上(徐淑一和陈平，2017；Krause，2013；李树和陈刚，2015；Kassenboehmer 和Haisken-Denew，2009；Gielen 和Van Ours，2014；Jiang 等，2010；鲁元平等，2016；Appleton 和Song，2008)，文本将个体每周工作时间也视为努力因素，选择受访者对CFPS(2018)问卷中的6 个问题的回答，来构建个体“努力指数”评价指标体系。首先，采用变异系数法对5 个指标赋权重。

在式(5)中，V表示第j 个指标的变异系数，由公式V=/X计算得出；、X分别表示第j 个指标的标准差和均值。其计算结果如表1 所示。

表1 构建指标赋值及权重测算

然后，对X、X、X进行标准化处理，由于采用标准差标准化法会导致指标出现负值，影响进一步数据测算，因而本文采用极值法对3 个指标原始数据进行标准化处理。最后，按照公式(6)测算第i 个居民努力指数。

总样本居民努力指数(EI)平均值为0.364，取值集中分布于[0.3，0.5]区间内，努力指数大于0.6 的居民占总样本的8.5%。

为了尽量消除变量遗漏带来的估计偏差，本文还引入了其他控制变量，包括年龄、性别、婚姻状况、家庭经济状况等。其中，婚姻状况包含丧偶、离异、未婚、再婚，本文仅考虑有无配偶对主观幸福感的影响，故将丧偶、离异和未婚均归为无配偶。所有变量的相关描述见表2。

表2 模型变量定义与统计描述

（三）模型选择

本文被解释变量主观幸福感是有序选择变量，因此采用Ordered Probit 进行实证分析，具体模型设定如下：

其中，S WB表示p 省/市m 区域的第i 人的主观幸福感；G ini为p 省/市m 区域的家庭人均收入基尼系数；S gini为p 省/市m 区域的第i 人对社会收入差距严重程度的主观评价；E I为p 省/市m 区域的第i 人的就业偏好指数；M为个人和家庭层面控制变量，包括年龄、性别、婚姻状况、家庭经济状况、地域类型、健康状况等；province为省/市的控制变量。

五、估计结果

（一）基准模型回归和稳健性检验

首先，仅控制省份效应，将客观收入差距(Gini)、主观收入差距(Sgini)、努力指数(EI)与居民主观幸福感(SWB)分别进行回归，结果显示3 个关键解释变量对居民主观幸福感均具有显著相关性(由于篇幅限制，报告结果省略)。其次，控制个体特征变量和家庭特征变量后，回归结果显示，变量Gini 和Sgini 均在1%的显著性水平上与SWB负相关(详见附录3)。这说明居民所处区域收入差距越大、个人对社会收入差距主观评价越高，主观幸福感越弱。变量EI 与SWB 呈显著正相关，说明努力指数较高的人群主观幸福感也较强。

根据回归结果(详见附录3)，还可以得出以下结论。第一，本文将家庭人均年收入及其平方项列入实证模型发现，收入越高，人们的主观幸福感越强，但是收入增加到一定程度则会对幸福感产生负效应，呈“倒U 型”关系，这与“Easterlin 悖论”相一致。第二，婚姻能够提高个人的幸福指数。离婚或丧偶不仅给家庭成员带来精神上的打击，也可能降低家庭的收入水平。大龄没有结婚的农村成年男性，也可能是各方面的条件不尽人意，未婚就会使他们的幸福感不强。例如，在5906 个农村样本中，有408 个35 岁以下未婚青年的平均主观幸福感仅是6.08，比全样本平均水平低1.1。

关于模型稳健性检验，本文借鉴鲁元平等(2016)的方法，对居民主观幸福感进行重新赋值，将0～5 分合并赋值为0，6～10 分合并赋值为1。重新赋值后用二值Probit模型进行估计，回归结果见附录3 第(3)列和第(4)列，与第(1)列和第(2)列回归结果相比较，所有关键解释变量的显著性和相关性并没有产生明显变化，所以我们可以认为本文的实证模型是稳健的。进一步，我们将主观幸福感视为基数，进行OLS 回归分析，关键解释变量Gini、Sgini 和EI 的显著性水平和相关性依然没有发生改变，结论依旧支持基准模型是稳健的。

