刘险峰

（西南石油大学 经济管理学院，成都 610500）

1 问题的提出

国外对幸福感的研究起步主要从微观角度展开，其中观点也各有不同，传统的分析方法主要基于效用最大化进行，并认为收入与幸福感呈现正相关；也有部分研究，诸如esterlin的研究表明，相比较西方国家或经济较发达地区，落后区域的收入增长与收入水平更能提升其民众的消费水平。当然也有持不同观点的，例如Diene、Mentzakisa认为一国在改善民众收入方面的财务投入增加，并不一定改善其对于幸福感的正向评估。

国内的相关研究主要侧重于宏观角度，一般结合了经济学、社会学等学科知识展开。如宛燕、朱成等人的研究认为，虽然国民收入与其幸福指数感知并非简单的统计关联关系，但一定程度的收入增长确实对于幸福感增长有积极作用。从幸福感构成角度而言，朱建芳等、李静等结合宏观经济学分析框架，并指出相对低水平的收入增长促进了民众的幸福感，但随着收入的进一步增加，民众的幸福感感知增幅在削减。邢占军在较为系统地考察以往收入与幸福感关系研究的基础上，采用已经公开的政府统计数据、6个省会城市的调查数据，以及来自我国城市居民连续7年的调查数据，对我国城市居民收入与幸福感的关系进行较为深入的分析。发现在现阶段的中国，收入与城市居民幸福感之间具有一定的正相关；地区富裕程度不同会对二者之间的关系产生影响；高收入群体幸福感水平明显高于低收入群体；从一段时期内考察，地区居民幸福指数并没有随国民收入的增长而同步增长；地区富裕程度与居民幸福感水平之间相关不明显。罗楚亮以我国住户调查数据为基础，经验性地讨论了收入与主观幸福感的关系。研究表明，绝对收入与主观幸福感之间具有显著的正向关联，即便控制了相对收入效应，绝对收入的影响仍较显著。

现有针对幸福感以及收入关联方面的研究，主要存在以下问题，第一，尚未进一步分解幸福感或幸福指数在民众心理上的定位，即构成不同收入水平下的人们幸福感、幸福指数的构成因素评判；第二，研究对象局限于某一地区或某一时序，缺乏研究的更广覆盖性。基于现有研究条件及存在的不足，本文结合幸福感主观评价的物质基础、身心健康与满足感以及家庭及社会和人际、个人贡献价值等角度因素，利用普通最小二乘法构建模型，进行针对城镇居民收入水平与幸福指数间的关联验证。

2 模型构建

学者C.A.Sins于1980年提出的基本框架中关于系统任意内生性质变量及系统的内生变量滞后值的自回归模型，并逐步推及所有对应多元时序变量对应的“向量”组回归态势，这种方法经常被应用于构建或预测变量间对应时序下关联影响，以及随机扰动变量在不同时序下的关联影响，本文主要基于向量自回归（VAR）进行对应实证研究，结合马立平、布伦诺.S.弗雷等人的研究，构建幸福指数评估模型如下：

3 实证研究

3.1 调查过程及方法

为真实反映我国各区域城镇居民的收入与幸福指数间关系，我们展开了详细的问卷调查，主要运用了配额抽样、街头拦访、专门发放问卷的方式方法进行；同时，为了适当降低各类方法在问卷调查过程中的信息失真，专门设计了针对经济收入与幸福感细分项目的问卷，并力求问卷清晰明了、问题简洁、主题突出；同时，针对问卷做了监控，以确保问卷问题的正确性。首先针对西南地区所在的城市进行了十个地市的样本抽取与调研，调研集中场所主要分布在商场、广场以及公众聚集地，以形成相对差别对较小的样本主体。

从问卷回收情况来看，发放问卷共计8000份，去除所提供答案矛盾及主体信息不全的问卷，共收回有效问卷7546份，有效问卷率达到94.3%。其中问卷调查对象男性占比为48.12%，女性则为51.88%。

