幸福感與所得不均 - 政大學術集成

全文

(1)國立政治大學國際經營與貿易學系研究所碩士學位論文. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 幸福感與所得不均. ‧. Happiness and Income Inequality. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. 指導教授：林信助博士研究生：吳朝凱撰. 中華民國 105 年 7 月. v.

(2) 謝辭在完成這篇論文的同時，學生生涯也將暫時告一段落，兩年的研究所生活，得之於人者太多，此刻的心中充滿感謝。首先要感謝我的指導教授林信助老師，感謝老師一路悉心指導，帶領我們從一開始的摸黑，到看見一線曙光，最後欣賞到山洞外的美景。在討論論文內容時，老師每次都會做好準備，明確指出我們的問題，並提出不同的思考方向。此外，謝謝老師總是適時給予我們鼓勵，分享他的人生經歷和智慧。在這過程中，我們學到的不僅是如何寫好一篇論文，更重要的是，如何在. 政治大謝謝兩位老師百忙之中抽空閱讀並給予指正和回饋，使得本篇論文更加完整。立. 往後的人生寫下屬於自己精彩的一頁。在此也特別感謝論文口試委員張興華老師、詹場老師，. 很開心有緣認識國貿所的所有同學，大家一起經歷大大小小的考試，相互扶持，謝謝你們的. ‧ 國. 學. 鼓勵和幫助；也一起出遊和畢業旅行，謝謝你們帶給我的美好回憶；甚至一起在宿舍談天，謝. ‧. 謝男宿夥伴的互相照顧。另外，謝謝身邊那群自在相處的朋友，碩班的生活因為你們而變得有趣且多采多姿，奇妙的緣份讓我們聚在一起，相信在未來我們也會是一輩子的朋友。雖然無法. y. Nat. io. sit. 在畢業前與每個人聊上幾句，希望你們能感受到我由衷的感謝。祝福大家未來一切順利。. n. al. er. 最後，感謝我的家人，謝謝你們總在背後默默的支持我，總以包容代替責備。我知道自己仍. i n U. v. 有很多不足，很多方面都需要改變。未來，我會持續努力和認真的做好每件事，成為一個更好. Ch. engchi. 的人，也希望自己有能力回報家人，讓你們感到光榮驕傲。. 吳朝凱謹致於國立政治大學國際經營與貿易學系研究所中華民國 105 年 7 月.

(3) 摘要利用 World Database of Happiness (Veenhoven, 2015) 中 1990 年代和 2000 年代的資料，本文欲探討幸福感和所得不均及其他重要社經變數如絕對所得、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均、社團參與程度、相互信任程度間的關係。此外，國家之間在文化、法令等各方面的許多差異可能都會對幸福感產生影響，但卻難以量化衡量。有別於既存文獻，本文分別採用國家分群及追蹤資料分析這兩種方式來控制這些異質性，俾便對幸福感與諸多重要社經變數之間的關係能夠有. 治政大與所得不均兩者間的關係也會因估計方式的不同而有所差異。根據混合迴歸模型立更嚴謹的檢視與完整的分析。證實結果除了證實所得不均的重要性之外，幸福感. (pooled OLS) 的分析，幸福感和所得不均呈現顯著的正向關係。然而，國家分群. ‧ 國. 學. 後，高度發展國家的所得不均變得不顯著；但中低度發展國家的結果仍顯示兩者存. ‧. 在顯著的正相關。最明顯且有趣的是，追蹤資料分析的結果顯示，所得不均反而對幸福感有負向影響。整體而言，本文追蹤資料分析的結果傾向支持所得不均將伴. y. Nat. er. io. sit. 隨比較心理的產生 (Frey and Stutzer, 2003)，進而降低幸福感，而非社會階級流動的機會 (Tomes, 1986; Ball, 2001)。. n. al. Ch. engchi. 關鍵字：幸福感，所得不均，追蹤資料分析. I. i n U. v.

(4) Abstract With the World Database of Happiness (Veenhoven, 2015), this thesis investigates how happiness is related to income inequality and other crucial socio-economic variables, such as absolute income, health expenditure, foreign trade dependence, happiness inequality, club participation, and interpersonal trust over the two decades, 1990s and 2000s. In addition, countries may differ in many other aspects such as culture and regulations, which are believed to affect the level of happiness, yet may not be quantifiable. To obtain a more comprehensive and in-depth analysis on relations between happiness,. 政治大 proaches, country clustering and panel data analysis, to control for such country hetero立. income inequality and other socio-economic variables, we propose two estimation ap-. geneity. Our empirical results not only demonstrate statistical significance of income. ‧ 國. 學. inequality in explaining happiness, but also show that the relation between happiness. ‧. and income inequality varies with different estimation approaches. Based on the pooled OLS, happiness and income inequality are positively related. However, after dividing. y. Nat. sit. all the countries into two groups, the relation between happiness and income inequality. n. al. er. io. becomes insignificant for highly-developed countries, while that relation remains sig-. i n U. v. nificantly positive for underdeveloped countries. Most strikingly and interestingly, hap-. Ch. engchi. piness turns out to be inversely related to income inequality with the panel data analysis. Overall, our panel analysis results favor the hypothesis that income inequality, instead of encouraging possibility of social mobility (Tomes, 1986 and Ball, 2001), entails more “social comparison” (Frey and Stutzer, 2003) and hence reduces happiness level.. Keywords: Happiness, Income inequality, Panel data analysis. II.

(5) 目錄 1. 序論. 1. 2. 資料說明與基本統計量. 5. 5. 2.2. 變數定義 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 5. 2.3. 幸福感是否為良好的比較指標 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 9. 2.4. 敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 9. 研究方法. 立. 政治大. 11. 未考慮國家間異質性之迴歸分析 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 3.2. 考慮國家間異質性之迴歸分析 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 12. 3.3. 個別效果顯著與否 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 13. 學. 3.1. 11. ‧ 15. y. sit. 實證結果分析. Nat. 未考慮國家異質性 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 4.2. 考慮國家異質性. io. 4.1. er. 4. 資料來源 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. ‧ 國. 3. 2.1. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. n. al. Ch. n U engchi. iv. 15 16. 4.2.1. 依國家發展程度分群 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 17. 4.2.2. 追蹤資料分析. 19. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 結論. 21. 參考文獻. 23. 5. III.

(6) 表目錄表1. 文獻結果統整 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 26. 表2. 各變數之整體敘述統計量 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 27. 表3. 變數在 1990 年代 (90s) 和 2000 年代 (00s) 之敘述統計量 . . . . . . . . . .. 28. 表4. 1990 年代幸福感最高及最低國家 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 30. 表5. 2000 年代幸福感最高及最低國家 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 31. 表6. 1990 年代幸福感迴歸之估計結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 32. 表7. 33. 表9. 治政 1990 年代和 2000 年代混合估計模型之估計結果大 . . . . . . . . . . . . . . 立高度發展國家混合估計模型之估計結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 表 10. 中低度發展國家混合估計模型之估計結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 36. 表 11. 1990 年代和 2000 年代追蹤資料分析之估計結果 . . . . . . . . . . . . . .. 37. 表 12. 固定效果模型下各國之截距項 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 38. 表 13. 個別效果之聯合 F 檢定結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 學. ‧. ‧ 國. io. sit. y. Nat. al. n. 圖目錄圖1. 34 35. 43. er. 表8. 2000 年代幸福感迴歸之估計結果 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. Ch. engchi. i n U. v. 各變數間的相關係數表 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. IV. 29.

(7) 1. 序論. 多年來，不管是經濟學家、社會學家、心理學家甚至是哲學家都對所得和幸福感間的關係深感興趣。幸福感衡量的不僅是個人對生活品質的滿足程度，其內涵概括國家實質產出、心理、文化等許多不同層面，所以能進一步反映出人類社會中每個國家在許多層面的綜合發展成果。因此，幸福感逐漸成為評估國家的重要指標。一般而言，人們普遍認為：絕對所得越高，幸福感理應越高。但已有不少研究證據顯示，相對所得在解釋國家幸福感上可能扮演更重要的角色。關於幸福感與相對所得這兩者之間關係的. 治政大質人均所得在 1947–1970 年間大幅成長，但該國人民在這段期間的幸福感卻維持相對穩定甚立至小幅下降。他將這種所得大幅上升但整體幸福感卻未提升的現象稱為 “Easterlin Paradox”。探討最早始於經濟學家 Easterlin (1974)，他針對戰後的美國和日本進行研究分析，發現美國實. ‧ 國. 學. 對此，他提出解釋認為人們較關心自己相對於其他人的所得分配情況，即相對所得 (relative. ‧. income)，而並非普遍認為的絕對所得 (absolute income)。Ball and Chernova (2005) 也支持該項看法，認為相對所得影響幸福感的程度遠大於絕對所得；Layard et al. (2009) 則以時間序. y. Nat. io. sit. 列分析美國、德國和多個西歐國家，發現相對所得對先進國家的幸福感有顯著影響；Eyunni. n. al. er. (2011) 也證實期望所得 (income aspiration) 比絕對所得更能影響個人的幸福感。另外，心理學. i n U. v. 家 Cheung and Lucas (2015) 的研究也顯示，就美國而言，雖然幸福感和家庭所得呈現正相關，. Ch. engchi. 但當自己身邊的人擁有高所得時，幸福感會因此下降。由此可見，在解釋國家幸福感上，相對所得（一般可以用所得分配不均，income inequality，程度來衡量）可補充絕對所得並提供更多的解釋能力。然而，學者對於相對所得影響幸福感的方向，則未有定見。其中一派學者認為：所得不均導致人們產生比較心理 (social comparison)，進而影響幸福感。如：Frey and Stutzer (2003) 認為人們往往不滿足於現狀，喜歡和比自己好或優秀的人做比較。因此，當身邊他人的所得越高時，人們的期望收入也越高，幸福感隨之下降。支持此種負向關係的實證結果還包括：Clark. and Oswald (1995), Clark (2003), Luttmer (2004), Clark and Senik (2010)。然而，部分學者. 1.

