一、引言 改革开放以来，中国经济持续快速增长，居民收入水平不断提高，居民间收入差距也持续扩大。中国居民的幸福感并没有随经济增长而提高，相反出现了“幸福悖论”。Easterlin（2012）认为，1990～2010年间中国居民生活满意度呈先下降后逐步上升的U型变化趋势，但2010年的生活满意度比1990年还低。Kahneman & Krueger（2006）认为，1994～2005年间中国感觉生活幸福的人数下降了约15%。①这引发我们思考：是不是日益扩大的收入差距降低了中国居民的幸福感？政府是否有必要采取措施通过调节收入差距来提高居民幸福感呢？②在政府调节收入分配的政策工具中，公共支出政策的作用空间和作用效果如何？事实上，前人已经在思考这些问题并做了一定的研究。现有研究主要涉及三个方面： （1）收入差距对居民幸福感的影响。现有理论研究表明，收入差距会降低居民幸福感。③而有关实证研究尚未得出一致结论。不同国家、不同政治派别和不同收入层次的人群，收入差距的幸福效应各不相同。Fehr & Schmidt（1999）认为，人类对收入不平等的厌恶使之降低了幸福感。Morawetz（1997）认为，收入差距越大的村庄居民生活满意度越低。Hagerty（1999），Schwarze & Harpfer（2002），Blanflower & Oswald（2004），Graham & Felton（2006）等人的研究也支持了这一观点。Alesina（2004）认为，收入差距对居民幸福感的负面影响在欧洲比美国大。何立新等（2011）认为，收入差距显著降低了所有人的幸福感。王鹏（2011）认为，收入差距与居民幸福感呈倒U型关系。④然而也有相反的观点，比如Clark（2003）就认为，收入不平等提高了近3年收入有较大增长的40岁以下的全职雇员的幸福感。Senik（2004）认为，收入不平等与居民幸福感没有明显关联。学者们大多认为是社会流动性差异导致了不同人群收入差距的幸福效应不同。社会流动性越强，人们认可的收入不平等就越高，收入差距对幸福感的负面影响就越小（Schneider，2012）。⑤美国的社会流动性较强，收入差距对美国居民幸福感的影响较小（Alesina，2004）。而Graham & Felton（2006）认为，个体对社会流动性感知的不同以及收入不平等度量指标的不同会导致收入差距的幸福效应不同。Smyth & Qian（2008）则认为，个体对收入差距的感知也会导致其幸福感的差异。 （2）公共支出对收入差距的影响。早期的理论研究对公共支出调节收入差距的依据、手段及效应等进行了分析。新古典经济学家马歇尔和庇古基于边际效应递减规律，最早提出政府有必要采取措施促进收入公平分配，刺激经济发展，主张政府通过征收遗产税和收入累进税、对生活必需品给予补贴、举办服务大众的社会设施如免费学校和低价住宅等措施改善收入分配。⑥凯恩斯提出政府应通过提高直接税的比重来提高社会边际消费倾向，促进经济增长。⑦布坎南则从民主政治过程的缺陷质疑了政府再分配的有效性，主张在宪法中规定实行免费公立教育和遗产税来缩小人们出身的差异，促进机会均等。⑧有关的实证研究表明，从公共支出总量看，不同国家的公共支出有不同的收入分配效果。Keuning（1989），Ocampo etal.（1998）认为，发展中国家的财政政策对于收入差距有较好的调节作用。Schuknecht et al.（2005）等学者认为，公共支出没有减轻收入不平等，甚至还有加剧收入不平等的趋势。Harum（2012）认为，公共支出对不同地区和种族家庭的收入分配产生了不同影响。Neal（2013）认为，发达国家的公共支出有降低高收入者收入水平的作用。Boustan et al.（2010）和夏龙等（2011）却认为，是收入差距导致了公共支出增长。从公共支出结构看，Caminada et al.（2001）等学者认为，教育、健康、住房和社会福利等方面的公共支出能较好地缩小收入差距。Klump et al.（2004）认为，发展中国家基础设施支出也可有效减少贫困。沈坤荣、张景（2007）认为，农村公共支出对城乡收入差距没有明显的调节作用。 （3）公共支出对居民幸福感的直接影响。理论研究认为，公共支出尤其是教育、社保、环保和安全等方面的支出能直接提升居民幸福感（Y. K. Ng，2008）。而实证研究表明，公共支出总量与居民幸福感的关系结论不一，教育、失业、健康、科教和文化等方面的支出直接提升了居民幸福感，且对不同居民群体的幸福感产生了不同影响，而社会保障方面的支出与居民幸福感关系不显著。黄有光（2003，2005），Dutt（2006）等学者认为，政府用于教育、健康、环保和安全等方面的支出可提升居民幸福感。然而，Ram（2009）认为，增加公共支出意味着税负加重，税负增加会降低居民幸福感，因而公共支出对居民幸福感的最终影响取决于这种正向与负向影响的对比。Hessami（2010）认为，公共支出与居民幸福感呈倒U型关系。从支出结构看，政府用于教育（Hessami，2010）、失业保障（Di Tella et al.