經(jīng)濟增長、收入分配與再分配對居民主觀幸福感影響的實證研究

馮賀霞，韋　軻

(1.北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京100871；2.中國人民解放軍61206部隊，北京100042)

經(jīng)濟增長、收入分配與再分配對居民主觀幸福感影響的實證研究

馮賀霞1，韋軻2

(1.北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京100871；2.中國人民解放軍61206部隊，北京100042)

文章使用2005年、2006年及2008年三年的CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Order Probit模型，嘗試從收入分配及再分配等宏觀角度破解我國的幸福收入悖論之謎。結(jié)果表明，一方面，收入差距侵蝕了經(jīng)濟增長對幸福的正效應(yīng)，另一方面，收入再分配的公平性能顯著提升居民的主觀幸福感，尤其是落后地區(qū)居民的主觀幸福感。分析結(jié)果啟示我們，經(jīng)濟發(fā)展和相關(guān)的政府政策的實施都是為了增強國民的幸福水平，經(jīng)濟的快速增長以降低居民幸福水平為代價顯然違背了發(fā)展的基本初衷。就發(fā)展的終極目的而言，經(jīng)濟增長絕不是發(fā)展的唯一路徑，縮小不同群體之間的收入差距、為居民提供均等化的公共基礎(chǔ)服務(wù)，同樣能增強人們的福祉。

主觀幸福感;經(jīng)濟增長;收入分配;收入再分配

0　引言

中國經(jīng)濟增長取得了令人矚目的成就，人們的收入水平也得到了前所未有的提升，然而，許多實證分析表明，民眾的生活滿意度、主觀幸福感并未得以相應(yīng)的提升。人們的幸福水平是否真的偏離經(jīng)濟增長？或者說，我國真的存在幸福收入悖論嗎？若答案是肯定的，引起這種悖論的原因是什么？如何才能同時實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與居民幸福的雙重目標(biāo)？經(jīng)濟發(fā)展和相關(guān)的政府政策的實施都是為了增強國民的幸福水平，幸福才是政府介入的明確目標(biāo)。在以人為本的發(fā)展觀時代背景下，從發(fā)展的終極目標(biāo)分析這些問題具有重要的現(xiàn)實意義。

為正確判斷經(jīng)濟增長對居民主觀幸福感的影響，我們不得不考慮收入分配以及政府在教育、醫(yī)療和社會保障等方面的財政支出等宏觀變量對幸福的影響。

是什么因素侵蝕了經(jīng)濟增長對幸福的正效應(yīng)？為回答這個問題，我們使用2005年、2006年及2008年三年的CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Order Probit模型，在控制個體的收入、教育、健康等個體特征變量的同時，重點分析收入分配、收入再分配對居民主觀幸福感的影響。

1　模型、變量與數(shù)據(jù)

1.1Order Probit模型

主觀幸福是人們對自我生活質(zhì)量進行積極的認知評價和情感評價（Veenhoven,1984）。主觀幸福感的測量一般是通過問卷調(diào)查的方式，根據(jù)受訪者自我報告的幸福程度進行基數(shù)賦值。被解釋變量主觀幸福感是從1到5的序數(shù)變量，相鄰選項之間存在不可比性，因此，本文采用有序概率模型（Order Probit Model）分析我國城鄉(xiāng)居民的幸福感。根據(jù)有序概率模型的基本處理方法（Mckelvey and Za?voina，1975），我們假定，被解釋變量（真實主觀幸福感，Happiness*）是一個潛在的連續(xù)變量，只是由于觀測的不完全性，才以離散的形式報告出來；并且，報告的被解釋變量（主觀幸福感）由潛在的被解釋變量（真實的主觀幸福感）決定，二者之間滿足如下關(guān)系：

若ci-1＜Happiness*＜ci，則Happiness=i，

其中，i是報告的主觀幸福感（離散的序數(shù)值），Ci是真實而潛在的幸福感閾值。例如，如果報告的幸福感i為2，那么，它所對應(yīng)的真實而潛在的幸福感是介于閾值C1與閾值C2之間的所有真實而潛在的幸福感（連續(xù)變量）。為了分析簡便，我們還假定，C0=－∞，C5=＋∞。計量分析軟件Stata會報告其他閾值的估計值。

