Page 179 - 《社会》2016年第4期
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社会· ２０１６ · ４
表 ２ ： 犔狅 犵 （人均家庭收入）与个人幸福感的关系（序数 犔狅 犵 犻狋 模型估计值）
未控制省份固定效应 控制了省份固定效应
犆犌犛犛 调查数据 样本量
（ １ ） （ ２ ）
２００３ ０．３９０ （ ０．０３２ ） ０．４０９ （ ０．０３４ ） ５５１０
２００５ ０．５０３ （ ０．０３４ ） ０．５２９ （ ０．０３９ ） ９６２１
２００６ ０．３７２ （ ０．０３５ ） ０．３８９ （ ０．０３８ ） ９２２８
２００８ ０．３１６ （ ０．０４６ ） ０．３１４ （ ０．０５３ ） ５６４７
２０１０ ０．１９３ （ ０．０２５ ） ０．１７２ （ ０．０２７ ） １０２５０
２０１１ ０．２５６ （ ０．０３０ ） ０．２４２ （ ０．０３３ ） ４９１２
２０１２ ０．２２８ （ ０．０２５ ） ０．２４７ （ ０．０２８ ） １０３１５
２０１３ ０．２１２ （ ０．０２４ ） ０．２１６ （ ０．０２７ ） ９８５７
２００３ — ２０１３ ０．３７１ （ ０．０１８ ） ０．２７８ （ ０．０１４ ） ６５２７０
注： １． 所有系数都使用 犛狋犪狋犪 的“ 犽犺犫 ”命令进行了重新标度 （ 狉犲狊犮犪犾犻狀 犵 ），并纠正了
由误差分布差异对标准误估计造成的偏误影响，保证了同样变量的系数
在不同的模型之间具有可比性。其他控制变量包括受教育年限、是否已
婚、是否党员、是否当前未就业、年龄、年龄平方、性别以及居住地点（城市
还是农村），为了表格的简洁，此处未显示其他变量的系数以及常数项。
需要完整表格的读者可以与作者联系。
２． 对于总样本模型，同时控制了省份固定效应和调查年份固定效应。
３． 显著性水平： 狆 ＜ ０．０５ ， 狆 ＜ ０．０１ ， 狆 ＜ ０．００１ ；括号里是稳健标准
误，基于省份或“省份 × 访问年份”（对于总样本模型）的集群估计。
（二）横截面分析：省份层面
接下来，我们要回答“在同样时期内，更富裕省份的居民是否整体
上更快乐”的问题。我们首先需要将个人幸福感汇总到省份层面，不同
的汇总策略可能会影响结论，因而我们使用两种方法来检验结果的稳
健性。 １１ 首先，我们遵循大多数研究，将幸福感作为定距变量，计算每个
，
省 份 的 平 均 值 （ 犈犪狊狋犲狉犾犻狀 ， １９９５ ； 犞犲犲狀犺狅狏犲狀 犪狀犱 犎犪狉 犵 犲狋 狔 ２００６ ；
犈犪狊狋犲狉犾犻狀 ， 犲狋犪犾． ， ２０１０ ； 犇犻犲狀犲狉 ， 犲狋犪犾． ， ２０１３ ）作为省级幸福感的测量。
尽管均值有直观的优点，但其背后的等距假设却并不一定符合实际。
举例而言，虽然选项中的距离同为 １ ，选择“非常幸福”和“比较幸福”之
间的差异并不一定等于选择“不幸福”和“非常不幸福”之间的差异。为
了充分考虑幸福感作为定序变量的特性以及每个省份幸福感潜变量的
独特分布，我们也参考斯蒂文森和沃尔夫斯（ 犛狋犲狏犲狀狊狅狀犪狀犱 犠狅犾犳犲狉狊 ，
１１． 感谢匿名评审人对省级幸福感测量提出的有建设性的意见，依照评审人的提议，本文使
用两种省级幸福感指数以检验核心结果的稳健性。
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