收入對我國農(nóng)村居民幸福感的影響研究

鐘獻兵

【摘要】本文基于中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013數(shù)據(jù)，運用有序Probit模型估計法，對收入和農(nóng)村居民幸福感之間的關(guān)系進行實證研究。得出以下結(jié)論：第一，就絕對收入而言，低收入的農(nóng)村居民幸福感隨著絕對收入增加而增強。第二，相對收入對農(nóng)村居民幸福感存在顯著正影響。第三，收入差距與農(nóng)村居民幸福感之間存在倒“U”型關(guān)系，在西部地區(qū)和中高收入階層影響較顯著。第四，在控制變量中，年齡和幸福感之間存在“U”型關(guān)系。教育程度對中部地區(qū)農(nóng)村居民幸福感的正影響更為顯著?；橐鰻顩r、健康程度、社會公平等都對農(nóng)村居民幸福感有正影響。

【關(guān)鍵詞】收入 農(nóng)村居民幸福感 有序Probit模型

一、引言

隨著我國經(jīng)濟不斷發(fā)展，居民收入水平不斷提升，生活質(zhì)量不斷改善，對幸福感影響的研究逐漸成為一個社會焦點問題。在我國，提升幸福感和生活質(zhì)量是“堅持以人為本”的重要體現(xiàn)，也是經(jīng)濟與社會發(fā)展的主要目標。隨著經(jīng)濟改革的進一步推進，農(nóng)村建設進程加快，農(nóng)村居民幸福感的提升越來越受到人們的關(guān)注，它對我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展起著重要作用。那么經(jīng)濟增長能否對提升農(nóng)村居民收入有作用？幸福感與收入之間是否存在相關(guān)關(guān)系？收入的增加是不是促進了幸福感的增強？為此，本文基于中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013數(shù)據(jù)，運用有序Probit模型估計法，對收入和農(nóng)村居民幸福感之間的關(guān)系進行了實證研究。

二、文獻綜述

（一）收入水平與幸福感之間的關(guān)系

美國南加州大學經(jīng)濟學教授Easterlin[1]曾經(jīng)在1974年做過一項關(guān)于幸福感的研究，被稱為“幸福—收入之謎”或“幸福悖論”，研究表明：就個人而言，富人的幸福感明顯大于窮人。但經(jīng)濟水平差異較大的兩個國家幸福指數(shù)卻大致相同。說明收入與幸福感之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，同時也表明收入不能完全解釋居民幸福感的差異。之后，田國強、楊立巖[2]（2006）引進了相對收入作為解釋變量對“幸?！杖胫i”做了進一步研究，研究得出相對收入也會影響個人幸福感，成為收入與幸福感研究的一大突破。羅楚亮[3]（2009）根據(jù)中國城鄉(xiāng)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)得出：無論是絕對收入還是相對收入都是提升幸福感的重要因素。官皓[4]（2010）對北京、上海和廣東家庭調(diào)查得出的數(shù)據(jù)顯示，絕對收入對居民幸福感幾乎沒有影響，而真正對居民幸福感存在顯著正影響的是相對收入。任海燕、傅紅春[5]（2011）根據(jù)CGSS2006數(shù)據(jù)得出，不論加不加相對收入這一解釋變量，絕對收入都對幸福感有顯著影響，但加入相對收入以后，絕對收入對幸福感影響的顯著性會降低。邢占軍[6]（2011）的研究也表明，收入與城市居民幸福感之間具有一定的正相關(guān)關(guān)系，并且收入與幸福感的相關(guān)關(guān)系受地區(qū)富裕程度的影響。國外學者小鹽隆士、野崎華世、小林美樹[7]（2014）根據(jù)對中國、日本、韓國這三個國家進行分析得出，中國個人相對收入對幸福感影響大于家庭相對收入，而其他兩個國家情況則相反。王巖，楊沫[8]（2015）根據(jù)攀比理論和效用函數(shù)得出收入水平對幸福感有顯著影響，收入高的影響更大。