根據(jù)經(jīng)濟學(xué)、社會學(xué)與心理學(xué)關(guān)于幸福的研究成果，人們的真實（潛在）幸福感由收入、家戶特征、個人特征等因素決定，本文結(jié)合已有的研究，設(shè)定的回歸模型如下：

其中，X1是時間變量；X2是刻畫宏觀經(jīng)濟發(fā)展的宏觀變量，主要包括人均GDP、基尼系數(shù)、以及政府對教育、醫(yī)療及社會保障的人均支出等，并且，這些宏觀變量主要是根據(jù)微觀樣本所在的省份及年份，用該省的人均GDP、基尼系數(shù)、及該省的人均教育、醫(yī)療、社會保障支出來表示；X3是收入變量，主要包括家庭總收入、家庭在當(dāng)?shù)氐纳鐣?jīng)濟地位；X4代表個體特征變量，包括個體的教育水平、健康狀況、年齡、性別、婚姻狀況、政治面貌及民族特征等。假定u符合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，采用極大似然法（MLE）估計Order Probit模型參數(shù)。

1.2數(shù)據(jù)來源及相關(guān)的變量說明

本文使用的是中國社會綜合調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查在2003年至2010年間，先后對大陸不同地區(qū)、不同群體展開了5次大規(guī)模的抽樣調(diào)查。其中，2003年的抽樣調(diào)查樣本主要來源城鎮(zhèn)，農(nóng)村樣本只占7%，顯然，該樣本的地區(qū)分布狀況不能代表全國，而遺憾的是，2010年的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)尚未公開，因此，本文使用的是中國社會綜合調(diào)查2005年、2006年紀2008年的3次微觀入戶調(diào)查數(shù)據(jù)。其中，2005年、2006年、2008年的樣本量分別是：10372個、10151個、6000個，總樣本量是26523個，刪除核心變量的缺失值后，形成有效樣本量24424個。并且，本章通過這三年的《中國人口統(tǒng)計年鑒》的歷年人口資料，根據(jù)其樣本來源省份均值，獲取相應(yīng)的經(jīng)濟增長（人均GDP）、收入分配（基尼系數(shù)），以及國家在教育、醫(yī)療、社會保障方面的財政支出等宏觀數(shù)據(jù)。

本文的被解釋變量是主觀幸福感，是主體對自身生活質(zhì)量的一種心理體驗。在2005、2006年的CGSS中，相應(yīng)的幸福問題是：“總體而言，您對自己所過的生活的感覺是怎么樣的呢？”要求受訪者根據(jù)自身的情況，從“非常不幸福”到“非常幸?！痹?和5的范圍內(nèi)進行打分。2008年的CGSS問卷設(shè)計的問題是：“整體來說，您覺得快不快樂？”受訪者根據(jù)自己的快樂程度，從“很不快樂”到“非?？鞓贰痹?到5的范圍內(nèi)進行打分。與心理學(xué)細致區(qū)分生活滿意度、快樂、主觀幸福感等概念有所不同的是，在經(jīng)濟學(xué)研究中，這些概念往往是交替使用的。

為何我國人均GDP的快速增長沒有帶來居民幸福水平的快速提升？在很大程度上，是因為人們沒有公平地共享經(jīng)濟發(fā)展成果。根據(jù)世界銀行2003年的統(tǒng)計，在所有的國家中，中國的基尼系數(shù)上升是最快的。中國的基尼系數(shù)已經(jīng)由20世紀80年代初期的0.20左右上升到2006年0.496。因此，本文選擇人均GDP、基尼系數(shù)作為度量經(jīng)濟發(fā)展的重要指標(biāo)，根據(jù)其與個體主觀幸福感的相關(guān)性，判斷經(jīng)濟增長、公平分配對人類社會發(fā)展的貢獻及差異。

值得注意的是，除了傳統(tǒng)意義上的收入不平等，人們更關(guān)注獲取社會機會的公平性。如，人們公平地獲取受教育的機會，公平地享有健康的機會，人們公平地獲取社會防護性保障的機會等等。也即，政府在教育、醫(yī)療及社會保障方面的支出是人們公平獲取社會機會的關(guān)鍵，也是影響居民主觀幸福感的重要因素之一，因此，我們在此重點考察了政府在教育、醫(yī)療及社會保障方面的支出對居民幸福感的影響。

