收入與幸福指數(shù)結構方程模型構建.doc

精品文檔收入與幸福指數(shù)結構方程模型構建以浙江省小城鎮(zhèn)為例康璞 蔣翠俠內(nèi)容提要：本文對收入和幸福之間的關系提出三個假說，并利用浙江省2009年“小城鎮(zhèn)居民幸福狀況”調(diào)查數(shù)據(jù)，使用結構方程模型分析法，實證比較了傳統(tǒng)與三元鏈幸福指數(shù)模型，以探索收入與幸福之間的內(nèi)在結構與傳導機理。結果證明：在現(xiàn)階段的中國，收入對幸福指數(shù)影響的基礎地位依然存在，并通過直接與間接兩條路徑影響著幸福指數(shù)；收入通過對個體狀況、社會狀況等中間變量間接影響幸福指數(shù)的強度要大于直接影響的強度；各幸福影響因素之間具有內(nèi)在關聯(lián)性；提高收入向個體狀況、社會狀況的改善程度可以有效提升幸福指數(shù)。關鍵詞：幸福指數(shù)結構方程模型收入幸福悖論小城鎮(zhèn)作者簡介：吳麗民，陳惠雄，浙江財經(jīng)學院工商管理學院一、導言改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展一直以GDP作為核心評價指標。然而，經(jīng)驗證據(jù)表明，GDP指標體系無法全面衡量經(jīng)濟社會發(fā)展水平及國民生活質(zhì)量，特別是過度強調(diào)GDP指標還會引致不良的發(fā)展路徑：國家過度追求GDP最大化，企業(yè)盲目追求利潤最大化，個人單純追求財富最大化。這些都使整個社會付出了很大的代價高昂的生態(tài)成本、資源成本、社會成本，而這些不是GDP可以充分表達的。中國從第六個“五年計劃”開始，將原來“國民經(jīng)濟五年計劃”改為“國民經(jīng)濟與社會發(fā)展五年計劃。”這表明，經(jīng)濟社會的整體發(fā)展已經(jīng)取代單向度的經(jīng)濟增長而納入國家發(fā)展視野，在這一過程中，國民幸福的增長則成為重要的關注點。中國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在1990-2009的20年間，從1510元增加到17175元，增長了11倍，農(nóng)村居民人均純收入也由686元增加到5153元，增長了7.5倍。而根據(jù)蓋普洛咨詢有限公司的消費者調(diào)查數(shù)據(jù)，中國消費者的總體滿意度（相當于“幸福指數(shù)”）在1994-2004年間呈先升后降的趨勢：幸福指數(shù)1994年為69分，1997年達到71分，2004年卻降到了67分（100分為滿分）。收入增加了，但幸福指數(shù)卻沒有同樣增加。這種更多的收入并沒有帶來更多的幸福，就是“收入幸福悖論”的表現(xiàn)，或者叫“伊斯特林悖論”(Easterlin，1974；2001)。浙江省小城鎮(zhèn)的發(fā)展在全國范圍內(nèi)十分突出，屬于農(nóng)民“自上而下”的誘致型發(fā)展，這一群體的典型性使在其基礎上的研究具有很重要的現(xiàn)實意義。本文通過構建“收入中間變量幸?！比溎Ｐ?，利用浙江省2009年“小城鎮(zhèn)居民幸福狀況”調(diào)查數(shù)據(jù)，運用結構方程模型分析法，探索收入與幸福之間的微觀傳導機理及其內(nèi)在結構，尋求“收入有增長、幸福無提高、資源高消耗”的破解策略，為提升全民幸福指數(shù)提供理論支持。本文的結構安排如下：第二部分為基本假說與研究方法，這部分在回顧關于收入與幸福指數(shù)之間關系的相關理論與實證研究結論的基礎上，提出三個假說；第三部分是數(shù)據(jù)和變量說明；第四部分實證檢驗浙江幸福小城鎮(zhèn)收入與幸福指數(shù)關系；第五部分是傳統(tǒng)“收入幸福”模型與三元鏈幸福指數(shù)模型的實證比較；第六部分為結論與啟示。