貧富差距歧視與主觀幸福感

劉珺蓓 周泳宏

關(guān)鍵詞：主觀幸福感；貧富差距歧視；不平等感知；CFPS

一、引言

經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)注在資源約束下個(gè)體的效用最大化行為，而在現(xiàn)實(shí)世界中，效用的提高表現(xiàn)為幸福感的獲得。主觀幸福感是人們對(duì)自己的生活條件、生活環(huán)境、身心狀況、以及所經(jīng)歷的事件等總體狀況評(píng)估（Diener，1984）。隨著我國(guó)綜合國(guó)力的提升，人民生活水平得到顯著改善。黨的十九大報(bào)告提出，“使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實(shí)、更有保障、更可持續(xù)”。政府部門(mén)和社會(huì)各界越來(lái)越認(rèn)識(shí)到，增進(jìn)居民幸福感是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心問(wèn)題。

然而，歧視這一社會(huì)行為將損害居民幸福感的獲得。社會(huì)歧視指的是由于某些人屬于某一群體或類(lèi)屬而對(duì)他們施以不公的行為。社會(huì)歧視在全球范圍內(nèi)普遍存在。我國(guó)在經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的同時(shí)，貧富分化的態(tài)勢(shì)也十分嚴(yán)峻。在2006-2020年的15年間，我國(guó)居民人均可支配收入基尼系數(shù)始終在0.462-0.491之間波動(dòng)，且在2015年之后再次呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)①。而由貧富差距引起的歧視現(xiàn)象在居民日常生活中屢見(jiàn)不鮮。一方面，歧視作為一種由他人施加的不公正對(duì)待，可能對(duì)遭受歧視的群體造成心理、生理的雙重創(chuàng)傷，從而降低個(gè)體的主觀幸福感，抑制人力資本的積累和個(gè)人的健康發(fā)展（JohnstonandLordan，2012；ChungandEpstein，2014）；另一方面，歧視是社會(huì)公平缺失的體現(xiàn)，歧視的長(zhǎng)期存在必將損害社會(huì)運(yùn)行效率，激發(fā)社會(huì)矛盾和社會(huì)沖突，危害社會(huì)和諧與穩(wěn)定（黃永亮和崔巖，2018；Fan，2019）。

現(xiàn)有文獻(xiàn)已圍繞貧富差距對(duì)主觀幸福感的影響展開(kāi)了豐富的研究（Easterlin，1974；魯元平和王韜，2011；何立新和潘春陽(yáng)，2011；Jiangetal.，2012；孫計(jì)領(lǐng)，2016；ZhangandChurchill，2020；Wangetal.，2021；張應(yīng)良和徐亞?wèn)|，2021），但鮮少有研究探討貧富差距導(dǎo)致的歧視行為對(duì)主觀幸福感的影響。貧富差距的影響度量的是現(xiàn)實(shí)物質(zhì)收入水平差異對(duì)于效用的影響，而由于貧富差距產(chǎn)生的歧視的影響，度量的是精神層面遭受的不公對(duì)于效用的影響。因此，厘清貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的影響，有助于增強(qiáng)人們對(duì)于消除歧視的緊迫感的理解，促進(jìn)精神文明建設(shè)。

貧富差距歧視是指?jìng)€(gè)體由于經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位相對(duì)較低而感知到的不公正對(duì)待（Fan，2019）。為探究貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的影響，本文根據(jù)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年成人問(wèn)卷中有關(guān)主觀幸福感和貧富差距歧視的問(wèn)題，分別構(gòu)造主觀幸福感和貧富差距歧視的代理變量進(jìn)行分析，并考慮一系列個(gè)人特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征和省份地區(qū)異質(zhì)性。本文采用了2SLS法、IVOprobit法和PSM等方法進(jìn)行估計(jì)，并進(jìn)行了替換代理變量、剔除特殊樣本等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)論表明，貧富差距歧視顯著降低了居民的主觀幸福感。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位認(rèn)同對(duì)貧富差距歧視的影響具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，且貧富差距歧視通過(guò)降低社會(huì)信任和心理健康兩條路徑來(lái)影響主觀幸福感。這些發(fā)現(xiàn)為研究貧富差距歧視與主觀幸福感之間的關(guān)系提供了更為豐富的證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）主觀幸福感的影響因素

現(xiàn)有文獻(xiàn)從個(gè)體、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等多個(gè)維度對(duì)主觀幸福感的影響因素展開(kāi)了充分的討論，下面展開(kāi)回顧。

在個(gè)體因素方面，一部分文獻(xiàn)認(rèn)為性別差異是造成主觀幸福感差異的重要原因（孫鳳，2007；QianandQian，2015；程超和溫興祥，2018；計(jì)小青和趙景艷，2020；王群勇，2020），但性別影響主觀幸福感的具體機(jī)制尚未達(dá)成統(tǒng)一的論斷。目前，現(xiàn)有研究主要認(rèn)為性別是通過(guò)就業(yè)（孫鳳，2007）、社會(huì)資本（計(jì)小青和趙景艷，2020）、家庭收入（QianandQian，2015）、政治面貌（王群勇，2020）等間接途徑影響主觀幸福感。另外，不同的年齡階段，主觀幸福感會(huì)呈現(xiàn)不同的表現(xiàn)形式和變化趨勢(shì)（Dieneretal.，1999；Easterlin，2006；Deaton，2018；Blanchflower，2021）。有學(xué)者認(rèn)為主觀幸福感會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而上升（Dieneretal.，1999）。而目前關(guān)于“年齡—幸福感”U型曲線（Blanchflower，2021）和倒U型曲線（Easterlin，2006）的說(shuō)法則得到了大多數(shù)學(xué)者的支持。在我國(guó)特有的制度背景下，戶(hù)籍制度的存在造成了特定的群體劃分，不同的戶(hù)籍身份主要通過(guò)影響公共服務(wù)與社會(huì)保障（郭進(jìn)等，2018；霍鵬等，2018）、身份認(rèn)同（郭進(jìn)等，2018）、社會(huì)地位與收入（崔巍和邱麗穎，2019）的獲得來(lái)影響主觀幸福感。受教育程度也是解釋主觀幸福感差異的重要因素，教育能提高主觀幸福感（金江和何立華，2012；黃嘉文，2013；趙新宇和范欣，2014）。但也有研究表明教育與主觀幸福感之間呈現(xiàn)負(fù)向的聯(lián)系（Melinetal.，2003；Shieldsetal.，2009）。Kristoffersen（2018）則提出了更中立的觀點(diǎn)：由于受教育程度的上升會(huì)提高人們對(duì)生活的期望值，只有在人們有能力滿足期望時(shí)，教育回報(bào)才對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生積極作用。