（二）边际效应和内生性分析

1. 边际效应分析

由于非线性模型中估计系数不是参数的边际效应，无法更好地衡量其对被解释变量的影响，因此需要进一步测算各关键解释变量的边际效应。本文被解释变量SWB 取值范围是0～10，每个解释变量的估计系数对应着11 个点的边际效应。为了节省篇幅，本文仅报告SWB＝6 和7 处对应的边际效应。在控制个体特征、家庭层面、省份等变量后，核心解释变量Gini 增加1 个单位，居民主观幸福感达到6 的概率下降0.0348，达到7 的概率下降0.0610。核心解释变量Sgini 增加1 个单位，居民主观幸福感达到6 的概率下降0.0009，达到7 的概率下降0.0015。核心解释变量EI 增加1 个单位，居民主观幸福感达到6 的概率在解释变量为Gini 和Sgini 的模型中分别增加0.0055、0.0060，但是居民幸福感达到7 的概率在两个模型中分别下降0.0096、0.0104，这说明当居民主观幸福感为6 时，更高水平的努力程度对幸福指数提升的促进作用会下降。表3 还报告了二值Probit 回归模型中Gini、Sgini 和EI 变量在样本均值处的边际效应。其结果表明，社会收入差距越大和居民对社会收入差距主观评价越高，其主观幸福感越弱；居民努力指数越高，其幸福感越强。

表3 边际效应

2. 内生性分析

第一，基尼系数的内生性问题。社会收入差距与居民主观幸福感之间双向因果关系较弱，基尼系数过高会导致居民主观幸福感减弱，但是个人的主观幸福感并不会对区域收入差距造成显著影响，我们仅仅可以认为居民主观幸福感较弱有可能是对收入差距过高的反馈。因此，基尼系数的内生性问题主要来源是遗漏变量导致估计偏误。本文使用工具变量进行IV Probit 和2SLS 回归。在基准模型回归结果中，基尼系数为-1.3776，且在1%水平上显著，即收入差距越大，居民主观幸福指数越低。但是，我们不可以忽视区域政府的治理对区域收入差距的作用，怀疑基尼系数为内生变量，因为可能存在同时影响社会收入差距和居民主观幸福感的遗漏变量。本文选取 “对县市政府的评价(Evaluation)”作为工具变量，将工具变量赋值。“对县市政府的评价(Evaluation)”：有很大成绩＝5；有一定成绩＝4；没有多大成绩＝3；没有成绩＝2；比之前更糟＝1。一方面，居民对县市政府的评价会参考社会收入差距严重程度，Gini 与Evaluation 在1%的显著性水平上呈负相关，社会收入差距越大，居民对县市政府的评价越低，满足工具变量的相关性。另一方面，假设居民对县市政府的主观评价并不会直接影响其主观幸福感，满足工具变量的外生性。

由于IV Probit 仅能用来估计二元选择模型，因此将此模型中被解释变量进行合并赋值处理，0～5 分合并赋值为0，6～10 分合并赋值为1。表4 提供了对外生性原假设的沃尔德检验结果，其P 值为0.0000，即在1%的水平上认为Gini 和EI 为内生解释变量。IV Probit 第一步回归结果中F 统计量为135.64，说明工具变量(Evaluation)对内生变量具有较强的解释力。使用IV Probit 时，Gini 的估计系数为-1.1035，与基准模型比较有所下降，说明如果忽略收入差距的内生性，将高估收入差距对居民主观幸福感的影响。

第二，努力指数的内生性问题。一个人的努力程度、主观幸福感可能同时受到性格因素的影响，导致内生性问题。性格乐观、积极向上的人生活工作会更加努力，幸福感也会较强。由于衡量个体性格的变量难以获取，因而为了解决EI 内生性问题，本文借鉴了臧文斌等(2020)在社会医疗保险、疾病异质性和医疗费用研究中的分析方法，他们利用2009 年和2010 年的变异系数作为2011—2013 年疾病变异系数的工具变量，即采用上一期数据测算的指标作为当期内生变量的工具变量。本研究采用CFPS(2016年)数据，以公式(6)同样的方法测算样本居民2016 年的努力指数。一方面，努力指标构造要素在两年间的变化较小，所以2016 年和2018 年居民的努力指数存在相关性；另一方面，居民2016 年努力指数对2018 年主观幸福感影响微弱。因此，本文将2016年居民努力指数EI16 作为努力指数EI 的工具变量。表4 第(2)列回归结果显示，工具变量EI16 与努力指数EI 在1%的水平上显著正相关，且第一阶段F 统计量值为412.76，可以认为工具变量具有较强的解释力。使用IV Probit 后，EI 的系数相较于基准模型的0.2176 有所下降，因此如果没有考虑个体性格异质性，会导致系数估计偏误。弱工具识别检验结果显示CLR 和Wald 的P 值均在1%水平上显著，说明所选取的工具变量不是弱工具变量。

