收入差距、努力指數(shù)與居民主觀幸福感

王潔菲 姚樹潔

一、引 言

回顧社會(huì)發(fā)展歷程，不難發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長是經(jīng)濟(jì)政策實(shí)施的主要目標(biāo)，而人民收入水平和主觀幸福感指數(shù)的提升則是經(jīng)濟(jì)增長的最終目的。黨的十九大工作報(bào)告提出中國社會(huì)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發(fā)展之間的矛盾，強(qiáng)調(diào)不平衡發(fā)展事實(shí)的同時(shí)，突出提升人民幸福感指數(shù)的重要性。2021 年1月國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見》中，再次強(qiáng)調(diào)要增強(qiáng)農(nóng)民獲得感、幸福感、安全感。中國已進(jìn)入以增強(qiáng)居民主觀幸福感為關(guān)鍵的新發(fā)展時(shí)期。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、收入差距等是影響居民主觀幸福感的重要宏觀因素。1990—2005 年間，中國居民幸福指數(shù)在經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的背景下呈現(xiàn)下降趨勢，人們的主觀幸福感并沒有隨著人均收入水平的提高而增強(qiáng)，即存在“Easterlin 悖論”現(xiàn)象(Easterlin等，2012；李樹和陳剛，2015)。1990—2019 年中國名義GDP 增加了52 倍，人均名義GDP 增加了42 倍，但《世界幸福報(bào)告》顯示，同期中國居民的平均幸福感由7.3 下降至5.2，這說明中國經(jīng)濟(jì)的高速增長及在貧困治理中所取得的卓越成績，并沒有顯著增強(qiáng)居民主觀幸福感，所以基于收入差距視角再研究居民主觀幸福感極具現(xiàn)實(shí)意義。另一方面，已有研究表明個(gè)人努力程度是社會(huì)收入差距主要來源之一(Roemer，2016；汪晨等，2020；孫楓等，2021)，當(dāng)下中國步入特色社會(huì)主義新時(shí)代，國家倡導(dǎo)勤勞致富。因此，個(gè)人努力程度與幸福感之間的關(guān)系亟需解答。

本研究基于2018 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究主客觀收入差距、個(gè)人努力指數(shù)對居民主觀幸福感的影響。在此基礎(chǔ)上，以習(xí)近平奮斗幸福觀為指導(dǎo)，進(jìn)一步研究努力指數(shù)對最低收入階層居民主觀幸福感的影響機(jī)理，為解析精準(zhǔn)扶貧“扶志”困境提供新的理論視角。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）關(guān)于“Easterlin 悖論”、收入差距主觀評(píng)價(jià)的研究

主流經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本主張是“財(cái)富增加將導(dǎo)致福利或幸福增加”。然而，Easterlin 研究發(fā)現(xiàn)，二戰(zhàn)以后美國、日本等國家人均收入水平與居民幸福感之間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系(Easterlin，1973)。在對中國的研究中也發(fā)現(xiàn)，盡管1990—2010 年間中國的人均產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)了前所未有的增長，但是中國居民幸福感卻呈現(xiàn)倒“U”型波動(dòng)(Easterlin 等，2012)。學(xué)術(shù)界對“Easterlin 悖論”高度重視，并提供了系統(tǒng)的理論解釋(Clark 等，2008；種聰和岳希明，2020；羅必良等，2021)。田國強(qiáng)和楊立巖(2006)通過構(gòu)建規(guī)范經(jīng)濟(jì)學(xué)理論模型，佐證了“幸?！杖胫i”現(xiàn)象的存在，并指出存在一個(gè)與非物質(zhì)初始稟賦正相關(guān)的臨界收入水平，當(dāng)收入超過這一臨界值，增加收入會(huì)降低幸福水平。黃祖輝和朋文歡(2016)發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)民工收入與幸福的關(guān)系中，雖然存在“Easterlin 悖論”現(xiàn)象，但是真正能夠促進(jìn)幸福水平提升的是扣除生活必要開支后的剩余部分。針對“Easterlin 悖論”的深入探討，相關(guān)學(xué)者采用不同的研究方法和理論范式，較為全面地探索了收入、收入結(jié)構(gòu)與主觀幸福感之間的關(guān)系。

隨著理論和實(shí)證研究不斷深入，關(guān)于主觀幸福感的研究對象逐漸轉(zhuǎn)向宏觀的社會(huì)收入差距，并且產(chǎn)生了兩種相反的結(jié)論。一種是社會(huì)收入差距的擴(kuò)大會(huì)損害居民主觀幸福感(Harsanyi，1976；Merton，1968；Oshio 和Kobayashi，2011；Néstor 和Rafael，2013)。Oshio 和Kobayashi(2011)以日本居民主觀幸福感為研究對象，用基尼系數(shù)來衡量地區(qū)收入差距，結(jié)果顯示社會(huì)收入差距擴(kuò)大對居民主觀幸福感有顯著負(fù)作用。社會(huì)收入差距對居民主觀幸福感的負(fù)面影響主要來自兩個(gè)方面：一是社會(huì)收入差距擴(kuò)大會(huì)改變?nèi)藗兊氖杖腩A(yù)期，進(jìn)而影響個(gè)體主觀幸福感(Harsanyi，1976)；二是社會(huì)收入差距擴(kuò)大能夠產(chǎn)生“相對剝奪感”，進(jìn)而削弱低收入人群主觀幸福感(Merton，1968)。但是，另一種觀點(diǎn)(也稱為“隧道效應(yīng)”)認(rèn)為，低收入人群發(fā)現(xiàn)周圍人收入增長時(shí)會(huì)覺得自己未來收入也會(huì)增長，致使其幸福感增強(qiáng)(Hirschman，1973；Bardhan 等，1999)。Bardhan 等(1999)認(rèn)為，社會(huì)收入差距會(huì)讓個(gè)人對自己的未來收入預(yù)期更樂觀，激發(fā)積極向上的工作生活態(tài)度。這一觀點(diǎn)與早期Hirschman(1973)的研究基本一致，不同的是Hirschman 又指出，一段時(shí)間后，如果周圍的人收入都提高了，自己的收入?yún)s還未達(dá)到預(yù)期水平，那么其幸福指數(shù)便會(huì)隨之下降。

