Page 124 - 《社会》2017年第2期

再分配与幸福感阶层差异的变迁（ ２００５ — ２０１３ ）

犆犌犛犛 调查主要在每年 ７ — ８ 月进行，笔者选取 ２００４ 年和 ２００５ 年税负
比重的均值纳入 犆犌犛犛２００５ 模型，取 ２０１２ 年和 ２０１３ 年税负比重的均
值纳入 犆犌犛犛２０１３ 模型。据此计算得到 ２００５ 年省级宏观税负水平最
低值为 ８．１６％ ，最高值为 ２３．５１％ ； ２０１３ 年最低值是 １０％ ，最高值是
２９．２％ 。以同样方式计算得到 ２００５ 年和 ２０１３ 年的全国税负水平分别
为 １６．８１％ 和 ２２．６５％ 。
再分配水平以财政支出中科教文卫和社会保障支出所占比例作为
指标。根据历年的《中国统计年鉴》数据， １４ 使用与宏观税负指标相同

的计算方式，得到 ２００５ 年和 ２０１３ 年的全国再分配水平分别是 ２６．３４％
和 ４１．０４％ ； ２００５ 年省级再分配水平最低值为 ２２．３％ ，最高值为 ３８％ ；
２０１３ 年最低值为 ２４．６３％ ，最高值为 ４５．９％ 。
控制变量包括性别（ １＝ “男性”， ０＝ “女性”）、年龄、年龄平方、族群
（ １＝ “汉族”， ０＝ “少数民族”）、户籍（ １＝ “非农／城镇”， ０＝ “农村”）、党
员（ １＝ “中共党员”， ０＝ “非党员”）、自评健康（ １＝ “健康”， ０＝ “不 健
康”）、婚姻状况（ １＝ “在婚”， ０＝ “未处于婚姻状态”）、社会关系是否密
切（ １＝ “与亲人朋友联系密切”， ０＝ “不密切或一般”）。年龄及年龄平
方为定距变量，以拟合年龄与幸福感的曲线关系。其他变量都为二分
类变量。
分析模型的 选 择 由 因 变 量特 征决 定，对 幸 福 感 的 分 析 主 要 采 用
犗犔犛 回归，相对比较变量的分析采用 犔狅 犵 犻狋 模型。考虑到幸福感测量
本质上是定序变量，因此，在比较样本的模型系数时，都用序次 犔狅 犵 犻狋
模型和定序一般线性模型（ 犗犌犔犕 ）进行检验，以避免未观测到异质性
的影响（洪岩璧， ２０１５ ）。为了考察宏观税负和再分配水平的影响，笔者
采用分层线性模型（ 犎犔犕 ）。以往一些研究也考察了类似地区层次变
量对幸福感的影响，但遗憾的是并未采用 犎犔犕 ，未将地区层次变量处
理成宏观背景变量，因而忽略了数据的分层结构特性（巫锡炜、肖珊珊，
２０１３ ）。在本文的 犎犔犕 中，层一纳入个体层次变量，层二纳入省级层
次变量（省级宏观税负和再分配水平）。 １５ 在层二模型，我们只考察宏观

１４． 数据根据《中国统计年鉴（ ２００５ ）》《中国统计年鉴（ ２００６ ）》《中国统计年鉴（ ２０１３ ）》和《中国
统计年鉴（ ２０１４ ）》整理 得 到，年 鉴 数 据 皆 来 自 国 家 统 计 局 网 站（ 犺狋狋 狆 ：／／ 狑狑狑．狊狋犪狋狊． 犵 狅狏．犮狀 ／
狋 犼 狊 犼 ／ 狀犱狊 犼 ／）。
１５． 出于研究伦理考量， 犆犌犛犛 数据未披露省级以下单位的名称，因此我们只能以省级单位作
为层二变量，详见： 犺狋狋 狆 ：／／ 狑狑狑．犮犺犻狀犪 犵 狊狊．狅狉 犵 ／ 犻狀犱犲狓． 狆 犺 狆 ？ 狉＝犻狀犱犲狓 ／ 犪狉狋犪犫狅狌狋牔犪犻犱＝１７ 。
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