許巖 宋瑛

摘要：“幸福反彈”是2000年以來中國(guó)居民幸福感演進(jìn)趨勢(shì)的主旋律，本文利用2013年中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）的微觀數(shù)據(jù)，評(píng)估了城市人力資本對(duì)居民幸福感的影響。研究結(jié)果顯示，城市人力資本水平的提高顯著地提升了城市居民的幸福感，而增加勞動(dòng)工資、縮小不同勞動(dòng)者間的工資差距以及提高居民的就業(yè)率，是城市人力資本影響居民幸福感的主要機(jī)制。高?！皵U(kuò)招”與快速城市化推動(dòng)的城市人力資本擴(kuò)張是中國(guó)實(shí)現(xiàn)“幸福反彈”的重要原因。因此，在推動(dòng)“以人為核心”的新型城市化過程中，不僅要“為了人”更要“依靠人”，以人力資本為核心的城市化質(zhì)量的提高才是推動(dòng)居民生活質(zhì)量改善的關(guān)鍵性動(dòng)力。

關(guān)鍵詞：幸福感;城市化;人力資本;高校“擴(kuò)招”;勞動(dòng)工資;就業(yè)率;社會(huì)信任

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-2848-2020（05）-0001-15

一、研究背景

近年來，學(xué)界普遍認(rèn)為1990年以來的中國(guó)社會(huì)存在著“幸福停滯”的現(xiàn)象。雖然中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，但居民的平均幸福感并沒有顯著地提高[1-2]。而如果更為細(xì)致地觀察這一時(shí)間維度內(nèi)的幸福感變動(dòng)趨勢(shì)，則可以發(fā)現(xiàn)真實(shí)情況遠(yuǎn)非“停滯”一詞所描述的那樣簡(jiǎn)單。整個(gè)過程可以劃分為截然不同的兩個(gè)階段。第一個(gè)階段：20世紀(jì)最后十年，中國(guó)社會(huì)出現(xiàn)了明顯的幸福感下滑。世界價(jià)值觀調(diào)查（WVS）數(shù)據(jù)顯示，1990—2002年，中國(guó)居民自評(píng)的“生活滿意度”①?gòu)?.3下降到6.5[3]，自評(píng)的“生活愉快程度”②從2.16下降到1.20（見圖1）。第二個(gè)階段：進(jìn)入21世紀(jì)以后，“幸福反彈”成為中國(guó)居民幸福感變化的主旋律。2002年以后的WVS數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)居民的幸福感基本處于上升的通道，自評(píng)的“生活滿意度”從2002年的6.5上升到2012年的6.69，自評(píng)的“生活愉快程度”從2002年的1.20上升到2012年的1.91[5]。此外，中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）③和中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）④也都驗(yàn)證了2000年以來中國(guó)居民的幸福感處于U形曲線的上升階段[4]（見圖1）。

然而遺憾的是，理論界并沒有對(duì)中國(guó)居民的“幸福反彈”給予必要的關(guān)注，更多文獻(xiàn)試圖從收入差距[6]、政府質(zhì)量[7]、環(huán)境污染[8]等角度尋求“幸福停滯”的合理解釋。不可否認(rèn)，以上文獻(xiàn)對(duì)厘清20世紀(jì)末中國(guó)居民幸福感下降的原因是有重要意義的。但是，這些理論卻并不能為解釋“幸福反彈”提供明確的邏輯線索。進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國(guó)的基尼系數(shù)持續(xù)在高位運(yùn)行，環(huán)境污染問題依然嚴(yán)峻，居民生活環(huán)境仍然需要得到改善。與此同時(shí)，在經(jīng)歷了40年的高速增長(zhǎng)后，中國(guó)進(jìn)入了經(jīng)濟(jì)增速換擋期，GDP增速開始回調(diào)。那么，在這樣的背景下，是什么因素拉動(dòng)中國(guó)實(shí)現(xiàn)了“幸福反彈”呢？

如果分城鄉(xiāng)來考察2000年以來中國(guó)居民幸福感的變化趨勢(shì)，則會(huì)發(fā)現(xiàn)該時(shí)間段內(nèi)幸福感的提高主要是城市居民拉動(dòng)的。根據(jù)2003以來的CGSS數(shù)據(jù)，城市居民幸福感的增長(zhǎng)速度顯著高于農(nóng)村居民[4]。CHIP數(shù)據(jù)則更為直接地顯示，城市居民的幸福感均值從2002年的3.48增長(zhǎng)至2013年的3.75，而農(nóng)村居民的幸福感均值不僅沒有增長(zhǎng)反而從2002年的3.67下降為2013年的3.58。這也就意味著，只有以城市部門為切入點(diǎn)才有可能找到解釋“幸福反彈”的主要線索。

始于20世紀(jì)90年代末的兩個(gè)經(jīng)濟(jì)過程值得高度關(guān)注。第一個(gè)經(jīng)濟(jì)過程是1999年開始的高等教育擴(kuò)招。1998年全國(guó)高校的錄取人數(shù)為108萬人，而到2013年全國(guó)高校錄取人數(shù)已經(jīng)突破700萬人，短短15年間招生規(guī)模增長(zhǎng)了近6倍。第二個(gè)經(jīng)濟(jì)過程是，幾乎與高校“擴(kuò)招”同時(shí)，中國(guó)開啟了世界經(jīng)濟(jì)史上都少見的高速城市化進(jìn)程，常住人口城市化率從1999年的30.89%，陡然升至2018年的59.58%。在以上兩個(gè)經(jīng)濟(jì)過程的共同作用下，中國(guó)城市部門出現(xiàn)了以新增大學(xué)畢業(yè)生以及農(nóng)村高素質(zhì)人口為主要群體的人力資本擴(kuò)張。2018年的《中國(guó)人力資本報(bào)告》顯示，城鎮(zhèn)勞動(dòng)力人口中大專及以上受教育人口占比從1999年的11.16%，增長(zhǎng)至2016年的27.92%，而在農(nóng)村該指標(biāo)僅從1999年的0.68%上漲至2016年的2.93%[9]。在時(shí)間窗口上，城市人力資本的擴(kuò)張與居民幸福感的回升是高度吻合的。同時(shí)，近年來以Moretti[10]為代表的勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)家與城市經(jīng)濟(jì)學(xué)家越來越重視人力資本空間集聚所形成的溢出效應(yīng)對(duì)城市發(fā)展及居民生活所造成的影響。大量的城市經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)表明，城市人力資本集聚所產(chǎn)生的社會(huì)化收益要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于教育所形成的個(gè)人收益。Glaeser等[11]通過建立一個(gè)理論模型論證了地區(qū)人力資本對(duì)城市繁榮的影響，他們認(rèn)為美國(guó)不同城市間發(fā)展水平的差異主要源于城市人力資本的差異。

