中國(guó)“80后”群體的主觀幸福感研究

鄭振華 陳鴻 彭希哲 楊柳

摘要：基于FYRST調(diào)查數(shù)據(jù)，以“80后”為研究對(duì)象，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型統(tǒng)計(jì)方法探討了

收入水平、相對(duì)地位對(duì)幸福感的影響以及消費(fèi)支出的中介作用

在不同群體間的差異。研究發(fā)現(xiàn)：不同相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間相對(duì)地位影響幸福感的路徑存在顯著差異，相對(duì)收入效應(yīng)只適用于相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體，并不適用于相對(duì)劣勢(shì)群體。相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體普遍低估了自己的相對(duì)地位，因此在相對(duì)收入效應(yīng)的壓抑作用下，形成了“80后”相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間的“幸福悖論”。相對(duì)收入效應(yīng)的群體選擇性成為相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間“幸福悖論”的決定因素，而消費(fèi)支出則是影響幸?！杖胂嚆３潭鹊闹匾?jīng)濟(jì)因素。

關(guān)鍵詞：幸福悖論； 收入水平； 相對(duì)地位； 消費(fèi)支出； 群體差異

中圖分類號(hào)：C9126文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1000-4149（2018）04-0063-14

DOI：103969/jissn1000-4149201804007

一、引言

幸福是人類追求的終極目標(biāo)，由于幸福概念與內(nèi)涵的抽象性，不同時(shí)代、不同社會(huì)、不同的人對(duì)幸福有不同的理解，但幸福感是人們主觀意識(shí)的結(jié)果卻得到了共識(shí)，不同社會(huì)群體由于心理需求的不同必然導(dǎo)致其幸福感影響因素的差異，因此對(duì)特定群體幸福感的研究必然不能被整體性研究所代替。

作為伴隨改革開放成長(zhǎng)起來的第一代獨(dú)生子女，“80后”成為極為特殊的一個(gè)群體，他們從出生、求學(xué)到就業(yè)無一不帶著時(shí)代變遷的深刻印記，他們的成長(zhǎng)經(jīng)歷了中國(guó)無數(shù)的變革，見證了中國(guó)的快速發(fā)展歷程，同時(shí)體驗(yàn)了“集萬千寵愛于一身”而又“孤獨(dú)寂寞”的第一代獨(dú)生子女生活?！?0后”的特殊性得到了許多學(xué)者的共識(shí)。周石指出“80后”的成長(zhǎng)時(shí)代有著極為特殊的四個(gè)特點(diǎn)：改革開放、市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)建立；科學(xué)技術(shù)迅猛發(fā)展；網(wǎng)絡(luò)技術(shù)和信息技術(shù)；全球化挑戰(zhàn)[1]。“80后”成長(zhǎng)環(huán)境的特殊性決定了他們自身的特點(diǎn)。張夢(mèng)霞、王斯洋指出“80后”人群是代表市場(chǎng)未來發(fā)展態(tài)勢(shì)的標(biāo)志性群體，對(duì)這個(gè)特殊群體的研究之重要性不亞于國(guó)際學(xué)術(shù)界對(duì)美國(guó)“嬰兒潮”一代人群研究的重要性[2]。當(dāng)前“80后”已經(jīng)成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展的中堅(jiān)力量，在物質(zhì)極大豐富，“物質(zhì)主義”盛行的社會(huì)背景下，他們不僅需要面對(duì)激烈的社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)，還要承受“上有老、下有小”的家庭重?fù)?dān)，然而在“金錢”與“物質(zhì)”似乎變得越來越重要的同時(shí)，是否獲得更多的幸福感才是“80后”乃至整個(gè)社會(huì)健康發(fā)展的關(guān)鍵?！?0后”特殊的成長(zhǎng)經(jīng)歷決定了特殊的主觀意識(shí)與行為規(guī)范，他們的幸福如何受到收入與消費(fèi)等經(jīng)濟(jì)因素的影響仍然未知。同時(shí)幸福感影響因素的差異不僅體現(xiàn)在“80后”與其他年齡群體之間，更體現(xiàn)在“80后”內(nèi)部不同屬性群體之間，因此要全面揭示“80后”幸福感如何受經(jīng)濟(jì)因素的影響，深入分析不同屬性群體之間的差異則更有意義。

在幸福感的問題上，以往學(xué)界討論的焦點(diǎn)主要集中在收入水平與幸福感的關(guān)系，收入越高幸福感越高的觀點(diǎn)得到了普遍認(rèn)同[3-6]，然而伊斯特林（Easterlin）提出了著名的“幸福悖論”或稱“伊斯特林悖論”，即收入水平的提高并不會(huì)帶來幸福感的相應(yīng)提高[7]，這一結(jié)論得到了不同學(xué)者不同國(guó)家數(shù)據(jù)的屢次驗(yàn)證[8-10]，于是不同學(xué)者試圖從不同視角解釋“幸福悖論”產(chǎn)生的原因，經(jīng)濟(jì)視角中相對(duì)收入地位對(duì)幸福感的影響作為解釋“幸福悖論”的重要原因得到了不同國(guó)家學(xué)者的證實(shí)[11-14]，費(fèi)雷爾（Ferrer）指出相對(duì)收入效應(yīng)并不適用于所有群體，它在不同收入群體之間存在顯著差異性，高收入群體比低收入群體更易受到相對(duì)收入效應(yīng)的影響，這也成為高低收入群體間的“幸福悖論”的重要原因[13]。在隨后的幸福感研究中，經(jīng)濟(jì)視角的另一個(gè)重要因素，消費(fèi)支出對(duì)幸福感的影響也逐漸得到學(xué)者的重視，并進(jìn)一步證實(shí)了消費(fèi)支出對(duì)幸福感的影響大于收入水平[15-16]。不同群體的需求不同自然導(dǎo)致消費(fèi)特征不同，而消費(fèi)支出是否成為不同群體間“幸福悖論”產(chǎn)生的另一原因仍然有待考證。