二、基本假說與研究方法（一）文獻評述關于收入與幸福之間關系的研究有三種不同的觀點，分別是“必然論”、“懷疑論”與“拓展因素觀”?！氨厝徽摗闭J為收入增加必然導致幸福。古典經(jīng)濟學把“幸福研究”作為其重要研究對象，由于幸福的主觀性和難以測量性，后來的經(jīng)濟學研究偏離了幸福主題，而偏向于既容易定性又容易定量的財富?，F(xiàn)代經(jīng)濟學構建于“財富增加必然導致幸?；蚋＠黾印钡暮诵那疤嵘?，將研究的重心逐漸偏向于經(jīng)濟增長?！敖?jīng)濟增長中心論”與“GDP中心論”大致反映了這一主張。第二種觀點為“懷疑論”，即認為收入增加不會必然導致幸福，收入與幸福之間的關系呈現(xiàn)復雜的態(tài)勢。懷疑論的研究有兩個方向：一是驗證伊斯特林悖論是否存在，該階段研究有四種觀點：收入與幸福負相關（黃有光，2005）；收入與幸福指數(shù)無關(Cummins；1998；Blanchflower and Oswald，2000)；收入與幸福指數(shù)之間呈“倒U型”關系(Seligman et al., 2006)。幸福影響收入(Diener and Tov，2007)。另一個方向是分析“收入幸福悖論”產(chǎn)生原因。一些學者從經(jīng)濟學、心理學等角度加以解析，例如Kahneman(2000)、黃有光(2003)、奚愷元(2006)等。在中國，也有越來越多的學者開始關注收入與幸福之間的關系，例如陳惠雄(2005)，田國強、楊立巖(2006)等。除此之外，Kahneman的“快樂水車”(hedonic treadmill)與黃有光的“快樂鴻溝”(happiness gap)理論也分別解釋了“人的享樂適應”與“收入幸福拐點”問題。第三種觀點為“拓展因素觀”，該觀點認為，除收入以外還有許多拓展因素影響著幸福感，例如個性、職業(yè)、年齡、婚姻、工作等個體狀況，社會地位、社會民主、教育、文化等社會狀況，這些因素與收入一起影響著幸福水平。基于拓展因素觀的研究一直局限于某一種拓展因素與幸福之間關系的研究，而很少關注各拓展因素之間的內(nèi)在聯(lián)系?；趯Α笆杖胄腋！崩碚摰难a充完善，本文在理論上提出收入和幸福的“中間變量觀”，解析收入、中間變量與幸福指數(shù)之間的內(nèi)在結構關系及其真實傳導機制（見下頁圖1）。（二）基本假說基于國內(nèi)外關于收入與幸福指數(shù)關系研究的文獻，本文提出以下三個假說：假說1：收入對幸福指數(shù)具有影響，但二者之間存在“門檻現(xiàn)象”，即超過某個收入界限后，收入的增加對幸福指數(shù)的提升效果逐漸弱化甚至會出現(xiàn)負效應現(xiàn)象。假說2：除收入因素外，個體狀況、社會狀況等因素對幸福指數(shù)也會產(chǎn)生影響，且個體狀況與社會狀況之間存在相關關系。假說3：收入對幸福指數(shù)的影響有兩條路徑，一是直接影響路徑，另一條是以個體狀況、社會狀況為中間變量的間接影響路徑。例如，高收入者往往能夠獲得較好的醫(yī)療條件，較多的人際關系支持與社會尊重等帶來的影響比收入的影響更大。本文的理論框架如下頁圖2所示。（三）研究方法本文選用結構方程模型方法(SEM)探析幸福指數(shù)與其影響因子之間的內(nèi)在關系，對傳統(tǒng)模型與本文理論構想下所提出的三元鏈模型進行比較，以驗證假說的真?zhèn)?。傳統(tǒng)模型與三元鏈幸福指數(shù)模型的比較如圖2所示。結構方程模型的主要應用范圍有兩個方面：其一是對難以直接觀測到的潛變量提供一個可以觀測和處理的方式，以便對該變量做進一步研究，觀測變量和潛變量之間的關系由測量模型來檢驗；其二是研究不同變量之間可能存在的相關關系，這種關系通常稱為結構關系，由結構模型來檢驗。