基于中国城市统计数据的CPI偏差估计3.pdf

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1、基于中国城市统计数据的CPI偏差估计 3 许永洪 曾五一 内容提要:本文引入Hamilton2Costa方法,利用现有的城市价格和收支统计数据,对中国CPI偏差进行了估计。 研究发现,以1997年作为基年,1998年和2000 - 2006年中国公布的定基CPI与中国城镇居民生活成本指数不存在 偏差;1997 - 2006年间,仅1999年存在5183 %的累积偏差;研究还发现,中国的恩格尔系数存在横向与纵向的差异, 不能通过横向简单对比来评价城市间的生活水平差别,也不能通过简单对比2000前后的恩格尔系数评价中国城市 的生活水平的变动。 关键词:CPI偏差;生活成本;恩格尔曲线 中图分类号:

2、C812 文献标识码:A 文章编号:1002 - 4565(2009)04 - 0003 - 04 Estimationof CPI Bias with Chinese City Statistical Data Xu Y onghong Cost of Living ;Engels curve 3 本文被中国统计学年会第二届大会录用,在分组会上交流。 一 、 引言 CPI(ConsumerPrice Index) 即消费者价格指数, 又称居民消费价格指数,是反映一定时期内居民所 购买的生活消费品价格和服务项目价格变动趋势和 程度的相对数。该指标通常被作为通货膨胀和生活 成本指数的近似,在货币

3、政策制定、 真实收入与福利 评价中得到广泛使用。然而 ,以相对固定的消费品 篮子编制的CPI在反映居民生活成本时往往存在偏 差 ,这样的偏差称为CPI 偏差 (CPI bias) ,被学界广 为关注 。 Housman (2003) 将 CPI偏差归结为四类:价格变 动发生后消费者选择更加便宜商品所产生的替代性 偏差 (Substitutionbias) ;CPI 调查目录没有及时涵盖 新产品所产生的新产品偏差(New goodsbias) ;CPI 调 查目录没有考虑到原有产品质量改进所产生的质量 改进偏差 (Quality changebias) ;消费者可以从大型购 物广场等途径购买到更

4、加低价产品所产生的购买途 径偏差 (Outlet bias) 。传统关于CPI的研究集中在探 索影响各类偏差产生的原因、 分析偏差产生的效果 和寻找调整单一偏差的方法(Hausman ,1997 ,2003; Ariga、 Matsui,2003) 。但是 ,逐一对偏差进行调整的 思路存在局限性 :一方面,研究者只能调整已经认识 到的偏差因素,而不能确定是否找到了产生CPI 偏 差的全部因素,使得调整CPI 偏差成为一项看似没 有尽头的研究;另一方面,即便找齐了引起CPI偏差 的全部因素,逐一调整的思路难以确定各种因素对 总 CPI的影响程度,从而难以把握调整的度的问题。 C osta(200

5、1) 和 Hamilton(2001) 利用恩格尔曲线 从总偏差的角度对 CPI偏差进行了估计,为CPI偏 差研究提供了新框架。恩格尔定理被认为是与经济 现实最为吻合的经济学定理,该定理认为,食品消费 支出在家庭消费总支出中的比重随着消费支出的增 第 26卷第4期 2009年4月 统计研究 Statistical Research Vol. 26, No14 Apr.2009 加呈下降趋势。Hamilton和 Costa依据恩格尔定理, 认为两个结构相似的家庭,在不同年份,当家庭消费 支出水平相同时,他们在恩格尔曲线上的差异可以 归因于对他们真实的家庭消费支出估计的偏差 ,真 实家庭消费支出的

6、偏差则可能源自对价格的错误估 计 。为此 ,C osta和 Hamilton提出了利用恩格尔定理 估计总的CPI偏差的方法,并对美国的CPI偏差进 行了实证 。 相比传统方法,Hamilton 2Costa的方法具有许多 优势 :首先 , Hamilton 2Costa方法能估计出CPI 总偏 差 ,克服了以往只能估计单因素偏差的局限;其次 , C osta和 Hamilton方法使用灵活,可估计不同地域、 不同 收 入 阶 层 等 特 定 人 群 的 CPI 偏 差 ; 再 次 , Hamilton 2Costa对数据要求比较少,计量方法也相对 简单 ,实践性强 。正是由于其优越性,Hami