人均GDP、基尼系數(shù)、以及政府在教育、醫(yī)療、社會保障等方面的財政支出等宏觀變量的數(shù)據(jù)，主要是通過2005年、2006年、2008年三年的《中國人口統(tǒng)計年鑒》的人口資料，根據(jù)其樣本來源省份的均值，獲取相應(yīng)的宏觀數(shù)據(jù)。由表1可知，在2005年、2006年、2008年三年的CGSS調(diào)查樣本中，人均GDP是20429.6元，然而，人均GDP最高達到了74048元，而最低的卻只有5052元，可見，我國不同地區(qū)收入差距懸殊。另外，基尼系數(shù)均值高達0.396，且最高省份的基尼系數(shù)已經(jīng)達到了0.48，遠超過了貧富差距的警戒線（0.4）。另外，政府對教育的財政支出最大，社會保障支出次之，而醫(yī)療支出最低，但總體上，政府在這三方面的財政支出都比較低。

表1　變量的描述性統(tǒng)計特征

文中所涉及的微觀個體特征變量的數(shù)據(jù)主要來源于2005—2006年三年的CGSS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。其中，考慮到受訪者可能是學(xué)生或者是全職家庭主婦，這樣的樣本沒有收入來源，因此，本文用家庭總收入度量個體的收入狀況，用家庭在當(dāng)?shù)氐纳鐣?jīng)濟地位度量個體的相對收入。在計量分析中，我們采用絕對收入即上一年家庭總收入的對數(shù)值。相對收入是指家庭經(jīng)濟狀況在當(dāng)?shù)厮幍乃?。CGSS對相對收入所設(shè)計的問題是：“在您看來，您本人的社會經(jīng)濟地位屬于上層、中上層、中層、中下層還是下層？”要求受訪者在5個階層間進行選擇，其中，“下層”賦值為1，“上層”賦值為5。另外，文章的解釋變量還包括微觀個體的教育水平、健康狀況及年齡、性別等人口統(tǒng)計特征變量，其中，已有研究表明，健康變量是影響居民主觀幸福感的有效變量，然而，CGSS缺乏相關(guān)的健康狀況調(diào)查數(shù)據(jù)，為保證模型分析結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，本文用健康滿意度表示個體的健康狀況。具體的變量的描述性統(tǒng)計見表1。

2　實證結(jié)果分析

2.1經(jīng)濟增長與主觀幸福感

我們分別用2005、2006、2008年CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)，通過Order Probit模型、OLS回歸模型，將居民主觀幸福感對宏觀變量、家庭特征變量及個體特征變量等進行回歸，其回歸結(jié)果見表2、表3。在Order Probit模型、OLS模型兩種回歸分析中，年度變量、宏觀變量、家戶特征變量及個體特征變量等對主觀幸福感的影響系數(shù)及顯著性均是一致的；其次，年齡及其平方項、性別、黨籍、健康狀況、婚姻狀況等人口特征變量對居民幸福感的影響，均與已有研究的結(jié)論一致，且在統(tǒng)計上是顯著的。這些從一個側(cè)面說明了我們的模型設(shè)置的可靠性與回歸分析的穩(wěn)健性。

表2　Order Probit模型全樣本回歸結(jié)果

首先，Order Probit模型、OLS模型兩種回歸結(jié)果均表明，經(jīng)濟增長（人均GDP）與主觀幸福感顯著正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)超過了0.1。其次，兩種回歸結(jié)果表明，微觀個體的絕對收入水平能顯著提升居民的主觀幸福感。可見，經(jīng)濟條件的改善是提升居民主觀幸福感的前提和基礎(chǔ)，尤其是在人們收入水平還不能滿足其基本需要時，經(jīng)濟增長對人們的主觀幸福感處于支配性的地位。

另外，我們特別關(guān)注時間虛擬變量的回歸結(jié)果。表3表明，與2005年相比，2006年居民感覺不幸福，但2008年居民感覺是幸福的。可見，與2005年相比，2006年居民的主觀幸福感顯著下降了，也即，居民的主觀幸福感并未隨著經(jīng)濟的增長而提升，出現(xiàn)了所謂的幸福收入悖論現(xiàn)象。然而，2008年居民的主觀幸福感卻又顯著提升了，幸福收入悖論又“消失”了?？梢?，經(jīng)濟增長是影響居民主觀幸福感的重要因素，但絕不是唯一因素，我們更加關(guān)心的是，引起這種幸福差異是因素是什么？