(8) 提出相反的論點。Senik (2002) 和 Alesina et al. (2004) 分別針對俄羅斯和美國進行研究，而兩國的幸福感皆不受所得不均的影響。另外，Senik (2002) 針對俄羅斯進行的研究也發現他人的所得對個人幸福感有正向影響；Tomes (1986) 和 Ball (2001) 也證實所得不均能提高人們的幸福感。這樣的結果主要是因為當一個國家的社會階層流動性較高時，人們預期有更多向上階層流動的機會，因此他人的高所得將成為長期激勵自己的動力，使得幸福感不減反增，換言之，所得不均不但不是挫折的來源，反而可能是一種機會和希望。由上述可知，所得不均對幸福感並非只有負面的影響，它也可能帶來正面激勵的效果。另外，先前的研究大多針對單一國家 (Kawachi and Kennedy, 1997; Kaplan et al., 1996;. 政治大. Blanchflower and Oswald, 2003; Alesina et al., 2004; Senik, 2002; Clark, 2003; Tomes,. 立. 1986)。僅有少部分學者對多個國家進行分析，如最早由 Veenhoven (1984) 對十三個國家的研. ‧ 國. 學. 究發現所得不均和幸福感為負向關係，接著 Alesina et al. (2004) 則對十二個歐洲國家進行實證研究，最終得到相同的結果。往後陸續有學者對更多國家做進一步的分析，Veenhoven (2002),. ‧. Fahey and Smith (2004) 和 Bjornskov, Dreher and Fischer (2007) 三篇研究分別涵蓋了四十. sit. y. Nat. 五、三十三及六十個國家，最終的分析結果皆為所得不均和幸福感無相關。而在控制國家財富. er. io. 後，Veenhoven and Berg (2010) 針對 119 個國家的研究則得到兩者為顯著正相關的結論。. al. v i n C h Veenhoven 總共搜集整理包括的各國幸福感相關資料，截至 2015 年為止， OECD 的先進國 engchi U n. 由荷蘭社會學家 Veenhoven 建立的資料庫—World Database of Happiness，擁有相當完整. 家、開發中國家及低度開發國家等 155 個國家的資料。除此之外，該資料庫更涵蓋每個國家人口結構、健康、政治、教育等不同層面的變數。本文的主要研究動機便是以這個完整的國家幸福感資料庫，重新檢視幸福感與相對所得之間的關係。相較於先前文獻多以簡單的相關係數或最小平方法 (OLS) 進行分析。本文除了以混合估計模型 (pooled OLS) 來估計外，更進一步考慮國家間的差異，分別利用將國家分群和追蹤資料分析控制異質性。第一種方式為依照國家發展程度分群後再進行估計。另外，存在於國家間的異質性如文化、法規等雖然會影響幸福感，卻都難以量化及衡量，所以並無法將其納入解釋變數而進行控制，而追蹤資料分析的優點即是能控制觀察不到因子對被解釋變對影響。. 2.

(9) 除所得不均和絕對所得外，先前文獻更指出有許多其他因素也會顯著影響幸福感。如. Nordhaus (2002), Graham (2010) 皆指出一國的健康狀況會顯著正向影響幸福感，即越健康的人會擁有越高的幸福感，Eyunni (2011) 也證實兩者間存在顯著的關係，他認為一國醫療支出越高表示該國人民的健康狀況越差，幸福感則因此下降；另外，DiTella and MacCulloch (2008) 預期一個國家的貿易開放程度會提高產出，進而提高幸福感，但實證發現幸福感和貿易依存度存在顯著的負向關係，因為國家越開放將對低所得的人民造成越大的傷害；2016 年的 World. Happiness Report 特別對幸福感不均度進行研究，發現幸福感不均度的擴大將降低幸福感，然而，Veenhoven and Berg (2010) 的研究卻得到兩者為負向關係的結果；最後，Bartolini et al.. 政治大. (2011) 證實社團參與程度顯著正向影響幸福感，而 Helliwell (2003) 和 Helliwell (2006) 發現. 立. 相互信任程度同樣顯著正向影響幸福感，主要因為社團參與程度和相互信任程度皆用來衡量. ‧ 國. 學. 社會連結 (social connection) 程度，而社會連結程度越高代表和他人相處越和睦、人際關係越好，因此幸福感將提升。上述的文獻結果彙整於表 1。因此，本文納入醫療支出、貿易依存. ‧. 度、幸福感不均、社團參與程度、相互信任程度作為解釋變數。藉此，我們一方面探討這些. n. al. er. io. sit. y. Nat. 解釋變數對於國家幸福感的影響力；另一方面，我們也可對各國間的幸福感做出更加完整的分析。. Ch. 表 1 置於此. engchi. i n U. v. 本文的重要貢獻在於我們不僅探討幸福感和所得不均間的關係，更進一步分析絕對所得、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均度、社團參與程度及相互信任程度等重要社經變數對幸福感的影響。而完整的國家幸福感資料使本文的分析橫跨高、中、低度發展國家，而不侷限於已開發國家。另外，本文更嘗試以國家分群和追蹤資料分析來控制國家間的異質性，控制各國在文化、法令等上的差異。綜合以上，本文將得到更加穩健和準確的結果。實證發現，結合 1990 年代和 2000 年代的幸福感資料，混合估計模型 (pooled OLS) 的結果顯示幸福感和所得不均將呈現顯著正向關係，即所得不均存在正向的激勵作用，其他變數如. 3.

(10) 實質人均 GDP、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均和社團參與度皆顯著影響幸福感。接著，本文進一步以國家分群和追蹤資料分析控制國家異質性。從分群後的結果來看，高發展程度國家的所得不均並不顯著影響幸福感，反而是實質人均 GDP、幸福感不均和社團參與程度顯著影響幸福感；對於中低度發展國家而言，因為這些國家的社會階級流動速度較快，幸福感和所得不均仍為顯著的正向關係，而實質人均 GDP、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均和社團參與程度也呈現顯著的影響。然而，不同於先前的結果，追蹤資料分析顯示幸福感和所得不均為顯著負相關，表示當國家文化、法令等得到適當的控制後，所得不均使得人們產生比較心理，幸福感進而下降，其他的重要解釋變數則皆不顯著。. 政治大. 本文後續章節的安排如下：第二章為資料說明與基本統計量；第三章為研究方法；第四章為. 立. 實證結果呈現和分析；最後，第五章則為本文的結論。. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 4. i n U. v.

(11) 2. 資料說明與基本統計量. 2.1 資料來源本文的資料主要取自社會學家 Veenhoven 所建立的 World Database of Happiness (WDH)，該資料庫的國家幸福感資料皆為世界各國問卷調查後的結果，截至 2015 年，WDH 已經搜集並整理全世界約 155 個國家的幸福感資料。本文採用資料庫中 HappinesLSBW 作為幸福感變數，該變數為綜合生活滿意度 (life-satisfaction) 和滿足感 (contentment) 的調查結果，我們取其中最近的的年代：1990、2000 年代的資料，這兩個年代分別涵蓋 72 及 153 個國家。. 政治大. 本文另一個重要變數為 1990 年代和 2000 年代的所得不均，該資料也取自 WDH 資料庫的. 立. IncomeInequality1C 變數，而其所得不均的數值為由吉尼係數計算出來的結果，兩個年代皆涵. ‧ 國. 學. 蓋 62 個國家。. 此外，WDH 資料庫更涵蓋國家人口結構、健康、政治、教育等不同層面的變數，如本文幸. ‧. 福感不均資料。部分變數如實質人均 GDP、醫療支出、貿易依存度為發表於聯合國人類發展報. sit. y. Nat. 告 (Human Development Report) 中之資料，該報告之資料皆取自世界銀行 (World Bank)。而. 2.2 變數定義. er. al. n. 卷調查所得到的結果。. io. 社團參與程度和相互信任程度則是 Indices of Social Development 的資料，這兩類資料皆為問. Ch. engchi. i n U. v. 1. 幸福感 (Happiness) 根據定義，幸福感為評估個人對自己整體生活品質的滿意程度，而本文中的幸福感為平均幸福感，以十年為一個期間，分別為 1990–1999 年的 1990 年代 (1990s) 平均幸福感和 2000–2009 年的 2000 年代 (2000s) 平均幸福感，根據荷蘭社會學家 Veenhoven，本文的整體幸福感可分解為兩個部分，第一個部分為情感 (affective) 層面，指的是大部分時間對生活的感受，作者稱之為心境 (mood)；第二個部分為認知 (cognitive) 層面，指的是生活達到心目中理想生活水平的程度，作者稱之為滿足感 (contentment)。因此，整. 5.