在經(jīng)濟(jì)因素方面，效用理論認(rèn)為高收入能夠給個(gè)人帶來(lái)更高的消費(fèi)能力，通過(guò)消費(fèi)更多商品，人們能獲得更高的效用和主觀幸福感。因此，收入是影響主觀幸福感的首要經(jīng)濟(jì)因素。部分學(xué)者認(rèn)為絕對(duì)收入的增長(zhǎng)能帶來(lái)主觀幸福感的提升（Tsui，2014；巫強(qiáng)和周波，2017；羅楚亮，2017；Cuong，2021）。但也有學(xué)者認(rèn)為相對(duì)收入對(duì)主觀幸福感的影響更重要。雖然絕對(duì)收入提高，但收入分配不平等的存在會(huì)抑制主觀幸福感的提高（Easterlin，1974；Jiangetal.，2012；ZhangandChurchill，2020；Wangetal.，2021）。除此之外，Bj?rnskov等（2013）提出了相反的觀點(diǎn)，他認(rèn)為收入不平等會(huì)提高公平感知度較高的人的主觀幸福感，但這種正向的效應(yīng)會(huì)隨著現(xiàn)實(shí)的社會(huì)公平程度的發(fā)展而逐漸消失。“安居樂(lè)業(yè)”是中國(guó)理想社會(huì)的寫(xiě)照，住房和就業(yè)與居民的主觀幸福感息息相關(guān)。房屋產(chǎn)權(quán)（李濤等，2011；PrakashandSmyth，2019；Zhengetal.，2020）、住房類(lèi)型（祝仲坤和冷晨昕，2017）、房?jī)r(jià)（易成棟，2020）等都是主觀幸福感的影響因素。就業(yè)質(zhì)量與主觀幸福感之間也存在正向聯(lián)系（卿石松和鄭加梅，2016；盧海陽(yáng)，2017）。并且，主觀幸福感不僅受到當(dāng)前就業(yè)狀況的影響，還會(huì)受到過(guò)去就業(yè)狀況的影響。曾經(jīng)的失業(yè)經(jīng)歷會(huì)降低當(dāng)前的主觀幸福感（ClarkandOswald，1994；KnabeandRatzel，2011；Nortonetal.，2018）。貿(mào)易也是影響主觀幸福感的重要因素，李玲等（2018）的研究表明，貿(mào)易開(kāi)放度會(huì)通過(guò)增加該國(guó)風(fēng)險(xiǎn)暴露和失業(yè)的概率，降低居民的生活滿意度。

在影響主觀幸福感的社會(huì)因素中，社會(huì)資本、社會(huì)保障的獲得以及特定社會(huì)事件是研究中主要的關(guān)注對(duì)象。社會(huì)信任（袁正和夏波，2012；Luetal.，2020）、子女性別（陸方文等，2017；Li，2021）、家務(wù)分工（杜鳳蓮，2020）、互聯(lián)網(wǎng)的使用（祝仲坤和冷晨昕，2018）等代表社會(huì)資本獲得的因素均會(huì)對(duì)居民主觀幸福感造成影響。完善的社會(huì)保障和公共服務(wù)能通過(guò)社會(huì)再分配途徑（如轉(zhuǎn)移支付、稅收等）提高居民應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的能力，調(diào)節(jié)不同收入群體之間的差距，從而提高居民主觀幸福感（殷金朋等，2016；鄧大松和楊晶，2019；劉成奎，2019）。主觀幸福感也會(huì)受到某些特定事件、活動(dòng)或政策的影響，如饑荒（Bertoni，2015）、“上山下鄉(xiāng)”（彭樹(shù)宏，2016）、奧運(yùn)會(huì)（Dolanetal.，2019）、經(jīng)濟(jì)危機(jī)（Deaton，2012）等。除此之外還有研究表明，作為犯罪行為、家庭暴力的受害者，主觀幸福感會(huì)比其他居民更低（ChengandSmyth，2015；Jayasingheetal.，2021）。

（二）社會(huì)歧視的后果

學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為社會(huì)歧視不利于社會(huì)以及個(gè)人的發(fā)展（JohnstonandLordan，2012；江求川和張克中，2013；章莉等，2014；郭凱明和顏色，2015；Borowczyk-Martinsetal.，2018；Fan，2019；Tanetal.，2021）。對(duì)個(gè)人來(lái)說(shuō)，社會(huì)歧視經(jīng)歷與對(duì)歧視的感知有關(guān)。遭受社會(huì)歧視將對(duì)個(gè)人的價(jià)值觀、思維方式、行為等產(chǎn)生消極的影響，例如，受歧視者的社會(huì)信任感（Fan，2019）、社會(huì)公平感（黃永亮和崔巖，2018）、主觀幸福感（Fernándezetal.，2015；Vangetal.，2019）等。

社會(huì)歧視擁有不同的類(lèi)別，包括性別歧視、戶(hù)籍歧視、種族歧視等。較多文獻(xiàn)對(duì)性別歧視的危害展開(kāi)了豐富的討論。以我國(guó)為背景，性別歧視對(duì)農(nóng)村家庭女性的教育投資（鄭筱婷和陸小慧，2017）、女性大學(xué)生的求職機(jī)會(huì)（葛玉好，2018）等造成了不利的影響，并為男女大學(xué)生起薪差距提供了解釋?zhuān)ㄇ涫珊袜嵓用罚?013）。但是，周翔翼和宋雪濤（2016）認(rèn)為，重男輕女的傳統(tǒng)文化觀念并沒(méi)有造成中國(guó)招聘市場(chǎng)上的歧視偏好。在我國(guó)，戶(hù)籍制度的存在造成了特定的群體劃分，由于農(nóng)村地區(qū)與城市地區(qū)資源分配不公，戶(hù)籍歧視現(xiàn)象仍然存在。在經(jīng)濟(jì)方面，戶(hù)籍歧視加大了城鄉(xiāng)工資收入差距（萬(wàn)海遠(yuǎn)和李實(shí)，2013；孟凡強(qiáng)和鄧保國(guó)，2014；章莉等，2014）；在社會(huì)方面，戶(hù)籍歧視不利于外來(lái)人口在心理層面上的社會(huì)融入（崔巖，2012），同時(shí)會(huì)降低農(nóng)民工的身份認(rèn)同感，削弱農(nóng)民工在城市的定居意愿（艾小青等，2021）。除此之外，種族歧視等也是學(xué)者們高度關(guān)注的話題。在勞動(dòng)力市場(chǎng)上，種族歧視通常被用于解釋收入差距（Borowczyk-Martinsetal.，2018）。種族歧視對(duì)人力資本的形成，如生理健康和心理健康都會(huì)造成負(fù)面的影響（JohnstonandLordan，2012；ChungandEpstein，2014）。

