Page 183 - 《社会》2016年第4期

社会· ２０１６ · ４

及 犛牔 犠 指数两种幸福感测量。例如，对 ２００５ 年来说，上海市的幸福
感第一差异等于 ２００５ 年上海市整体幸福感（均值／ 犛牔 犠 指数）减去
２００３ 年整体幸福感（均值／ 犛牔 犠 指数）；江西省的经济发展水平长期
（
（
差异等于 ２０１３ 年江西省的 犔狅 犵狆 犮犌犚犘 ）减去 ２００３ 年的 犔狅 犵狆 犮犌犚犘 ）。
表 ４ 展示了基于两种幸福感指数的短期和长期变化的分析。首先
是幸福感均值，第 １ 列显示经济水平的短期变化和幸福感的短期变化
之间有显著的正向相关，在 ２００３ — ２０１３ 年，若某一省份的经济水平与
上一调查年相比有所增长，该省的整体幸福感也同样有所增长。这种
短期差异之间的正向相关与前文基于横截面集合层面数据的发现类
似，也与已有研究的发现一致（ 犠狌犪狀犱犔犻 ， ２０１３ ）。第 ２ 列是长期变化，
显示在经济发展迅速的十年期间，经济的增长对幸福感变化没有显著
影响。尽管在长期变化模型中样本量只有 ３０ 对变化，增加了系数的标
准误，但与短期变化模型相比，长期变化系数的大小也实质性地降低
了，这说明长期变化相关的不显著也许并非是由过小的样本引起的。
尽管本文使用的数据涵盖的时间不足够“长期”，但也发现了经济水平
变化对幸福感变化没有显著影响，因而为“幸福感悖论”提供了强有力
的支持证据。第 ４ 、 ５ 列采用了 犛牔 犠 幸福感指数得到了同样的结论。
因为 犆犌犛犛２００３ 仅包含了城市样本，与后面年份数据并不完全可比，我
们删除 犆犌犛犛２００３ ，再重复了长期差异的相关分析。如第 ３ 、 ６ 列所示，
即使将数据的时间跨度缩短为 ８ 年（ ２００５ — ２０１３ ），经济水平的“长期”
变化与幸福感的“长期”变化之间的相关仍然不显著，该发现对于均值
或 犛牔 犠 指数作为省份幸福感测量的模型同样适用。这与之前基于
中国局部地区样本的相关研究结果相吻合（邢占军， ２０１１ ）。
综上所述，尽管在 １ — ２ 年的短期内，经济水平的变化与幸福感水
平的变化之间仍有显著的正向相关，但与“幸福感悖论”假设的期望一
致，在十年内，各个省份的经济水平变化对幸福感水平的变化没有显著
影响。图 ４ 展示了经济水平变化与省级人均生产总值之间的关系。这
种“长期内财富增长并未显著提高幸福感”的现象与伊斯特林提出的
“幸福感悖论”是一致的。
五、结论和讨论

本文使用 犆犌犛犛 （ ２００３ — ２０１３ ）的集合数据，为伊斯特林在四十年前

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