(12) 體幸福感呈現出該國人民心境與滿足感的整體感受。幸福感、心境、滿足感三者之結果皆由問卷所得，三者的衡量方式如下：幸福感的衡量方式為回答問題—「整體而言，自己最近對整體生活的滿意程度為何？」，評分方式為最高 10 分（非常滿意）到最低 0 分（非常不滿意），而一國的幸福感即為該國所有問卷結果的幸福感平均值。. 心境的衡量方式為回答 14 個關於最近個人情感、情緒之相關問題，典. 治政大做答，最終心境結果為回答「有」的數量減去回答「沒有」的數量，而一立國的心境分數為該國所有問卷測試者回答「有」和「沒有」之數量差距的平均值。型的問題如「最近在生活上是否有下列的情緒？愉悅？」，須以有和沒有. ‧ 國. 學 ‧. 滿足感的衡量方式為回答問題—「假設梯子的最頂層代表最好的生活，分數為 10 分，而最底層代表最差的生活，分數為 0 分，在現在這個時間點你覺得. y. Nat. er. io. 分數平均值。. sit. 自己在梯子的哪一層？」，相同的，一國的滿意度即為該國問卷測試者的所有. n. al. i n C 2. 實質國內生產總額 (Real Gross Domestic h e n gProduct) chi U. v. 理論上，個人效用部分取決於個人的絕對所得，而實證上也證實絕對所得顯著的影響幸福感 (Ball and Chernova, 2008；DiTella and MacCulloch, 2008；Eyunni, 2011)。因此，本文加入經購買力平價 (Purchasing Power Parity, PPP) 計算的實質人均 GDP。此外，由於一國的幸福感可能受該國發展程度的影響，貧窮國家的幸福感比富有國家來得低，所以必須以各國實質人均 GDP 作為控制變數。本文中的變數皆以十年為一期間，故將 1990–1999 年和 2000–2009 年的人均實質 GDP 分別予以平均，而此資料來自世界. 銀行 (World Bank)，為避免數值過大，我們已先將 GDP 取自然對數才進行操作。. 3. 所得不均 (Income Inequality) 6.

(13) 自 Easterlin (1974) 提出相對所得的觀念以來，許多文獻以不同方式衡量相對所得，其中部分研究得到顯著的結果 (Tomes, 1986; Clark and Oswald, 1995; Ball, 2001; Clark,. 2003; Frey and Stutzer, 2003; Luttmer, 2004; Clark and Senik, 2010)。本文以吉尼係數 (Gini-coefficient) 來衡量一國所得不均的情況，吉尼係數由羅倫斯曲線 (Lorenz curve) 而來，用來衡量所得分配的平均程度，此係數之數值介於 0 到 1，數值越小表示所得分配越平均。而這部分的資料取自 World Bank World Development Indicators。. 4. 醫療支出 (Health Expenditure) Nordhaus (2002) 指出醫療支出占 GDP 的比例逐年上升，而良好的健康狀況是經濟福利. 治政提高的主要原因；Eyunni (2011) 則實證發現健康是影響幸福感最重要的因素； Graham 大立 (2010) 針對開發中國家進行分析，得到越健康的人幸福感越高的結論。因此，我們須考 ‧ 國. 學. 慮健康對幸福感的影響，本文以醫療支出佔 GDP 的比例作為衡量健康的標準，同樣的，. sit. y. Nat. 5. 貿易依存度 (Foreign Trade Dependence). ‧. 我們將從世界銀行得到的資料分別以十年為基礎取平均。. io. er. DiTella & MacCulloch (2008) 發現貿易開放程度和 GDP、GDP 成長率皆呈現正相關，而預期一個國家的貿易開放程度可透過提高產出進一步增加幸福感，但實證上卻發現幸. al. n. v i n 福感和貿易依存度存在顯著的負向關係。考慮一國對國際市場的依賴程度或一國對外的 Ch engchi U 開放程度都可能影響一國的整體幸福感，本文加入對外貿易依存度此變數。貿易依存度指一國進出口總額佔國內生產總額 (GDP) 的比重。從世界銀行的資料庫中，我們取得. 1990–2009 年進口和出口佔 GDP 的比例，接著將此二十年的資料分為 1990–1999 年及 2000–2009 年，加總後再分別求其平均做為解釋變數。 6. 幸福感不均 (Happiness Inequality) 在聯合國 2016 年的 World Happiness Report 中，特別針對世界各國的幸福感不均程度進行分析，發現大部分國家的幸福感不均度逐漸擴大，此外，該報告更指出幸福感不均度的上升將降低人民的幸福感。Veenhoven and Berg (2010) 卻研究指出幸福感不均對. 7.

(14) 幸福感有顯著的正向影響，即幸福感不均度的上升將提高幸福感。因此，本文加入幸福感不均度作為重要的解釋變數，此變數為各國幸福感的標準差，用來衡量幸福感的分散程度。此變數資料來自 WDH 資料庫。. 7. 社團參與程度 (Clubs and Associations) 文獻上，社會連結 (social connection) 程度往往會影響個人的幸福感 (Helliwell, 2003；. Helliwell, 2006；Stiglitz et al., 2009；Bartolini et al., 2011)。首先，我們以社團參與程度來衡量一個人的社會聯繫程度，此變數不僅衡量是否參與自發性組織、教會、運動性社團、社區活動等，更將參與的頻率和參與的積極程度等列入考量，藉此評估出各國人. 治政民參與社團或活動的程度，此項數值以百分比表示，從大0% 到 100%，數值越大表示越立積極參與社團活動，本文使用的資料來自 Indices of Social Development，分為 1990 ‧ 國. 學. 年、1995 年、2000 年和 2005 年共四年，我們將 1990 年和 1995 年的資料取平均，作. ‧. 為 1990 年代的平均社團參與度，而 2000 年和 2005 年的的平均則為 2000 年代的平均社團參與程度。. er. io. sit. y. Nat. 8. 安全及相互信任程度 (Interpersonal Safety and Trust). 另一個衡量社會聯繫程度的標準為安全及相互信任程度，此變數衡量人民主觀認為的社. al. n. v i n 會安全程度及彼此的信任程度。問卷內容為回答「大部分人民是否值得相信？」、「晚上自 Ch engchi U 己獨自走在街上是否覺得安全？」及對社會不信任感評分等，而最終的分數為綜合所有. 問題答覆後的結果，此數值為 0% 到 100% 之百分比，數值越大表示社會安全及信任程度越高，本文使用的資料來自 Indices of Social Development，1990 年代的信任程度為. 1990 年和 1995 年資料的平均，而 2000 年代的信任程度則為 2000 年和 2005 年資料的平均。. 8.

(15) 2.3 幸福感是否為良好的比較指標即使能評估出個人幸福感，許多人仍對個人平均幸福感是否能反映國家社會情況存疑，對此，. Veenhoven 進行研究，結果顯示幸福感的變異有 77% 能被社會平等、自由、知識的取得等國家社會變數所解釋，而幸福感也能顯著的解釋國家適合居住程度，表示幸福感的高低隱含了國家綜合發展的情況。接著，許多人認為幸福感的評分存在國家文化偏誤，使得幸福感資料無法進行跨國比較。舉例來說，不同語言間可能因為用字遣詞的差異而影響問卷結果；日本人強調集體主義，所以傾向較中庸的回答方式；幸福感的概念源自西方國家，而概念的熟悉程度也可能影響問卷結果。. 政治大. Veenhoven 研究發現，使用相同語言的國家並不會得到相同的幸福感結果，另外，在個人主義. 立. 盛行的國家，幸福感分散程度並未顯著高於集體主義國家，西方國家回答 “don’t know” 和 “no. ‧ 國. 學. answer” 的比例並未顯著較低。因此，幸福感資料並不存在上述的測量偏誤，表示問卷結果能反映出國家真實的幸福感。. ‧. 最後，我們想更進一步瞭解不同的國家文化是否影響人們對生活的綜合評估，換言之，問卷. y. Nat. sit. 的結果是否只是人民對人生的看法而非對生活品質的評估。實證發現，移民到其他國家的人，. n. al. er. io. 其幸福感分數會與其移民國家大致相同，卻和其原本國家的幸福感顯著不同，另外，幸福感的. i n U. v. 變異有很大一部份能被生活環境品質所解釋。總而言之，各國幸福感的差異反映在其國家的生活環境品質上。. Ch. engchi. 2.4 敘述統計量本文以國家平均幸福感為被解釋變數，解釋變數則分別有實質人均 GDP、所得不均、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均、社團參與程度和相互信任程度等，所有八個變數的敘述統計量如表. 2所示，而表 3為所有變數在兩個年代分別的敘述統計量。另外，我們也對變數間的相關性做檢定，從圖 1來看，許多解釋變數間都存在顯著的相關性。為瞭解解數變數間是否有線性重合問題，我們採 Variance Inflation Factor (VIF) 來做檢定，若 VIF 值大於 10，則可能存在線性重. 9.

(16) 合問題，由圖 1最下面一行的結果來看，VIF 值皆偏小，表示解釋變數間沒有嚴重的線性重合問題。. 表 2−5、圖 1 置於此. 本文所關心的為幸福感和所得不均間的關係，表 4、表 5分別列出 1990 年代和 2000 年代幸福感最高及最低的國家。以 1990 年代而言，幸福感前十高的國家幾乎都是歐洲國家，如瑞士、丹麥、荷蘭、盧森堡. 政治大. 等，另外，愛爾蘭和加拿大也名列其中，最令人意外的是南美的哥倫比亞，竟是幸福感最高的. 立. 國家，其國家平均幸福感分數皆高於 7.5 分。此外，除哥倫比亞外，高幸福感國家的所得不均. ‧ 國. 學. 程度皆低於 30%。而幸福感最低的國家皆為東歐國家，包括烏克蘭、亞美尼亞、阿爾巴尼亞、白俄羅斯、保加利亞、羅馬尼亞等，大部分國家的平均幸福感都小於 4.5。就所得不均程度而. ‧. 言，除少數幾個國家低於 30%，低幸福感國家的所得不均程度大多高於 30%，有些國家甚至接. sit. y. Nat. 近 40%。. io. er. 在 2000 年代，高幸福感國家仍為北歐及西歐的高度發展國家，如丹麥、冰島、瑞士、芬蘭、. al. 挪威等，澳洲也進入高幸福感國家的行列，而發展相對落後的哥倫比亞和墨西哥竟也擁有很高. n. v i n Ch 的幸福感，這些國家的平均幸福感大約落在八分。在所得不均方面，除了墨西哥和哥倫比亞驚 engchi U. 人的高於 50% 外，其他高幸福感國家大致上都落在 30%。相同的，低發展國家仍多數為東歐國家，如保加利亞、阿爾巴尼亞、馬其頓、烏克蘭、白俄羅斯、亞賽拜然等，另外，南亞的孟加拉也是低度幸福感國家，這些國家的平均幸福感約 5 分，所得不均程度則幾乎都高於 30%。就整體的觀察，高幸福感國家的所得不均程度較低，相反的，幸福感較低的國家卻存在所得不均相對較高的問題。因此，幸福感和所得不均看起來大致呈現負向關係，但我們知道影響幸福感的因素並非只有所得不均的程度，其他變數也可能對幸福感造成影響，而本文透過加入其他重要解釋變數，並採用進階的統計方法，如追蹤資料分析，預期能更進一步分析兩者間的關係。. 10.

