共同富裕視域下收入差距對河南省城鄉居民幸福感的影響研究

李亞玲,王小葉

〔河南財經政法大學 經濟學院,河南 鄭州 450046〕

一、引言

促進全體人民共同富裕是為人民謀幸福的著力點。以人民幸福為目的,推進共同富裕,不僅要優化收入分配調整收入差距,還要兼顧人們主觀幸福感受。因此,共同富裕視域下以不損害居民幸福感為前提,研究收入差距的調整力度問題具有現實意義。河南省是農業大省和人口大省,作為研究對象具有典型代表性。根據2010-2015年中國綜合社會調查數據,2010年河南省整體基尼系數為0.505,其中城鎮內部基尼系數為0.507、農村內部基尼系數為0.472;到2015年河南省整體基尼系數略有下降,為0.487,其中城鎮內部基尼系數降幅明顯,為0.397,農村內部基尼系數提高到0.507。河南省基尼系數高于國際警戒線,存在收入差距較大問題。那么,收入差距究竟對河南城鄉居民的幸福感造成何種影響?該問題成為共同富裕視域下亟待研究的課題之一。

二、文獻回顧

幸福感與收入差距的研究非常豐富,這些研究存在的共識性方法值得借鑒。首先收入差距常用基尼系數度量。其次,在幸福感指標選取上,生活滿意度和自報幸福感是學者們的常用指標。自我報告的主觀幸福感被認為能很好地預測社會和諧,也是學者們選用較多的指標。為與同類研究有可比性,本文也選用同樣的收入差距和幸福感指標。

國內外學者關于收入差距與幸福感關系的研究得出了不同的結論。就收入差距的合理調整范圍,一些學者使用Ordered Logit、Probit估計方法估計含有收入差距二次項模型的研究,得出了收入差距對居民幸福感呈倒U型關系的結論。一些學者使用OLS估計方法估計含收入差距二次項模型的研究,得出了收入差距的具體調整范圍。但遺憾的是,既往研究所建立的模型中收入差距的二次項不顯著,或者沒有引入收入差距二次項,僅得出收入差距對居民幸福感呈正向或負向線性關系的結論。也就是說,既往研究主要是依靠收入差距與幸福感是否存在倒U型關系來推演收入差距的合理區間。本文根據收入差距與幸福感的真實關系——無論線性還是倒U型關系,利用邊際效應變化規律來刻畫人們對收入差距在不同數值區間下的情感態度變化規律,從而給出增加幸福感目標下收入差距的合理閾值范圍。

三、收入差距影響幸福感的心理機制

收入差距通過地位效應、隧道效應和不平等厭惡等三種心理機制影響幸福感。地位效應可以分為由向上比較產生的相對剝奪效應,和由向下比較產生的驕傲自豪。相對剝奪效應最早由美國學者Stouffer提出,后經多位學者發展完善。Runciman認為在人們收入不斷提高的過程中,雖然生活水平有了較大改善,但人們并不希望看到自己得到的低于其他人得到的,較大的收入差距將會導致相對剝奪,降低幸福感。驕傲自豪是指與比自己收入低的人進行比較后產生的對自身地位的認同。

隧道效應最早由Hirschman and Rothschild提出,是指在經濟發展過程中,人們對不平等程度容忍度較高的現象,當看到別人經濟條件有所改善時,他們的個人效用也會增加,這種現象被稱為隧道效應。隧道效應之所以能夠發揮作用,是因為他人的進步提供了關于外部環境的良性信號,人們收到這個信號就會產生滿足感,這種滿足感克服或至少延緩了收入不平等的負向影響。因此,由增長產生的收入不平等優于社會全體成員的平均分配,從社會福利的角度來說,適當的收入差距是允許存在的。Hirschman和Rothschild將隧道效應分為正向隧道效應和負向隧道效應。正向隧道效應是指隨著收入差距的擴大,高收入者的示范效應使人們對未來收入有了更好的預期,認為收入差距讓人們看到了未來的希望,從而提高了人們的積極性,進而提高幸福感。負向隧道效應是指隨著收入差距的擴大,自己的境況并沒有明顯好轉,引起了人們的嫉妒與不滿,從而產生了更大的負面情緒,降低幸福感。