（三）社會(huì)歧視與主觀幸福感

基于對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的整理可知，在主觀幸福感方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已從個(gè)人特征、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等多個(gè)視角對(duì)主觀幸福感的影響因素進(jìn)行了考察，為主觀幸福感的成因提供了豐富的證據(jù)。在社會(huì)歧視方面，研究普遍認(rèn)為社會(huì)歧視作為社會(huì)矛盾的表現(xiàn)形式，對(duì)社會(huì)運(yùn)行效率和居民福利水平均造成了負(fù)面的影響。社會(huì)歧視作為一種人生負(fù)面經(jīng)歷，是造成居民主觀幸福感下降的重要因素。

本文基于社會(huì)歧視與主觀幸福感之間的因果關(guān)系，進(jìn)一步探究社會(huì)歧視分類(lèi)中，由于貧富差距而造成的歧視對(duì)于主觀幸福感的影響。本文利用CFPS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中關(guān)于貧富差距歧視經(jīng)歷和主觀幸福感的數(shù)據(jù)，從居民對(duì)歧視的主觀感知的角度，考察貧富差距導(dǎo)致的歧視對(duì)幸福感知的影響。另外，貧富差距歧視是通過(guò)何種機(jī)制影響主觀幸福感這一問(wèn)題尚未有明確的答案，本文嘗試探究貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感影響的作用機(jī)制，理清貧富差距歧視影響主觀幸福感的路徑。因此，本文的主要貢獻(xiàn)在分析貧富差距歧視影響主觀幸福感的效果與機(jī)制，為全面認(rèn)識(shí)貧富差距歧視的經(jīng)濟(jì)與社會(huì)影響提供了微觀證據(jù)。

三、數(shù)據(jù)與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與說(shuō)明

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（ChinaFamilyPanelStudies，CFPS）成人問(wèn)卷數(shù)據(jù)庫(kù)和家庭問(wèn)卷數(shù)據(jù)庫(kù)。中國(guó)家庭追蹤調(diào)查由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）于2010年正式開(kāi)展，該調(diào)查涵蓋社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、健康、教育、遷移等多方面內(nèi)容，是一項(xiàng)全國(guó)性、大規(guī)模的社會(huì)追蹤調(diào)查項(xiàng)目①。在排除了關(guān)鍵變量的缺失值后，共得到有效樣本22353個(gè)，樣本覆蓋全國(guó)25個(gè)省級(jí)行政單位，包括179個(gè)縣（區(qū)）、1159個(gè)居（村）民委員會(huì)，在全國(guó)和省級(jí)層面均具有高度代表性。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為居民的主觀幸福感。Stanca和Veenhoven（2015）認(rèn)為，生活滿意度（SatisfactionwithLife）是主觀幸福感的四種主要衡量方式之一，它代表著生活的內(nèi)在結(jié)果，是生活質(zhì)量的體現(xiàn)。岳經(jīng)綸和張虎平（2018）將主觀幸福感定義為對(duì)自我生活滿意度的主觀評(píng)價(jià)。在本文中，我們使用生活滿意度（satisfaction）作為主觀幸福感的代理變量，其構(gòu)造來(lái)源于CFPS2014成人問(wèn)卷中的題目“您對(duì)自己生活的滿意程度”，受訪者需根據(jù)自己的情況進(jìn)行打分，分?jǐn)?shù)分別為1、2、3、4、5，數(shù)值越高則主觀幸福感越高。

在全樣本范圍內(nèi)，生活滿意度均值為3.803。圖1所示為全樣本范圍內(nèi)不同生活滿意度水平的人數(shù)比重情況。33.02%的受訪者給自己的生活滿意度打出了4分，占比最高；生活滿意度為3分和5分的群體緊隨其后，占比均接近30%；認(rèn)為自己生活滿意度在2分以下的受訪者占比之和未超過(guò)10%。綜上所述，我國(guó)居民主觀幸福感處于一個(gè)較高的水平。為便于估計(jì)結(jié)果的解釋?zhuān)瑓⒖妓魏牒土_長(zhǎng)遠(yuǎn)（2021）的處理辦法，本文對(duì)被解釋變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，標(biāo)準(zhǔn)化后的生活滿意度均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為1。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文根據(jù)CFPS成人問(wèn)卷中的問(wèn)題“您對(duì)自家生活的滿意程度”構(gòu)造作為另一個(gè)被解釋變量，其取值范圍在1-5之間，家庭生活滿意度（f_satisfaction）取值為1代表對(duì)家庭生活的滿意度最低，取值為5代表對(duì)家庭生活的滿意度最高。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為貧富差距歧視（unfair）。本文對(duì)“貧富差距歧視”變量的構(gòu)造來(lái)源于CFPS2014成人問(wèn)卷中的題目“過(guò)去12個(gè)月，您有過(guò)下列經(jīng)歷嗎”，與貧富差距歧視相關(guān)的選項(xiàng)為“因貧富差距而受到不公正對(duì)待”。借鑒Fan（2019）的做法，受訪者回答自己因貧富差距而受到不公正對(duì)待則unfair取值1，否則為0。在全樣本范圍內(nèi)，有12.16%的受訪者曾因貧富差距受到歧視。除了親身經(jīng)歷的歧視外，除了親身經(jīng)歷的歧視外，我們使用問(wèn)卷中是否親眼見(jiàn)過(guò)因貧富差距產(chǎn)生的歧視信息構(gòu)造代理變量unfair1進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.控制變量

參考同領(lǐng)域的研究，根據(jù)CFPS2014問(wèn)卷中包含的問(wèn)題信息，本文控制了一系列可能影響主觀幸福感的變量，包括調(diào)查對(duì)象的人口特征變量、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量和地區(qū)虛擬變量等。個(gè)體層面人口特征控制變量包括戶(hù)籍（hukou）、受教育年限（educyear）、年齡（age）及其平方（age2）、性別（gender）、居住地類(lèi)型（urban）、婚姻狀況（marriage）、就業(yè)狀況（employ）、政治面貌（ccp）、宗教信仰（xinyang）、社會(huì)保障享受情況（yibao）、社會(huì)交往狀況（jiaowang）等。具體而言，戶(hù)籍（hukou）取值為1代表受訪者為農(nóng)業(yè)戶(hù)口，否則為非農(nóng)業(yè)戶(hù)口；性別（gender）取值為1代表受訪者為男性，否則為女性；居住地類(lèi)型（urban）取值為1代表受訪者居住在城鎮(zhèn)地區(qū)，否則為農(nóng)村地區(qū)；婚姻狀況（marriage）取值為1代表受訪者處于已婚狀態(tài)，否則為未婚狀態(tài)（未婚/離婚/喪偶/同居）；就業(yè)狀況（employ）取值為1代表受訪者在業(yè)，否則為失業(yè)或退出勞動(dòng)力市場(chǎng)狀態(tài)；政治面貌（ccp）取值為1代表受訪者為中共黨員，否則為非黨員；宗教信仰（xinyang）取值為1代表受訪者有宗教信仰；社會(huì)保障享受情況（yibao）取值為1代表受訪者享有至少一種醫(yī)療保險(xiǎn)。社會(huì)交往狀況（jiaowang）根據(jù)CFPS問(wèn)卷中有關(guān)親戚聯(lián)絡(luò)的問(wèn)題“過(guò)去12個(gè)月，您家與非同住親戚之間的交往、聯(lián)絡(luò)（如聚會(huì)、拜訪、互通電話）頻繁嗎”來(lái)構(gòu)建，社會(huì)交往狀況（jiaowang）取值范圍為1-4，1代表“沒(méi)有交往”，4代表“經(jīng)常交往”（每月1次）。