7、lton2Costa 方法被学界广为使用, Beatty、 Larsen(2005) 利用恩格 尔曲线估计了加拿大的CPI偏差 ,de CarvalhoFilho , Irineu、 MarcosCham on(2006) 在估计巴西收入时使用 了 Hamilton 2Costa进行价格估计。 本文将引入Hamilton和 Costa对 CPI 偏差估计 的新方法,利用有关统计数据对我国CPI 偏差进行 估计 。 二 、 理论模型 Hamilton 2Costa方法起始与Angus S. Deaton和 Muellbauser( 1980) 的 理 想 需 求 系 统 (Almost Idea

8、l DemandSystem ,AIDS) 。 i , j , t = + (lnPF ,j ,t- lnPN , j , t) + (lnYi , j , t - lnPjt ) + x x ?Xi ,j , t + i , j , t(1) 表示食品消费支出占家庭消费总支出的比 重 ; PF、PN、P分别表示不可观测的食品、非食品和 所有商品的真实价格指数;Y表示名义家庭消费总 支出水平 ;X是表示家庭特征的一组变量; 表示残 差 ;下标t表示年份 ,j表示区域 (城市 ) ,i表示家庭。 实际生活成本Pj,t是食品价格和非食品价格的 加权平均数: lnPjt=lnPF,j,t+ (1 -

9、 )ln PN,j,t(2) 食品价格指数PF、 非食品价格指数 PN和总价 格指数的统计值与真实值之间有测量偏差,形式为 : lnPjt= lnPj ,0+ ln (1 + j,t) + ln (1 + Ej , t)(3) P0表示基期的真实价格, 表示 0到t期观测 到的价格累计变动百分比(定基 CPI减 1) ,E表示 0 到t期累计的价格观测偏差。食品和非食品的偏差 形式与之类似。 将等式 (3) 代入理性需求系统 方程 (1) ,以 小写字母p和y代替收入Y和价格P对数形式,并以 和代替 (1 + ) 和 (1 +E) 的对数形式 ,得到理 想需求系统新形式为 : i ,j , t

10、 = + (F ,j , t- N , j ,t) +(yi ,j , t - jt) + x x? Xi , j , t+(F ,t-n , t)- t+(pF , j ,0 -pN,j,0 ) - pN,j,0 +i,j,t(4) 假设不同的区域(城市 ) 具有相同的价格偏差, 通过改写方程(4) ,得到Hamilton 2C osta 对 CPI 偏差 估计的核心方程: i ,j,t= +(F,j,t- N,j,t ) +( yi,j,t- jt) + x x? Xi,j,t+ T t = 1 t ?Dt+ j j ?Dj+i,j,t(5) Dt和Dj分别是时间和地域虚拟变量。对两个 家

11、庭结构相似,在不同年份,家庭消费支出水平相同 时 ,他们在恩格尔曲线上的差异可以归因于错误估 计价格导致的真实支出水平的估计偏差,因此任何 形式的 CPI 偏差都会被Dt捕捉到 。时间虚拟变量 Dt和地域虚拟变量Dj的系数的表达式为: j = ( pF,j,0-pN,j,0 ) - pN,j,0(6) t = ? (F,t- N,t ) - t(7) 假设对于任何年份,食品偏差F,t和非食品偏 差 N , t之间为固定比例(r) 关系 ,即 : F , t =rN , t(8) 则 CPI偏差可表示为: t= t - - (1 - r) 1 - (1-r)t (9) 当 或 (1 -r) 趋近

12、于 0 时 , t = - t (10) 因此在时期t,累计的 CPI偏差为 : 1 - exp t (11) 通常假设r= 1 ,即食品和非食品的偏差具有同 样的偏差程度。如果r 1 ,则会低估CPI 偏差 ,反 之则会出现高估,这两种情况我们都不予考虑。 ?4 ?统计研究2009年4月 三 、 变量与数据 Hamilton 和Costa 的 原 文 献 以 及 相 关 利 用 Hamilton 2Costa方法的文献使用的实证数据均来自于 家庭调查面板数据,这样的数据在中国难以获得 ,为 了开展实证,本文以城市调查的统计数据进行替代, 主要基于以下原因:(1)中国城镇调查数据序列比较 完整

