显性因子的效用中介、社会攀比和幸福悖论，本文主要内容关键词为：显性论文,悖论论文,效用论文,因子论文,中介论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
经济学在对生产、消费等实体经济的研究中产生了对效用满足等主观感受的分析，效用理论的出现是经济理论史上的一个重大创新，为研究经济行为对人类福利的影响奠定了基础。但由于效用理论过于严格和理性的假设（如完备性、传递性等），使效用概念在分析经济行为上出现了与人类真实福祉（即幸福）相背离的现象。现代行为经济学的一系列研究成果表明，现实中人类的行为选择并非都具有一贯的理性，记忆偏差、适应水平、参照点依赖等非理性心理机制的大量存在，极易导致消费者偏好的变化，使人类的行为选择偏离其根本福祉。这些导致偏好变化的心理机制的现实证据的大量发现，引发了效用理论的幸福意义上的革命。现在，幸福研究已逐渐成为经济学研究的重要内容。
幸福是比效用更复杂更深层次的人类心理体验，效用反映的只是人们行为选择上的显示性偏好，两者在研究层次、研究目的上都有很大的差别。现代经济学把研究重点放在效用上，以效用替代幸福，不仅会造成经济学研究与人类根本福祉目标的偏离，而且会导致人们对幸福规律的认识偏差。比如，经济学通常假设效用是随着消费水平的增加而增加，而消费水平又通常与收入、财富正相关，因此把效用等同于幸福，就会得出财富或收入越多就会越幸福的结论，实现人类幸福的手段就变成经济增长和收入增加了。这在理论上妨碍了经济学对幸福问题的深入研究，在实践中则导致人类对物质财富、感官享受的过度追求。
大量调查显示，现代社会的人均收入和消费水平比过去有了大幅提高，但人们的幸福感不仅没有明显提高，反而出现了越来越多的心理问题。这使得经济学家开始意识到只重视经济发展并不能带来幸福感的必然提升。特别是收入和幸福之间并不存在明显相关性的“收入—幸福悖论”（后面简称“幸福悖论”）的发现(Easterlin,1974)，更激发了经济学家研究幸福问题的兴趣，此后开始了对收入和幸福关系的一系列研究和对幸福悖论的理论解释。
关于收入和幸福关系的一系列研究表明，幸福悖论主要是在高收入国家的时间纵向比较研究中明显存在，在低收入国家中则较少存在，而在国家之间或一国内部的横向比较研究中则呈现出较为复杂的表现形式。比如，时间纵向比较研究发现，在过去50年中，美国人和日本人的幸福感并没有随财富的成倍增长而增长，欧洲自1973年以来，也没有增加，幸福感状况表现为一条几乎没有变化的水平线(Mayers,1996; Veenhoven,1984; FreyandStutzer,2002)。而在人均收入较低的印度、墨西哥和菲律宾，收入和幸福之间则存在明显的正相关关系(Diener and Oishi,2000)。跨国研究发现了1.5万美元的幸福临界点，在人均收入低于1.5万美元的国家组别中，收入对幸福的贡献较为明显；在人均收入超过1.5万美元的国家组别中，收入对幸福的影响较弱(Inglehart and Klingemann,2000; Layard,2005)。对收入与幸福的横截面数据的进一步研究则发现了收入对幸福的边际影响呈现递减的对数曲线规律，即随着收入的增加，边际幸福报酬递减(Diener et al.,1993; Veenhoven,1991)。这些实证研究结果对于更好地认识收入和幸福之间的关系，理解幸福悖论有着重要的意义。
对于幸福悖论的成因，伊斯特林自己用经济学的“相对收入假说”、心理学的“定值理论”或“享乐适应”理论进行解释(Easterlin,1974,2001,2002)，西拖夫斯基则认为是富裕社会的过度舒适妨碍了人们感受幸福的能力(Scitovsky,1976)。后来学者以心理学的“享乐水车”理论为基础，划分出更为细致的水车效应，如“满意水车”(Kahneman et al.,1999)和“社会水车”(Bruni and Porta,2005)等理论，强调相对消费和地位(positional)竞争等社会性攀比行为在幸福悖论中的作用。