很多研究還表明了收入與幸福水平之間有倒“U”型關(guān)系。田國強、楊立巖[2]（2006）根據(jù)攀比理論得出，當收入未達到臨界值時，增加收入會增強幸福感；當達到臨界值后，繼續(xù)增加收入反而會降低幸福感。張學志、才國偉[9]（2011）根據(jù)廣東成人調(diào)查數(shù)據(jù)得出絕對收入對居民幸福感有正向影響，并與之呈倒“U”型關(guān)系。但是將相對收入考慮進去之后，就會對絕對收入造成影響，使其不再顯著。李清彬、李博[10]（2013）根據(jù)CGSS2006得出幸福與收入的門限值大概在人均收入為3300左右，收入對幸福的影響在門限值前顯著，到門限值后就不顯著。種種研究均表明收入與幸福感之間存在密不可分的關(guān)系。

（二）收入差距對幸福感的影響

彭代彥、吳寶新[11]（2008）根據(jù)湖南、湖北兩省的數(shù)據(jù)分析得出，農(nóng)業(yè)收入差距越大，農(nóng)村居民的生活滿意度越低，但是非農(nóng)業(yè)收入對居民生活滿意度卻不顯著。隨后王鵬[12]（2011）根據(jù)CGSS數(shù)據(jù)研究認為收入差距與幸福感之間存在倒“U”關(guān)系，在臨界值前居民的幸福感會因收入差距的擴大而增加，在臨界值后擴大收入差距則會降低幸福感。任海燕、傅紅春[13]（2012）也根據(jù)CGSS數(shù)據(jù)采用有序概率模型得到結(jié)論，收入差距對幸福感有顯著的負影響，而且有明顯的城鄉(xiāng)差異。湯鳳林和雷鵬飛[14]（2014）根據(jù)CGSS2008的數(shù)據(jù)表明收入差距與居民幸福感之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。我國是農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展對整個國家的發(fā)展起著重要的作用。本文選擇從農(nóng)村居民角度出發(fā)分析收入如何對幸福感產(chǎn)生影響，并進一步探究如何提高農(nóng)村居民幸福感。

三、數(shù)據(jù)來源以及變量描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)是中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2013數(shù)據(jù)①，采用分層的四階段不等概率抽樣：區(qū)（縣）、街道（鎮(zhèn)）、居委會（村）、住戶和居民完成抽樣。本次調(diào)查涉及28個省份（除去西藏、新疆、港澳臺）的城鎮(zhèn)和農(nóng)村，共選取農(nóng)村樣本4337個，其中男性有2434個，占總樣本的55.61%；女性有1943個，占總樣本的44.39%。

（二）變量描述

1.被解釋變量。幸福感（Happiness）是近年來一個衡量幸福程度的熱門詞，是人們對自己生活質(zhì)量的綜合評價和直觀反映。本文選取問卷中關(guān)于對幸福感相關(guān)問題的回答結(jié)果作為被解釋變量。圖 1為幸福程度變量的分布狀況。樣本中80%以上的人幸福感在3（一般幸福）以上。

2.主要解釋變量描述。根據(jù)經(jīng)驗研究，本文主要的解釋變量有：

第一，絕對收入（Absinc）。本文選取家庭人均收入來衡量絕對收入水平。

D為2012年家庭總收入，W為家庭總?cè)丝凇?/p>

第二，相對收入（Relinc）。本文運用選定某一個特定因素和被訪問者的主觀感受作為選取數(shù)據(jù)的標準，將問卷中“您家的家庭經(jīng)濟狀況在所在地屬于哪個檔次”這一問題的回答作為衡量第一種相對收入水平的標準（Relinc1）；“與過去三年相比，社會經(jīng)濟地位的變動情況”的回答作為第二類相對收入標準（Relinc2）[4-5]。endprint

第三，收入差距（Gini）。將本文中的居民家庭人均收入作為標準，并選取基尼系數(shù)來度量區(qū)縣的收入差距，根據(jù)以下公式分別對每一個縣計算基尼系數(shù)[12]。