表3　OLS模型全樣本回歸結(jié)果

2.2收入分配與主觀幸福感

由表2可知，基尼系數(shù)每上升一單位，居民的主觀幸福感下降的概率增加26.6%，相對收入地位每上升一單位，居民主觀幸福感上升的概率增加33.1%。且表3進一步表明，基尼系數(shù)對居民主觀幸福感的負效應(yīng)遠遠大于經(jīng)濟增長對居民主觀幸福感的正效應(yīng)。并且,相對收入對居民主觀幸福感的影響，遠大于絕對收入對居民主觀幸福感的影響。也即，收入差距越小，人們的相對收入地位越高，其幸福感也就越高。在一定程度上，我們可以說，收入差距侵蝕了經(jīng)濟增長、社會福利對居民主觀幸福感的正效應(yīng)，即使微觀個體自身的收入水平、社會福利上升了，然而，若參照群體的收入水平、社會福利上升的更多，其相對收入地位自然下降，由于微觀個體的攀比心理，其主觀幸福水平不僅不會因收入及社會福利的增加而提升，反而會出現(xiàn)下降的可能。

從經(jīng)濟學(xué)的直覺可知，收入分配對主觀幸福感的這種效應(yīng)是一個較大的效應(yīng)。這個結(jié)論意味著我國居民對收入不平等的容忍程度較低，對不平等存在強烈的厭惡情緒。這可能與我國的“不患寡而患不均”的文化傳統(tǒng)及“社會主義”意識形態(tài)相關(guān)。這種對收入不平等的厭惡情緒與我國現(xiàn)實中收入不平等之間的矛盾，對我國居民主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的負面效應(yīng)?？梢姡墒杖氩罹鄬?dǎo)致的相對收入地位差異，是引起居民主觀幸福感差異的重要因素，也是導(dǎo)致幸福收入悖論現(xiàn)象的重要原因之一。

2.3收入再分配與主觀幸福感

作為收入再分配的一種形式，國家在教育、醫(yī)療、社會保障等方面的財政支出對居民主觀幸福感又有著怎樣的影響？

表2表明，醫(yī)療支出對數(shù)每上升一單位，居民主觀幸福感上升的概率增加17.6%，社會保障支出對數(shù)每上升一單位，居民主觀幸福感上升的概率增加6.16%，表5-7再次證明了醫(yī)療支出、社會保障支出對居民主觀幸福感的正效應(yīng)?？梢?，收入再分配對于促進居民幸福感的提升具有積極效應(yīng)，是解決“幸福收入悖論”的一個有效手段。這與西方學(xué)者對政府支出與居民幸福感之間關(guān)系的研究結(jié)論較為一致。

值得注意的是，在兩種模型回歸結(jié)果中，教育支出對居民主觀幸福感的影響均不顯著，然而，個體的教育水平卻能顯著提升居民的主觀幸福感。教育作為提升個體能力的關(guān)鍵因素，其重要性是不言而喻的。我們在后面的分樣本回歸中對該結(jié)果做了進一步的解釋。

表2、表3的模型回歸結(jié)果表明，個體特征變量與居民主觀幸福感顯著相關(guān)，且與已有研究結(jié)論一致。兩種模型的回歸結(jié)果均顯示，城市戶籍項的系數(shù)是負向的，但并不顯著。這種結(jié)果再次質(zhì)疑了“經(jīng)濟增長能帶來幸?！钡慕?jīng)濟學(xué)傳統(tǒng)觀點。城鄉(xiāng)居民在收入、公共服務(wù)等方面顯著優(yōu)于農(nóng)村，理應(yīng)來說，城市居民應(yīng)該更幸福，為何卻出現(xiàn)了城鄉(xiāng)居民幸福感差異不大，甚至農(nóng)村居民更幸福的現(xiàn)象？葉初升、馮賀霞（2014）對該問題進行了詳細地闡述。全職就業(yè)能顯著提升居民主觀幸福感，身體健康能顯著提升居民的幸福感，與男性相比，女性更加幸福，年齡與居民主觀幸福感的關(guān)系呈“U”型，也即，青少年及老年群體更加幸福，中年群體不幸福，這可能是中年群體往往面臨“上有老，下有小”的養(yǎng)家負擔(dān)，導(dǎo)致其主觀幸福感偏低。

