收入不平等與農(nóng)戶生活滿意度*
——來自中國社會綜合調(diào)查

于井遠，王金秀

（1. 廣東財經(jīng)大學粵港澳大灣區(qū)創(chuàng)新競爭力研究院，廣州 510320；2. 中南財經(jīng)政法大學財政稅務學院，武漢 430073）

一、引言及文獻綜述

生活滿意度作為度量個人生活質(zhì)量的重要指標，是幸福經(jīng)濟學的重要研究課題。我國政府歷來重視人民群眾生活質(zhì)量和幸福指數(shù)的提升。改革開放以來，我國經(jīng)濟高速增長，城鄉(xiāng)居民人均收入得到極大提高，但已有研究表明我國居民幸福感提升速度落后于經(jīng)濟增長速度，即出現(xiàn)“Easterlin 悖論”（Easterlin 等，2012），而與之相伴隨的一個現(xiàn)象是以基尼系數(shù)表征的我國收入不平等也在不斷擴大（Xie等，2014）。對此，不少研究分析收入不平等對居民幸福感影響及作用機理，但結(jié)論不完全一致，如何立新等（2011）認為機會不均是產(chǎn)生收入差距進而降低居民主觀幸福感的重要原因，而陳釗等（2012）認為收入差距“隧道效應”提高人們收入預期，對幸福感具有正向影響。但現(xiàn)有研究較少直接關(guān)注收入不平等對農(nóng)戶生活滿意度的影響問題。

根據(jù)《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022）》，農(nóng)村是新時期社會主要矛盾突出表現(xiàn)地區(qū)，不平等程度均高于同期城鎮(zhèn)地區(qū)?！班l(xiāng)村興則國家興，鄉(xiāng)村衰則國家衰”?？梢?，經(jīng)濟發(fā)展是否最終惠及到農(nóng)民，是否增強農(nóng)民群眾“獲得感、幸福感、安全感”，是衡量新時代社會主要矛盾是否解決的重要標尺。而居民收入差距持續(xù)擴大作為經(jīng)濟發(fā)展的非期望產(chǎn)出（范子英等，2009），對國民幸福感獲得及持續(xù)提升的重要性不言而喻，體現(xiàn)為“隧道效應”還是“攀比效應”？對此，本文以農(nóng)戶為研究視角，構(gòu)建個體收入不平等指數(shù)，研究農(nóng)戶內(nèi)部收入不平等對其主觀福利的影響，可補充現(xiàn)有研究不足，對理解如何增進農(nóng)民福祉、改善農(nóng)村民生面貌具有重要現(xiàn)實意義。

圍繞收入不平等與居民生活滿意度這一重要課題，現(xiàn)有文獻分別就二者之間影響及作用機制展開實證研究。就前者而言，學術(shù)界主要有兩種觀點，一種觀點認為收入不平等顯著降低居民生活滿意度，并從以下視角分析：不平等厭惡（Fehr等，1999；Schwarze等，2007）、個體收入不平等（D'Ambrosio等，2007）、公共支出（湯鳳林等，2014）、個體效用（孫計領(lǐng)等，2018）等。另一種觀點認為收入不平等提升居民生活滿意度（Haller等，2006）。對拉丁美洲的研究表明，個體幸福主要源于對自身生活環(huán)境的感知，而非整體社會經(jīng)濟不平等，且拉丁美洲的社會關(guān)系質(zhì)量抵消了不平等因素的負面影響等；此外，陳釗等（2012）認為收入不平等的隧道效應給人們帶來預期收入會提升希望，從而提升居民幸福感。就后者而言，Alesina 等（2004）研究表明社會流動性起到重要中介作用，通過比對分析，發(fā)現(xiàn)歐洲收入不平等降低居民幸福感，而美國收入不平等卻提升幸福感，究其原因美國是個人口高度流動性國家，而歐洲人口流動性相對較低；魯元平等（2011）使用世界價值觀數(shù)據(jù)從收入不平等是否會引起犯罪率提升視角研究二者之間互動關(guān)系，發(fā)現(xiàn)收入不平等導致居民犯罪率提高，從而降低幸福感；胡洪署等（2012）進一步從居民有無醫(yī)療保險方面研究收入不平等對老年人幸福感影響，發(fā)現(xiàn)收入不平等對無醫(yī)療保險老年人影響大于有醫(yī)療保險的。

