教育不平等對居民幸福感的影響

朱建文，黃振東

(安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引 言

雖然近幾十年西方發(fā)達國家人均國民收入大幅提升，但其國民的幸福感水平卻沒有顯著提高[1]，這一方面促使了世界各國政府和經(jīng)濟學界開始反思：一味的追求經(jīng)濟增長能否真正提高國民的福祉？另一方面使得幸福感逐漸成為政府和社會各界“超越GDP”的追求。[2]已有研究表明高幸福感有益于居民的健康水平與更加和諧的社會關系[3]，較低的幸福感會導致社會不穩(wěn)定和滋生犯罪。[4]當前中美貿(mào)易合作前景仍然存在不確定性，國際經(jīng)濟形勢依然嚴峻，而我國正處于經(jīng)濟社會轉型的關鍵時期，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展還任重道遠，在此背景下維持社會的和諧穩(wěn)定，提高居民的幸福感水平就顯得十分重要。

如何提高居民的幸福感水平一直是我國黨和政府關注的重點，也是學術界關注的熱點問題。不少研究發(fā)現(xiàn)，不平等現(xiàn)象與居民幸福感之間存在非常顯著的負相關關系，以美國為例，收入不平等程度較高的區(qū)域一般幸福感水平都較低。[5]國內(nèi)研究也表明，收入不平等和就業(yè)機會不平等是影響居民幸福感的重要因素。[6-9]教育同樣是與居民生活息息相關的因素之一，教育不平等是否會影響居民幸福感水平呢？

當前，我國教育資源分配還存在不均衡的現(xiàn)象，城鄉(xiāng)居民受教育水平仍然存在差距，多種形式的教育不平等現(xiàn)象并沒有隨著經(jīng)濟的發(fā)展而消除。由此，筆者基于2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，實證考察教育不平等與居民幸福感之間的關系，試圖回答以下問題：教育不平等會影響居民幸福感水平嗎？其背后作用機制是什么？對不同群體，教育不平等對其幸福感的影響程度是否存在差異？政府加強對教育的重視和支持能否降低教育不平等程度？又會對居民幸福感產(chǎn)生怎樣的影響？通過對這些問題的回答可以為我國如何提高居民幸福感水平以及改善當前教育不平等問題提供相關的政策建議。

二、文獻綜述

幸福感問題一直是學術界研究的熱點，這方面的研究最先是從心理學和社會學領域開始的，其后逐漸向其他學科拓展，但以經(jīng)濟學視角對幸福感的研究取得的成果最為豐碩。經(jīng)濟學界對幸福感研究的切入點是分析收入對國民幸福感的影響，Easterlin是最早開始研究收入對居民幸福感影響的先驅(qū)，其在論文中指出相對收入的提高會顯著提升居民的幸福感水平。[10]

隨著研究的不斷深入，越來越多的因素被證實會對幸福感產(chǎn)生影響。HeikkiErvasti指出失業(yè)會對幸福感產(chǎn)生顯著的消極影響。[11]Sanchez-Alvarez and Nicolas發(fā)現(xiàn)情商與居民幸福感存在正相關關系。[12]Guillen-Royoand，Monica提出消費可以提升居民的幸福感水平。[13]國內(nèi)的學者針對幸福感問題也進行了深入而系統(tǒng)的研究，趙新宇研究指出個體受教育水平的提高可以顯著提升居民幸福感水平。[14]閏丙金發(fā)現(xiàn)社會地位與居民幸福感存在正向關系。[15]

近來，學術界針對不平等現(xiàn)象對幸福感的影響展開了深入研究。很多學者發(fā)現(xiàn)收入不平等與居民幸福感存在顯著負向關系。[7，16]陳前恒等發(fā)現(xiàn)機會不平等會顯著降低進城務工人員的幸福感。[17]王洪亮和屠亞富指出不平等程度的擴大將會顯著抑制居民幸福感的提升。[9]同時期，學術界對我國教育不平等的相關問題也進行了研究，從已有的研究成果可以看出教育不平等會對居民的生活和工作產(chǎn)生十分深刻的影響[18]，但對于教育不平等與居民幸福感之間的關系，國內(nèi)外學術界還鮮有研究。