收入差距的測度指標(biāo)(基尼系數(shù))是關(guān)于居民收入相對離散程度的客觀測度，但是測度結(jié)果無法得出收入分配是否公平合理的主觀結(jié)論(蔡超等，2015)。近年來，國內(nèi)外學(xué)者逐漸關(guān)注人們對收入差距的主觀評(píng)價(jià)。Xu 和Garand(2010)認(rèn)為，美國人對收入差距的主觀評(píng)價(jià)在一定程度上可以反映其所居住州的客觀收入差距，是政府制定政策的重要依據(jù)。然而，以往針對社會(huì)收入差距與居民主觀幸福感關(guān)系的研究，普遍采用區(qū)域基尼系數(shù)與個(gè)體幸福感進(jìn)行機(jī)理與實(shí)證分析(Oshio 和Kobayashi，2011)，這些研究忽略了居民對社會(huì)收入差距的主觀感受和評(píng)價(jià)。因此，本文將居民對收入差距的主觀評(píng)價(jià)納入實(shí)證分析，以求得到更為有價(jià)值的研究結(jié)論。

（二）收入差距來源之一：受個(gè)體控制的努力因素

國內(nèi)外諸多學(xué)者基于微觀個(gè)體機(jī)會(huì)不均等視角研究了收入差距的內(nèi)在根源(Roemer，1993、1998；劉波等，2020；汪晨等，2020；孫楓等，2021)。機(jī)會(huì)不均等的提出最早可以追溯至Rawls(1971)，他認(rèn)為每個(gè)人對社會(huì)基本物品(包括權(quán)利、自由、收入等)的獲得應(yīng)當(dāng)是平等的。然而，Dworkin(1981)認(rèn)為個(gè)人努力程度不同所導(dǎo)致的機(jī)會(huì)不平等是合理的。真正將機(jī)會(huì)不均等引入規(guī)范經(jīng)濟(jì)學(xué)分析范疇的是Roemer(1993、1998)，他認(rèn)為個(gè)體收入決定因素分為兩類：一類是受個(gè)體控制的努力因素，如教育、職業(yè)等；另一類是不受個(gè)體控制的環(huán)境因素，如性別、年齡、社會(huì)發(fā)展水平等。這也激起了更多學(xué)者的研究熱情。汪晨等(2020)研究中國收入差距問題時(shí)，在Roemer 的環(huán)境-努力基本框架下，研究得出由于個(gè)體努力程度不同導(dǎo)致的收入差距在城鎮(zhèn)地區(qū)更嚴(yán)重。不同的是，孫楓等(2021)指出，個(gè)體努力不均等對農(nóng)村居民個(gè)人收入差距的影響更大，其對收入差距的貢獻(xiàn)率超過了70%。關(guān)于努力不均等對城鄉(xiāng)收入差距的影響，盡管不同學(xué)者得出了不同結(jié)論，但是微觀個(gè)體努力程度是收入差距的重要來源已得到學(xué)術(shù)界一致認(rèn)可。

（三）個(gè)人努力與主觀幸福感

努力因素和環(huán)境因素導(dǎo)致個(gè)體間存在收入差距，環(huán)境所導(dǎo)致的收入不均等也被稱為機(jī)會(huì)不均等(Roemer，2016；張彤進(jìn)和萬廣華，2020)。以往關(guān)于居民主觀幸福感的研究較多集中于收入差距和機(jī)會(huì)不均等(何立新和潘春陽，2011；張彤進(jìn)和萬廣華，2020)，鮮有關(guān)注努力對居民主觀幸福感的影響的研究。張彤進(jìn)和萬廣華(2020)認(rèn)為如果收入不均等更多是由努力因素造成的，則可能產(chǎn)生激勵(lì)作用，進(jìn)而增強(qiáng)居民主觀幸福感，但其研究并沒有進(jìn)一步深入探討，而僅僅是重點(diǎn)關(guān)注機(jī)會(huì)不均等。

在進(jìn)一步將努力因素?cái)U(kuò)展至具體變量選擇方面，Roemer(2016)用受教育程度、職業(yè)作為努力的代理變量，在此基礎(chǔ)上，不同學(xué)者又進(jìn)一步豐富了努力變量的選擇。孫楓等(2021)加入了工作努力程度變量；汪晨等(2020)將黨員身份和遷移作為影響個(gè)體經(jīng)濟(jì)結(jié)果的努力因素，認(rèn)為對于農(nóng)村居民來說，選擇遷移也是個(gè)人努力的體現(xiàn)。國內(nèi)外學(xué)者對努力因素，包括受教育程度(徐淑一和陳平，2017)、就業(yè)(Krause，2013；李樹和陳剛，2015；Kassenboehmer 和Haisken-Denew，2009；Gielen 和Van Ours，2014)、遷移(Jiang 等，2010)、黨員身份(魯元平等，2016)等各個(gè)代理變量與主觀幸福感之間關(guān)系的研究較為全面，但是這些研究并非基于個(gè)體努力視角。因此，借鑒以往學(xué)者建立機(jī)會(huì)不均等指數(shù)來研究其對居民幸福感影響的思路，本文構(gòu)建個(gè)體努力程度指數(shù)來研究其對居民主觀幸福感的影響，是非常具有理論和實(shí)踐意義的。

三、理論闡述與研究假設(shè)

本文將居民幸福感視為個(gè)人效用水平的主觀評(píng)價(jià)。處于劣勢人群在生產(chǎn)生活中會(huì)因?yàn)樯鐣?huì)客觀物質(zhì)資源分配的不均等而產(chǎn)生被剝奪感，損害其主觀幸福感，這是側(cè)重于強(qiáng)調(diào)客觀差距的存在。本文借鑒以往研究，將其視為“相對剝奪”作用機(jī)制(Merton，1968)。收入差距主觀評(píng)價(jià)的本質(zhì)是居民依據(jù)自身掌握的與收入分配相關(guān)的信息對收入分配現(xiàn)狀的一種主觀判斷(蔡超等，2015)，對于低收入水平居民來說，社會(huì)收入差距主觀評(píng)價(jià)越高，導(dǎo)致其認(rèn)為提高生活水平機(jī)會(huì)越小，對自己未來會(huì)越?jīng)]有信心，我們稱這一作用機(jī)制為“負(fù)向預(yù)期”?！柏?fù)向預(yù)期”效應(yīng)其實(shí)是客觀收入差距所產(chǎn)生的“相對剝奪”作用效應(yīng)不斷積累的結(jié)果。將二者區(qū)別分析的原因是，一方面“負(fù)向預(yù)期”效應(yīng)來源于微觀個(gè)體的主觀評(píng)價(jià)，與個(gè)體的價(jià)值觀、受教育程度和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相關(guān)，因此對主觀幸福感的影響更直接；另一方面同一區(qū)域內(nèi)的居民所對應(yīng)的基尼系數(shù)是唯一的，但是同一區(qū)域內(nèi)居民對收入差距的主觀感受則不相同。基于上述分析，我們提出假設(shè)1 和假設(shè)2。

