社会流动影响居民幸福感吗
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［9 ］ 首先，关于社会流动状况，本文采用 Lipsel 和 Bendix （ 1959 ） 提出的代际职
业流动来度量，关于职业流动的测度至关重要，是本文能否准确进行实证研究的关
［10 ］ 键因素。同时参考王甫勤 （ 2011 ） 的做法，我们将职业流动的起点设定为被调查
者 14 岁时父亲的职业地位，终点是被访者当前职业或退休前的最后一份职业地位 。
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经济经纬
《财经科学》2014 / 3 总 312 期
社会流动影响居民幸福感吗
— — —来自中国转型期的经验证据
鲁元平
1
※
张克中
2
［内容摘要］ 利用 CGSS 数据分析我国社 会 流 动、 机 会 不 均等 对 居 民 幸福 感 的 影响， 结 论显示: ( 1 ) 与父代的职业地位相比， 子 代 向 下的 社 会 流 动 将 会 显著 降低其 主观 幸福 感，而向上的社会流动并没有显著地促进居民 主观 幸福 感 的提 升; ( 2 ) 机 会 不 均等 对 居民主观幸福感的负面影响 十 分 显著， 它 与 向 下 社 会 流 动的 交 互 效 应 对 居 民 的 幸福 感 也有显著的负面影响，这意味着机会不平等感知增强了社会不流动带来的负面影响。 ［关键词］ 社会流动; 机会不均; 主观幸福感
* 我们无法观察和得到这些临界值， 但我们能够获得被调查者的回答 （ Happyij ） ，
回答 “非常不幸福” 时取 1 ，回答 “非常幸福" 时取 5 。 Happy ij = 1 ，如果 Happy * ij ＜ C1 Happy ij = 2 ，如果 C1 ≤Happy * ij ＜ C2 Happy ij = 3 ，如果 C2 ≤Happy * ij ＜ C3 Happy ij = 4 ，如果 C3 ≤Happy * ij ＜ C4 Happy ij = 5 ，如果 C4 ≤Happy * ij 除了用主观幸福感作为被解释变量外， 本文还用到同一份问卷中的生活满意 ： “总的来说， 您认为您现在生活中开心的部分会占到您整个生活的几成呢？ ” 度 要求被调查者从数字 1 到 10 之间进行选择，1 表示是 1 成，10 表示 10 成， 数值越 大表示生活满意度越高。本文将其作为主观幸福感的稳健性检验 。 2. 主要的解释变量 本文最主要的解释变量为社会流动状况和机会不均等状况 。
一、引言与文献评述 长期以来，新古典经济学和新制度经济学都太过关注物质市场 ，而忽视了亚当 ·斯密的一个根本性洞见， 即社会地位 （ 或者称作为社会流动 ） 同样是驱动个人 行为的强大动力。同时， 社会学关心的要么是社会流动 （ social mobility ） 的演变， 要么是经济发展对社会流动的影响 ，总之是将精力集中在如何解释社会流动上面。 结果使得社会流动自身所带来的心理效应一直缺乏深入的探讨 。本文正是基于这个 考虑，试图从幸福经济学的视角来研究社会流动对居民主观幸福感的影响 ，并找出 其作用机制。 关于社会流动的文献大多数都是间接涉及幸福感的议题 ，直接研究社会流动对
* 福，5 表示非常幸福。Happyij 低于一定临界值 （ C1 ） 时， 调查者会感到 “非常不
，高于临界值 C1 但低于临界值 C2 时会感到 “不幸福 ” ， 依此类推， 当 Hap幸福” 。由于 Happyij 是潜变量 （ latent variable ） ， pyij * 高于临界值 C4 时感到 “非常幸福”
430073 ) 。 研究 方向: 财 税 政 策 与 管 作者简介： 鲁元平（ 1984 —） ， 男， 中南财经政法大学 财 政 税 务 学 院( 武汉， 理、 幸福经济学。 430074 ) ， 张克中（ 1972 —） ， 男， 华中科技大学管理学院( 武汉， 教授。研究方向: 公共经济与管理。