以上研究通常使用基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)測度收入不平等，而基于個體收入不平等視角研究收入不平等對居民幸福感的文獻相對較少，尤其是個體收入不平等對農(nóng)戶幸福感的研究更少。國外學者D'Ambrosio 等（2007）通過構(gòu)造個體收入不平等指數(shù)，利用德國社會經(jīng)濟1990～2004 年面板數(shù)據(jù)研究相對收入不平等對幸福感影響，發(fā)現(xiàn)絕對收入產(chǎn)生的幸福效應小于收入不平等的負面效應；D'Ambrosio等（2012）通過將絕對收入、相對收入和滿意度納入動態(tài)分析框架中，發(fā)現(xiàn)個人歷史收入狀況也會對收入滿意度評價起到?jīng)Q定作用。國內(nèi)學者任國強等（2017）通過構(gòu)建個體收入不平等指數(shù)研究收入不平等對居民健康影響；孫計領(lǐng)等（2018）通過構(gòu)建效用函數(shù)模型從收入不平等視角研究對居民幸福感影響。

綜上，本文邊際貢獻主要體現(xiàn)在研究視角與研究方法上。一方面，將研究視角集中于農(nóng)戶，更具有針對性，并基于個體收入不平等視角研究農(nóng)戶收入不平等對生活滿意度的影響，與基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)相比，個體收入不平等理論以個體收入為研究對象，個體將自身收入與參照群中比其收入較高的個體相比，以個體實際收入與期望收入之間差異度量個體收入不平等程度，相比于社區(qū)或縣級層面的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等，個體收入不平等指數(shù)更具有微觀意義（任國強等，2016）。另一方面，使用兩階段Probit最小二乘法構(gòu)造聯(lián)立方程模型排除互為因果關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，得到較一致校正標準誤和參數(shù)估計，并分析不同地區(qū)、收入群體、消費群體及就業(yè)群體之間異質(zhì)性效應。

二、數(shù)據(jù)來源、變量說明及模型設計

（一）數(shù)據(jù)來源

使用中國社會科學院的中國社會綜合情況調(diào)查2015 年數(shù)據(jù)庫（CSS2015）。該調(diào)查于2005 年實施，每2年更新一次，問卷中涵蓋收入、消費、生活滿意度等與個體相關(guān)的大部分變量。并涵蓋除新疆外的30 個省區(qū)（含直轄市），包括148 個區(qū)市縣，568 個鎮(zhèn)鄉(xiāng)街道辦事處等，全樣本量共有10 243 個，其中農(nóng)村樣本量7 396 個。根據(jù)本文研究對象和數(shù)據(jù)特點，刪除“無法回答”“拒絕回答”、缺失值等后樣本量共計6 810個，占全部樣本量66.64%。最后根據(jù)研究對象刪除城鎮(zhèn)地區(qū)樣本，得到有效樣本5 016個，占全部農(nóng)村數(shù)量67.82%。

（二）變量說明

1. 被解釋變量

即農(nóng)戶生活滿意度。問卷采取1～10分的打分方式，生活滿意度越高分值越高。根據(jù)回答，首先設置多值型變量lifesatisfy1；另外在此基礎上進一步設置二值型變量lifesatisfy2，取中間數(shù)5為一般情況，如果分值低于5，則對生活不滿意，lifesatisfy2取值為0，反之則對生活較滿意，lifesatisfy2取值為1。由圖1可知，農(nóng)戶生活滿意度在5～8的農(nóng)戶數(shù)量占74.12%，約占樣本農(nóng)戶數(shù)量3/4，表明大部分農(nóng)戶生活滿意度在中等以上，而評分在5以下農(nóng)戶占12.91%，非常滿意農(nóng)戶占12.96%。