(17) 研究方法. 3. 3.1 未考慮國家間異質性之迴歸分析 1. 本文依循 Luttmer (2004)；Eyunni (2011) 和 Bartolini et al. (2011)，使用最小平方法 (Ordinary. Least Squares, OLS) 和合併橫斷面和時間序列資料的混合迴歸模型 (pooled Ordinary Least Squares, pooled OLS) 分別對資料進行分析。我們先以 OLS 分別估計出 1990 年代和 2000 年代所得不均對幸福感的影響，接著分別加入其他重要的解釋變數，如實質人均 GDP、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均、社團參與程. 政治大. 度等，一方面檢視這些變數是否如先前研究所認為的顯著影響幸福感，另一方面藉此控制特定. 立. 變數，降低結果發生偏誤的可能性。. ‧ 國. 學. 本文完整的迴歸式如下：. + β6 Clubsit + β7 T rustit + εit ,. (1). Nat. sit. y. ‧. Happinessit = αit + β1 RGDPit + β2 IIit + β3 HEit + β4 F T Dit + β5 HIit. er. io. 其中，被解釋變數為綜合生活滿意度 (life-satisfaction) 和滿足感 (contentment) 的平均幸. al. v i n Ch Inequality) 衡量所得不均程度，為本文主要所探討的重要解釋變數， e n g c h i U HE (Health Expenditure)、 n. 福感。解釋變數則有實質國內總產值 RGDP (Real Gross Domestic Product)，II (Income. F T D(Foreign Trade Dependence)、HI (Happiness Inequality) 分別為醫療支出、貿易依存度、幸福感不均，最後，為衡量社會聯繫 (social connection) 程度，本文加入 Clubs(Clubs. and Associations)、T rust(Interpersonal Safety and Trust) 分別代表社團參與程度和相互信任程度。β1 , β2 , ..., β7 為各解釋變數之係數，加上截距項 α 和誤差項 ε。i 從 1 到 155，代表 155 個不同國家，t 則分為 1990 年代和 2000 年代共兩期。 1. 在相關實證文獻上，有少數以簡單的統計方法計算所得不均和幸福感之相關程度，如 Veenhoven and Berg (2010) 等。另外，許多研究針對具順序尺度之幸福感資料，使用順序數算對數模型 (ordered logit model) 或順序機率單元模型 (ordered probit model) 對幸福感進行估計，如 Clark(2003)；Ball and Chernova (2005)；Alesina, DiTella and MacCulloch (2004) 等。. 11.

(18) 由於本文研究資料為同時包含橫斷面及時間序列之追蹤資料 (panel data)，根據資料和變數的特性，本文分別以 pooled OLS 及追蹤資料模型對資料進行分析，而每種方法的背後皆隱含不同的假設。首先，pooled OLS 假設個體在不同時間點間沒有顯著的差異，且每個橫斷面資料擁有相同的截距，所以 pooled OLS 僅將不同時間點的資料混合，然後以 OLS 進行估計，優點為增加估計的樣本數，得到更穩健的結果；缺點則是未考慮到國家之間可能存在的異質性，而導致估計上的偏誤。依本文來說，即假設不同國家不存在顯著差異，因此只有一個共同截距，其迴歸方程式可表示如下：. Happinessit. 治政大+ β F T D = α + β RGDP + β II + β HE 立 1. it. 2. it. 3. it. 4. it. + β5 HIit. + β6 Clubsit + β7 T rustit + εit ,. (2). ‧ 國. 學. 其中，(2)式中的 α 不會隨時間或國家而改變，而其他所有變數的解釋皆如前所述。. ‧ sit. y. Nat. 3.2 考慮國家間異質性之迴歸分析. n. al. er. io. 另外，考慮不同國家間的異質性可能使 OLS 和 pooled OLS 之迴歸估計結果產生偏誤，本文另外以兩種方式對資料做進一步分析。. Ch. engchi. i n U. v. 第一種方式為將國家分群，由於 Veenhoven 的資料庫中涵蓋多達 155 個國家從 1990–2009 年的資料，其中包括 OECD 的先進國家、開發中國家和低度開發國家，每個國家的發展程度差異較大，我們依據聯合國的人類發展程度指數 (Human Development Index, 簡稱 HDI)，將. 155 個國家分成高度發展國家和中低度發展國家兩類，再以 OLS 和 pooled OLS 對發展程度相近的國家進行估計，而估計的方式如上述，先估計所得不均對幸福感的影響，再依序加入其他重要解釋變數。第二種方式為進行追蹤資料分析 (panel data analysis)，本文含括 155 個不同國家的橫斷面資料，以及十年為一個期共兩期的時間序列資料，我們得以進行追蹤資料分析，兼顧時間序列和橫斷面資料之優點。此外，本文的研究議題中，有許多變數皆可能影響幸福感，雖已納入多. 12.

(19) 個解釋變數，仍有遺漏重要解釋變數之疑慮，甚至，每個國家可能都存在觀察不到或難以量化的重要解釋變數，如國家文化、法令等，如未考慮這些問題，我們可能得到偏誤的結果。追蹤資料分析能控制觀察不到因子對被解釋變數的影響，換言之，控制國家間的異質性，藉此得到更加精確的結果。估計步驟依然先將幸福感對所得不均跑迴歸，接著放入其他重要解釋變數，進行追蹤資料分析。相對於 pooled OLS 模型，追蹤資料模型則假設截距會隨橫斷面資料而改變，也就是每個國家存在顯著的差異，當觀察不到的因子會對被解釋變數造成影響時，這種估計方法可以控制觀察不到因的個別效果（包括隨機效果和固定效果），本文中即為控制國家間的異質性。進行追蹤資料分析之迴歸方程式可表示為：. Happinessit. 治政大+ β F T D = α + β RGDP + β II + β HE 立 i. 1. it. 2. it. 3. it. 4. it. + β6 Clubsit + β7 T rustit + εit ,. + β5 HIit (3). ‧ 國. 學. 其中，(3)式中的 αi 為個別效果，不會隨時間改變，但會國家間的差異而有所不同，其他變數的. ‧. 解釋皆如前所述。隨機效果模型假設個別效果和解釋變數間無相關，而固定效果模型則假設個. sit. y. Nat. 別效果和解釋變數間存在固定的相關性。本文中，各國的文化或法令難以觀察及量化，而使用. er. io. 這兩種估計方法將有助於控制該異質性。直覺上，文化或法令與本文的解釋變數應存在一定的. al. v i n Ch 保護本土產業也可能影響國家的貿易依存度。因此，本文的資料較適合以固定效果模型來分析。 engchi U n. 相關性，例如，外國文化較開放且喜歡社交，所以社團的參與程度應較高，或者，國家制定法令. 實證上，我們可以採用 Hausman test 對該兩種估計方法進行檢定，透過此內生性檢定，我們可以瞭解哪種估計方法較為合適。接受虛無假設表示隨機效果模型較好；若拒絕虛無假設，則表示固定效果模型較佳。本文使用 Hausman test 得到的結果皆建議追蹤資料分析的迴歸式應採用固定效果模型，此結果也符合上述之推論及預期。. 3.3 個別效果顯著與否如前所述，在假設國家間並無顯著差異下，我們以 pooled OLS 對各國幸福感資料進行估計。接著，在考慮國家間的異質性後，本文再以追蹤資料分析進一步探討所得不均與幸福感間的關. 13.

(20) 係。從最後的實證結果來看，兩種不同的估計方式會有不同的結果，因此，本文必須確定各國家間的個別效果是否存在顯著的差異。檢定個別效果顯著與否的方法有二，第一，由於追蹤資料迴歸式的截距項即反映出各國的差異，因此，我們可以先分求出各國的截距項，再檢定該截距項是否顯著異於零。第二，我們可以採用 R 統計軟體的 pFtest 對個別效果進行聯合檢定，虛無假設為個別效果皆為零，若 p-value 小於顯著水準，則表示拒絕虛無假設，代表各國間存在顯著的個別效果。第一種檢定方法的完整結果如表 12所示，每個模型內國家個別效果的顯著程度大致相同，從結果來看，大部分的截距項皆顯著異於零，也就是國家間存在顯著的個別效果。而表 13為聯. 政治大. 合檢定的結果，四個模型都拒絕虛無假設，表示國家間的個別效果顯著。綜合兩種檢定，我們. 立. 可以確定各國間存在顯著的個別效果，而透過追蹤資料分析控制異質性後，結果傾向支持所得. ‧. ‧ 國. 學. 不均會產生比較心理，進而降低幸福感。. 表 12、表 13 置於此. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 14. i n U. v.