2.4穩(wěn)健性檢驗

我們運用Order Probit模型，使用相同的數(shù)據(jù)和變量，對經(jīng)濟發(fā)展水平不同的東部、中部、西部地區(qū)，以及城鄉(xiāng)地區(qū)進行分樣本回歸，一方面，我們進一步從橫向方向研究收入與居民主觀幸福感的相關(guān)性問題，另一方面，也是對全樣本回歸結(jié)果的一種穩(wěn)健性檢驗。

表4是Order Probit模型分樣本回歸結(jié)果。首先，我們看年度變量的回歸系數(shù)，與2005年相比，2006年東部、中部、西部地區(qū)，及城鄉(xiāng)地區(qū)的居民感覺是不幸福的，而2008年這些地區(qū)的居民感覺又是幸福的。這與全樣本回歸結(jié)果一致，再次說明了我們回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。

表4　Order Probit模型分樣本回歸結(jié)果

分樣本回歸結(jié)果表明，人均GDP的上升，能顯著提升東部地區(qū)、城市地區(qū)居民的主觀幸福感，然而，對中部地區(qū)、西部地區(qū)及農(nóng)村地區(qū)的居民幸福感并無影響。這也是不難理解的，當(dāng)經(jīng)濟增長在全國范圍內(nèi)普遍性地上漲時，東部地區(qū)居民的收入的上升幅度遠大于中部地區(qū)、西部地區(qū)，城市居民收入的上升幅度遠大于農(nóng)村，當(dāng)微觀個體收入的上升幅度小于參照群體的時，其收入的上升并不能帶來額外的幸福增量，反之，當(dāng)其收入水平的上升幅度大于參照群體的時，收入的上升能顯著提升其主觀幸福感。另外，基尼系數(shù)的上升顯著降低了所有地區(qū)居民的主觀幸福感。醫(yī)療支出能顯著提升農(nóng)村居民的主觀幸福感，對其他地區(qū)居民的主觀幸福感并無影響，而社會保障支出能提升所有群體的居民主觀幸福感。

絕對收入、相對收入是顯著影響所有地區(qū)居民的主觀幸福感，但絕對收入的系數(shù)遠小于相對收入的系數(shù)。并且，絕對收入對東部地區(qū)居民主觀幸福感的效應(yīng)小于中部、西部地區(qū)，絕對收入對城市居民主觀幸福感的效應(yīng)小于農(nóng)村；相反，相對收入對東部地區(qū)居民主觀幸福感的效應(yīng)大于中部、西部地區(qū)，相對收入對城市地區(qū)居民主觀幸福感的效應(yīng)大于農(nóng)村?？梢?，對所有居民而言，相對收入更重要（與絕對收入相比），并且，經(jīng)濟相對落后的地區(qū)，其居民更加重視絕對收入的增加，而經(jīng)濟相對發(fā)達的地區(qū)，其居民更重視相對收入地位的改善。

與全樣本回歸結(jié)果不同的是，教育支出對不同地區(qū)的居民主觀幸福感有著截然不同的效應(yīng)。教育支出能顯著提升中部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)居民的主觀幸福感，然而，卻顯著降低了東部地區(qū)、城市地區(qū)居民的主觀幸福感。這可能是因為，與其他地區(qū)相比，東部地區(qū)、城市地區(qū)居民的收入水平更高，一般情況下，是能支付相關(guān)的教育費用，而較為落后的中部、農(nóng)村地區(qū)，其居民收入水平較低，往往支出不起相關(guān)的教育費用，尤其是高等教育費用，因此，教育支出對經(jīng)濟較為發(fā)達地區(qū)的居民影響不大，但卻能改善較為落后地區(qū)的居民教育狀況。然而，個體的教育水平卻能顯著提升所有地區(qū)居民的主觀幸福感。再次證明微觀個體的教育水平對其發(fā)展的重要性。