圖1 農(nóng)戶生活滿意度分布

2. 農(nóng)戶收入不平等

參考D'Ambrosio等（2007）研究方法，從個體收入不平等視角刻畫農(nóng)戶收入不平等。在計算個體收入不平等指數(shù)之前，首先計算個體平均年收入，使用家庭年收入除以相對應收入人數(shù)得到連續(xù)型變量個體平均年收入income，對其winsorize縮尾處理；再根據(jù)個體收入不平等理論計算個體收入不平等指數(shù)（式（1）和式（2））。選取文獻中常用的Kakwani 指數(shù)和Canberra 指數(shù)測度個體收入不平等，以Kakwani指數(shù)為例，選取農(nóng)村居民為參照群，每個收入個體與參照群中比其收入高的其他個體相比，計算個體收入不平等指數(shù)。令X 為參照群，樣本量為n ，收入為xn，首先將xn升序排列，即x1＜x2＜... ＜xn，令個體收入剝奪指數(shù)為incD，則

其中， μ 為全體農(nóng)戶收入平均值， xk為第k 個個體收入，通過上式計算Kakwani指數(shù)。同時在穩(wěn)健性分析中，使用Canberra指數(shù)進一步作為個體收入不平等的代理變量展開分析，計算公式如下。

其中， μ 的含義同前式， μi(x) 為累積到前i個人的平均收入。

3.控制變量

為盡量降低異方差，選擇以下控制變量：個體特征變量包括黨員（status）、婚姻狀況（marriage）、性別（gender）、民族（nation）、受訪者年齡（age及其平方項）、是否工作（job）；家庭方面包括家庭經(jīng)濟水平（econstatus）、家庭房產(chǎn)個數(shù)（house）及家庭人口規(guī)模（family）；社會特征變量包括社會總體評價（socialstatus）（見表1）。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（三）模型設計

因被解釋變量農(nóng)戶生活滿意度為序數(shù)離散變量，根據(jù)評價得分分別設置多值變量和二值變量。為保持研究結(jié)論穩(wěn)健性，使用Ologit 和logit模型穩(wěn)健性檢驗。

1.基準回歸分析

參考已有研究，當居民生活滿意度取值1～10 時，使用Oprobit 回歸模型；當取值0 或1 時，使用Probit回歸模型?；净貧w方程設計如下。

其中，lifesatisfy*為農(nóng)戶生活滿意度，incD為個體收入剝奪指數(shù)，控制變量X為包含個體、家庭和社會的一些經(jīng)濟特征變量：黨員（status）、婚姻狀況（marriage）、性別（gender）、民族（nation）、受訪者年齡（age及其平方項）、是否工作（job）；家庭方面：家庭經(jīng)濟水平（econstatus）、家庭房產(chǎn)個數(shù)（house）及家庭人口規(guī)模（family）；社會特征變量：社會總體評價（socialstatus）等，μ為省份效應，ε為隨機干擾項。

2.內(nèi)生性分析

根據(jù)被解釋變量生活滿意度分布特征，采用Oprobit 和Probit 作基準回歸模型，但估計過程中因遺漏變量、估計偏誤、互為因果等因素，不可避免會產(chǎn)生內(nèi)生性。在雙向因果分析方面，如果生活滿意度較低的人為社會最底層階層，其生活滿意程度越低，越可能產(chǎn)生悲觀厭世情緒，會主觀排除社會援助，不利于農(nóng)戶內(nèi)部收入差距縮小，即生活滿意度程度也可能反向影響農(nóng)戶收入不平等，如果存在此情況，則基本回歸結(jié)果會產(chǎn)生估計系數(shù)偏誤且不一致。因此，通過構(gòu)建聯(lián)立方程模型驗證該影響是否存在，進一步在式（3）基礎上構(gòu)建聯(lián)立方程。