家庭層面的控制變量包括家庭人口規(guī)模（familysize）、家庭凈資產(chǎn)（ltotal_asset1）、絕對(duì)收入（lfincome1_per）和相對(duì)收入（rel_income）。其中，絕對(duì)收入（lfincome1_per）定義為家庭人均純收入（為避免極端值的影響，進(jìn)行了上下2.5%的縮尾處理），相對(duì)收入（rel_income）定義為受訪者的家庭人均純收入與本縣家庭人均純收入均值之比。由于部分家庭的凈資產(chǎn)為負(fù)數(shù)，本文借鑒黃超（2020）的處理方法，對(duì)家庭凈資產(chǎn)（ltotal_asset1）進(jìn)行歸一化處理，調(diào)整為取值為0-100的變量。最后，考慮到個(gè)人態(tài)度和觀念對(duì)主觀幸福感的影響，本文還將自評(píng)健康狀況（health）、自評(píng)社會(huì)地位（status）、自評(píng)收入地位（self_income）以及對(duì)我國(guó)貧富差距的感知（gap）作為控制變量。其中，自評(píng)健康狀況（health）來(lái)源于問(wèn)題“你認(rèn)為自己身體的健康狀況如何”、自評(píng)社會(huì)地位（status）來(lái)源于問(wèn)題“您在本地的社會(huì)地位”、自評(píng)收入地位（self_income）來(lái)源于問(wèn)題“您的個(gè)人收入在本地屬于”，以上問(wèn)題的答案取值范圍均為1-5，數(shù)字越大代表對(duì)自身狀況的評(píng)價(jià)越高。貧富差距感知（gap）來(lái)源于問(wèn)題“總的來(lái)說(shuō)，您認(rèn)為貧富差距問(wèn)題在我國(guó)的嚴(yán)重程度如何”，該問(wèn)題的答案取值范圍為0-10，數(shù)字越大代表感受到的貧富差距程度越嚴(yán)重。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。在總樣本范圍內(nèi)，68.9%的受訪者擁有農(nóng)業(yè)戶(hù)口，48.3%的受訪者居住在城鎮(zhèn)；男性受訪者占52.3%，男女比例接近于1：1；人均受教育年限為7.836年；受訪者年齡分布在16歲至93歲之間，平均年齡為46.49歲；7.9%的受訪者為中共黨員，26.2%有宗教信仰；91.9%的受訪者至少享有一種醫(yī)療保險(xiǎn)。平均家庭規(guī)模為4.257人；家庭人均收入對(duì)數(shù)的均值為9.139，家庭凈資產(chǎn)對(duì)數(shù)的均值為2.547。另外，人均自評(píng)健康狀況為3.063分，大致為“比較健康”水平；貧富差距感知程度平均為7.230分，說(shuō)明大多數(shù)人感受到了我國(guó)貧富差距問(wèn)題的存在。

4．其他變量

在內(nèi)生性討論中，本文采用個(gè)體所在社區(qū)（村）內(nèi)（除本人外）遭受貧富差距歧視的人數(shù)比重（mean_cid）作為工具變量。從樣本平均情況來(lái)看，每個(gè)社區(qū)（村）有7.8%的居民因貧富差距而受到過(guò)不公正對(duì)待。

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，為考察客觀貧富差距因素對(duì)主觀幸福感的影響，本文借鑒周廣肅等（2018）的研究，計(jì)算縣級(jí)層面家庭人均純收入的基尼系數(shù)（gini）和泰爾指數(shù)（theil），作為當(dāng)?shù)乜陀^貧富差距的代理變量。考慮到縣級(jí)層面樣本量過(guò)少會(huì)降低基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)的精確度，本文參照鄒文等（2020）、朱德云等（2021）的做法，剔除了樣本量不超過(guò)10的區(qū)縣。在179個(gè)區(qū)縣中，縣級(jí)基尼系數(shù)（gini）均值為0.394，縣級(jí)泰爾指數(shù)（theil）均值為0.274。為排除戶(hù)籍變更與人口遷移對(duì)研究結(jié)果的影響，本文充分利用CFPS2010數(shù)據(jù)庫(kù)中關(guān)于受訪者3歲、12歲時(shí)的戶(hù)口狀況的信息，通過(guò)個(gè)體編碼與CFPS2014的樣本進(jìn)行匹配。若受訪者經(jīng)歷過(guò)非農(nóng)戶(hù)口與農(nóng)業(yè)戶(hù)口之間的轉(zhuǎn)換，戶(hù)籍變更（nochange）取值為0；若不曾發(fā)生過(guò)戶(hù)籍種類(lèi)之間的轉(zhuǎn)換，則戶(hù)籍變更（nochange）取值為1。在所有經(jīng)過(guò)識(shí)別的樣本中，68.6%的受訪者沒(méi)有發(fā)生過(guò)農(nóng)業(yè)戶(hù)口與非農(nóng)戶(hù)口之間的轉(zhuǎn)換。另外，根據(jù)CFPS2014成人問(wèn)卷中對(duì)“現(xiàn)在的戶(hù)口所在地”的詢(xún)問(wèn)，可識(shí)別出受訪者的戶(hù)口所在地是否為本縣（區(qū)）。若戶(hù)口所在地（hukou_condition）取值為1，代表受訪者為本地戶(hù)口；若戶(hù)口所在地（hukou_condition）取值為0，代表受訪者為外地戶(hù)口。在全樣本范圍內(nèi)，94.8%的受訪者均為本縣（區(qū)）戶(hù)口，未經(jīng)歷過(guò)人口遷移。

