劉險峰

（西南石油大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，成都 610500）

1 問題的提出

國外對幸福感的研究起步主要從微觀角度展開，其中觀點也各有不同，傳統(tǒng)的分析方法主要基于效用最大化進行，并認為收入與幸福感呈現(xiàn)正相關(guān)；也有部分研究，諸如esterlin的研究表明，相比較西方國家或經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)，落后區(qū)域的收入增長與收入水平更能提升其民眾的消費水平。當然也有持不同觀點的，例如Diene、Mentzakisa認為一國在改善民眾收入方面的財務(wù)投入增加，并不一定改善其對于幸福感的正向評估。

國內(nèi)的相關(guān)研究主要側(cè)重于宏觀角度，一般結(jié)合了經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)等學(xué)科知識展開。如宛燕、朱成等人的研究認為，雖然國民收入與其幸福指數(shù)感知并非簡單的統(tǒng)計關(guān)聯(lián)關(guān)系，但一定程度的收入增長確實對于幸福感增長有積極作用。從幸福感構(gòu)成角度而言，朱建芳等、李靜等結(jié)合宏觀經(jīng)濟學(xué)分析框架，并指出相對低水平的收入增長促進了民眾的幸福感，但隨著收入的進一步增加，民眾的幸福感感知增幅在削減。邢占軍在較為系統(tǒng)地考察以往收入與幸福感關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，采用已經(jīng)公開的政府統(tǒng)計數(shù)據(jù)、6個省會城市的調(diào)查數(shù)據(jù)，以及來自我國城市居民連續(xù)7年的調(diào)查數(shù)據(jù)，對我國城市居民收入與幸福感的關(guān)系進行較為深入的分析。發(fā)現(xiàn)在現(xiàn)階段的中國，收入與城市居民幸福感之間具有一定的正相關(guān)；地區(qū)富裕程度不同會對二者之間的關(guān)系產(chǎn)生影響；高收入群體幸福感水平明顯高于低收入群體；從一段時期內(nèi)考察，地區(qū)居民幸福指數(shù)并沒有隨國民收入的增長而同步增長；地區(qū)富裕程度與居民幸福感水平之間相關(guān)不明顯。羅楚亮以我國住戶調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，經(jīng)驗性地討論了收入與主觀幸福感的關(guān)系。研究表明，絕對收入與主觀幸福感之間具有顯著的正向關(guān)聯(lián)，即便控制了相對收入效應(yīng)，絕對收入的影響仍較顯著。

現(xiàn)有針對幸福感以及收入關(guān)聯(lián)方面的研究，主要存在以下問題，第一，尚未進一步分解幸福感或幸福指數(shù)在民眾心理上的定位，即構(gòu)成不同收入水平下的人們幸福感、幸福指數(shù)的構(gòu)成因素評判；第二，研究對象局限于某一地區(qū)或某一時序，缺乏研究的更廣覆蓋性?；诂F(xiàn)有研究條件及存在的不足，本文結(jié)合幸福感主觀評價的物質(zhì)基礎(chǔ)、身心健康與滿足感以及家庭及社會和人際、個人貢獻價值等角度因素，利用普通最小二乘法構(gòu)建模型，進行針對城鎮(zhèn)居民收入水平與幸福指數(shù)間的關(guān)聯(lián)驗證。

2 模型構(gòu)建

學(xué)者C.A.Sins于1980年提出的基本框架中關(guān)于系統(tǒng)任意內(nèi)生性質(zhì)變量及系統(tǒng)的內(nèi)生變量滯后值的自回歸模型，并逐步推及所有對應(yīng)多元時序變量對應(yīng)的“向量”組回歸態(tài)勢，這種方法經(jīng)常被應(yīng)用于構(gòu)建或預(yù)測變量間對應(yīng)時序下關(guān)聯(lián)影響，以及隨機擾動變量在不同時序下的關(guān)聯(lián)影響，本文主要基于向量自回歸（VAR）進行對應(yīng)實證研究，結(jié)合馬立平、布倫諾.S.弗雷等人的研究，構(gòu)建幸福指數(shù)評估模型如下：