incD = α + βlifesatisfy + γX' + μ + ε （4）

式（3）和式（4）為本文設定的聯(lián)立方程模型，其他變量定義如式（3）。如果β 系數(shù)符號顯著為負，說明從統(tǒng)計意義上而言，生活滿意度會加劇農(nóng)戶內(nèi)部收入差距，反之則表明生活滿意度對農(nóng)戶內(nèi)部收入差距無顯著影響。根據(jù)Keshk（2003），本文使用兩階段Probit最小二乘法構(gòu)建聯(lián)立方程模型（2SPLS）加以估計，此模型可較好糾正非線性聯(lián)立方程模型標準誤，使得模型估計系數(shù)和其標準誤得到較一致估計。

三、實證結(jié)果及分析

（一）基準分析

因待估計方程中解釋變量較多，根據(jù)White（1980）研究，首先在基本回歸之前檢驗方程是否產(chǎn)生多重共線性，檢驗結(jié)果顯示VIF為1.10，表明本文解釋變量之間不存在多重共線性；同時相關(guān)性檢驗結(jié)果顯示除age和age平方相關(guān)系數(shù)較高之外，其他變量之間相關(guān)系數(shù)均在0.5以下。

根據(jù)前文模型設計，本部分使用Oprobit和Probit作基準回歸分析，回歸過程采取逐步回歸方法結(jié)果見表2，其中模型1～3表示被解釋變量為多值型生活滿意度的回歸結(jié)果，模型4～6表示二值型被解釋變量的回歸結(jié)果。模型1、4未加入控制變量和控制省份效應，模型2和模型5在其基礎上控制省份效應，而模型3和6同時考慮控制變量和省份效應。表2中各模型擬合優(yōu)度檢驗結(jié)果顯示所有模型均高度顯著，考慮控制變量和省份效應后的模型擬合優(yōu)度最高，表明農(nóng)戶生活滿意度影響因素并非僅取決于個體收入不平等程度，還會受其他因素影響。就核心解釋變量估計結(jié)果看，個體收入不平等對農(nóng)戶生活滿意度影響顯著為負，且均在1%顯著性水平上通過檢驗，表明農(nóng)村地區(qū)收入不平等顯著降低農(nóng)戶生活滿意度。合理解釋是，由于內(nèi)部收入不平等為相對收入視角，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距越大，農(nóng)戶自感與其他相對收入較高的人不平等感會越強，致使“攀比效應”大于其“隧道效應”，從而降低生活滿意度，模型估計中無論是否考慮控制變量還是省份效應，均說明此點。從效應大小看，個體收入不平等每增加1個單位，農(nóng)戶生活滿意度則平均下降0.18個單位。

控制變量中，年齡對農(nóng)戶生活滿意影響表現(xiàn)為U型趨勢，樣本中年齡范圍22～74歲，U型拐點位置約32 歲。由此可知，農(nóng)戶生活滿意度在32 歲之前表現(xiàn)為下降趨勢，而在32 歲之后為上升狀態(tài)，可能是32歲之前農(nóng)戶無論是從生理上還是心理上均處于較年輕狀態(tài)，對生活富足及工作要求較高，而這類群體因缺乏生活工作經(jīng)驗，現(xiàn)實與期望落差對生活滿意度造成一定沖擊；和已有研究結(jié)論一致（Haller 等，2006），婚姻有利于提升農(nóng)戶生活滿意度，表明婚姻有利于個體幸福感獲得，而離婚某種程度上割裂和切斷人與人之間連接，導致居民生活滿意度下降；社會經(jīng)濟地位在中等及以上的農(nóng)戶生活滿意度要大于社會經(jīng)濟地位較差農(nóng)戶；同樣，家庭財富多寡也影響農(nóng)戶生活滿意度；對社會評價較高群體，生活滿意度也相對較高，主觀上看，社會評價反映社會生活認可程度；貧困降低農(nóng)戶生活滿意度，根據(jù)阿瑪?shù)賮啞ど芯?，貧困意味著?quán)利的剝奪，奧本海默認為貧困是指物質(zhì)上、精神上及情感上的缺失，而基本權(quán)利的剝奪和缺失直接影響農(nóng)戶生活滿意度；家庭成員數(shù)降低農(nóng)戶生活滿意度，但該模型中并不顯著，可能在其增收受到限制情況下，家庭成員過多直接導致個體平均生活水平下降，而和諧的家庭生活氛圍帶來生活滿意度提升無法直接觀測到，其統(tǒng)計意義上不顯著；其他個體特征變量中性別、民族、是否黨員在模型估計中并不顯著。

