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会员注册内容提要：本文采用2006年中国综合社会调查数据(CGSS2006)分析社区内其他人的幸福感对本人幸福感的影响。估计结果显示：在控制了个体特征、婚姻和收入状况后，社区平均幸福感对社区内个体幸福感存在显著的正向效应，即幸福是可以传染的。本文对幸福感传染性的性别差异作了进一步检验，研究发现：幸福感更容易传染给女性。在加入社区固定效应和控制了核心解释变量的内生性问题后，计量结果依然稳健。因而，完善城镇居民社会网络结构、建设和谐社区以及构建社会信任体系对于提高城镇居民幸福感，特别是女性幸福感具有重要的政策意义。
关键词：幸福感 传染性 性别
作者简介：刘斌，李磊，南开大学经济学院国际经济研究所，电子信箱：liubin2004boy＠126.com(刘斌)，nklilei＠gmail.com(李磊)；莫骄，南开大学经济学院风险管理与保险学系（天津 300071）。
一前言
全球畅销书Connected的作者Fowler和Christakis(2009)发现，如果你身边重要的朋友、家人或邻居感到幸福，那么你也会幸福许多。更准确地说，如果居住在离你1英里内的一个朋友生活幸福感显著提升1个单位，那么，你的生活幸福感就会增加25％。存在同样效应的还有同居配偶(幸福感提升8％)、居住在1英里之内的兄弟姐妹(幸福感提升14％)和邻居(幸福感提升34％)。幸福能够传染的可能解释是，幸福传播的强度似乎更多地依赖于社会交往的频繁度(与地域邻近密切相关)。幸福的人更倾向与亲朋好友分享好运气(例如，进行沟通、提供帮助或在经济上慷慨解囊等)。另外，幸福的人往往更善于和更主动地改善自己的行为，对周围亲近的人更加友好，或不那么有敌意。
幸福感是一种情绪体验。部分学者从情绪传染的角度研究个体情绪和群体情绪间的关系。Spoor与Kelly(2004)研究发现，群体内的情绪将会影响到群体内的团结和协作精神。正面情绪通常会对群体内成员起到吸引和激励的作用，而负面情绪应当尽可能的避免，因为它将动摇群体成员间的和睦与团结(Felps等，2006；Walter与Bruch，2007)。Ilies等(2007)的研究也认为个体成员情绪与群体情绪间存在正相关关系。此外，个体成员情绪与群体情绪的一致性受到个体差异性与群体成员熟悉度的影响(Hashim等，2008)。Fulmer与Barry(2009)从企业管理的视角指出群体组织可以将情绪引入组织管理过程当中，通过“情绪管理”来影响个体成员的行为与思想。
国外对幸福感传染性的经验研究并不多见。经验分析的难点在于社交网络范围的划定问题。由以上文献可知，幸福的传播依赖于社会交往的频繁度和区域接近度，幸福感(或情绪)的传染性与社交网络密切相关。上述文献的基本观点是：共同居住的配偶、兄弟姐妹、朋友和邻居等之间联系较为密切，可以组成一个社交网络。但问题是：目前大多数据并不包含此类社交网络的信息，因而难以合理而准确地划定社交网络的范围。幸运的是，Knight与Gunatilaka(2009)的研究为我们的研究提供了思路。他们依据2002年中国家庭住户收入项目调查数据(CHIP)的特点，将社交网络划定在村委会(CHIP2002调查数据有村委会的代码)，以此建立计量模型进行经验检验。他们的研究结果显示：幸福在农村是可以传染的。该文献的重要贡献是：在现有数据条件下，对社交网络范围进行了较为合理的划分。同时，该文献也存有局限性：其一，该文分析样本仅限定于农村地区，未包括城镇社区(CHIP2002调查数据没有城镇社区代码)；其二，该文未对幸福感传染机制进行检验；其三，该文未能有效控制影响幸福感传染性的群体“关联效应”和“情境效应”，这两种效应的存在会对幸福感传染性是否存在的判断带来干扰(下文中将做详细介绍)；其四，该文并没有进一步对幸福感传染性的群体差异性进行深入分析。那么，在一个城市社区内，幸福感是可以传染的吗?幸福感传染机制是如何发挥作用的?此外，在哪类人群中，幸福感传染性更强?
