中国民主党全委会美国委员会

西方学术界对幸福问题的讨论由来已久。18世纪以后，始于以边沁为代表的功利主义学派，后经新古典经济学、边际效用学派和福利经济学的不断改良，幸福被视为财富最大限度的积累，个人也变成追求利益最大化的“幸福计算机”。按照这种逻辑，当社会达到物质丰富的状态，人类就能实现幸福的目标。但社会事实并非如此。自20世纪70年代以来，伴随着经济发展和科技进步，贫富悬殊、环境污染、交通拥堵、食品安全等社会问题层出不穷，这导致人们体验到更多焦虑和不安的消极情绪。经济繁荣与心理体验的矛盾使主流经济学的幸福观受到前所未有的挑战。例如，伊斯特林(Easterlin，1974)就曾指出，“财富收入与人类幸福之间的正向关系，并不适用于国家间的比较，以及一国不同时期的追踪分析”。因此，研究者开始反思幸福研究的相关议题，财富收入与人类幸福的关系也从“恒定的事实”转变为“研究的命题”。

20世纪90年代以后，幸福研究具有更加明显的“社会情景”导向。作为一种重要的社会心态，幸福感不仅受制于个体行为，还取决于更高层次的环境结构，是反映社会发展与变迁的重要指标。在关注结构特征影响的同时，更多学者基于集体主义方法论立场，重新审视财富收入与人类幸福的关系。分析的焦点从讨论个人收入的增减转变为考察收入在社会成员间的集散程度(收入不平等)，致力于揭示收入不平等和个人幸福体验的关系。¹

1. 虽然国外学者对主观幸福感的表述并不一致，但概念内涵均指个人对目前生活状态的满足体验和精神愉悦。为尊重学者的原意以及保证行文的流畅，本研究所使用的幸福体验、幸福感知与主观幸福感的词义具有相通性。

目前，收入不平等与个人幸福感的关系研究存在两种主要的分析视角：社会比较和社会规范(Clark and Ambrosio，2014)。社会比较(Social Comparison)视角聚焦收入不平等在个人层次的影响，指出幸福感主要取决于参照群体的收入差距。在参照群体内部，诸多心理感受往往是通过与他人的关系(相对位置)来确定的。当参照者的收入高于自己，个人的幸福感就会降低；当参照者的收入低于自己，个人的幸福感则将提高。社会规范(Social Norm)视角则认为收入不平等是一个集合层次的概念，反映特定区域社会成员间的收入分化程度。根据达尔顿-庇古的转移原理，它产生于收入从贫困群体转移到富裕群体的过程，一般运用基尼系数来衡量。在社会规范视角下，区域不平等与个人幸福感的关系仍存在争议，有待进一步分析与厘清。国内研究更多立足于社会比较视角，并一致认为相对收入是影响中国居民幸福感的重要因素(官皓，2010；张学志、才国伟，2011)。相比之下，社会规范视角的研究仍处于发展阶段，研究重点在于勾勒区域不平等与居民幸福感之间的关系特征(王鹏，2011；任海燕、傅红春，2011)，尚未达成共识性结论(Knight et al.，2009；何立新、潘春阳，2011；鲁元平、王韬，2011)，较少涉及影响机制的分析。

从中国的现实看，改革开放带来了经济和社会的转型发展，使中国的综合国力跃居世界前列，人民的生活水平得到显著提高。因此，经济增长是促进中国居民幸福体验的重要因素(刘军强等，2012)。但社会优化与社会失衡之间的张力导致人们在享受社会进步的同时，也必须直面转型带来的代价与痛苦，其中，收入不平等日益扩大是最显著的问题之一。据世界银行的统计数据显示，1981—2000年，中国的基尼系数不断攀升，并在进入21世纪后持续保持在0.4以上的国际警戒水平。²可见，考察收入不平等与个人幸福感之间的关系是转型中国研究的重要议题。

2. 数据来源：世界银行官方网站(https://www.worldbank.org)。

基于理论视角与中国情景的考量，本研究将立足于社会规范视角，运用多层Logistic模型分析区域层次的收入不平等对居民幸福感的影响，探讨相应的影响机制，为构建本土化的理论解释尽绵薄之力。