基于以上分析，本文提出兩個(gè)重要的追問：（1）城市人力資本究竟對(duì)居民幸福感產(chǎn)生了怎樣的影響？近年來中國(guó)社會(huì)的“幸福反彈”是否在一定程度上得益于城市人力資本的擴(kuò)張？（2）如果城市人力資本確實(shí)顯著拉動(dòng)了居民幸福感的提高，那么其內(nèi)在的作用機(jī)制又是什么？遺憾的是，現(xiàn)有研究并不能為以上兩個(gè)問題提供系統(tǒng)性的答案?；谏鲜隹紤]，本文嘗試將城市人力資本與居民幸福感相聯(lián)系，使用中國(guó)家庭微觀數(shù)據(jù)評(píng)估城市人力資本對(duì)居民主觀幸福感的影響，同時(shí)檢驗(yàn)城市人力資本可能影響居民幸福感的主要機(jī)制。

本文余下部分安排如下：第二部分在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，梳理城市人力資本可能影響居民幸福感的作用機(jī)制，為經(jīng)驗(yàn)研究搭建理論框架;第三部分介紹計(jì)量模型的設(shè)定及數(shù)據(jù)的處理過程;第四部分利用微觀數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)城市人力資本對(duì)居民幸福感的影響;第五部分給出城市人力資本影響居民幸福感機(jī)制的初步證據(jù);第六部分為結(jié)論與政策啟示。

二、理論框架

就現(xiàn)代社會(huì)而言，提高國(guó)民的幸福水平是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最終歸宿。而從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來看，雖然幸福感并不是個(gè)人效用的全部，但仍然是個(gè)人效用函數(shù)最為重要的組成部分[12]。在有關(guān)中國(guó)居民幸福感研究的文獻(xiàn)中，研究者重點(diǎn)討論了收入、收入差距、政府質(zhì)量、戶籍制度、城市規(guī)模、社會(huì)資本、政治身份等因素對(duì)中國(guó)居民幸福感的影響。但地區(qū)的人力資本水平作為一項(xiàng)全面影響社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及居民生活質(zhì)量的關(guān)鍵因素卻并沒有得到理論工作者的足夠重視。

迄今為止，研究城市人力資本對(duì)居民幸福感影響的國(guó)外文獻(xiàn)也不多見。Lawless等[13]的研究為此提供了初步的經(jīng)驗(yàn)性證據(jù)，他們利用美國(guó)縣級(jí)層面的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，地區(qū)人力資本水平與居民幸福感存在著顯著的正相關(guān)性。Florida等[14]則通過2009年美國(guó)GallupHealthways調(diào)研中大都市層面的數(shù)據(jù)，考察了人力資本對(duì)城市幸福感的影響，并發(fā)現(xiàn)城市人力資本對(duì)居民幸福感的形成發(fā)揮著核心作用。Gleaser等[12]對(duì)美國(guó)人口普查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后認(rèn)為，即使在控制了個(gè)人受教育情況以及州級(jí)固定效應(yīng)的情況下，地區(qū)高等教育人口比例的提高仍然可以顯著增強(qiáng)居民的主觀幸福感。但以上研究至少在三個(gè)方面還有待改進(jìn)和完善：

（1）研究大部分采用的是城市維度的中觀數(shù)據(jù)，甚至是州際的宏觀數(shù)據(jù)，而缺乏高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)的研究，因此很難取得令人完全信服的研究結(jié)論;

（2）即使有個(gè)別依據(jù)個(gè)人微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究，由于顯著的內(nèi)生性問題，也可能使研究結(jié)果出現(xiàn)較大的偏誤;

（3）最為關(guān)鍵的是，已有研究并沒有系統(tǒng)地揭示城市人力資本影響居民幸福感的作用機(jī)制，而這對(duì)于理解中國(guó)居民“幸福反彈”的發(fā)生是至關(guān)重要的。通過對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，本文認(rèn)為城市人力資本主要通過下述三種機(jī)制影響居民幸福感。

（一）城市人力資本擴(kuò)張的收入效應(yīng)

城市人力資本擴(kuò)張的技術(shù)溢出可以提高勞動(dòng)者的收入水平，進(jìn)而有利于居民幸福水平的提升。雖然理論界對(duì)絕對(duì)收入是否能夠提高居民的幸福水平一直存在爭(zhēng)議，但是目前越來越多的文獻(xiàn)傾向于絕對(duì)收入對(duì)幸福感的影響存在一個(gè)“飽和點(diǎn)”（satiastion point），在絕對(duì)收入到達(dá)“飽和點(diǎn)”之前，絕對(duì)收入的增加會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而在超過“飽和點(diǎn)”后絕對(duì)收入對(duì)幸福感的影響將減弱[15-17]?；谥袊?guó)個(gè)體微觀數(shù)據(jù)的研究則幾乎無一例外地得到了絕對(duì)收入有利于中國(guó)居民幸福感提高的經(jīng)驗(yàn)性結(jié)論[6，18-20]。就現(xiàn)階段的中國(guó)社會(huì)而言，居民的收入水平仍然普遍處于“飽和點(diǎn)”以下。

城市人力資本擴(kuò)張對(duì)勞動(dòng)者收入的提高具有重要的促進(jìn)作用。由于社會(huì)互動(dòng)的存在，隨著城市人力資本水平的提高，大量高技能勞動(dòng)者的集聚將帶來更多學(xué)習(xí)與創(chuàng)新的機(jī)會(huì)，從而提高個(gè)人生產(chǎn)效率與勞動(dòng)工資[10，21]。歷史文獻(xiàn)已經(jīng)驗(yàn)證了城市人力資本與個(gè)人勞動(dòng)工資間的這種理論聯(lián)系。Rosenthal等[22]發(fā)現(xiàn)，在距離上臨近接受過高等教育的勞動(dòng)群體能夠提升個(gè)人的生產(chǎn)率和工資，而鄰近未接受過高等教育的群體則具有相反的效應(yīng)。半徑8千米范圍內(nèi)每增加5萬個(gè)具有大學(xué)學(xué)歷的勞動(dòng)力，工人的工資就增加10%。雖然有學(xué)者認(rèn)為，人力資本技術(shù)外溢所形成的工資上漲會(huì)被城市房?jī)r(jià)的上漲所抵消[23-24]，但Diamond[25]通過構(gòu)造一個(gè)更為完整的理論框架，對(duì)城市人力資本、城市住房租金價(jià)格以及居民福利間的邏輯關(guān)系進(jìn)行了全面的考察，結(jié)果表明，雖然城市人力資本的擴(kuò)張推高了地區(qū)房?jī)r(jià)，但房?jī)r(jià)的上漲是對(duì)內(nèi)生性城市福利設(shè)施（如教育、醫(yī)療、交通、工作機(jī)會(huì)等）改善的一種回應(yīng)，即高房?jī)r(jià)是對(duì)城市高福利的一種補(bǔ)償，城市房?jī)r(jià)的上漲并沒有降低購(gòu)房者的實(shí)際福利水平。更為直觀地說，人們因?yàn)橹Ц读烁叻績(jī)r(jià)而獲得了便利性的“入場(chǎng)券”[26]。