其中pi為人口頻數(shù)；wi為收入份額，其和均為1，結(jié)合軟件stata12算出125縣的基尼系數(shù)，根據(jù)軟件畫出收入差距與農(nóng)村居民幸福感之間的關(guān)系為圖2。根據(jù)圖可以初步地判斷收入差距和農(nóng)村居民幸福感之間存在非線性關(guān)系（即倒“U”型關(guān)系），可以看出收入差距較大的農(nóng)村居民幸福感偏低，但由于直觀觀察不能同時控制個體特征和社會經(jīng)濟狀況等變量對主觀幸福感的影響，因此需進一步借助回歸方法來控制這些因素進行分析。

3.控制變量描述。根據(jù)文獻研究（張明軍等）及生活經(jīng)驗本文發(fā)現(xiàn)，年齡與幸福感存在密不可分的關(guān)系，本文從農(nóng)村數(shù)據(jù)初步判斷得出，農(nóng)村居民幸福感和年齡之間存在“U”型關(guān)系。如圖3，從圖可以看出農(nóng)村居民幸福感隨著年齡先減后增，青年人和老年人幸福感相對較高，中年人幸福感最低。

根據(jù)文獻，從性別來看，一般女性幸福感強于男性。從健康程度來講，大量的學者（劉同山等）認為幸福感與健康狀況有顯著相關(guān)關(guān)系。鑒于此，本文認為越健康的人幸福感應該越強。對于農(nóng)村來說婚姻狀況、孩子都是比較重要的因素。在農(nóng)村私家車和房產(chǎn)數(shù)是財富和地位的一種象征，因此它們對農(nóng)村居民幸福感也有很重要的影響。此外，隨著時代的發(fā)展，社會公平對幸福感的影響也越來越大。為了更加準確地分析收入及收入差距對農(nóng)村居民幸福感的影響，本文借鑒現(xiàn)有文獻的做法，選取年齡、性別、教育程度、健康狀況、宗教信仰、婚姻狀況、政治面貌、民族、有無孩子、自身交通便利情況（汽車）等變量對農(nóng)村居民幸福感做進一步分析。

結(jié)合以上已有分析和研究，本文提出以下幾個假定：

H1：相對收入與農(nóng)村居民幸福感之間存在顯著的正向相關(guān)關(guān)系，而且隨著家庭經(jīng)濟所處的等級越高，幸福感就越強。

H2：絕對收入與農(nóng)村居民幸福感之間有顯著關(guān)系，但是存在臨界值，因此增加絕對收入不一定能提高農(nóng)村居民幸福感。

H3：相對收入對農(nóng)村居民幸福感的影響比絕對收入更大，相關(guān)性更強。

H4：收入差距越大農(nóng)村居民幸福感越低。

H5：收入差距與農(nóng)村居民幸福感之間存在倒“U”型關(guān)系。

四、變量特征及模型設定

（一）變量的統(tǒng)計特征描述

根據(jù)CGSS2013對前面本文所設定的變量進行統(tǒng)計特征描述，如表1。

根據(jù)變量統(tǒng)計描述本文做了個簡單分析，樣本中男性比例稍大于女性比例。從教育程度上看，均值為3.64，表明農(nóng)村教育程度中小學和初中的所占比例較大，農(nóng)村教育程度普遍較低。從年齡結(jié)構(gòu)上看，調(diào)查對象的年齡偏大，平均年齡達到48.33。還可以看出平均每家每戶有一處以上房產(chǎn)，但是私家車擁有量占比只有10%。

（二）計量模型設定

五、模型估計結(jié)果和檢驗

（一）Ordered Probit模型

本文采用有序Probit模型進行回歸，并且在模型中加入影響農(nóng)村居民幸福感的控制變量。為了保證模型穩(wěn)健性，使用逐步回歸方法，通過在模型中逐漸加入相關(guān)變量，來檢驗主要解釋變量和控制變量的相關(guān)性和顯著性，并用OLS模型驗證總模型的穩(wěn)健性。將Ordered Probit模型和OLS模型的估計結(jié)果，整理匯總于表2。

首先，從主要解釋變量，可以發(fā)現(xiàn)：

絕對收入在模型中回歸系數(shù)全為正，說明絕對收入對農(nóng)村居民幸福感有顯著正影響，但當加入相對收入后影響程度略有下降，從0.13降到了0.07，說明雖然絕對收入對農(nóng)村居民幸福感有正影響，但一貫地增加收入?yún)s不一定會增強幸福感。這就驗證了本文的假設2。