一、理论审视与研究假设(一)集合层次的收入不平等对个人幸福感的影响西方研究表明，人们感觉最幸福的地方总是出现在收入分配较为公平和合理的区域，收入不平等与民众幸福感呈现显著的负向关系(Schwarze and Härpfer，2007；Biancotti and Alessio，2008；Oshio and Kobayashi，2010)。最早的研究可追溯到莫拉韦茨等(Morawetz et al.，1977)的分析，他们通过比较两个居民年龄结构、教育水平、宗教信仰、种族血缘相近的以色列社区发现，在收入分配更为平等的社区里，居民的幸福感更加强烈。哈格蒂(Hagerty，2000)在分析美国社区的居民样本后同样认为，收入分配的范围和偏差是影响民众幸福感的重要因素，降低收入不平等将有利于增强居民对幸福的感知程度。埃伯特和韦尔(Ebert and Welsch，2009)运用1981—2004年的世界价值观调查数据，同样验证了收入不平等对居民幸福感有显著的负向影响，并发现这种影响效应普遍存在于不同类型的国家和不同收入的群体中。

基于收入不平等的分析层次，本研究进一步梳理文献后发现，不同地域层次的不平等对个人幸福感的影响具有差异性。二者的负向关系稳定存在于社区和区县层次，但在更大的区域范围内并不明确。例如，国家层次的收入不平等对居民幸福感没有显著影响(Helliwell，2003；Bjørnskov et al.，2008)。有研究指出，这是源于测量指标的适用性问题，在越宽泛的地理空间内，不平等的测量指标越难捕捉到个体间收入变化的细微差别(Graham and Felton，2006)，从而影响我们对收入不平等与个人幸福感的关系估计。从理论层面来看，心理距离理论或能为解释该现象提供崭新的思路与视角。利伯曼等(Liberman et al.，2007)发现，人们对事物或事件的感知和判断与地理距离密切相关。远距离的感知通常依赖简单的非情景因素，相较于近距离感知，它往往更具模糊性和抽象性，并能弱化个体对事物或事件重要性和敏感性的判断。由此推断，收入不平等对个人幸福感有地域层次的影响差异，可能在于人们对更大区域范围(如国家)的不平等感知要弱于社区或区县层次，从而导致二者关系发生变异。

与此形成鲜明对比的是，部分实证研究发现，收入不平等对促进民众幸福感有积极作用(Clark，2003；Berg and Veenhoven，2010；Rözer and Kraaykamp，2013)。奈特等(Knight et al.，2009)指出，收入不平等与中国农村居民的幸福感呈显著的正向关系。在他看来，收入不平等意味着区域内居民收入的非均等化，这反而会增强人们获取经济利益的前景与信心。事实上，这种不平等的积极影响类似于“隧道效应”，适当的收入差距往往能带来较高的收入预期，即便个体暂时处于不利位置，但若能观察到别人摆脱困境和向上流动的社会事实，就会激发自身对未来的憧憬，促进幸福感的生成。艾莱斯那等(Alesina et al.，2004)通过比较美国和欧洲的情况印证了此观点。在他们看来，由于美国的社会结构富有弹性，收入不平等对个人的威胁并不具有永久性，低收入群体只要通过努力就能改变现状，所以，美国民众比欧洲民众感觉更幸福。综上所述，我们不难发现，社会的结构形态可能是影响收入不平等与个人幸福感关系的社会性根源。当一个社会具有相对开放和富有弹性的社会结构，个人通过努力有可能实现自身的向上社会流动，收入不平等就会有助于民众幸福感的提升。但如果一个社会的结构形态是刚性、稳定和不易改变的，就意味着个人通过获致因素改变结构位置的可能性变小，社会流动渠道受阻。这种流动期望与现实之间的矛盾将导致个人幸福感下降，相应的，收入不平等对主观幸福感也会呈负向影响。

诸多研究显示，在中国情境下，20世纪90年代以后，社会阶层固化和流动停滞的趋势逐渐显现在转型时期。在阶层结构方面，社会阶层的界限日趋明显，并出现结构化特征，底层群体进入上层的比例逐渐下降，富裕者来自同阶层或邻近阶层的比例上升(李强，2005)。在收入流动方面，有研究通过计量测算发现，中国居民的收入流动性总体呈现下降趋势，收入流动性对改善社会福利的作用也在减弱(王朝明、胡棋智，2008；王晓等，2009)。因此，在相对定型的社会结构中，个人仅凭自身能力实现向上流动的难度越来越大。当流动的希望变小时，收入不平等将被视为一种“位置停滞”的信号，而不是乐观的收入预期，并对人们的幸福感产生负向影响。基于此，本研究提出“总体性假设”：