，2006）、健康（Kotakorpi & Laamanen，2010）、科教、文化和卫生（谢舜等，2012）等方面的支出有助于提升居民幸福感。Veehoven（2000）认为，社保支出与居民幸福感不相关。关于公共支出对不同群体幸福感的影响，Kotakorpi & Laamanen（2010）认为，不同收入群体偏好不同类型的卫生保健项目，从而政府卫生保健支出给他们带来的幸福感影响不一样。科教、文化、卫生和社保支出的幸福效应在城市本地居民与外来务工人员之间（谢舜等，2012）、在不同收入阶层的农民之间（胡洪曙、鲁元平，2012）也存在差异。 综上所述，现有文献对于收入差距和公共支出对居民幸福感的影响做了大量研究，但尚未研究公共支出通过调节收入差距影响居民幸福感的作用机制和作用效果。本文试图在这方面有所突破。 二、模型、变量与数据 （一）计量模型与变量 测量收入差距对居民幸福感的影响，以及政府公共支出通过调节收入差距对居民幸福感的影响，需要控制幸福感的其他影响因素。居民幸福感的影响因素可归为两类：一是微观个体特征因素，如个体的收入水平、性别、年龄、民族或种族、教育水平、健康状况、婚姻状况、就业状态、工作时间、宗教信仰、社会信任、家庭横向与纵向社会经济地位等。二是宏观经济社会因素，如收入差距、通货膨胀、失业率、城镇化率、环境状况、气候条件、政府政策和制度等。⑨借鉴Alesina（2004）的实证研究方法，本文建立了一个由收入差距、政府公共支出、其他宏观经济变量、微观的人口社会学特征等影响因素构成的幸福感模型。见（1）式： F104Y5108.jpg 被解释变量F104Y5131.jpg是j县第i个样本的主观幸福感，本文用被调查对象报告的幸福感数值来衡量。目前各国调查个体主观幸福感的常用问题是：“总体而言，您对自己生活的感觉是怎么样的呢？”下设五个选择项：非常不幸福（取值为1）；不幸福（取值为2）；一般（取值为3）；幸福（取值为4）；非常幸福（取值为5）。幸福感的这五个取值是离散有顺序的，因此收入差距等因素对幸福感影响的实证模型有必要采用序数模型形式。本文假定回归模型的残差服从正态分布，构造了一个适合本文分析需要的序数概率模型（Ordered Probit Model）。⑩ F104Y5160.jpg （二）数据来源与变量的描述性统计 模型中的被解释变量（居民幸福感）和解释变量（包括收入差距和所有个体特征变量）均来自中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，简称CGSS）项目2008年的数据。（12）该调查采用随机抽样方法，对中国28个省区市（不含西藏、青海、海南和港澳台）、100个区（县）、586个村、6000户家庭的6000名居民，开展了包括个人基本情况、家庭基本情况、教育及工作、性格与态度、社会交往及求职、社会不平等和全球化等六个方面的综合调查，调查数据能满足本文研究需要。所有调查对象均年满18周岁。除去居民收入缺失的347个样本和收入畸高的8个样本，（13）最终用于分析的样本有5645个。 解释变量中个体的宏观经济社会变量包括该县的城乡收入比、人均公共支出、人均GDP、通胀率和城市化率等，数据来自2008年各省（市）年鉴和财政年鉴、中国县（市）社会经济统计年鉴、各地（市）统计年鉴、区（县）国民经济和社会发展情况报告和区（县）2007年预算执行情况报告。个别区（县）的公共支出数据通过政府信息公开申请获得。鉴于统计局公布的城镇登记失业率无法准确反映中国的整体失业状况，本文在实证分析部分略去了失业率这个解释变量，仅考虑个体的就业状况对其幸福感的影响。由于公共支出政策的幸福效应存在滞后的问题，加上2008年进行幸福感调查时公共支出年度数据尚未公布，本文所采用的宏观经济变量均为2007年的数据。表1是对这些变量信息的介绍。 个体的信息特征如下：所有被调查对象的平均幸福感为3.71，接近比较幸福的水平。女性稍多于男性，城镇居民略多于农村居民，绝大多数已婚。平均年龄44.208岁，平均接受教育8.53年。60.27%的人自认为健康状况较好，41.82%的人在城市就业，89.12%的人人均家庭收入在2万/年及以下，50.11%的人认为自己家庭经济状况处于社会平均水平。 从宏观经济社会变量看，收入差距较大，样本区（县）基尼系数的平均数为0.43，仅有37.45%的区（县）基尼系数小于警戒线0.4，基尼系数超过0.5的区（县）有18.44%之多。所有区（县）基尼系数的中位数为0.434，与平均数较为接近，说明基尼系数分布比较均匀。人均公共支出水平较低且区（县）间分布不均，样本区（县）年人均财政支出2035.95元，但57.93%的区（县）在1500元以下，中位数为1379.18元，平均数与中位数严重偏离，说明大部分区（县）公共支出水平较低。经济发展状况不平衡，样本区（县）人均GDP为30268.93元，54.42%的区（县）年人均GDP在2万元以下，而深圳市南山区的人均GDP最高达37.6万元。