［12 ］ 福感进行回归。 另外， 借鉴何立新和潘春 阳 （ 2011 ） 的做法本文也构造一个
（ 9 ） 无技术与半技术体力劳动者；
（ 3）
向下的社会流动，即父代的职业地位高于子代职业地位， 将属于该情况的赋值为
“居民机会不均等感知指数 ” ， 可以将其简单理解为以上三个问题的加权平均数的 标准化值，OIPI = （ OI1 + OI2 + OI3 － 3 ） /12 。该值处于 0 —1 之间， 该值越大表明 社会不均等状况越明显。 ( 二) 数据来源与变量描述 本文使用的数据来自于中国人民大学社会学系和香港科技大学社会调查中心合 作的中国综 合 社 会 调 查 项 目 （ China General Social Survey， CGSS ） 。 该 调 查 始 于 2003 年，目前已经进行了 4 次，本文使用的是 2005 年的数据。调查的抽样涉及利 用的总体信息主要来源于第五次全国人口普查数据该抽样方案采用分层的四季度按 不等概率抽样： 区 （ 县 ） 、 街道 （ 镇 ） 、 居委会 （ 村 ） 、 住户和居民。 该部分包含 除西藏、青海、宁夏及港澳台等特殊省份或地区之外的 28 个省、 市、 自治区， 获
［4 ］ 的影响。Clark 和 D'Angelo （ 2010 ） 利用 1991 —2005 年 15 次的 BHPS 调查数据，
通过父母的工作地位和子女的工作地位的比较 ，从个体层面考察了代际间向上的社 会流动对子女生活满意度和工作满意度的影响 。结果发现，代际间向上的社会流动 对子女的生活满意度和工作满意度都有非常显著的积极作用 ，参照组效应在父母与 子女之间同样存在，父母的社会地位是子女的重要参照对象 。 与社会流动相关联的一个重要的概念就是机会均等 。关于机会均等与主观幸福
［5 ］ 感的研究，Ｒoemer （ 2002 ） 曾指出，个人所不能控制的外界环境，诸如社会机会
公平与否，不仅影响到个人投资的努力程度 ，而且还影响到其最终能够达到的福利
［6 ］ 水平。Graham 和 Felton （ 2006 ） 也发现收入不平等损害居民幸福感的证据 ，并认
为这是由拉美社会持续性的不平等所致 。社会流动性和持续不平等都在一定程度上 反映出机会不均等的程度，因此上述文献揭示出了机会不均对居民幸福感的负面影 响。
［11 ］ 对于这两种职业地位，根据 Erikson 等 （ 1983 ） 提出的 11 个分类Leabharlann Baidu层分析框架进
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行合并。EGP 把阶层分为 10 大类： （ 1 ） 大业主、 高级专业人士和高层管理人员； （ 2 ） 低级专业人士、低层管理人员； （ 3 ） 负责例行事务的非体力劳动者； （ 4 ） 有 雇员的小业主； （ 5 ） 没有雇员的小业主； （ 6 ） 农场主或管理人员； （ 7 ） 低等技术 员和体力劳动主管； （ 8 ） 技术性体力劳动者； （ 10 ） 无技术农业工人。 再根据父辈职业地位和被访者当前职业地位形成 3 × 3 流动表， 划分出社会流 动状况的三种类型： （ 1 ） 向上的社会流动， 即父代的职业地位低于子代的职业地 位，将属于该情况的赋值为 1 ，否则赋值为 0 ； （ 2 ） 没有发生社会流动， 即父代的 职业地位与子代的职业地位相同 ，将属于该情况的赋值为 1 ， 否则赋值为 0 ； 1 ，否则赋值为 0 。 其次，关于机会不均等。对单独的居民而言，要想测量其机会不平等状况是非 常困难的，就算是宏观层面的机会不平等也是很难测度的 。鉴于此，我们将居民主 观感知的机会不均等状况作为实际机会不均的代理变量 。 CGSS2005 的数据中有关 社会公平、机会平等问题主要有以下三个，它们分别从收入公平、教育公平以及社 会地位公平的角度来提问： 。 （ 1） “现在有的人挣的钱多，有的人挣的少，但这是公平的” （ 2） “只要孩子够努力、够聪明，都能有同样的升学机会” 。 （ 3） “在我们这个社会，工人和农民的后代与其他人的后代一样 ， 有同样多的 。 机会成为有钱、有地位的人” ，“非常同意 = 1” 、“同意 = 2 ” 、 然后要求，被访者回答对这些说法的同意程度 “无所谓 = 3” 、“不同意 = 4 ” 以及 “非常不同意 = 5 ” 。 本文分别用 OI1 、 OI2 、 OI3 表示对以上三个问题的回答，将其作为机会不均等的代理变量分别对居民的主观幸