假設(shè)1：社會(huì)客觀收入差距擴(kuò)大會(huì)通過“相對剝奪”作用機(jī)制對居民主觀幸福感產(chǎn)生消極影響。

假設(shè)2：微觀個(gè)體對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)會(huì)通過“負(fù)向預(yù)期”作用機(jī)制影響主觀幸福感。

假定居民主觀幸福感(subjective well-being，SWB)是關(guān)于個(gè)體效用水平(u)的增函數(shù)，如式(1)所示。

在公式(1)中，是誤差項(xiàng)，反映個(gè)體間不可觀測的差異。根據(jù)有效勞動(dòng)供給決策，個(gè)體效用函數(shù)可以表示為：

其中c 為個(gè)人消費(fèi)，e 為獲得收入而必須付出的努力，x 為勞動(dòng)收入所得。假設(shè)?u / ?c ＞ 0， ?u / ? c＜0， ?u / ?e ＜ 0，?u / ?e＜ 0，因?yàn)橐话銇碚f為了賺取收入而付出的努力所產(chǎn)生的效用是小于零的。收入增加可以提高效用水平，并且勞動(dòng)收入水平與努力程度有關(guān)，勞動(dòng)收入反映了個(gè)人努力程度和勞動(dòng)技能水平，設(shè) ?u / ?x ＞ 0，?u / ? x＜ 0，? x / ?e ＞ 0，?x / ? e＜ 0。假設(shè)個(gè)體預(yù)算約束為：

其中，∈{ e ,} 是個(gè)體勞動(dòng)供給的外延邊界，r 代表勞動(dòng)收入 x ( e,)的單位稅率，x ( e,)是關(guān)于努力程度e 和勞動(dòng)技能水平的函數(shù)。假定 ?x / ?e ＞ 0，? x/ ?＞ 0，?x / ?e?＞ 0，且 x(0,) = 0。T 表示個(gè)體不進(jìn)入勞動(dòng)力市場(e= 0)時(shí)可以獲得的轉(zhuǎn)移收入，主要源自于整個(gè)勞動(dòng)力市場的稅金收入。在= 1處，通過最大化效用函數(shù)可以求得最優(yōu)努力水平，e= e(,,)，是單位勞動(dòng)供給的收入，還可以得到最優(yōu)努力水平下收入水平 x。個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場，需要確定其最優(yōu)努力水平。因此，在勞動(dòng)供給邊界上，當(dāng)且僅當(dāng)下式成立時(shí)，個(gè)體會(huì)選擇勞動(dòng)供給= 1。

根據(jù)上述分析，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：個(gè)人努力程度是其主觀幸福感的重要影響因素，努力程度越高則個(gè)體主觀幸福感越強(qiáng)。

四、數(shù)據(jù)來源、變量描述與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的“中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)”2018 年數(shù)據(jù)。對于數(shù)據(jù)處理有兩點(diǎn)說明：一是由于2018 年數(shù)據(jù)較新，樣本中2018 年教育年限的數(shù)據(jù)缺失較大?？紤]到本研究使用的僅是CFPS 的成人樣本數(shù)據(jù)，受教育年限在兩年間的變動(dòng)幅度不大，所以我們根據(jù)2016 年樣本數(shù)據(jù)利用ID 編碼對2018 年受教育年限進(jìn)行匹配；二是由于CFPS 并沒有2016 年和2018 年社區(qū)層面問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，所以在刪除2016 年和2018 年家庭居住地址發(fā)生跨省變化的樣本基礎(chǔ)上，通過個(gè)人ID、家庭ID 二次匹配的方法，得到2018 年微觀個(gè)體居住地所屬區(qū)縣順序碼。在剔除殘缺值和離群值后，最終得到涵蓋25 個(gè)省/市，共10430 份有效樣本，其中農(nóng)村樣本5906 份，城市樣本4524 份。農(nóng)村、城市樣本個(gè)體的主觀幸福感均值分別是7.10、7.28(最大值為10)。農(nóng)村、城市分別有687 個(gè)樣本和429 個(gè)樣本主觀幸福感達(dá)到9 及以上。城鄉(xiāng)主觀幸福感在7 分以上的樣本個(gè)體占比分別是52.6%和56.6%。

（二）變量描述

1. 主觀幸福感(SWB)

主觀幸福感是本文的被解釋變量。本研究使用CFPS 調(diào)查問卷M 部分的“您有多幸福？”(SWB)這一指標(biāo)來衡量主觀幸福感，它是10 項(xiàng)有序選擇變量，0 表示非常不幸福、10 表示非常幸福。

2. 客觀收入差距(Gini)和對社會(huì)收入差距主觀評(píng)價(jià)(Sgini)

關(guān)于基尼系數(shù)的測算，我們利用Yao(1999)的方法?？紤]到CFPS 目標(biāo)樣本規(guī)模在省/市間的差異，本文對樣本數(shù)量較多的省份，包括CFPS 過度抽樣的“大省”，共10 個(gè)省/市按照區(qū)縣是否鄰近，共細(xì)分為33 個(gè)小區(qū)域，以求得到更能衡量當(dāng)?shù)厣鐣?huì)收入差距的基尼系數(shù)(詳見附錄1)。剩余15 個(gè)省/市則根據(jù)各省樣本數(shù)據(jù)直接測算基尼系數(shù)。另外，本文進(jìn)一步細(xì)分城鄉(xiāng)，測算出45 個(gè)城市和45 個(gè)農(nóng)村樣本基尼系數(shù)(詳見附錄2)，由于樣本規(guī)模限制，北京、上海和天津沒有分別測算城鄉(xiāng)基尼系數(shù)。細(xì)分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村后，有12 個(gè)區(qū)域的基尼系數(shù)超過0.5，18 個(gè)區(qū)域基尼系數(shù)小于0.4。文本所有基尼系數(shù)的測算都是基于CFPS(2018)全樣本(32543 個(gè)被調(diào)查對象)，計(jì)算結(jié)果通過省份和區(qū)縣順序碼匹配至本文所選取的10430 個(gè)有效樣本。