通货膨胀压力较大，居民消费价格指数平均值为104.77，其中80%的区（县）通货膨胀在4%以上。城镇化水平不高，所有区（县）平均城市化率为53.53%，其中47%的区（县）城市化率在50%以下。 下页表2是不同特征的居民幸福感状况的描述。由表2的Pearson卡方检验结果可知，除性别外，其他变量的检验在统计上显著，说明它们与居民幸福感具有某种程度的关联。从微观个体特征因素看，教育程度、健康状况、人均家庭收入、家庭经济状况与居民报告的幸福感大致呈正相关。拥有城镇户籍者倾向于报告更高的幸福感，中年人幸福感更低。但居民间性别的幸福感差异不显著。上学或退休、城市就业、务农和失业的个体报告的幸福感依次降低，未婚、在婚和离异或丧偶的个体报告的幸福感依次降低。从宏观经济变量看，收入差距、通货膨胀与居民报告的幸福感大致呈负相关，人均财政支出、人均GDP和城市化率与居民报告的幸福感大致呈正相关。其中，通货膨胀、年龄、健康状况、婚姻状况、人均家庭收入和家庭经济状况与幸福感的关系大致与已有研究结论相似。（14） F104Y539.jpg 三、实证分析及其解释 在实证分析前，本文先采用各区（县）人均家庭收入为基础计算的区（县）基尼系数、各区（县）人均公共支出的自然对数以及各区（县）居民幸福感的平均值来描述收入差距与居民幸福感、公共支出与基尼系数的关系，以获得对三者之间关系的一直观了解。 第35页图1描绘的是以基尼系数为横轴、以相应区（县）的平均幸福感为纵轴的散点图，从散点图的拟合曲线可知，居民幸福感随基尼系数的增大而降低，居民幸福感与收入差距负相关。第35页图2描绘的是以公共支出为横轴、以相应区（县）的基尼系数为纵轴的散点图，从散点图的拟合曲线可知，区（县）基尼系数随着公共支出的增大先上升后下降，公共支出与收入差距之间存在较为明显的二次相关关系。由图1和图2可初步判断，存在政府公共支出调节收入差距对居民幸福感产生影响的传递机制，但最终影响结果不明确，也许是因为直观观察没有控制个体特征和其他宏观经济变量等对居民幸福感的影响。为了准确获得公共支出通过调节收入差距对居民幸福感产生的影响，有必要借助多元回归方法进行计量分析。 下面的分析遵循如下思路展开：首先分析收入差距对居民幸福感的影响（模型1），在此基础上对公共支出和三类民生支出对收入差距幸福效应的调节作用进行测量（模型2），然后进一步对它们给不同收入层次居民带来的调节作用进行测量（模型3）。 F104Y540.jpg F104Y541.jpg F104Y542.jpg （一）收入差距的幸福效应及公共支出的调节作用 1.收入差距对居民幸福感的影响。为了检验收入差距对中国居民幸福感的影响，本文用地区、城乡和行业三个收入差距衡量指标对居民幸福感进行回归。（15）其中，地区收入差距用以人均家庭收入为基础计算的区（县）层面的基尼系数来衡量，城乡收入差距用省级层面的城乡收入比来衡量，行业收入差距用个体对行业实际收入的估计值为基础计算的行业基尼系数来衡量。（16）这三类收入差距对居民幸福感的影响由模型（1a）、模型（1b）和模型（1c）的结果来反映。具体分析结果见表3。 从模型（1a）、模型（1b）和模型（1c）的基尼系数变量的系数为负可知，区（县）间、城乡间和行业间的收入差距都降低了居民幸福感。个体感知的收入差距也降低了居民幸福感（见模型（1c）结果）。直觉上，人们认可的收入差距不会降低居民幸福感。在以个体估计的行业应得收入为基础计算基尼系数后，我们用模型（1c'）测算了个体认可的收入差距对其幸福感的影响。此时，基尼系数的估计值为-0.026，且不显著，说明认可的收入差距确实没有明显降低居民幸福感。可见，并非所有收入差距都会降低居民幸福感，只有超出人们认可的收入差距才会明显降低幸福感。该结论与Schneider（2012）的观点“认可的收入不平等越高，收入差距对幸福感的负面影响越小”一致。王鹏（2011）的研究结论“中国收入差距与居民幸福感呈倒U型关系，中国居民在基尼系数为0.4时幸福感最高”似乎寓示这个认可的收入差距是0.4。因此，人们认可的收入差距在分析收入差距对居民幸福感的影响中起着非常重要的作用，而社会流动性差异（Schneider，2012）和教育（李骏等，2012）乃是人们认可的收入差距不同的重要原因。 F104Y543.jpg 2公共支出总量的调节作用。为测算公共支出对收入差距幸福效应的调节作用，本文先将收入差距（17）和公共支出作为独立因素纳入模型，测算它们分别对居民幸福感的影响（模型（2a））；再加入两者的交互项来反映公共支出对收入差距幸福效应的调节作用（模型（2b））；（18）然后再加入其他宏观经济变量和微观个体特征变量来全面反映在控制这些宏微观因素的前提下收入差距的幸福效应变化，以及它们对公共支出的调节作用所带来的影响（模型（2c））。模型（2中的年龄变量取平方是因为根据已有研究，年龄与居民幸福感之间可能存在非线性关系。个体的健康、就业、婚姻和家庭经济状况等定性描述的变量通过设置虚拟变量的方式转化成可定量分析的变量。具体分析结果见表4。 