(21) 4. 實證結果分析. 本節進行所得不均對幸福感影響的實證分析，而實證結果可分為兩個部分。第一部分，我們先不考慮國家異質性，直接以 OLS 估計 1990 年代和 2000 年代幸福感資料。第二部份則進一步考慮國家異質性，我們分別以將國家分群及追蹤資料分析兩種方式探討幸福感和所得不均間的關係。. 4.1 未考慮國家異質性. 政治大支出、貿易依存度、幸福感不均、社團參與程度及相互信任程度為其他解釋變數。在此，我們立. 本文中，各國平均幸福感為被解釋變數，所得不均為主要解釋變數，另外加入實質 GDP、醫療. ‧. ‧ 國. 學. 以 OLS 進行估計。. 表 6、表 7 置於此. sit. y. Nat. n. al. er. io. 表 6、表 7分別代表 1990 年代和 2000 年代的估計結果。由 Model 1，我們知道兩個年. i n U. v. 代的實質人均 GDP 在 1% 水準下和幸福感呈現顯著正相關。接著在 Model 2 中，我們加入. Ch. engchi. 所得不均作為解釋變數，結果顯示，在控制國家實質人均 GDP 後，兩個年代所得不均的係數在 5% 水準下為顯著的正值。Model 3 更加入醫療支出、貿易依存度、幸福感不均三個變數，除實質人均 GDP 和所得不均的估計係數仍為顯著正值外，1990 年代的估計結果顯示，在 5% 水準下，醫療支出及貿易依存度都和幸福感為顯著負相關，而幸福感不均的估計係數也在 1% 水準下為顯著的負值；而雖然 2000 年代的估計結果仍顯示醫療支出、貿易依存度和幸福感不均三者之估計係數皆為負值，但僅幸福感不均在 1% 水準下對幸福感有顯著的影響。最後，Model 4 再加入兩項衡量社會連結程度的指標，分別為社團參與程度和相互信任程度，而 Model 4 為本文完整迴歸式的估計結果。1990 年代的估計結果顯示，在 1% 水準下，實質人均 GDP、所得不均、社團參與程度和幸福感呈現顯著正相關，而幸福感不均則呈. 15.

(22) 現顯著負相關。而 2000 年代的估計結果則顯示，在 1% 水準下，實質人均 GDP 和社團參與程度的估計係數為顯著正值，幸福感不均的係數為顯著負值；在 5% 水準下，幸福感和醫療支出、相互信任程度有顯著的負向關係；而在 10% 水準下，所得不均和幸福感呈現顯著的正向關係。. 表 8 置於此. 表 8為使用 pooled OLS 對兩個年代進行估計的結果。由於結合 1990 年代和 2000 年代的. 政治大. 資料，共涵蓋 155 個國家，有較大的樣本數。Model 1 中，實質人均 GDP 在 1% 水準下顯著和. 立. 幸福感正相關。而 Model 2，於 1% 水準下，實質人均 GDP 和所得不均的係數皆為顯著的正. ‧ 國. 學. 值，表示在控制實質人均 GDP 後，幸福感會隨著所得不均擴大而上升。在 Model 3 加入醫療支出、貿易依存度、幸福感不均後，所有解釋變數都呈現顯著，在 1% 水準下，實質人均 GDP. ‧. 和所得不均的係數為顯著正值，而醫療支出和幸福感不均的係數顯著為負值；另外，貿易依存. sit. y. Nat. 度則在 5% 水準下和幸福感呈現顯著負相關。最後，完整迴歸式 Model 4 的估計結果顯示，除. io. al. er. 相互信任程度外，其他解釋變數皆和幸福感顯著相關，在 1% 下，實質人均 GDP、所得不均、. n. 社團參與程度三者的估計係數為顯著的正值，醫療支出和幸福感不均的係數則為顯著負值；而. Ch. 在 5% 水準下，貿易依存度的係數為顯著的負值。. engchi. i n U. v. 綜合以上，我們發現在未考慮各國異質性的情況下，估計絕對所得的實質人均 GDP 在 1% 水準下顯著和幸福感呈現正相關。而在控制實質人均 GDP 後，所得不均在 1% 水準下和幸福感存在顯著的正向關係。即使加入其他解釋變數，在 1% 水準下，所得不均仍對幸福感產生顯著的正向影響。. 4.2 考慮國家異質性考慮國家異質性後，本節為採用國家分群和追蹤資料分析進行估計的實證結果。由於使用. pooled OLS 分析發現相互信任程度並不顯著影響幸福感，因此，我們此節的分析並未將相互信 16.

(23) 任程度納入完整的迴歸模型中。. 4.2.1. 依國家發展程度分群. 在考慮國家異質性後，本文依聯合國的人類發展程度指數將所有國家分成高度發展國家和中低度發展國家，由於國家幸福感資料橫跨 1990 及 2000 年代，因此，本文以 pooled OLS 進行估計分析。其中，高度發展國家大部分為歐洲國家，包括丹麥、法國、德國、義大利、盧森堡、荷蘭、挪威、西班牙、瑞士等，大洋洲的澳洲和紐西蘭，美洲主要為北美的加拿大、美國及南美的智. 政治大. 利，另外還有英國、愛爾蘭及亞洲國家南韓和日本，總共約 35 個國家。. 表 9 置於此. 學. ‧ 國. 立. ‧ sit. y. Nat. 而高度發展國家的估計結果如表 9所示。Model 1 以實質人均 GDP 為唯一解釋變數，在. io. er. 1% 水準下，我們發現實質人均 GDP 和幸福感呈現顯著正向關係。Model 2 則再加入所得不均作為解釋變數，結果顯示只有實質人均 GDP 的估計係數在 1% 水準下為正值，即在控制實質人. al. n. v i n Ch 均 GDP 後，所得不均並不影響平均幸福感。接著在 Model 3 中加入醫療支出、貿易依存度、幸 engchi U 福感不均進行估計，得到實質人均 GDP 的係數在 5% 水準下為顯著正值，幸福感不均的係數則在 1% 水準下為顯著的負值，而我們關心的所得不均卻不顯著影響幸福感，醫療支出和貿易依存度也呈現不顯著。最後，我們在 Model 4 中加入社團參與程度，結果顯示僅幸福感不均和社. 團參與程度在 1% 水準下分別和幸福感呈現顯著的負向和正向關係，一向顯著的實質人均 GDP 因為加入社團參與程度而變得不顯著，此外，所得不均、醫療支出、貿易依存度也皆不顯著。中低度發展國家則大部分為中南美洲國家，包括巴西、哥倫比亞、多明尼加共和國、薩爾瓦多、墨西哥、秘魯等，歐洲則有阿爾巴尼亞、亞美尼亞、保加利亞、土耳其、烏克蘭等東歐國家，亞洲國家為孟加拉、中國、印度、菲律賓等，另外還有非洲的奈及利亞和南非，總共約 25 個國家。. 17.

(24) 表 10 置於此. 而中低度國家的估計結果如表 10所示。於 Model 1 中，實質人均 GDP 依舊在 5% 水準下和幸福感呈現顯著正相關。Model 2 則同時對實質人均 GDP 和所得不均做估計，結果顯示所得不均之估計值在 1% 水準下為顯著正值，表示在控制實質人均 GDP 後所得不均顯著正向影響幸福感。同樣的，我們在 Model 3 中加入醫療支出、貿易依存度和幸福感不均，從結果來看，. 政治大. 所得不均在 1% 水準下和幸福感呈現顯著正相關，其他變數也都顯著影響幸福感，其中，實質. 立. 人均 GDP 的估計值在 5% 水準下為顯著的正值，醫療支出的估計值在 10% 下為顯著的負值，. ‧ 國. 學. 而貿易依存度和幸福感不均的估計值皆在 1% 水準下顯著的為負值。最後為加入衡量社會連結程度的完整迴歸 Model 4，其估計結果和 Model 3 大致相同，所有解釋變數皆顯著影響幸福感。. ‧. 其中，重要變數所得不均在 1% 水準下和幸福感呈現顯著的正向關係，而貿易依存度和幸福感. sit. y. Nat. 不均的估計值也在 1% 水準下為顯著負值，實質人均 GDP 的估計值在 5% 水準下為顯著正值，. io. er. 最後，在 10% 水準下，醫療支出和社團參與度的估計值分別為顯著負值和正值。. al. 綜合以上，我們依國家發展程度進行分群以處理國家間的異質性，並進行估計。就相對所. n. v i n Ch 得而言，高度發展國家的所得不均並不顯著影響幸福感，相反的，中低度發展國家的所得不均 engchi U. 程度卻顯著正向影響幸福感，也就是幸福感會隨所得不均程度擴大而上升。我們進一步計算兩群國家所得不均的平均值和標準差，發現高度發展國家所得不均的平均值和標準差分別為. 31.86% 和 0.832，而中低度發展國家則分別為 41.61% 和 10.033。由此可見，透過分群我們控制了高度發展國家間的所得不均差異程度，這也導致所得不均不顯著的結果。而對於所得不均較為嚴重的中低度發展國家，由於社會較不穩定、階層的流動性也較高，因此，所得不均存在激勵的效果。另外，從結果來看，絕對所得仍對幸福感有顯著的正向影響。幸福感不均則和幸福感呈現顯著的負向關係，表示幸福感不均程度越大將導致幸福感下降，此兩項估計結果也符合我們的預. 18.