3 實證研究

3.1 調(diào)查過程及方法

為真實反映我國各區(qū)域城鎮(zhèn)居民的收入與幸福指數(shù)間關(guān)系，我們展開了詳細的問卷調(diào)查，主要運用了配額抽樣、街頭攔訪、專門發(fā)放問卷的方式方法進行；同時，為了適當降低各類方法在問卷調(diào)查過程中的信息失真，專門設(shè)計了針對經(jīng)濟收入與幸福感細分項目的問卷，并力求問卷清晰明了、問題簡潔、主題突出；同時，針對問卷做了監(jiān)控，以確保問卷問題的正確性。首先針對西南地區(qū)所在的城市進行了十個地市的樣本抽取與調(diào)研，調(diào)研集中場所主要分布在商場、廣場以及公眾聚集地，以形成相對差別對較小的樣本主體。

從問卷回收情況來看，發(fā)放問卷共計8000份，去除所提供答案矛盾及主體信息不全的問卷，共收回有效問卷7546份，有效問卷率達到94.3%。其中問卷調(diào)查對象男性占比為48.12%，女性則為51.88%。

3.2 幸福指數(shù)主體評估

根據(jù)現(xiàn)有研究可知，所謂幸福感是主體對于現(xiàn)狀及生活、人際、社會總體福利的一種滿足程度評價，結(jié)合馬斯洛需要層次理論可以認為幸福指數(shù)表示了人們對于幸福層次的不同追求及滿意程度，其最底層主要表述了人們在基本生活，特別是其中的物質(zhì)生活方面的滿足，映射到個體身上，主要是選取人們的衣、食、住、行、用等方面的基本滿足程度；其中間層主要表述了居民的愉悅程度，主要從人的社交人際角度考量，形成對應(yīng)的滿足評價，其最上層主要是關(guān)于社會認可的層面滿足，主要從是否能通過努力獲得成功，以及社會公眾對于自身努力的認可和貢獻的認可。本文基于上述幸福指數(shù)的內(nèi)涵分析，結(jié)合長三角十個地市的樣本調(diào)查，將物質(zhì)基礎(chǔ)、身心以及家庭及社會和人際、個人貢獻價值分析等多方面內(nèi)容構(gòu)成問卷調(diào)查，根據(jù)調(diào)查分析，長三角城鎮(zhèn)居民基于收入差異的幸福指數(shù)平均表現(xiàn)為75.11，結(jié)合需求層次的各層級評估，身心健康的基礎(chǔ)幸福感指數(shù)、家庭和諧美滿指數(shù)、人際和諧與社會穩(wěn)定的幸福指數(shù)、個人價值實現(xiàn)的幸福指數(shù)，分別為77.01、71.89、73.71、70.18。

本文針對上述調(diào)查數(shù)據(jù)，對城鎮(zhèn)居民收入差異與幸福指數(shù)差異進行顯著性分析，以確立不同收入群體在幸福指數(shù)上的差異關(guān)聯(lián)。其次，結(jié)合問卷調(diào)研及相關(guān)主體屬性的差異，就主要構(gòu)成因素相同前提下的差異化因子對收入差距的幸福指數(shù)評估的影響進行分析。然后，將幸福指數(shù)作為被解釋變量，以幸福指數(shù)的評估因子構(gòu)成解釋變量，結(jié)合向量自回歸模型進行分析。

3.3 協(xié)整性與因果檢驗

3.3.1 序列的平穩(wěn)性及其檢驗

本文所研究的序列平穩(wěn)性，主要是指經(jīng)過一個特定序列，以其均值(Mean)、方差(Variance)和及對應(yīng)的自協(xié)方差來判定模型的穩(wěn)定性，針對于是否具有可靠穩(wěn)定性及檢驗過程中的均值、方差和自協(xié)方差等判定指標的構(gòu)成，進行模型的穩(wěn)定性判別。

結(jié)合美國學(xué)者Nelson&Plosser(1982)關(guān)于宏觀經(jīng)濟時序不穩(wěn)定，以及之后的Stock&Watson(1989)關(guān)于因果性檢驗的序列穩(wěn)定性敏感結(jié)果的觀點，針對模型構(gòu)建的第一步做我國相應(yīng)國民生產(chǎn)總值時序平穩(wěn)性檢驗，同時考慮到實際經(jīng)濟，特別是個體收入純在主觀表述與客觀數(shù)據(jù)間的差異，實體經(jīng)濟對應(yīng)的往往并非一個單純的AR(1)過程，本文以ADF單位根檢驗法，借助檢驗獲得判定根的基本平穩(wěn)性檢驗，對應(yīng)的普通最小二乘法（OLS）回歸模型方程如下：