F104Y544.jpg 由模型（2a）的估计系数可知，收入差距扩大会显著降低居民幸福感，但人均公共支出增加可显著提高居民幸福感。公共支出对居民幸福感有提升作用可能是因为：政府每年有很大部分资金用于居民的教育、医疗卫生、社会保障和环境保护等方面，生活环境的改善和生活质量的提高直接提升了居民幸福感。 加入收入差距与公共支出的二次交互项后，模型（2b）的交互项系数显著说明公共支出确实对收入差距的幸福效应产生了一定的调节作用。比较模型（2a）和模型（2b）的复相关系数平方可知，非线性交互项（即公共支出对居民幸福感的间接影响）解释了居民幸福感变化的0.6%（=sqrt（0.0028）-sqrt（0.022）。同时，二次交互关系条件下模型（2b）中的各主要变量前的系数估计值的显著性、符号（如公共支出）及数值大小（如基尼系数）都发生了很大变化，交互项系数估计值符号与大小的实际意义不如线性交互条件下那么直观，也不能再简单认为是其边际幸福效应。为了测量公共支出对收入差距的幸福效应调节作用的大小，我们对模型（2b）进行如下整理。 F104Y545.jpg 将幸福感对基尼系数求偏导，可知收入差距变量的系数由下式决定： F104Y546.jpg 其中，G为人均公共支出的自然对数。（2）式说明在二次交互关系条件下，收入差距扩大对幸福感的影响受公共支出水平的调节。表4中模型（2b）的结果表明，尽管收入差距扩大会降低居民幸福感，但政府公共支出能够通过缩小收入差距阻碍幸福感的下降。只是随着公共支出的增加，这种效果有减弱的趋势。（19）这个结论与现实相符。尽管现实中收入差距较大，但居民仍期望政府能采取支出手段促进收入公平分配。若政府真能如愿缩小收入差距，那么随着公共支出的增加，收入差距给居民幸福感带来的负面影响会变小，只是这种变小速度在递减。 上述分析表明，公共支出能够直接提升居民幸福感，也能够通过缩小收入差距阻碍居民幸福感的下降。为了测算公共支出对居民幸福感的总影响，需要对基尼系数对中处理后进行Ordered Probit回归，表4模型（2b'）给出的相应结果表明，当基尼系数为样本区（县）的平均值0.427时，公共支出的自然对数每增长一个单位都会给居民幸福感带来F104Y5161.jpg的增长。（20）进一步，F104Y5161.jpg=0，即G=8.32（人均公共支出4105元）时，居民幸福感达到最大。由于100个样本区（县）有88个低于该水平，意味着对大部分区（县）来说增加公共支出有助于提高居民幸福感。 与模型（2b）相比，模型（2c）的收入差距、公共支出及其交互项的系数估计值都较小，显著性程度都较弱，说明其他宏观经济变量和微观个体特征变量也是影响幸福感的重要因素。模型（2b）高估了收入差距、公共支出及其交互项对居民幸福感的影响。Pseudo F104Y5162.jpg由模型（2b）的0.0028上升至模型（2c）的0.0671也说明了其他宏观经济社会变量和微观个体特征变量是不可忽略的。模型（2c）回归结果中绝大部分变量对幸福感的影响与前面的预期和已有研究结论基本一致。值得一提的是，人均GDP的系数估计值为负且不显著，说明中国经济增长对居民幸福感有一个微弱的负向影响，这与中国政府的政策预期不符。也许是因为GDP增长带来了收入水平的提高等促进居民幸福感提升的因素，但同时也导致了环境污染和城市拥挤等不利于居民幸福感提升的因素。整体来看这种不利影响超过了有利影响，使得中国GDP多年来的高速增长有降低居民幸福感的效果。“幸福悖论”在中国确实存在，说明政府GDP发展导向的政策与“幸福中国”的建设目标相违背。 3.三类民生支出的调节作用。由于不同公共支出的收入分配效应和幸福效应均不同，我们推断不同公共支出对收入差距的幸福效应的调节作用也会存在差异。直觉上，诸如行政管理支出和国防支出等支出类型距离居民幸福感似乎更远，而教育、医疗卫生和社会保障等支出与百姓的生活更接近，对改善低收入者的生活处境和提高其收入水平有着更为直接的意义。（21）面，我们在控制微观个体特征变量的基础上，用三类公共支出的对数、区（县）基尼系数和其他宏观经济变量作解释变量，对居民幸福感进行Ordered Probit回归。限于篇幅，下页表5只给出宏观经济变量的结果。模型（2d）反映的是三类民生支出和收入差距对居民幸福感的影响结果；（22）模型（2e）反映的是加入两者的交互项后对居民幸福感的影响结果；模型（2f）反映的是继续加入其他宏观经济变量和微观个体特征变量后对居民幸福感的影响结果。 由表5模型（2d）的结果可知，三类民生支出中，教育支出能够显著提升居民幸福感，而医疗卫生和社保支出似乎降低了居民幸福感。相对而言，医疗卫生支出的影响不算显著。这与理论预期和已有研究（Kotakorpi & Laamanen，2010；谢舜等，2012）不符。这也许是因为：（1）医疗卫生支出和社会保障支出的增加并不必然带来相应服务的增加，政府行为缺乏效率和支出结构不合理会影响居民幸福水平的提升（Veehoven，2000；Hessami，2010）。