收入、健康、社會公平感與居民主觀幸福感
——一個區(qū)域差異分析視角

王琪瑛

（西北師范大學(xué) 甘肅 蘭州 730070）

一、研究問題的提出

近年來，有關(guān)居民主觀幸福感問題的研究取得了較大的進(jìn)展（胡榮，2018；李路路，2017；黃嘉文，2016；邊燕杰，2016；劉軍強(qiáng)，2012；邢占軍，2011；王鵬，2011）。大致看來，學(xué)術(shù)界對這一問題的研究主要有三種理論視角，第一種理論視角是收入視角，強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)收入對居民主觀幸福感的影響（羅楚亮，2009；邢占軍，2011；王鵬，2011；劉軍強(qiáng)，2012；邊燕杰，2014；湯鳳林等，2014；黃嘉文，2016）。第二種理論視角是社會視角，強(qiáng)調(diào)社會性因素對居民主觀幸福感的影響。在這種解釋框架內(nèi)，學(xué)者們分別從階層認(rèn)同、社會保障、住房產(chǎn)權(quán)、社會資本、社會支持、政府治理以及環(huán)境治理等方面討論了它們對居民主觀幸福感的影響（閆丙金，2012；陽義南，2016；郝身永，2015；邊燕杰、郝明松，2013；魯元平，2010；陸杰華、孫曉琳，2017）。第三種視角是健康視角，強(qiáng)調(diào)居民的健康特別是心理健康對居民主觀幸福感的影響（胡榮，2018；趙佳麗，2017；趙斌、劉米娜，2013；周春平，2012）。

上述研究成果為深入探討居民主觀幸福感問題奠定了基礎(chǔ)，但是，目前的研究也存在一些需要做進(jìn)一步思考的問題：第一，在收入視角中，有關(guān)絕對收入還是相對收入影響幸福感的討論已經(jīng)持續(xù)了很長時間。然而，國外的一些研究都是基于不同國家的國情展開分析的，其研究結(jié)論往往存在不一致。而國內(nèi)的相關(guān)研究雖然考慮到了中國國情，但研究結(jié)論仍然存在較大爭論（陳馳波、李成豪，2016）。第二，現(xiàn)有的研究對社會公平感與主觀幸福感之間關(guān)系的進(jìn)行了探討（郝身永，2015；陽義南，2016；孫計領(lǐng)，2016；徐淑一等，2017；劉自敏，2018），但大多是從收入分配公平感角度來分析，并沒有從社會公平感的視角來分析，而社會公平感對居民主觀幸福感的提升具有較大影響（黃嘉文，2016）。第三，從國際比較角度研究居民主觀幸福感較多，而對居民主觀幸福感的區(qū)域比較研究較少。黨的十九大報告指出，“我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”。因此，進(jìn)一步思考區(qū)域差異對居民主觀幸福感的影響具有一定的現(xiàn)實意義。

鑒于此，本研究將綜合三種視角，從收入不平等、健康和社會公平感等方面，探討居民主觀幸福感的區(qū)域差異并對該問題進(jìn)行性別、年齡、婚姻和教育等人口學(xué)變量上的差異分析。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）收入不平等與居民幸福感

在幸福感研究中，收入是一個非常重要的因素。然而，到目前為止，居民主觀幸福感是受絕對收入影響還是相對收入影響并沒有形成相對一致的結(jié)論。

相對收入影響論的提出者是經(jīng)濟(jì)學(xué)家伊斯特林。伊斯特林（1974）發(fā)現(xiàn)，盡管國民生產(chǎn)總值在不斷上升，但幸福感水平隨時間的推移會保持不變。為了解釋這一現(xiàn)象，他從微觀和宏觀兩個方面進(jìn)行了分析，“第一，一國之內(nèi)，富人的幸福感高于窮人；第二，從跨國比較來看，發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家的平均幸福水平?jīng)]有顯著差異；第三，從同一國家的時間序列數(shù)據(jù)來看，一個國家的人均國民收入或人均GDP 增加時，該國居民的人均主觀幸福感沒有發(fā)生顯著的增加”，這就是引發(fā)學(xué)者們廣泛討論的“幸福悖論”。