本文基于FYRST調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型統(tǒng)計(jì)方法（SEM）探究了不同教育水平、不同成長(zhǎng)環(huán)境、不同戶籍群體之間收入水平、相對(duì)收入地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響的作用機(jī)制。本文的創(chuàng)新之處與已有文獻(xiàn)相比主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：①以往文獻(xiàn)多為關(guān)于收入水平與相對(duì)收入地位的比較研究，或是收入水平與消費(fèi)支出的比較研究，而本文將這三個(gè)經(jīng)濟(jì)因素同時(shí)進(jìn)行比較，探究三者對(duì)幸福感影響的作用機(jī)制；②以往文獻(xiàn)未涉及不同群體之間收入、消費(fèi)對(duì)幸福感影響的比較，而本文旨在深入揭示不同群體之間的差異；③以往文獻(xiàn)由于微觀數(shù)據(jù)的局限而缺失關(guān)于“80后”這一特殊群體的相關(guān)研究，本文基于大規(guī)模調(diào)查數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，全面揭示“80后”相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間的“幸福悖論”現(xiàn)象，并通過收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響的群組比較，揭示了“幸福悖論”產(chǎn)生的原因。本文的研究充實(shí)了幸福感研究的內(nèi)容，豐富了幸福感問題的研究對(duì)象，拓展了幸福感問題研究更深層次的含義，對(duì)當(dāng)前中國(guó)發(fā)展中堅(jiān)力量群體存在的社會(huì)現(xiàn)象進(jìn)行了深入的揭示與剖析，為促進(jìn)當(dāng)前中國(guó)社會(huì)健康發(fā)展提供有益參考。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

1.收入水平、相對(duì)地位與幸福感

對(duì)于收入與幸福感的關(guān)系，人們通常的觀點(diǎn)是收入水平的增加必將導(dǎo)致幸福感的增強(qiáng)[3-6]。然而伊斯特林通過對(duì)美國(guó)長(zhǎng)期收入增長(zhǎng)和幸福感的研究，提出了著名的“幸福悖論”，即同一國(guó)家的不同時(shí)期， 收入水平可能有大幅度增長(zhǎng)， 但幸福感并不會(huì)相應(yīng)隨之提高[7]。隨后伊斯特林又通過對(duì)美國(guó)、日本及9個(gè)歐洲國(guó)家的幸福感與收入增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系的比較，進(jìn)一步擴(kuò)大了“幸福悖論”的內(nèi)涵，即收入水平的普遍提高并不必然導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)中每個(gè)個(gè)體幸福感程度的相應(yīng)提高[17]。布蘭奇福勞（Blanchflower）和奧斯瓦爾德（Oswald）通過對(duì)美國(guó)的研究發(fā)現(xiàn)：人均收入明顯增加的同時(shí)感覺非常幸福的人比例卻在下降[8]。何立新、潘春陽運(yùn)用CGSS（2005）和CEIC（2005）數(shù)據(jù)證實(shí)了中國(guó)“幸福悖論”的存在[10]。

為了探究“幸福悖論”存在的原因，伊斯特林提出了“相對(duì)收入效應(yīng)”，即相對(duì)收入地位比絕對(duì)收入水平對(duì)幸福感的影響更強(qiáng)，收入水平的提高并不必然導(dǎo)致幸福感水平的相應(yīng)提高，他人收入的增長(zhǎng)會(huì)抵消自身收入增長(zhǎng)所帶來的幸福感的增強(qiáng)[18]。同樣的觀點(diǎn)得到了許多學(xué)者的認(rèn)同[19-21]。在隨后的研究中費(fèi)雷爾指出，相對(duì)收入效應(yīng)在不同收入階層也是有差異的，當(dāng)收入水平比較低時(shí)，絕對(duì)收入的增長(zhǎng)能夠?qū)е滦腋８械脑鰪?qiáng)，但當(dāng)收入達(dá)到一定水平后，絕對(duì)收入對(duì)幸福感的作用弱化，而相對(duì)收入的影響則更為重要[13]。

國(guó)內(nèi)相關(guān)研究中田國(guó)強(qiáng)、楊立巖運(yùn)用經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的系統(tǒng)研究指出相對(duì)收入是“幸福悖論”產(chǎn)生的重要原因[14]。羅楚亮的研究同樣驗(yàn)證了收入增長(zhǎng)會(huì)提升幸福感，但相對(duì)收入對(duì)于幸福感的決定具有更加重要的影響[22]。官皓指出收入水平對(duì)幸福感影響不存在顯著影響，而相對(duì)地位則對(duì)幸福感存在顯著正向影響[23]。

對(duì)于相對(duì)收入的測(cè)量主要有兩種辦法：一種是以選定的某個(gè)因素作為標(biāo)準(zhǔn)，然后加入對(duì)比組，對(duì)比組與標(biāo)準(zhǔn)組之間的差即為相對(duì)收入；另一種則通過直接詢問受訪者關(guān)于對(duì)自身所處的經(jīng)濟(jì)地位的自我評(píng)價(jià)，這樣可以較為精確地表達(dá)受訪者的個(gè)人感受[24]。官皓指出在判斷相對(duì)收入地位對(duì)幸福感的影響時(shí)第二種度量方法更加合適，同時(shí)變量名“相對(duì)地位”更加貼切[23]，因此本文選用主觀判定的度量方法，潛變量相對(duì)地位由一個(gè)觀測(cè)變量主觀收入地位進(jìn)行測(cè)量。

對(duì)于“80后”這一特殊群體而言，收入水平與相對(duì)地位如何影響幸福感有待考察，鑒于收入水平與相對(duì)地位對(duì)于幸福感的正向影響得到了普遍的認(rèn)同，因此提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：收入水平對(duì)“80后”幸福感存在顯著正向影響

假設(shè)2：相對(duì)地位對(duì)“80后”幸福感存在顯著正向影響

由于個(gè)人收入和家庭總收入均會(huì)對(duì)人們的消費(fèi)與幸福感產(chǎn)生重要影響，因此本文的潛變量收入包含個(gè)人收入與家庭總收入兩個(gè)測(cè)量變量。