本文將CFPS 調(diào)查問卷中受訪者對“中國貧富差距嚴(yán)重程度”的回答，作為主觀收入差距(Sgini)，用來考察“負(fù)向預(yù)期”作用機(jī)制，與基尼系數(shù)交替進(jìn)行回歸分析。

3. 努力指數(shù)(Effort Index，EI)

“努力指數(shù)”是本文從個(gè)體努力程度角度解釋其主觀幸福感的關(guān)鍵變量。在充分借鑒以往研究基礎(chǔ)上(徐淑一和陳平，2017；Krause，2013；李樹和陳剛，2015；Kassenboehmer 和Haisken-Denew，2009；Gielen 和Van Ours，2014；Jiang 等，2010；魯元平等，2016；Appleton 和Song，2008)，文本將個(gè)體每周工作時(shí)間也視為努力因素，選擇受訪者對CFPS(2018)問卷中的6 個(gè)問題的回答，來構(gòu)建個(gè)體“努力指數(shù)”評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。首先，采用變異系數(shù)法對5 個(gè)指標(biāo)賦權(quán)重。

在式(5)中，V表示第j 個(gè)指標(biāo)的變異系數(shù)，由公式V=/X計(jì)算得出；、X分別表示第j 個(gè)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差和均值。其計(jì)算結(jié)果如表1 所示。

表1 構(gòu)建指標(biāo)賦值及權(quán)重測算

然后，對X、X、X進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，由于采用標(biāo)準(zhǔn)差標(biāo)準(zhǔn)化法會(huì)導(dǎo)致指標(biāo)出現(xiàn)負(fù)值，影響進(jìn)一步數(shù)據(jù)測算，因而本文采用極值法對3 個(gè)指標(biāo)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。最后，按照公式(6)測算第i 個(gè)居民努力指數(shù)。

總樣本居民努力指數(shù)(EI)平均值為0.364，取值集中分布于[0.3，0.5]區(qū)間內(nèi)，努力指數(shù)大于0.6 的居民占總樣本的8.5%。

為了盡量消除變量遺漏帶來的估計(jì)偏差，本文還引入了其他控制變量，包括年齡、性別、婚姻狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況等。其中，婚姻狀況包含喪偶、離異、未婚、再婚，本文僅考慮有無配偶對主觀幸福感的影響，故將喪偶、離異和未婚均歸為無配偶。所有變量的相關(guān)描述見表2。

表2 模型變量定義與統(tǒng)計(jì)描述

（三）模型選擇

本文被解釋變量主觀幸福感是有序選擇變量，因此采用Ordered Probit 進(jìn)行實(shí)證分析，具體模型設(shè)定如下：

其中，S WB表示p 省/市m 區(qū)域的第i 人的主觀幸福感；G ini為p 省/市m 區(qū)域的家庭人均收入基尼系數(shù)；S gini為p 省/市m 區(qū)域的第i 人對社會(huì)收入差距嚴(yán)重程度的主觀評(píng)價(jià)；E I為p 省/市m 區(qū)域的第i 人的就業(yè)偏好指數(shù)；M為個(gè)人和家庭層面控制變量，包括年齡、性別、婚姻狀況、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、地域類型、健康狀況等；province為省/市的控制變量。

五、估計(jì)結(jié)果

（一）基準(zhǔn)模型回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，僅控制省份效應(yīng)，將客觀收入差距(Gini)、主觀收入差距(Sgini)、努力指數(shù)(EI)與居民主觀幸福感(SWB)分別進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示3 個(gè)關(guān)鍵解釋變量對居民主觀幸福感均具有顯著相關(guān)性(由于篇幅限制，報(bào)告結(jié)果省略)。其次，控制個(gè)體特征變量和家庭特征變量后，回歸結(jié)果顯示，變量Gini 和Sgini 均在1%的顯著性水平上與SWB負(fù)相關(guān)(詳見附錄3)。這說明居民所處區(qū)域收入差距越大、個(gè)人對社會(huì)收入差距主觀評(píng)價(jià)越高，主觀幸福感越弱。變量EI 與SWB 呈顯著正相關(guān)，說明努力指數(shù)較高的人群主觀幸福感也較強(qiáng)。

根據(jù)回歸結(jié)果(詳見附錄3)，還可以得出以下結(jié)論。第一，本文將家庭人均年收入及其平方項(xiàng)列入實(shí)證模型發(fā)現(xiàn)，收入越高，人們的主觀幸福感越強(qiáng)，但是收入增加到一定程度則會(huì)對幸福感產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，呈“倒U 型”關(guān)系，這與“Easterlin 悖論”相一致。第二，婚姻能夠提高個(gè)人的幸福指數(shù)。離婚或喪偶不僅給家庭成員帶來精神上的打擊，也可能降低家庭的收入水平。大齡沒有結(jié)婚的農(nóng)村成年男性，也可能是各方面的條件不盡人意，未婚就會(huì)使他們的幸福感不強(qiáng)。例如，在5906 個(gè)農(nóng)村樣本中，有408 個(gè)35 歲以下未婚青年的平均主觀幸福感僅是6.08，比全樣本平均水平低1.1。

關(guān)于模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文借鑒魯元平等(2016)的方法，對居民主觀幸福感進(jìn)行重新賦值，將0～5 分合并賦值為0，6～10 分合并賦值為1。重新賦值后用二值Probit模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果見附錄3 第(3)列和第(4)列，與第(1)列和第(2)列回歸結(jié)果相比較，所有關(guān)鍵解釋變量的顯著性和相關(guān)性并沒有產(chǎn)生明顯變化，所以我們可以認(rèn)為本文的實(shí)證模型是穩(wěn)健的。進(jìn)一步，我們將主觀幸福感視為基數(shù)，進(jìn)行OLS 回歸分析，關(guān)鍵解釋變量Gini、Sgini 和EI 的顯著性水平和相關(guān)性依然沒有發(fā)生改變，結(jié)論依舊支持基準(zhǔn)模型是穩(wěn)健的。