对于上述问题的解释具有重要的实际意义和政策含义。其实际意义在于：我们在关注个体自身发展和完善(如规范自身行为和提高经济收入等)的同时，更应该重视社会网络(如周围人的语言、行为和情绪等特征)对个体幸福感的影响。个人和家庭的需求和满足与其所生活的特定社会环境有着千丝万缕的联系。每一个家庭和个人都是生活在一定的社会环境之中，被强大的社会网络所包围，这个网络决定并制约着个人的思想、情感甚至价值观。其政策含义在于：让人民群众真正具有幸福感，既是落实科学发展观的一杆标尺，也是建设和谐社会的根本出发点和落脚点。
鉴于此，本文依据中国综合社会调查(CGSS2006)数据的特点，将城市社区作为一个社交网络区域，分析社区内他人幸福感对本人幸福感的影响，并得出结论和提出相应的对策建议。与以往的研究相比，本文在以下三个方面做了全新的尝试：一是使用中国综合社会调查(CGSS2006)的数据作为研究样本，探讨了城镇社区幸福感传染性问题；二是较为全面地捕捉到社会人口因素(性别、年龄和政治面貌等)、经济因素(收入等)和社区特征(小区环境)等微观因素对主观幸福感的影响；三是依据CGSS2006调查数据的信息，尝试检验幸福感的传染机制，并得出有意义的结论。
二计量模型的建立和数据说明
(一)计量模型的建立
依据以上的文献回顾和本文附录(附录1中，本文对于幸福感的传导机制做了较为详尽的数理分析)，我们推测：在一定范围和条件下，幸福感具有传染性这一特征是可能存在的。当然，推测还需经过严格的计量分析加以验证。本文的计量模型是在 Knight和Gunatilaka(2009)的研究基础之上建立的，分析的基本思路是：在一个城市社区内，检验和分析他人幸福感对本人幸福感的影响。计量模型形式如下：
在相同地区内的受访者，观察到的和未观察到的特征可能具有相关性，即产业聚类误差问题，本文使用Rogers(1993)的方法纠正同一地区内个体特征间的误差相关性。本文对于离群值的处理采用Barnett和Lewis(1994)的方法，即所有离群值均以仅次于(大于或小于)非离群值替代。Stata软件调整离群值的命令为winsor。为了克服个体间可能存在的而又无法识别的异方差，本文所报告的估计系数均经过了怀特(White)异方差修正。
(二)数据来源的说明
本文数据来源于2006年中国综合社会调查(CGSS2006)。CGSS调查数据是由中国人民大学社会学系与香港科技大学调查研究中心合作开展的全国性的社会基本状况调查。CGSS2006的调查是第三轮调查。本次调查采用分层的四阶段不等概率抽样：区(县)、街道(镇)、居委会或村委会、住户和居民，该调查分为家庭卷、农村卷和城市卷三部分。此调查访问的对象是根据随机抽样的方法，在全国28个省市抽取10000个家庭户，然后在每个被选中的居民户中按一定规则随机选取1人作为被访者。本文研究对象为城市居民的幸福感，因而，本文选取家庭卷和城市卷的调查数据。基于该数据集，在剔除指标缺失的样本点后，本文最终得到3428个城镇居民样本点。
(三)主要变量的解释
1.个体幸福感和社区平均幸福感(除本人外)。CGSS2006调查表中关于幸福感的问题是“总体而言，您对自己所过的生活的感觉是怎么样的?您感觉您的生活是：非常不幸福、不幸福、一般、幸福和非常幸福”。并分别对其赋值为1=非常不幸福，2=不幸福，3=一般，4=幸福，5=非常幸福。尽管这种幸福感测度的方法较为简单，但这一度量具有充分的效度(validity)和信度(liability)(Veenhoven，1995)，并具有心理测量学的充分性。许多研究幸福感的文献也采用类似的度量方法(罗楚亮，2006；Knight等，2007；Pouwels等，2008；Knight和Gunatilaka，2009)。事实上，自20世纪70年代以来，许多发达国家进行的“生活质量调查”的核心指标就是总体幸福感水平，它是对居民主观福祉进行地区比较和时间趋势分析的基本指标。因而，我们也采用受访者报告的幸福感作为幸福水平的测度指标。
图1主观幸福感的柱状分布