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们提供社会转型期国民可以容忍甚至接受收入不平等 ，因为收入不平等为他们提供 了快速摆脱落后和贫困、 实现收入快速增长的条件， 流动的作用不可忽视。 很显 然，收入不平等的隧道效应 （ tunnel effect） 关键取决于对社会流动性的看法 。 社会流动性可以作为收入不平等影响个体幸福感的一个重要解释变量 。 Fischer （ 2009 ） ［3］通过 30 个 OECD 国家世界价值观调查的数据，考察代际间的收入流动性 和教育获得的公平性对其主观幸福感的影响 ， 研究发现生活在社会流动性高的社 会，其居民的生活满意度也更高。社会流动性的增强，导致处于收入分配或社会经 济地位处于底层的群体能够通过自己的努力 ，而不是依赖于社会关系、家庭背景等 因素，就有可能实现收入或地位的不断增长 。那么个体将认为这种流动对自己来说 意味着是一种机遇，这会对个体产生一种激励作用，从而对其主观幸福感产生积极
［ 8 ］ 2004） 。 代际的相对流动性能够很好地衡量一个社会的机会平等程度 （ Beenstock，
与以上已有的研究相比，本文主要在以下几个方面得到改进：
（ 1 ） 本文首先
利用微观层面的数据，针对中国特殊的政治和社会经济背景， 直接研究社会流动、 机会不均对我国居民幸福感的影响 ，探索其中可能存在的作用机制，拓展了与社会 流动相关的研究，提供了来自中国的经验证据； （ 2 ） 本文通过考察被访者 14 岁时 父亲的职业地位与自己的职业地位进行比较 ，来构建三个层面的社会流动状况 ，即
［1 ］ 居民幸福感影响的文献相对较少 。比如，Alesina 等 （ 2004 ） 将欧美收入不平等对
Milanovic 等 （ 2008 ） ［2］ 发现 ， 主观幸福感的影响的差异归结为流动性感知的差异 。 他
※ 本文获得教育部人文社科基金 （ 项目号： 13YJC790102 ） 、 中央高校基本科研业务费专项资金 （ 项 目号： 31541310904 ） ； 中南财经政法大学引进人才启动金 （ 项目号： 31541210904 ） 的资助。
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社会不流动、向下的社会流动和向上的社会流动 ，直接研究社会流动与幸福感之间 的关系，而且重点控制了社会不均等的状况 ，进一步阐明了社会流动影响居民幸福 感的作用机制； （ 3 ） 考虑到中国城乡居民和不同收入等级阶层的社会流动模型差 异，分别研究了社会流动性和机会不均等对各自群体幸福感的影响 ，现实指导意义 更大。 二、变量、数据和方法 ( 一) 变量选取 1. 被解释变量 主观幸福感本文选用单变量测度方法作为幸福感的度量 。Happyij 表示 j 省第 i 个被调查者的主观幸福感。 调查时的问题是 “总体而言， 您对自己所过的生活的 感觉是怎么样的呢？ ” 要求被调查者从数字 1 到 5 之间进行选择，1 表示非常不幸
［7 ］ 其实早在 Becker 和 Tomes （ 1979 ） 模型中就曾指出， 人力资本投资分布由
“能力” 因素和 “机会 ” 因素两方面相互决定， 其中 “能力 ” 因素决定了投资需 求，家庭则对 “机会” 起到重要影响， 即一个社会提供平等的机会去开发自己的 资源，而不管他的种族、信仰以及继承的财富等。低社会阶层的孩子是否与高社会阶 层的孩子一样拥有在成年时期成功的机会，这就涉及机会平等性问题。Ｒomer 从机会 平等的角度详细探讨了代际流动问题，认为完全的代际流动意味着完全的机会平等。