與傳統(tǒng)的線性回歸模型不同，結構方程模型能夠同時檢驗一批回歸方程，其優(yōu)點有：允許自變量含有測量誤差；可以同時處理多個因變量；可以在一個模型中同時處理測量關系和因素之間的結構關系；允許更具彈性的模型設定。圖1“收入幸?！崩碚摰难葑儓D2傳統(tǒng)模型與三元鏈模型比較本文所采用的結構方程模型是線性方程系統(tǒng)，用來表示觀測變量與潛變量之間以及各潛變量之間的關系。結構方程模型包括：測量模型，反映三個影響幸福指數(shù)的外生潛變量與外生觀測變量之間的測量關系。結構模型，反映個體狀況、收入狀況、社會狀況三個潛變量與幸福指數(shù)之間的結構關系。三、數(shù)據(jù)和變量說明（一）數(shù)據(jù)說明本文所采用的數(shù)據(jù)來源于浙江日報社于2009年對浙江省9個小城鎮(zhèn)居民進行的實地問卷調(diào)查。這9個小城鎮(zhèn)是采用短信推薦、問卷調(diào)查推薦和專家綜合評審的方式選出“幸福小城鎮(zhèn)”，分別為：周巷鎮(zhèn)、虹橋鎮(zhèn)、受降鎮(zhèn)、鐘管鎮(zhèn)、姚莊鎮(zhèn)、西周鎮(zhèn)、湯浦鎮(zhèn)、蒼南鎮(zhèn)、閑林鎮(zhèn)。調(diào)查共發(fā)放問卷900份，收回有效問卷754份，問卷有效率為83.8%。1.問卷設計。居民幸福狀況主要受個體狀況、家庭環(huán)境、收入狀況、工作環(huán)境、社會環(huán)境、生態(tài)環(huán)境等因素的共同影響。本文在考慮這些影響因素的同時，結合小城鎮(zhèn)調(diào)查的特別需要，對以往的量表做了一些修訂（該量表于2002年設計并于同年9月開展試調(diào)查，先后開展了三輪問卷調(diào)查、修改與分析工作）。調(diào)查表主要由以下內(nèi)容組成：被調(diào)查者基本信息，包括性別、年齡、職業(yè)、地區(qū)、文化程度5項內(nèi)容。幸福影響因子。幸福影響因子調(diào)查表包括12個問題，分別為健康、個性、家庭、親友、期望收入、工作、收入、資產(chǎn)、社會地位、收入滿意度、安全、生態(tài)環(huán)境。幸福感自我評價標尺。該調(diào)查表要求被調(diào)查者對目前、5年前、5年后與10年后的幸福水平做出自我評價或預期，幸福感指標按幸福程度分為10個級別，分值越高表示越幸福，“1”表示最不幸福，“10”表示最幸福。2.數(shù)據(jù)描述。調(diào)查量表的測量學特性分析表明，內(nèi)在一致性信度Cronbachs 系數(shù)為0.815，表明量表的信度較好；結構效度與理論假設的結構非常接近，表明具有良好的結構效度（參見陳惠雄、吳麗民，2006）。樣本結構（見表1）表明：樣本的性別、年齡、學歷和就業(yè)狀況分布比較合理，職業(yè)分布中教師、醫(yī)生與機關工作人員的比例較高，這是因為此三類職業(yè)人員在小城鎮(zhèn)常住居民中的比重本身較大。因此，本文樣本結構基本合理。（二）外生潛變量的測量本文所使用的指標包括一個內(nèi)生的幸福指數(shù)觀測變量以及11個外生幸福因子變量。外生觀測變量采用5級Likert量表進行估測，“1”表示“非常不滿意”，“5”表示“非常滿意”。相關系數(shù)分析結果顯示，生態(tài)環(huán)境滿意度與幸福指數(shù)之間的相關關系僅為0.134，沒有達到顯著水平，且苦樂源調(diào)查結果顯示，僅有2.0%的居民認為生態(tài)環(huán)境是影響其幸福感的主要因素（陳惠雄、吳麗民，2006），故在模型中不包含此項。觀測變量的描述性統(tǒng)計分析結果（見表2）顯示，被調(diào)查者家庭、親友、個性三個方面的滿意度較高，社會公正與收入滿意度較低，收入、期望收入與資產(chǎn)的標準差比較大，表明貧富差距較大的現(xiàn)象值得關注。