在機(jī)制分析中，本文試圖探究社會(huì)信任和心理健康兩條傳導(dǎo)路徑。社會(huì)信任方面，本文根據(jù)CFPS成人問(wèn)卷中的問(wèn)題“一般來(lái)說(shuō)，您認(rèn)為大多數(shù)人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好”構(gòu)造機(jī)制變量社會(huì)信任（trust）。若受訪者認(rèn)為“大多數(shù)人是可以信任的”，則社會(huì)信任（trust）取值為1，認(rèn)為“要越小心越好”則社會(huì)信任（trust）取值為0。53.5%的受訪者對(duì)社會(huì)持信任態(tài)度。除此之外，本文根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)提供的相關(guān)信息，提取受訪者對(duì)不同對(duì)象群體的信任感評(píng)分，分別構(gòu)造對(duì)父母的信任度（trust_parent）、對(duì)鄰居的信任度（trust_neigeibor）、對(duì)陌生人的信任度（trust_unknown）、對(duì)政府干部的信任度（trust_cadre）和對(duì)醫(yī)生的信任度（trust_doctor）。上述五個(gè)變量的取值范圍均為0-10，取值越高代表信任度越高。在心理健康方面，CFPS2014成人問(wèn)卷一共從六個(gè)方面對(duì)受訪者的精神狀態(tài)進(jìn)行了詢(xún)問(wèn)，分別為：在最近1個(gè)月中，受訪者“做什么事情都不能振奮的頻率”“感到精神緊張的頻率”“感到坐臥不安、難以保持平靜的頻率”“感到未來(lái)沒(méi)有希望的頻率”“做任何事情都感到困難的頻率”和“認(rèn)為生活沒(méi)有意義的頻率”。根據(jù)受訪者對(duì)上述問(wèn)題的回答，本文分別構(gòu)造關(guān)于情緒沮喪、精神緊張、坐臥不安、沒(méi)有希望、做事困難、失去意義（mentality1-mentality6）這6項(xiàng)精神狀況指標(biāo)，取值范圍均為1-5，取值越大代表受訪者產(chǎn)生這些負(fù)面情緒的頻率越低，即心理健康狀況越好。本文對(duì)mentality1-mentality6的取值進(jìn)行加總，構(gòu)造心理健康（mentality），并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。心理健康（mentality）的樣本平均值為26.90，說(shuō)明樣本總體心理健康狀況較好。

四、基本實(shí)證

（一）基準(zhǔn)回歸

在基準(zhǔn)回歸分析中，我們考察貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的影響。借鑒Ferrer-i-Carbonell和Frijters（2004）的做法，本文使用OLS法對(duì)該基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行估計(jì)。識(shí)別方式如下：

（二）異質(zhì)性分析

本文著重探究貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的影響在不同貧富差距感知、地位認(rèn)同以及主觀幸福感的群體之間，是否存在異質(zhì)性。

1.貧富差距感知

貧富差距感知是個(gè)體在所處社會(huì)環(huán)境下對(duì)收入不平等和貧富分化做出的一種倫理價(jià)值判斷（岳經(jīng)綸和張虎平，2018），該指標(biāo)能部分反映居民對(duì)收入不平等的容忍程度。貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的影響，在一定程度上受到人們對(duì)貧富差距嚴(yán)重程度的感知的影響。從基準(zhǔn)回歸的結(jié)果來(lái)看，居民對(duì)貧富差距的容忍程度越高，他的主觀幸福感就越強(qiáng)。表3第（1）列顯示，在全樣本范圍內(nèi)，貧富差距歧視（unfair）與貧富差距感知（gap）均會(huì)對(duì)主觀幸福感（satisfaction）造成顯著的消極影響，且兩者的交互項(xiàng)（unfair×gap）在1%的水平上顯著為負(fù)。這說(shuō)明貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的影響存在貧富差距感知程度上的異質(zhì)性。對(duì)于貧富差距感知越高，即人們對(duì)貧富差距的容忍程度越低，歧視對(duì)其主觀幸福感的傷害越大。

2.地位認(rèn)同

地位認(rèn)同是個(gè)體對(duì)其自身在社會(huì)地位結(jié)構(gòu)中所處位置的主觀感知（JackmanandJackman，1973）。相對(duì)于由客觀數(shù)據(jù)計(jì)算得出的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（SocioeconomicStatus，SES），自評(píng)SES取決于受訪者對(duì)自身在社會(huì)結(jié)構(gòu)中所處地位的主觀判定。已有大量文獻(xiàn)證實(shí)了在收入差距擴(kuò)大的背景下，由社會(huì)比較產(chǎn)生的收入相對(duì)地位對(duì)主觀幸福感具有顯著的正向影響（官皓，2010；胡春萍等，2015；巫強(qiáng)和周波，2017）。考慮到本文的研究是圍繞主觀幸福感展開(kāi)，任何除受訪者外的第三人指定的客觀參照系都不能精確代表受訪者自認(rèn)為進(jìn)行對(duì)比的群體（官皓，2010），采用自評(píng)SES指標(biāo)更能反映出相對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)主觀幸福感的影響。本文用自評(píng)收入地位（self_income）和自評(píng)社會(huì)地位（status）兩個(gè)指標(biāo)作為地位認(rèn)同的代理變量。基于地位認(rèn)同的異質(zhì)性分析結(jié)果如表3第（2）、第（3）列所示。在全樣本范圍內(nèi)，貧富差距歧視（unfair）與兩個(gè)地位認(rèn)同變量的交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明對(duì)于地位認(rèn)同更高的群體，貧富差距歧視（unfair）對(duì)主觀幸福感的負(fù)面影響更小。居民通過(guò)主觀社會(huì)比較對(duì)自己所處的階層進(jìn)行定位，由地位認(rèn)同帶來(lái)的獲得感和滿足感能夠緩沖貧富差距歧視的危害。

3.主觀幸福感

對(duì)于具有不同幸福感水平的人群來(lái)說(shuō)，貧富差距歧視的效應(yīng)可能具有差異。分位數(shù)回歸可以考察貧富差距歧視對(duì)于各個(gè)分位點(diǎn)的主觀幸福感的影響的差異性。在本文選取的樣本范圍內(nèi)，2.59%的個(gè)體生活滿意度在1分以下，8.18%的個(gè)體生活滿意度在2分以下，37.94%的個(gè)體生活滿意度在3分以下，70.96%的個(gè)體生活滿意度在4分以下。參照鄭筱婷和陸小慧（2017）的做法，本文選擇2.59%、8.18%、37.94%和70.96%四個(gè)分位點(diǎn)進(jìn)行回歸。表4第（1）～（4）列分別為2.59%、8.18%、37.94%、70.96%四個(gè)分位點(diǎn)的回歸結(jié)果。對(duì)于主觀幸福感處于不同水平的人群來(lái)說(shuō)，貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的負(fù)面效應(yīng)均顯著存在，并且分位點(diǎn)越低，這種負(fù)面效應(yīng)越大，說(shuō)明遭受貧富差距歧視會(huì)顯著降低居民的主觀幸福感，且主觀幸福感水平越低的居民，受到的傷害也越深。