假设1：收入不平等对个人幸福感有显著的负向影响。

值得注意的是，收入不平等对个人幸福感的影响存在群体差异，经济地位是被讨论得最多的分类标准。研究发现，与高收入群体相比，收入不平等对低收入群体幸福感的损害作用更为显著(何立新、潘春阳，2009；Oishi et al.，2011)。究其原因，一方面，高收入群体处于社会分层结构的顶端，是资源分配的既得利益者，因此，他们倾向于认同当前社会的收入分配格局，承认分配制度设置的合法性(Turner，2009)。另一方面，低收入群体由于长期处于资源匮乏的状态，难以抵御生命历程中遭遇的风险，从而激发他们的消极情绪(不满、怨恨和恐惧)，并将矛盾指向当前的收入分配体系。基于此，本研究提出“群体差异假设”：

假设2：收入不平等对不同收入群体的幸福感影响有显著差异。

假设2a：收入不平等对低收入群体的幸福感有显著的负向影响。

假设2b：收入不平等对高收入群体的幸福感影响并不显著。

(二)集合层次的收入不平等对个人幸福感的影响机制由于幸福感是由大量条件因素引发的心理状态，这意味着收入不平等与幸福感之间的关系可能还受到其他变量的影响。为了进一步明确收入不平等与个人幸福感的内在机制，本研究在梳理社会心理学、情感社会学和健康社会学等涉及的心理活动研究后发现，主要存在“社会心理”和“资源供给”两种分析视角。社会心理视角拒绝将人类的一切行为视为理性选择的结果，认为任何社会经历都是一种特殊的个人体验，并对其行为选择和心理感知产生差异化的影响(Taylor and Repetti，1997)。资源供给视角指出，心理活动不仅仅局限于个体水平的内在过程，还取决于独立于个人意识的物质环境(Williams and Collins，1995)。所以，收入不平等对心理活动的影响可通过改变社会心理过程和资源供给环境来实现。立足于这两种分析视角，结合幸福研究主题及中国现实情况，本研究归纳出三种影响收入不平等与个人幸福感的关系机制。

1. 相对剥夺机制

相对剥夺是一种个人的心理感知，也是社会心理视角中重要的概念。它的产生并不是基于客观标准，或社会关系的相对位置，而是通过社会互动的象征意义实现的心理过程。当人们发现自己在比较中处于劣势时，就会体验到相对剥夺感，从而激发消极的心理感知(默顿，2006：397-398)。根据比较对象的不同，相对剥夺可划分成横向比较和纵向比较。横向比较是把可观察到的、交往密切的或与自己具有某种相似属性的他者作为比较对象。与朋友、同事、亲人、同龄人或教育程度、经济地位相仿的群体相比，个人的相对剥夺感越强，对幸福的感知程度就越低(McBride，2001；Ferrer-i-Carbonell，2005)。纵向比较是指以自己的过去作为参照对象。格雷厄姆和帕提那托(Graham and Pettinato，2001)通过比较拉丁美洲和俄罗斯的情况发现，向上的流动感知对个人幸福感有显著的正向影响。

转型时期不均衡的经济发展造成中国的贫富差距日益扩大，部分群体因未能共享社会进步成果，或被原有既得利益群体剥离处于经济劣势的地位。与其他群体相比，他们感受到强烈的挫败感与相对剥夺感(郭星华，2001)。由此可见，中国在由计划经济转向市场经济的过程中，打破了原来均等化的收入分配格局。当利益期待与现实满足之间出现了负向偏差，导致自身欲望实现速率不及参照群体，由此产生的相对剥夺感将弱化他们对幸福的积极体验。基于此，本研究认为，相对剥夺可能是影响收入不平等与个人幸福感关系的重要机制，并提出“相对剥夺假设”：