以xt-1表述上一時序變量，基于ρ-1平穩(wěn)序列前提，檢驗對應(yīng)的ρ系數(shù)平穩(wěn)狀況。

根據(jù)上述檢驗分析，若序列間是非平穩(wěn)的，其對應(yīng)的一階平穩(wěn)差分可獲得對應(yīng)變量為一階單整序列，將經(jīng)歷d次差分平穩(wěn)序列對應(yīng)d階單整序列為I(d)，同時，結(jié)合Granger、Engle等人與1978年提出的協(xié)整理論，將兩個性質(zhì)隨機變時序?qū)?yīng)的某個穩(wěn)定線性組合作為本文探討過程中對應(yīng)的收入與幸福感指數(shù)間關(guān)聯(lián)協(xié)整性必要條件。

則xt、yt對應(yīng)變序列的回歸模型方程為：xt=α+βyt+εt，其中以εt刻畫針對xt、yt兩個對應(yīng)變序列進行的平穩(wěn)性判斷，若兩者均為非協(xié)整，其中任何一個線性組合對應(yīng)結(jié)果都是非平穩(wěn)的，否則殘差也是非平穩(wěn)的，那么當殘差為平穩(wěn)時，獲得xt、yt兩個對應(yīng)序列的對應(yīng)協(xié)整關(guān)聯(lián)關(guān)系。

3.3.2 單位根ADF檢驗

根據(jù)上述分析，本文進行的變量對應(yīng)的原始序列均屬于非平穩(wěn)，且在5%置信水平上對應(yīng)一階分差序列Δlnmat、Δlnphy、Δlnsoci、Δlncon均呈現(xiàn)平穩(wěn)，但由于整體模型驗證中的協(xié)整方差對于基本變量的同階單整，必須去掉其平穩(wěn)序列，從而獲得仍以原先lnmat、lnphy、lnsoci、lncon對應(yīng)的變量模型，其水平值、對數(shù)化后檢驗結(jié)果如表1、表2所示。

表1 樣本水平值的單位根ADF檢驗

表2 對數(shù)化后單位根檢驗

表3 樣本變量的一階差分單位根ADF檢驗

鑒于原始樣本數(shù)據(jù)間有可能存在對模型驗證的協(xié)整關(guān)系影響，且消除原時序?qū)τ诋惙讲畹挠绊?，模型針對各樣本變量的對?shù)進行轉(zhuǎn)換的驗證，形成的一階差分單位根的ADF檢驗結(jié)果如表3所示。

其中針對上述結(jié)果的檢驗圍繞(c，t，k)展開，且c和t對應(yīng)模型驗證過程中的ADF常數(shù)項及趨勢項，n為無常數(shù)項的趨勢結(jié)果，k為模型預(yù)測的基本滯后階數(shù)，以AIC、SC最小化準則，和以△表示的差分進行因子估計預(yù)算。

3.3.3 Johansen檢驗協(xié)整分析

根據(jù) lnmat、 lnphy、 lnsoci、 lncon的 I(1)時序的協(xié)整，結(jié)合VAR模型，對應(yīng)的AIC及SC必須經(jīng)過4期最小化演算，且對應(yīng)Johanson的上述保變量因子 lnmat、lnphy、lnsoci、lncon協(xié)整，對應(yīng)滯后期階數(shù)為3，結(jié)合殘差序列的Q統(tǒng)計量，獲得在5%顯著性水平下的JB檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果表明，原變量間并不存在顯著的自相關(guān)和異方差，經(jīng)模型選擇最終確定對應(yīng)模型檢驗值和協(xié)整空間，以及對應(yīng)的預(yù)測有下行趨勢和數(shù)據(jù)空間的基本有限性趨向，其中對應(yīng)Johansen具體檢驗協(xié)整結(jié)果如表4所示。

表4 Johansen檢驗的協(xié)整結(jié)果

由于本文針對特征根的跡檢驗、極大似然特征值檢驗統(tǒng)計呈現(xiàn)較近似結(jié)果，保存一個原先5%假定的顯著性水平所對應(yīng)的VAR模型系統(tǒng)協(xié)整向量以備用，從而獲得上述幸福感評估與收入增長見的協(xié)整關(guān)聯(lián)模型如下：

上述模型驗證結(jié)果表明，從1990～2011年，我國的物質(zhì)基礎(chǔ)、身心以及家庭及社會和人際、個人貢獻價值等幸福指數(shù)評價與收入間相對較長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系。