图1为本文数据的主观幸福感的柱状分布图。图中显示：主观幸福感为“一般”和“幸福”的人群占有相对多数，而主观幸福感为“非常不幸福”、“不幸福”和“非常幸福”的人群占比相对较少。这表明在调查数据所调研的城市之中，居民的总体幸福感存在差异性。总体而言，居民的幸福感介于“一般”与“幸福”之间，大多数人既不感到“非常幸福”，也不会感到“非常不幸福”。其可能的原因是：一方面，居民从经济增长中获益，主观幸福感得以提升；但另一方面，现在社会较大的生活压力造成了居民幸福感下降，这两方面原因同时作用，使得居民既不感到“非常幸福”，也不感到“非常不幸福”。
图2报告了主观幸福感的年龄核密度分布图。JB正态性检验表明在不同主观幸福感下，年龄分布均不服从正态分布。图中显示：年龄小的居民相对集中于幸福感相对较高的区域，老年人的幸福感分布特征并不十分明显，而多数中年居民的幸福感处于较低水平(如图2所示)。这是符合实际情况的。年龄较小的居民生活压力较小，其幸福感相对较高。老年人一方面受到健康状况的影响导致幸福感水平较低，但另一方面，见惯了“大风大浪”的老年人，其心态较为平和，幸福感指数相对较高。而对于“上有老，下有小”的中年人来说，生活和工作压力相对较大，其幸福感相对较低。
图2不同主观幸福感下的年龄核密度分布
本文一个重要的解释变量是他人幸福感。考虑到幸福感传染与空间距离密切相关(Knight和Gunatilaka，2009)，他人幸福感的测度须在一定的社交网络范围内进行。CGSS2006的调查地点分四个层次，具体为省／自治区／直辖市、市+县／区、乡／镇／街道和居委会村委会。调查数据的采访地点具体到了居委会，这就为本文研究幸福的传染性提供了恰到好处的区位空间。在同一个社区内的居民“低头不见抬头见”，其社区居民联系相对较为密切。社区内人与人之间的交往形成了一个社交网络。因而，他人幸福感变量可以由社区平均幸福感(除本人外)表示。社区平均幸福感(除本人外)计算方法为：在一个社区(居委会)内，其他受访者(除本人外)幸福感的平均值。其计算公式为：
其中，N代表社区内被调查者的人数。
2.其他解释变量的说明。本文的控制变量是在以往文献的研究基础之上进行选择的。归纳起来，经典文献对影响幸福感的因素主要划分为三大类，具体为：一是社会人口因素(Oswald，1997；Blanchflower和Oswald，2004；Knight和Gunatilaka，2009)，如年龄、性别、婚姻状况和受教育年限等；二是经济因素(Easterlin，2001；Ram，2009)，如个人收入、家庭收入、政府支出和通货膨胀等；三是体制性因素(Frey和Stutzer，2000)，如公民权利和义务等。由于调查问卷中缺少体制性因素的数据，故本文未对体制性因素进行讨论。同时，考虑到婚姻状况对个体幸福感影响的重要性，本文把婚姻状况单独划归为一类。
个体特征变量主要包括年龄、年龄的平方、①性别(男性=1，女性=0)、宗教信仰(有信仰=1，其他=0)、民族(汉族=1，其他=0)、政治面貌(共产党员=1，其他=0)、户籍类型(城镇=1，其他=0)、受教育年限、是否有住房(有住房=1，其他=0)、是否有工作(有工作=1，其他=0)和工作时间。
婚姻状况变量包括未婚(未婚=1，其他=0)、已婚(已婚=1，其他=0)、离异或丧偶(离异或丧偶=1，其他=0)。
经济状况包括个人收入和是否个人收入高于社区平均个人收入(个人收入高于社区平均个人收入=1，个人收入低于或等于社区平均个人收入=0)。
3.情境效应和关联效应的控制。在对传染性问题的研究中，存在一个不容忽视的问题，即具有某种特征的个体更容易聚集在一起，或个体特征受到地理因素的影响通常会表现出相同特性，这种情形是完全可能存在的。Manski(1993)的研究把上述情形分解为情境效应和关联效应。情境效应是指社区内所有人受到社区特征的共同影响，例如和谐的社区环境，服务周到的物业以及环境幽雅的小区，因而社区内的居民会表现出较高的幸福感水平。关联效应是指社区内居民的趋同表现是因为他们具有相似的但却不可观测的个人特征，例如在本文的计量模型中未能控制的因素可能会导致更高(或更低)幸福感水平的人居住在同一个社区内。上述两种效应可能使得个人幸福感的提高被“错误”地归因于受小区平均幸福感的影响。因此，这两种效应给判断对幸福感传染性是否存在带来干扰。就如何控制情境效应和关联效应，汪汇等(2009)对信任“同群效应”的研究给予本文有意义的启示。对于情境效应，可以在计量模型之中加入包含关于社区特征的信息(Bramoullé等，2007)。而关联效应实际上反映了遗漏变量带来的内生性问题，因而可以采用工具变量的方法来处理(Evans等，1992)。