本文應用探索性因子分析法對11個外生觀測變量進行降維，以測量外生潛變量。在進行因子分析之前，首先對變量進行一致性檢驗，檢驗結果顯示，KMO=0.804，Bartlett球體檢驗的值為1749.39，p=0.000，這表明，這11個幸福影響因子適于進行因子分析。本文應用主成分分析法，經(jīng)過四次最大正交旋轉，提取出三個公因子，其累積方差貢獻率為62.348%，說明對原始變量信息的解釋力度較大。因子載荷矩陣見下頁表3。表1樣本結構單位：%表2觀測變量描述性統(tǒng)計分析結果從表3中的因子載荷系數(shù)可以看出，社會公正滿意度、收入滿意度、社會地位滿意度與工作滿意度四項指標對公因子一的載荷系數(shù)均較大，根據(jù)其含義將其命名為“社會狀況”。因為收入滿意度更容易受到社會收入分配狀況的影響，故將其歸屬于社會狀況方面。利用Spearman秩相關系數(shù)分析法對這四個評價指標與幸福指數(shù)之間關系檢驗的結果顯示，幸福指數(shù)與收入、工作、社會地位、社會公正滿意度的相關系數(shù)分別為0.422、0.436、0.502、0.46，并且各系數(shù)都在0.01水平上顯著，說明這四個測量變量與幸福指數(shù)之間均顯著線性相關。表3旋轉后的因子載荷系數(shù)根據(jù)各指標的含義，本文將家庭滿意度、個性滿意度、健康滿意度與親友滿意度四個指標歸為“個體狀況”，家庭年可支配收入、期望收入與資產(chǎn)三個指標歸為“收入狀況”。Spearman秩相關系數(shù)分析的結果顯示，“個體狀況”的四個指標與幸福指數(shù)的相關系數(shù)分別為0.347、0.363、0.362、0.371，“收入狀況”的三個指標與幸福指數(shù)的相關系數(shù)分別為0.218、0.192、0.077，且都在0.01水平上顯著，說明這些指標與幸福指數(shù)之間均顯著相關。因此，結構方程模型中的三個潛變量確定為個體狀況、社會狀況與收入狀況。四、浙江幸福小城鎮(zhèn)收入與幸福指數(shù)關系的實證檢驗收入狀況不僅取決于絕對收入，還會受到期望收入滿足度的影響，因為期望達到的收入(EI)與現(xiàn)實收入(IC)之間差距的大小直接決定了居民的收入滿足狀況。因此，期望收入滿足度的計算公式可以表示為：越大，表示期望收入得到滿足的程度越低。為了解不同收入狀況與幸福指數(shù)之間的關系，將所有樣本按家庭可支配收入、資產(chǎn)水平和期望收入滿意度從低到高排序后等比例分成5組，單因素方差分析結果（見表4）表明，浙江省小城鎮(zhèn)居民幸福指數(shù)隨可支配收入、資產(chǎn)的增加而增加（除資產(chǎn)為15萬25萬元組的幸福指數(shù)略低外）；幸福指數(shù)隨的增加而減少，即期望收入與現(xiàn)實收入差距越大，幸福指數(shù)越低。結果顯示，所有的F值均在0.01水平上顯著。這表明，不同收入狀況的居民，其幸福指數(shù)存在顯著差異。表4浙江省小城鎮(zhèn)居民收入狀況與幸福指數(shù)關系本文應用最小顯著性差異法進一步分析是否所有收入組之間的幸福指數(shù)均存在顯著差異。從表5中的分析結果可以看出，收入組1與收入組2之間、收入組3與收入組4之間幸福指數(shù)的差異沒有達到顯著水平，因此，將其分別歸為“低收入組”和“中收入組”，收入組5歸為“高收入組”。高、中、低三組的收入范圍分別為大于9萬元、4.5萬9萬元、小于4.5萬元。單因素方差分析結果顯示，這三組的幸福指數(shù)分別為6.83、7.58、8.19，檢驗結果顯示，F(xiàn)=21.8，p=0.000，說明高、中、低三個收入組的幸福指數(shù)存在顯著差異，最小顯著性差異法分析結果顯示，三個收入組之間幸福指數(shù)的差異均達到顯著水平。