此外，城市人力資本的擴(kuò)張還有助于縮小城市居民間的收入差距，這同樣有利于居民幸福感的提高。目前，絕大多數(shù)的經(jīng)驗(yàn)性研究表明，收入差距的擴(kuò)大抑制了居民的幸福感[27-29]。Brockmann等[3]則直接指出，收入差距擴(kuò)大帶來的“相對(duì)剝奪感”是導(dǎo)致1990—2000年中國(guó)居民幸福感下降的重要原因。而城市人力資本的擴(kuò)張有利于不同勞動(dòng)者之間收入差距的彌合。學(xué)者們通常使用常替代彈性的生產(chǎn)函數(shù)來刻畫不同技能勞動(dòng)力的生產(chǎn)行為[30]。由于高技能勞動(dòng)力與低技能勞動(dòng)力在生產(chǎn)上存在互補(bǔ)性，在城市人力資本擴(kuò)張的過程中，不同勞動(dòng)者的受益程度會(huì)有差異，而這有助于高收入勞動(dòng)者與低收入勞動(dòng)者工資差距的縮小。具體來說，隨著高素質(zhì)勞動(dòng)力在城市的集聚，低技能勞動(dòng)者的邊際產(chǎn)出會(huì)因?yàn)椴煌寄軇趧?dòng)力間的互補(bǔ)性而得到大幅提升。而對(duì)于高素質(zhì)勞動(dòng)力來說，由于高技能勞動(dòng)者之間是相互替代和競(jìng)爭(zhēng)的，城市人力資本擴(kuò)張會(huì)在一定程度上削弱人力資本技術(shù)外溢對(duì)工資的積極影響。因此，理論上城市人力資本的擴(kuò)張將更有利于低技能勞動(dòng)者工資水平的提高，而對(duì)高技能勞動(dòng)者工資提升的影響則相對(duì)較弱[10]。Moretti[31]利用美國(guó)青年的縱貫調(diào)查數(shù)據(jù)（NLSY）估計(jì)了城市人力資本對(duì)不同勞動(dòng)群體的工資影響，結(jié)果表明，城市中受過高等教育的工人比例每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將使該地區(qū)高中肄業(yè)生、高中畢業(yè)生以及大學(xué)畢業(yè)生的工資分別提高1.9%、1.6%和0.4%，即城市人力資本擴(kuò)張為低收入勞動(dòng)者帶來的工資增幅是高收入勞動(dòng)者工資增幅的4倍以上。

（二）城市人力資本擴(kuò)張的就業(yè)效應(yīng)

城市人力資本可以通過影響居民的就業(yè)概率提高幸福感。失業(yè)與居民幸福感間的因果關(guān)系已經(jīng)被眾多文獻(xiàn)所證實(shí)[32-33]。失業(yè)不僅會(huì)造成失業(yè)者本人幸福感的下降，而且對(duì)于那些仍然保有工作的居民來說，勞動(dòng)力市場(chǎng)的惡化也會(huì)使他們感到焦慮，并抑制幸福感的提高[34]。而城市人力資本擴(kuò)張有利于提高居民的就業(yè)概率。城市居民的就業(yè)與失業(yè)是由勞動(dòng)力的供給與需求決定的，從均衡的角度來看，只要?jiǎng)趧?dòng)力供給曲線保持向上傾斜，則給定勞動(dòng)力供給曲線不變，由城市人力資本技術(shù)外溢所造成的生產(chǎn)效率提高，最終會(huì)表現(xiàn)為勞動(dòng)力需求曲線的向外移動(dòng)，從而帶來均衡就業(yè)數(shù)量的上升[21]。此外，人力資本擴(kuò)張會(huì)提高城市居民的整體收入水平，而收入水平的提高會(huì)進(jìn)一步增加對(duì)不可貿(mào)易品的需求，這將為不可貿(mào)易部門提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)?？紤]到這一因素，城市人力資本對(duì)就業(yè)的促進(jìn)作用將會(huì)被放大，從而形成“就業(yè)乘數(shù)效應(yīng)”[23]。Moretti等[36]的研究表明，美國(guó)制造業(yè)高技能崗位每增加1個(gè)工作機(jī)會(huì)，將會(huì)為不可貿(mào)易部門帶來2.52個(gè)就業(yè)機(jī)會(huì)，而制造業(yè)非技術(shù)崗位每增加1個(gè)工作機(jī)會(huì)，只能為不可貿(mào)易部門帶來1.04個(gè)就業(yè)機(jī)會(huì)。因此，城市人力資本擴(kuò)張與集聚的背后實(shí)際上暗含著更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，這有利于城市居民就業(yè)概率的提高。由于“就業(yè)乘數(shù)效應(yīng)”的存在，城市人力資本對(duì)居民就業(yè)的影響很可能是非線性的，從而表現(xiàn)出邊際遞增的特點(diǎn)。

（三）城市人力資本擴(kuò)張的社會(huì)信任效應(yīng)

城市人力資本有可能通過增加居民間的社會(huì)信任提高幸福感。社會(huì)資本對(duì)幸福感具有非常重要的積極作用[37-38]。作為社會(huì)資本的重要組成部分，社會(huì)信任不僅可以降低經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的交易成本和克服“集體行動(dòng)困境”中的搭便車行為，還能夠營(yíng)造和諧穩(wěn)定的人際關(guān)系，提高人們?cè)谏鐣?huì)中的歸屬感與認(rèn)同感[39]。同時(shí)，社會(huì)信任能形成穩(wěn)定和樂觀的預(yù)期，進(jìn)而有利于幸福感的提高[40]。而人力資本擴(kuò)張通過提高人們的道德標(biāo)準(zhǔn)[41]、改變?nèi)藗兊臅r(shí)間偏好和風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度[42]，增大了違法、犯罪等違背社會(huì)契約行為的心理成本及經(jīng)濟(jì)成本。這些都有利于社會(huì)信任水平的提高。但是另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，隨著地區(qū)整體人力資本收入水平提高，誘發(fā)失信行為等道德風(fēng)險(xiǎn)的潛在因素也在不斷積累。首先，人力資本擴(kuò)張所帶來的收入水平的提高可能增加失信行為的經(jīng)濟(jì)收益，特別是對(duì)詐騙、偽造、盜用公款等違法活動(dòng)來說更是如此[43]。其次，人力資本的積累也提高了失信者逃避懲罰的能力，這實(shí)際上降低了失信行為的成本[44]。因此，城市人力資本是否能夠通過社會(huì)信任提高居民的幸福感要取決于城市人力資本擴(kuò)張對(duì)社會(huì)信任兩種效應(yīng)的相對(duì)強(qiáng)度。