2.消費(fèi)支出與幸福感

作為經(jīng)濟(jì)因素的另一個(gè)重要指標(biāo)，消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響的研究相對(duì)較少，齊默爾曼（Zimmerman）認(rèn)為微觀數(shù)據(jù)的限制是一個(gè)很重要的原因[15]，有學(xué)者認(rèn)為掙錢就是為了花錢，收入可作為消費(fèi)的代理變量，因此可以運(yùn)用收入數(shù)據(jù)代替消費(fèi)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，然而吉倫（Guillen）等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于幸福感而言，消費(fèi)支出和收入水平并不是相互替代的，它們對(duì)幸福感有著相對(duì)獨(dú)立的影響[25]。齊默爾曼研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)支出對(duì)幸福感的影響系數(shù)遠(yuǎn)大于收入水平，不同消費(fèi)類別與幸福感的影響差別顯著，用于個(gè)人健康和服飾的物質(zhì)消費(fèi)最有助于幸福感產(chǎn)生[15]。諾爾（Noll）和韋克（Weick）的研究同樣也獲得了類似的結(jié)論，即不同消費(fèi)類別對(duì)幸福感影響有著顯著差異，娛樂休閑類消費(fèi)與服飾類消費(fèi)對(duì)幸福感影響顯著，而食品類與居住類消費(fèi)的影響并不顯著[16]。許玲麗指出收入水平與消費(fèi)支出的增加均能顯著提升幸福感，但消費(fèi)支出的影響更大[26]。胡榮華研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)支出的絕對(duì)值和相對(duì)值對(duì)幸福感均存在顯著的正向影響，分類消費(fèi)支出的占比與幸福感的關(guān)系差異較大，服飾類消費(fèi)、休閑類消費(fèi)、人情類消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響顯著[27]。

盡管收入、消費(fèi)對(duì)幸福感的顯著影響得到了證實(shí)，然而關(guān)于收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出影響幸福感的邏輯關(guān)系仍未清晰。收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感的影響是獨(dú)立存在還是相互作用的結(jié)果仍然未知。既然消費(fèi)是收入的穩(wěn)定函數(shù)、掙錢是為了花錢得到普遍認(rèn)同，那么“掙錢”對(duì)幸福感的影響是否通過“花錢”獲得？即收入水平、相對(duì)地位的提高是否通過增加消費(fèi)來提升幸福感？因此提出以下假設(shè)。

假設(shè)3：消費(fèi)支出對(duì)“80后”幸福感存在顯著正向影響

假設(shè)4：收入水平通過消費(fèi)支出的中介作用顯著正向影響“80后”幸福感

假設(shè)5：相對(duì)地位通過消費(fèi)支出的中介作用顯著正向影響“80后”幸福感

以往研究揭示，所有消費(fèi)類別中對(duì)幸福感具有顯著影響的均集中在服飾、娛樂休閑與人情往來三個(gè)方面，因此，本文潛變量“消費(fèi)支出”選擇服飾類消費(fèi)、休閑類消費(fèi)、人情類消費(fèi)三個(gè)觀測(cè)變量。

3.群體差異與模型群組比較

早期社會(huì)學(xué)家涂爾干認(rèn)為人類不能只以個(gè)體的方式存在，更不會(huì)是完全同質(zhì)的整體，因此人的心理與行為必須要放到社會(huì)群體的范疇中加以了解。社會(huì)中的人依據(jù)不同劃分標(biāo)準(zhǔn)會(huì)形成不同屬性的社會(huì)群體，例如依據(jù)教育水平劃分的高學(xué)歷與低學(xué)歷、依據(jù)成長(zhǎng)環(huán)境劃分的城市與鄉(xiāng)鎮(zhèn)，等等，不同群體之間往往由于享受社會(huì)資源與能力的不同而具有相對(duì)的強(qiáng)弱之分。不同群體共同構(gòu)成了整體，要全面認(rèn)識(shí)整體必須先了解每個(gè)群體，比較不同相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響的差異更有助于全面深入揭示“80后”的幸福感是如何受到經(jīng)濟(jì)因素影響的。

教育水平與幸福感的相關(guān)關(guān)系得到了許多學(xué)者的驗(yàn)證[28-29]，教育水平與收入、消費(fèi)密切相關(guān)也得到了普遍認(rèn)同，高學(xué)群體比低學(xué)歷群體往往擁有更好的工作、更高的收入、更多的機(jī)會(huì)，從而形成了高、低學(xué)歷群體間心理與行為的差異。

城鄉(xiāng)差異以及城鄉(xiāng)不平等的相關(guān)研究一直是學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)，已有研究表明中國(guó)城鄉(xiāng)差異體現(xiàn)在方方面面

[30-32]，客觀存在的社會(huì)屬性差異已經(jīng)促使了居民主觀層面態(tài)度與觀念的分化 [33-34]。成長(zhǎng)環(huán)境中的城鄉(xiāng)差異是最為根深蒂固的，出生在城市的人，在資源環(huán)境、社交環(huán)境、家庭環(huán)境、教育環(huán)境等各個(gè)方面均比出生在農(nóng)村的人存在極大的優(yōu)勢(shì)，自然也會(huì)形成不同城鄉(xiāng)群體間行為規(guī)范與價(jià)值觀念的差異。

中國(guó)的戶籍制度自20世紀(jì)50年代建立以來，成為刻畫中國(guó)社會(huì)結(jié)構(gòu)不平等的最重要參數(shù)，影響和決定著資源與機(jī)會(huì)的分配[35]，上海戶口由于其“高含金量”長(zhǎng)期受到廣泛關(guān)注，因此“80后”中是否擁有上海戶籍往往會(huì)由于資源與心理層面的差異而形成行為與觀念的差異。