业流动来度量，关于职业流动的测度至关重要，是本文能否准确进行实证研究的关
［10 ］ 键因素。同时参考王甫勤 （ 2011 ） 的做法，我们将职业流动的起点设定为被调查
者 14 岁时父亲的职业地位，终点是被访者当前职业或退休前的最后一份职业地位 。
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社会流动影响居民幸福感吗
— — —来自中国转型期的经验证据
鲁元平
1
※
张克中
2
［内容摘要］ 利用 CGSS 数据分析我国社 会 流 动、 机 会 不 均等 对 居 民 幸福 感 的 影响， 结 论显示: ( 1 ) 与父代的职业地位相比， 子 代 向 下的 社 会 流 动 将 会 显著 降低其 主观 幸福 感，而向上的社会流动并没有显著地促进居民 主观 幸福 感 的提 升; ( 2 ) 机 会 不 均等 对 居民主观幸福感的负面影响 十 分 显著， 它 与 向 下 社 会 流 动的 交 互 效 应 对 居 民 的 幸福 感 也有显著的负面影响，这意味着机会不平等感知增强了社会不流动带来的负面影响。 ［关键词］ 社会流动; 机会不均; 主观幸福感
* 我们无法观察和得到这些临界值， 但我们能够获得被调查者的回答 （ Happyij ） ，
回答 “非常不幸福” 时取 1 ，回答 “非常幸福" 时取 5 。 Happy ij = 1 ，如果 Happy * ij ＜ C1 Happy ij = 2 ，如果 C1 ≤Happy * ij ＜ C2 Happy ij = 3 ，如果 C2 ≤Happy * ij ＜ C3 Happy ij = 4 ，如果 C3 ≤Happy * ij ＜ C4 Happy ij = 5 ，如果 C4 ≤Happy * ij 除了用主观幸福感作为被解释变量外， 本文还用到同一份问卷中的生活满意 ： “总的来说， 您认为您现在生活中开心的部分会占到您整个生活的几成呢？ ” 度 要求被调查者从数字 1 到 10 之间进行选择，1 表示是 1 成，10 表示 10 成， 数值越 大表示生活满意度越高。本文将其作为主观幸福感的稳健性检验 。 2. 主要的解释变量 本文最主要的解释变量为社会流动状况和机会不均等状况 。
一、引言与文献评述 长期以来，新古典经济学和新制度经济学都太过关注物质市场 ，而忽视了亚当 ·斯密的一个根本性洞见， 即社会地位 （ 或者称作为社会流动 ） 同样是驱动个人 行为的强大动力。同时， 社会学关心的要么是社会流动 （ social mobility ） 的演变， 要么是经济发展对社会流动的影响 ，总之是将精力集中在如何解释社会流动上面。 结果使得社会流动自身所带来的心理效应一直缺乏深入的探讨 。本文正是基于这个 考虑，试图从幸福经济学的视角来研究社会流动对居民主观幸福感的影响 ，并找出 其作用机制。 关于社会流动的文献大多数都是间接涉及幸福感的议题 ，直接研究社会流动对
* 福，5 表示非常幸福。Happyij 低于一定临界值 （ C1 ） 时， 调查者会感到 “非常不
，高于临界值 C1 但低于临界值 C2 时会感到 “不幸福 ” ， 依此类推， 当 Hap幸福” 。由于 Happyij 是潜变量 （ latent variable ） ， pyij * 高于临界值 C4 时感到 “非常幸福”
430073 ) 。 研究 方向: 财 税 政 策 与 管 作者简介： 鲁元平（ 1984 —） ， 男， 中南财经政法大学 财 政 税 务 学 院( 武汉， 理、 幸福经济学。 430074 ) ， 张克中（ 1972 —） ， 男， 华中科技大学管理学院( 武汉， 教授。研究方向: 公共经济与管理。
［12 ］ 福感进行回归。 另外， 借鉴何立新和潘春 阳 （ 2011 ） 的做法本文也构造一个
（ 9 ） 无技术与半技术体力劳动者；
（ 3）