三、數(shù)據(jù)與模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的微觀數(shù)據(jù)來自中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）2013年的城鎮(zhèn)調(diào)查。CHIP數(shù)據(jù)按照東、中、西分層，依據(jù)系統(tǒng)抽樣方法抽取得到樣本。2013年調(diào)查的樣本城市涵蓋了北京、重慶、山西、遼寧、江蘇、浙江、安徽、山東、河南、湖北、湖南、廣東、四川、云南、甘肅15個(gè)省級(jí)行政區(qū)的126個(gè)城市，其中包括7175個(gè)城市住戶樣本，30000個(gè)個(gè)人樣本。進(jìn)一步對(duì)主觀幸福感、受教育年限、性別、年齡等個(gè)人數(shù)據(jù)不完整的觀測(cè)樣本進(jìn)行剔除，最后共得到有效個(gè)人樣本5855個(gè)。

除了中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)，本文還通過《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》獲得了各城市的城區(qū)人口規(guī)模、人均GDP、城市建成區(qū)面積、對(duì)外開放水平以及高等學(xué)校數(shù)等城市層面數(shù)據(jù)。核心解釋變量——城市人力資本，則通過各城市第六次人口普查統(tǒng)計(jì)公報(bào)中的有關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。

（二）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)城市人力資本對(duì)居民主觀幸福感的影響，本文設(shè)定以下基準(zhǔn)回歸方程：

其中，下標(biāo)i和j表示j城市中的個(gè)人i;被解釋變量Happ表示個(gè)人的主觀幸福感，本文用來衡量主觀幸福感的指標(biāo)來自被訪者對(duì)問題“考慮到生活各方面，您覺得幸福嗎？”的答案，取值范圍是1～5的整數(shù)，分別對(duì)應(yīng)“很不幸?！薄安惶腋！薄耙话恪薄氨容^幸?！薄昂苄腋！边@5種答案CHIP 2013中關(guān)于自評(píng)主觀幸福感的答案中還包括“不知道”一項(xiàng)，本文對(duì)選擇了“不知道”的樣本進(jìn)行了刪除。最終，全樣本數(shù)據(jù)顯示，2013年城市居民的主觀幸福感均值為3.742。其中，回答“很不幸?！薄安惶腋！薄耙话恪薄氨容^幸?！薄昂苄腋！钡谋壤謩e為0.86%、3.70%、31.72%、47.77%和15.95%。

H代表核心解釋變量城市人力資本，以城市人口的平均受教育年限來表示。具體說來，依據(jù)受教育水平將城市人口分為5類：文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專及以上，且把各層次教育的累計(jì)受教育年限分別賦值以2年、6年、9年、12年和16年，然后根據(jù)各教育層次在總?cè)丝谥兴嫉谋壤M(jìn)行加權(quán)求和。這里計(jì)算所涉及的數(shù)據(jù)均來自各城市的第六次人口普查統(tǒng)計(jì)公報(bào)。以各城市人均受教育年限為橫軸、主觀幸福感均值為縱軸的散點(diǎn)圖如圖2所示。從中可以看到，散點(diǎn)擬合線呈現(xiàn)出向右上方傾斜的狀態(tài)。這意味著在不考慮其他影響因素的情況下，各城市主觀幸福感的均值和平均受教育年限正相關(guān)。

城市原住居民賦值0，有農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷的賦值1;

政治身份，非共產(chǎn)黨員賦值0，共產(chǎn)黨員賦值1;

工作，正在工作的賦值1，退休、失業(yè)、學(xué)生等賦值0;家庭收入，以2013年家庭總收入的自然對(duì)數(shù)表示;相對(duì)家庭生活水平

歷史文獻(xiàn)已經(jīng)有足夠的證據(jù)表明，收入差距的擴(kuò)大會(huì)降低居民的整體幸福感，但Oshio等[45]認(rèn)為居民并不能知道真實(shí)的收入分布形式，他們只能感知到主觀認(rèn)為的收入差距。因此，本文并沒有在城市特征控制變量中引入收入差距，而是在個(gè)人特質(zhì)變量中引入了自評(píng)的家庭相對(duì)生活水平。

M是可能影響居民幸福感的城市特征向量，主要包括：

對(duì)外開放水平，以2013年城市進(jìn)出口貿(mào)易總額占城市GDP的比重來表示;

城市人口密度，以市轄區(qū)人口/城市建成區(qū)面積的自然對(duì)數(shù)來表示;

城市人均GDP，以市轄區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值/市轄區(qū)人口的自然對(duì)數(shù)來表示;

城市規(guī)模，以市轄區(qū)人口的自然對(duì)數(shù)來表示。此外，本文還控制了中部地區(qū)及西部地區(qū)的城市虛擬變量。以上數(shù)據(jù)均來自2014年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1，限于篇幅，此處不再贅述。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果

在報(bào)告Ordered Probit的估計(jì)結(jié)果前，本文首先用OLS對(duì)計(jì)量方程進(jìn)行了估計(jì)。雖然Ordered Probit模型是最優(yōu)的估計(jì)方法，但有研究發(fā)現(xiàn)OLS模型與Ordered Probit模型在參數(shù)估計(jì)的方向和顯著性上是一致的[46]，且OLS的估計(jì)結(jié)果具有更直觀的解釋能力，可以與Ordered Probit的估計(jì)互為印證，提高實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。表2第（1）列報(bào)告了OLS的估計(jì)結(jié)果，可以看到城市人力資本的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。這表明中國(guó)城市人力資本的擴(kuò)張顯著增加了居民的幸福感。Ordered Probit模型的估計(jì)結(jié)果則與OLS保持一致，城市人力資本的回歸系數(shù)依然在1%的顯著性水平下為正。根據(jù)邊際效應(yīng)的分析結(jié)果，城市人力資本每增加1個(gè)單位（城市人口平均受教育年限每增加1年），居民感到“非常不幸?！薄安恍腋！焙汀耙话恪钡母怕蕦⒎謩e下降0.08%、0.44%和2.58%，而感到“幸福”與“非常幸?！钡母怕蕦⒎謩e提高1.28%與1.82%。