经济学家对人们在收入、消费、地位等方面的攀比行为已经有过广泛的研究。比如，凡勃仑(veblen，1899)发明了“炫耀性消费”(conspicuous consumption)一词来描述消费行为的社会性；西拖夫斯基最早研究了消费和地位之间的联系(Scitovsky,1976)；荷诗(Hirsch,1976)创造了“地位性商品”(positional good)的概念以强调相对社会地位的角色。在吸收前人思想的基础上，弗兰克(Prank,1985a,1985b,1999)进一步根据受他人行为影响的敏感程度，将人类的消费分为“显性消费”(conspicuous consumption)和“隐性消费”(inconspicuous consumption)两大类，通过人们在这两类消费领域的不同行为特征的分析来对幸福悖论进行解释。这一理论思想对于我们深入理解幸福悖论产生的微观机理有着重要的启发。
我国自改革开放以来，经济发展和人们的生活水平均有了很大的提高，攀比性和炫耀性消费也日益突出。这些社会经济环境的巨大变化对我国居民的幸福感会产生怎样的影响，幸福悖论在我国现阶段是否同样存在？这些问题都非常值得研究。但目前对我国居民幸福感的经济学理论研究和实证研究都非常少。理论研究方面，田国强、杨立岩(2006)将心理学和经济学中的攀比理论和“忽视变量”(omitted variables)理论统一起来，在现代经济学的基本框架下研究人们的幸福问题，探讨了幸福悖论问题。但他们的研究并没有涉及中国人的幸福状况。实证研究方面，大部分学者的研究是针对特定人群幸福程度的测量和分析的，包括中国化的幸福量表的心理测量学属性的检验分析（邢占军，2005），对中国大陆部分城市居民的幸福感调查（奚恺元，2006；邢占军等，2008），对大学生的幸福状况的调查（严标宾等，2003），对老年人的幸福感调查（赵立军和刘旭华，2002）等等，只有少数学者用相对收入、预期（欲望）等比较行为对影响我国农村居民幸福感的因素(Knight et al.,2007)、城乡居民幸福感差异的原因（罗楚亮，2006）进行了探讨，但国内根据经济学理论探讨收入—幸福规律和幸福悖论在我国存在性的研究还是较为少见的。
本文将在以往学者提出的显性消费和隐性消费、社会攀比等概念和思想的基础上，进一步剖析幸福与效用的区别和联系，对幸福感的影响因素和生成机制进行理论分析，并在科学调查的基础上，对影响我国居民幸福感的因素进行实证分析，对幸福悖论在我国是否成立等理论命题进行检验。这对于把握我国居民幸福感的生成规律，科学评价我国的发展战略和政策等都有重要意义。
二、显性因子和幸福悖论：理论分析
人的幸福感是由外在事物刺激而引起的内在主观体验①。外在刺激既可以包括商品消费、收入增加等可以用货币计价衡量的经济因素，又可以包括亲情交流、健康休闲等无法用货币计价衡量的非经济因素。前者容易被人的认知思维所明确感知，后者多为人的情感体验而难以被人的认知思维所把握。例如，商品消费在带给人情感享受的同时会掺杂较多的认知评判体验，而亲情交流则可能没有严格的认知比较思维的参与。二者带给人的幸福体验截然不同。因此我们根据认知敏感程度的大小，将影响人类幸福的经济因素称为显性因子，非经济因素称为隐性因子，同时将显性因子和隐性因子对应的“消费”体验分别称为显性消费和隐性消费。
本文认为，显性因子和隐性因子的最大不同在于前者可以用货币计价、衡量，人的认知比较容易产生，人们对其进行消费时会获得情感享受上的体验，但这种体验极大地受到社会标准的导向和影响，在人际之间会产生明显的炫耀性和攀比性功能，使商品消费带给人的幸福感由于社会比较的参与而发生变异和扭曲。如一个人实现了对某种商品的拥有，他会把这种实现的结果与自己拥有的、自己最想实现的、别人拥有的进行比较，这种相对地位的高低最终会影响到该人的幸福感大小。