13、 ,数据衔接性较好。2000 年第五次人口普查 后 ,全国家庭结构和农村家庭结构的基础数据变动 比较大 ,但城镇家庭结构的数据变化不明显,因此城 镇数据的可衔接性优于农村和全国数据;(2) 城市统 计数据反映一个城市的基本情况,其本质是对城市 家庭数据进行平均化处理,这样的处理通常不改变 原始数据的分布特征,也不改变数据的内在规律,因 此 ,作为社会统计规律的恩格尔原理在汇总数据同 样存在 ,且随着数据汇总程度提高,数据的规律性可 能更加明显; (3) Hamilton 2Costa方法使用灵活,可以 估计不同地域、 不同行业和不同阶层人群的CPI偏 差 ,因此使用城市数据研究城市的CPI偏差

14、在方法 上是可行的 。基于以上认识,本文以中国城镇调查 的统计数据进行实证分析,将每个城市虚拟化为一 个 “标准家庭” ,利用 1997- 2006 年面板数据对城市 CPI偏差进行估计。 (一)数据来源 数据来源于1998- 2007 年 中国价格及城镇居 民家庭收支调查统计年鉴。恩格尔系数以年鉴公 布的家庭食品消费支出和家庭消费总支出的比值计 算而得 ;食品价格指数和CPI 以 1997年作为基年调 整获得 ;非食品价格指数以食品价格指数和CPI匡 算得到 ,由于年鉴未公布历年CPI统计中食品的权 重 ,调整所用的食品权重以现行34 %为计算标准; 西藏数据在 1997和1998年不完整,

15、且西藏恩格尔 系数与全国其他省市存在较大差异,故剔除西藏数 据 。此外 ,年鉴中北京、 天津 、 上海和重庆四个城市 2006年 CPI和食品价格指数数据缺失,以对应城市 2007年统计公报上公布的数据补齐。 (二)变量说明 Hamilton 2Costa核心方程 (方程 (5) ) 的估计需要 家庭基本特征变量 ,本文利用已有数据从家庭规模 、 就业和收入三个角度,选择家庭平均人口数、 家庭就 业人口比重和家庭有收入人口比重进行考察。 在进行数据整理和实证过程中,我们发现恩格 尔系数在横向和纵向考察时可能存在偏差,为此本 文分别设置虚拟变量以捕捉可能的偏差,具体如下 : 纵向上 ,2000

16、年以前,全国城市恩格尔系数的 简单平均数的年下降幅度是 2000年以后 ( 含2000 年 ,下同 ) 的 2 倍以上 ,但是家庭特征、 消费支出水平 和价格的变动幅度没有出现明显差别,为此本文设 置虚拟变量DZ,用于捕捉和消除 2000 年以前与 2000年以后统计数据显示的可能的非稳定变化。 横向上 ,在进行城市间两两对比时,一些城市恩 格尔系数与人均消费支出水平都低于对比城市,例 如 ,山西省的历史数据反映的城市居民恩格尔系数 和人均消费支出水平均低于北京,恩格尔系数的评 价可能存在地域差异。为调整此类偏差,我们利用 2006年的统计数据,分别计算各城市恩格尔系数和 人均消费支出两个指标

17、与对应指标在全国范围内的 简单算术平均数的数值差,通过数值差的符号组合, 将城市的恩格尔系数可能的地域差异分为表1 所示 两类 ,设置虚拟变量DA。 表1 按统计口径的城市分类 省市类别省市类别省市类别省市类别 北京1江西1新疆 2内蒙古2 天津1湖北1河北 2吉林 2 上海1广西1山西 2福建 2 江苏1海南1黑龙江2广东 2 浙江1四川1河南 2重庆 2 山东1贵州1湖南 2青海 2 辽宁1云南1山西 2 安徽1宁夏2甘肃 2 注:类别中,1表示恩格尔系数和人均消费支出水平均低于或高 于平均数,其他则为2。 四、 实证分析 表 2 是使用 SPSS 对方程 (5) 进行 OLS 估计的结

18、表2 回归系数表 变量系数(标准差)S ig. 常数- 0. 1010(0. 0639)011148 NUMBERS0.1114 (0. 0124)010000 NUMWITHIN0.2317 (0. 0580)010001 realprice0.0703 (0. 0273)010107 realexpenditure- 0. 0457 (0. 0085)010000 DZ0.0445 (0. 0064)010000 DA0.0309 (0. 0034)010000 D99- 0. 0026 (0. 0007)010001 R Square0.6903 Adjusted R Square0.6

19、828 Std1Error of the Estimate010278 第26卷第4期许永洪 曾五一:基于中国城市统计数据的CPI偏差估计?5 ? 表3 调整后恩格尔系数表 1997199819992000200120022003200420052006 恩格尔系数 014688014495014222013957013820013751013738013807013707013598 调整后恩格尔系数014243014050013777013957013820013751013738013807013707013598 表4 1997 - 2006年CPI和生活成本指数 1997199819