個(gè)人特質(zhì)控制變量方面，性別、年齡、年齡的平方、婚姻、健康、民族、戶口、家庭收入的估計(jì)結(jié)果均與歷史文獻(xiàn)保持一致，這里不再贅述。需要說明的是，個(gè)人教育對(duì)居民幸福感的影響并不顯著，這與以往國(guó)內(nèi)的經(jīng)驗(yàn)性研究有所差異?？赡艿慕忉屖牵鶕?jù)薩繆爾森提出的幸福方程式（幸福=效用/欲望），幸福感取決于現(xiàn)實(shí)與預(yù)期之間的差距。受教育水平的提高增加了個(gè)人的福利預(yù)期，而在中國(guó)居民受教育水平快速提高的背景下，接受教育所產(chǎn)生的預(yù)期往往很難全部實(shí)現(xiàn)，這或許是造成個(gè)人教育對(duì)幸福感影響不再顯著的重要原因。共產(chǎn)黨員的身份顯著提高了居民的幸福感[7]，主要原因可能是黨員身份認(rèn)同對(duì)幸福感的提升發(fā)揮了重要的作用[47]。與家庭的絕對(duì)收入相比，家庭的相對(duì)生活水平對(duì)居民幸福感具有更強(qiáng)的影響力，這與Luttmer等[48-49]的研究成果相一致。邊際效應(yīng)分析顯示，自評(píng)的家庭生活水平每提高一個(gè)等級(jí)，居民感到“非常不幸?！薄安恍腋！焙汀耙话恪钡母怕蕦⒎謩e下降0.43%、2.36%和13.78%，而感到“幸?！迸c“非常幸福”的概率將提高6.83%與9.94%。

城市特征控制變量方面，城市人口密度的增加促進(jìn)了居民幸福感的提高。城市人口密度越大意味著城市的公共服務(wù)設(shè)施（如居住、商業(yè)、教育、醫(yī)療、交通）的布局與配套越完善，否則薄弱的公共服務(wù)設(shè)施將無法承載高密度的人口集聚。而城市公共服務(wù)設(shè)施的完善可以顯著提高城市居民的幸福感[50]。在控制了城市人力資本水平與城市人口密度的情況下，城市規(guī)模的擴(kuò)大顯著降低了居民的幸福感，城市人口的對(duì)數(shù)值每增加1個(gè)單位，居民感到“幸?！迸c“非常幸?！钡母怕蕦⑾陆?.08%和1.55%。該結(jié)果進(jìn)一步表明城市化過程中城市居民幸福水平的提高是通過人力資本投資、高水平的公共服務(wù)等城市化質(zhì)量的改進(jìn)而實(shí)現(xiàn)的。簡(jiǎn)單的、粗放式的人口空間集聚不但不能促進(jìn)城市居民福利水平的提升，反而會(huì)造成南轅北轍的社會(huì)效應(yīng)。城市人均GDP對(duì)幸福感的回歸系數(shù)雖然為正，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，這說明地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)居民幸福感的影響并不敏感，這一結(jié)果與Easterlin等[5]的研究結(jié)果相一致，也符合中國(guó)20多年來關(guān)于“幸福停滯”問題的經(jīng)驗(yàn)性認(rèn)識(shí)。而與直覺有較大差異的是，對(duì)外開放不僅沒有提高居民的幸福感，反而顯著抑制了幸福感提升。造成這一問題的原因是：一方面，對(duì)外開放的擴(kuò)大開闊了居民的眼界，刺激了居民進(jìn)一步提高生活質(zhì)量的期望，根據(jù)“幸福方程式”這對(duì)幸福感的提高是不利的;另一方面，對(duì)外開放過程中西方文化對(duì)于中國(guó)傳統(tǒng)文化及價(jià)值觀的強(qiáng)烈沖擊也是一個(gè)重要的原因，特別是西方文化中的個(gè)人主義與消費(fèi)主義思潮，都誘導(dǎo)著人們不斷提高對(duì)物質(zhì)財(cái)富占有的欲望，而這種“拜金主義”的價(jià)值觀在中國(guó)的現(xiàn)實(shí)背景下對(duì)居民幸福感的提高也是不利的[51]。

（二）工具變量回歸結(jié)果

雖然OLS以及Ordered Probit模型的回歸結(jié)果都表明城市人力資本能夠提高居民的幸福感，但是以上估計(jì)結(jié)果仍然可能是有偏的。城市人力資本與居民幸福感之間可能存在的雙向因果關(guān)系會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題。高人力資本人口具有較強(qiáng)的流動(dòng)性，他們會(huì)根據(jù)城市特點(diǎn)及個(gè)人偏好來內(nèi)生性地選擇所居住的城市，這就意味著居民幸福水平較高的城市對(duì)高人力資本人口更具吸引力，即城市人力資本擴(kuò)張既可能是居民幸福感提高的原因，也可能是居民幸福感提高的結(jié)果。在中國(guó)跨區(qū)域人口流動(dòng)日益頻繁的背景下，這一潛在的內(nèi)生性問題可能更加嚴(yán)重。此外，盡管本文已經(jīng)在回歸中盡可能地控制了城市特征變量，但是其他不可觀測(cè)的城市特征，仍然有可能造成遺漏變量的偏誤。鑒于此，本文利用1981年各城市的高校數(shù)量作為2013年城市人力資本的工具變量，并利用IV Ordered Probit模型重新對(duì)幸福決定方程進(jìn)行估計(jì)?？紤]到社會(huì)關(guān)系、就業(yè)信息等因素，大學(xué)畢業(yè)生往往更傾向于留在畢業(yè)地工作[52]。因此，城市高等院校的數(shù)量與城市人力資本水平應(yīng)該是正相關(guān)的。但是理論上，城市高等院校數(shù)量的歷史變量，并不能影響到2013年城市居民的幸福感。特別是在改革開放初期，中國(guó)高校的地理分布大致延續(xù)了1952年院系調(diào)整以來的基本態(tài)勢(shì)，是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)條件下政府力量直接干預(yù)的結(jié)果。相對(duì)于改革開放后的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展來說，改革開放初期的高校分布具有較好的外生性。