假设3：在控制相对剥夺变量的情况下，收入不平等对个人幸福感的影响效应会减弱。

2. 关系信任机制

关系信任是影响个人幸福感的重要因素。在关系信任较高的国家中，个人能从中得到慰藉精神的强力支持，以摆脱情感体验中的不愉快感(Krause and Wulff，2005)。从集合层次来看，区域内部的信任、规范和网络可以减少机会主义行为的发生，推动集体目标的达成，促进社会福祉的增加(Lim and Putnam，2010)。然而，一旦收入不平等趋于严重化，人与人之间的关系信任将被侵蚀，并影响人们对幸福的感知程度(Oishi et al.，2011)。因为过度的不平等意味着资源分配有失公允。当社会成员无法共享同等的权利待遇，无法获得同样向上流动的机会，必然会降低他们的“共同命运感”(Olivera，2015)。随着这种凝聚社会的共同力量逐渐式微，人与人将难以建立信任关系，从而产生不幸福感。而且，根据同质性偏好原则，人们更愿意与自己经济地位相同的人交往。过度的不平等则强化了地位的差异性，容易造成人际间的隔阂与疏离(Rothstein and Uslaner，2005)，最终减弱人们对幸福的积极体验。

传统与现代力量的博弈，以及社会进步与社会矛盾的共生，使中国的社会规范重构但未固化定型。在新旧收入分配制度的过渡衔接期，投机与越轨行为的不断增加很可能会导致人们看不到公平分配。特别是对于底层群体而言，他们的利益诉求很少获得表达与承认。因此，当收入分配体系仅能实现部分群体的利益时，自然会加剧群体之间的利益摩擦和关系冲突。人际关系紧张所产生的信任缺乏将激发个人的愤懑与不满，降低人们对幸福的感知程度。基于此，本研究提出“关系信任假设”：

假设4：在控制关系信任变量的情况下，收入不平等对个人幸福感的影响效应会减弱。

3. 公共资源投入机制

如果说前两种影响机制都是在强调社会心理层面，资源供给视角则让我们看到另一种研究取向：物质环境的改善有利于幸福感的提高，持续的政策干预可以影响个人的心理感知。长久以来，幸福被视为与一系列社会政策相关的政治目标(Smith and Egger，1996)。一个高效的政府能满足人们不同层次的需求，促进社会幸福终极理想的实现；当人们普遍感觉不幸福时，也就预示着社会政策的制定与执行可能出现了偏差与问题。其中，作为衡量社会政策质量的重要指标，政府对公共服务的供给将直接影响民众对幸福的感知程度。诸多研究也表明，改善社会福利体系、增加公共财政支出和提升公共医疗卫生水平都能有效促进民众的幸福感(Oswald and Powdthavee，2008；谢舜等，2012)。

由于收入分配制度和政府对公共服务的供给均受到宏观结构因素的制约，是历史、政治、经济和文化交互影响的产物。在实证层面，一个地区的收入不平等也被证明与其基础设施建设、社会福利和社会保障水平高度相关(Kaplan et al.，1996)，所以，有研究发现，政府对公共资源的投入是影响收入不平等与个人幸福感关系的重要机制(Ross et al.，2000；Lynch et al.，2004)。在收入差距较大的地区，政府对公共资源的投入与供给相对不足将导致当地的基础设施、社会保障和医疗健康等公共服务较为落后，因而民众的幸福健康状况处于持续低下的水平。基于此，本研究提出“公共资源投入假设”：

假设5：在控制公共资源投入变量的情况下，收入不平等对个人幸福感的影响效应会减弱。

二、研究设计(一)数据来源本研究的数据来自2005年的中国综合社会调查(China General Social Survey)。³该调查采用多阶分层抽样方法，对年满18周岁，具有中国国籍，并在抽中住址居住满一周的居民进行访问，调查范围涵盖全国28个省、自治区、直辖市中的125个区县。样本容量为10 372个。此外，政府对公共资源的投入是区县层次变量，它的数据来自《2006年中国城市统计年鉴》和2006年北京、天津、上海、重庆四个直辖市的《国民经济和社会发展统计公报》。