不平等厭惡是社會偏好的一種,指的是人們對平等的偏好和對不平等的厭惡。人們在關注個人得失的同時,也會關注自己與他人的公平性,對有利于己和有害于己的不公平情況都會產生厭惡情緒。Fehr and Schmidt提出不平等厭惡是源于人們妒忌和內疚的本能,是對資源分配不平等的厭惡,表現為當別人獲得了不合理的獎賞,或自身獲得了不正當的獎賞時,就會感受到不公平,產生負面情緒,這種情緒會降低人們的幸福感。

四、收入差距影響幸福感的實證分析

1.模型構建

happiness=β0+β1gini+β2poor+β3poor*gini+βX+ε

(1)

其中,happiness表示居民主觀幸福感,gini表示基尼系數,poor表示低收入群體虛擬變量,X表示影響幸福感的控制變量矩陣,ε為隨機擾動項。

基尼系數項的系數綜合反映了地位效應、隧道效應和不平等厭惡對幸福感正向、負向的疊加影響。當系數為正值時,說明收入差距讓人們產生足以抵消相對剝奪效應、不平等厭惡等負向影響的較大的正向效應,正向隧道效應等正向影響占主導,從而收入差距的疊加效應對幸福感產生正向影響,有提高幸福的作用;當系數為負值時,說明相對剝奪效應、不平等厭惡等負向影響占主導,收入差距對幸福感的負向影響大于正向影響,有降低幸福的作用。

2.數據來源與變量選擇

(1)數據來源。本文的微觀數據來源于中國綜合社會調查(CGSS)(2010、2011、2012、2013、2014、2015年河南省的調查數據),宏觀數據來自中經網。

(2)變量選擇。幸福感。把問卷中“總的來說,您認為您的生活是否幸福?”的回答作為幸福感指標。

收入差距。本文用基尼系數來度量收入差距,同時用Theil指數進行穩健性檢驗。在計算基尼系數的大小時,參照何立新和潘春陽,以及孫計領的做法。先用家庭總收入除以家庭規模的平方根,得到“等價規模收入”,然后根據“等價規模收入”分城鄉計算各地市城鎮內部和農村內部的基尼系數。同時計算出泰爾指數,進行穩健性檢驗。

虛擬變量。將家庭人均收入先按年度、地市、城鄉由高到低排序,再將最底端百分之二十的人群定義為虛擬變量低收入群體。

社會公平感和社會信任感。社會公平感、社會信任感等居民社會認知會影響個人的主觀幸福感受,根據問卷問題:“總的來說,您認為當今的社會公不公平?”和“總的來說,您同不同意在這個社會上絕大多數人都是可以信任的?”的回答分別作為社會公平感、社會信任感指標。

個體和家庭特征變量。依照學界通常作法,引入年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況以及家庭人均收入等微觀個體特征和家庭特征變量作為控制變量。為了排除當年物價因素的影響,對家庭人均收入除以消費價格指數(2010年=100)得到實際家庭人均收入。

經濟發展水平。社會的經濟發展水平、通貨膨脹、失業率、基礎設施情況、社會保障制度等宏觀環境也會影響幸福感。但宏觀指標之間一般往往具有較強的相關性,若同時包含他們會給模型帶來估計精度的下降。因此,本文僅選擇經濟發展水平,用地市層面實際城鄉人均可支配收入代表不同地區的經濟發展水平。

上述各變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

3.模型估計與結果分析

(1)模型估計。由于被解釋變量主觀幸福感是一個有序離散變量,所以本文采用Ordered Logit模型進行估計,估計結果見表2。

表2 估計結果

根據回歸結果可知,城鎮模型(1)中,在5%的顯著水平下,低收入群體與基尼系數交互項的系數顯著為負,而基尼系數項的系數顯著為正。這說明對于城鎮低收入群體來說,收入差距對他們的幸福感有負向的調節作用,對于城鎮其他收入群體來說,收入差距對他們的幸福感有顯著的正向效應。收入差距的存在讓其他收入群體有向上流動的積極效應,隨著收入差距的擴大,其他收入群體的正向隧道效應等正向效應超過了相對剝奪效應、不平等厭惡等負面效應,從而正向效應占主導,收入差距對他們的幸福感起到了正向作用。