為了檢驗(yàn)1981年城市高校數(shù)量作為工具變量的有效性，本文使用城市人力資本對(duì)工具變量以及其他控制變量進(jìn)行了第一階段的回歸。結(jié)果顯示，1981年城市高校數(shù)量與2013年的城市人力資本正相關(guān)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。這表明城市高校數(shù)量的歷史變量不是人力資本的弱工具變量。然后，本文又以居民幸福感對(duì)城市高校的歷史數(shù)量及其他控制變量進(jìn)行了Ordered Probit回歸，結(jié)果顯示城市高校數(shù)量的回歸系數(shù)并不顯著，說明1981年的城市高校數(shù)量不會(huì)影響2013年的城市居民幸福感。IV Ordered Probit模型的估計(jì)結(jié)果見表3。

城市人力資本的回歸系數(shù)依然為正，且同樣通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明，城市人力資本確實(shí)提高了居民的幸福感，并且與Ordered Probit模型的回歸結(jié)果相比，工具變量法下的回歸系數(shù)顯著增大，說明居民幸福感的確可能逆向影響了城市人力資本水平，進(jìn)而造成Ordered Probit模型低估了城市人力資本對(duì)居民幸福感的影響。工具變量回歸的邊際效應(yīng)顯示，城市人力資本每增加1個(gè)單位，居民感到“非常不幸?！薄安恍腋！薄耙话恪钡母怕蕦⒎謩e下降0.24%、0.76%和3.01%，而感到“幸?！迸c“非常幸?！钡母怕蕦⑻岣?.33%與2.69%。如果以“非常幸?！北惶岣叩母怕蕘砗饬啃腋８械奶嵘?，那么，城市人口平均受教育年限每增加1年帶來的幸福感提升相當(dāng)于家庭收入提高到原來2.61倍。而1999到2013年全國(guó)人口的平均受教育年限從7.18增長(zhǎng)為9.05，共增加1.87個(gè)單位。如果保守地認(rèn)為城市人口平均受教育年限的增幅與全國(guó)的平均增幅一致，那么根據(jù)邊際效應(yīng)的計(jì)算結(jié)果，由此產(chǎn)生的幸福感提升大致相當(dāng)于城鎮(zhèn)人口的家庭收入累計(jì)提高到原來的4.88倍。而2013年的城鎮(zhèn)人口人均可支配收入僅相當(dāng)于1999年的4.60倍。這一數(shù)據(jù)表明，城市人力資本對(duì)幸福感的提升作用可能超過了家庭收入的增長(zhǎng)。這無疑對(duì)中國(guó)居民的“幸福反彈”起到了巨大的拉動(dòng)作用。其他控制變量的估計(jì)結(jié)果與Ordered Probit模型相似，在此不再贅述。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證以上結(jié)論的穩(wěn)健性，本文從三個(gè)方面對(duì)原模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，如前文所述，本文認(rèn)為“幸福反彈”期間城市人力資本的擴(kuò)張?jiān)诤艽蟪潭壬鲜峭ㄟ^高等院校擴(kuò)招實(shí)現(xiàn)的。如果這一邏輯線索成立的話，理論上城市中大學(xué)畢業(yè)生所占比例也應(yīng)該能夠顯著影響居民的幸福感。因此，進(jìn)一步以城市人口中大學(xué)畢業(yè)生的比例作為城市人力資本的觀測(cè)變量重新對(duì)幸福決定方程進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表4。雖然Ordered Probit模型的估計(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但考慮到內(nèi)生性問題的潛在影響，這一估計(jì)結(jié)果很可能是有偏的。IV Ordered Probit模型的估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了這一判斷，在利用工具變量克服了內(nèi)生性問題的情況下，城市人力資本的回歸系數(shù)大幅提高至0.996，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。

其次，考慮到東部地區(qū)與中西部地區(qū)在人力資本水平以及社會(huì)環(huán)境上的巨大差異，將總體樣本劃分為東部地區(qū)與中西部地區(qū)，并分別對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。在不同的估計(jì)模型下，無論東部地區(qū)還是中西部地區(qū)的回歸結(jié)果都顯示，城市人力資本促進(jìn)了居民幸福感的提高，這與基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果相一致。但在影響強(qiáng)度上，東部與中西部地區(qū)間存在著比較大的差異，東部地區(qū)城市人力資本對(duì)居民幸福感的影響強(qiáng)度高于中西部地區(qū)（以IV Ordered Probit模型的估計(jì)結(jié)果為準(zhǔn)）。原因可能是與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)的人力資本水平更高。而根據(jù)人力資本存在邊際產(chǎn)出遞增效應(yīng)的理論判斷[53]，地區(qū)人力資本水平越高其技術(shù)溢出效益就越強(qiáng)。除此之外，東部地區(qū)的市場(chǎng)發(fā)育更加成熟，而人力資本作為一項(xiàng)重要的生產(chǎn)要素，在市場(chǎng)機(jī)制發(fā)育不健全的情況下，往往存在著限制其自由流動(dòng)的制度性障礙。因此，東部地區(qū)的人力資本交流與互動(dòng)會(huì)更加頻繁與密切，這有利于城市人力資本各種社會(huì)效應(yīng)的形成。

最后，考慮到受訪者可能對(duì)“非常不幸福”與“不幸?！?，“非常幸?！迸c“幸福”的界定比較模糊，這里將回答“非常不幸?！迸c“不幸?！钡慕y(tǒng)一合并為“不幸福”，并賦值1;回答“一般”的保持不變，賦值2;回答“非常幸福”與“幸?！钡慕y(tǒng)一合并為“幸?！保①x值3。利用合并后的樣本值重新進(jìn)行回歸分析可以發(fā)現(xiàn)，無論Ordered Probit模型的估計(jì)結(jié)果，還是工具變量法的估計(jì)結(jié)果，都與原模型的結(jié)果保持一致。以上結(jié)果均表明，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、初步經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

前文在對(duì)歷史文獻(xiàn)進(jìn)行梳理的基礎(chǔ)上，提出了三種城市人力資本可能影響居民幸福感的路徑，分別為提高勞動(dòng)工資并且縮小收入差距、增加城市居民的就業(yè)概率以及提升城市居民之間的信任程度。接下來本文利用2013年的CHIP數(shù)據(jù)進(jìn)一步對(duì)以上可能的影響機(jī)制進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)上的識(shí)別和檢驗(yàn)。