人类认知偏差的普遍存在是现实中幸福与效用发生分离的主要原因之一。认知攀比会使人们在对显性因子的追求过程中偏离幸福的轨道，得到的只是效用或功用上的满足，而不是真正的幸福。在显性经济领域，外在刺激通过人的神经心理机制所产生的幸福是经过效用中介折射后的幸福。内在的幸福感受带有明显的效用或功用的痕迹。比如人们更换更快更奢侈的车子或越来越大的房子追求的是其炫耀性功用，首先产生的是效用上的满足，而非直接的幸福。所以，在研究幸福时，我们可以把效用作为显性消费和幸福之间的价值中介，通过幸福和效用的关系，效用和商品数量的关系，来间接把握幸福和商品消费之间的关系。
因为显性消费的效用中介有边际报酬递减的性质，这种性质传导到幸福的形成过程中就会导致显性消费的边际幸福递减。而且受人的生理阈值的明显约束，效用并不一定能全部转化成幸福。许多人在获得消费效用的同时不仅没有感受到幸福，而且会感受到痛苦。因此商品消费带来的幸福感的边际递减可能更快。另外，显性消费所具有的社会攀比效应还会产生资源浪费、恶性竞争等负外部性，造成较大的社会福祉损失(Ng,2003; Frank,1999)，因此显性因子对幸福的边际贡献会进一步受到影响，边际递减更快。
与显性消费相反，亲情交流、婚姻生活等隐性消费和幸福之间则具有直接的联系，其消费享受多为纯粹的情感体验，较少掺杂社会比较的因素，无需效用中介的作用，对幸福的生成有更直接显著的影响，因此不会受到边际效用递减性质的影响。此外，隐性消费带给人的精神享乐的无限性，对社会生活也会产生积极的反馈效应，通常有正的外部性，因此隐性消费往往具有边际幸福递增的性质，对幸福的作用远远大于显性因子。
根据上述分析可以得到的一个理论命题是：
命题1：显性因子具有边际幸福递减倾向，隐性因子存在对幸福的边际递增作用。隐性因子在幸福生成中的作用远远大于显性因子。
可是，现实中人们往往相对看重显性消费，特别是地位性商品、奢侈炫耀性商品的消费，而忽视家庭生活和健康锻炼等隐性消费(Frank,1999,2005)。现在根据命题1中显性因子和隐性因子所具有的不同性质，就可以在理论上解释现代社会中人们在享受了经济财富巨大增长的实惠后，幸福水平却没有相应增长的“悖论”了。因此证明命题1就能在一定程度上对幸福悖论做出理论解释。
收入，作为“显性因子”的典型代表，最容易在人际之间产生攀比和竞争的负外部性，相互之间的人际竞争，使绝对收入水平对幸福的影响较小，决定幸福的收入变量主要表现为相对收入水平。相对收入越高的人越幸福，越低的人越不幸福。所以在某一固定时点，收入与幸福之间会呈现一定程度的正相关关系。又由于收入的边际幸福递减趋势不可避免，所以在收入与幸福的横截面数据的研究中会发现正向递减的对数曲线规律。而在时间纵向比较研究中，由于社会攀比所造成的个体幸福感在社会比较线上下的提高和降低会一一相抵，这就使时间序列的社会平均幸福感水平呈现总体不变的长期趋势，出现明显的幸福悖论。因此，我们可以将收入与幸福的悖论关系进行如下更为具体的命题总结。
命题2：在时间纵向比较中幸福未必随着收入水平的增加而相应增加，在横截面比较中幸福是收入的增函数，收入与幸福存在对数曲线关系。
由于显性因子和隐性因子对幸福的影响机制存在较大差异，本文在注重显性因子尤其是收入对幸福的影响之外，也把研究视角拓展到家庭、婚姻等隐性生活领域，以探讨幸福形成的一般机制。
由于幸福的产生与一国的体制、文化等因素密切相关，所以在幸福形成的一般机制的探讨中不能忽视这些因素的影响。但制度性因素不是本文讨论的重点，这里我们可以把它作为既定的环境变量进行处理。根据以上的分析，我们可以把幸福函数写为：
其中，E是文化、政体、地域等环境因子，