農村模型(2)中,低收入群體與基尼系數的交互項系數符號與城鎮模型相同,但不顯著,所以收入差距對于農村低收入群體幸福感的負向調節效應在統計上不顯著。而基尼系數項的符號顯著為正,說明對于農村其他收入群體來說,收入差距對于他們的幸福感有正向影響。當農村其他收入群體感知到收入差距擴大時,產生較大的正向隧道效應等正向影響超過了相對剝奪效應、不平等厭惡等負向影響,從而表現出收入差距對農村其他收入群體有正向影響。

城鎮模型、農村模型中社會公平感和社會信任感的系數都顯著為正,說明社會公平感和社會信任感對城鄉居民幸福感的提升都有顯著的正向作用。社會越公平、對他人越信任越能提高城鄉居民幸福感。受教育程度對幸福感的影響顯著為正,說明受教育程度越高越能提高城鄉居民幸福感。教育不僅可以提高人力資本水平進而提高工資收入滿足物質上的需求,還會充實內心世界滿足精神上的需求,受教育程度越高可以選擇的機會越多,向上流動的概率越大。

對于個體和家庭特征變量,無論在城鎮或農村模型中,對幸福感的影響與現有研究結論大致相同。比如,女性比男性更幸福、身體越健康居民越幸福、有配偶的居民更幸福,年齡與幸福感呈正U型曲線關系。人均可支配收入項的系數不顯著,說明經濟發展水平對城鄉居民幸福感的影響在統計上不顯著。家庭人均收入對城鄉居民幸福感影響在統計上也不顯著,說明收入的增加并不會提高城鄉居民的幸福感,這符合“Easterlin悖論”。

(2)城鎮內部和農村內部收入差距的邊際效應分析。根據城鎮內部收入差距的數值范圍,作出95%置信區間城鎮內部收入差距對城鎮居民幸福感的平均邊際效應變化規律圖(如圖1所示)。

圖1 城鎮內部收入差距平均邊際效應變化規律圖

圖1顯示,對于城鎮居民來說,城鎮內部收入差距對城鎮居民比較幸福、一般幸福、比較不幸福和非常不幸福的四條邊際效應曲線都不顯著,只有當收入差距在0.35-0.45范圍內時,收入差距對城鎮居民非常幸福的邊際效應具有顯著性。當城鎮內部收入差距等于0.35時,收入差距對非常幸福的邊際效應為0.134,此時P值為0.107。當城鎮內部收入差距等于0.40時,收入差距對非常幸福的邊際效應為0.147,此時P值為0.107。當城鎮內部收入差距等于0.45時,收入差距對非常幸福的邊際效應為0.160,此時P值為0.109。城鎮內部收入差距在0.35-0.45范圍內時可以顯著提高城鎮居民非常幸福的概率。因此,以提高城鎮居民幸福感為目的,促進共同富裕,要把城鎮內部收入差距控制在0.35-0.45范圍內。

根據農村內部收入差距的取值范圍,作出95%置信區間農村內部收入差距對農村居民幸福感的平均邊際效應變化規律見圖2。

圖2 農村內部收入差距平均邊際效應變化規律圖

從圖2可以看出,對于農村居民來說,其他條件保持不變時,當農村內部收入差距極小(農村內部收入差距等于0.35)時,收入差距提高農村居民比較幸福和非常幸福的概率分別為0.458和0.301;當農村內部收入差距極大(農村內部收入差距等于0.60)時,收入差距提高非常幸福的概率為0.571。農村內部收入差距對農村居民一般幸福、比較不幸福和非常不幸福的邊際效應曲線都比較平緩,收入差距擴大對三者邊際影響的變化較小,隨著農村內部收入差距增減變化,這三條邊際效應曲線在橫軸下方呈上升趨勢,農村內部收入差距越大,降低農村居民一般幸福及以下幸福水平的概率越小。