(25) 期。. 4.2.2. 追蹤資料分析. 最後，我們以追蹤資料分析來控制國家間的異質性，其優點除能同時分析橫斷面和時間序列資料外，還能控制觀察不到因子對被解釋變數的影響，換言之，此估計方法能控制國家間某些能影響幸福感的因素，藉此得到更加精確的結果。. 表 11、表 12 置於此. 立. 政治大. ‧ 國. 學. 追蹤資料分析的估計結果如表 11所示。由於追蹤資料分析會考慮國家間的個別效果，所有國家並不會有相同的截距項，因此，表 11不會有共同截距項的估計值。四個不同迴歸式下，各. ‧. 國不同的截距項將呈現於表 12。由表 12可知，大部份的截距項皆顯著異於零，這代表各國家存. y. sit. io. er. 的截距項。. Nat. 在顯著的個別效果，這也符合我們採用追蹤資料分析的假設，即個別效果使橫斷面資料有不同. 另外，我們也採用聯合檢定，透過 R 統計軟體的 pFtest 檢視 pooled OLS 和固定效果模型. al. n. v i n Ch 兩個估計方法，其虛無假設為個別效果皆為零，結果如表 13所示，四個迴歸式的檢定結果皆拒 engchi U 絕虛無假設，隱含國家間存在顯著的個別效果，即固定效果模型為較佳的估計方式。. 從 Model 1 來看，在無其他解釋變數下，實質人均 GDP 在 5% 水準顯著正向影響幸福感。而 Model 2 中，我們再加入重要的解釋變數所得不均，結果顯示在 1% 水準下實質人均 GDP 仍然顯著和幸福感呈現正相關，然而，所得不均卻得到不同以往的結果，在 5% 水準下其估計係數顯著的為負值，簡言之，在控制國家異質性後，所得不均將對幸福感帶來負面的影響。. Model 3 更放進了醫療支出、貿易依存度、幸福感不均等變數，結果仍和 Model 2 大致相同，在 5% 水準下，實質人均 GDP、所得不均之估計值分別為顯著的正值及負值，而新加入的變數皆呈現不顯著。最後，Model 5 為本文最完整的迴歸式，除前面敘述的變數外，更加入社團參. 19.

(26) 與程度來衡量社會連結程度，而結果顯示在 10% 水準下僅所得不均度和幸福感呈現顯著負向關係，其他所有變數皆不顯著。總而言之，若能有效地控制國家間的異質性，所得不均程度的擴大將降低人們的幸福感。但當加入衡量社會連結程度的變數時，絕對所得的影響力將大幅下降，相對所得的影響力雖下降卻仍顯著負向影響幸福感。因此，在控制重要社會經濟變數及國家異質性後，幸福感將隨著所得不均度的擴大而下降。. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 20. i n U. v.

(27) 5. 結論. 自從許多學者以相對所得的概念來解釋 “Easterlin paradox” 後，各種衡量相對所得的方式不斷被提出，而幸福感和相對所得兩者間的關係到現今仍未有定論，部分認為人們的比較心理使得幸福感下降，但也有學者認為所得差距的激勵作用將提升幸福感。本文以所得不均作為相對所得的衡量標準，先採用 OLS 對大約 155 個國家的幸福感做估計，發現所得不均和幸福感呈現顯著正相關，代表若不考慮國家異質性，所得不均存在激勵作用，此結果與 Tomes (1986), Ball (2001) 一致。另外，部分變數存在顯著的負向影響，如醫療. 治政大不均度越高即國家幸福感的差距越大，幸福感將隨醫療支出、貿易依存度、幸福感不均三者的立上升而降低；而部分變數則有正向的影響，實質人均 GDP 和社團參與程度越高分別表示絕對所支出越高代表一國的健康狀況越差、貿易依存度越高表示一國依賴進出口的程度越高、幸福感. ‧ 國. 學. 得、社會連結程度越高，幸福感因此上升。在這個部分，本文證實發現與先前文獻一致之結果. ‧. (Nordhaus, 2002; Ball and Chernova, 2005; DiTella and MacCulloch, 2008; Graham, 2010; Eyunni, 2011; Bartolini et al., 2011)。. y. Nat. io. sit. 然而，未控制國家異質性可能產生偏誤的結果，因此我們透過將國家分群和採用追蹤資料分. n. al. er. 析兩種方法控制異質性。依照國家發展程度分群後，絕對所得顯著的正向地影響幸福感，但所. i n U. v. 得不均度則呈現不顯著。而中低度發展國家的情況卻有所不同，即使我們不斷加入其他重要變. Ch. engchi. 數，絕對所得和所得不均皆對幸福感有顯著的正向影響，可能的解釋為中低度發展國家的環境變化快速，階級流動較其他國家快速，因此，所得不均將會是一種激勵和機會。此外，我們更將國家的個別效果列入考慮，採用追蹤資料分析進一步探討幸福感和所得不均間的關係。從結果來看，控制異質性後幸福感和所得不均存在顯著的負向關係，換言之，在考量文化、法令等難以量化衡量的因素後，所得不均使得人們產生比較心理，幸福感因他人所得較高而下降。就採追蹤資料分析的文獻而言，有別於 Senik (2002) 的結果顯示幸福感和所得不均的關係不顯著，本文和 Frey and Stutzer (2003) 的結果皆顯示相對所得和幸福感呈現顯著的負向關係。雖然絕對所得一開始顯著的正向影響幸福感，但隨著加入的變數變多，絕對所得將. 21.

(28) 喪失其對幸福感的影響力。如前所述，文化上的差異將影響社交風氣，進而透過社團參與程度影響幸福感；制定保護國內產業的法令也會透過貿易依存度進一步影響幸福感。從追蹤資料分析的結果來看，雖然社團參與程度和貿易依存度兩變數皆不顯著，但當我們對文化、法令等因素進行控制後，兩變數對幸福感的影響也將與使用一般迴歸估計的結果截然不同 (DiTella and. MacCulloch, 2008; Bartolini et al., 2011)。在對國家個別效果進行檢定後，本文資料存在顯著的個別效果。因此，若國家文化、法令等為重要的考慮因素，且我們以追蹤資料對該難以量化因素進行控制後，本文將傾向支持兩者為負向關係的結果，即所得不均將造成比較心理，降低幸福感。而所得不均對於社會階級流動的. 政治大. 激勵作用僅存在於未考慮國家異質性及中低度發展國家的估計結果。. 立. 政策意涵上，若考慮國家間的差異，幸福感會隨著所得不均的擴大而下降，對此，當政府的. ‧ 國. 學. 目標為提升國民整體幸福感時，許多國家所採用的累進稅率將可透過所得重分配降低貧富差距，藉此提高人民的幸福感。. ‧. 最後，由於 1990 年代以前的幸福感資料僅包含少數高度發展國家，資料較不齊全，本文僅. sit. y. Nat. 針對 1990 年代和 2000 年代的幸福感資料進行分析，資料的期數過短可能影響實證結果的準確. io. er. 性。另外，本文考慮的重要變數包含絕對所得、所得不均、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均. al. v i n Ch 因而未納入本文中，未來的研究可以加入其他重要解釋變數，更加全面的探討幸福感和其他變 engchi U n. 及社會連結程度，由於資料庫中其他經濟因素或社會人口統計變數如婚姻狀況等資料較不完整，. 數間的關係。. 22.

(29) 參考文獻 Alesina, A., DiTella, R., and MacCulloch, R. (2004), “Happiness and Inequality: Are Euro-. peans and Americans Different?” Journal of Public Economics, 88(9−10), 2009−2024. Ball, R. (2001), “Incomes, Inequality and Happiness: New Evidence.” Harvard College,. Mimeo. Ball, R., and Chernova, K. (2008), “Absolute Income, Relative Income, and Happiness.”. Social Indicators Research, Vol. 88, No. 3 (Sep., 2008), pp. 497−529.. 治政大Economia Politica, Università Quaderni del Dipartimento di 立. Bartolini, S., Bilancini, E. and Pugno, M. (2008), “Did the Decline in Social Capital Depress. Americans’Happiness?”. 學. ‧ 國. Degli Studi Di Siena.. Blanchflower, D. G. and Oswald, A. J. (2003), “Does Inequality Reduce Happiness? Evi-. ‧. dence from the State of the USA from the 1970’s to the 1990’s.” Dartmouth College, Mimeo. Bjornskov, C., Dreher, A., and Fischer, A. (2007), “The Relation between Inequality and. y. Nat. n. al. er. io. mark.. sit. Happiness, Do Subjective Perceptions Matter?” Paper, Aarhus School of Bussiness, Den-. Ch. i n U. v. Cheung, F., and Lucas, R. E. (2015), “When Does Money Matter Most? Examining the. engchi. Association between Income and Life Satisfaction over the Life Course.” Journal of Per-. sonality and Social Psychology. Clark, A. (2003), “Inequality Aversion and Social Mobility: A Direct Test.” Delta Working. Paper, No.2003−11. Clark, A. E. and Oswald, A. J. (1995), “Satisfaction and Comparison Income.” Journal of. Public Economic, 61, 22. Clark, A. E. and Senik, C. (2010), “Who Compares to Whom? The Anatomy of Income. Comparison in Europe.” Economic Journal, 120, 573−594.. 23.