表示其对幸福的“定值”属性。C是显性因子，包括收入、物质条件、工作成就、物价、经济发展等。U(C)是显性消费的效用函数，表示显性消费通过效用中介产生幸福的机制。I是隐性因子，包括年龄、性别、个性、婚姻、家庭、健康、生态环境、人际关系等。显性因子和隐性因子对幸福的影响一般具有如下性质：
，以上性质基本上刻画了显性因子和隐性因子对幸福的两种不同作用规律。
在我国居民的日常生活中，显然也存在比较普遍的攀比行为，背后主要是“面子”问题。这会产生很强的显性消费负外部性，从而导致显性因子的边际幸福递减倾向。但我国传统上又是重视家庭生活和亲情关系的国家，因此隐性因子对幸福的正面作用也比较强。两方面因素的共同作用决定了我国居民的幸福感可能有其特殊的规律和特点。我们将在实证部分对这种规律进行研究。
改革开放以来，我国居民的收入呈现不均衡增长的态势，收入差距有不断扩大的趋势，绝大多数人的绝对收入虽然在不断增长，但相对收入并没有提高。因此在认知攀比的作用下，我国居民的幸福感不一定会随着收入的增长而增长。由于我们的调查只能得到截面数据，实证研究也只能对命题2中横向比较的结论进行检验。
三、实证检验及结果分析
（一）数据调查
为了实证研究我国居民幸福感的影响因素，检验理论分析结论，我们采用计算机辅助电话调查(CATI)方法，通过问卷调查获得了上海居民幸福感的相关数据②。对一个地区居民的幸福感进行单独调查，可以排除自然环境和地域文化差异等定值因素E的影响，揭示个体特征、生活状态、社会经济因素等对人们幸福感的影响，对深入研究我国居民幸福感的内在规律有重要意义。
该调查包括有关个人特征、生活状态、社会经济环境满意度、物价房价变化的影响和对一些社会经济问题的看法五方面内容，涉及性别、年龄、职业、收入、经济发展、股市、房价、物价、利率政策、政治活动、环境治理、医疗社保、人际关系、健康等25个问题。其中股市、房价、物价、家庭月收入等是影响幸福的显性因子，人际关系、婚姻、健康、环保等是隐性因子。调查方法是李克特式的量表调查方法，如让居民用0分（表示“一点也不幸福”）到10分（表示“非常幸福”）的11级打分法对自己的幸福程度打分，通过对定性结果的有序赋值得到相关数据。在具体统计中，我们对调查得到的原始数据进行了方便分析的归并处理，对性别、婚姻、年龄、职业、宗教信仰、子女状况等定性变量进行了哑变量设置。
调查获得的808份有效样本的幸福程度自我打分分布情况如表1。实际打分居民的幸福感中位数是8分，众数也是8分，平均幸福程度为7.15分，标准差是1.756。其中大多数居民的幸福水平在5分（代表既不幸福也不痛苦的中性状态）以上，66.5%的居民的幸福感介于6和8之间。这与文献中国外居民幸福感状况的调查结论很接近(Argle,1999,2001; Veenhoven,1993; Diener and Diener,1996; Rojas,2005)。
表1 上海居民幸福感分布状况
（二）收入与幸福关系的检验
首先用调查获得的808份有效数据对我国居民收入与幸福的关系进行实证分析，同时对命题2的横截面结论进行实证检验。文献中收入与幸福关系的研究通常以没有控制其他人口统计学变量情况下的幸福和收入的两变量简单回归为基础(Easterlin,2005; Frey and Stutzer,2002; Diener et al.,1993; Veenhoven,1991)。为了使研究结果具有可比性，本部分也将采用相同的研究方法。这里采用的幸福数据是居民对自己幸福感的主观打分，收入取的是把家庭月收入的区间平均值。采用的回归模型为：
H=α+βlnY+μ(2)
其中，H是幸福感量值，Y是家庭月均收入，μ是随机误差项。回归结果如表2所示：
表2 OLS回归参数的估计结果
从表2的回归结果可以看出，收入与幸福之间存在显著的正相关性，但对数收入的回归参数仅为0.38，
，说明收入尽管呈现与幸福感的显著正相关性，但却只能解释幸福感差异的极小部分。表2的回归结果与横截面数据研究文献得到的普遍结论相吻合。根据回归结果得到的收入—幸福曲线如图1所示。