本研究的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：(1)已有的相關研究主要是從個體受教育水平對居民幸福感的影響進行分析，而本研究是基于教育不平等的角度分析對居民幸福感的影響，教育不平等反映的是地區(qū)教育資源的分配和均衡問題，而受教育水平反映的是個體的受教育程度，在研究視角上兩者具有本質(zhì)區(qū)別。(2)選擇合適的工具變量，一方面控制了模型的內(nèi)生性問題，使實證研究的成果更加可信；另一方面，為政策建議的提出提供依據(jù)和實證基礎。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

(一)變量選取

本研究所采用的個體幸福感數(shù)據(jù)均來源于2016年發(fā)布的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫。中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫調(diào)查的樣本數(shù)量龐大，調(diào)查手段十分可靠，調(diào)查地域覆蓋全國，調(diào)查結果具有很好的代表性；它還提供了我國居民經(jīng)濟、心理、教育、健康和家庭關系等多方面數(shù)據(jù)。綜合來看，中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫的被調(diào)查樣本符合當前我國居民的基本特征，可以被用于研究影響我國居民幸福感的相關問題。

作為模型的被解釋變量，居民幸福感數(shù)據(jù)來源于被調(diào)查對象對自己幸福感的打分，0分為最低分，表示自己非常不幸福；10分為最高分，表示自己非常幸福。描述性統(tǒng)計結果顯示被調(diào)查樣本的幸福感均值為7.495，表明我國居民幸福感水平較高。

模型的核心解釋變量為教育不平等程度，度量教育不平等的指標有不少，基尼系數(shù)是學術界測度社會公平最常用的方法，因此本研究引入了Thomas設計的改進后的教育基尼系數(shù)計算方法來對我國各省份的教育不平等程度進行測度[19]，避免了使用入學率和教育經(jīng)費數(shù)據(jù)度量教育不平等所帶來的問題，馬宏通過計算教育基尼系數(shù)對我國不同時期或不同省份的教育不平等程度進行了測度，并取得了較好的實證結果。[20]教育基尼系數(shù)計算公式如下：

式中，EL表示教育基尼系數(shù)，μ為平均受教育年限，pi和pj分別表示一定受教育年限的人口比例，yi和yj分別代表不同教育層次的受教育年限，n表示受教育層次的分組數(shù)量，參照已有的研究成果并根據(jù)我國現(xiàn)行的學年制度,將受教育程度劃分為5個層次，分別為：未上過學(受教育年限為0年)，小學階段(受教育年限為6年)，初中階段(受教育年限為9年)，高中或中專階段(受教育年限為12年)，大專及以上階段(受教育年限為16年)。

收入對居民幸福感具有顯著影響是學術界公認的事實，國內(nèi)學者在分析了我國居民收入與幸福感的關系后發(fā)現(xiàn)，絕對收入對居民幸福感影響較弱或不存在影響，而相對收入對居民幸福感影響顯著。[21-22]因此，選用相對收入代表居民的收入情況。根據(jù)CFPS調(diào)查問卷中的問題“您的個人收入在本地屬于？”被調(diào)查對象根據(jù)自己的收入在本地的檔次進行打分，其中0分為最低分，表示自己的收入在本地屬于最低水平；5分為最高分，表示自己的收入在本地屬于最高檔次。