3.4 模型的向量誤差項修正

上述按照VAR及其修正模型進行的驗證獲得了對應(yīng)的我國幸福感評估與收入增長間的長期關(guān)聯(lián)均衡結(jié)果，對于向量進行的進一步修正，可進一步驗證幸福感評估與收入增長間的聯(lián)系，基于該方法與Johansen協(xié)整分析一致，剔除在10%顯著性水平下原時序變量關(guān)聯(lián)的假設(shè)，且以t值檢驗作為進一步解釋變量，誤差項的修正系數(shù)為-0.161，也即是說短期而言，非均衡會逐步走向均衡，那么我國城鎮(zhèn)居民收入與幸福指數(shù)間逐步趨于長期均衡狀態(tài)。VAR相關(guān)滯后的一階解釋變量為0.217，滯后相對的三期為-0.251的反向作用，可知短期內(nèi)的我國城鎮(zhèn)居民的基礎(chǔ)物質(zhì)需求滿足的幸福指數(shù)與收入具有有相對顯著的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，但長期而言，物質(zhì)基礎(chǔ)反而不能更多地促進收入增長對于幸福指數(shù)評價的促進。

3.5 民眾收入增長的幸福感評估相關(guān)聯(lián)因果分析

根據(jù)格蘭杰因果分析，本文對應(yīng)的兩變量模型為：

其中，βi(i=1，2，…，p)=0，βj(i=1，2，…，m)=0，分別接受基于AIC準則的進一步檢驗，結(jié)合滯后量情況，確定VAR最終修正模型的滯后階數(shù)為1，相關(guān)格蘭杰因果檢驗為基于滯后階數(shù)2的檢驗中，收入對幸福指數(shù)無格蘭杰因果關(guān)聯(lián)的F值為3.15377，對應(yīng)P值為0.09411；幸福指數(shù)對收入無格蘭杰因果關(guān)聯(lián)的F值為7.51707，P值為0.01207。根據(jù)檢驗分析，基于10%的顯著性水平，模型的幸福指數(shù)并非個人收入增長的原因假設(shè)遭致拒絕，也就說原模型中關(guān)于我國收入增長關(guān)聯(lián)假設(shè)成立，并且當變量的時序在接近1%顯著性水平上時，“收入增長不是幸福指數(shù)增進的原因”假設(shè)同樣遭致拒絕，這就說明我國經(jīng)濟增量的消費因果關(guān)聯(lián)仍然存在，那么可知關(guān)于我國幸福主觀評估的收入增長協(xié)整性關(guān)聯(lián)假設(shè)成立，模型驗證成功。

4 結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

根據(jù)上述分析可知，我國民眾的收入增加能在一定程度上導(dǎo)致其對于幸福感的正面評價，但同時民眾評價幸福感的角度各有不同，其中物質(zhì)基礎(chǔ)是共享評價方面指標，即確保物質(zhì)才有可能使民眾感到幸福；個人的社會貢獻要高于社會和諧方面要素，成為影響民眾對于是否幸福的評價。

4.2 研究建議

根據(jù)上述分析，本文認為，政府應(yīng)切實做好提升民眾增加收入的渠道，特別是低收入群體的就業(yè)是增強幸福感的關(guān)鍵所在；同時對于家庭、人際以及社會方面的幸福感，應(yīng)該從收入增加的體驗渠道入手，讓民眾在消費等過程中切身感受社會發(fā)展對于百姓生活在物質(zhì)層次以外的關(guān)懷；最后，對于民眾的社會貢獻，應(yīng)從多角度加以構(gòu)建，從社會底層、低收入群體的生活角度予以活動的豐富；從公眾公益性活等角度加以挖掘，都是提高現(xiàn)階段民眾收入基礎(chǔ)上的幸福指數(shù)的有效辦法。

[1]吳麗民,陳惠雄.收入與幸福指數(shù)結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建——以浙江省小城鎮(zhèn)為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2010，(11).

[2]黎昕,賴揚恩,譚敏.國民幸福指數(shù)指標體系的構(gòu)建[J].東南學(xué)術(shù),2011，(5).

[3]陳志霞.城市幸福指數(shù)及其測評指標體系[J].城市問題,2012，(4).

[4]李朝霞.溫州城市居民幸福指數(shù)現(xiàn)狀調(diào)查與研究[J].浙江社會科學(xué),2011，(6).

[5]孫洪敏,沈殿忠.將國民幸福指數(shù)納入政府績效指標體系[J].社會科學(xué)戰(zhàn)線,2011，(12).

[6]楊作毅.北京居民幸福指數(shù)的調(diào)查與分析[J].統(tǒng)計與決策,2008，(5).

[7]寧薛平,文啟湘.中國居民房貸幸福指數(shù)影響因素及作用路徑——理論分析與實證研究[J].財經(jīng)研究,2011，(11).