图1意味着收入的边际幸福递减规律的成立，验证了命题2的收入—幸福对数曲线关系，证明“幸福悖论”在我国是存在的。图1显示，大约在家庭月收入5000元人民币左右存在一个临界点，在5000元以下收入对幸福的边际报酬递减趋势明显，在5000元以上边际报酬逐渐趋近于0，收入增加对幸福的影响越来越微弱。
图1 上海居民的收入—幸福曲线
（三）影响幸福的因子分析
本部分用808份样本数据对隐性因子和显性因子对幸福的影响进行分析，同时对命题1进行检验。因为幸福数据是排序等级数据，而且需要考虑的解释变量较多，因此采用有序logistic回归模型进行分析。具体采用的计量模型如下：
其中，i是自变量向量的行数或分层组数，j为被解释变量H的分类，j=1，2，…，10。
为常数项，Age、Gen、Mar、Rel、Edu、Occ、Chi、Jus、Med分别代表年龄层次、性别、婚姻状况、宗教信仰、教育层次、职业、子女状况、公平与效率选择、媒体选择等有关被试的个人信息的人口统计学变量。Pri、Ach、Hea、Hom、Com、Mec、Env、Eco、Sal、New、Sto、Hou、Rat和Soc分别代表物价上涨影响、理想实现程度、健康水平、对同性恋的包容度、人际关系、医疗和社会保障状况、环境治理、经济发展状况、家庭月工资、新闻关注范围，以及股市、房价、利率政策和社会活动的影响程度。这些变量放在u（·）函数中是因为调查得到的是这些变量的主观感受程度，而非这些变量本身。
，ψ分别为解释变量对应的系数。
1.回归结果
808份调查数据的有序logistic回归的主要结果如表3所示。表3列出了10个幸福等级所对应的常数项和主要解释变量的参数估计情况，删除了“媒体选择”分类变量的参数估计情况。
表3 参数估计
注：这里采用的是Logit连接函数，下同。
a这里参数设为0，哑变量设置以该变量为参照，下同。
表4（见下页）输出了模型的拟合检验结果，模型总体检验的似然比统计量(-2 Log Likelihood)的显著性水平P值为0.000＜0.05，代表模型和数据的logistic线性拟合较好。统计量Pearson卡方检验和Deviance卡方检验的拟合优度P值均为1.000＞0.05，表明模型拟合数据。比例优势假定的P值为1.000＞0.001，表明采用logit连接函数的模型拟合较为理想。
模型拟合优度评价的另一个指标是伪决定系数(Pseudo-R-Square)，与一般回归模型的决定系数不同，它们在取值和意义解释上与真正的决定系数均存在较多差异，只能作为模型拟合优度的参考。表5（见下页）给出了logistic回归的三个伪决定系数：Cox and Snell、Nagelkerke和McFadden，其值分别为0.287、0.294和0.091，只能解释应变量变异的一部分。由于它们不是真正意义上的决定系数，并不能以此来断定模型的拟合情况，关键还要看模型的经济学幸福逻辑意义如何。
表4 回归模型的拟合检验
表5 伪决定系数
2.回归结果分析
本部分就logistic回归中发现的相关规律进行解释。logistic回归是通过回归系数来解释优势比(Odds Ratio,OR)。回归系数表示的是对数优势logit(
)的平均改变量。优势比是被用来作为自变量对应变量作用效应大小的指标。二者的关系为：
，其中，
为回归系数。
从表3的回归结果可以看出，对幸福负面影响最大的是物价上涨，其回归系数为-0.376，优势比为exp(-0.376)=0.69，表明受物价上涨影响程度大的居民的幸福感低于受物价上涨影响程度小的居民，即在其他因素不变的情况下，受物价上涨程度的影响每增加1单位，幸福感位于有序分类高端的优势将改变0.69倍，受物价上涨影响程度大的居民的幸福感优势是影响小者的0.69倍，且该变量通过了Wald统计量的显著性检验(P=0.000＜0.05)，说明物价上涨的影响对幸福存在显著的负面效应。