(30) Di Tella, R., and MacCulloch, R. (2008), “Gross National Happiness as an Answer to the. Easterlin Paradox?” Journal of Development Economics, 16(3), 22−42. Easterlin, R. (1974), “Does Economic Growth Improve the Human Lot? Some Empirical. Evidence.” , 37. Eyunni, A. (2011), “On the Determinants of Happiness.”, 21. Fahey, A. L. and Smith, E. (2004), “The Link between Subjective Well-Being and Objective. Conditions in European Societies. ” Brill, Boston, USA, 57−80. Frey, B. S., and Stutzer, A. (2003), “Testing Theories of Happiness.” Working Paper, No.. 147.. 立. 政治大. Graham, C. (2010), “Happiness around the World: The Paradox of Happy Peasants and. ‧ 國. 學. Miserable Millionaires. ” Oxford University Press, USA.. Helliwell, J. F. (2003), “How’s life? Combining Individual and National Variables to Explain. ‧. Subjective Well-Being.” NBER Working Paper, No. 9065.. sit. y. Nat. Helliwell, J. F. (2006), “Well-Being, Social Capital and Public Policy: What’s New?” The. er. io. Economic Journal, 116(510), C34−C45.. al. v i n C the United State: Analysis equality in Income and Mortality in h e n g c h i U of Mortality and Potential n. Kaplan, G. A., Pamuk, E. R., Lynch, J. W., Cohen, R. D. and Balfour J. L. (1996), “In-. Pathways.” British Medical Journal, 12, 999−1003.. Kawachi, I., and Kennedy, B. P. (1997), “The Relationship of Income Inequality to Mortality:. Does the Choice of Indicator Matter?” Social Science and Medicine , 45, 1121−1127. Layard, R., G. Mayraz, and Nickell, S. (2009), “Does Relative Income Matter? Are the. Critics Right? ” SOEP Paper, No. 210. Luttmer, E. (2004), “Neighbors as Negatives: Relative Earnings and Well-Being.” KSG. Faculty Research Working Paper Series, RWP04−029. Nordhaus, W. D. (2002), “The Health of Nations: The Contribution of Improved Health to. 24.

(31) Living Standards. ” Cowles Foundation Discussion Paper, No. 1355. Senik, C. (2002), “When Information Dominates Comparison: A Panel Data Analysis Using. Russian Subjective Panel Data.” William Davidson Institute Working Paper Series 495, University of Michigan. Stiglitz, S., Sen, A., and Fitoussi, J. P. (2009), “Report by the commission on the mea-. surement of economic performance and social progress.” http://www.stiglitz-sen-fitoussi.fr/ documents/rapport_anglais.pdf. Tomes, N. (1986), “Income Distribution, Happiness and Satisfaction: A Direct Test of the. 政治大. Interdependent Preferences Model.” Journal of Economic Psychology, 7, pp. 425−446.. 立. Veenhoven, R. (1984), “Conditions of Happiness.” D. Reidel, Dordrecht/Boston, 461 pp.. ‧ 國. Voor Beleid.” Sociale Wetenschappen, 4, 1−43.. 學. Veenhoven, R. (2002), “Het Grootste Geluk Voor Het Grootste Aantal. Geluk Als Richtsnoer. ‧. Veenhoven, R., and Berg, M. (2010), “Income Inequality and Happiness in 119 Nations.” In:. sit. y. Nat. BentGreve(Ed.) “Social Policy and Happiness in Europe.”, Edgar Elgar Cheltenham. er. io. UK, chapter 11, pp174−194,2010, ISBN978−1−84844−574−1.. al. v i n Ch lands Assessed on (04 Oct 2015) at: http://worlddatabaseofhappiness.eur.nl. engchi U n. Veenhoven, R., World Database of Happiness, Erasmus University Rotterdam, The Nether-. 25.

(32) 表 1: 文獻結果統整. 變數. 文獻. 結果. 實質人均 GDP. Ball and Chernova (2005), DiTella and MacCulloch (2008), Eyunni (2011). 正向. 所得不均. Clark and Oswald (1995), Clark (2003), Luttmer (2004). 負向. Frey and Stutzer (2003), Clark and Senik (2010) 無影響. Senik (2002), Alesina et al. (2004). 政治大 Nordhaus (2002), 立 Graham (2010), Eyunni (2011). 正向. Tomes (1986), Ball (2001). 醫療支出. 幸福感不均. Veenhoven and Berg (2010). ‧. ‧ 國. DiTella and MacCulloch (2008). 學. 貿易依存度. 負向. World Happiness Report (2016) Bartolini et al. (2011). 相互信任程度. Helliwell (2003), Helliwell (2006), Stiglitz et al. (2009). n. al. er. io. sit. y. Nat. 社團參與程度. Ch. engchi. 26. i n U. v. 負向負向正向正向正向.

(33) 表 2: 各變數之整體敘述統計量變數. 期望值. 標準差. 最小值. 最大值. 樣本數. 幸福感. 6.032. 1.290. 2.620. 8.500. 225. 實質人均 GDP. 3.768. 0.550. 2.552. 5.030. 333. 所得不均. 35.790. 9.169. 21.810. 62.770. 124. 醫療支出. 0.059. 0.022. 0.020. 0.152. 334. 貿易依存度. 0.841. 0.501. 0.174. 3.970. 340. 幸福感不均. 2.442. 政0.392治1.490大3.720. 193. 0.089. 0.202. 0.858. 191. 相互信任. 0.506. 0.088. 0.255. 0.700. 223. ‧. ‧ 國. 立 0.501. 學. 社團參與. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 27. i n U. v.

(34) 表 3: 變數在 1990 年代 (90s) 和 2000 年代 (00s) 之敘述統計量變數. 期望值. 標準差. 最小值. 最大值. 樣本數. 90s 幸福感. 6.309. 1.240. 3.030. 8.120. 72. 00s 幸福感. 5.902. 1.296. 2.620. 8.500. 153. 90s 實質人均 GDP. 3.660. 0.531. 2.552. 4.884. 164. 00s 實質人均 GDP. 3.872. 0.550. 2.686. 5.030. 169. 90s 所得不均. 35.460. 9.241. 21.810. 59.030. 62. 00s 所得不均. 36.110. 0.020. 0.131. 167. 00s 醫療支出. 0.062. 0.022. 0.024. 0.152. 167. 90s 貿易依存度. 0.777. 0.478. 0.174. 3.267. 168. 00s 貿易依存度. 0.903. 0.516. 0.242. 3.970. 172. 90s 幸福感不均. 2.457. 0.375. 1.600. 3.720. y. 95. 00s 幸福感不均. 2.427. 0.409. 1.490. 3.720. sit. 98. 0.498. 0.069. 0.364. n. al. 00s 社團參與. C0.503 0.202 h e n0.102 gchi U. er. io. 90s 社團參與. ‧. 0.021. Nat. 0.057. ‧ 國. 立. 62. 學. 90s 醫療支出. 政 9.160治22.840大 62.770. v ni. 0.609. 82. .858. 109. 90s 相互信任. 0.541. 0.027. 0.483. 0.614. 79. 00s 相互信任. 0.487. 0.103. 0.255. 0.700. 144. 28.

(35) 29. -0.370∗∗∗ 0.468∗∗∗ 0.052 -0.581∗∗∗. 0.233∗∗. -0.733∗∗∗. 0.210∗∗. 0.394∗∗∗. 貿易依存度. 幸福感不均. 社團參與. 相互信任. 1.938. -0.187∗∗. -0.549∗∗∗. er. 1.664. 0.255∗∗∗. sit. 0.197∗∗. 1.231. y. 0.142. -0.122. 1.000. 3.066. -0.542∗∗∗. -0.349∗∗∗. 1.000. ‧ 幸福感不均國. 貿易依存度. 0.037. 1.000. 註：∗ 、∗∗ 、∗∗∗ 分別表示達 10%、5%、1% 之顯著水準. 2.548. -0.196∗∗. 0.599∗∗∗. 醫療支出. engchi. v. 解釋變數 VIF 值. 1.000. -0.345∗∗∗. 所得不均. 1.000. Ch. i n U. ‧. 實質人均 GDP. 醫療支出. n. 所得不均. io. al. 學. Nat. 實質人均 GDP. 圖 1: 各變數間的相關係數表社團參與. 1.286. 0.226∗∗. 1.000. 立政治大 1.839. 1.000. 相互信任.

(36) 表 4: 1990 年代幸福感最高及最低國家高幸福感. 低幸福感. 國家. 幸福感. 所得不均. 幸福感. 所得不均. Colombia. 8.12. 51.32. Moldova. 3.03. 39.07. Switzerland. 8.08. 32.92. Ukraine. 3.62. 32.27. Denmark. 8.01. 28.43. Armenia. 3.69. 40.22. Iceland. 7.83. 34.62. Georgia. 4.09. 39.33. Netherlands. 7.73. Ireland. 立7.68. Canada. 國家. 4.18 Albania 政30.56 治大. 29.12. 4.37. 26.88. 7.65. 28.89. Bulgaria. 4.45. 28.50. Luxembourg. 7.63. 26.56. Russia. 4.60. 30.53. Norway. 7.62. 27.65. Latvia. 4.77. 33.47. Sweden. 7.61. 24.64. Romania. 4.80. Nat. n. al. er. io. sit. y. ‧. ‧ 國. Belarus. 學. 34.30. Ch. engchi. 30. i n U. v. 26.96.

(37) 表 5: 2000 年代幸福感最高及最低國家高幸福感. 低幸福感幸福感. 所得不均. 國家. 幸福感. 所得不均. Denmark. 8.24. 30.00. Georgia. 4.26. 40.98. Iceland. 8.15. 31.72. Bulgaria. 4.41. 30.58. Switzerland. 8.01. 30.80. Albania. 4.62. 31.70. Finland. 7.89. 25.36. Macedonia. 4.66. 30.76. Norway. 7.86. 4.86. 36.57. Mexico. 7.85 立. 4.98. 28.00. Sweden. 7.82. 25.20. Armenia. 5.03. Australia. 7.73. 30.58. Belarus. 學. 33.54. 5.18. 33.34. Colombia. 7.72. 57.51. Azerbaijan. 5.28. 35.11. Luxembourg. 7.66. 27.67. Bangladesh. 5.28. 33.34. 27.45 Moldova 治政 51.91 Ukraine 大. ‧. ‧ 國. 國家. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 31. i n U. v.