表4 内生性分析估计结果

作为对IV Probit 结果的补充，本文同时使用2SLS 进行估计。第一阶段的回归结果中Gini 和EI 作为被解释变量所对应的F 统计量分别为246.36、476.42，因此可以认为工具变量对内生变量具有较好的解释力。对工具变量进行冗余检验，Kleibergen-Paap Wald F 值说明，两个工具变量并非弱工具变量。在2SLS 回归结果中Gini 系数为-0.2401。在附录3 表中基于二值Probit 模型测算得出基尼系数平均边际效应是-0.2723，略高于2SLS 回归结果中基尼系数的边际效应，说明如果不考虑变量内生性会略微高估其对主观幸福感的影响。但是Gini 和EI 系数的显著性、符号在Ordered Probit、IV Probit 和2SLS 模型估计结果中均没有改变。上述结果说明在进一步消除遗漏变量的基础上，基准模型的回归结果依然成立。

（三）机制识别和异质性分析

1. 机制识别

为了突出研究贡献，本文仅分析主观社会收入差距对居民主观幸福感的作用机制。居民对社会收入差距严重程度存在自我感知和评价，这种主观社会收入差距会通过“负向预期”作用机制来影响其幸福感。一方面，对社会收入差距的主观评价会影响个人对未来生活改善的期望。我们发现在CFPS 问卷中可以获得受访者对提高生活水平机会大小的主观评价(Chance)，认为自己提高生活水平机会很大的居民，其幸福感也较强。另一方面，居民对社会收入差距的主观评价还会影响其对自己未来信心程度(Confidence)，对未来越具有信心则当下主观幸福感水平会越高。附录4 表第(1)列、第(2)列分别是提高生活水平机会、对未来信心程度与居民主观收入差距的Ordered Probit 回归结果。从其中可以发现，居民对社会收入差距的主观评价越小，则认为个人生活水平有很大机会可以得到改善，对未来生活也更有信心。附录4 表第(3)列和第(4)列分别是居民主观幸福感对提高生活水平机会、对未来信心程度的Ordered Probit回归结果，其与预期一致。

为了验证居民主观收入差距评价对其主观幸福感影响机制的假设，我们同时将变量Chance、Confidence 纳入回归模型中，估计结果显示(详见附录4)，相比之前的基准模型回归结果的系数-0.0364，主观社会收入差距的系数在很大程度上变小，降低至-0.0072，且影响不再显著，这说明将变量Chance、Confidence 加入回归式后，居民的社会收入差距主观评价对其幸福感的影响减小了，而提高生活水平机会、未来信心程度对居民主观幸福感的影响依然显著，这证实了前文的假设。因此，可以认为居民对社会收入差距的高评价会通过“负向预期”作用机制损害其主观幸福感。

2. 城乡异质性分析

我们将总样本分为城市、农村两个子样本，分别测算出48 个城市和45 个农村样本基尼系数，进行Ordered Probit 回归，实证结果见表5。基尼系数与居民主观幸福感在城市、农村样本中均具有显著相关性。因此，城市、农村内部的收入差距都会通过“相对剥夺”作用机制削弱居民主观幸福感。对于城市居民来说，低水平收入难以或勉强支付生活的各类支出，但优质的教育、医疗资源、休闲娱乐设施等则是他们难以承担和消费的。对于农村居民来说，不断扩大的农村内部收入差距造成了生产要素和公共资源配置的不平等，这种相对剥夺感极大影响农村居民主观幸福感。“Easterlin 悖论”仅存在于城市样本中，而农村居民主观幸福感与家庭人均收入并没有呈现与城市居民一样的倒“U”型关系，这说明农村居民收入水平普遍低于城市居民，家庭人均收入与主观幸福感无法达到出现“Easterlin 悖论”的拐点。

表5 城市、农村居民主观幸福感影响因素异质性实证结果

主观收入差距通过“负向预期”作用机制会削弱城市居民主观幸福感，这种机制在农村样本中并没有发现。造成这种差异的原因有两点：一是农村居民对社会收入差距主观评价的均值为6.79，小于城市居民的均值(7.10)，说明相对于农村居民，更多城市居民认为社会收入差距是较大的。城市居民平均受教育水平是7.63，农村居民平均受教育水平是5.32，较高的认知能力使城市居民对社会收入差距的主观评价不仅结合自身条件，更基于社会现状。二是相较于对未来生活的期待，农村居民更关注当下生活是否能够获得较为充足的物质资源，而城市居民所处的环境竞争更为激烈，对社会收入差距主观评价越高，越容易降低其对未来生活改善的预期值。