表2 基準回歸分析結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

使用Canberra 指數(shù)作為個體收入剝奪指標，并同時使用Ologit 和Logit 模型檢驗基本結(jié)論穩(wěn)健性。表3 中通過更換解釋變量和模型估計方法，結(jié)果依然顯著，表明農(nóng)戶收入不平等降低農(nóng)戶生活滿意度其基本結(jié)論穩(wěn)健，在以Canberra指數(shù)作為個體收入不平等的解釋變量估計結(jié)果中，無論是Probit 還是Logit 模型結(jié)果均顯示，個體收入不平等每增加1 個單位，農(nóng)戶生活滿意度平均下降0.3個單位。而控制變量的結(jié)果如前所述基本一致。

表3 穩(wěn)健性分析

（三）內(nèi)生性分析

由于解釋變量的內(nèi)生性，通常會使模型出現(xiàn)估計偏誤，造成結(jié)果不準確性，加之農(nóng)戶生活滿意度提升的影響因素可能是綜合性的，囿于數(shù)據(jù)可得性，本文不能窮盡其他重要影響因素，如個體偏好、生活習慣等，而這些因素通常無法觀測，可能造成遺漏變量問題；另外農(nóng)戶收入不平等可能并非嚴格外生，也會受其他因素影響，如收入、社會經(jīng)濟地位等；如前所述，在其影響因素中也可能受被解釋變量生活滿意度影響，盡管互為因果關(guān)系也可能對模型估計結(jié)果帶來一定偏差。

為解決上述問題，首先檢驗農(nóng)戶收入不平等的內(nèi)生性，DWH結(jié)果顯示F統(tǒng)計量為9.17，在1%水平上顯著拒絕農(nóng)戶內(nèi)部收入差距外生的原假設，而IV Probit 結(jié)果顯示其Wald 統(tǒng)計量為4.5，在5%顯著性水平也拒絕其外生性原假設；然后，繼續(xù)檢驗雙向因果關(guān)系，已有文獻中常使用工具變量、二階段最小二乘估計克服其內(nèi)生性問題，使用三階段最小二乘法構(gòu)造聯(lián)立方程模型克服由于互為因果關(guān)系造成聯(lián)立方程偏差，但其條件通常是線性假設。然而由于生活滿意度是離散型序數(shù)變量，個體收入不平等為連續(xù)型變量，并不都滿足線性假設條件，故本文使用兩階段Probit最小二乘法的聯(lián)立方程模型（2SPLS）展開估計，此模型不僅可糾正非線性聯(lián)立方程模型標準誤，也可得到一致的模型估計系數(shù)（Hassan等, 2011）。為方便比較，同時使用三階段最小二乘回歸對比分析，回歸結(jié)果見表4。

表4 內(nèi)生性分析

表4中前4列為兩階段Probit最小二乘聯(lián)立方程，分別使用Kakwani指數(shù)和Canberra指數(shù)刻畫的個體收入不平等與農(nóng)戶生活滿意度的聯(lián)立方程，結(jié)論顯示，農(nóng)戶收入不平等顯著降低農(nóng)戶生活滿意度，而農(nóng)戶生活滿意度不必然造成收入差距越來越大。就其效應而言，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距每增加1 個單位，其生活滿意度平均下降0.18～0.3個單位，這與基本結(jié)論一致，表明基準回歸分析不存在估計偏誤；表中最后兩列為三階段最小二乘回歸模型，估計結(jié)果顯示，雖系數(shù)符號方向未發(fā)生實質(zhì)變化，但估計系數(shù)大小相較于兩階段Probit最小二乘聯(lián)立方程結(jié)果較大，究其原因是三階段最小二乘回歸假設條件為線性假設，而本文的兩個內(nèi)生變量并不符合此條件。