鉴于此，首先，本文加入社区环境污染变量和社区类型②的虚拟变量③以有效控制情境效应。CGSS2006数据关于社区的数据描述并不多。其中，关于社区环境有这样一项调查，“最近一年来，您或您的家人是否因为环境污染(包括空气污染＼水污染＼垃圾污染＼噪声等)遭受健康或经济损失?”社区环境污染会使整个社区内的居民均受到侵害，使得社区居民生活质量的幸福感指数明显下降，因而加入社区环境这一变量可以有效控制情境效应对个体幸福感的影响。另外，社区类型也会对个体幸福感有着明显的影响，比如家住棚户区的居民的幸福感指数可能较低，而住在别墅的居民生活质量和品位较高，因而加入社区类型的虚拟变量也可以有效控制情境效应对个体幸福感的影响。其次，本文以“在过去12个月来，是否社区内其他居民家里(除本人家里外)被人室偷窃”作为工具变量，运用两阶段最小二乘法进行估计，以有效控制关联效应。本文认为小区内其他居民家里(除本人家里外)是否被入室偷窃总是通过影响小区的平均居民安全感水平而间接影响本人的幸福感水平，而通常其他居民家里(除本人家里外)是否被入室偷窃对本人的幸福感不会产生直接影响。因而，运用两阶段最小二乘法估计可以有效控制关联效应对个体幸福感的影响。当然，下文的检验结果也充分验证了这一点。
(四)变量的描述性统计与相关系数矩阵
表1报告了主要变量的描述性统计。
表2报告了主要变量的相关系数矩阵。从表2中可以看出，各个变量之间的 Pearson相关系数和Spearman相关系数均低于0.7(除年龄与年龄的平方相关系数较大外)。通过进一步考察方差膨胀因子(Vahance Infladon Factor，VIF)，发现取值介于1.45～4.26之间，在可接受范围之内，④因此我们不必太在意多重共线性问题。当然，更有意义的结论还有待于下文严谨的计量检验才能最终得出。
三经验分析
在计量模型建立的基础之上，本节对幸福感的影响因素进行计量检验。首先，本节对主观幸福感的影响因素进行经验分析，并重点探讨社区内平均幸福感(除本人外)对个体幸福感的影响；其次，本文运用两阶段最小二乘法控制变量的内生性问题，对模型进行稳健性检验；最后，本文对于幸福感传染机制进行探索性经验分析，以期得到更有意义的结论。
(一)普通最小二乘法的估计结果
表3报告了普通最小二乘法的估计结果。列(1)报告了基准模型(未加入社区平均幸福感变量)的估计结果。列(2)报告了加入社区平均幸福感变量的计量结果。将社区平均幸福感变量引入到列(2)中，导致R[2]提高了约9个百分点，可以推测，社区平均幸福感对于解释本人主观幸福感的变动有一定作用。列(3)～(5)报告了逐步加入工作状况、婚姻状况和收入状况变量后的计量结果。列(6)和(7)报告了逐步加入社区特征变量(社区环境变量和社区固定效应)后的计量结果。(2)～(7)列估计结果均显示：社区平均幸福感(除本人外)对本人幸福感具有明显的正向效应，结果符合预期。对于幸福感传染性的影响机制问题在本文附录1里作了较为详细的数理分析，下面仅作简要说明。