（2）对健康与社保服务需求的收入弹性差异导致了不同收入群体的需求不一样（Kotakorpi & Laamanen，2010），政府按统一标准提供会降低需求没有得到满足的那部分居民的幸福感。（3）还有可能是模型忽略了一些重要的影响因素。加入三类支出与基尼系数的交互项以后，模型（2e）的解释能力大大增强，三类支出及其与基尼系数交互项的系数均变得显著，在进一步加入其他宏观经济变量和微观个体特征因素后，模型的解释能力进一步增强，系数估计值仍然显著。可见，医疗卫生和社保支出的确通过调节收入差距对居民幸福感产生了重要影响，忽略这种间接影响会削弱医疗卫生和社保支出对居民幸福感影响的重要性。 F104Y547.jpg 由表5模型（2e）的结果中交互变量的系数估计值显著可知，教育、医疗卫生和社会保障等支出对中国收入差距的幸福效应产生了显著的调节作用。在教育和医疗卫生支出与基尼系数的双线性交互项关系中，收入差距对居民幸福感的边际影响变为： F104Y548.jpg 其中，α为模型基尼系数变量的估计值，F104Y549.jpg为第i类支出与基尼系数交互项的估计值（i=1时为教育支出，i=2时为医疗卫生支出）。（3）式表明基尼系数的幸福效应受公共支出大小的影响。从表5可知，教育支出的自然对数每增长一个单位，收入差距对居民幸福感产生的边际负向影响就会增大0.466，（23）说明教育支出有强化收入差距幸福负效应的效果，这似乎与传统预期相反。原因可能是：首先，教育水平的提高并不必然促进收入的公平分配，因为其他初始禀赋占有的差异和制度的不完善等因素仍然可能会造成结果不公平。当教育资源过多集中在城市、重点学校和精英教育等方面时，教育支出的增加可能会加剧收入分配不公。其次，教育水平提高后的人们感知收入差距的能力更强。再次，教育的启蒙性质有助于形成人们同情贫困和弱势群体的价值观，可能会降低人们对收入差距的容忍度，进而降低人们的幸福感。然而，教育对居民幸福感产生的直接影响是积极的，不论是教育程度的提高（见表4还是教育支出的增加（见表5）都显著提高了居民幸福感。（24）那么，从总体上看，教育支出是提高还是降低了居民幸福感呢？类似于模型（2b'）的处理方法，模型（2e'）给出了教育支出对居民幸福感的最终影响。当基尼系数为平均值0.427时，教育支出的自然对数每增加一个单位，居民幸福感上升0.062，说明教育支出总体上提高了中国居民幸福感。 模型（2e）的结果表明，医疗卫生支出对居民幸福感有微弱的直接降低效果，但也有减轻收入差距对居民幸福感的负面影响的间接效果。医疗卫生支出的自然对数每增长一个单位，收入差距对居民幸福感产生的边际负向影响就会减少0.327。（25）这个结论与传统预期一致。中国新型农村合作医疗和城镇居民基本医疗保险制度的建立降低了居民特别是低收入居民的生活风险，公共卫生和疾病防疫等支出的增加提高了居民的健康水平，从而使收入差距对居民幸福感的负面影响不至于那么大。对基尼系数对中处理后，模型（2e'）的结果表明，医疗卫生支出对居民幸福感的直接负向影响和间接正向影响相抵后，存在微弱的净负向影响。当基尼系数为均值0.427时，医疗卫生支出的自然对数每增长一个单位，居民幸福感就会下降0.01。在中国人均医疗卫生支出居世界较低水平的现实条件下，这个结论意味着，现阶段中国医疗卫生支出领域的问题并非增加医疗卫生支出，而是优化医疗卫生支出结构和提高医疗卫生资金使用效率。过去中国医疗卫生资源向大中型城市和大医院集中使得医疗卫生支出不但没有提升反而有降低居民幸福感的趋势。未来政府要在优化医疗卫生支出结构和提高医疗卫生资金使用效率的基础上，增加医疗卫生支出，这样才能促进居民幸福感的提升。 与医疗卫生支出一样，社保支出也直接降低了居民幸福感，但通过调节收入差距又间接提升了居民幸福感，只是社保支出对收入差距幸福负效应的调节作用呈非线性变化趋势。随着社保支出的增加，收入差距的幸福效应由负变正，达到一个最高的正效应点后又开始下降，不过这种效应变化速度是递减的。这说明，社会保障调节收入差距的作用达到一定程度后可完全弥补收入差距的幸福负效应，并且，随着社会保障标准的提高，人们开始认同甚至期待收入差距，此时收入差距的幸福效应由负转正。（26）社保支出对居民幸福感的最终影响取决于其直接负向影响和间接正向影响的对比关系。基尼系数对中处理后的模型（2e'）结果表明，两者相抵后也存在微弱的净负向影响。当基尼系数为平均值0.427时，社保支出的自然对数每增长一个单位，居民幸福感会降低0.008，但下降的幅度会递减。（27）这与中国的人均社保支出水平还很低的现实相矛盾。对此本文的解释是：相比于人均社保投入的不足，中国社保资金的使用效率问题更为严重。现阶段中国社保支出在地区和城乡间明显失衡（徐倩等，2012），保障覆盖面不够高，没能切实有效地为贫困群体解决生活困难问题（王晓军等，2009），按户籍供给的方式无法适用人口流动需要，社会保障服务效率低下（仇晓洁等，2012）。因此，中国政府必须先着眼于优化社保支出结构，提高社保资金使用效率，在此基础上再适当增加社保支出，这样的社保支出增加才能产生提升居民幸福感的效果。 