農村內部收入差距對農村居民非常不幸福的邊際效應曲線與橫軸很接近,并且隨著農村內部收入差距的增減變化,對非常不幸福的邊際效應變化很小。僅僅依靠收入差距來改善農村非常不幸福群體的主觀福利水平還不夠,還需從其他方面入手。

農村內部收入差距對農村居民比較幸福的邊際效應遞減,比較幸福邊際效應曲線在農村內部收入差距等于0.57左右與橫軸相交。當農村內部收入差距小于0.57時,比較幸福邊際效應曲線在橫軸上方,此時農村內部收入差距擴大會提高農村居民比較幸福的概率;當農村內部收入差距大于0.57時,比較幸福邊際效應曲線在橫軸下方,此時農村內部收入差距繼續擴大將會降低農村居民比較幸福的概率。也就是說,0.57以內的收入差距可以提高農村比較幸福群體的幸福感。當農村內部收入差距小于0.57時,收入差距能給農村比較幸福群體帶來向上流動的積極性,對農村比較幸福群體產生較大的正向隧道等正向效應強于相對剝奪效應、不平等厭惡等負向效應,從而提高他們幸福的概率;而當農村內部收入差距大于0.57時,相對剝奪效應、不平等厭惡等負向效應增加超過正向效應,從而損害農村比較幸福群體的幸福感。結合農村比較幸福人口占比最大的事實,得出以提高農村居民幸福感為目標,促進共同富裕要把農村內部收入差距控制在0.57以內的結論。

4.穩健性檢驗

為驗證實證分析結論的可靠性,本文采用泰爾指數代表收入差距,用OLS估計方法進行穩健性檢驗,結果見表3。

表3 穩健性檢驗結果

表3結果顯示,無論更換城鎮(農村)內部收入差距的衡量指標,還是改變模型估計方法,核心解釋變量的系數在符號方向和顯著性上基本與原模型估計結果一致,本文的實證結果是穩健的。

五、結論與政策啟示

本文利用2010—2015年中國綜合社會調查河南省調查數據,通過Ordered Logit 模型實證分析收入差距對河南省城鄉居民幸福感的影響,并通過更換收入差距指標、改變模型估計方法等對模型進行穩健性檢驗,得出主要結論為:第一,從城鎮內部收入差距對幸福感邊際效應的增減變化規律來看,只有當城鎮內部收入差距在0.35—0.45范圍內時可以較為顯著提高城鎮居民非常幸福的概率,城鎮內部收入差距對其他各幸福水平的影響在統計上不顯著。因此,從提高城鎮居民幸福感視角出發,促進共同富裕需要把河南城鎮內部收入差距控制在0.35-0.45范圍內。第二,從農村內部收入差距對幸福感邊際效應的增減變化規律來看,隨著農村內部收入差距的增大,收入差距能降低農村居民一般幸福及以下幸福水平的概率,提高農村居民非常幸福的概率,收入差距在0.57之前能夠提高比較幸福的概率,但是在0.57之后會降低比較幸福的概率。結合比較幸福人口占比最大的現實,得出以提高農村居民幸福感為目標,促進共同富裕要把河南農村內部收入差距控制在0.57以內的結論。

上述結論的政策啟示是:首先,拓寬河南農村農民的收入渠道,探索農村多元化發展道路,提高農村農民整體的收入水平;優化城鎮和農村的收入分配制度,深化再分配和三次分配機制,合理控制城鎮內部和農村內部收入差距的調整力度。其次,繼續促進社會公平,打破行業壟斷,促進良性公平競爭,有效發揮政府的杠桿作用,確保初次分配的公平;相關部門依法執政,民主科學,確保人員調動公平公正,優化行政體制改革,消除階層歧視;優化公共支出結構,增加民生支出占比,醫療服務向基層傾斜,加大對農村醫療機構、器材設施的投入力度,平衡地區間醫療機構水平差異。