（四）異質(zhì)性分析

按照東中西地區(qū)、消費人群和收入人群及農(nóng)戶是否處于失業(yè)狀態(tài)進一步分析異質(zhì)性。具體方法為，在不同人群中，分別以人均收入與人均消費平均值為分界線將樣本群體劃分為高收入與低收入組、高消費與低消費組；根據(jù)調(diào)查問卷中“工作狀態(tài)”劃分為就業(yè)狀態(tài)與失業(yè)狀態(tài)。

1.地區(qū)異質(zhì)性

經(jīng)濟發(fā)展過程中面臨著公平與效率選擇問題，且地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、社會、文化等存在明顯地區(qū)異質(zhì)性，居民收入分配不均作為經(jīng)濟發(fā)展的非期望產(chǎn)出會有所差異。因此，有必要針對內(nèi)部收入差距對農(nóng)戶生活滿意度的地區(qū)異質(zhì)性加以分析。由表5可知，東部地區(qū)內(nèi)部收入差距平均值為0.51，要小于中部地區(qū)0.55和西部地區(qū)0.60，即東部不平等程度相對低于中西部地區(qū)，從收入角度看，印證已有研究，即越是貧窮地區(qū)，內(nèi)部差距就越大（朱詩娥等，2012）。

就整體而言，無論是發(fā)達地區(qū)還是欠發(fā)達地區(qū)，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距均顯著降低生活滿意度，其中東部地區(qū)個體收入不平等的抑制效應最大，其次是中部地區(qū)，西部地區(qū)最小。東部地區(qū)內(nèi)部收入差距每增加1個單位，農(nóng)戶生活滿意度平均下降0.25，中西部地區(qū)分別平均下降0.16、0.11?？赡茉蚴牵阂环矫?，與東部地區(qū)社會經(jīng)濟特征有關(guān)。長期以來，該地區(qū)因具有較發(fā)達的工業(yè)和服務業(yè)等吸引了較高水平人力資本流入和農(nóng)民工遷徙，成為人力資本輸入地，而中西部地區(qū)因經(jīng)濟欠發(fā)達成為人才流失地區(qū)，東部地區(qū)人才大量集聚也帶來一些負面影響，如交通擁擠、人口過度密集等，這些均不利于幸福感獲得（魯元平等，2011）。另一方面，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)生活成本相對較高，在房價方面表現(xiàn)尤為突出，據(jù)國家統(tǒng)計局資料顯示，2017年北京住宅平均價格為3.4萬/平方米，而西部地區(qū)住宅價格平均不到5 500元/平方米，較高生活成本加劇農(nóng)戶收入不平等對生活滿意度的負面影響。

表5 異質(zhì)性分析：地區(qū)視角

2. 不同群體的異質(zhì)性

已有研究表明，低收入組的幸福獲得感要大于高收入組（高啟杰等，2019）。同時，消費作為衡量社會福利的重要變量，直接反映最終擁有社會資源的多寡。因此，本文以家庭個體年平均收入均值和家庭個體年均支出為限，將農(nóng)戶劃分為高收入人群和低收入群體、高消費人群和低消費群體，借以考查不同收入群體和消費群體的異質(zhì)性。從表6參數(shù)估計結(jié)果看，低收入群體和低消費群體生活滿意度受收入不平等影響更大。