模型（2f）系数估计值的符号和显著性与模型（2e）没有太大变化，只有基尼系数的估计值由1%水平下显著变为5%水平下显著。可见，三项支出对收入差距幸福效应的调节作用仍然存在并且显著，说明加入其他宏观经济变量和微观个体特征变量不会使这种调节作用发生根本性改变。 （二）不同收入群体对公共支出调节作用的响应 不同收入群体的公共需求各有侧重，认可的收入不平等程度也不一样，因而对公共支出的调节作用也必定会有不同的反应。为了解公共支出通过调节收入差距分别对低、中、高收入群体幸福感产生的影响，本部分在控制个体特征和其他宏观经济变量的基础上，对公共支出总量和三类民生支出、收入差距以及两者的交互项对不同收入群体居民幸福感进行回归分析。不同收入组的划分方法是：将人均家庭收入由低到高排序，取位于9/10处的收入值23002元作为分界点，把人均家庭收入在23002元及以上的样本界定为高收入组；把人均家庭收入低于各区（县）2007年城乡最低生活保障水平2倍的样本界定为低收入组，其余为中等收入者。 1.对公共支出总量调节作用的响应。表6中模型（3a）、（3b）和（3c）的结果分别反映了低、中、高收入群体对公共支出总量调节作用的响应。 从表6模型（3b）结果可知，公共支出通过调节收入差距仅仅对中等收入居民的幸福感产生了显著影响，对高收入和低收入居民的幸福感影响均不显著。这可能是因为：从高收入居民来看，政府提供的公共服务对其福利增加的影响微不足道，而以流转税为主的税制结构并没有有效降低富裕阶层的收入，用于缩小收入差距的公共支出主要是由中等收入阶层支付的税收转化而来，因此，基尼系数、公共支出和两者的交互项前面的系数估计值均不显著。对低收入居民来说，进一步地测算表明，基尼系数变量的估计值为负但不显著，公共支出的调节作用也不明显。（28）收入差距没有显著降低低收入者的幸福感，这点令人费解。一个可能的解释是：居民经常进行收入比较的对象是周围熟悉的人（Luttmer，2004），低收入者周围的邻居或同事往往与其收入相差不大，因而他们感知的收入差距往往比较小，收入差距扩大对其幸福感的降低作用也就不太明显。公共支出对低收入者幸福感的调节作用不明显的原因可能是：中国公共支出总额中，民生支出比重偏低。教育和医疗卫生服务不足降低了低收入者获取收入的能力，社会保障服务不足削弱了低收入者应对风险的能力。在低收入者增收无望、风险无法有效规避的现实条件下，公共支出也就不可能对低收入者收入差距的幸福负效应进行有效调节。 F104Y550.jpg 与公共支出总量对居民整体幸福效应的调节作用类似，模型（3b）的结果表明，尽管最初收入差距扩大会降低中等收入居民幸福感，但公共支出可以通过缩小收入差距阻碍幸福感的下降，只是随着公共支出的增加，这种效果呈非线性递减趋势。（29）当公共支出达到一定水平，收入差距对中等收入居民的幸福感影响由负转正。（30） 2.对三类民生支出调节作用的响应。表7中模型（3d）、（3e）和（3f）的结果分别反映低、中、高收入群体对三类民生支出调节作用的响应。从三类民生支出对收入差距幸福效应的调节来看，作用最显著的是中等收入群体，基本上不起调节作用的是高收入群体，部分起调节作用的是低收入群体。 四、结论与政策含义 本文利用CGSS2008的数据，在控制其他宏观经济变量和微观个体特征变量的基础上，对收入差距、公共支出及两者的交互项对中国居民幸福感的影响进行了实证研究，并从公共支出分类和居民收入分层的角度做了进一步考察。采用Ordered Probit回归分析的结果表明：（1）收入差距降低了居民幸福感。地区间、城乡间收入差距以及感知的行业间收入差距，都显著降低了中国居民幸福感，但认可的行业间收入差距对居民幸福感的负向影响不显著。（2）公共支出总量、教育支出直接提高了居民幸福感。由于支出结构和配置效率等原因，医疗卫生支出和社保支出直接降低了居民幸福感，其中医疗卫生支出的负向影响不明显。（3）公共支出总量、医疗卫生支出和社保支出通过调节收入差距间接提高了中国居民幸福感，但教育支出通过影响个体对收入差距的感知和态度间接降低了中国居民幸福感。（4）当基尼系数为样本区（县）均值0.427时，增加公共支出和教育支出可显著提高中国居民幸福感，但增加医疗卫生支出和社保支出会降低居民幸福感，只是这种影响不显著。（5）公共支出总量和三类民生支出对中等收入群体都有显著的调节作用，对高收入群体没有显著的调节作用。公共支出和医疗卫生支出对低收入群体的调节作用不显著，教育支出和社保支出对低收入群体有一定调节作用，但不如中等收入群体显著。 F104Y551.jpg 基于研究结论，本文认为未来政府应从如下几个方面进行公共支出政策的调整和优化：（1）深化收入分配制度改革，消除不合理收入差距。区分收入差距的合理部分与不合理部分：人们认可的合理的收入差距是经济效率的表现，不会降低居民幸福感。不合理的收入差距由制度和政策的不公平引起，是降低居民幸福感的主要原因。改革的关键是提高劳动的初次分配份额；打破行业垄断，消除行业垄断性畸高收入；提高行政透明度，减少寻租与腐败。