其次对幸福存在负面效应的因素还有对同性恋的认同度（优势比为0.77）、股市的影响（优势比为0.94）、利率提高的影响（优势比为0.98）和政治活动的影响（优势比为0.95）。除了对同性恋的认同通过显著性检验外，其他3个变量均没有通过显著性检验，而且利率提高和政治活动的影响的优势比几乎接近1，表明受利率提高和政治活动影响程度大的居民的幸福感优势与影响程度小的居民的幸福感优势没有太大差别。相比于物价因素，这些政治经济因素与人们的日常生活的关联影响较远或难以觉察，人们在评价幸福感时常常会忽视这些因素。对这些因素，在进一步的分析中可以考虑删除。
对幸福正面影响最大的是人际关系满意度，其回归系数为0.437，优势比为1.55，P=0.000，说明对人际关系满意度高的居民的幸福感显著高于意度低的居民，人际关系满意度对幸福存在显著的正向影响。其他对幸福有正向影响的自变量还有理想的实现程度（优势比为1.18，P=0.020）、健康状况（优势比为1.34，P=0.000）、医疗社保（优势比为1.22，P=0.001）、环境治理（优势比为1.27，P=0.000）、经济发展（优势比为1.17，P=0.088）、家庭月收入（优势比为1.04，P=0.320）、新闻关注范围（优势比为1.04，P=0.020）。其中，理想的实现程度、健康状况、医疗社保、环境治理和新闻关注范围通过了显著性检验，但新闻关注范围（优势比为1.04）对幸福几乎没有影响，说明该变量与幸福关系较弱，在以后的分析中可以不予考虑。而经济发展、家庭月收入均没有通过显著性检验，且对幸福的影响均较弱，尤其家庭月收入优势比仅为1.04，说明家庭月收入高者的幸福感优势仅是低者的1.04倍，验证了收入与幸福之间不存在显著正相关的悖论现象。
在无序分类自变量中，男性比女性的幸福感明显低（回归系数=-0.426），其优势比为0.65，且通过显著性检验(P=0.003)，说明性别在幸福决定中存在不容忽视的影响。上海男性幸福感优势只为女性的0.65倍，这与文献中大部分学者的研究结果相吻合(Brody and Hall,1993; Cheung and leung,2004)。这可能与性别的社会角色认同的差异有关，相比男性，女性的社会责任感较少，生活压力较少，对生活更容易满足。
相对于学生，农民（优势比0.35，P=0.043）和企业主（优势比0.44，P=0.043）的幸福感显著较低。在所有职业分类中，农民是最不幸福的人，其次是企业主、单位员工，而学生的幸福感是最高的，这说明中国社会在高速发展过程中对底层农民和创业企业主的生存压力的关注是不够的。
在婚姻状况中，未婚者、离异者均比已婚者的幸福感低。未婚者的幸福感优势是已婚者的0.51倍（优势比为0.51，P=0.064）。离异者的幸福感优势显著低于已婚者(P=0.000)，其优势比为0.06，即离异或其他婚姻变故者的幸福感优势只有已婚者的0.06倍，而已婚者的幸福感优势是离异者的16.67倍(1/0.06)，二者的差距非常明显。这一发现也与文献中的研究相吻合(Inglehart,1990; Russell et al.,1994)，表明婚姻生活能够提供亲情网络的情感支持，提高个体的积极情感水平，对人的幸福感有着极为重要的影响，是幸福感中最强的预测指标之一。此外，子女状况、受教育程度、年龄、宗教信仰对幸福均没有显著影响，可以在进一步的分析中予以删除。