向下的社会流动，即父代的职业地位高于子代职业地位， 将属于该情况的赋值为
“居民机会不均等感知指数 ” ， 可以将其简单理解为以上三个问题的加权平均数的 标准化值，OIPI = （ OI1 + OI2 + OI3 － 3 ） /12 。该值处于 0 —1 之间， 该值越大表明 社会不均等状况越明显。 ( 二) 数据来源与变量描述 本文使用的数据来自于中国人民大学社会学系和香港科技大学社会调查中心合 作的中国综 合 社 会 调 查 项 目 （ China General Social Survey， CGSS ） 。 该 调 查 始 于 2003 年，目前已经进行了 4 次，本文使用的是 2005 年的数据。调查的抽样涉及利 用的总体信息主要来源于第五次全国人口普查数据该抽样方案采用分层的四季度按 不等概率抽样： 区 （ 县 ） 、 街道 （ 镇 ） 、 居委会 （ 村 ） 、 住户和居民。 该部分包含 除西藏、青海、宁夏及港澳台等特殊省份或地区之外的 28 个省、 市、 自治区， 获
［4 ］ 的影响。Clark 和 D'Angelo （ 2010 ） 利用 1991 —2005 年 15 次的 BHPS 调查数据，
通过父母的工作地位和子女的工作地位的比较 ，从个体层面考察了代际间向上的社 会流动对子女生活满意度和工作满意度的影响 。结果发现，代际间向上的社会流动 对子女的生活满意度和工作满意度都有非常显著的积极作用 ，参照组效应在父母与 子女之间同样存在，父母的社会地位是子女的重要参照对象 。 与社会流动相关联的一个重要的概念就是机会均等 。关于机会均等与主观幸福
［5 ］ 感的研究，Ｒoemer （ 2002 ） 曾指出，个人所不能控制的外界环境，诸如社会机会
公平与否，不仅影响到个人投资的努力程度 ，而且还影响到其最终能够达到的福利
［6 ］ 水平。Graham 和 Felton （ 2006 ） 也发现收入不平等损害居民幸福感的证据 ，并认
为这是由拉美社会持续性的不平等所致 。社会流动性和持续不平等都在一定程度上 反映出机会不均等的程度，因此上述文献揭示出了机会不均对居民幸福感的负面影 响。
［11 ］ 对于这两种职业地位，根据 Erikson 等 （ 1983 ） 提出的 11 个分类Leabharlann Baidu层分析框架进
《财经科学》2014 / 3 总 312 期
经济经纬
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行合并。EGP 把阶层分为 10 大类： （ 1 ） 大业主、 高级专业人士和高层管理人员； （ 2 ） 低级专业人士、低层管理人员； （ 3 ） 负责例行事务的非体力劳动者； （ 4 ） 有 雇员的小业主； （ 5 ） 没有雇员的小业主； （ 6 ） 农场主或管理人员； （ 7 ） 低等技术 员和体力劳动主管； （ 8 ） 技术性体力劳动者； （ 10 ） 无技术农业工人。 再根据父辈职业地位和被访者当前职业地位形成 3 × 3 流动表， 划分出社会流 动状况的三种类型： （ 1 ） 向上的社会流动， 即父代的职业地位低于子代的职业地 位，将属于该情况的赋值为 1 ，否则赋值为 0 ； （ 2 ） 没有发生社会流动， 即父代的 职业地位与子代的职业地位相同 ，将属于该情况的赋值为 1 ， 否则赋值为 0 ； 1 ，否则赋值为 0 。 其次，关于机会不均等。对单独的居民而言，要想测量其机会不平等状况是非 常困难的，就算是宏观层面的机会不平等也是很难测度的 。鉴于此，我们将居民主 观感知的机会不均等状况作为实际机会不均的代理变量 。 CGSS2005 的数据中有关 社会公平、机会平等问题主要有以下三个，它们分别从收入公平、教育公平以及社 会地位公平的角度来提问： 。 （ 1） “现在有的人挣的钱多，有的人挣的少，但这是公平的” （ 2） “只要孩子够努力、够聪明，都能有同样的升学机会” 。 （ 3） “在我们这个社会，工人和农民的后代与其他人的后代一样 ， 有同样多的 。 机会成为有钱、有地位的人” ，“非常同意 = 1” 、“同意 = 2 ” 、 然后要求，被访者回答对这些说法的同意程度 “无所谓 = 3” 、“不同意 = 4 ” 以及 “非常不同意 = 5 ” 。 本文分别用 OI1 、 OI2 、 OI3 表示对以上三个问题的回答，将其作为机会不均等的代理变量分别对居民的主观幸