（二）邊際效應(yīng)和內(nèi)生性分析

1. 邊際效應(yīng)分析

由于非線性模型中估計(jì)系數(shù)不是參數(shù)的邊際效應(yīng)，無法更好地衡量其對被解釋變量的影響，因此需要進(jìn)一步測算各關(guān)鍵解釋變量的邊際效應(yīng)。本文被解釋變量SWB 取值范圍是0～10，每個(gè)解釋變量的估計(jì)系數(shù)對應(yīng)著11 個(gè)點(diǎn)的邊際效應(yīng)。為了節(jié)省篇幅，本文僅報(bào)告SWB＝6 和7 處對應(yīng)的邊際效應(yīng)。在控制個(gè)體特征、家庭層面、省份等變量后，核心解釋變量Gini 增加1 個(gè)單位，居民主觀幸福感達(dá)到6 的概率下降0.0348，達(dá)到7 的概率下降0.0610。核心解釋變量Sgini 增加1 個(gè)單位，居民主觀幸福感達(dá)到6 的概率下降0.0009，達(dá)到7 的概率下降0.0015。核心解釋變量EI 增加1 個(gè)單位，居民主觀幸福感達(dá)到6 的概率在解釋變量為Gini 和Sgini 的模型中分別增加0.0055、0.0060，但是居民幸福感達(dá)到7 的概率在兩個(gè)模型中分別下降0.0096、0.0104，這說明當(dāng)居民主觀幸福感為6 時(shí)，更高水平的努力程度對幸福指數(shù)提升的促進(jìn)作用會(huì)下降。表3 還報(bào)告了二值Probit 回歸模型中Gini、Sgini 和EI 變量在樣本均值處的邊際效應(yīng)。其結(jié)果表明，社會(huì)收入差距越大和居民對社會(huì)收入差距主觀評(píng)價(jià)越高，其主觀幸福感越弱；居民努力指數(shù)越高，其幸福感越強(qiáng)。

表3 邊際效應(yīng)

2. 內(nèi)生性分析

第一，基尼系數(shù)的內(nèi)生性問題。社會(huì)收入差距與居民主觀幸福感之間雙向因果關(guān)系較弱，基尼系數(shù)過高會(huì)導(dǎo)致居民主觀幸福感減弱，但是個(gè)人的主觀幸福感并不會(huì)對區(qū)域收入差距造成顯著影響，我們僅僅可以認(rèn)為居民主觀幸福感較弱有可能是對收入差距過高的反饋。因此，基尼系數(shù)的內(nèi)生性問題主要來源是遺漏變量導(dǎo)致估計(jì)偏誤。本文使用工具變量進(jìn)行IV Probit 和2SLS 回歸。在基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果中，基尼系數(shù)為-1.3776，且在1%水平上顯著，即收入差距越大，居民主觀幸福指數(shù)越低。但是，我們不可以忽視區(qū)域政府的治理對區(qū)域收入差距的作用，懷疑基尼系數(shù)為內(nèi)生變量，因?yàn)榭赡艽嬖谕瑫r(shí)影響社會(huì)收入差距和居民主觀幸福感的遺漏變量。本文選取 “對縣市政府的評(píng)價(jià)(Evaluation)”作為工具變量，將工具變量賦值?！皩h市政府的評(píng)價(jià)(Evaluation)”：有很大成績＝5；有一定成績＝4；沒有多大成績＝3；沒有成績＝2；比之前更糟＝1。一方面，居民對縣市政府的評(píng)價(jià)會(huì)參考社會(huì)收入差距嚴(yán)重程度，Gini 與Evaluation 在1%的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)，社會(huì)收入差距越大，居民對縣市政府的評(píng)價(jià)越低，滿足工具變量的相關(guān)性。另一方面，假設(shè)居民對縣市政府的主觀評(píng)價(jià)并不會(huì)直接影響其主觀幸福感，滿足工具變量的外生性。

由于IV Probit 僅能用來估計(jì)二元選擇模型，因此將此模型中被解釋變量進(jìn)行合并賦值處理，0～5 分合并賦值為0，6～10 分合并賦值為1。表4 提供了對外生性原假設(shè)的沃爾德檢驗(yàn)結(jié)果，其P 值為0.0000，即在1%的水平上認(rèn)為Gini 和EI 為內(nèi)生解釋變量。IV Probit 第一步回歸結(jié)果中F 統(tǒng)計(jì)量為135.64，說明工具變量(Evaluation)對內(nèi)生變量具有較強(qiáng)的解釋力。使用IV Probit 時(shí)，Gini 的估計(jì)系數(shù)為-1.1035，與基準(zhǔn)模型比較有所下降，說明如果忽略收入差距的內(nèi)生性，將高估收入差距對居民主觀幸福感的影響。

第二，努力指數(shù)的內(nèi)生性問題。一個(gè)人的努力程度、主觀幸福感可能同時(shí)受到性格因素的影響，導(dǎo)致內(nèi)生性問題。性格樂觀、積極向上的人生活工作會(huì)更加努力，幸福感也會(huì)較強(qiáng)。由于衡量個(gè)體性格的變量難以獲取，因而為了解決EI 內(nèi)生性問題，本文借鑒了臧文斌等(2020)在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)、疾病異質(zhì)性和醫(yī)療費(fèi)用研究中的分析方法，他們利用2009 年和2010 年的變異系數(shù)作為2011—2013 年疾病變異系數(shù)的工具變量，即采用上一期數(shù)據(jù)測算的指標(biāo)作為當(dāng)期內(nèi)生變量的工具變量。本研究采用CFPS(2016年)數(shù)據(jù)，以公式(6)同樣的方法測算樣本居民2016 年的努力指數(shù)。一方面，努力指標(biāo)構(gòu)造要素在兩年間的變化較小，所以2016 年和2018 年居民的努力指數(shù)存在相關(guān)性；另一方面，居民2016 年努力指數(shù)對2018 年主觀幸福感影響微弱。因此，本文將2016年居民努力指數(shù)EI16 作為努力指數(shù)EI 的工具變量。表4 第(2)列回歸結(jié)果顯示，工具變量EI16 與努力指數(shù)EI 在1%的水平上顯著正相關(guān)，且第一階段F 統(tǒng)計(jì)量值為412.76，可以認(rèn)為工具變量具有較強(qiáng)的解釋力。使用IV Probit 后，EI 的系數(shù)相較于基準(zhǔn)模型的0.2176 有所下降，因此如果沒有考慮個(gè)體性格異質(zhì)性，會(huì)導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)偏誤。弱工具識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果顯示CLR 和Wald 的P 值均在1%水平上顯著，說明所選取的工具變量不是弱工具變量。