伊斯特林的觀點很快就受到了學(xué)界的批判和質(zhì)疑，韋胡文（1991）認(rèn)為，“伊斯特林的幸福理論混淆了幸福與生活滿足之間的關(guān)系，滿足在很大程度上的確是生活標(biāo)準(zhǔn)比較的結(jié)果，但幸福不完全取決于比較”，實際上，社會“不存在相對、變動的幸福標(biāo)準(zhǔn)，人們的幸福感受以基本需求為標(biāo)準(zhǔn)，是天生和固有的情感”。為了證明自己的觀點，韋胡文運(yùn)用蓋洛普調(diào)查數(shù)據(jù)對伊斯特林的觀點進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)人均GNP 與主觀幸福感的相關(guān)性比較強(qiáng)，而且證明了在不同的國家中，國民的主觀幸福感差異較為明顯。

為了回應(yīng)學(xué)術(shù)界的質(zhì)疑，伊斯特林（1995，2005）運(yùn)用相對收入假說對“幸福悖論”進(jìn)行了分析。他指出，“提高所有人的收入不會提高所有人的幸福感，這是因為高收入所帶來的幸福感被高收入增長引發(fā)的高的生活水平所抵消”，而且“一個人對收入的滿足感不僅取決于絕對收入，也取決于相對收入”。之后，部分學(xué)者的經(jīng)驗研究支持了伊斯特林的觀點，即相對收入水平對國民幸福感的影響遠(yuǎn)大于絕對收入水平（Headey and Wearing，1992；Fujita，1995；Brockmann and Delhey，2009；Asadullah et al，2016；Li，2016；吳菲、王俊秀，2017；邢占軍，2011）。部分學(xué)者的研究證明相對收入與居民的主觀幸福感水平之間是正相關(guān)關(guān)系（田國強(qiáng)，2006；官皓，2010；趙新宇，2013），還有的學(xué)者發(fā)現(xiàn)，收入與主觀幸福感的關(guān)系表現(xiàn)為倒“U”型，即在相對收入合理范圍內(nèi)，絕對收入對主觀幸福感有正向影響；而超過這個合理范圍時，絕對收入對主觀幸福感有負(fù)向影響（王鵬，2011；曹大宇，2009；張學(xué)志、才國偉，2011；馬立平，2012）。另外，李路路、石磊（2017）還從宏觀經(jīng)濟(jì)增長、居民需求轉(zhuǎn)型和社會不平等三個方面，深入探討了“伊斯特林悖論”的形成機(jī)制和解釋邏輯。

盡管如此，韋胡文并沒有放棄對“相對收入論”的批判，在之后的研究中，他發(fā)現(xiàn)，“經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的國家的居民主觀幸福感預(yù)期越高，欠發(fā)達(dá)國家的主觀幸福感預(yù)期略低”（Veenhoben，1996），即絕對收入對居民主觀幸福感具有顯著的影響。之后，也有一些學(xué)者的研究結(jié)論表明，絕對收入對居民主觀幸福感具有正相關(guān)關(guān)系（Dinner，2002；Clark，2003；Sanna Read、Emily Grundy &Else Foverskov，2016），即當(dāng)居民的絕對收入水平不斷提高時，他們的主觀幸福感水平會不斷增強(qiáng)。Suhail，K 等學(xué)者(2004)發(fā)現(xiàn)，絕對收入水平較高的社會成員比其他階層的社會成員更快樂。羅楚亮（2009）的研究也表明，在控制了相對收入的影響之后，絕對收入的影響依然是比較顯著的。

綜上所述，對于絕對收入還是相對收入影響居民主觀幸福感還需要做進(jìn)一步的經(jīng)驗驗證，據(jù)此本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：絕對收入對居民主觀幸福感具有顯著的影響。（1）東部地區(qū)居民的絕對收入水平對主觀幸福感有顯著的影響；（2）中部地區(qū)居民的絕對收入水平對主觀幸福感有顯著的影響；（3）西部地區(qū)居民的絕對收入水平對主觀幸福感有顯著的影響

假設(shè)2：相對收入比較對居民主觀幸福感具有顯著的影響。（1）東部地區(qū)居民的相對收入比較對主觀幸福感有顯著的影響；（2）中部地區(qū)居民的相對收入比較對主觀幸福感有顯著的影響；（3）西部地區(qū)居民的相對收入比較對主觀幸福感有顯著的影響。