努力指数(EI)对城市居民主观幸福感的影响更显著。通过核密度图(详见附录5)可以看出，城市、农村居民努力指数都集中分布于[0.3，0.5]，城市样本中努力指数大于0.6 的居民占城市样本的10.8%，农村样本这一比例为6.7%，城市、农村样本努力指数平均值分别为0.376、0.354，说明城市居民相较农村居民更努力。进一步，分解努力指数的构造指标，统计分析得出受教育程度在城乡之间存在巨大差异，城市样本中受教育程度为高中(含中专、技校、高职)及以上的占比达25.6%，而农村样本中其占比仅为10.1%。城市、农村居民每周工作时间超过44 个小时(《中华人民共和国劳动法》规定劳动者平均每周工作时间不得超过44 个小时)的占比分别为49.6%、30.6%，说明城市居民在工作上付出了的时间更多。

六、基于努力和幸福感视角的“扶志”困境分析

（一）具有内在发展动力贫困户的主观幸福感

如果社会平均工资水平大于国家转移支付金额，即W ＞ G，并且贫困人群属于努力奋进的(表示为 E)，那么劳动获取的报酬与政府扶贫救助之间的效用差大于休闲所带来的效用，表示为 U (W ) − U (G )＞ U。这说明将更多时间用于工作能够提高个人主观幸福感。如图所示(详见附录6)，劳动者选择右边图形的A 点配置其休闲和劳动的时间，没有选择领取政府救济(G)，而是通过劳动赚得较高的收入(W)。在均衡点A，工作的边际效用与休闲的边际效用之比等于贫困户在工作、休闲上配置的时间之比，表示为 MU/MU=T/ T＞ 1。

工作的边际效用大于休闲的边际效用，即 MU＞MU。此时贫困户在工作上花费更多时间可以获得更高水平的总效用。

（二）内在发展动力不足贫困户的主观幸福感

如果劳动赚取的工资仍然大于政府救济补助( W ＞G)，但是贫困户主观上不愿努力奋斗，那么 U (W ) − U ( G )＜ U。偏好于休闲的贫困户(表示为E)更愿意把所有的时间都用在休闲上，以获得最大主观幸福感和最大效用。如图所示(详见附录7)，这类贫困户宁可接受政府的救济，也不愿意通过劳动赚取更高的收入。因此，在这种情况下会出现均衡的角点解A，即内生动力不足的贫困户将所有时间都用于休闲。M U趋近于零，工作和休闲的边际替代率 MRS趋于无穷大，即贫困户会放弃所有工作的时间，只休闲，所以效用曲线U 近似垂直。联系实际可以发现，正是这类情况的存在给中国精准扶贫、精准脱贫与“扶志”的事业带来了比较大的挑战。

（三）政府救济和劳动并存的贫困人群主观幸福感

如果劳动赚取的工资小于政府救济补助(W ＜ G)，并且贫困人群是勤劳努力的(表示为 E)，然而由于工资水平较低，他们无法自我摆脱贫困，依然需要政府给予救助帮扶，这时总效用表示为 TU = U (W )+ U。

贫困人口参加劳动赚取低于政府补助的收入。这类人群在领取部分政府补助(G)的同时，也会努力通过劳动赚得收入(W )。如图所示(详见附录8)，在均衡点A，工作的边际效用与休闲的边际效用之比等于贫困户在工作与休闲上配置的时间之比，即MU/MU=T/ T＜ 1。

工作的边际效用小于休闲的边际效用，即 MU＜MU。这类贫困人群虽然努力，但是缺乏劳动技能去获取更高的劳动所得。

（四）实证检验

为了验证收入差距对居民主观幸福感在不同收入组中的差异性影响，本文将样本按照家庭人均收入由低到高分为4 等份，分别进行回归。结果显示(详见附录9)，基尼系数只在“最高25%”收入组中没有通过显著性检验，也就是说收入差距削弱居民主观幸福感在其余收入阶层都得到了验证。高收入阶层作为收入差距扩大的既得利益者，具有优越的社会经济条件，享有社会各类优质资源。因此，收入差距对其主观幸福感没有显著影响。进一步测算基尼系数在最低、中下、中上组中对应居民主观幸福感0至10 处的边际效应，通过图1 可以看出，在其他控制变量不变的条件下，Gini 增加1个单位，收入“最低25%”组居民主观幸福感达到6、7、8、9、10 概率减少的幅度大于“中下25%”和“中上25%”收入组。换言之，社会收入差距的扩大对最低收入组居民的消极影响最大。