根據(jù)已有的經(jīng)濟學和社會學的研究成果發(fā)現(xiàn)受教育水平、社會地位、性別、婚姻、健康狀況、戶口、年齡、就業(yè)狀態(tài)、信仰和政治面貌均會對居民的幸福感產(chǎn)生影響。故在模型中添加這些變量作為控制變量：受教育水平(劃分為8個層次：文盲、小學、初中、高中、大專、本科、研究生和博士，分別賦值為1、2、3、4、5、6、7、8)、社會地位(1—5分，1分表示社會地位低，5分表示社會地位高)、性別(男性賦值為1，女性賦值為0)、婚姻(已婚賦值為2，未婚賦值為1)、健康狀況(依據(jù)健康程度打分，1—5分，1分表示非常健康，5分表示不健康)、戶口(非農(nóng)業(yè)戶口賦值為0，農(nóng)業(yè)戶口賦值為1)、年齡、就業(yè)狀態(tài)(失業(yè)賦值為0，就業(yè)賦值為1，退休賦值為2)。同時，加入家庭人口數(shù)和是否擁有孩子(有孩子為1，沒有孩子為0)作為被調(diào)查對象的家庭特征控制變量。

表1 變量描述性統(tǒng)計

(二)模型設定

為了詳細考察遷移情況和家庭及個人特征如何影響樣本的社會階層，參考焦武的計量模型構建原理[23]，運用排序Probit模型建立如下估計方程：

Y*i=β1qi+β2Xi+εi(i=1,2……N)

其中Y*i表示潛變量，是樣本的幸福感的函數(shù)，它的值不能直接觀察到，但可以通過與其他可觀察變量建立數(shù)學模型，再進行相關推導計算出來。εi表示隨機擾動項，且服從正態(tài)分布；qi表示樣本所處省份的教育不平等程度；Xi代表其他影響樣本幸福感的個體特征和其他控制變量。令Y表示被調(diào)查對象的幸福感，它的值越大說明個體的幸福感越強。假設存在切點C1、C2、C3的情況下，Y和Y*i的關系如下所示：

由Y和Y*i的關系，可以得到Yi：

Pr(Yi=2)=Φ(β1qi+β2Xi-C1)-Φ(β1qi+β2Xi-C2)

Pr(Yi=3)=Φ(β1qi+β2Xi-C2)-Φ(β1qi+β2Xi-C3)

其中Φ(x)表示一般正態(tài)分布的累積分布函數(shù)，這是由于εi服從正態(tài)分布，故：

Pr(Yi=1)=Φ(C1-β1qi-β2Xi)

多元排序probit模型不同于一般的最小二乘法，其解釋變量參數(shù)所表示的經(jīng)濟學含義是概率而非邊際增加值。

四、實證分析

(一)實證結果

實證結果如表2所示?；貧w1主要是初步考察教育不平等程度、相對收入和社會地位對居民幸福感所產(chǎn)生的影響?？紤]到個體及家庭特征對居民幸福感的影響，回歸2中加入了個體特征變量，在回歸3中加入被調(diào)查對象的家庭特征變量，進一步分析教育不平等對居民幸福感的影響。

從回歸結果來看，核心解釋變量系數(shù)顯著，整體回歸效果較好?；貧w1的結果顯示教育不平等程度對居民幸福感的影響十分顯著且系數(shù)為負，這表明樣本所處省份的教育不平等程度越高會對其幸福感上升產(chǎn)生不利影響。同時可以看出相對收入和社會地位對于提高居民幸福感的概率具有較高的正向影響。從回歸2中可以看出在加入了個體的特征變量后，教育不平等程度對居民幸福感的影響有所下降，但結果仍然顯著為負。同時學歷對居民幸福感影響為正且顯著，這表明受教育水平提高有利于居民幸福感的上升，這與已有的研究成果相符合?；貧w3中加入了家庭特征變量后，并沒有對教育不平等的系數(shù)產(chǎn)生較大影響，教育不平等對居民幸福感的影響始終相當顯著且為負向影響。