（二）健康自評與居民主觀幸福感

大量的經(jīng)驗研究成果表明，健康是影響居民主觀幸福感的重要因素之一，兩者之間表現(xiàn)為非常強(qiáng)烈的正相關(guān)關(guān)系（Easterlin，2003；Chida&Steptoe，2008；Gerben J.Westerhof，2005；Graham，2010；Martin Ljunge，2016；趙佳麗，2017；胡洪曙、魯元平，2012；周春平，2012）。進(jìn)一步，學(xué)者們深入討論了居民幸福感與身體健康維度和心理健康維度之間的關(guān)系。一些研究發(fā)現(xiàn)，良好的心理健康可以獲得較高的幸福感，而疼痛、焦慮和壓抑等不良心理狀態(tài)都會對主觀幸福感產(chǎn)生消極的影響（Michalos A，2004；Graham C，Higuera L，Lora E，2011；Dolan P，Metcalfe R，2012；X，Wang，2015）。Uppal S（2006）以加拿大為例，發(fā)現(xiàn)主觀幸福感會隨著身體殘疾而減少。Bockerman（2011）的結(jié)論表明，身體不健康狀態(tài)對主觀幸福感的影響遠(yuǎn)低于精神障礙的影響。然而，也有學(xué)者指出，健康因素在個人主觀幸福感中是否發(fā)揮作用仍然是一個不太明確的問題（Hochman O，Skopek N.，2013）。董潔（2016）的研究則表明，健康對居民主觀幸福感的影響不是一個普遍性的問題。胡洪曙、魯元平（2012）認(rèn)為，把健康變量放入模型計算必須考慮健康的內(nèi)生性問題，而這一問題目前并沒有很好地予以解決的問題。據(jù)此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：健康狀況較好的居民比健康狀況較低的居民具有較高的主觀幸福感；（1）東部地區(qū)居民的健康狀態(tài)越好，主觀幸福感越強(qiáng)；（2）中部地區(qū)居民的健康狀態(tài)越好，主觀幸福感越強(qiáng)；（3）西部地區(qū)居民的健康狀態(tài)越好，主觀幸福感越強(qiáng)。

（三）社會公平感與居民主觀幸福感

Knight，Song，and Gunatilaka（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，收入不是影響中國居民主觀幸福感最重要的因素，相對于收入而言，社會態(tài)度和期望對居民主觀幸福感的影響更為重要。Ed Diener 等人（1995）認(rèn)為，居民對社會公平的感知會對主觀幸福感的變化產(chǎn)生直接影響。一些實證研究的結(jié)果也證明了迪納的觀點，即社會公平感與主觀幸福感水平正 向 相 關(guān)（Alesina et al.，2004；Graham and Felton，2006；Dzuka and Dalbert，2006）。徐淑一、陳平（2017）等人的研究也表明，社會公平感知對主觀幸福感具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而且它對主觀幸福感的影響強(qiáng)于收入因素的影響。還有一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，公平感在收入差距與主觀幸福感的關(guān)系中充當(dāng)了中介變量的作用（Oishi 等，2011)。黃嘉文（2016）的研究表明，只有社會公平感與經(jīng)濟(jì)收入相結(jié)合，才能推動居民主觀幸福感水平的提升。孫計領(lǐng)（2016）的研究發(fā)現(xiàn)，社會公平感不僅對主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響，而且對收入與主觀幸福感之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，即當(dāng)公平感越高時，收入對幸福感的影響會越小。

社會公平感作為反映個體社會差異的主要方式，其在個人價值目標(biāo)的實現(xiàn)過程中發(fā)揮了重要的作用。在一個相對公平的社會里，個人更容易獲得較高的主觀幸福感。據(jù)此，本研究提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：社會公平感知較高的居民的主觀幸福感高于社會公平感知較低的居民。（1）東部地區(qū)居民的社會公平感越高，主觀幸福感越強(qiáng)；（2）中部地區(qū)居民的社會公平感越高，主觀幸福感越強(qiáng)；（3）西部地區(qū)居民的社會公平感越高，主觀幸福感越強(qiáng)。

三、數(shù)據(jù)、變量與分析方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來自中國社會綜合調(diào)查2015 年的數(shù)據(jù)。該項調(diào)查的數(shù)據(jù)是通過多階段分層概率抽樣方法獲取的，以全國31 個省、自治區(qū)、直轄市（不含港澳臺）的所有城市、農(nóng)村家庭戶。①通過對樣本缺失值的處理，最終獲得8109 個分析樣本，其中，東部地區(qū)樣本3582 個，中部地區(qū)樣本2834 個，西部地區(qū)1693 個（孟小凡，2016）。②