3.2 幸福指数主体评估

根据现有研究可知，所谓幸福感是主体对于现状及生活、人际、社会总体福利的一种满足程度评价，结合马斯洛需要层次理论可以认为幸福指数表示了人们对于幸福层次的不同追求及满意程度，其最底层主要表述了人们在基本生活，特别是其中的物质生活方面的满足，映射到个体身上，主要是选取人们的衣、食、住、行、用等方面的基本满足程度；其中间层主要表述了居民的愉悦程度，主要从人的社交人际角度考量，形成对应的满足评价，其最上层主要是关于社会认可的层面满足，主要从是否能通过努力获得成功，以及社会公众对于自身努力的认可和贡献的认可。本文基于上述幸福指数的内涵分析，结合长三角十个地市的样本调查，将物质基础、身心以及家庭及社会和人际、个人贡献价值分析等多方面内容构成问卷调查，根据调查分析，长三角城镇居民基于收入差异的幸福指数平均表现为75.11，结合需求层次的各层级评估，身心健康的基础幸福感指数、家庭和谐美满指数、人际和谐与社会稳定的幸福指数、个人价值实现的幸福指数，分别为77.01、71.89、73.71、70.18。

本文针对上述调查数据，对城镇居民收入差异与幸福指数差异进行显著性分析，以确立不同收入群体在幸福指数上的差异关联。其次，结合问卷调研及相关主体属性的差异，就主要构成因素相同前提下的差异化因子对收入差距的幸福指数评估的影响进行分析。然后，将幸福指数作为被解释变量，以幸福指数的评估因子构成解释变量，结合向量自回归模型进行分析。

3.3 协整性与因果检验

3.3.1 序列的平稳性及其检验

本文所研究的序列平稳性，主要是指经过一个特定序列，以其均值(Mean)、方差(Variance)和及对应的自协方差来判定模型的稳定性，针对于是否具有可靠稳定性及检验过程中的均值、方差和自协方差等判定指标的构成，进行模型的稳定性判别。

结合美国学者Nelson&Plosser(1982)关于宏观经济时序不稳定，以及之后的Stock&Watson(1989)关于因果性检验的序列稳定性敏感结果的观点，针对模型构建的第一步做我国相应国民生产总值时序平稳性检验，同时考虑到实际经济，特别是个体收入纯在主观表述与客观数据间的差异，实体经济对应的往往并非一个单纯的AR(1)过程，本文以ADF单位根检验法，借助检验获得判定根的基本平稳性检验，对应的普通最小二乘法（OLS）回归模型方程如下：

以xt-1表述上一时序变量，基于ρ-1平稳序列前提，检验对应的ρ系数平稳状况。

根据上述检验分析，若序列间是非平稳的，其对应的一阶平稳差分可获得对应变量为一阶单整序列，将经历d次差分平稳序列对应d阶单整序列为I(d)，同时，结合Granger、Engle等人与1978年提出的协整理论，将两个性质随机变时序对应的某个稳定线性组合作为本文探讨过程中对应的收入与幸福感指数间关联协整性必要条件。

则xt、yt对应变序列的回归模型方程为：xt=α+βyt+εt，其中以εt刻画针对xt、yt两个对应变序列进行的平稳性判断，若两者均为非协整，其中任何一个线性组合对应结果都是非平稳的，否则残差也是非平稳的，那么当残差为平稳时，获得xt、yt两个对应序列的对应协整关联关系。

3.3.2 单位根ADF检验

根据上述分析，本文进行的变量对应的原始序列均属于非平稳，且在5%置信水平上对应一阶分差序列Δlnmat、Δlnphy、Δlnsoci、Δlncon均呈现平稳，但由于整体模型验证中的协整方差对于基本变量的同阶单整，必须去掉其平稳序列，从而获得仍以原先lnmat、lnphy、lnsoci、lncon对应的变量模型，其水平值、对数化后检验结果如表1、表2所示。

表1 样本水平值的单位根ADF检验

表2 对数化后单位根检验

表3 样本变量的一阶差分单位根ADF检验

鉴于原始样本数据间有可能存在对模型验证的协整关系影响，且消除原时序对于异方差的影响，模型针对各样本变量的对数进行转换的验证，形成的一阶差分单位根的ADF检验结果如表3所示。