(二)穩(wěn)健性分析

為了檢驗結果的穩(wěn)健性，引入兩種檢驗模型穩(wěn)健性的方法：替換估計法和OLS估計方法。運用OLS估計法對模型重新進行估計，估計結果見表3回歸1。采用替換估計法檢驗模型的穩(wěn)健性，參考楊晶的做法[6]，重新對居民幸福感進行劃分，對于幸福感處于平均線以下的個體，將其幸福感的值設為0；對于幸福感處于平均線以上的個體，將其幸福感的值設為1。將重新劃分后的居民幸福感作為模型的被解釋變量并改用二值probit模型進行估計，結果如表3回歸2所示。從估計結果來看，模型各解釋變量系數(shù)顯著，核心解釋變量和主要解釋變量的估計結果與基準回歸結果基本一致，這說明本文構建的模型估計結果是穩(wěn)健的。

表2 基準回歸結果[注]***、**、*分別表示分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)的值為穩(wěn)健標準誤。以下各表同。

表3 穩(wěn)健性分析回歸結果

(三)內(nèi)生性分析

本研究的計量模型中，可能存在遺漏變量的問題，地區(qū)的文化教育底蘊和不同區(qū)域之間對教育重視程度的差異等不可觀測的變量，可能既會影響個體的幸福感，同時影響教育不平等程度，這會導致內(nèi)生性問題。為克服內(nèi)生性，采用工具變量法進行兩階段估計，選擇的工具變量是能夠充分反映政府對教育工作重視程度和支持力度的指標。能夠反映政府對教育重視程度的指標不少，如：財政支出中對教育方面的支出比例、專職教師與學生數(shù)量比、新增學校數(shù)量等。但這些變量往往只能從某一特定方面反映政府對教育的重視，實際上政府對教育的重視方式是多元的，既包括加大經(jīng)濟資源的投入，又包括行政資源的投入。例如，制定促進教育發(fā)展的法律法規(guī)、選派合適人選進入學校擔任管理者等。因此想要綜合考察政府對教育的重視程度和支持力度是有一定難度的。參考陳詩一的方法[24]，筆者選取省級政府工作報告中與教育相關段落的字數(shù)占整篇政府報告字數(shù)的比重來度量政府對教育的重視程度和支持力度，同時考慮到教育不是一年兩年就可以發(fā)展起來的，故統(tǒng)計了2014年前十年的省級政府工作報告中與教育相關段落的字數(shù)比重，再取平均值作為反映政府對教育的重視程度和支持力度的綜合指標。

選擇這一變量的原理，首先是因為政府工作報告既反映了政府過去一段時間的工作成果，又展示了政府在下一階段的工作重點，因此采用政府工作報告中與教育相關段落的字數(shù)比重可以綜合反映政府對教育的重視程度。其次，在我國公辦教育仍占主導地位，教育資源集中在政府的手中，只有靠政府對教育資源合理分配才有可能改變地區(qū)教育不平等的現(xiàn)象，政府對教育越重視，地區(qū)的教育不平等現(xiàn)象就越有可能改善。最后，省級政府工作報告中教育相關段落的字數(shù)比重與居民的幸福感并不存在直接關系，滿足工具變量外生性假定。因此使用省級政府工作報告中與教育相關段落的字數(shù)比重作為工具變量是合適的。

使用省級政府工作報告中與教育相關段落的字數(shù)比重作為反映政府對教育重視程度和支持力度的代理變量，不僅能夠有效緩解模型內(nèi)生性問題，而且還可以在統(tǒng)一的計量模型內(nèi)分析政府教育行為對教育不平等和居民幸福感產(chǎn)生的影響。運用二階段回歸對基準模型進行內(nèi)生性檢驗，結果如表4所示。