3. 数据详情见中国综合社会调查官网：https://www.chinagss.org。

(二)变量及操作化1. 因变量

本研究的因变量是“幸福感”，具体指一种满足和愉悦的心理状态，是个人对目前生活状态的认知评价，包括生活满意度和情绪反应两个方面(Diener et al.，1999)。尽管如此，由于自我报告幸福感的单项评价与个人持续的微笑时间、压力应对状况、对生活事件的评价高度相关，并在跨文化情景中具有稳定的信度和效度(Abdel-Khalek，2006)，该测量方法被广泛应用于幸福研究的各领域。所以，本研究将幸福感操作化成“您对自己所过的生活的感觉是怎样”这一问题，回答选项为1—5，1代表“很不幸福”，5代表“很幸福”。近年来，不少研究发现，导致个体低水平幸福感的原因往往与中、高水平幸福感有显著差别，需要对其单独考察(Tokuda and Inoguchi，2008；Chang and Nayga，2010)。在社会转型的大背景下，中国民众失落寡欢的社会现象也更加凸显对不幸福研究的重要性。基于此，本研究将幸福感的五选项进行合并：1—2为“不幸福”，赋值为0；3—5为“幸福”，赋值为1(具体的变量描述分析见表 1)。

表 1： 统计变量的描述分析

2. 自变量

基于以往大多数实证研究的测量方法，本研究将基尼系数(Gini Coefficient)作为衡量自变量收入不平等的重要指标。⁴在基尼系数的测量层次上，不少研究发现，收入不平等对个人幸福感的影响存在地域层次的差异(Helliwell，2003；Bjørnskov et al.，2008)，需要通过细化地域类型来验证相关理论。然而，由于CGSS2005省份层次的样本量偏少，可能影响多层次模型的统计估计，⁵所以，本研究将基尼系数的测量层次限定为区县一级，并通过CGSS2005的个人收入信息计算获得。

4. 基尼系数是由意大利经济学家基尼于1912年提出的，它根据洛伦兹曲线计算出区域收入分配的离散性，值域范围为0—1，是最常使用的不平等测量指标。基尼系数越高代表该区域的收入分配越不平等，学术界一般将0.4视为贫富差距的国际警戒线。

5. 根据莫斯和郝克斯(Maas and Hox，2004)的观点，为确保多层次模型的检验力和第二层次估计的无偏性，第二层次的个案数应大于50。CGSS2005被调查的省份和区县数分别为28个和125个，因此，从模型估计的角度来看，本研究认为，选择区县作为第二层次更为合适。

基尼系数(G)的计算公式如下：

其中，Y_i代表第i组人口总收入占全部人口总收入的比例，P_i代表第i组人口数占全部人口总数的比重，(ΣP_i)′表示累计到第i组的人口总数占全部人口总数的比重。相对剥夺产生于与参照对象的比较，依据参照对象的差异，具体可划分为横向剥夺和纵向剥夺。横向剥夺操作化为“与同龄人相比，您认为您本人的社会经济地位是”，回答选项为1=“较低”，2=“差不多”，3=“较高”。纵向剥夺操作化为“与三年前相比，您认为您本人的社会经济地位是”，回答选项为1=“下降了”，2=“差不多”，3=“上升了”。在纳入模型分析时，横向剥夺和纵向剥夺变量均进行虚拟化处理。

关系信任是个体按照对方的人品、意愿和行为举止作出的评价性决定，这种信任内含认知和情感的成分，并未涉及工具性的利益算计(Kralner and Tyler，1996)。中国是一个“伦理本位、关系导向”的传统社会，个人的自主独立性相对较弱，行为方式和心理体验经常受制于“内外有别、亲疏远近”的人际关系格局(费孝通，1985：25)。这就意味着人们对于不同关系对象的信任程度会有所差异。为了全面考量个人的关系信任，本研究运用“在不直接涉及金钱利益的一般社会交往/接触中，您觉得邻居、亲戚、同事、老同学、交情不深的朋友、陌生人可以信任的人多不多”六种关系来测量，回答选项均根据由低到高的程度依次赋值1—5，再运用因子分析方法对变量进行统计分析。

在政府对公共资源投入方面，统计年鉴和统计报表并没有公开区县层次直接衡量公共服务的统计数据，所以，本研究将人均地方财政的一般预算支出作为替代性指标，它是国家对集中预算收入有计划地分配使用的支出安排，包括文体广播事业费、教育事业费、抚恤费用和社会福利救济费、社会保障补助支出、基本建设支出、城市维护费等公共资源支出类别。考虑到该指标的偏态分布问题，在纳入统计模型时，对其进行取对数处理。