其中针对上述结果的检验围绕(c，t，k)展开，且c和t对应模型验证过程中的ADF常数项及趋势项，n为无常数项的趋势结果，k为模型预测的基本滞后阶数，以AIC、SC最小化准则，和以△表示的差分进行因子估计预算。

3.3.3 Johansen检验协整分析

根据 lnmat、 lnphy、 lnsoci、 lncon的 I(1)时序的协整，结合VAR模型，对应的AIC及SC必须经过4期最小化演算，且对应Johanson的上述保变量因子 lnmat、lnphy、lnsoci、lncon协整，对应滞后期阶数为3，结合残差序列的Q统计量，获得在5%显著性水平下的JB检验，根据检验结果表明，原变量间并不存在显著的自相关和异方差，经模型选择最终确定对应模型检验值和协整空间，以及对应的预测有下行趋势和数据空间的基本有限性趋向，其中对应Johansen具体检验协整结果如表4所示。

表4 Johansen检验的协整结果

由于本文针对特征根的迹检验、极大似然特征值检验统计呈现较近似结果，保存一个原先5%假定的显著性水平所对应的VAR模型系统协整向量以备用，从而获得上述幸福感评估与收入增长见的协整关联模型如下：

上述模型验证结果表明，从1990～2011年，我国的物质基础、身心以及家庭及社会和人际、个人贡献价值等幸福指数评价与收入间相对较长期的稳定均衡关系。

3.4 模型的向量误差项修正

上述按照VAR及其修正模型进行的验证获得了对应的我国幸福感评估与收入增长间的长期关联均衡结果，对于向量进行的进一步修正，可进一步验证幸福感评估与收入增长间的联系，基于该方法与Johansen协整分析一致，剔除在10%显著性水平下原时序变量关联的假设，且以t值检验作为进一步解释变量，误差项的修正系数为-0.161，也即是说短期而言，非均衡会逐步走向均衡，那么我国城镇居民收入与幸福指数间逐步趋于长期均衡状态。VAR相关滞后的一阶解释变量为0.217，滞后相对的三期为-0.251的反向作用，可知短期内的我国城镇居民的基础物质需求满足的幸福指数与收入具有有相对显著的关联效应，但长期而言，物质基础反而不能更多地促进收入增长对于幸福指数评价的促进。

3.5 民众收入增长的幸福感评估相关联因果分析

根据格兰杰因果分析，本文对应的两变量模型为：

其中，βi(i=1，2，…，p)=0，βj(i=1，2，…，m)=0，分别接受基于AIC准则的进一步检验，结合滞后量情况，确定VAR最终修正模型的滞后阶数为1，相关格兰杰因果检验为基于滞后阶数2的检验中，收入对幸福指数无格兰杰因果关联的F值为3.15377，对应P值为0.09411；幸福指数对收入无格兰杰因果关联的F值为7.51707，P值为0.01207。根据检验分析，基于10%的显著性水平，模型的幸福指数并非个人收入增长的原因假设遭致拒绝，也就说原模型中关于我国收入增长关联假设成立，并且当变量的时序在接近1%显著性水平上时，“收入增长不是幸福指数增进的原因”假设同样遭致拒绝，这就说明我国经济增量的消费因果关联仍然存在，那么可知关于我国幸福主观评估的收入增长协整性关联假设成立，模型验证成功。

4 结论与建议

4.1 研究结论

根据上述分析可知，我国民众的收入增加能在一定程度上导致其对于幸福感的正面评价，但同时民众评价幸福感的角度各有不同，其中物质基础是共享评价方面指标，即确保物质才有可能使民众感到幸福；个人的社会贡献要高于社会和谐方面要素，成为影响民众对于是否幸福的评价。

4.2 研究建议

根据上述分析，本文认为，政府应切实做好提升民众增加收入的渠道，特别是低收入群体的就业是增强幸福感的关键所在；同时对于家庭、人际以及社会方面的幸福感，应该从收入增加的体验渠道入手，让民众在消费等过程中切身感受社会发展对于百姓生活在物质层次以外的关怀；最后，对于民众的社会贡献，应从多角度加以构建，从社会底层、低收入群体的生活角度予以活动的丰富；从公众公益性活等角度加以挖掘，都是提高现阶段民众收入基础上的幸福指数的有效办法。

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