20、992000200120022003200420052006 CPI110000019940019811019889019958019879019968110297110461110618 生活成本指数110000019940110383019889019958019879019968110297110461110618 果 ,变量的选择由stepwise步骤自动筛选。从整个 方程的回归效果来看,调整后的R 2 达到 016828,说 明样本中大多可被回归方程解释。无论从调整后的 R 2 还是从回归标准差的角度看,城市统计数据的拟 合效果不亚于Hamilton原文献 (调整后的R 2 系数为

21、01538,回归标准差为01061) 。 (一)数据偏差 虚拟变量DZ和DA同时进入回归方程 ,且回归 系数通过显著性检验,说明实际数据支持上文中对 偏差的假设 。 DZ显著说明相似家庭结构(城市 ) 、 相同价格和 消费支出水平的家庭在2000年以前比2000 年以后 的恩格尔系数高010445,并且这样的差异在中国的城 市收支统计中普遍存在。数据存在造假或者错报通 常只存在于单个城市 ,即便存在多个城市造假或者错 报 ,数据的偏差方向和偏差程度也会存在差异,造假 和数据错报不可能使全国的数据恩格尔系数都呈现 同方向同水平的变动。在假定恩格尔定理在中国经 济中存在的前提下,那么我们认为,20

22、00 年以前和 2000年以后中国城市的家庭消费总支出统计和食品 消费支出统计的口径可能发生了变化,或者恩格尔系 数变化本身是非线性 ,中国在2000年左右经历恩格 尔系数的跳跃。 如果不存在恩格尔系数的跳跃,从表 3的调整后的恩格尔系数看,1997- 2006年 10 年间恩 格尔系数下降趋势要比原始数据温和许多。 DA显著说明中国城市恩格尔系数的地域差异 明显 。由于国内各个城市采用的统计口径一致 ,所 以这样的差异很可能由不同地域的消费习惯的差异 引起的 ,那么中国城市消费的地域特征至少可以分 为本文所述的两类。 (二)总支出和价格效应 相对价格系数为正,实际支出系数为负,说明食 品价格

23、相对非食品价格升高时,可能会增加食品消 费比重 ,消费支出水平提升时,恩格尔系数呈下降趋 势 。利用回归结果计算得恩格尔系数对应相对价格 与实 际 消 费 支 出 的 弹 性 分 别 为 018857 和 - 0191422,系数与经济规律吻合。 (三) CPI 偏差 时间虚拟变量仅D99,进入方程 ,D98、D00、D01、 D02、D03、D04、D05、D06统计性质不显著,没能进入方 程 ,说明 1998年和 2000- 2006年这 8 年的定基CPI 数据和生活成本指数之间不存在偏差,在考察实际 收入或者支出水平时,可使用这些年的CPI数据对名 义数据进行平减获得。在考察原始数据后

24、,发现造成 大量时间虚拟变量不显著的原因可能是因为中国 1997- 2006年的价格水平波动比较小,期间 CPI累计 变动仅 01618个百分点,替代性偏差、 购买途径偏差 等 CPI偏差往往容易发生在价格波动较大的时期。 D99取值 - 010026,通过公式 (11) 计算得 1999年 CPI数据与生活成本指数的累计偏差为- 010583,计 算得 1997- 2006 年中国城市生活成本指数见表4。 五、 结论 通过利用现有城市价格和收支统计数据,本文 将 Hamilton 2Costa 方法引入中国CPI 偏差的估计。 在假定恩格尔定理存在的情况下,本文得到了两点 主要结论 。 第一

25、 ,实证表明,以 1997年作为基年,1998 年和 2000- 2006年中国城市的定基CPI与城市生活成本 指数之间不存在 CPI偏差,对1999年的偏差进行调 整后 ,可直接用CPI数据对名义变量进行平减。 第二 , 中国价格及城镇居民家庭收支调查统计 年鉴 的数据反映中国的恩格尔系数在横向与纵向 均存在差异 。横向上 ,由于消费的地域特征至少可 以分为本文所述的两类,所有恩格尔系数反映的生 活水平特征也至少应该分为两类,不能以恩格尔系 数简单地横向对比来评价不同城市的发展水平 ;纵 相对价格和实际支出的弹性计算公式为: p= - 1 +(- ) y=a+ , 是 CPI统计中食品的权重