3. 控制变量

通过回顾文献，本研究将年龄、性别、婚姻状况、教育程度、健康状况、工作状况、收入水平、公平感等作为控制变量纳入模型分析。在中国情境下，党员身份是一种重要的政治资本。是否拥有政治资本影响着个人能否获得荣誉声望和各种资源，进而有利于提高幸福感。户籍制度将中国居民划分成农村和城镇两大群体，二元分割格局导致城乡在资源分配、公共服务供给、社会交往和规则习俗等方面均呈现差异化，造成城乡居民的行为选择和心理体验遵循不同的逻辑路径。因此，党员身份和户口性质也是本研究需要控制的变量。

(三)统计模型考虑到幸福感是个体层次变量，收入不平等是区域层次变量，本研究采用多层次Logistic模型对二者关系进行分析，模型的具体估计如下：

1. 个体层次

其中，Y_ij表示因变量，X_kij表示个体层次影响因变量的自变量和控制变量，b_jk表示各自变量与控制变量的回归系数，d_ij表示模型的残差项。

2. 地区层次

自变量B_mj为区域层次的变量。它对因变量的影响主要体现在以下两个方面：一是截距(第二层次变量的直接影响)，即a_0j方程，其中，r_0m表示自变量的回归系数，f_0j表示方程的残差；二是斜率(因第二层次变量的影响，导致个体层次变量对因变量的作用产生差异)，即b_jk方程，其中，r_jm表示自变量的回归系数，f_mj表示方程的残差。基于实际的调查数据，本研究仅使用随机截距模型的多层次模型。

为验证多层次模型结果的稳健性和有效性，本研究将采取如下方法考察收入不平等对个人幸福感的影响效应。第一，拔靴法(Bootstraping)。该统计方法采用重复抽样技术，从原始样本中抽取一定数量的样本，以近似拟合真实总体，得到区间长度和位置更加稳定的估计结果，从而有效校正参数估计的偏倚，提高统计推断的准确性。第二，替换指标法。将区县的城乡收入比作为基尼系数的对照指标纳入统计模型，检验收入不平等与个人幸福感关系的稳健性。该指标通过计算调查区县的城镇职工平均工资和农村居民人均纯收入之比得出，数据来自《中国区域经济统计年鉴(2006)》和各省、市、区的《国民经济和社会发展统计公报》。

三、实证分析结果(一)收入不平等对个人幸福感的总体影响表 2的模型1显示，在未包括控制变量的情况下，基尼系数对个人幸福感有显著的负向影响，也就是说，在收入不平等比较严重的地区，个人对幸福的感知程度被削弱。在控制了其他变量后，虽然系数的显著度水平有所下降，但基尼系数与个人幸福感的负向关系仍然成立。从模型3和模型4的结果来看，即便在替换了检验方法和衡量收入不平等的指标后，收入不平等与个人幸福感同样呈现显著的负向关系，其他变量的系数方向和显著度水平亦无太大变化，这说明多层次模型具有较高的稳健性，且统计结果真实可靠。由此可见，假设1获得了验证与支持。

表 2： 收入不平等对个人幸福感影响的多层次模型

在控制变量方面，性别与个人幸福感呈显著的负向关系，与女性相比，男性感觉生活更不幸福。从年龄及其平方来看，年龄的回归系数为负，年龄平方的回归系数为正，且系数均为显著。这说明年龄与主观幸福感之间为正U型关系，曲线的最低点为48岁。⁶在48岁之前，随着年龄的增长，个人幸福感会逐渐下降；在48岁之后，个人幸福感则随着年龄的增长而提高。由于结婚能给个人带来稳定的情感支持和经济保障，已婚者的幸福感会明显强于未婚者。改善健康状况，提高公平感知同样对促进个人幸福感有积极的作用。

6. 计算方法为年龄的系数除以年龄平方项的2倍，即0.1217827÷(0.0012724×2)≈48。

教育程度和党员身份对个人幸福感有显著的正向影响。可见，在中国情境下，人力资本和政治资本的获得均有利于增强个人幸福感。收入水平与个人幸福感的关系也是正向的，且系数显著。随着收入水平的提高，个人的幸福感也越强。对于尚处在发展阶段的中国而言，收入水平体现了个人满足欲望和抵御风险的能力，所以，物质条件仍然是实现个人幸福目标的重要组成部分。