基于上述分析，依據(jù)不同劃分標(biāo)準(zhǔn)形成的社會(huì)群體間往往在背景、資源、機(jī)會(huì)等多方面存在較大的差異，因而會(huì)形成相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體：以教育水平為劃分依據(jù)時(shí)，高學(xué)歷群體比低學(xué)歷群體享有更多的優(yōu)勢(shì)，因此高學(xué)歷群體即為相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體，低學(xué)歷群體則為相對(duì)劣勢(shì)群體；以成長(zhǎng)環(huán)境為劃分依據(jù)時(shí)，城市長(zhǎng)大群體則為相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體，鄉(xiāng)鎮(zhèn)長(zhǎng)大群體則為相對(duì)劣勢(shì)群體；以戶籍為劃分依據(jù)時(shí)，上海戶籍群體為相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體，非上海戶籍為相對(duì)劣勢(shì)群體。本研究對(duì)相對(duì)優(yōu)勢(shì)與劣勢(shì)群體的比較是全部樣本以某一種劃分標(biāo)準(zhǔn)后的兩兩群體比較，共包括3組相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體的比較：高學(xué)歷群體與低學(xué)歷群體，城市長(zhǎng)大群體與鄉(xiāng)鎮(zhèn)長(zhǎng)大群體，上海戶籍群體與非上海戶籍群體。相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體與相對(duì)劣勢(shì)群體之間稟賦的差異必然會(huì)導(dǎo)致行為與心理的差異，也會(huì)導(dǎo)致收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響路徑的差異，因此提出以下假設(shè)。

4.結(jié)構(gòu)方程概念模型

幸福感的經(jīng)驗(yàn)研究通常是由調(diào)查者主觀打分的方式獲得[36]。本文中潛變量“幸福感”包含2個(gè)五分制觀測(cè)變量：“感覺幸?！焙汀案杏X愉快”。根據(jù)假設(shè)1、2、3、4、5，建構(gòu)潛變量收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響的結(jié)構(gòu)模型，結(jié)合相應(yīng)確定的觀測(cè)變量構(gòu)成了本文的概念模型，詳見圖1。

本文運(yùn)用SEM群組比較方法對(duì)假設(shè)6、7、8進(jìn)行驗(yàn)證，通過P值檢驗(yàn)判定不同群體之間是否存在顯著差異，通過群組比較參數(shù)矩陣Z值判定法找到不同群體之間存在差異的路徑，研究方法嚴(yán)謹(jǐn)科學(xué)且更加清晰直觀。

三、變量與數(shù)據(jù)

1數(shù)據(jù)來源

為全面深入了解“80后”這一特殊群體，復(fù)旦大學(xué)2012—2013年對(duì)上海市“80后”進(jìn)行了大規(guī)模的抽樣入戶基線調(diào)查（FYRST），調(diào)查內(nèi)容包括“80后”的家庭、經(jīng)濟(jì)、教育、幸福感等方面。FYRST調(diào)查采用分層概率抽樣，樣本涵蓋上海17個(gè)區(qū)，40個(gè)街鎮(zhèn)，每個(gè)街鎮(zhèn)抽取2個(gè)社區(qū)，為平衡人口數(shù)量，浦東選取5個(gè)社區(qū)，閔行、松江和普陀選取3個(gè)社區(qū)，共選取85個(gè)社區(qū)，每個(gè)社區(qū)隨機(jī)選取150個(gè)地址，將選中地址中的“80后”作為入戶調(diào)查對(duì)象，有效樣本數(shù)共2362，剔除收入、消費(fèi)無效樣本，最終有效樣本數(shù)為2288。

2. 變量說明

概念模型中包含4個(gè)潛變量和8個(gè)觀測(cè)變量，其中收入水平、相對(duì)地位為自變量，消費(fèi)支出為中介變量，幸福感為因變量，變量說明詳見表1。

3. 變量特征描述

由于收入水平、消費(fèi)支出的觀測(cè)變量分值根據(jù)樣本20%、40%、60%、80%分位劃分獲得，因此數(shù)值絕對(duì)離散分布。從絕對(duì)值上看，個(gè)人收入平均值為60992元，家庭總收入平均值為115702元，個(gè)人收入平均值已經(jīng)較大程度地超過了上海2012年人均平均收入（40188元）（《上海統(tǒng)計(jì)年鑒2012》），“80后”在城市經(jīng)濟(jì)活

動(dòng)中已經(jīng)占據(jù)重要地位，已經(jīng)成為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中堅(jiān)力量。

消費(fèi)支出均值由大至小依次為服飾類消費(fèi)、人情類消費(fèi)、休閑類消費(fèi)。主觀收入地位均值非常接近中心點(diǎn)，且方差較小，數(shù)值分布集中，可以看出客觀收入條件與主觀收入地位的數(shù)據(jù)分布存在較大差異，因此研究二者之間的差異與關(guān)系存在必要性。幸福感測(cè)量模型中感覺幸福與感覺愉快均值較大，方差相對(duì)也較大，表明“80后”的幸福感普遍較強(qiáng)，但不同個(gè)體間存在較大差異，詳見表3。

四、模型統(tǒng)計(jì)與結(jié)果分析

1. 測(cè)量模型的信度與效度檢驗(yàn)

所有觀測(cè)變量高低分組的t檢驗(yàn)均顯著（高低分組以27分位數(shù)及73分位數(shù)進(jìn)行拆分），全部變量具有較好的鑒別力。由于本文樣本數(shù)高達(dá)2288（>1000），樣本均值總是近似地服從正態(tài)分布，可以選用ADF統(tǒng)計(jì)方法，因此本文的樣本數(shù)據(jù)適合進(jìn)行SEM分析。

將收入水平、消費(fèi)支出、幸福感的測(cè)量模型進(jìn)行多因子驗(yàn)證性分析，組成信度均大于06的標(biāo)準(zhǔn)，平均變異數(shù)萃取量（AVE）均接近05的標(biāo)準(zhǔn)[37]，觀測(cè)變量的因素負(fù)荷量均大于06的標(biāo)準(zhǔn)，信度系數(shù)（SMC）均大于036的標(biāo)準(zhǔn)，詳見表4，表明所有測(cè)量模型（CFA）全部具有較好的信度與效度，適合進(jìn)行SEM分析。

2. 基于整體“80后”的模型適配度檢驗(yàn)與模型優(yōu)化

基于FIRST調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)概念模型進(jìn)行擬合，輸出結(jié)果顯示，適配度指標(biāo)FGI值、AGFI值、IFI值、CFI值均大于09，RMSER值小于008，均符合適配度指標(biāo)理想標(biāo)準(zhǔn)，而卡方自由度比（χ2/DF）值為6788，不符合適配度指標(biāo)理想標(biāo)準(zhǔn)，詳見表5。χ2/DF容易受到樣本量大小的影響，針對(duì)樣本量大小的不同宜采用不同的理想標(biāo)準(zhǔn)，一般當(dāng)樣本量較小時(shí)，χ2/DF理想值應(yīng)小于3，當(dāng)樣本量較大時(shí)，χ2/DF理想值應(yīng)小于5。本研究的樣本量高達(dá)2288，因此選擇χ2/DF<5的標(biāo)準(zhǔn)，χ2/DF值為6788>5，仍然需要對(duì)模型進(jìn)行優(yōu)化。