（一）城市人力資本與勞動(dòng)工資

提高勞動(dòng)工資以及縮小不同勞動(dòng)者間的工資差距可能是城市人力資本擴(kuò)張影響居民幸福感的重要機(jī)制。絕對(duì)收入與收入差距對(duì)中國(guó)居民幸福感的影響已經(jīng)被眾多的歷史文獻(xiàn)所證實(shí)[6-7，19，27-28]。例如，陳剛等[7]利用2005年的CGSS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)收入對(duì)居民幸福感的回歸系數(shù)高達(dá)0.1271。何立新等[6]發(fā)現(xiàn)收入差距的擴(kuò)大顯著降低了中國(guó)居民的幸福感。而本文基準(zhǔn)模型中對(duì)家庭收入與相對(duì)家庭生活水平的估計(jì)結(jié)果，也從側(cè)面驗(yàn)證了上述結(jié)論的可靠性。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)城市人力資本對(duì)勞動(dòng)收入的影響，以形成一個(gè)城市人力資本通過勞動(dòng)收入影響居民幸福感的完整邏輯鏈條，本文將城市人力資本引入Mincer工資決定方程。表5第（1）（2）列報(bào)告了全樣本的估計(jì)結(jié)果。OLS估計(jì)結(jié)果顯示，城市人力資本對(duì)就業(yè)者工資的回歸系數(shù)很小，在統(tǒng)計(jì)上也不顯著，但考慮到城市人力資本與勞動(dòng)工資間可能存在的內(nèi)生性，OLS估計(jì)結(jié)果很可能是有偏的。因此，在第（2）列，本文進(jìn)一步給出了以1981年城市高等院校數(shù)量作為工具變量的2SLS估計(jì)結(jié)果。在2SLS估計(jì)的工資決定方程中，城市人力資本的回歸系數(shù)大幅提至0.195，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。同時(shí)，工具變量的弱識(shí)別檢驗(yàn)也拒絕了工具變量存在弱識(shí)別的原假設(shè)。這說明城市人力資本擴(kuò)張的確提高了就業(yè)者的勞動(dòng)工資。

此外，按照Moretti[10]的理論預(yù)期，在不同勞動(dòng)者之間存在互補(bǔ)性的條件下，城市人力資本擴(kuò)張將更有利于低收入群體工資的提高，這有助于縮小收入差距，進(jìn)而增強(qiáng)城市居民的幸福感。為了對(duì)這一機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證，本文以年工資33500元為界限，將全部樣本分成高收入群體與低收入群體兩個(gè)樣本量基本相等的子樣本，并分別將其代入工資決定方程進(jìn)行檢驗(yàn)。表5第（3）—（6）列報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果，與全樣本的結(jié)果相似，雖然在OLS估計(jì)中高收入群體與低收入群體的城市人力資本回歸系數(shù)均不顯著，但在2SLS估計(jì)中，各組的城市人力資本回歸系數(shù)均顯著為正，且城市人力資本對(duì)低收入勞動(dòng)者的工資提升作用明顯強(qiáng)于高收入勞動(dòng)者。這進(jìn)一步驗(yàn)證了城市人力資本擴(kuò)張有助于縮小勞動(dòng)者間的收入差距。

（二）城市人力資本與就業(yè)

提高居民的就業(yè)概率可能是城市人力資本擴(kuò)張影響居民幸福感的另一條重要路徑。就業(yè)對(duì)居民幸福感的重要作用已經(jīng)被絕大多數(shù)的文獻(xiàn)所證實(shí)[32-34]。對(duì)于中國(guó)來說，居民幸福感與就業(yè)狀況之間的關(guān)系，也因?yàn)槊癖妼?duì)經(jīng)濟(jì)狀況的敏感而得到支持。例如，陳釗等[18]發(fā)現(xiàn)失業(yè)對(duì)中國(guó)居民幸福感有非常顯著的負(fù)向影響，這種影響的強(qiáng)度與離婚大致相當(dāng)。為了形成一個(gè)完整的“證據(jù)鏈”，本文還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)城市人力資本對(duì)中國(guó)城市居民就業(yè)概率的影響。

CHIP 2013的調(diào)查中包含了勞動(dòng)者就業(yè)狀態(tài)的相關(guān)信息，本文從中抽取了相應(yīng)的勞動(dòng)力樣本，通過評(píng)估城市人力資本對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)概率的影響來識(shí)別城市人力資本擴(kuò)張是否真地拉動(dòng)了勞動(dòng)者就業(yè)概率的提高。其中，被解釋變量是反映2013年底受訪者就業(yè)狀態(tài)的啞變量，若被訪者的狀態(tài)為“就業(yè)（包括離退休后再就業(yè)）”則賦值1，若受訪者的狀態(tài)為“失業(yè)/待業(yè)”則賦值0?？紤]到高人力資本就業(yè)崗位可能存在的“就業(yè)乘數(shù)效應(yīng)”，本文進(jìn)一步將城市人力資本的平方引入就業(yè)決定方程，來檢驗(yàn)這種可能存在的邊際遞增效應(yīng)，結(jié)果見表6。

在未納入城市人力資本平方項(xiàng)的情況下，Probit與IV Probit的估計(jì)結(jié)果均不支持城市人力資本可以提高就業(yè)的概率，但在加入了城市人力資本的平方項(xiàng)后，Probit與IV Probit的估計(jì)結(jié)果均顯示，城市人力資本的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，而城市人力資本的平方項(xiàng)顯著為正，這說明城市人力資本與居民就業(yè)概率間可能存在著U形關(guān)系。但是經(jīng)過測(cè)算，無論依據(jù)何種檢驗(yàn)結(jié)果所計(jì)算出的U形拐點(diǎn)都小于城市人力資本的最小值6.37。因此，上述結(jié)果實(shí)際上意味著，城市人力資本不僅提高了城市居民的就業(yè)概率，而且對(duì)居民就業(yè)的促進(jìn)作用是隨著城市人力資本擴(kuò)張而邊際遞增的，這與本文的理論預(yù)期相一致。

（三）城市人力資本與社會(huì)信任

城市人力資本還可能通過社會(huì)信任影響城市居民的幸福感。但是，根據(jù)前文的討論，城市人力資本對(duì)社會(huì)信任的影響方向很可能是不確定的。一方面，城市人力資本擴(kuò)張?jiān)黾恿耸判袨榈慕?jīng)濟(jì)成本與心理成本，這有利于增強(qiáng)社會(huì)成員間的信任水平。但另一方面，城市人力資本擴(kuò)張所造成的收入水平的提高也增加了失信行為的經(jīng)濟(jì)收益，并增強(qiáng)了失信者在發(fā)生道德風(fēng)險(xiǎn)后逃避懲罰的能力，這也會(huì)對(duì)社會(huì)成員間的信任造成破壞作用。為了探索在中國(guó)情境下，城市人力資本是否通過社會(huì)信任影響居民幸福感，本文進(jìn)一步基于CHIP 2013的相關(guān)數(shù)據(jù)來實(shí)證檢驗(yàn)城市人力資本擴(kuò)張對(duì)社會(huì)信任的影響。