表4 內(nèi)生性分析估計(jì)結(jié)果

作為對IV Probit 結(jié)果的補(bǔ)充，本文同時(shí)使用2SLS 進(jìn)行估計(jì)。第一階段的回歸結(jié)果中Gini 和EI 作為被解釋變量所對應(yīng)的F 統(tǒng)計(jì)量分別為246.36、476.42，因此可以認(rèn)為工具變量對內(nèi)生變量具有較好的解釋力。對工具變量進(jìn)行冗余檢驗(yàn)，Kleibergen-Paap Wald F 值說明，兩個(gè)工具變量并非弱工具變量。在2SLS 回歸結(jié)果中Gini 系數(shù)為-0.2401。在附錄3 表中基于二值Probit 模型測算得出基尼系數(shù)平均邊際效應(yīng)是-0.2723，略高于2SLS 回歸結(jié)果中基尼系數(shù)的邊際效應(yīng)，說明如果不考慮變量內(nèi)生性會(huì)略微高估其對主觀幸福感的影響。但是Gini 和EI 系數(shù)的顯著性、符號(hào)在Ordered Probit、IV Probit 和2SLS 模型估計(jì)結(jié)果中均沒有改變。上述結(jié)果說明在進(jìn)一步消除遺漏變量的基礎(chǔ)上，基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果依然成立。

（三）機(jī)制識(shí)別和異質(zhì)性分析

1. 機(jī)制識(shí)別

為了突出研究貢獻(xiàn)，本文僅分析主觀社會(huì)收入差距對居民主觀幸福感的作用機(jī)制。居民對社會(huì)收入差距嚴(yán)重程度存在自我感知和評(píng)價(jià)，這種主觀社會(huì)收入差距會(huì)通過“負(fù)向預(yù)期”作用機(jī)制來影響其幸福感。一方面，對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)會(huì)影響個(gè)人對未來生活改善的期望。我們發(fā)現(xiàn)在CFPS 問卷中可以獲得受訪者對提高生活水平機(jī)會(huì)大小的主觀評(píng)價(jià)(Chance)，認(rèn)為自己提高生活水平機(jī)會(huì)很大的居民，其幸福感也較強(qiáng)。另一方面，居民對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)還會(huì)影響其對自己未來信心程度(Confidence)，對未來越具有信心則當(dāng)下主觀幸福感水平會(huì)越高。附錄4 表第(1)列、第(2)列分別是提高生活水平機(jī)會(huì)、對未來信心程度與居民主觀收入差距的Ordered Probit 回歸結(jié)果。從其中可以發(fā)現(xiàn)，居民對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)越小，則認(rèn)為個(gè)人生活水平有很大機(jī)會(huì)可以得到改善，對未來生活也更有信心。附錄4 表第(3)列和第(4)列分別是居民主觀幸福感對提高生活水平機(jī)會(huì)、對未來信心程度的Ordered Probit回歸結(jié)果，其與預(yù)期一致。

為了驗(yàn)證居民主觀收入差距評(píng)價(jià)對其主觀幸福感影響機(jī)制的假設(shè)，我們同時(shí)將變量Chance、Confidence 納入回歸模型中，估計(jì)結(jié)果顯示(詳見附錄4)，相比之前的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的系數(shù)-0.0364，主觀社會(huì)收入差距的系數(shù)在很大程度上變小，降低至-0.0072，且影響不再顯著，這說明將變量Chance、Confidence 加入回歸式后，居民的社會(huì)收入差距主觀評(píng)價(jià)對其幸福感的影響減小了，而提高生活水平機(jī)會(huì)、未來信心程度對居民主觀幸福感的影響依然顯著，這證實(shí)了前文的假設(shè)。因此，可以認(rèn)為居民對社會(huì)收入差距的高評(píng)價(jià)會(huì)通過“負(fù)向預(yù)期”作用機(jī)制損害其主觀幸福感。

2. 城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

我們將總樣本分為城市、農(nóng)村兩個(gè)子樣本，分別測算出48 個(gè)城市和45 個(gè)農(nóng)村樣本基尼系數(shù)，進(jìn)行Ordered Probit 回歸，實(shí)證結(jié)果見表5?；嵯禂?shù)與居民主觀幸福感在城市、農(nóng)村樣本中均具有顯著相關(guān)性。因此，城市、農(nóng)村內(nèi)部的收入差距都會(huì)通過“相對剝奪”作用機(jī)制削弱居民主觀幸福感。對于城市居民來說，低水平收入難以或勉強(qiáng)支付生活的各類支出，但優(yōu)質(zhì)的教育、醫(yī)療資源、休閑娛樂設(shè)施等則是他們難以承擔(dān)和消費(fèi)的。對于農(nóng)村居民來說，不斷擴(kuò)大的農(nóng)村內(nèi)部收入差距造成了生產(chǎn)要素和公共資源配置的不平等，這種相對剝奪感極大影響農(nóng)村居民主觀幸福感?！癊asterlin 悖論”僅存在于城市樣本中，而農(nóng)村居民主觀幸福感與家庭人均收入并沒有呈現(xiàn)與城市居民一樣的倒“U”型關(guān)系，這說明農(nóng)村居民收入水平普遍低于城市居民，家庭人均收入與主觀幸福感無法達(dá)到出現(xiàn)“Easterlin 悖論”的拐點(diǎn)。