(38) 表 6: 1990 年代幸福感迴歸之估計結果此表為 1990 年代幸福感對不同解釋變數以 OLS 進行迴歸估計之結果，而完整的迴歸式如下：. Happinessit = α + β1 RGDPit + β2 IIit + β3 HEit + β4 F T Dit + β5 HIit + β6 Clubsit + β7 T rustit + εit , 其中，RGDP 、II 、HE 、F T D、HI 、Clubs、T rust 分別代表實質人均 GDP、所得不均、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均、社團參與程度及相互信任程度。被解釋變數：幸福感估計變數. -2.038∗. ∗∗∗. ∗∗∗. ∗∗∗. ∗∗∗. (0.506) 1.680∗∗∗ (0.001). 0.046∗∗∗. 0.047∗∗∗. (0.015). (0.001). (0.001). -16.123∗∗. -9.153. (0.010). (0.126). y. sit. io. n. i n U. (0.036). i e n g c h-2.151. ∗∗∗. (0.001). ‧. 0.034∗∗. -0.733∗∗. Ch. -2.761. (0.001). Nat. al. ∗∗∗. (0.001). HE. HI. Model 4. 學. (0.001). II. FTD. Model 3. -4.092 治4.8404 政 (0.080) (0.008) (0.037) 大立 2.121 2.334 1.689. ‧ 國. RGDP. Model 2. -0.563. er. (Constant). Model 1. v (0.158) -1.491∗∗∗ (0.003) 4.538∗∗∗. Clubs. (0.004). T rust. 5.715 (0.262). 註：1. 括號內為 P-value. 2. ∗ 、∗∗ 、∗∗∗ 分別表示達 10%、5%、1% 之顯著水準. 32.

(39) 表 7: 2000 年代幸福感迴歸之估計結果此表為 2000 年代幸福感對不同解釋變數以 OLS 進行迴歸估計之結果，而完整的迴歸式如下：. Happinessit = α + β1 RGDPit + β2 IIit + β3 HEit + β4 F T Dit + β5 HIit + β6 Clubsit + β7 T rustit + εit , 其中，RGDP 、II 、HE 、F T D、HI 、Clubs、T rust 分別代表實質人均 GDP、所得不均、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均、社團參與程度及相互信任程度。被解釋變數：幸福感估計變數. -1.001∗. ∗∗∗. 2.028∗∗∗ (0.001). 0.042∗∗∗. 0.054∗∗∗. 0.022∗. (0.001). (0.001). (0.074). -7.860. -9.075∗∗. (0.138). (0.034). io. sit. Nat. y. ‧. (0.001). -0.223. n. Ch. (0.605). (0.001). HE. al. ∗∗∗. -1.056. 學. II. HI. Model 4. ∗∗∗. ∗∗∗. (0.001). FTD. Model 3. -5.680治 1.019 政 (0.057) (0.001) (0.644) 大立1.780 2.543 1.852. ‧ 國. RGDP. Model 2. -0.170. er. (Constant). Model 1. i n U. (0.302). i e n g c h-1.462. ∗∗∗. (0.001). v (0.326) -0.968∗∗∗ (0.003) 5.900∗∗∗. Clubs. (0.001) -2.975∗∗. T rust. (0.019) 註：1. 括號內為 P-value. 2. ∗ 、∗∗ 、∗∗∗ 分別表示達 10%、5%、1% 之顯著水準. 33.

(40) 表 8: 1990 年代和 2000 年代混合估計模型之估計結果此表為 1990 年代和 2000 年代幸福感對不同解釋變數以 pooled OLS 進行迴歸估計之結果，而完整的迴歸式如下：Happinessit = α + β1 RGDPit + β2 IIit + β3 HEit + β4 F T Dit +. β5 HIit + β6 Clubsit + β7 T rustit + εit , 其中，RGDP 、II 、HE 、F T D、HI 、Clubs、 T rust 分別代表實質人均 GDP、所得不均、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均、社團參與程度及相互信任程度。被解釋變數：幸福感. Model 2 Model 3 政治大 (Constant) -1.232 -3.816 3.702 立 (0.012) (0.001) (0.013) Model 1. 0.209 (0.905). 2.215∗∗∗. 1.612∗∗∗. 1.737∗∗∗. (0.001). (0.001). (0.001). (0.001). 0.033∗∗∗. 0.047∗∗∗. 0.034∗∗∗. (0.001). (0.001). (0.001). -11.537∗∗∗. -9.489∗∗∗. Nat. y. ‧. 1.863∗∗∗. II. HE. io. al. (0.005). n FTD. ∗∗. Ch. i n U. -0.455∗∗. i e n g c h(0.015). HI. sit. RGDP. ∗∗∗. 學. ‧ 國. ∗∗. Model 4. (0.008). er. 估計變數. v -0.352. ∗∗. (0.038). -1.834∗∗∗. -1.272∗∗∗. (0.001). (0.001) 5.266∗∗∗. Clubs. (0.001). T rust. -1.353 (0.235). 註：1. 括號內為 P-value. 2. ∗ 、∗∗ 、∗∗∗ 分別表示達 10%、5%、1% 之顯著水準. 34.

(41) 表 9: 高度發展國家混合估計模型之估計結果此表為高度發展國家幸福感對不同解釋變數以 pooled OLS 進行迴歸估計之結果，而完整的迴歸式如下：Happinessit = α + β1 RGDPit + β2 IIit + β3 HEit + β4 F T Dit + β5 HIit +. β6 Clubsit + εit , 其中，RGDP 、II 、HE 、F T D、HI 、Clubs 分別代表實質人均 GDP、所得不均、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均及社團參與程度。被解釋變數：幸福感估計變數. Model 2. -5.272治 5.914 政 (0.002) (0.032) (0.003) 大立 2.726 2.766 1.096 -4.930∗∗∗. ∗∗∗. ∗∗∗. 0.005. 0.009. -0.005. (0.666). (0.395). (0.594). -0.732. -3..812. (0.879). (0.325). io. -0.046. n HI. Ch. (0.424). ‧. (0.045). Nat. al. 0.428. (0.001). HE. FTD. ∗∗. (0.063). y. II. ∗∗∗. 4.950∗. sit. (0.001). ∗∗. Model 4. 學. ‧ 國. RGDP. Model 3. 0.035. er. (Constant). Model 1. i n U. (0.787). i e n g c h -1.831. ∗∗∗. (0.001). v (0.799) -1.412∗∗∗ (0.001) 5.947∗∗∗. Clubs. (0.001) 註：1. 括號內為 P-value. 2. ∗ 、∗∗ 、∗∗∗ 分別表示達 10%、5%、1% 之顯著水準. 35.

(42) 表 10: 中低度發展國家混合估計模型之估計結果此表為中低度發展國家幸福感對不同解釋變數以 OLS 進行迴歸估計之結果，而完整的迴歸式如下： Happinessit = α+β1 RGDPit +β2 IIit +β3 HEit +β4 F T Dit +β5 HIit +β6 Clubsit +εit , 其中，RGDP 、II 、HE 、F T D、HI 、Clubs 分別代表實質人均 GDP、所得不均、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均及社團參與程度。被解釋變數：幸福感. ∗∗. ∗∗. 1.478∗∗ (0.010). 0.073∗∗∗. 0.057∗∗∗. 0.048∗∗. (0.001). (0.001). (0.003). -12.467∗. -10.947∗. (0.060). (0.088). -1.702∗∗∗. -1.323∗∗∗. y. ‧. (0.018). Nat. io. n. Ch. (0.257). (0.340). HE. al. 2.921. 學. II. HI. Model 4. ∗∗. (0.011). FTD. Model 3. 0.815 治5.355 政 (0.906) (0.664) (0.010) 大立1.465 0.514 1.104 0.244. ‧ 國. RGDP. Model 2. er. (Constant). Model 1. i n U. (0.001). i e n g c h-1.585. ∗∗∗. (0.006). sit. 估計變數. v(0.008) -1.847∗∗∗ (0.002) 3.814∗. Clubs. (0.068) 註：1. 括號內為 P-value. 2. ∗ 、∗∗ 、∗∗∗ 分別表示達 10%、5%、1% 之顯著水準. 36.

(43) 表 11: 1990 年代和 2000 年代追蹤資料分析之估計結果此表為幸福感對不同解釋變數以追蹤資料分析之結果，而完整的迴歸式如下：Happinessit =. αi + β1 RGDPit + β2 IIit + β3 HEit + β4 F T Dit + β5 HIit + β6 Clubsit + εit , 其中，RGDP 、 II 、HE 、F T D、HI 、Clubs 分別代表實質人均 GDP、所得不均、醫療支出、貿易依存度、幸福感不均及社團參與程度。被解釋變數：幸福感估計變數. Model 2. Model 3. 0.777 治0.910 政 (0.020) (0.008) (0.022) 大立 -0.034 -0.036 ∗∗∗. ∗∗. io. HI. n. al. Clubs. Ch. (0.032) -4.060. -0.952. (0.584). (0.898). -0.047. 0.178. (0.910). (0.676). 0.060. 0.045. i n U. (0.914). engchi. (0.077). y. Nat. FTD. -0.031∗. ‧. ‧ 國. HE. (0.225). 學. (0.034). ∗∗. 0.532. sit. 0.647∗∗. ∗∗. II. Model 4. er. RGDP. Model 1. v(0.934) -1.823 (0.190). 註：1. 括號內為 P-value. 2. ∗ 、∗∗ 、∗∗∗ 分別表示達 10%、5%、1% 之顯著水準. 37.