(二)收入不平等对个人幸福感影响的群体差异在考察了收入不平等对个人幸福感的总体影响后，本研究将个人收入进行分组统计，分析二者关系是否在不同收入群体中存在差异性。表 3的结果显示，在年龄、婚姻状况、健康状况、党员身份和公平感五个方面，它们对不同收入群体的幸福感影响并无显著差异，统计结果与表 2基本相同。教育程度、户口性质和工作状况对个人幸福感的影响则存在群体差异。在把收入分组后，它们对个人幸福感的影响就集中体现在中高和高收入群体。具体而言，以没上过大学的群体为参照，上过大学的中高收入和高收入群体感觉更幸福；户口为城镇的中高收入群体比户口为农村的感觉更幸福；有工作的高收入群体比无工作的感觉更幸福。

表 3： 收入不平等对个人幸福感影响的群体差异

在收入不平等与个人幸福感的关系中，不同收入群体的呈现特征也有所差异。对于低收入群体和中低收入群体来说，基尼系数对个人幸福感有显著的负向影响。对于中等收入群体、中高收入群体和高收入群体而言，基尼系数对个人幸福感的负向影响变得并不显著。这说明，相较于高收入群体，收入不平等对低收入群体幸福感的负向影响更加强烈。统计结果验证与支持了假设2a和假设2b，因此，假设2是成立的。

(三)收入不平等对个人幸福感的影响机制在这一部分，通过引入相对剥夺、关系信任和政府对公共资源投入三个变量，分析它们对幸福感的影响，及其是否构成收入不平等与个人幸福感的关系机制。

表 4的统计结果显示，以比同龄人中经济地位较低的个人为参照，拥有相似或较高经济地位的个人对幸福的感知程度也比较强。以经济地位下降为参照，经济地位无变化和经济地位上升的个人对幸福的积极体验也比较高。可见，若个人在经济地位的横向比较或纵向比较方面处于劣势，由此形成的剥夺感将降低其幸福感。此外，模型10在模型9的基础上，加入了相对剥夺变量，收入不平等系数变得不显著。可见，相对剥夺变量的加入能解释收入不平等对个人幸福感的影响，构成二者的关系机制。统计结果验证与支持了假设3。

表 4： 收入不平等对个人幸福感的影响机制模型

在关系信任方面，它对个人幸福感有显著的正向影响，即个人对他人的信任程度越高，自己对幸福的感知程度也越强。在基准模型加入该变量后，收入不平等的系数变得不显著。这说明关系信任的加入同样能解释收入不平等对个人幸福感的影响，构成二者的关系机制。统计结果验证与支持了假设4。

与前两个变量不同，在加入政府对公共资源投入变量后，收入不平等的系数与显著度均有所下降，然而，该变量对个人幸福感的影响甚微，统计结果并不能支持假设5。其中可能的解释是，一方面，长期以来，片面强调以经济建设为中心的发展战略，使政府忽视了教育、科技、医疗卫生等短期无法对经济发展有显著贡献的领域(周黎安，2007)。近年来，虽然中国政府的公共服务供给能力有了长足进步，但从整体而言，人均公共资源投入仍处于较低水平。以教育投入为例，截至2005年，全国教育经费为8 418.84亿元，年平均增长率为15%，但全国教育经费占财政支出比重却不断下降，2005年该比例为14.9%，比1995年低了近3%。若以人均教育投入来统计，中国居民人均可享受的教育资源和权利也落后于发达国家，甚至是一些发展中国家。公共产品和公共服务供给水平整体低下可能导致该变量对个人幸福感的作用变得十分有限。另一方面，受制于统计年鉴数据，本研究并没有找到各区县政府公共资源投入的明细指标，仅以人均地方财政一般预算支出衡量，在一定程度也影响了统计结果。

四、结论与讨论(一)研究结论本研究运用2005年中国综合社会调查(CGSS2005)，立足于社会规范视角，分析了中国情境下区域层次的收入不平等与个人幸福感的关系特征、群体差异和影响机制。研究发现，“总体性假设”“群体差异假设”“相对剥夺假设”和“关系信任假设”均获得数据的验证与支持，主要结论可归纳为以下三点：