26、,其他符合与文中一致。 ?6 ?统计研究2009年4月 向上 ,2000年以后中国城市的家庭消费总支出统计 和食品消费支出统计的统计口径可能出现了变化, 或者恩格尔系数变化本身是非线性,中国在 2000 年 左右经历恩格尔系数的跳跃,因此不能通过对2000 年前后恩格尔系数的简单比来评价中国城市和整个 社会的福利或生活水平的发展。 参考文献 1 Hausman, Jerry.“S ourcesof Bias andS olutionsto Bias in the C onsum er Price Index.”Journalof E con omic Perspectives. 2003(17

27、- 1) : 23- 44. 2 Hausman, Jerry.“Cellular Telephone, New Products and the CPI” NBER Working PaperNo. 5982. 1997. 3 Hausman, Jerry.“CPI Biasfrom Supercenters : Doesthe BLS Knowthat WAL2MART Exists”NBER Working PaperNo. 10712.1997. 4 Ariga Kenn and Matsui Kenji.“Mismeasurementof the CPI”NBER Working P

28、aperNo. 9436. 5 Costa , DoraL.(1999) .“American Living S tandards: Evidencefrom RecreationalExpenditures.”NBER Working PaperNo. 7148. 2003. 6 Costa , Dora L. .“Estimating Real Income in the United S tates from 1888 to 1994: Correcting CPI Bias Using Engel Curves.”Journal of P olitical Economy.2001(1

29、09 - 6) : 1288 - 1310. 7 Hamilton , Bruce W. .“Using Engels Law to Estimate CPI Bias.” American Econom ic Review2001(91 - 3) : 619 - 630. 中国转型期收入与幸福的实证研究 朱建芳 杨晓兰 内容提要:改革开放30年,人均收入在巨幅增加的同时,人们的幸福程度究竟有着怎样的变化?本文在回顾 相关理论文献的基础上,利用世界价值观幸福数据库和其他幸福调查,对中国1990 - 2006年转型期间幸福感的状 况及其变化作了定量分析,发现1995年 、2001年及2006年收

30、入与幸福呈正向关系,而1990年的数据则表明收入与 幸福呈负向关系。这种异常现象的根源在于,收入尽管是幸福的重要影响因素,但并非唯一 。因此,提高国民幸福 程度不能仅关注收入的增长,还必须考虑其他多种因素。 关键词:主观幸福;收入;社会比较 中图分类号:C812 文献标识码:A 文章编号:1002 - 4565(2009)04 - 0007 - 06 An EmpiricalStudy on the Relation between Happiness and Income duringTransitionalTimes ZhuJianfang income; s ocial com pari

31、son 幸 福,happiness,与主 观 幸福( subjective well2being) ,效 用 ( utility)、 福利 (well 2 being) 等词语含义相同,本文使用时不加区分。 一 、 引言 幸福 是多数人追求的人生目标 ,其研究最早 可追溯至功利主义大师边沁,他认为经济学所要研 究的就是如何最大化人们的幸福。由于测度幸福比 较困难 ,经济学后来的发展主线逐渐偏离了幸福的 研究 。心理学家在20 世纪的出色工作使经济学对 第 26卷第4期 2009年4月 统计研究 Statistical Research Vol. 26, No14 Apr.2009 8 Beat

32、ty , Timothy and ErlingR.Larsen.“Using Engel Curves to EstimateBiasin the CanadianCPIas a C ost of Living Index.”Canadian Journal of Econom ics 2005(38 - 2) : 482- 499. 9 de CarvalhoFilho , Irineu and Marcos Cham on.“The Myth of P ost2 ReformIncomeS tagnationin Brazil.”IMF W orking PaperNo.WP06 275.