這表明，浙江省小城鎮(zhèn)居民的幸福指數(shù)與收入顯著正相關。表5不同組別之間幸福指數(shù)均值差異顯著性的多重比較資產(chǎn)組別以25萬元為分界線，表5顯示，高資產(chǎn)組與低資產(chǎn)組之間幸福指數(shù)差異顯著。這表明，居民資產(chǎn)與幸福指數(shù)顯著正相關。組別以1.0為分界線，高期望收入滿足度與低期望收入滿足度的居民的幸福指數(shù)差異顯著。當=1.0時，EI=2IC，即期望收入是實際收入2倍以上的居民幸福指數(shù)顯著偏低。根據(jù)以上分析，現(xiàn)階段浙江省小城鎮(zhèn)居民的收入狀況與幸福指數(shù)之間雖然呈現(xiàn)正相關，但以年家庭可支配收入4.5萬元為界線，收入小于4.5萬元群體的幸福指數(shù)隨收入的增加而增加，但收入高于4.5萬元群體的幸福指數(shù)隨收入的增加沒有顯著變化。這表明，收入與幸福指數(shù)之間存在“門檻”現(xiàn)象，收入超過某個界限之后，收入的增加對幸福指數(shù)的提升效果逐漸弱化，甚至會出現(xiàn)負效應現(xiàn)象。這驗證了本文的假說1是正確的。五、傳統(tǒng)與三元鏈幸福指數(shù)理論模型比較及實證檢驗（一）傳統(tǒng)幸福指數(shù)模型擬合及其評價1.傳統(tǒng)幸福指數(shù)模型擬合。本文所應用的傳統(tǒng)幸福指數(shù)理論模型（見圖2），展現(xiàn)了三個維度的幸福影響因子與幸福指數(shù)之間的結構關系，即個體狀況、社會狀況、收入狀況三個外生潛變量同時對幸福指數(shù)產(chǎn)生影響，而三者之間是相互獨立的。應用軟件Amos7.0對模型進行擬合，傳統(tǒng)“收入幸福”模型的路徑系數(shù)估計結果見下頁表6，所有負載都在0.01水平上顯著。2.傳統(tǒng)幸福指數(shù)模型評價。模型擬合效果的評價指標較多，本文應用默認模型與飽和模型比較的方法進行檢驗。通常默認模型的擬合結果越接近飽和模型，該模型的擬合效果越好。從下頁表7中的擬合結果可以看出，只有相對擬合效果檢驗的PGFI超過了0.5，其他檢驗指標均沒有達到顯著水平。因此，綜合各評價指標，本文認為該模型的擬合效果并不理想，沒有達到可接受的顯著性水平。也就是說，傳統(tǒng)幸福指數(shù)結構方程模型不能真實地反映各潛變量與幸福指數(shù)之間的內(nèi)在結構關系。（二）“收入狀況中間變量幸福指數(shù)”三元鏈模型估計及其評價1.“收入狀況中間變量幸福指數(shù)”三元鏈模型擬合。本文所建立的三元鏈幸福指數(shù)結構方程模型假設收入狀況、個體狀況、社會狀況對幸福指數(shù)均有直接影響的同時，收入狀況還分別對個體狀況、社會狀況產(chǎn)生影響。由于個體狀況與社會狀況之間為相互因果而非單向因果關系，因此，在此三元鏈幸福指數(shù)模型中加入“個體狀況社會狀況”關系。另外，通過相關性分析可以看出，可支配收入與收入滿意度、期望收入與社會狀況之間也存在顯著的相關關系，因此，在模型中加入此兩條路徑。三元鏈幸福指數(shù)模型的路徑系數(shù)估計值見下頁表8，模型中各潛變量方差擬合結果見表9，模型相關關系顯著性驗證結果見表10。表6傳統(tǒng)幸福指數(shù)模型路徑系數(shù)估計值表7傳統(tǒng)模型評價結果表8為三元鏈幸福指數(shù)模型中測量模型及結構模型的路徑系數(shù)估計值、標準誤、臨界比率(C.R.)值及其顯著性概率。從顯著性概率一欄可以看出，所有路徑系數(shù)都在0.05水平上拒絕系數(shù)為0的原假設。表8幸福指數(shù)模型路徑系數(shù)估計值表9模型中各潛變量方差擬合結果注：各潛變量e的對應名稱參照下頁圖3。