（2）改革财税政策，调节收入差距。逐步提高累进所得税比重，增加对低收入者的转移支付力度，缩小收入差距，提高居民幸福感。（3）转变GDP导向的政绩发展观，树立居民幸福最大化的施政理念，建设“幸福中国”。追求经济增长的同时，保护环境和资源，减少分配不公，建设和谐社会。（4）增加预算内公共支出总量，提升居民幸福感。由于中国全口径的宏观税负已经很重，未来应主要把目前预算外、制度外的公共支出全部纳入预算内管理，增强这部分支出的透明度，提高政府公共服务的整体水平和百姓满意度。（5）优化支出结构，增加民生支出，提高支出效率。增加教育支出；在优化医疗卫生和社会保障支出结构、提高资金使用效率的基础上，适当增加医疗卫生和社保支出。教育支出应进一步向农村、普通学校、大众化教育和中小学教育倾斜，医疗卫生支出的安排要转变“重医疗投入、轻预防保健投入”的观念，重视公共卫生和医疗救助，逐步取消对大医院的财政拨款，增加对初级和基层医疗机构的补贴，加大对贫困地区和弱势群体的医疗支出力度。社保支出的安排要加大对农村和落后地区的支持力度，扩大社保覆盖面，提高贫困群体的社保水平，逐步建立全国统一的社保体系。（6）改革公共服务的提供方式，提高低收入居民幸福感。工业化和城镇化进程的加快，人口流动性在增强。要改变过去依据户籍提供基本公共服务的做法，采取“钱随人走”的转移支付方式，提高底层民众的教育水平和健康水平、增强他们对未来生活稳定的预期，尽可能促进居民幸福感的提升。 本文数据得到了中国人民大学中国综合社会调查项目（CGSS）组的帮助，特此致谢。对匿名审稿人提出的宝贵修改意见，在此表示感谢。 注释： ①鉴于“幸福指数”和“生活满意度”与“居民幸福感”的密切关系，相关研究均可视作是对“幸福”问题进行研究。本文采用的是“居民幸福感”一词，本着忠于原文本意，文章在引述相关研究时仍用作者选用的概念。 ②在现代社会政府对调节收入差距负有义不容辞的责任。根据CGSS2008的调查，有90.8%的人认为目前中国收入差距太大了，而80.16%认为缩小收入差距是政府的责任。Bjornskov et al.（2010）的研究也认为，当一个国家社会流动性低且人们对公平收入分配期望较高时，政府就应该运用可能的政策手段调节收入不平等，提高居民幸福感。 ③上世纪末收入差距作为幸福的影响因素开始受到研究者们关注，这得益于幸福经济学者们对伊斯特林1974年所提出的“幸福悖论”（Easterlin，1974）进行各种解释的努力。学者们认为，既然收入（或GDP）增长并没有伴随幸福感的提升，那么非收入因素（包括其他宏观经济社会因素和微观个体特征因素等）应该对居民幸福感产生了重要影响。于是通货膨胀、失业率、城镇化率、环境状况、气候条件、政府政策和制度等变量被逐步纳入到幸福感影响因素模型中进行分析，收入差距正是近年来学者们重点关注的宏观经济社会因素之一。 ④近期研究则涉及收入不平等影响居民幸福感途径的分析。鲁元平等（2011）证实了收入不平等会导致更高的社会犯罪率，从而降低居民幸福感。胡洪曙等（2012）证实了收入不平等会通过享有医疗服务差异等途径影响老年人健康，从而对居民幸福感产生间接影响。 ⑤正如哈耶克所言，如果不平等是由于客观因素形成的，而非制度设计所致，那么它对人们尊严的负面影响就要小得多，也会变得更容易为人们所忍受。 ⑥庇古：《社会主义与资本主义的比较》，商务印书馆1963年版，第14～19页。 ⑦[英]凯恩斯：《就业、利息和货币通论》，商务印书馆1983年第2版，第325页。 ⑧[美]布坎南：《公共财政》，中国财政经济出版社1991年版，第52～55页。 ⑨目前国内外有关影响幸福因素的研究文献已有不少，它们从不同的角度对幸福感影响因素进行了梳理，一个比较全面的居民幸福感影响因素分析见笔者的综述文章（汤凤林、甘行琼，2013）。 ⑩若假定回归模型的残差服从Logit分布，则此时的模型就是一个逻辑概率模型（Logit Probit Model）。两类模型是目前国外有关幸福感实证研究中采用得最多的方法，两者的主要区别在于假设回归模型的残差服从不同的分布类型，在回归效果上没有明显优劣之分，只是在解释幸福感会随某因素变化而变化时，逻辑概率模型不如序数概率模型直接明了。这也是本文采用序数概率模型的主要原因。 （11）由于数据可获得性的限制及研究关注点等原因，本文省去了个体特征因素中的民族、工作时间、宗教信仰、社会信任、家庭经济社会地位的纵向变化等变量，以及宏观经济社会变量因素中的失业率、环境状况与气候条件、民主制度等变量。 （12）CGSS调查项目由中国人民大学社会学系和香港科技大学社会调查研究中心合作，从2003年开始对中国内地进行综合社会调查的项目。该项目第一期分别在2003、2005、2006和2008年进行了四次调查，所有调查数据免费对外提供。 （13）对于收入调查数据畸高值比较常见的处理方法是：去掉样本1%的最高收入数据。在本文的人均家庭收入数据中，这个值是8万。由于8万并不算太高，在8万附近的收入数还比较多，且一直依次增加到25万，然后突然增长到37万。