第一，当前中国的收入不平等会损害个人对幸福的积极体验。研究结果与诸多国内学者的分析(何立新、潘春阳，2011；鲁元平、王韬，2011)相吻合。中国的转型发展带来经济的快速增长，也伴随着日益严重的收入分化，在进入21世纪后，中国的基尼系数已突破国际警戒线，持续处于高位水平。与此同时，社会阶层固化的趋势导致个人实现向上流动的难度日益增大(李强，2005)。在这种相对定型的社会结构中，收入不平等往往被视为“流动停滞”的信号，诱发个人不满、愤懑等消极情绪，从而降低幸福感。

第二，收入不平等对个人幸福感的影响效应存在群体效应，与高收入群体相比，收入不平等对低收入群体的幸福感有更为显著的负向影响。统计数据显示，2000—2010年，无论是城镇还是农村，高收入户与低收入户之间的差距都在不断扩大。其中，在2000年、2005年和2010年，城镇的收入差距分别为3.6倍、5.7倍和4.9倍；农村的收入差距分别为6.5倍、7.3倍和7.5倍。⁷由于高收入群体的优势地位仍在扩大，低收入群体的相对劣势地位没有很大变化，所以，收入不平等对不同收入群体幸福感的影响差异将持续显现。

7. 数据来源：《中国统计摘要2014》按五等份分组的城镇居民家庭可支配收入、按五等份分组的农村居民家庭纯收入两个指标。

第三，相对剥夺和关系信任是影响收入不平等与个人幸福感关系的重要机制。在转型过程中，一方面，市场经济的分配制度打破以往“均等化”的利益格局，导致收入差距的扩大。当人们发现，与从前地位相似的个人/群体相比(包括以自我为参照)，自己的收入增长速度较慢或经济地位处于劣势，就容易产生相对剥夺感，从而降低他们对幸福的感知程度。另一方面，日益严重的收入不平等加剧了个体间或群体间的利益摩擦和关系紧张，人际信任在各方利益博弈的张力中被不断侵蚀，造成相互猜疑，敌对的消极情绪逐渐凸显。

可见，在中国情境下，分析收入不平等与个人幸福感关系不能忽视社会心理过程的影响，它是联结宏观社会环境与个人特殊体验的重要桥梁。相比之下，公共资源投入对个人幸福感的影响甚微，资源供给视角并不能解释收入不平等与个人幸福感的关系。这可能是因为地方政府公共产品和公共服务供给水平整体处于较低水平，弱化它对个人幸福感的作用；也可能源于测量指标的缺陷，造成统计结果的偏离。这些都需要在以后的研究中进一步分析与验证。

(二)进一步讨论：如何提升中国居民的幸福感本研究发现，在经济快速发展的中国，收入不平等是阻碍居民提升幸福感的重要因素。那么，在政策层面，如何才能降低收入差距过大对个人幸福感的损害作用？基尼系数是反映收入不平等的重要指标，但它的大小与国家的经济发展阶段、经济结构、教育水平、人口结构、再分配等政策息息相关，我们很难判断一个国家基尼系数合理的具体取值(李实、高霞，2015)。可见，单纯以降低基尼系数为导向来制定政策并不能很好实现减少贫富差距的目标。而且，适当的收入分化有利于调动和激励人们的积极性和创造力，提升个人的幸福感。这需要我们将收入不平等与收入分配的公平性结合起来考虑。正如罗尔斯(1991：66-69)所言，社会的“公平正义”包括两个方面：一是每位社会成员都享有平等的权利，二是社会的权力与地位系统具有开放性，基于这两个原则建立的收入分配体系，以及由此产生的不平等结果会使每位社会成员受益和感觉幸福。也就是说，国民幸福感的高低并非取决于收入不平等本身，而是分配体系构建的合理性。当收入分配体系与“公平正义”的价值理念高度契合，收入不平等对个人幸福感的影响是积极的。因此，提升中国居民幸福感的根本路径，在于构建合理的收入分配体系。只有建立起基于“公平导向”的经济发展模式，才是中国居民幸福感持续增长的动力源泉。