表5 城市、農(nóng)村居民主觀幸福感影響因素異質(zhì)性實(shí)證結(jié)果

主觀收入差距通過“負(fù)向預(yù)期”作用機(jī)制會(huì)削弱城市居民主觀幸福感，這種機(jī)制在農(nóng)村樣本中并沒有發(fā)現(xiàn)。造成這種差異的原因有兩點(diǎn)：一是農(nóng)村居民對社會(huì)收入差距主觀評(píng)價(jià)的均值為6.79，小于城市居民的均值(7.10)，說明相對于農(nóng)村居民，更多城市居民認(rèn)為社會(huì)收入差距是較大的。城市居民平均受教育水平是7.63，農(nóng)村居民平均受教育水平是5.32，較高的認(rèn)知能力使城市居民對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)不僅結(jié)合自身?xiàng)l件，更基于社會(huì)現(xiàn)狀。二是相較于對未來生活的期待，農(nóng)村居民更關(guān)注當(dāng)下生活是否能夠獲得較為充足的物質(zhì)資源，而城市居民所處的環(huán)境競爭更為激烈，對社會(huì)收入差距主觀評(píng)價(jià)越高，越容易降低其對未來生活改善的預(yù)期值。

努力指數(shù)(EI)對城市居民主觀幸福感的影響更顯著。通過核密度圖(詳見附錄5)可以看出，城市、農(nóng)村居民努力指數(shù)都集中分布于[0.3，0.5]，城市樣本中努力指數(shù)大于0.6 的居民占城市樣本的10.8%，農(nóng)村樣本這一比例為6.7%，城市、農(nóng)村樣本努力指數(shù)平均值分別為0.376、0.354，說明城市居民相較農(nóng)村居民更努力。進(jìn)一步，分解努力指數(shù)的構(gòu)造指標(biāo)，統(tǒng)計(jì)分析得出受教育程度在城鄉(xiāng)之間存在巨大差異，城市樣本中受教育程度為高中(含中專、技校、高職)及以上的占比達(dá)25.6%，而農(nóng)村樣本中其占比僅為10.1%。城市、農(nóng)村居民每周工作時(shí)間超過44 個(gè)小時(shí)(《中華人民共和國勞動(dòng)法》規(guī)定勞動(dòng)者平均每周工作時(shí)間不得超過44 個(gè)小時(shí))的占比分別為49.6%、30.6%，說明城市居民在工作上付出了的時(shí)間更多。

六、基于努力和幸福感視角的“扶志”困境分析

（一）具有內(nèi)在發(fā)展動(dòng)力貧困戶的主觀幸福感

如果社會(huì)平均工資水平大于國家轉(zhuǎn)移支付金額，即W ＞ G，并且貧困人群屬于努力奮進(jìn)的(表示為 E)，那么勞動(dòng)獲取的報(bào)酬與政府扶貧救助之間的效用差大于休閑所帶來的效用，表示為 U (W ) ? U (G )＞ U。這說明將更多時(shí)間用于工作能夠提高個(gè)人主觀幸福感。如圖所示(詳見附錄6)，勞動(dòng)者選擇右邊圖形的A 點(diǎn)配置其休閑和勞動(dòng)的時(shí)間，沒有選擇領(lǐng)取政府救濟(jì)(G)，而是通過勞動(dòng)賺得較高的收入(W)。在均衡點(diǎn)A，工作的邊際效用與休閑的邊際效用之比等于貧困戶在工作、休閑上配置的時(shí)間之比，表示為 MU/MU=T/ T＞ 1。

工作的邊際效用大于休閑的邊際效用，即 MU＞MU。此時(shí)貧困戶在工作上花費(fèi)更多時(shí)間可以獲得更高水平的總效用。

（二）內(nèi)在發(fā)展動(dòng)力不足貧困戶的主觀幸福感

如果勞動(dòng)賺取的工資仍然大于政府救濟(jì)補(bǔ)助( W ＞G)，但是貧困戶主觀上不愿努力奮斗，那么 U (W ) ? U ( G )＜ U。偏好于休閑的貧困戶(表示為E)更愿意把所有的時(shí)間都用在休閑上，以獲得最大主觀幸福感和最大效用。如圖所示(詳見附錄7)，這類貧困戶寧可接受政府的救濟(jì)，也不愿意通過勞動(dòng)賺取更高的收入。因此，在這種情況下會(huì)出現(xiàn)均衡的角點(diǎn)解A，即內(nèi)生動(dòng)力不足的貧困戶將所有時(shí)間都用于休閑。M U趨近于零，工作和休閑的邊際替代率 MRS趨于無窮大，即貧困戶會(huì)放棄所有工作的時(shí)間，只休閑，所以效用曲線U 近似垂直。聯(lián)系實(shí)際可以發(fā)現(xiàn)，正是這類情況的存在給中國精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧與“扶志”的事業(yè)帶來了比較大的挑戰(zhàn)。

（三）政府救濟(jì)和勞動(dòng)并存的貧困人群主觀幸福感

如果勞動(dòng)賺取的工資小于政府救濟(jì)補(bǔ)助(W ＜ G)，并且貧困人群是勤勞努力的(表示為 E)，然而由于工資水平較低，他們無法自我擺脫貧困，依然需要政府給予救助幫扶，這時(shí)總效用表示為 TU = U (W )+ U。

貧困人口參加勞動(dòng)賺取低于政府補(bǔ)助的收入。這類人群在領(lǐng)取部分政府補(bǔ)助(G)的同時(shí)，也會(huì)努力通過勞動(dòng)賺得收入(W )。如圖所示(詳見附錄8)，在均衡點(diǎn)A，工作的邊際效用與休閑的邊際效用之比等于貧困戶在工作與休閑上配置的時(shí)間之比，即MU/MU=T/ T＜ 1。

工作的邊際效用小于休閑的邊際效用，即 MU＜MU。這類貧困人群雖然努力，但是缺乏勞動(dòng)技能去獲取更高的勞動(dòng)所得。

（四）實(shí)證檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證收入差距對居民主觀幸福感在不同收入組中的差異性影響，本文將樣本按照家庭人均收入由低到高分為4 等份，分別進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示(詳見附錄9)，基尼系數(shù)只在“最高25%”收入組中沒有通過顯著性檢驗(yàn)，也就是說收入差距削弱居民主觀幸福感在其余收入階層都得到了驗(yàn)證。高收入階層作為收入差距擴(kuò)大的既得利益者，具有優(yōu)越的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件，享有社會(huì)各類優(yōu)質(zhì)資源。因此，收入差距對其主觀幸福感沒有顯著影響。進(jìn)一步測算基尼系數(shù)在最低、中下、中上組中對應(yīng)居民主觀幸福感0至10 處的邊際效應(yīng)，通過圖1 可以看出，在其他控制變量不變的條件下，Gini 增加1個(gè)單位，收入“最低25%”組居民主觀幸福感達(dá)到6、7、8、9、10 概率減少的幅度大于“中下25%”和“中上25%”收入組。換言之，社會(huì)收入差距的擴(kuò)大對最低收入組居民的消極影響最大。