五、內(nèi)生性討論

接下來(lái)討論識(shí)別中的內(nèi)生性問(wèn)題。首先，雖然本文已經(jīng)考慮到豐富的個(gè)人、家庭和地區(qū)控制變量，但仍然可能遺漏某些難以直接衡量的既與貧富差距歧視相關(guān)又對(duì)主觀幸福感造成影響的因素，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題；其次，主觀幸福感的高低也可能影響人們對(duì)自己貧富差距歧視經(jīng)歷的判斷，這種反向因果關(guān)系的存在導(dǎo)致了內(nèi)生性問(wèn)題；最后，由于主觀幸福感變量和貧富差距歧視變量是根據(jù)CFPS問(wèn)卷中的自我報(bào)告數(shù)據(jù)構(gòu)造的，受到受訪者主觀因素的影響較大，可能存在一定程度的測(cè)量誤差。本文通過(guò)傾向得分匹配法（PSM）和工具變量法（IV）兩種方法來(lái)處理內(nèi)生性問(wèn)題。

（一）傾向得分匹配法

居民是否遭受貧富差距歧視（或者是否如實(shí)報(bào)告自己的受歧視經(jīng)歷）不是隨機(jī)抽樣的結(jié)果，而是個(gè)人、家庭背景、居住環(huán)境等多重因素共同作用的結(jié)果，因此可能產(chǎn)生樣本的自選擇問(wèn)題。本文采用PSM對(duì)處理組和控制組進(jìn)行匹配，消除遭受過(guò)貧富差距歧視的居民（處理組）和未遭受過(guò)貧富差距歧視的居民（對(duì)照組）之間的顯著差異性，以緩解由自選擇問(wèn)題而造成的偏誤。附表2報(bào)告了對(duì)處理組和控制組匹配完成后的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，匹配前，PseudoR2為0.072，LRtest對(duì)應(yīng)的p值為0.000，在1%的水平下顯著。匹配后，三種匹配方法的PseudoR2均有明顯下降且不高于0.005，LRtest的結(jié)果均不具備統(tǒng)計(jì)上的顯著性。因此，經(jīng)過(guò)傾向得分匹配后，遭受過(guò)貧富差距歧視的群體（處理組）與未遭受過(guò)貧富差距歧視的群體（對(duì)照組）之間不存在顯著的系統(tǒng)性差異，樣本的自選擇問(wèn)題得到了改善。附圖1則說(shuō)明絕大部分樣本（22336個(gè)）均在共同取值范圍內(nèi)，滿足共同支撐條件。

表5（1）-（3）列分別報(bào)告了采用近鄰匹配（1：1匹配）、半徑匹配（半徑=0.05）及核匹配的平均處理效應(yīng)（ATT）。三種匹配法的估計(jì)結(jié)果均顯示，與未遭受過(guò)歧視的群體相比，經(jīng)歷過(guò)貧富差距歧視的居民主觀幸福感更低，且系數(shù)均在1%的水平上顯著。PSM法的估計(jì)結(jié)果為基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性提供了支持。

（二）工具變量法

我們進(jìn)一步構(gòu)造工具變量進(jìn)行估計(jì)，以緩解遺漏變量和逆向因果造成的內(nèi)生性問(wèn)題。使用社區(qū)、村落或更高層面的聚集數(shù)據(jù)作為個(gè)體層面的工具變量，是微觀研究慣用的方法（CardandKrueger，1996；尹志超等，2015）。參考文獻(xiàn)中常用的處理方法，本文選取個(gè)體所在社區(qū)內(nèi)除本人外遭受貧富差距歧視的人數(shù)比重（mean_cid）作為貧富差距歧視的工具變量。此工具變量的合理性在于：一方面，社區(qū)是地域性生活共同體，是居民最主要的活動(dòng)場(chǎng)所之一（冷晨昕和祝仲坤，2021）。居住在同一個(gè)社區(qū)或村落的居民所處的生活環(huán)境相似，他們往往在社會(huì)資本、文化背景、思想觀念上有較大的共性，接觸的公共服務(wù)、基礎(chǔ)設(shè)施條件等也較為相似，因此，同社區(qū)的居民經(jīng)歷貧富差距歧視的概率存在較大的關(guān)聯(lián)性。換句話說(shuō)，處在遭受貧富差距歧視較為嚴(yán)重的群體中的個(gè)體，自身遭受歧視的可能性也更大。另一方面，他人是否遭受貧富差距歧視是不受受訪者本人控制的，且貧富差距歧視在很大程度上需要通過(guò)親身經(jīng)歷或者親眼目睹個(gè)體生活范圍內(nèi)人的相關(guān)經(jīng)歷才能對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生顯著的影響，否則他人的受歧視經(jīng)歷很難直接影響到個(gè)體的主觀幸福感。同社區(qū)中除本人外遭受貧富差距歧視的人數(shù)比重雖然反映出居民周邊群體遭受歧視的總體情況，但不會(huì)直接影響個(gè)體的主觀幸福感，即便存在影響，也是通過(guò)影響個(gè)體自身經(jīng)歷貧富差距歧視的可能性或?qū)ζ缫暤母兄g接實(shí)現(xiàn)。

因?yàn)橹饔^幸福感（satisfaction）為序數(shù)變量，所以本文同時(shí)使用2SLS法和IV-Oprobit法進(jìn)行估計(jì)（呂煒等，2020）。2SLS法和IV-Oprobit法都屬于兩階段回歸，2SLS法在第一階段和第二階段均使用OLS回歸，IV-Oprobit法在第一階段使用OLS回歸，第二階段使用Oprobit回歸。表6第（1）、第（2）列報(bào)告了2SLS法回歸結(jié)果，第（3）、第（4）列報(bào)告了IV-Oprobit法回歸結(jié)果。表6的第（1）列顯示，在2SLS法第一階段，工具變量與貧富差距歧視（unfair）呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且系數(shù)在1%的水平上顯著；在進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為18.85，p值為0，不存在弱工具變量問(wèn)題，說(shuō)明該工具變量滿足相關(guān)性的要求。表6的第（2）列顯示，在使用工具變量處理內(nèi)生性后，貧富差距歧視（unfair）的系數(shù)相比起基準(zhǔn)回歸的系數(shù)顯著性有所下降，但仍然在5%的水平上顯著；從貧富差距歧視（unfair）的系數(shù)絕對(duì)值上來(lái)看，貧富差距歧視導(dǎo)致主觀幸福感降低了0.707個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，說(shuō)明OLS估計(jì)低估了貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的危害。表6中第（3）、第（4）列使用IV-Oprobit法處理后，得到了類(lèi)似的結(jié)果。以上結(jié)果表明，通過(guò)構(gòu)造工具變量對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行處理后，基準(zhǔn)回歸的結(jié)論仍然穩(wěn)健①。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）考慮客觀貧富差距因素