（二）主要變量

1.因變量

本研究的因變量為主觀幸福感，問卷中的問題為“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”答案由“非常不幸福、比較不幸福、說不上幸福不幸福、比較幸福和非常幸福”五個維度構(gòu)成，分別賦值為1、2、3、4、5。分值越高，表明被調(diào)查對象越幸福。本研究把主觀幸福感變量重新編碼為二分類變量，具體做法是把“非常不幸?！?、“比較不幸?！焙汀罢f不上幸福不幸福”編碼為“不幸?！?，賦值為0；把“比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！本幋a為“幸?！?，賦值為1。

2．自變量

（1）絕對收入：以居民個人年收入變量來測量絕對收入，本研究對個人年收入變量進(jìn)行了對數(shù)化處理。

（2）相對收入：已有的研究表明，在與其他群體進(jìn)行橫向比較和縱向比較時，不同收入群體的主觀幸福感存在較為明顯的差異（Senik，2009；黃嘉文，2015；吳菲、王俊秀，2017）。本研究以調(diào)查對象與同齡人社會經(jīng)濟(jì)地位變化的比較和與三年前社會經(jīng)濟(jì)地位變化的比較來測量相對收入。在統(tǒng)計計算時，均處理為二分類變量。

（3）健康：主要從身體健康和心理健康兩個維度來測量。對于身體健康的測量，CGSS 問卷中的問題為“您覺得您目前的身體健康狀況是”，答案分別為“很不健康、比較不健康、一般、比較健康、很健康”，對應(yīng)的賦值為1、2、3、4、5，分值越高，表明居民對自身的身體健康狀況評價越好；對于心理健康的測量，CGSS 問卷中的問題為“在過去的四周中，您感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度是”，答案分別為“總是、經(jīng)常、有時、很少，從不”，對應(yīng)的賦值為1、2、3、4、5，分值越高，表明居民對自身心理健康狀況的評價越好。

（4）社會公平感：對于社會公平感的測量，問卷中的問題為“總的來說，你認(rèn)為當(dāng)今的社會公不公平”，答案為“完全不公平、比較不公平、說不上公平與不公平、比較公平和完全公平”，分別賦值為1、2、3、4、5，分值越高，表明居民的社會公平感知越好。

3．控制變量

（1）性別：虛擬變量，男性編碼為1，女性編碼為0。

（2）年齡：連續(xù)變量，直接進(jìn)入模型運(yùn)算。

（3）戶籍：虛擬變量，農(nóng)業(yè)戶口編碼為0，非農(nóng)業(yè)戶口編碼為1。

（4）婚姻：虛擬變量，把同居和已婚編碼為“有伴侶”，賦值為1，把未婚、分居、離異和喪偶編碼為“無伴侶”，賦值為0。

（5）受教育年限：CGSS 問卷中，對教育程度的測量是通過“您目前的最高教育程度”這樣的問題進(jìn)行的。本研究把教育程度變量轉(zhuǎn)化為受教育年限。③

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果詳見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計 N=8109

（三）分析方法

1．二元logit 回歸模型

由于因變量主觀幸福感是一個二分類變量，即它只有0 和1 兩個分類。統(tǒng)計分析不能采用常規(guī)的線性回歸，只能采用二元logit 模型。用公式表達(dá)如下：

其中，β0表示截距項，X1～Xk表示絕對收入、相對收入、心理健康、身體健康和社會公平感以及其他一些人口學(xué)變量，β1～βk代表發(fā)生比概率。

2．多層次非線性模型

中國最大的國情之一就是地區(qū)之間在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展過程中存在不平衡性，因此，用同質(zhì)性模型來分析居民的主觀幸福感容易導(dǎo)致層次謬誤，為使研究結(jié)論更加客觀，本研究建立了個體層面和區(qū)域?qū)用娴亩鄬哟文Ｐ?，以進(jìn)一步討論居民主觀幸福感的區(qū)域差異。由于主觀幸福感是一個二分類的變量，故采用多層次非線性模型進(jìn)行分析，用公式表達(dá)如下：

則二層隨機(jī)截距的公式就可以表達(dá)為：

四、實證分析結(jié)果

（一）居民主觀幸福感區(qū)域差異的描述性分析

表2 居民主觀幸福感的區(qū)域差異（%）

表2 反映的是居民主觀幸福感的時間變化趨勢。從CGSS 調(diào)查數(shù)據(jù)的結(jié)果來看，東部地區(qū)有26.62%的居民感覺生活比較幸福，中部地區(qū)為21.41%，西部地區(qū)為12.6%，東部地區(qū)有9.06%的居民感覺非常幸福，中部地區(qū)為6.3%，西部地區(qū)為2.64%。在居民感覺幸福的比例中，東部地區(qū)為35.68%，中部為27.71%，西部地區(qū)為15.24%。總體上來看，隨著中國社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，居民主觀幸福感水平不斷上升。同時，不同區(qū)域之間的居民主觀幸福感存在較為明顯的差異。