因此，本文只去掉超过25万的8个收入数据。如果不对畸高值进行处理，据此计算的基尼系数就会过分夸大区（县）的收入差距程度，因为实际上在这些含收入畸高值的区（县），最高收入者的比例没有样本中呈现的这么高。 （14）根据笔者最近有关幸福感影响因素综述的研究，收入的边际幸福正效应递减，公共支出、教育与幸福感呈倒U型关系，年龄与幸福感呈U型关系，通胀率、城市化率与幸福感呈负相关，失业者的幸福感最低，离异或丧偶的幸福感最低。 （15）为了较好地分析收入差距对居民幸福感的影响及公共支出的调节作用，本文采用逐步加入解释变量的方法来确定实证模型中应纳入的变量和变量形式，因此模型（1）中先单独考虑收入差距对居民幸福感的影响。 （16）CGSS2008对6000个样本中的3010个样本进行了以下五个职业从业人员的税前实际收入和应得收入的估计调查：普通医生、大型全国性公司的总经理、销售助理、工厂的非技术工人和中央政府的部长。如果把销售助理的收入作为参照对象，医生、大型国企老总、非技术工人和中央部长的收入可分别视为对技术密集型、垄断、劳动密集型和机构组织等行业收入水平的大致反映，而垄断等制度因素和劳动、资本和技术等要素差异是导致中国行业收入差距的主要原因。因此，本文以样本对此五类行业职业的收入估计值来测算行业收入差距，而且用个体估计的实际收入和应得收入所计算的行业收入差距，还可用来测算感知的收入差距和认可的收入差距对居民幸福感的影响。 （17）本文从模型2开始的所有模型中，收入差距均由以人均家庭收入为基础计算的区（县）基尼系数来反映。 （18）在确定模型交互项的形式时发现，公共支出与基尼系数的双向线性交互项并不显著，对更复杂的交互形式（即假设基尼系数变量的系数是公共支出的二次函数）的检验结果表明，两者之间的确存在二次交互关系。这点也可由前面两者关系的直观图形得到非正式的证据支持。因此，模型（2b）除引入公共支出与基尼系数的乘积项外，还需要引入公共支出的平方与基尼系数的乘积项作为交互项；且作为交互项的低次项，公共支出的平方也就必须作为解释变量进入实证模型。 （19）这种减弱趋势的具体测算过程如下：当G分别取6、7、8（即人均公共支出为403元、1096元和2981元）时，把估计出的值一同代入（2）式，可计算出收入差距对居民幸福感的边际效应分别为-0.94、-02和-005。即当G从6增加到7、从7增加到8，收入差距对居民幸福感的边际负效应分别会减小0.74和0.15。 （20）计算方法是：给模型（2b）中的基尼系数进行对中处理，当基尼系数取样本均值时对公共支出求导，得出：当基尼系数为0.427时，公共支出的自然对数从6～9每增加一个单位（即人均公共支出按顺序依次增加：403元、1096元、2981和8103元）时，公共支出对居民幸福感的边际总影响（直接边际影响和间接边际影响之和）为0.116、0.066、0.016和-0.034。 （21）鲁元平（2010）的研究表明，教育、医疗卫生和社保等“亲贫性”支出对中国居民幸福感的影响显著。 （22）在确定模型交互项形式时发现，当教育和医疗卫生支出与基尼系数之间取双线性交互、社保支出与基尼系数之间取二次交互时模型拟合效果最佳。说明教育和医疗卫生支出对收入差距的幸福效应的调节作用是呈线性变化趋势的，而社保支出对收入差距的幸福效应的调节作用（与公共支出一样）呈非线性变化趋势。 （23）从表5可知，当G1由6增加到7，即人均教育支出由403.43元增加到1096.63元时，基尼系数每增长1%，收入差距对居民幸福感的影响就会由-8.561%扩大到-9.027%。 （24）因为不管是表4中教育程度变量、还是表5中教育支出变量，其系数估计值均为正且在1%水平下显著。 （25）如，当G2由4增加到5，即人均医疗卫生支出由54.6元增加到148.41元时，基尼系数每增长1%，收入差距对居民幸福感的影响就会由-4.923%减少到-4.596%。 （26）这与王鹏（2011）的收入差距与居民幸福感之间呈倒U型关系的研究结论有点类似，只是本文得到的结论是在社会保障支出的调节作用下才大致呈现如此变化的关系。 （27）经测算，收入差距在样本区（县）平均水平时，当社保支出的自然对数由4逐步增加到7，当人均社保支出从55元增加到1096元，90%的样本区（县）在此区间，居民幸福感会分别变化-0.014、-0.008、-0.002、0.004。与公共支出类似，当人均社保支出563元时，社保支出能完全弥补收入差距给居民幸福感带来的负效应，居民幸福感达到最大。 （28）因为人均公共支出对数进行对中处理后的模型回归结果表明不显著，公共支出与基尼系数的交互项也不显著。 （29）当G分别取6、7和8（即人均公共支出依次递增取403、1096和2980.96元）时，收入差距对中等收入居民幸福感的边际效应分别为-1.172、-0.0682和0.122，收入差距对居民幸福感影响的变化依次为0.94、0.2和0.19。
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