基尼系數(shù)在每個模型中，一次項系數(shù)為正，二次項系數(shù)為負，而且均在統(tǒng)計學水平上顯著，說明收入差距對主觀幸福感的倒“U”形關(guān)系是顯著存在。正如Hirschman（1975）所說的，一定范圍內(nèi)收入差距的擴大會對人們的收入預期心理產(chǎn)生積極影響。但是Hirschman還指出一定范圍內(nèi)的收入差距有利于幸福感的提升，但較大的收入差距則反而會降低幸福感。這驗證了本文的假設4和假設5。

再來觀察相對收入，相對收入1：家庭經(jīng)濟狀況所在的檔次，依次從低到高；相對收入2：三年后的經(jīng)濟地位，依次從高到底。根據(jù)回歸結(jié)果可以看出，不論是相對收入1還是相對收入2，對農(nóng)村居民幸福感都有正影響，而且在統(tǒng)計水平上非常顯著。這說明相對收入也就是相對地位或經(jīng)濟檔次的提高將會促使農(nóng)村居民幸福感增強。這就驗證了本文的假設1和假設3。

根據(jù)控制變量，本文還發(fā)現(xiàn)了一些結(jié)論。從年齡來看，根據(jù)初步分析以及在回歸時加入二次項，其一次項系數(shù)為負，二次項系數(shù)為正，而且均在1%的水平上統(tǒng)計顯著，可以發(fā)現(xiàn)年齡與農(nóng)村居民幸福感之間存在“U”型非線性關(guān)系，中年人的幸福感最低。一般而言，中年人作為家庭的經(jīng)濟支柱，擔當著賺取家庭主要收入的角色，既要贍養(yǎng)年邁的父母，又要撫養(yǎng)子女，同時還要考慮自己的養(yǎng)老問題，承受著較大的心理和經(jīng)濟壓力，幸福感處于谷底。這一結(jié)論與本文實際生活以及多數(shù)文獻的觀點是一致的。

從性別看，本文發(fā)現(xiàn)一個有趣的結(jié)論，本文從文獻以及理解得出女性的幸福感高于男性?？墒峭ㄟ^研究，發(fā)現(xiàn)這一結(jié)論在統(tǒng)計學意義上并不顯著，也就是說對于農(nóng)村居民來說，性別與幸福感沒有明顯的聯(lián)系，這可能是因為農(nóng)村男性居民和女性居民都要務農(nóng)或是工作，所以幸福感在性別上沒有顯著差異。

從宗教信仰、政治面貌還有民族上看，這幾個控制變量對幸福感沒有顯著影響。再從教育程度看，本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)村教育程度對幸福感沒有顯著影響，這個結(jié)果有點出乎意料，但根據(jù)一些文獻發(fā)現(xiàn)教育與幸福感之間也可能存在某種非線性關(guān)系。從婚姻狀況看，本文發(fā)現(xiàn)已婚的居民幸福感明顯高于其他人。已婚狀態(tài)有利于幸福感的提升。從健康水平可以看出，越健康的人越幸福。從社會公平角度來看，社會越公平居民幸福感越強。endprint

本文還引進了農(nóng)村特色變量：有無孩子、私家車和房產(chǎn)，經(jīng)研究看出，有孩子的家庭幸福感高于沒有孩子的家庭；有私家車的人幸福程度明顯比較高；房產(chǎn)數(shù)越多，居民幸福感就越強。

（二）收入分層模型

將絕對收入從低到高排序，并對做如下劃分，得到收入階層分布狀況表。

從表3可以看出，各個收入階層所占的比例差不多，其中中高收入階層占比稍大，為26.85%，其他的差不多，說明樣本分布還是比較均勻，有利于對結(jié)果的分析。

根據(jù)收入階層狀況對農(nóng)村居民幸福感進行回歸，回歸結(jié)果如表4。

從表4，可以發(fā)現(xiàn)：

第一，絕對收入對幸福感的影響只在低收入階層有顯著正影響。這說明絕對收入的增加不一定會增強農(nóng)村居民幸福感，當絕對收入達到一定程度就不會對幸福感起促進作用，對于收入水平比較高的居民來說，提升幸福感更多要從其他方面入手，這就再一次驗證了本文的假設2。