综合以上分析，物价、理想实现程度、健康、对同性恋的认同度、人际关系、医疗社保、环境治理、新闻关注范围、婚姻、性别10个变量不仅与幸福优势的相关程度较大，而且均通过了显著性检验(P＜0.05)。在这些变量中，健康、人际关系、医疗社保、环境治理、婚姻、性别6个隐性因子对幸福具有明显的增进作用，优势比都在1.2以上，其中已婚者相对离婚及其他婚姻变故者的优势比高达16.67(1/0.06)，人际关系的优势比为1.55，女性相对于男性的优势比为1.54(1/0.65)。这些隐性因子对幸福的贡献在所有影响因子中是最显著的，其数量占了具有显著影响的因子的大多数。在通过显著性检验的10变量中，只有物价1个显性经济变量，但它对幸福的影响却是显著负相关的（回归参数为-0.376，优势比0.69），说明物价上涨对幸福的消减作用的显著存在。而在对幸福影响不显著的因子中，经济发展、家庭收入、股市、房价、利率等显性变量占了绝大多数，他们对幸福的影响不仅没有通过显著性检验，而且与幸福的相关程度均较低，优势比均在1.2以下，其中股市的优势比为0.94，利率的优势比为0.98，家庭月收入的优势比为1.04，均接近1。这些实证结果充分说明显性因子对人们幸福的贡献远远小于隐性因子，支持了命题1的结论。
（四）显性因子与隐性因子的特性检验
进一步地，以优势比作为衡量显性因子和隐性因子对幸福的边际贡献大小的近似指标，以优势比是否大于1作为边际贡献递增或递减的分界线，对命题1的隐性因子的边际幸福贡献递增的性质和显性因子的边际幸福贡献递减的性质进行验证。
从前面的分析可以看出，物价（优势比为0.69＜1）、股市（优势比为0.94＜1）、利率（优势比为0.98＜1）等显性因子的优势比均小于1，对幸福的边际贡献存在递减的倾向，其中物价的边际递减倾向最为明显，而且通过了显著性检验(P=0.000)，即物价对居民的影响程度每增加1单位，幸福优势将改变0.69倍，幸福感出现显著递减，可以作为显性因子边际幸福递减倾向的有力证明。虽然经济发展（优势比为1.17）、家庭月收入（优势比为1.04）等显性因子的边际幸福贡献存在递增的倾向，但递增优势微小，更由于这些因子对幸福的影响没有通过显著性检验，不能作为否定命题1的有力依据。
在隐性因子中，理想的实现程度（优势比为1.18＞1）、健康状况（优势比为1.34＞1）、人际关系（优势比为1.55＞1）、医疗社保（优势比为1.22＞1）、环境治理（优势比为1.27＞1）等隐性因子的边际幸福报酬均存在明显的递增趋势，其中健康状况和人际关系的边际递增趋势明显。以健康状况为例，健康状况的满意程度每提高1个等级，幸福优势将改变1.34倍，幸福感出现明显递增。而且，以上对幸福的边际增进作用明显的隐性因子均通过了显著性检验，这对命题1提供了有力支持。唯一一个出现边际幸福递减倾向的隐性因子是政治活动的影响（优势比为0.95＜1），但由于政治活动对幸福的影响没有通过显著性检验(P=0.434)，不能作为否定命题1的有力依据。可见总体上，显性因子和隐性因子的优势比在临界值1上下出现的显著差异支持了隐性因子边际幸福报酬递增、显性因子边际幸福报酬递减的命题假设1。
这些实证检验结果表明，隐性因子对人们的幸福感的作用远远大于显性因子，幸福不是来源于人们投入大部分时间和精力的收入变量，而是来源于需要经营的人际关系、婚姻、健康等隐性因子。这是一个与人们直觉反差很大的“悖论”结论。现实生活中人们对显性因子过度追求的做法带来的只是炫耀性效用的满足，而不是幸福感的提升。所以在提高人们的幸福感上，如果在经济因素上做文章的话，不是直接提高人们的收入水平，而是抑制通货膨胀和改善就业。这对目前普遍存在的盲目收入攀比敲响了警钟，因为这不仅无益于提高人们的幸福感（回归结果中家庭月收入的优势比仅为1.04，几乎对幸福感没有影响），而且由于收入攀比能够挤压人们用于隐性消费的时间，反而起到了消减幸福感的反作用。实证验证结果对命题1和命题2均给予了极大的支持，也对本文的理论结论进行了充分验证。
根据表3的参数估计值，参照计量方程(3)可以写出累加概率有序logit模型：
其中，Pri代表物价上涨的影响，Ach代表理想的实现程度，Hea代表健康水平，Hom代表对同性恋的包容度，Com代表人际关系，Mec代表医疗和社会保障状况，Env代表环境治理，Gen代表性别，Occ代表不同职业，Jus代表公平与效率之间的选择，Mar代表婚姻状况。