當(dāng)模型中有中介變量存在時(shí)，自變量與因變量之間的關(guān)系應(yīng)以總效應(yīng)、間接效應(yīng)、直接效應(yīng)來詮釋更為準(zhǔn)確?？傂?yīng)=直接效應(yīng)+間接效應(yīng)，總效應(yīng)代表自變量對(duì)因變量的總體影響系數(shù)，間接效應(yīng)代表自變量透過中介變量對(duì)因變量的影響系數(shù)，而直接效應(yīng)代表不通過中介變量直接對(duì)因變量影響的部分，即模型路徑圖中顯示的路徑系數(shù)，收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)詳見表6。

從總效應(yīng)看，收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響均顯著，因此對(duì)于整體“80后”而言，接受研究假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3，即收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)“80后”的幸福感均存在正向顯著影響，影響程度由大至小依次為消費(fèi)支出、收入水平、相對(duì)地位。收入水平完全通過消費(fèi)支出影響幸福感，而消費(fèi)支出并不是相對(duì)地位影響幸福感的中介變量。收入水平對(duì)幸

福感影響路徑的直接效應(yīng)不顯著，間接效應(yīng)顯著，表明收入水平的提高對(duì)幸福感的提升完全通過增加消費(fèi)獲得；相對(duì)地位對(duì)幸福感影響路徑的直接效應(yīng)顯著、間接效應(yīng)不顯著，表明主觀相對(duì)地位對(duì)幸福感的提升作用比較獨(dú)立，并不會(huì)通過增加消費(fèi)獲得。因此對(duì)于整體“80后”而言，接受假設(shè)4，拒絕假設(shè)5。

3. 不同群組模型差異比較：“相對(duì)收入效應(yīng)”的優(yōu)勢(shì)群體選擇

優(yōu)化后模型的擬合是建立在所有“80后”同質(zhì)性的假設(shè)基礎(chǔ)之上的，然而“80后”的內(nèi)部結(jié)構(gòu)卻是異質(zhì)性的，因此需要對(duì)不同教育水平、不同成長(zhǎng)環(huán)境、不同戶籍群體之間的差異進(jìn)行比較。運(yùn)用

結(jié)構(gòu)方程模型的群組比較方法，通過計(jì)算不同群組之間模型路徑系數(shù)以及模型變量均值的差值，能更加直觀精確地揭示不同群組之間的差異。

按照不同教育水平劃分進(jìn)行高、低學(xué)歷群組比較，大學(xué)本科學(xué)歷往往被看作高學(xué)歷的起點(diǎn)，因此本研究將大專及以下學(xué)歷的1437個(gè)樣本定義為低學(xué)歷群體，大學(xué)本科及以上學(xué)歷的851個(gè)樣本定義為高學(xué)歷群體。按照不同成長(zhǎng)環(huán)境劃分進(jìn)行城鄉(xiāng)群組比較，以個(gè)人14歲以前主要居住地的城鄉(xiāng)類別作為成長(zhǎng)環(huán)境變量，其中鄉(xiāng)鎮(zhèn)1088個(gè)樣本，城市1197個(gè)樣本，境外長(zhǎng)大3個(gè)樣本，忽略境外長(zhǎng)大群體，其余共2285個(gè)樣本進(jìn)行城鄉(xiāng)比較。按照不同戶籍劃分進(jìn)行上海戶籍與非上海戶籍的群組比較，其中上海戶籍1667位，非上海戶籍621位。

群組比較輸出結(jié)果顯示只有相對(duì)地位對(duì)幸福感的影響在不同群體間存在顯著差異，收入水平、消費(fèi)支出對(duì)幸福感影響在不同群體間并無顯著差別。相對(duì)地位對(duì)幸福感影響在不同群體間的差異表現(xiàn)出了有趣的一致性，即相對(duì)收入效應(yīng)只適用于相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體（高學(xué)歷、城市、上海戶籍）而并不適用于相對(duì)劣勢(shì)群體（低學(xué)歷、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、非上海戶籍）。

運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行群組比較時(shí)，需要在不受任何限制的情況下假設(shè)不同群組模型中所有因素負(fù)荷量不存在顯著差異（Unconstrained Model），在不受因素負(fù)荷量的影響下假設(shè)不同群組模型中所有路徑系數(shù)不存在顯著差異（Measurement weights Model），以及在不受路徑系數(shù)的影響下假設(shè)不同群組模型中所有相關(guān)系數(shù)不存在顯著差異（Structural weights Model），當(dāng)P值大于005時(shí)表明兩群組模型不存在顯著差異的假設(shè)成立，因此將不同教育水平、不同成長(zhǎng)環(huán)境、不同戶籍3組群組的4個(gè)因素負(fù)荷量、5個(gè)路徑系數(shù)、3個(gè)相關(guān)系數(shù)均設(shè)定無顯著差異，結(jié)果顯示3組群組比較均只有路徑系數(shù)無顯著差異假定的P值檢驗(yàn)小于005，表明3組群組比較均至少有一個(gè)路徑系數(shù)存在顯著差異，群組模型比較參數(shù)詳見表7，群組比較標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)詳見圖4。

檢查群組比較參數(shù)矩陣顯示3組群組比較路徑系數(shù)的ztest值大于196的均體現(xiàn)在b2-1與b2-2這組路徑上，即相對(duì)地位對(duì)幸福感影響的路徑系數(shù)在不同教育水平、不同成長(zhǎng)環(huán)境、不同戶籍群組間均顯著差異：相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體（高學(xué)歷、城市、上海戶籍）的相對(duì)地位對(duì)幸福感在0001水平下均顯著，而相對(duì)劣勢(shì)群體（低學(xué)歷、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、非上海戶籍）相對(duì)地位對(duì)幸福感的路徑系數(shù)均不顯著，因此接受假設(shè)6、假設(shè)7、假設(shè)8，即不同教育水平、不同成長(zhǎng)環(huán)境、不同戶籍的“80后”幸福感經(jīng)濟(jì)影響因素模型的群組間存在顯著差異。