第二，從相對收入看，不管屬于哪個收入階層，相對收入都對農(nóng)村居民幸福感有顯著的正影響，而且收入階層越低，相對收入的影響程度就越大。所以說增加相對收入對農(nóng)村居民幸福感有著明顯的促進作用，這也驗證了本文的假設1。

第三，從收入差距看，只有對中高收入階層的幸福感有顯著影響，以此推斷，中高收入階層之間收入差距可能比其他階層的大，對幸福感的影響也顯著于其他階層。

第四，再來比較收入分層的控制變量，本文發(fā)現(xiàn)一些區(qū)別于全樣本回歸的結(jié)論。一是性別只對低收入階層的幸福感有顯著影響，并且女性幸福感高于男性。這可能就是對于低收入階層來說提高收入才是最重要的，而在農(nóng)村，收入的提高大部分靠男性來完成，并且男性面臨更多的工作壓力，承擔更多的家庭責任，又不善于發(fā)泄負面情緒，所以導致男性的幸福感低于女性。二是有私家車對中高收入階層的幸福感有顯著正影響，而對其他階層的幸福感沒有顯著影響。對于低、中低收入階層來說提高收入才是最主要的，因此可能沒有更多的資金用于買車；而對于高收入階層來說，有無私家車已經(jīng)不是問題，對幸福感沒有影響；而對于中高收入階層來說，在有無私家車方面存在較大的差距，對其幸福感產(chǎn)生顯著影響。三是有無孩子只對高收入階層居民的幸福感有顯著影響，而對其他階層沒有太大影響。這可能是因為如今撫養(yǎng)孩子費用高，這對于高收入階層來說沒有太大問題，他們有更多的時間陪伴孩子。而對于其他階層來說，撫養(yǎng)孩子具有一定的壓力，需要一定的支出，他們需將更多的時間用于工作，對孩子缺乏陪伴與交流，由此可見，孩子對他們的幸福感沒有太大影響。四是健康狀況對高收入階層幸福感的影響高于其他階層，高收入階層對健康有更高的要求。五是房產(chǎn)數(shù)對低收入階層的幸福感沒有顯著影響，可能是因為低收入階層收入偏低，沒有太多的房產(chǎn)，所以其對幸福感沒有顯著影響。

（三）地區(qū)分層模型②

本文對不同地域之間的幸福感差異進行研究，并根據(jù)不同地域?qū)r(nóng)村居民幸福感進行回歸分析，如6。

對地區(qū)分層回歸可以發(fā)現(xiàn)：

第一，從絕對收入看，西部地區(qū)的居民提高絕對收入會增強幸福感，東部和中部地區(qū)沒有太大影響，在東部地區(qū)甚至還出現(xiàn)負影響，只是在統(tǒng)計學意義上不顯著。由于西部地區(qū)居民生活水平相對于中東部地區(qū)來說偏低，所以收入的增加對幸福感的增強就比較顯著。這也就驗證了本文的假設2。

第二，從相對收入看，不管處在哪個地區(qū)，相對收入對幸福感都有顯著的正影響，而且收入水平比較高的地區(qū)，相對收入水平提高越高，幸福感增加的幅度越大。這也驗證了本文的假設1。