基準(zhǔn)回歸中未考慮客觀貧富差距水平對(duì)主觀幸福感的影響。作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文在已有的控制變量的基礎(chǔ)上分別加入縣級(jí)基尼系數(shù)（gini）和縣級(jí)泰爾指數(shù)（theil）兩個(gè)變量，進(jìn)一步控制各個(gè)地區(qū)客觀存在的貧富差距水平。如表7的第（1）、第（2）列所示，即使控制客觀貧富差距水平，貧富差距歧視（unfair）的效應(yīng)依然顯著，且基尼系數(shù)（gini）和泰爾指數(shù)（theil）本身不會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生影響。以上檢驗(yàn)結(jié)果有力地證明了本文主觀幸福感的差異來(lái)源于貧富差距導(dǎo)致的歧視，而非客觀存在的貧富差距。

（二）Oprobit回歸

考慮到生活滿意度（satisfaction）是一個(gè)非連續(xù)的序數(shù)變量，本文采用Oprobit法對(duì)基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行重新估計(jì)，以考察基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表8第（1）列Oprobit法的估計(jì)結(jié)果顯示，貧富差距歧視導(dǎo)致主觀幸福感降低了0.249個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，且在1%的水平上顯著。與表2第（3）列的結(jié)果相比，使用Oprobit法得到的估計(jì)結(jié)果無(wú)論在系數(shù)還是顯著性方面都存在著高度的相似性。因此，采用OLS法得到的結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）變更貧富差距歧視的代理變量

作為一個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們拓展“親歷”的概念。除了自身的經(jīng)歷外，親眼目睹日常生活范圍內(nèi)的歧視現(xiàn)象也被納入到“親歷”的范疇。例如，家人、朋友、鄰居等人的歧視經(jīng)歷雖然不是自身經(jīng)歷，但親眼所見(jiàn)此類(lèi)情況的發(fā)生也會(huì)使個(gè)體感同身受，可能對(duì)本人主觀幸福感造成影響。CFPS成人問(wèn)卷中提供了這類(lèi)信息。我們據(jù)此構(gòu)造出貧富差距歧視的另一個(gè)代理變量：unfair1。如果受訪者回答“見(jiàn)到過(guò)此類(lèi)事情，但沒(méi)有親身經(jīng)歷過(guò)貧富差距歧視”，則unfair取值為1，否則取值為0。表8第（2）列結(jié)果顯示，貧富差距歧視（親眼所見(jiàn)）將使得主觀幸福感下降0.085個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。雖然第（2）列系數(shù)僅為表2第（3）列的37.6%，但也在1%的水平上顯著。

（四）變更主觀幸福感的代理變量

在基準(zhǔn)回歸中，主觀幸福感的代理變量為生活滿意度（satisfaction）。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文根據(jù)CFPS成人問(wèn)卷中的另一個(gè)問(wèn)題“您對(duì)自家生活的滿意程度”構(gòu)造出主觀幸福感的另一個(gè)代理變量——家庭生活滿意度（f_satisfaction）。表8的第（3）、第（4）列分別顯示了使用OLS法和Oprobit法回歸的結(jié)果，更換衡量主觀幸福感的代理變量并未改變前文所得到的結(jié)論，貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的負(fù)面影響都十分顯著。

（五）排除戶(hù)籍變更與人口遷移的影響

我國(guó)戶(hù)籍制度在一定程度上將居民劃分成了不同的群體，戶(hù)籍變更和人口遷移有可能引起針對(duì)不同人群的歧視。本部分試圖排除戶(hù)籍變更和人口遷移對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的偏誤。由于CFPS2014數(shù)據(jù)庫(kù)中沒(méi)有關(guān)于戶(hù)籍變更的信息，本文利用CFPS2010數(shù)據(jù)庫(kù)中關(guān)于受訪者3歲、12歲時(shí)的戶(hù)口狀況的信息，通過(guò)個(gè)人序號(hào)與CFPS2014的樣本進(jìn)行匹配，識(shí)別出受訪者的戶(hù)籍是否發(fā)生過(guò)農(nóng)業(yè)戶(hù)口與非農(nóng)戶(hù)口之間的轉(zhuǎn)換。另外，根據(jù)CFPS2014成人問(wèn)卷中對(duì)“現(xiàn)在的戶(hù)口所在地”的詢(xún)問(wèn)，識(shí)別出受訪者的戶(hù)籍是否在本縣（區(qū)）內(nèi)，即可識(shí)別是否發(fā)生了人口遷移。回歸結(jié)果見(jiàn)表9。其中，第（1）列僅保留3歲至今從未發(fā)生過(guò)戶(hù)籍轉(zhuǎn)換的樣本，第（2）列則針對(duì)戶(hù)籍發(fā)生過(guò)轉(zhuǎn)換的樣本，第（3）列為戶(hù)籍所在地為本區(qū)縣（本地人）的樣本，第（4）列為戶(hù)籍所在地不在本區(qū)縣（外地人）的樣本。結(jié)果顯示，系數(shù)unfair依然保持顯著為負(fù)，說(shuō)明農(nóng)業(yè)戶(hù)口與非農(nóng)業(yè)戶(hù)口之間的轉(zhuǎn)換、人口遷移均不會(huì)影響結(jié)果的穩(wěn)健性。

七、機(jī)制分析

本節(jié)著重從兩個(gè)方面討論貧富差距歧視影響主觀幸福感的傳導(dǎo)機(jī)制：社會(huì)信任與心理健康。

（一）社會(huì)信任

根據(jù)Kolb（1984）提出的經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)理論（ExperientialLearningTheory），社會(huì)信任的形成將受到各種正面或負(fù)面經(jīng)歷的影響（DinesenandS?nderskov，2015），而貧富差距歧視作為外界對(duì)個(gè)人造成的一種負(fù)面經(jīng)歷，將降低個(gè)人對(duì)社會(huì)的信任度。在不存在歧視的社會(huì)環(huán)境中，各個(gè)群體之間的社會(huì)差距（SocialGap）較小，各種社會(huì)規(guī)則得以公平地運(yùn)作，因此人們有理由相信自己的付出和努力能夠在這種社會(huì)環(huán)境中得到公平的回報(bào)，從而提高對(duì)社會(huì)規(guī)則以及其他社會(huì)參與者的信任（Cho，2016）。較低的社會(huì)信任會(huì)使個(gè)人認(rèn)識(shí)世界、待人接物的行為和心態(tài)呈現(xiàn)出消極的特征，從而導(dǎo)致主觀幸福感的下降（袁正和夏波，2012；Luetal.，2020）。