通過群組比較的P值檢驗(yàn)可以找到不同群組模型間究竟是哪些路徑存在差異，而比較不同群體之間自變量對(duì)因變量的影響路徑的影響效應(yīng)則能更清晰量化不同群體間的差異，不同群體間自變量的總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)的比較詳見表8。

相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體模型中各變量之間的路徑關(guān)系體現(xiàn)出了極強(qiáng)的一致性：收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出均正向顯著影響幸福感，其中相對(duì)地位、消費(fèi)支出的影響較大，而收入水平的影響最??；相對(duì)地位對(duì)幸福感的影響不受消費(fèi)支出的中介作用而獨(dú)立存在，而收入水平則完全通過消費(fèi)支出的中介作用來影響幸福感。高學(xué)歷群體相對(duì)地位對(duì)幸福感影響總效應(yīng)（0217）大于收入水平（0133）與消費(fèi)支出（0205）；城市、上海戶籍群體的相對(duì)地位對(duì)幸福感影響總效應(yīng)（0221、0180）均大于收入水平（0138、0142）并接近于消費(fèi)支出（0237、0188），可以看出相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體幸福感更加受到相對(duì)地位、消費(fèi)支出的影響。相對(duì)地位對(duì)幸福感影響的直接作用均顯著，間接作用均不顯著，表明消費(fèi)支出的中介效應(yīng)不存在；收入水平對(duì)幸福感影響的直接效應(yīng)均不顯著，間接效應(yīng)顯著，表明消費(fèi)支出是收入水平影響幸福感路徑中的完全中介變量，即收入水平提高完全通過增加消費(fèi)從而顯著提升幸福感，詳見表5。因此對(duì)于相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體而言，接受假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4，拒絕假設(shè)5。

對(duì)于相對(duì)劣勢(shì)群體而言，模型中各變量之間的路徑關(guān)系既體現(xiàn)出了一定的一致性又存在明顯的不同。一致性體現(xiàn)在相對(duì)收入對(duì)幸福感的影響均不顯著，不同體現(xiàn)在鄉(xiāng)鎮(zhèn)、非上海戶籍群體的幸福感只受到收入水平的顯著影響

這里需要說明的是，對(duì)比城市、上海戶籍群體消費(fèi)支出路徑系數(shù)顯著，可以看出，盡管不同成長(zhǎng)環(huán)境、不同戶籍群組比較的P值檢驗(yàn)中顯示，消費(fèi)支出對(duì)幸福感的影響在強(qiáng)弱群體間不存在顯著差異，但仍然存在一定的差別。，因此只接受假設(shè)1，拒絕假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4、假設(shè)5。而低學(xué)歷群體的幸福感同時(shí)受到收入水平、消費(fèi)支出的顯著影響，同時(shí)收入水平直接效應(yīng)不顯著、間接效應(yīng)顯著，表明低學(xué)歷群體收入水平完全通過消費(fèi)支出影響幸福感，因此接受假設(shè)1、假設(shè)3、假設(shè)4，拒絕假設(shè)2、假設(shè)5。

總體來看，不同屬性群體幸福感經(jīng)濟(jì)影響因素不同，不同劃分依據(jù)的相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間既有一致又有差異。所有群體均接受假設(shè)1，并拒絕假設(shè)5，即收入水平對(duì)所有“80后”的幸福感均存在顯著正向影響，同時(shí)相對(duì)地位對(duì)幸福感的影響均不會(huì)通過消費(fèi)支出獲得，而差異則顯著體現(xiàn)在相對(duì)地位對(duì)不同相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間的影響上。

對(duì)于“80后”而言，相對(duì)收入效應(yīng)只適用于相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體，并且其影響程度大于收入水平，這一結(jié)論的發(fā)現(xiàn)拓展了費(fèi)雷爾關(guān)于相對(duì)收入效應(yīng)的高收入群體適應(yīng)性的結(jié)論內(nèi)涵[13]，社會(huì)中相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體的主觀意識(shí)更強(qiáng)，其幸福感更加依賴于對(duì)自我經(jīng)濟(jì)地位的肯定，而相對(duì)劣勢(shì)群體的幸福感只依賴于客觀收入與消費(fèi)。

4. 不同群組潛變量均值差異比較：相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間的“幸福悖論”

比較不同群體模型變量的均值差異，不僅能揭示不同群體之間的差異，更能進(jìn)一步挖掘相對(duì)收入效應(yīng)在不同群體差異形成的結(jié)果。將低學(xué)歷、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、非上海戶籍群體模型的收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出、幸福感的均值均設(shè)為0，高學(xué)歷、城市、上海戶籍群體的相應(yīng)設(shè)為m1_2、m2_2、m3_2、m4_2。不同群組比較結(jié)果顯示均值全等假定P值為0000<005，表明不同教育水平、不同成長(zhǎng)環(huán)境、不同戶籍群組間各變量均值均存在顯著差異，均值比較結(jié)果統(tǒng)計(jì)詳見表9。

相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間并沒有遵循收入水平越高則幸福感更高的規(guī)律，卻體現(xiàn)出來

相對(duì)劣勢(shì)群體收入低，幸福感并不低甚至更高的“幸福悖論”現(xiàn)象。高學(xué)歷、城市、上海戶籍群體與低學(xué)歷、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、非上海戶籍群體比較，相對(duì)地位、幸福感均值的增幅顯著小于收入水平，表明相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體普遍低估自己的相對(duì)收入地位，在相對(duì)地位對(duì)幸福感的顯著作用下，被低估的相對(duì)地位的壓抑效應(yīng)降低了幸福感水平。從不同教育水平群組比較看，高學(xué)歷群體比低學(xué)歷群體的收入水平均值高096，而相對(duì)地位卻只高了017（增幅相差079），幸福感均值增加004（增幅相差092）；從不同成長(zhǎng)環(huán)境群組比較看，城市群體比鄉(xiāng)鎮(zhèn)群體的收入水平均值高059，相對(duì)地位均值卻低了003（增幅相差062），幸福感均值低了008（增幅相差067）；從不同戶籍群體比較看，上海戶籍群組的收入水平均值比非上海戶籍群體高025，相對(duì)地位卻低了001（增幅相差026），幸福感低了005（增幅相差030）。