幸福感的传导机制主要有以下几种：第一，模仿机制(Chapple，1982；Ekman，1993；Lundqvist和Dimberg，1995)。当别人表现得较为幸福时，本人会模仿和学习他人幸福的表情、语言、动作和行为等，进而改变自身的情感。第二，联想—学习机制(Hoffman，2002)。当观察者与他人在同一场合时，在他人情绪诱发下，会展现出与他人相似的情绪，此时，观察者的情绪感受与他人的情绪表达线索相一致。这一情绪线索将直接导致观察者“感同身受”，或间接地激发观察者回忆过去相似的经历，从而产生与周边他人相似的情感状态。第三，语言调节联想机制(Hoffman，2002)。对于某一特定环境的语言或文字描述可以激发起观察者产生与所描述情景相似环境的想象。这一想象将使观察者产生与语言或文字描述相一致的情绪感受。第四，认知机制(Hoffman，2002)。认知机制的核心思想是主观想象和换位思考，观察者将自己想象为处于幸福感之中的另一个人，并想象在该情景下与该人相似的幸福感的情绪体验。第五，直接诱导机制(Preston和de Waal，2002)。在幸福感传导过程中，存在一个直接诱导的过程。当对某一个体的幸福表现行为产生认知后，观察者原有的情绪状态就会被刺激并发生改变。
对幸福感的其他基本决定因素(年龄、性别、宗教信仰、民族、政治面貌、户籍、受教育年限、是否有房、是否有工作、工作时间和收入状况等)的检验结果与已有的研究相似。
通常，青年往往具有远大的抱负，且生活压力相对较小。经过“大风大浪”的老年人心态更为平和，他们所订立的目标会变得更合理(Campbell等，1976)，幸福感更容易得到满足，而中年人社会和家庭责任相对较大，生活和事业方面的压力使得中年幸福感相对“缺失”。因此，青年人和老年人的幸福感比中年人相对较高。性别对幸福感的影响系数为负，说明女性相对男性而言感到更加幸福。妇女期望与抱负较男性较少，女性面对相对较小的生活压力、较低的生活责任和社会责任，因而女性相对感觉也较为幸福。宗教信仰对幸福感的影响并不大，其可能的解释是：一方面，宗教信仰能够使人具有精神寄托，减小恐惧感；但另一方面，宗教信仰在某种程度上阻碍人的幽默与创造力发展(Saroglou和Jaspard，2001)，降低人们适应社会的能力。民族变量系数的符号方向和显著性水平并不稳定，说明种族差异对幸福感影响并不明显，中国实行的民族政策有效地保证了少数民族享有平等权益。党员身份的系数为正，且在1％显著性水平下显著，说明党员对于幸福感有着正向效应。在社会上，党员比非党员社会认可度更高，在企事业单位内部，如果是党员可能会得到更快的升迁。户籍身份对个人主观幸福感并没有显著影响，说明中国经过户籍制度等改革，有效促进了公共服务的均等化。受教育年限对幸福感的影响具有正向显著性。虽然随着文化程度的提高，其欲望和满足感也会相应提高，但总的来看，“高学历”所带来的社会地位提升和生活质量的改善对于个体幸福感的提高还是具有重要作用的。住房的系数为正，且在1％显著性水平下显著，与预期一致。在当前房价高企的形势下，住房对于城镇居民的重要性显而易见，拥有一套住房，将显著改善城镇居民的幸福感水平。就业对幸福感的影响是显然的，有工作代表着生活有保障。失业带来了心理上的孤立、收入的减少和收入预期的降低。失业对主观福祉有一种非常明确的消极影响(Di Tella等，2001；Stutzer,2004)；工作时间系数不具有显著性，这是符合预期的。工作时间也会对个体的主观幸福感产生重要影响(Rudolf和Cho，2011)，但其效应表现为两个方面。工作时间长，一方面可能获得更多的加班工资或补贴，另一方面相应减少了休息和娱乐时间。
已婚对于个体幸福感具有显著的正向影响，而离异或丧偶对个体幸福感具有显著的负向效应。这一结论是符合预期的。夫妇之间对彼此幸福感会产生积极的相互影响，已婚者更有机会受到妻子或丈夫的支持，他们遭受孤独之苦的机会更小(Argyle，1999)。同时，婚姻能在死亡率、发病率以及精神健康等方面表现出许多优点。因而，婚姻能够提高人们的幸福水平。
个人绝对收入和个人相对收入(个人收入高于社区个人收入平均水平)对个体幸福感均具有正向影响且显著。在当今社会，收入的提高对于提升居民的幸福感具有重要作用。另外，对于个人来说，除了绝对收入水平的提升外，一个人和周围人比较的相对收入的增加也对自身幸福感的提升具有重要作用(Easterlin，2001)。
社区污染对主观幸福感的影响是负向的，说明社区环境对于居民的主观感受具有重要作用，环境幽雅小区内的居民幸福感水平会较高。因而改善社区环境对于建立和谐社区具有重要的意义。
（未完待续）