表4 內(nèi)生性檢驗結果

根據(jù)Durbin-Wu-Hausan檢驗的內(nèi)生性結果，p值在10%的水平內(nèi)拒絕了模型不存在內(nèi)生性的問題。第一階段回歸結果顯示，省級政府工作報告中與教育相關段落的字數(shù)比重對教育不平等程度的影響系數(shù)為負值且在1%水平顯著，證實了政府對教育的重視程度與教育不平等程度呈負相關的假設。同時一階段F值遠大于10%的臨界值，故使用省級政府工作報告中與教育相關段落的字數(shù)比重做工具變量是合適的，且不存在弱工具變量選擇問題。工具變量的估計結果顯示，教育不平等的系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，系數(shù)值為-3.936。以上的回歸結果表明，在控制了模型的內(nèi)生性后，教育不平等仍對居民幸福感存在顯著的負向影響，同時還表明政府提高對教育的重視程度有利于降低教育不平等程度。

(四)異質(zhì)性分析

孩子的教育問題一直是中國家庭的重中之重，中國古代就有孟母三遷的故事。在現(xiàn)代，許多家庭不惜投入大量資金甚至是舉家移民就為了給孩子提供一個更好的學習環(huán)境和升學機會?？梢钥闯?，孩子的教育問題一直受到中國家庭的高度重視，而教育不平等可能會影響到孩子的受教育水平進而影響到孩子未來的發(fā)展，由此猜想相比于沒有孩子的居民，教育不平等會對有孩子居民的幸福感水平產(chǎn)生更大影響。為了驗證這一想法，筆者建立了被調(diào)查對象是否有孩子與教育不平等的交叉項，通過考察該交叉項的系數(shù)大小，判斷有孩子是否會影響教育不平等對居民幸福感的影響程度。結果如表5所示。

表5 不同家庭特征下教育不平等對居民幸福感的影響[注]***、**、*分別表示分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；括號內(nèi)的值為穩(wěn)健標準誤。

由表5回歸2所示，教育不平等變量的系數(shù)值顯著為負；同時，是否有孩子與教育不平等的交叉項系數(shù)值顯著為負，且值為-1.797。這表明無論是否有孩子，教育不平等都會對居民幸福感產(chǎn)生影響，但對于有孩子的個體，教育不平等對其幸福感水平的影響程度更大。

五、傳導機制分析

以上的研究成果實際上已經(jīng)表明教育不平等會對居民的幸福感產(chǎn)生負向影響，那么教育不平等對幸福感產(chǎn)生影響的機制又是什么呢？已有研究成果表明，教育不平等往往與居民受教育水平呈現(xiàn)負相關關系。Thomas通過分析不同國家的教育基尼系數(shù)發(fā)現(xiàn)，教育基尼系數(shù)與勞動力的受教育水平存在負相關關系。[19]文曉國運用我國31個省份的人口數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)教育基尼系數(shù)較高的省份其人均受教育水平往往提升較慢。[25]另一方面，在我國當前的社會背景下，個人受教育水平將會直接影響其社會地位和收入水平[26]，而個人的社會地位和收入水平將會顯著影響其幸福感水平，可見教育不平等對居民幸福感的影響是十分深刻的。因此，教育不平等可能首先會影響個體的受教育水平，再通過居民受教育水平的差異對個體收入水平產(chǎn)生影響，并進一步影響居民的幸福感。為了驗證這一想法，筆者基于CFPS數(shù)據(jù)考察了教育基尼系數(shù)與居民受教育水平間的關系以及受教育水平對收入水平的影響。結果如表6所示。

表6 教育基尼系數(shù)對受教育水平的影響

由表6展示的結果可以看出，教育基尼系數(shù)確實與受教育水平呈現(xiàn)負相關關系，同時個體的受教育水平將會顯著且正向影響其收入水平。因此，教育不平等可能是通過影響個體受教育水平和收入水平這兩個中介變量，從而對居民生活產(chǎn)生重要的影響。居民幸福感是被調(diào)查居民的感受，只有對居民的物質(zhì)上或精神上具有重要性的東西才會影響其幸福感。同理，正是因為教育不平等會影響到個體的受教育水平和收入水平，所以凸顯了教育不平等會對居民生活產(chǎn)生較大影響，教育不平等才會顯著影響居民幸福感。猜想過程可由圖1所示：