表10修正模型相關關系顯著性驗證注：收入與收入滿意度之間的相關系數(shù)為負，這是因為收入滿意度的表達為反向提問，“1”表示“非常滿意”，“5”表示“非常不滿意”。表9為模型中各潛變量的方差估計值，從表中的數(shù)據(jù)可以看出，沒有出現(xiàn)太大的無意義方差或者負值的方差，因此，方差結果是有效的。同時從顯著性概率值一欄可以看出，所有的方差估計值均達到了顯著水平，這表明，所有路徑系數(shù)的估計值都達到了顯著水平。為驗證個體狀況與社會狀況、可支配收入與收入滿意度、期望收入與社會狀況三對變量之間的相關關系是否達到顯著水平，本文在結構方程擬合過程中對協(xié)方差和相關系數(shù)進行了檢驗，從模型中協(xié)方差關系的擬合結果（見表10）可以看出，模型中所加入的三個相關關系均達到了顯著水平。2.“收入狀況中間變量幸福指數(shù)”三元鏈模型評價。三元鏈模型擬合指數(shù)見表11。從表11可以看出，三元鏈幸福指數(shù)模型的擬合效果非常好，且達到了可接受的顯著性水平。表11三元鏈幸福指數(shù)模型評價結果（三）幸福影響因子傳導機理分析本文“收入狀況中間變量幸福指數(shù)”三元鏈幸福指數(shù)模型的標準化路徑系數(shù)見下頁圖3。圖中加重數(shù)字用來反映對該變量解釋的程度，相當于回歸分析中的。從圖中的數(shù)據(jù)可以看出，社會狀況對幸福指數(shù)的影響最為顯著，二者之間的路徑系數(shù)達到了0.476，為顯著正相關；收入狀況對社會狀況的路徑系數(shù)為0.27，也達到了顯著水平，因此，收入狀況以社會狀況為中間變量而間接影響幸福指數(shù)的路徑系數(shù)為0.13。收入狀況對個體狀況的路徑系數(shù)為0.213，個體狀況對幸福指數(shù)的路徑系數(shù)為0.138，因此，收入狀況以個體狀況為中間變量而間接影響幸福指數(shù)的路徑系數(shù)為0.03。由此可見，收入狀況通過個體狀況、社會狀況而間接影響幸福指數(shù)的路徑系數(shù)合計為0.16，遠大于其直接路徑系數(shù)0.09。由此可見，收入狀況對幸福指數(shù)的直接影響和間接影響均達到了顯著水平，且間接影響(0.16)遠大于直接影響(0.09)，這一結論證明了本文假說2與假說3成立。社會地位滿意度對社會狀況的路徑系數(shù)最大，達到了0.81，這表明，社會地位滿意度是體現(xiàn)人們社會狀況的最重要的因素；其次是工作滿意度，路徑系數(shù)為0.71；個性滿意度和健康滿意度對個體狀況的路徑系數(shù)最大，分別為0.78和0.66。由此可見，收入通過個體狀況中的個性滿意度與健康滿意度，作用于社會狀況中的社會地位滿意度與工作滿意度，從而間接影響著幸福指數(shù)。因此，提高收入與這些中間變量的轉換率，有利于人們幸福指數(shù)的進一步提升，從而能夠解決“收入幸福悖論”現(xiàn)象，使居民收入增長與幸福指數(shù)提升呈正相關狀態(tài)，解決“經(jīng)濟有發(fā)展，幸福無提高”的問題。圖3三元鏈幸福指數(shù)模型標準化路徑系數(shù)六、結論與討論本文在比較傳統(tǒng)與三元鏈幸福指數(shù)模型的基礎上，驗證了收入通過中間變量而對幸福指數(shù)的間接影響關系，彌補了以往“收入幸?！标P系研究中忽視中間變量傳遞影響的不足，從而得到了更加客觀、全面的結論。1.收入狀況對幸福指數(shù)影響的基礎地位依然存在。結論表明，在現(xiàn)階段浙江省小城鎮(zhèn)中，居民收入水平還沒有達到“收入幸?！标P系由正相關向負相關轉變的“收入門檻”臨界點，即經(jīng)濟狀況依然是目前浙江省小城鎮(zhèn)居民幸福的基礎，且收入對居民幸福指數(shù)的正向作用依然顯著。9個樣本小城鎮(zhèn)的居民收入水平居于全國上游水平，他們的“收入幸?！