不同相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間消費(fèi)支出均值的差異并沒有表現(xiàn)出完全的一致性，但消費(fèi)支出對(duì)“幸?！杖搿毕嚆３潭葏s仍表現(xiàn)出了較強(qiáng)的關(guān)系。高學(xué)歷、城市群體與低學(xué)歷、鄉(xiāng)鎮(zhèn)群體比較，消費(fèi)支出均值的增幅均顯著低于收入水平均值的增幅，差值分別為049、027；而上海戶籍群體與非上海戶籍群體比較，消費(fèi)支出均值的增幅卻略高于收入水平均值的增幅，差值為011。對(duì)比不同相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間的消費(fèi)支出、幸福感增幅與收入水平增幅的差值可以看出，幸福感與收入水平增幅的差值會(huì)隨著消費(fèi)支出與收入水平增幅差值的變化而變化：消費(fèi)支出增幅與收入水平增幅差值增大，幸福感與收入水平增幅差值同時(shí)增大；消費(fèi)支出增幅與收入水平增幅差值減小，幸福感與收入水平增幅差值同時(shí)減小。

綜上所述，相對(duì)收入效應(yīng)適用于“80后”中的相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體，并不適用于相對(duì)劣勢(shì)群體；相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體普遍低估自己的相對(duì)地位，因此在相對(duì)收入效應(yīng)的壓抑作用下，最終降低了自身的幸福感，形成了相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間的“幸福悖論”。相對(duì)收入效應(yīng)的群體選擇性成為“幸福悖論”的決定經(jīng)濟(jì)因素，而消費(fèi)支出則是影響不同相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間“幸?！杖搿毕嚆３潭鹊闹匾?jīng)濟(jì)因素。

五、結(jié)語

“80后”作為中國(guó)承上啟下的一代青年，有著極為特殊的成長(zhǎng)經(jīng)歷與價(jià)值理念，他們獲得幸福的路徑同樣具有特殊性。在當(dāng)前“物質(zhì)主義”盛行、社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)激烈、家庭壓力巨大、多元復(fù)雜的社會(huì)背景下，揭示“80后”不同相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間幸福感及其經(jīng)濟(jì)影響因素差異，不僅對(duì)全面提升“80后”幸福感具有重大意義，更有助于深入剖析當(dāng)前中國(guó)青年相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間心理及社會(huì)層面的異同。

基于FYRST大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)，本文深入分析了“80后”幸福感的經(jīng)濟(jì)影響因素的作用機(jī)制及其群體差異，主要得出以下幾個(gè)基本結(jié)論：第一，從“80后”整體特征上看，收入水平、相對(duì)地位、消費(fèi)支出對(duì)幸福感均存在正向顯著影響。收入水平對(duì)幸福感的影響完全通過消費(fèi)支出獲得，而相對(duì)地位對(duì)幸福感的影響并不通過消費(fèi)支出的中介作用而獨(dú)立存在。第二，幸福感的經(jīng)濟(jì)影響因素在不同屬性群體間存在顯著差異，相對(duì)收入效應(yīng)只適用于相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體，并不適用于相對(duì)劣勢(shì)群體。相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體的幸福感更加受到相對(duì)地位、消費(fèi)支出的影響，而收入水平的影響較??；相對(duì)劣勢(shì)群體的幸福感則主要受到收入水平的影響。第三，相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體普遍低估自身的相對(duì)地位，在相對(duì)地位的壓抑效應(yīng)下，相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體盡管收入水平較大程度地超過了相對(duì)劣勢(shì)群體，但并沒有相應(yīng)獲得更多的幸福感，形成了相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間的“幸福悖論”。第四，相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間“幸?！杖搿毕嚆５某潭入S著消費(fèi)支出的變化而變化。

提高中國(guó)青年的幸福感水平任重而道遠(yuǎn)。不同社會(huì)群體幸福感影響因素存在較大的差異，因此根據(jù)不同群體需求提出針對(duì)性的意見及策略則更加有助于全民幸福感水平的提高。“80后”相對(duì)劣勢(shì)群體與相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體相比，收入水平仍然較低，而他們幸福感的提升卻主要依賴于收入水平的提高，因此注重低收入群體收入水平的提高將有助于社會(huì)相對(duì)劣勢(shì)群體幸福感的提升。相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體與相對(duì)劣勢(shì)群體相比盡管收入水平更高，但卻沒有得到更多的幸福感，甚至更低。對(duì)相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體而言，“掙錢”已經(jīng)不是提升他們幸福感的主要因素，“認(rèn)為自己有錢”和“花錢”變得更加重要，但同時(shí)他們并沒有因“掙錢”的增多而相應(yīng)提升“認(rèn)為自己有錢”和“花錢”的水平。相對(duì)優(yōu)勢(shì)與相對(duì)劣勢(shì)群體間的“幸福悖論”揭示出了當(dāng)前中國(guó)“80后”乃至整個(gè)中國(guó)青年呈現(xiàn)的社會(huì)現(xiàn)象：即相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體往往承受著更大的社會(huì)壓力與精神壓力，自我意識(shí)較強(qiáng)而自信心卻較弱。因此，一方面，要注重并有效引導(dǎo)相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體釋放壓力、增強(qiáng)自信、輕松消費(fèi)、享受生活將更加有助于幸福感的提升，另一方面，政府不應(yīng)當(dāng)只以追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為關(guān)鍵目標(biāo)，更要注重精神文明的建設(shè)，增加家庭生活質(zhì)量、健康水平、精神文明等非物質(zhì)產(chǎn)品生產(chǎn)上的公共支出，避免全民競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)與壓力過大，注重創(chuàng)造公平且輕松的社會(huì)環(huán)境以提升全民的幸福感水平。

參考文獻(xiàn)：

[1]周石.80后員工職業(yè)觀分析[J] .管理世界，2009（4）：184-185.