33、 2006. 10 徐强. CPI编制中的几个基本问题探析.统计研究. 2007 ( 8) : 30 - 35. 作者简介 许永洪,男,27岁,江西赣州人,厦门大学经济学院计划 统计系07级统计学博士研究生,研究方向:社会经济统计与 分析 。 曾五一,男,56岁,福建泉州人,厦门大学计划统计系教 授 、 宏观经济研究中心研究员、 博士生导师,中国统计学会副 会长,主要研究方向:国民经济统计、 统计理论与方法。 (责任编辑 :程 ) 心理学认为,幸福,或称主观幸福感(subjectivewell2 being) 是 指评估者根据自定的标准对其生活质量的整体性评估。这种评估由 情感与认知两方面组成

34、,情感包括积极情感和消极情感两方面,积极 情感指诸如愉快、高兴、 觉得生活有意义、精神饱满等情感体验;消极 情感包括忧虑、抑郁、 悲伤、 孤独、厌烦、 难受等情感体验。情感代表 着人们对发生在其日常生活中事件的实时评估和反应;认知是基于 记忆对主观幸福所进行的判断与比较,是对生活质量的整体评估,如 生活满意度等。Kahneman (1999)对情感评估与认知评价作了进一步 细致研究,发现两者是高度相关,大多数的幸福经验时刻(情感评估) 可以被这种单一的总结衡量方法(如生活满意度或总体幸福评价)合 理解决,后者能够展示许多人的内心稳定性以及人际可比性。因此, 认知评价日益成为衡量主观幸福感的主要

35、指标。美国总体社会调查 ( G SS )及世界价值观调查(WVS)都提供了关于生活满意度或幸福感 的单一总结性评价衡量,从而使幸福测度的难题有了一个解决的方 法。在有关幸福的实证研究中,大都利用这一主观的幸福评价方法 来展开分析。 幸福的进一步研究成为可能 。基于西方国家广泛 的幸福调查数据,经济学家从多维度探讨了幸福的 影响因素和决定因素。 中国历经 30年的改革开放取得了巨大成就,人 均收入快速增长,但人们的生活质量或幸福程度有 无提高呢? 国内研究对此关注较少,缺乏定量分析。 人们从事经济活动的最终目标是让自己的生活更为 幸福 ,因此幸福具有重要的研究意义与价值。就已 有的幸福感研究而言

36、,多数文献集中在心理学领域。 本文则从经济学的角度出发,将研究重点放在收入 与幸福的关系上,利用世界价值观对中国进行的三 次调查所得的样本数据以及新浪网的幸福调查数 据 ,对转型期的中国幸福状况进行对比与分析,透视 中国幸福状况的变化与收入之间的联系,同时揭示 社会转型对幸福的重大作用。 二 、 收入与幸福间关系的文献回顾 诺斯 (1973 )将经济增长定义为 “人均收入水平的 长期提高”,那么 ,收入增加会带来幸福的增加吗 ? 经 济学传统观点认为答案毋庸置疑,收入增加会扩大生 产可能性和预算线的边界,使消费者到达更高效用无 差异曲线 ,当然会带来满足程度的增加。确实 ,生活 中人们也普遍把

37、物质条件或收入作为幸福最主要的 源泉 ,这一点获得了社会学家HadleyCantril (1965 ) 跨 国调查的支持。 但是 ,西方经济学家研究结果显示, 收入与幸福之间的关系并非如此简单。 (一)从横截面与时间序列两个维度看收入与幸 福的关系 首先 ,在横截面上,研究表明幸福随收入提高而 提高 ,但收入所带来的边际幸福感递减。在跨国研究 中 ,富国一般会比穷国更幸福,但这种关系并非绝对。 Easterlin(1974) 等许多研究证实,在给定时间 内 ,幸福水平与收入水平之间存在着正向联系,收入 越高 ,幸福值越大。不过 ,研究也发现收入对幸福的 效应往往不是一种直线关系,而是一种曲线关

38、系,在 较低收入水平上,收入增加能在很大程度上提高福 祉水平 ,但一旦年收入水平达到115 万元 ,那么收入 水平的提高对幸福的效应就变得相对较小。 Diener等人 (1995) 对 55 个国家的广泛调研证 实 ,那些生活在富足国家的人们确实比那些生活在 贫穷国家的人们更幸福。其他类似研究也大体支持 高收入国家具有更高的幸福等级( Easterlin,1995 ; Inkeles,1993) 。不过 ,Veenhoven研究了近30 个国家 的数据后发现收入和幸福是“有条件”正相关关系。 在未对这些国家进行某种特别处理前,人均收入水 平与幸福正相关,回归结果在1 %水平上显著。但 如果排除印度数据,收入与幸福的关系则不再显著; 或者将样本分为两组,无论是超过还是低于8000美 元 ,也不存在显著关系。 其次 ,在时间维度上,伴随收入增长的是稳定而 非更高的幸福水平。这也被称为“Easterlin ” 幸福悖 论 ,因为是Easterlin (1974) 最早发现了横截面与时 ?8 ?统计研究2009年4月