标P系反映出在現(xiàn)階段中國城鄉(xiāng)居民中，提高收入仍然是提升幸福感的重要舉措。2.除收入外，社會狀況、個體狀況對幸福指數(shù)也具有顯著影響。這說明，人們的幸福感并非僅僅與收入顯著相關，關注健康、個性、社會地位、工作滿意度等個體狀況與社會狀況因素，對提高人們的幸福指數(shù)同樣具有重要的現(xiàn)實意義。這種關注一般也會產(chǎn)生一定的資源占用問題，即需要投入一部分費用，人們掌握這部分投入的最大幸福原則是：增加私人收入所帶來的邊際幸福效用與增加對個體狀況、社會狀況的資源投入所產(chǎn)生的邊際間接幸福效用相等，即實現(xiàn)了一定資源條件約束下的幸福最大化目標，從而能夠有效解決“收入幸福悖論”問題，并且使收入的當期幸福效用最大化。3.收入對幸福指數(shù)不但有直接影響，還有間接影響。從本文的分析結論可以看出，收入對幸福指數(shù)的影響機制存在兩條路徑，一條是直接影響路徑，另一條是以個體狀況、社會狀況等因素為中間變量的間接影路徑，且間接影響力要高于直接影響力。因此，關注收入對個體狀況和社會狀況的間接影響，是一個有重要理論和現(xiàn)實意義的研究方向。它可以對“收入幸?！标P系做出某些矯正使其更加全面和科學。與此相對應，就存在兩條提升國民幸福指數(shù)的途徑：一是提高人民收入水平；二是提高收入對個體狀況、社會狀況的改善程度。最終提升國民幸福的總體水平，使經(jīng)濟增長的幸福效用盡可能最大化，實現(xiàn)經(jīng)濟社會的和諧發(fā)展。4.幸福影響因子存在內(nèi)在關聯(lián)性。本文另一個重要發(fā)現(xiàn)是個體狀況與社會狀況之間存在顯著相關關系。這一論點否定了傳統(tǒng)觀點認為影響幸福指數(shù)的多個拓展因素之間是相互獨立的假設。注釋：數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計年鑒2009，中國統(tǒng)計出版社，2009年。資料來源：百姓：幸福在哪里？幸福指數(shù)將給我們帶來什么，國際金融報，2006年9月14日。該稱呼來源于浙江日報社所舉辦的“浙江省幸福小城鎮(zhèn)評選活動”。生態(tài)環(huán)境對人類幸福具有重要意義，然而，國內(nèi)外研究均顯示，人們對生態(tài)環(huán)境變化反應不敏感，因此生態(tài)環(huán)境對幸福感影響很小。這可能是因為生態(tài)環(huán)境屬于公共產(chǎn)權，且與未來的幸福相關性更強，而人們對私權和當期快樂更加關注。參考文獻：1陳惠雄：快樂原則關于人類經(jīng)濟行為的分析，經(jīng)濟科學出版社，2003年。2陳惠雄：生命成本：關于消費函數(shù)理論的一個新假說，中國工業(yè)經(jīng)濟2005年第8期。3陳惠雄、吳麗民：基于苦樂源調(diào)查的浙江省城鄉(xiāng)居民生活狀況比較分析，中國農(nóng)村經(jīng)濟2006年第3期。4陳惠雄、吳麗民：國民快樂指數(shù)調(diào)查表設計的理論機理、結構與測量學特性分析，財經(jīng)論叢2006年第5期。5黃有光：快樂鴻溝，信息空間2003年第1期。6黃有光：黃有光看世界經(jīng)濟與社會，經(jīng)濟科學出版社，2005年。7田國強、楊立巖：對“幸福收入之謎”的一個解答：理論與實證，經(jīng)濟研究2006年第11期。8約瑟夫熊彼特：經(jīng)濟分析史，朱泱、李宏等譯，商務印書館，2008年。9威廉湯普遜：最能促進人類幸福的財富分配原理的研究，何慕李譯，商務印書館，1997年。10奚愷元：幸福的學問經(jīng)濟學發(fā)展的新方向，管理與財富2006年第11期。11Blanchflower, 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