第三，從收入差距看，各個地區(qū)的內(nèi)部收入差距對居民幸福感沒有特別顯著的影響，這可能是因為同一地區(qū)間的收入差距較小，不足以影響幸福感。

第四，從控制變量看，本文發(fā)現(xiàn)大部分控制變量如性別等對幸福感的影響與總模型的結(jié)論一樣，都對居民幸福感沒有顯著影響。而從宗教信仰來看，本文發(fā)現(xiàn)東西部地區(qū)有宗教信仰的人比沒有宗教信仰的人幸福感更強。從有無私家車來看，私家車只對西部地區(qū)居民的幸福感有顯著影響，這可能是因為西部地區(qū)收入水平偏低，有私家車的居民相對于其他人來說收入水平偏高，也可能是私家車會給他們帶來更多的經(jīng)濟利益，從而覺得幸福。從有無孩子來看，只有在東部地區(qū)，有無孩子才對居民的幸福感有較大的影響。本文還發(fā)現(xiàn)一個有趣的現(xiàn)象，從教育程度來，教育程度只對中部地區(qū)農(nóng)村居民幸福感有顯著的正影響。而對其他地區(qū)沒有顯著影響，對此本文做出的解釋是：西部地區(qū)教育比較落后，個體間的教育程度沒有太大的差異，不足以影響幸福感；東部地區(qū)教育比較發(fā)達，個體間的教育程度都比較高，所以也不足以對幸福感產(chǎn)生影響；而對于中部地區(qū)來說，教育程度介于發(fā)達與不發(fā)達之間，差異性較大，因此教育程度對幸福感可能會產(chǎn)生一定影響。從健康程度來看，不管在什么地區(qū)，健康對居民幸福感都有顯著影響。從房產(chǎn)數(shù)來看，其也對居民幸福感有顯著影響。社會公平也對幸福感有著顯著的影響，社會越公平，居民本身就越幸福。

六、結(jié)論

本文在已有的理論基礎(chǔ)上，從收入及收入差距對農(nóng)村居民幸福感產(chǎn)生的影響提出了五個假設。依據(jù)CGSS（2013）中農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)，采用有序概率模型對假設進行檢驗，得出以下結(jié)論：

第一，絕對收入對農(nóng)村居民幸福感有影響，但是并非只要增加絕對收入幸福感就會增強，絕對收入只對收入水平較低的階層或地區(qū)有顯著影響，由此說明借助絕對收入的增加來促進農(nóng)村居民幸福感，只對收入水平比較低的農(nóng)村居民起顯著作用。

第二，相對收入對農(nóng)村居民幸福感存在顯著正影響。不管是收入分層模型，還是地區(qū)分布模型，相對收入都對農(nóng)村居民幸福感有較大影響。因此說明人們在評價幸福感時應更加注重相對收入水平以及變化情況。

第三，收入差距與農(nóng)村居民幸福感之間存在倒“U”型關(guān)系，一定范圍內(nèi)的收入差距會促進居民幸福感，但較大的收入差距反而會降低居民幸福感。且對不同收入階層和不同地區(qū)的影響程度不同。endprint

第四，在控制變量中，年齡和幸福感之間存在“U”型關(guān)系，中年時期的幸福感最低，中年階段之前，隨著年齡的增長，幸福感在逐漸降低；中年之后，幸福感隨著年齡的增長而增強。教育程度對幸福感有影響，但其集中體現(xiàn)在中部地區(qū)；從婚姻狀況來說，已婚的居民幸福感更強；健康程度也對居民幸福感有顯著正影響，且對高收入階層的幸福感影響比其他階層高。有無孩子也對幸福感有顯著影響，有孩子的居民幸福感更高。社會公平，不管在何時何地對居民幸福感都有大影響。此外，擁有私家車和房產(chǎn)數(shù)越多的人越幸福，而私家車和房產(chǎn)數(shù)都是相對收入的間接體現(xiàn)，這也進一步說明了相對收入對居民幸福感具有顯著正影響。

綜上所述，要提升我國農(nóng)村居民幸福感，應該堅持以經(jīng)濟建設為中心，加快城鄉(xiāng)一體化的進程，促進農(nóng)村經(jīng)濟又快又好發(fā)展，縮小收入差距，提高農(nóng)村居民的收入水平。與此同時，還應該健全基礎(chǔ)設施，合理、均衡分配醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務資源；重視教育，提高農(nóng)村居民受教育水平；完善社會體制，重視三農(nóng)發(fā)展，促進社會公平，提高農(nóng)村居民的幸福感，讓農(nóng)村居民過上更加舒適、滿意的幸福生活。

注釋

①論文使用數(shù)據(jù)部分來自中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心主持之《中國綜合社會調(diào)查（CGSS）》項目。作者感謝此機構(gòu)及其人員提供數(shù)據(jù)協(xié)助，本論文內(nèi)容由作者自行負責。

②西部（3）：四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、廣西、內(nèi)蒙古中部（1）：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南東部（2）：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東。

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