關(guān)鍵解釋變量Sgini 在“最低25%”收入組中沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明“負(fù)向預(yù)期”效應(yīng)并沒有損害最低收入人群的主觀幸福感。一方面，精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的實(shí)施使大量人力財(cái)力投入貧困地區(qū)，極大改善了低收入人群的收入水平和生產(chǎn)生活環(huán)境。另一方面，73%的最低收入人群生活在農(nóng)村，相較于基本溫飽，社會(huì)收入差距主觀判斷并不能顯著影響其幸福感，即“相對剝奪”比“負(fù)向預(yù)期”對最低收入人群主觀幸福感的損害更顯著。Sgini 對幸福感的影響在“中下25%”“中上25%”和“最高25%”收入組都表現(xiàn)為顯著負(fù)相關(guān)，說明對收入差距的主觀評(píng)價(jià)會(huì)通過“負(fù)向預(yù)期”作用機(jī)制影響這部分人群主觀幸福感。圖1 顯示，在其他控制變量不變的條件下，居民對社會(huì)收入差距主觀評(píng)價(jià)增加1 個(gè)單位，收入“中下25%”“中上25%”和“最高25%”組居民主觀幸福感達(dá)到7、8、9、10 的概率均下降，且收入“中上25%”組下降幅度最大。

圖1 Gini、Sgini 對不同收入組居民幸福感影響的邊際效應(yīng)

努力指數(shù)EI 僅對“最低25%”收入組的居民主觀幸福感影響不顯著。一方面是因?yàn)檫@部分人群自身努力程度較低(最低、中下、中上和最高收入組居民努力指數(shù)均值分別為0.328、0.347、0.389 和0.401)，且受教育程度較低、勞動(dòng)技能不足，難以勝任技術(shù)含量較高的工作。與“中高25%”收入組進(jìn)行對比，“最低25%”組居民家庭人均收入與努力指數(shù)并沒有呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性(詳見附錄10)。另一方面是由于76%的“最低25%”收入組樣本是農(nóng)村居民，并且當(dāng)年獲得政府轉(zhuǎn)移支付或社會(huì)捐助的占比高達(dá)80%。按照現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)(2018 年2995 元/年)，樣本中貧困人口有746 人，獲得過政府補(bǔ)助或社會(huì)捐助的占比高達(dá)70%。因此，轉(zhuǎn)移支付的獲得可以在一定程度上抵消沒有勞動(dòng)報(bào)酬所產(chǎn)生的負(fù)幸福效應(yīng)。這與廖永松(2014)研究結(jié)論一致，他認(rèn)為在城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的背景下，農(nóng)民在生活不斷改善的過程中確實(shí)會(huì)產(chǎn)生滿足感和保守意識(shí)。Kassenboehmer 和 Haisken-DeNew(2009)也提出，對失業(yè)者慷慨的經(jīng)濟(jì)援助會(huì)滋生選擇失業(yè)行為。針對中國精準(zhǔn)扶貧的研究，Yao 和Wang(2020)發(fā)現(xiàn)普惠制的政府補(bǔ)貼會(huì)降低貧困人口的內(nèi)生動(dòng)力，導(dǎo)致其安于現(xiàn)狀，缺乏努力奮斗的精神。

七、研究結(jié)論與政策建議

本文提出收入差距、居民對收入差距主觀評(píng)價(jià)影響其幸福感的兩種作用機(jī)制，并構(gòu)造努力指數(shù)分析收入差距主要來源之一的努力因素對居民幸福感的影響。本文得出以下重要結(jié)論：①無論是衡量客觀社會(huì)收入差距的基尼系數(shù)，還是居民對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)，都會(huì)影響人們當(dāng)下的幸福感。②社會(huì)收入差距的擴(kuò)大會(huì)削弱城鄉(xiāng)居民主觀幸福感；城市居民對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)還會(huì)通過“負(fù)向預(yù)期”作用機(jī)制削弱其主觀幸福感和未來生活信心；社會(huì)客觀收入差距比收入差距主觀評(píng)價(jià)對最低收入人群主觀幸福感的削弱作用更顯著。③努力指數(shù)僅對城市居民主觀幸福感有顯著的正向作用，因?yàn)槌鞘芯用袷芙逃潭群兔恐芄ぷ鲿r(shí)間均高于農(nóng)村居民，導(dǎo)致城市居民努力指數(shù)高于農(nóng)村居民。④努力指數(shù)對最低收入組居民的主觀幸福感影響不顯著。這可能是因?yàn)樽畹褪杖肴巳菏芙逃潭容^低、勞動(dòng)技能不足，努力程度的提高并不能有效提高其收入水平；也可能是個(gè)體雖然沒有努力勞動(dòng)賺得收入，但政府轉(zhuǎn)移支付在一定程度上抵消了沒有勞動(dòng)報(bào)酬所產(chǎn)生的負(fù)面影響。

本文在政策層面的啟示主要有以下幾方面。

第一，在完善各類社會(huì)保障體系的同時(shí)，建立公平合理的收入分配機(jī)制，保留能夠體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)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，縮小社會(huì)收入差距以提高城鄉(xiāng)居民的主觀幸福感。

第二，居民對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)是基于客觀收入差距的判斷，因此在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中應(yīng)當(dāng)予以更多關(guān)注。對于城市居民，要提高城市醫(yī)療、教育、就業(yè)等公共服務(wù)水平，降低城市居民對社會(huì)收入差距的主觀評(píng)價(jià)。對于農(nóng)村居民，要促進(jìn)鄉(xiāng)村振興，提高農(nóng)村就業(yè)勞動(dòng)待遇和福利，逐步提高低收入人群的安全感和獲得感。

第三，未來在相對貧困的治理和鄉(xiāng)村振興的過程中，促進(jìn)農(nóng)村治理秩序、治理能力進(jìn)一步提升，引導(dǎo)農(nóng)村居民形成健康向上、努力奮斗的價(jià)值觀，激發(fā)相對貧困人口內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力，構(gòu)建“幸福生活是奮斗出來的”主流社會(huì)價(jià)值觀。