另外，與全樣本回歸結(jié)果一致，全職就業(yè)、已婚有配偶、身體健康等，均顯著提升所有地區(qū)居民的主觀幸福感，并且，戶籍、年齡、性別、民族狀況及政治面貌等人口統(tǒng)計特征變量的系數(shù)及顯著性均與全樣本的回歸結(jié)果一致，這些再次說明了我們模型設(shè)置的可靠性及模型結(jié)果的穩(wěn)健性。

3　結(jié)論及啟示

本文基于2005-2008年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，通過Order Probit模型，在控制個體的收入、教育、健康等個體特征變量的同時，重點分析經(jīng)濟增長及收入分配、收入再分配對居民主觀幸福感的影響。主要結(jié)論及啟示如下：

首先，從2005年到2008年，居民的人均GDP、家庭收入水平大幅度增長，然而，這種物質(zhì)財富的日益積累并沒有使居民感覺更幸福。對居民主觀幸福感進行的OLS多元回歸、Order Probit模型全樣本、分樣本回歸結(jié)果表明，在控制經(jīng)濟增長、基尼系數(shù)等宏觀變量，以及絕對收入、相對收入等個體特征變量的基礎(chǔ)上，與2005年相比，2006年居民的幸福水平反而下降了。

其次，人均GDP的上升，只能提升東部地區(qū)、城市地區(qū)居民的主觀幸福感，而對其他地區(qū)居民主觀幸福感并無影響?；嵯禂?shù)的上升，降低了所有地區(qū)居民的主觀幸福感。政府在醫(yī)療、社會保障方面的支出能顯著提升居民的主觀幸福感，而教育投資能顯著提升中部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)居民的主觀幸福感，而對東部地區(qū)、城市地區(qū)居民主觀幸福感并無影響。

第三，微觀個體的絕對收入、相對收入均是影響居民主觀幸福感的重要因素，而居民更加看重的相對收入地位的改善。值得注意的是，絕對收入對經(jīng)濟相對落后地區(qū)居民的主觀幸福感影響系數(shù)較大，而對經(jīng)濟相對發(fā)達地區(qū)居民的主觀幸福感影響系數(shù)較小，反之，相對收入對經(jīng)濟相對發(fā)達地區(qū)居民主觀幸福感的影響系數(shù)較大，而對經(jīng)濟較為落后地區(qū)居民的主觀幸福感影響系數(shù)較小。

第四，微觀個體的教育、就業(yè)及健康等個體發(fā)展?fàn)顩r，是影響居民主觀幸福感的重要因素。

由上述結(jié)論，我們至少可以得到以下三點啟示：

第一，經(jīng)濟增長與居民主觀幸福感不一致的現(xiàn)象并非意味著忽視或拋棄經(jīng)濟增長而談幸福，反而，經(jīng)濟增長、物資財富的積累是實現(xiàn)居民主觀幸福感的前提和基礎(chǔ)。然而，經(jīng)濟增長、居民收入對居民主觀幸福感影響隨顯著但影響系數(shù)較小，所有的實證回歸分析中，絕對收入的系數(shù)還不到0.1，可見，我們必須超越經(jīng)濟增長，在實現(xiàn)經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)上，還要重視居民在教育、醫(yī)療保健、社會保障等方面社會福利的改善，以及微觀個體其他切身真實福利的提升。

第二，基尼系數(shù)降低了居民主觀幸福感，并且，相對收入對居民主觀幸福感的影響不僅統(tǒng)計上顯著，經(jīng)濟上也非常顯著。這結(jié)果意味著，適當(dāng)縮小收入差距，尤其是提升農(nóng)村地區(qū)及中、西部地區(qū)居民的絕對收入水平，能顯著提升其居民的主觀幸福感。并且，加強對農(nóng)村等經(jīng)濟相對落后地區(qū)的公共支出，能顯著提升其居民主觀幸福感。

第三，實現(xiàn)微觀個體的發(fā)展不僅依賴于微觀個體收入水平的提升，還在于微觀個體接受教育的機會及受教育水平，在于微觀個體平等的就業(yè)機會及良好的就業(yè)環(huán)境，在于微觀個體能接受公平的醫(yī)療保健服務(wù)機會。

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（責(zé)任編輯/易永生）

F014.4

A

1002-6487（2016）22-0113-05

馮賀霞（1983—），女，河南平輿人，博士后，講師，研究方向：貧困與發(fā)展。