《财经科学》2014 / 3 总 312 期
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们提供社会转型期国民可以容忍甚至接受收入不平等 ，因为收入不平等为他们提供 了快速摆脱落后和贫困、 实现收入快速增长的条件， 流动的作用不可忽视。 很显 然，收入不平等的隧道效应 （ tunnel effect） 关键取决于对社会流动性的看法 。 社会流动性可以作为收入不平等影响个体幸福感的一个重要解释变量 。 Fischer （ 2009 ） ［3］通过 30 个 OECD 国家世界价值观调查的数据，考察代际间的收入流动性 和教育获得的公平性对其主观幸福感的影响 ， 研究发现生活在社会流动性高的社 会，其居民的生活满意度也更高。社会流动性的增强，导致处于收入分配或社会经 济地位处于底层的群体能够通过自己的努力 ，而不是依赖于社会关系、家庭背景等 因素，就有可能实现收入或地位的不断增长 。那么个体将认为这种流动对自己来说 意味着是一种机遇，这会对个体产生一种激励作用，从而对其主观幸福感产生积极
［ 8 ］ 2004） 。 代际的相对流动性能够很好地衡量一个社会的机会平等程度 （ Beenstock，
与以上已有的研究相比，本文主要在以下几个方面得到改进：
（ 1 ） 本文首先
利用微观层面的数据，针对中国特殊的政治和社会经济背景， 直接研究社会流动、 机会不均对我国居民幸福感的影响 ，探索其中可能存在的作用机制，拓展了与社会 流动相关的研究，提供了来自中国的经验证据； （ 2 ） 本文通过考察被访者 14 岁时 父亲的职业地位与自己的职业地位进行比较 ，来构建三个层面的社会流动状况 ，即
［1 ］ 居民幸福感影响的文献相对较少 。比如，Alesina 等 （ 2004 ） 将欧美收入不平等对
Milanovic 等 （ 2008 ） ［2］ 发现 ， 主观幸福感的影响的差异归结为流动性感知的差异 。 他
※ 本文获得教育部人文社科基金 （ 项目号： 13YJC790102 ） 、 中央高校基本科研业务费专项资金 （ 项 目号： 31541310904 ） ； 中南财经政法大学引进人才启动金 （ 项目号： 31541210904 ） 的资助。
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社会不流动、向下的社会流动和向上的社会流动 ，直接研究社会流动与幸福感之间 的关系，而且重点控制了社会不均等的状况 ，进一步阐明了社会流动影响居民幸福 感的作用机制； （ 3 ） 考虑到中国城乡居民和不同收入等级阶层的社会流动模型差 异，分别研究了社会流动性和机会不均等对各自群体幸福感的影响 ，现实指导意义 更大。 二、变量、数据和方法 ( 一) 变量选取 1. 被解释变量 主观幸福感本文选用单变量测度方法作为幸福感的度量 。Happyij 表示 j 省第 i 个被调查者的主观幸福感。 调查时的问题是 “总体而言， 您对自己所过的生活的 感觉是怎么样的呢？ ” 要求被调查者从数字 1 到 5 之间进行选择，1 表示非常不幸
［7 ］ 其实早在 Becker 和 Tomes （ 1979 ） 模型中就曾指出， 人力资本投资分布由
“能力” 因素和 “机会 ” 因素两方面相互决定， 其中 “能力 ” 因素决定了投资需 求，家庭则对 “机会” 起到重要影响， 即一个社会提供平等的机会去开发自己的 资源，而不管他的种族、信仰以及继承的财富等。低社会阶层的孩子是否与高社会阶 层的孩子一样拥有在成年时期成功的机会，这就涉及机会平等性问题。Ｒomer 从机会 平等的角度详细探讨了代际流动问题，认为完全的代际流动意味着完全的机会平等。