可见，从方程(4)到方程(6)各累加概率logit模型除了常数项呈逐渐增加的趋势外，各自变量对应的回归参数都是相同的，表明各幸福等级的影响因素的内在作用规律是一致的，随着幸福等级的提高累加概率是不断增加的。
四、结论与政策启示
通过以上2个命题的实证检验，本文理论部分的主要结论均获得了较好的验证。随着收入水平的增加，中国（上海）居民的幸福感并没有同幅度的增长，家庭月收入对幸福的影响存在边际递减的双曲线规律，而在控制其他变量之后，收入对幸福几乎没有影响。“幸福悖论”现象在中国明显存在。在幸福影响因子的检验分析中，人际关系、婚姻、性别、健康、医保、环境等隐性因子对上海居民幸福感的贡献要远远大于物价、股市、利率、收入、经济发展等显性因子。隐性因子存在较为普遍的边际幸福报酬递增规律，而显性因子则存在较为普遍的边际幸福报酬递减的规律。
上述研究表明，影响居民幸福的主要因素不是显性经济因素而是隐性非经济因素。经济的高速发展并不是增进人民幸福的有效手段。如何更好地协调发展经济社会各项事业，有效提高人们的幸福感，本文的实证研究结论可以为此提供可资借鉴的经验启示。
第一，普遍提高收入水平不是提高居民幸福感的正确途径。
中国居民收入对幸福的边际递减规律的发现，意味着提高低收入人群的收入在增加幸福感上，比提高同等幅度高收入人群的收入要显著地多，这表明经济发展中过度重视人们收入水平的普遍提高，对提高人们的幸福感有一定的偏差。国家在收入分配政策上，需要防止一刀切，要把收入提高的重点放在提高低收入人群的收入水平上，这对于提高整个国民的幸福水平和改善幸福分布状况均有显著的效果。
第二，提高国人幸福感需要在隐性因子上做文章。
实证研究结果表明，收入、物价、房价、股价等显性因素并不是增进居民幸福的主要因子。相反，一些隐性因子，如婚姻、性别、职业、医保、人际关系等却是影响人们幸福的主要因素，政府应该在减少离婚率，提高男性幸福感，减少农民、企业主的生存压力，改善医疗和环境质量、和谐人际关系等方面多做文章，这才是提高全民幸福水平的有效途径。
第三，经济发展应坚持有利于福祉的正确方向。
幸福研究表明，经济发展不应以越来越高的收入或越来越奢侈的消费为目的，发展成果不应浪费在社会攀比性强的炫耀性效用的满足上，而应该重视医疗健康、环境保护等隐性保障或隐性服务的加强，切实落实到提高居民幸福感上，这才是经济发展的最终目的。
目前我国的医疗卫生、环境保护等公共物品的支出占GDP的比重偏低，在国际上处于中等偏下水平，与印尼、菲律宾等落后国家持平，在提高国民福祉、建设福利经济社会上尚存在较大的操作空间。在全球经济处于不景气的“谷底”阶段，我国在刺激经济增长的同时，刚好比在全国上下都忙着赚钱的“峰顶”时期有更多的时间和精力放在发展和加强影响幸福的隐性因素上，搞好医疗、教育、交通、环境，让人们能够有更多的机会去关注自己的健康，去享受亲情，去更好地休闲和享受生活，让人们从赚钱的繁忙之中走出来，真正地体会幸福生活，这样可以在金融危机期间，有效地提高人们的幸福水平，营建一个国民幸福指数最大化的和谐社会。
总之，经济发展应该是一条“幸福最大”的“中庸之道”，而不是螺旋上升的“GDP增长”之路。在这条“中庸之道”中，一边是不与金钱挂钩的工作制度，一边是要与亲情挂钩的休闲享乐。
本文的电话调查得到复旦大学传媒与舆情调查中心的协助，44位经过培训的复旦大学学生担任本调查的电话访问员，在此表示感谢；感谢匿名审稿人的宝贵修改意见，文责自负。
注释：
①有关幸福的详细定义参考Veenhoven(1984),pp.22-28.
②问卷调查对象是居住在上海地区的年满18岁的中国公民，共调查2381名被试，获得有效样本808份。
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