（二）模型及檢驗

1.居民主觀幸福感區(qū)域差異的二元logit 回歸分析

表3 反映的是絕對收入、相對收入、健康和社會公平感變量對居民主觀幸福感影響的二元logit回歸分析的統(tǒng)計結(jié)果。

從收入不平等的角度來看，東部地區(qū)和西部地區(qū)個人收入的絕對差異不影響居民的主觀幸福感，中部地區(qū)個人收入的絕對差異對其主觀幸福感有一定影響。在相對收入方面，與同齡人相對收入的比較影響東部和中部地區(qū)居民的主觀幸福感，而對西部地區(qū)居民的主觀幸福感沒有顯著影響；與三年前相對收入的比較對居民主觀幸福感的影響沒有區(qū)域上的差異。假設(shè)1.2 和假設(shè)2 的部分關(guān)系得到了經(jīng)驗數(shù)據(jù)的驗證，由此表明，分區(qū)域來考察時，相對收入對居民主觀幸福感的影響大于絕對收入的影響。

從健康自評和社會公平感的角度來看，健康變量和社會公平感變量對居民主觀幸福感的影響沒有表現(xiàn)出區(qū)域差異的特征，即心理健康評價較好的居民的主觀幸福感高于心理健康評價較差的居民，身體健康評價較好的居民的主觀幸福感水平高于身體健康評價較差的居民，社會公平感知較高的居民的主觀幸福感水平高于對社會公平感知較低的居民。假設(shè)3 和假設(shè)4 得到了經(jīng)驗數(shù)據(jù)的驗證。

從人口學(xué)變量的角度可以看到，無論是東部地區(qū)還是中部和西部地區(qū)，男性的主觀幸福感水平與女性的主觀幸福感水平表現(xiàn)為負(fù)向關(guān)系；東部地區(qū)中年齡較大的居民的主觀幸福感低于年齡較小的，中西部地區(qū)居民年齡對其主觀幸福感沒有顯著影響；婚姻生活對居民主觀幸福感的影響沒有明顯的區(qū)域差異特征，即生活中有伴侶的居民的主觀幸福感水平高于沒有伴侶的居民；教育變量對居民主觀幸福感的影響具有較為明顯的區(qū)域差異，即中部地區(qū)受教育程度較高的居民的主觀幸福感水平高于受教育程度較低的居民，東部和西部地區(qū)居民的受教育程度不影響其主觀幸福感。

2.居民主觀幸福感區(qū)域差異的穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步檢驗上述統(tǒng)計結(jié)果的合理性，本研究對收入不平等、健康、社會公平感與主觀幸福感的區(qū)域差異進(jìn)行了probit 回歸分析。

從數(shù)據(jù)分析的結(jié)果來看，各個主要自變量與居民主觀幸福感之間的影響及其區(qū)域差異與二元logit 回歸分析模型的結(jié)果基本相同，由此表明，收入、健康、社會公平感以及人口學(xué)變量影響居民主觀幸福感，居民主觀幸福感存在區(qū)域上的差異性。

3. 居民主觀幸福感區(qū)域差異的多層次非線性模型

從二元logit 和probit 回歸模型的統(tǒng)計結(jié)果來看，收入不平等因素和教育因素對居民主觀幸福感的影響具有較為明顯的區(qū)域不平衡性的特征。因此，在多層非線性模型中主要分析收入不平等因素和教育等因素的隨機(jī)截距效應(yīng)。表4 反映的是收入不平等、健康、社會公平感與居民主觀幸福感之間的多層次非線性統(tǒng)計的結(jié)果。

表3 居民主觀幸福感區(qū)域比較的二元logit 回歸模型

表4 居民主觀幸福感區(qū)域比較的probit 回歸模型

從表4 的統(tǒng)計結(jié)果表明，在綜合考量區(qū)域因素差異時，絕對收入、相對收入、健康、社會公平感等主要變量與居民主觀幸福感之間的隨機(jī)效應(yīng)是較為顯著的，這意味著從區(qū)域?qū)用鎸@些系數(shù)隨區(qū)域不同而出現(xiàn)的變異進(jìn)行解釋是較為合理的。