关键解释变量Sgini 在“最低25%”收入组中没有通过显著性检验，说明“负向预期”效应并没有损害最低收入人群的主观幸福感。一方面，精准扶贫战略的实施使大量人力财力投入贫困地区，极大改善了低收入人群的收入水平和生产生活环境。另一方面，73%的最低收入人群生活在农村，相较于基本温饱，社会收入差距主观判断并不能显著影响其幸福感，即“相对剥夺”比“负向预期”对最低收入人群主观幸福感的损害更显著。Sgini 对幸福感的影响在“中下25%”“中上25%”和“最高25%”收入组都表现为显著负相关，说明对收入差距的主观评价会通过“负向预期”作用机制影响这部分人群主观幸福感。图1 显示，在其他控制变量不变的条件下，居民对社会收入差距主观评价增加1 个单位，收入“中下25%”“中上25%”和“最高25%”组居民主观幸福感达到7、8、9、10 的概率均下降，且收入“中上25%”组下降幅度最大。

图1 Gini、Sgini 对不同收入组居民幸福感影响的边际效应

努力指数EI 仅对“最低25%”收入组的居民主观幸福感影响不显著。一方面是因为这部分人群自身努力程度较低(最低、中下、中上和最高收入组居民努力指数均值分别为0.328、0.347、0.389 和0.401)，且受教育程度较低、劳动技能不足，难以胜任技术含量较高的工作。与“中高25%”收入组进行对比，“最低25%”组居民家庭人均收入与努力指数并没有呈现出显著的正相关性(详见附录10)。另一方面是由于76%的“最低25%”收入组样本是农村居民，并且当年获得政府转移支付或社会捐助的占比高达80%。按照现行贫困标准(2018 年2995 元/年)，样本中贫困人口有746 人，获得过政府补助或社会捐助的占比高达70%。因此，转移支付的获得可以在一定程度上抵消没有劳动报酬所产生的负幸福效应。这与廖永松(2014)研究结论一致，他认为在城乡收入差距扩大的背景下，农民在生活不断改善的过程中确实会产生满足感和保守意识。Kassenboehmer 和 Haisken-DeNew(2009)也提出，对失业者慷慨的经济援助会滋生选择失业行为。针对中国精准扶贫的研究，Yao 和Wang(2020)发现普惠制的政府补贴会降低贫困人口的内生动力，导致其安于现状，缺乏努力奋斗的精神。

七、研究结论与政策建议

本文提出收入差距、居民对收入差距主观评价影响其幸福感的两种作用机制，并构造努力指数分析收入差距主要来源之一的努力因素对居民幸福感的影响。本文得出以下重要结论：①无论是衡量客观社会收入差距的基尼系数，还是居民对社会收入差距的主观评价，都会影响人们当下的幸福感。②社会收入差距的扩大会削弱城乡居民主观幸福感；城市居民对社会收入差距的主观评价还会通过“负向预期”作用机制削弱其主观幸福感和未来生活信心；社会客观收入差距比收入差距主观评价对最低收入人群主观幸福感的削弱作用更显著。③努力指数仅对城市居民主观幸福感有显著的正向作用，因为城市居民受教育程度和每周工作时间均高于农村居民，导致城市居民努力指数高于农村居民。④努力指数对最低收入组居民的主观幸福感影响不显著。这可能是因为最低收入人群受教育程度较低、劳动技能不足，努力程度的提高并不能有效提高其收入水平；也可能是个体虽然没有努力劳动赚得收入，但政府转移支付在一定程度上抵消了没有劳动报酬所产生的负面影响。

本文在政策层面的启示主要有以下几方面。

第一，在完善各类社会保障体系的同时，建立公平合理的收入分配机制，保留能够体现经济效率的收入差距部分，消除由于分配制度政策引起的不合理收入差距，缩小社会收入差距以提高城乡居民的主观幸福感。

第二，居民对社会收入差距的主观评价是基于客观收入差距的判断，因此在经济高质量发展过程中应当予以更多关注。对于城市居民，要提高城市医疗、教育、就业等公共服务水平，降低城市居民对社会收入差距的主观评价。对于农村居民，要促进乡村振兴，提高农村就业劳动待遇和福利，逐步提高低收入人群的安全感和获得感。

第三，未来在相对贫困的治理和乡村振兴的过程中，促进农村治理秩序、治理能力进一步提升，引导农村居民形成健康向上、努力奋斗的价值观，激发相对贫困人口内生发展动力，构建“幸福生活是奋斗出来的”主流社会价值观。