具體來說，本文采用兩個(gè)被解釋變量分別反映親戚朋友等熟人間的信任程度，以及親戚朋友之外陌生人之間的信任程度。兩個(gè)被解釋變量均為5分位的有序響應(yīng)變量。賦值方法是，根據(jù)受訪者對(duì)“您認(rèn)為親戚朋友可信嗎？”以及“您認(rèn)為除了親戚朋友以外的其他人可信嗎？”兩個(gè)問題的回答，分別讓被解釋變量取1～5之間的整數(shù)，以對(duì)應(yīng)答案中的“很不可信”“不太可信”“一般”“比較可信”和“非?？尚拧?。反映個(gè)人特質(zhì)及城市特征的控制變量與幸福決定方程相同，這里不再贅述。

城市人力資本對(duì)不同人群間社會(huì)信任的影響見表7。從第（1）列可以看到，Ordered Probit的估計(jì)結(jié)果顯示，城市人力資本對(duì)熟人間信任程度的回歸系數(shù)雖然為正，但是并不顯著?？紤]到可能存在的逆向因果關(guān)系，這里仍然給出了以1981年城市高校數(shù)量作為工具變量的IV Ordered Probit檢驗(yàn)結(jié)果。但工具變量法的檢驗(yàn)結(jié)果依然不能支持城市人力資本提高了熟人之間的信任。與該結(jié)果相似的是，無論是Ordered Probit還是IV Ordered Probit的檢驗(yàn)結(jié)果均不支持城市人力資本提高了陌生人之間的信任。綜合以上，城市人力資本可能并沒有通過增強(qiáng)社會(huì)信任而提高城市居民的幸福感。

在中國(guó)的具體情境下，除了人力資本擴(kuò)張?jiān)黾恿耸判袨榈臐撛谑找娌⑶以鰪?qiáng)了失信者逃脫懲罰的能力外，還存在著另外一個(gè)重要原因——抑制了城市人力資本對(duì)社會(huì)信任的促進(jìn)作用。中國(guó)的城市人力資本擴(kuò)張?jiān)诤艽蟪潭壬鲜峭ㄟ^高等教育擴(kuò)招實(shí)現(xiàn)的，在高等教育的收益率逐步下降的情況下[55]，新增大學(xué)畢業(yè)生的收入期望往往不能得到有效滿足，這可能誘導(dǎo)那些在合法勞動(dòng)力市場(chǎng)無法獲得預(yù)期收益的高人力資本勞動(dòng)力轉(zhuǎn)而投向非法勞動(dòng)力市場(chǎng)以獲取預(yù)期中的經(jīng)濟(jì)收益，特別是高人力資本人群具有比較優(yōu)勢(shì)的高技能犯罪領(lǐng)域[56]。2005年以來電信詐騙、非法集資等高技能犯罪呈現(xiàn)出加速增長(zhǎng)的趨勢(shì)，以電信詐騙為例，年均增長(zhǎng)速度20%～30%，而這類經(jīng)濟(jì)犯罪行為會(huì)嚴(yán)重破壞社會(huì)信任的形成。城市人力資本擴(kuò)張對(duì)社會(huì)信任的促進(jìn)效應(yīng)很可能被上述效應(yīng)所抵消。

六、結(jié)論與啟示

近年來，學(xué)界關(guān)于中國(guó)“幸福停滯”“幸福悖論”問題的討論，使人們無意中忽視了中國(guó)居民幸福感正在悄然發(fā)生的積極變化——“幸福反彈”。本文基于2013年中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)評(píng)估了城市人力資本擴(kuò)張對(duì)居民幸福感的影響。工具變量法的估計(jì)結(jié)果顯示，城市人力資本的提高顯著地提升了居民的幸福水平。平均而言，城市人口的人均受教育年限每增加1年，將使居民感到“非常不幸福”“不幸?！薄耙话恪钡母怕史謩e下降0.24%、0.76%和3.01%，而感到“幸?！迸c“非常幸?！钡母怕侍岣?.33%與2.69%。在采用不同城市人力資本測(cè)量指標(biāo)，以及考慮到東、中西部環(huán)境差異的條件下以上結(jié)果依然是穩(wěn)健的。同時(shí)，提高勞動(dòng)工資、縮小不同勞動(dòng)者間的工資差距以及增加居民的就業(yè)概率，是城市人力資本影響中國(guó)居民幸福感的主要機(jī)制。

本文的研究結(jié)果說明，由高?！皵U(kuò)招”與快速城鎮(zhèn)化共同推動(dòng)的城市人力資本擴(kuò)張是中國(guó)實(shí)現(xiàn)“幸福反彈”的重要原因，城市人力資本擴(kuò)張所形成的幸福提升效應(yīng)已經(jīng)超過了家庭收入的增長(zhǎng)。在中國(guó)致力于推進(jìn)“以人為核心”的新型城鎮(zhèn)化的背景下，以上結(jié)論蘊(yùn)含著非常重要的政策價(jià)值：新型城市化不僅要“為了人”更要“依靠人”。與城市規(guī)模的擴(kuò)大相比，以城市人力資本為核心的城市化質(zhì)量的提高，對(duì)城市居民生活質(zhì)量的改善有著更為重要的現(xiàn)實(shí)意義。雖然城市人力資本的擴(kuò)張可以通過增加收入、縮小收入差距、增加就業(yè)促進(jìn)居民幸福水平的提高，但是城市人力資本對(duì)居民福利的潛在積極影響還遠(yuǎn)沒有被充分地發(fā)掘與利用。特別是在非物質(zhì)生產(chǎn)領(lǐng)域，社會(huì)信任并沒有隨著地區(qū)人力資本水平的提高得到顯著的改善，這必然會(huì)影響到居民的社會(huì)歸屬感與認(rèn)同感。根據(jù)馬斯洛需求理論，在基本物質(zhì)生活得到滿足后，人們將更加重視社交、尊重以及自我實(shí)現(xiàn)的需要，而中國(guó)正處在這樣的歷史節(jié)點(diǎn)之上。因此，如何實(shí)現(xiàn)地區(qū)人力資本與社會(huì)信任的同步提升、如何有效控制城市人力資本擴(kuò)張對(duì)社會(huì)信任所產(chǎn)生的破壞性能量將是未來必須解決的重要課題。

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責(zé)任編輯、校對(duì)： 高原