五、結(jié)論與討論

通過對CGSS2015 年調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，本研究從絕對收入、相對收入、健康和社會公平感等方面討論了影響居民主觀幸福感水平的因素及其區(qū)域差異。研究發(fā)現(xiàn)：1.絕對收入對居民主觀幸福感的影響具有一定的區(qū)域差異性，即中部地區(qū)居民的絕對收入差異對其主觀幸福感具有顯著影響，而東部和西部地區(qū)沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性，也意味著伊斯特林的“相對收入假說”更具合理性；2.相對收入變量中，與同齡人相對比較的差異對東部和中部地區(qū)的居民主觀幸福感具有較大影響，而在西部地區(qū)沒有表現(xiàn)出顯著的統(tǒng)計關(guān)系。與三年前收入的相對比較對不同地區(qū)居民的主觀幸福感均具有明顯的統(tǒng)計相關(guān)性，意味著相對收入對幸福感的影響強(qiáng)于絕對收入的影響；3.健康變量和社會公平感變量對居民主觀幸福感的影響沒有表現(xiàn)出較明顯的區(qū)域差異?！敖】导僭O(shè)”和“社會公平感假設(shè)”得到了經(jīng)驗數(shù)據(jù)的驗證；4. 從人口學(xué)變量上來看，無論是東部、中部還是西部地區(qū)，性別對居民主觀幸福感具有顯著性影響；東部地區(qū)居民中年齡較大的主觀幸福感低于年齡較低的居民；無論在東部、中部還是西部地區(qū)，婚姻對居民主觀幸福感具有顯著影響；在教育變量上，中部地區(qū)居民的受教育年限對他們的主觀幸福感的影響比較顯著，即受教育年限越長，居民的主觀幸福感越強(qiáng)。

表5 收入不平等、健康、社會公平感與居民主觀幸福感的多層次非線性模型

從上述研究結(jié)論可以看出，在居民主觀幸福感問題的研究中，僅僅從同質(zhì)性的角度來分析居民主觀幸福感的影響因素及其異同在方法論上是有局限的，對這個問題的討論必須結(jié)合中國客觀上存在的區(qū)域差異來分析。另外，盡管收入不平等對居民主觀幸福感有顯著影響，但是，人類幸福的增長都不應(yīng)該只是經(jīng)濟(jì)增長的力量所導(dǎo)致（李路路、石磊，2017）。心理健康要素和社會態(tài)度要素同樣對居民主觀幸福感具有顯著影響。因此，提高國民身體素質(zhì)，加強(qiáng)心理健康疏導(dǎo)，努力推動社會公平正義的發(fā)展對提升全體居民的主觀幸福感的意義遠(yuǎn)大于收入不平等因素的意義。

當(dāng)然，本研究也存在一些不足：囿于數(shù)據(jù)的限制，論文主要以橫截面數(shù)據(jù)為主，從區(qū)域差異角度分析了居民幸福感的影響因素及其差異，沒有對時間變化效應(yīng)的影響作深入探討，導(dǎo)致結(jié)論的有效性受到一定程度的限制。另外，本研究主要著眼于對目前研究中存在的一些對立的觀點進(jìn)行驗證和說明，并沒有對收入不平等、健康和社會公平感與居民主觀幸福感之間的內(nèi)在路徑關(guān)系進(jìn)行探討，這些問題還需在今后的研究中進(jìn)一步完善。

注釋：

①更多內(nèi)容查閱CGSS 發(fā)布的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）第二期（2010-2019）抽樣方案。

②東部地區(qū)包括遼寧省、山東省、浙江省、河北省、江蘇省、福建省、廣東省、海南省、廣西壯族自治區(qū)、北京市、天津市和上海市12 個觀測點。中部地區(qū)包括黑龍江省、吉林省、河南省、山西省、安徽省、江西省、湖北省、湖南省、內(nèi)蒙古自治區(qū)9 個觀測點。西部地區(qū)包括新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、西藏自治區(qū)、甘肅省、青海省、云南省、貴州省、陜西省、四川省和重慶市10 個觀測點。

③教育變量重新編碼的結(jié)果，“沒有接受過任何教育”賦值為0 年；“小學(xué)畢業(yè)”=6 年，“初中畢業(yè)”=9 年；“中專/技?！?11 年；“職業(yè)高中”=11 年；“高中”=12 年；“大學(xué)?？啤?15年；“大學(xué)本科”=16 年；“研究生以上”=19 年。