圖1 教育不平等影響居民幸福感的機制

為了進一步分析教育不平等影響居民幸福感的作用機制，引入多步中介的Bootstrap中介效應檢驗方法，考察了兩條中介路徑：路徑1：教育不平等→受教育水平→居民幸福感；路徑2：教育不平等→受教育水平→收入水平→居民幸福感。運用SPSS計量軟件，參照Hayes提出的多步中介變量的檢驗方法[27]，進行Bootstrap中介變量檢驗，樣本量選擇為5 000，設置95%的置信區(qū)間。計量結果如表7所示。

表7 中介效應檢驗[注]表中學歷等同于前文的受教育水平。

結果表明，“教育不平等→受教育水平→居民幸福感”的中介路徑顯著(95%置信區(qū)間下CI值范圍為-1.538至-1.038，不包含0)，中介效應作用值為-1.281；“教育不平等→受教育水平→收入水平→居民幸福感”的中介路徑顯著(95%置信區(qū)間下CI值范圍為-0.097至-0.014，不包含0)，中介效應作用值為-0.055?？梢妰蓷l路徑都是真實存在的，即教育不平等會通過影響受教育水平和收入水平，進而影響居民的幸福感水平。

六、結論與政策建議

首先從理論上分析了教育不平等對居民幸福感的影響，并使用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)實證考察了教育不平等對居民幸福感的影響。其次，為避免內(nèi)生性引起的估計偏差，使用省級政府工作報告中關于教育的相關段落占比作為工具變量進行估計。最后考察了教育不平等對居民幸福感產(chǎn)生影響的傳導機制。研究結果表明：(1)在控制個體特征和家庭特征之后，在1%的置信水平下，教育不平等會降低居民幸福感水平上升的概率。(2)對于有孩子的個體，教育不平等對其幸福感影響程度更大。(3)教育不平等對居民幸福感產(chǎn)生影響的作用機制是通過影響個體的受教育水平、收入水平。

改善教育不平等帶來的好處是顯而易見的，一方面可以有效提高我國國民的整體受教育水平，提高勞動力整體素質(zhì)，助推經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；另一方面，有利于提升我國居民的幸福感水平，促進社會和諧。研究結果表明要改善我國現(xiàn)在的教育不平等現(xiàn)象，仍然需要政府加強對教育的重視程度和管理力度，合理調(diào)配教育資源?？梢詮膬煞矫嬷指淖兾覈斍敖逃黄降鹊默F(xiàn)狀：(1)中央政府從宏觀層面協(xié)調(diào)教育資源分配，加強對教育弱省的教育資源投入，引導和鼓勵社會資本興辦教育。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平往往決定了地方政府對教育的投入能力，如果地方政府財政收入不高導致政府對教育的投入不夠會使教育發(fā)展落后，落后的教育又會反過來影響地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，如此便形成了惡性循環(huán)，不利于地區(qū)經(jīng)濟和教育的發(fā)展。因此需要中央政府統(tǒng)籌教育資源，加強對教育弱省的扶持，改善地區(qū)教育不平等現(xiàn)象。(2)省級政府應對省內(nèi)教育資源進行合理分配，加強對農(nóng)村教育資源的投入，提高對教育的財政投入和政策傾斜，提高教師待遇，鼓勵高素質(zhì)人才投身教育事業(yè)。當前我國城鄉(xiāng)教育水平還存在較大差距，農(nóng)村教育的發(fā)展面臨著資金投入不足、教師緊缺、教學硬件不到位等現(xiàn)象，提高對農(nóng)村教育的資源投入可以有效改善農(nóng)村教育水平，有利于我國的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。同時政府也應提高教師待遇，吸引優(yōu)秀人才投身教育事業(yè)，積極改善教育不平等現(xiàn)象，促進居民幸福水平的提升。