[2]張夢(mèng)霞，王斯洋.中國(guó)城市“80后”人群奢侈品消費(fèi)動(dòng)機(jī)維度的實(shí)證研究[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（3）：62-67.

[3]DIENER E， BISWASDIENER R. Will money increase subjective wellbeing？ [J]. Social Indicators Research， 2002， 57（2）： 119-169.

[4]LEVER J P. Poverty and subjective wellbeing in Mexico[J]. Social Indicators Research， 2004， 68（1）： 1-33.

[5]張學(xué)志，才國(guó)偉. 收入、價(jià)值觀與居民幸福感——來自廣東成人調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 管理世界，2011（9）：63-73.

[6]邢占軍. 我國(guó)居民收入與幸福感關(guān)系的研究 [J]. 社會(huì)學(xué)研究，2011（1）：196-219.

[7]EASTERLIN R A. Does economic growth improve the human lot？ some empirical evidence [M]//DAVID P A， MELVIN W R. Nations and Households in Economic Growth. New York： Academic Press，1974：89-125.

[8]BLANCHFLOWER D G， OSWALD A J. Wellbeing over time in Britain and the USA[J]. Journal of Public Economics，2004， 88（7-8）： 1359-1386.

[9]VEENHOVEN R， EHRHARDT J， HO M S D. Happiness in nations： subjective appreciation of life in 56 nations 1946-1992 [M]. Rotterdam， Netherlands： Erasmus University Rotterdam， 1993：1-2.

[10]何立新，潘春陽.破解中國(guó)的“Easterlin悖論”：收入差距、機(jī)會(huì)不均與居民幸福感[J]. 管理世界，2011（8）：11-22.

[11]CLARK A E， OSWALD A J. Satisfaction and comparison income[J]. Journal of Public Economics， 1996， 61（3）： 359-381.

[12]OSHIO T， KOBAYASHI M. Arealevel income inequality and individual happiness：evidence from Japan[J]. Journal of Happiness Studies， 2011， 12（4）：633-649.

[13]FERRERICARBONELL A. Income and wellbeing： an empirical analysis of the comparison income effect[J]. Journal of Public Economics， 2005， 89（5-6）：997-1019.

[14]田國(guó)強(qiáng)，楊立巖. 對(duì)“幸福—收入之謎”的一個(gè)解答[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2006（11）：4-15.

[15]ZIMMERMANN S. The pursuit of subjective wellbeing through specific consumption choice [R]. SSRN 2484660，2014.

[16]NOLL H， WEICK S. Consumption expenditures and subjective wellbeing： empirical evidence from Germany[J]. International Review of Economics， 2015， 62（2）： 101-119.

[17]EASTERLIN R A. Will raising the incomes of all increase the happiness of all？[J]. Journal of Economic Behavior & Organization， 1995， 27（1）： 35-47.

[18]EASTERLIN R A. Income and happiness：towards a unified theory[J]. The Economic Journal， 2001， 111（473）： 465-484.

[19]HARING M J， STOCK W A， OKUN M A. A research synthesis of gender and social class as correlates of subjective wellbeing[J]. Human Relations， 1984， 37（8）： 645-657.

[20]DIENER E， BISWASDIENER R. Will money increase subjective wellbeing？[J]. Social Indicators Research， 2002， 57（2）： 119-169.

[21]RAVALLION M， LOKSHIN M. Identifying welfare effects from subjective questions[J]. Economica， 2001， 68（271）： 335-357.

[22]羅楚亮. 絕對(duì)收入、相對(duì)收入與主觀幸福感——來自中國(guó)城鄉(xiāng)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 財(cái)經(jīng)研究，2009（11）：79-91.

[23]官皓. 收入對(duì)幸福感的影響研究：絕對(duì)水平和相對(duì)地位[J]. 南開經(jīng)濟(jì)研究，2010（5）：56-70.

[24]GRAHAM C， PETTINATO S. Happiness， markets， and democracy： Latin America in comparative perspective[J]. Journal of Happiness Studies， 2001，2（3）： 237-268.

[25]GUILLENROYO M. Consumption and subjective wellbeing： exploring basic needs， social comparison， social integration and Hedonism in Peru[J]. Social Indicators Research， 2008， 89（3）： 535-555.

[26]許玲麗，龔關(guān)，艾春榮. 幸福， 賺錢還是花錢？[J]. 財(cái)經(jīng)研究，2016（6）：17-26.

[27]胡榮華，孫計(jì)領(lǐng). 消費(fèi)能使我們幸福嗎？ [J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2015（12）：69-75.

[28]OSWAL A J. Happiness and economic performance[J]. The Economic Journal， 1997， 107（445）： 1815-1831.

[29]CLARK A E. Unemployment as a social norm： psychological evidence from panel data[J]. Journal of Labor Economics， 2003， 21（2）： 289-322.

[30]房莉杰. 我國(guó)城鄉(xiāng)貧困人口醫(yī)療保障研究[J]. 人口學(xué)刊，2007（2）：48-53.

[31]張?jiān)莆? 不同規(guī)模地區(qū)居民的人際信任與社會(huì)交往 [J]. 社會(huì)學(xué)研究，2009（4）：112-132.

[32]吳愈曉. 中國(guó)城鄉(xiāng)居民的教育機(jī)會(huì)不平等及其演變（1978—2008） [J]. 中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2013（3）： 4-21.

[33]張軍華. 幸福感城鄉(xiāng)差異的元分析[J]. 社會(huì)，2010（2）：144-155.

[34]高學(xué)德，翟學(xué)偉. 政府信任的城鄉(xiāng)比較[J]. 社會(huì)學(xué)研究，2013（2）：1-27.

[35]鄭冰島， 吳曉剛. 戶口、“農(nóng)轉(zhuǎn)非”與中國(guó)城市居民中的收入不平等[J]. 社會(huì)學(xué)研究， 2013（1）：160-181.

[36]SENIK C. When information dominates comparison：a panel data analysis using Russian subjective data[J]. General Information， 2002， 88（3）：2099-2123.

[37]FORNELL C， LARCKER D F. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error[J]. Journal of Marketing Research， 1981， 18（1）： 39-50.

[責(zé)任編輯方志]