表6 異質(zhì)性分析：按不同人群分類

3.是否處于失業(yè)狀態(tài)人群的異質(zhì)性

理論上，失業(yè)不僅導致農(nóng)戶收入下降降低其生活水平，還會對農(nóng)戶心理產(chǎn)生負面效應，在失業(yè)對個體幸福感影響程度上，Clark（2003）認為失業(yè)對個體幸福感負面影響超過其他因素。那么，在農(nóng)民群體中表現(xiàn)是否也具有一致性，問卷中將是否工作分為三種，分別為“有工作”“有工作，但目前休假、學習，或臨時停工、歇業(yè)”及“無工作”，同時將無工作狀態(tài)設置為失業(yè)，而另外兩種為處于就業(yè)中，按此依據(jù)劃分分析其異質(zhì)性影響。如表7 所示，失業(yè)群體中Kakwani 指數(shù)估計系數(shù)為-0.785，就業(yè)群體估計系數(shù)為-0.552，二者均通過1%顯著性水平，表明無論是農(nóng)戶還是其他居民，失業(yè)群體對收入不平等負面情緒更高。

表7 異質(zhì)性分析：按農(nóng)戶就業(yè)分類

四、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

基于中國社會綜合情況調(diào)查2015年數(shù)據(jù)庫（CSS2015），基于個體收入不平等視角，使用Oprobit模型、Probit模型分析農(nóng)戶內(nèi)部收入不平等對其生活滿意度的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）農(nóng)戶收入不平等是影響生活滿意度的因素，農(nóng)戶內(nèi)部收入差距每增加1個單位，生活滿意度平均下降0.18～0.3個單位；（2）使用兩階段Probit最小二乘聯(lián)立方程模型克服內(nèi)生性后，證明基本結(jié)論穩(wěn)健性，同時也證實農(nóng)戶生活滿意度高低并非必然帶來內(nèi)部收入差距加大；（3）進一步從不同地區(qū)、不同收入群體、不同消費群體及是否處于失業(yè)狀態(tài)分析二者之間關(guān)系的異質(zhì)性。就地區(qū)而言，東部地區(qū)農(nóng)戶內(nèi)部收入差距對生活滿意度負面效應最大，平均為0.25，而中西部地區(qū)平均為0.16、0.11；就不同收入群體而言，相較于高收入群體，低收入群體負面效應較大，內(nèi)部收入差距每增加1個單位，生活滿意度平均下降0.26，而高收入群體平均下降0.17；就不同消費群體而言，表現(xiàn)為與收入類似的性質(zhì)，內(nèi)部收入差距對低消費群體負面效應平均為0.19，而高消費群體則為0.13；就農(nóng)戶是否處于失業(yè)狀態(tài)而言，表現(xiàn)為失業(yè)群體對內(nèi)部收入差距的厭惡程度更高，收入差距每增加1個單位，其生活滿意度平均下降0.24，而就業(yè)群體平均下降0.17。

（二）政策建議

第一，目前我國農(nóng)村地區(qū)收入不平等程度相對還處于較高水平，在促進農(nóng)戶增收的同時，防止農(nóng)戶內(nèi)部收入差距的加大，不僅取決于其自身能力，還取決于精準扶貧等鄉(xiāng)村政策是否到位。政府部門應進一步通過互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟加深產(chǎn)業(yè)扶貧深度，充分利用數(shù)字經(jīng)濟，實施“數(shù)字+農(nóng)業(yè)”結(jié)合模式，拓寬農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)、增收途徑以改善收入狀況。只有持續(xù)改善農(nóng)村居民收入分配，增收的同時并抑制收入差距加大，才能防止“Easterlin悖論”的出現(xiàn)。

第二，擴大農(nóng)村醫(yī)療保險制度， 緩解農(nóng)村“因病致貧、因病返貧”情況發(fā)生，切實降低農(nóng)民醫(yī)療上的生活成本和未來生活不確定性，平滑其收入狀況，既有利于緩解收入差距，也有利于農(nóng)民健康水平提高和生活質(zhì)量提升。

第三，區(qū)域性政策需多向低消費、低收入群體傾斜，如財稅支持政策更多地關(guān)注新生代農(nóng)民工教育水平和就業(yè)狀況等，提高其人力資本水平，降低收入不平等感知程度，提升對未來生活預期等主觀福利水平。