對(duì)社會(huì)信任機(jī)制的驗(yàn)證結(jié)果見(jiàn)表10第（1）、第（2）列。其中，第（1）列報(bào)告了社會(huì)信任（trust）對(duì)貧富差距歧視（unfair）的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，貧富差距歧視經(jīng)歷會(huì)對(duì)社會(huì)信任產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。第（2）列將社會(huì)信任（trust）作為解釋變量加入基準(zhǔn)回歸模型，社會(huì)信任（trust）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明個(gè)人社會(huì)信任度越高，主觀幸福感越強(qiáng)，與現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論一致（Luetal.，2020）。同時(shí)，貧富差距歧視（unfair）的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負(fù)，但系數(shù)絕對(duì)值與表2第（3）列基準(zhǔn)回歸的結(jié)果相比有所下降。該結(jié)果驗(yàn)證了“社會(huì)信任”傳導(dǎo)機(jī)制，即貧富差距歧視作為一種負(fù)面經(jīng)歷降低了個(gè)人的社會(huì)信任，使得個(gè)人認(rèn)識(shí)世界、對(duì)待他人時(shí)信任缺失、態(tài)度消極，從而獲得的主觀幸福感更低。進(jìn)一步地，為了給“社會(huì)信任”機(jī)制提供更多的證據(jù)，本文采用CFPS2014數(shù)據(jù)庫(kù)中對(duì)不同對(duì)象群體（如父母、鄰居、陌生人、政府干部、醫(yī)生）的信任感評(píng)分作為社會(huì)信任變量的指標(biāo)，進(jìn)行同樣的回歸，結(jié)果見(jiàn)附表3。結(jié)果同樣顯示，遭受貧富差距歧視導(dǎo)致居民對(duì)各種社會(huì)群體的信任度下降，從而造成主觀幸福感的降低。

（二）心理健康

個(gè)體成長(zhǎng)過(guò)程中的負(fù)面經(jīng)歷會(huì)對(duì)心理健康產(chǎn)生持久的影響，提高其罹患抑郁癥的風(fēng)險(xiǎn)（Repettietal.，2002；FriedmanandThomas，2009；Brattietal.，2016；Lyuetal.，2017；林淑貞和周泳宏，2019）。歧視作為一種人生負(fù)面經(jīng)歷，會(huì)給個(gè)人帶來(lái)消極的心理暗示，對(duì)其心理健康產(chǎn)生負(fù)面沖擊，從而削弱個(gè)人自我悅納、感知幸福的能力。Johnston和Lordan（2012）的研究也證明，社會(huì)歧視經(jīng)歷對(duì)個(gè)人生理與心理上的健康狀況存在不同程度的負(fù)面影響，遭受過(guò)歧視的人在生理和心理健康方面都呈現(xiàn)出更糟糕的狀況。

表10第（3）、第（4）列報(bào)告了“心理健康”機(jī)制的回歸結(jié)果。第（3）列顯示，貧富差距歧視經(jīng)歷造成了心理健康狀況的惡化，遭受貧富差距歧視將導(dǎo)致心理健康（mentality）下降0.555個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，且該系數(shù)在1%的水平上顯著。第（4）列將貧富差距歧視（unfair）和心理健康（mentality）同時(shí)作為解釋變量，得到了符合預(yù)期的結(jié)果：心理健康（mentality）在1%的顯著性水平上與主觀幸福感存在正相關(guān)關(guān)系，貧富差距歧視（unfair）對(duì)主觀幸福感（satisfaction）的負(fù)面影響仍然顯著存在，但系數(shù)絕對(duì)值由于機(jī)制變量的加入有所下降。另外，在附表4中分別用代表不同精神狀況的mentality1-mentality6作為機(jī)制變量進(jìn)行回歸，增強(qiáng)了“心理健康”機(jī)制的穩(wěn)健性。“心理健康”傳導(dǎo)機(jī)制的成立，說(shuō)明貧富差距歧視經(jīng)歷造成個(gè)人心理健康狀況的惡化，從而導(dǎo)致主觀幸福感下降。

表10第（5）列同時(shí)驗(yàn)證社會(huì)信任和健康狀況機(jī)制，社會(huì)信任（trust）和心理健康（mentality）的系數(shù)均為正，且均在1%的水平上顯著，說(shuō)明社會(huì)信任程度越高、心理越健康的人主觀幸福感越強(qiáng)；同時(shí)，貧富差距歧視（unfair）系數(shù)顯著且絕對(duì)值下降，進(jìn)一步證實(shí)了“社會(huì)信任”和“心理健康”兩個(gè)機(jī)制的合理性。

八、結(jié)論與政策建議

本文以CFPS2014數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，考察了貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的影響。研究發(fā)現(xiàn)：貧富差距歧視經(jīng)歷會(huì)對(duì)個(gè)人的主觀幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。在控制一系列個(gè)人、家庭和地區(qū)特征后，該負(fù)面影響仍然成立。通過(guò)異質(zhì)性分析可知，居民的貧富差距感知程度越高、地位認(rèn)同越低，貧富差距歧視對(duì)主觀幸福感的消極影響越大。使用PSM法和工具變量法處理內(nèi)生性問(wèn)題，并通過(guò)了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果依然穩(wěn)健顯著。進(jìn)一步地，本文驗(yàn)證了貧富差距歧視是通過(guò)降低社會(huì)信任和心理健康這兩個(gè)機(jī)制來(lái)削弱主觀幸福感的。

從本文的研究結(jié)果來(lái)看，當(dāng)前我國(guó)由貧富差距引發(fā)的歧視現(xiàn)象尚未消除，對(duì)居民的主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，嚴(yán)重阻礙人民群眾共享改革發(fā)展紅利的進(jìn)程。因此，在物質(zhì)文明提高的同時(shí)，精神文明建設(shè)需要同時(shí)推進(jìn)，引導(dǎo)公眾樹(shù)立正確的公平觀念，創(chuàng)造良好的社會(huì)氛圍，增強(qiáng)低收入群體的歸屬感和認(rèn)同感。最后，政策部門(mén)應(yīng)在醫(yī)療保障和社會(huì)援助等方面為中低收入群體提供更多心理健康方面的支持。