一、 引 言

幸福感是衡量居民福利状况的重要维度，而收入与幸福感的关系一直是人们关注的一个核心问题。Easterlin[1]在1974年首次提出“幸福-收入悖论”，即经济增长和人们收入水平的提高未必能提升居民的幸福感，由此引发学术界对这一问题进行了更为深入的探讨。本文从微观个体层面探讨不同性别居民的个人收入与幸福感的关系。通过对中国家庭追踪调查数据的统计分析，我们发现“幸福-收入悖论”的特殊表现形式：即男性的平均收入远远高于女性，存在着巨大的性别收入差距，对全部样本而言，男性平均收入是女性的2.2倍；然而，女性的平均幸福感与男性持平，甚至略微高于男性。这种不同性别之间的个人收入与幸福感的背离，本文将其称作“性别-收入-幸福悖论”。

本工程施工对象为大型水坝，具体内容涵盖坝顶溢流表孔的打造、发电引水系统的建设及供水管道的铺设等。其中，大坝采用的是双曲拱坝结构，施工工艺选用的是碾压混凝土方式，运用C20碾压混凝土实现大坝主体的施工，以混凝土加水时开始计算，周期应满90d，见图1。

“性别-收入-幸福悖论”现象是令人困惑的。根据对现实中人们偏好的观察，几乎所有人都努力寻求高收入的工作机会。为了获取高收入，人们不惜进行长期的艰苦学习、训练，花费大量的时间和精力在劳动市场上搜寻、应聘高收入的工作。也就是说，无论对于男性还是女性，根据人们行动所传递出的偏好结果，更高的个人收入总是一种“好的物品(goods)”，理应增加个人幸福感。如果据此推论，当性别收入差距很大的情况下，女性的幸福感应该远远低于男性，但事实并非如此。

我为啥骗你呢？最近的事。王鲶鱼是个败顶的老头，像个秃鹫似的。我和俺叔两个人，给他捻船。这老熊，小媳妇好几个哩。

同时我们从家庭性别分工的角度对“性别-收入-幸福悖论”现象进行了解释，即人们的幸福感取决于家庭平均收入而非个人收入。虽然不同性别的个人平均收入差距悬殊，但是男性和女性的平均家庭收入是持平的，从而决定了双方的幸福感大致相当。这一解释也得到了实证研究结果的有力支持，对于理解我国性别不平等问题提供了有益的参考。目前，已有较多文献探讨性别收入差距问题，但如果将性别收入差距等同于性别之间福利的不平等，那就是高估了性别之间的福利不平等状况。

迄今为止，国内外学术界已对收入与幸福感的关系问题进行了较多的研究。Diener and Fujita[2]发现，收入的增加能够显著地提升居民的福利。田国强和杨立岩[3]指出，当居民收入达到某个临界水平之前，增加收入能够提高居民的幸福感。朱建芳和杨晓兰[4]研究发现，尽管收入是影响幸福感的重要因素，但并非唯一因素。罗楚亮[5]研究发现，绝对收入与主观幸福感之间具有显著的正向关系，但主观幸福感与收入水平之间的相关程度并不高。何立新和潘春阳[6]分别对中国居民总体、各收入阶层和城乡居民的幸福感进行考察，从收入差距和机会不均等角度解释了“Easterlin悖论”。Easterlin et al.[7]认为，在经济快速增长的中国，主观幸福感从1990年到2010年大致经历了先下降而后略微上升的U型变动，这说明主观幸福感并没有随着经济的快速增长而同步上升。刘军强等[8]研究发现，在控制个体特征的情形下，居民幸福感仍有非常明显的上升趋势。Reyes-García et al.[9]研究了23个发展中国家居民收入与幸福感的关系，发现绝对收入对低收入居民的主观福利影响更大。陆万军和张彬斌[10]指出，家庭内部结构会对夫妻双方主观幸福感产生影响。袁正和李玲[11]使用世界价值观调查关于中国的微观数据实证检验了婚姻与幸福感的关系。罗楚亮[12]实证分析了我国居民收入增长对于主观幸福感提升的影响。

由式(4)第1式、式(11)、式(12)、以及图1的△OA1B1、△OA2B2知，当φ为φ1、φ2时，φ为0、180，δ为δmax、δmin，α为α1、α2，注意到式(13)即知φ1、φ2是αmax可能出现位置。

[2]DIENER E, FUJITA F. Resources, personal strivings, and subjective well-being: a nomothetic and idiographic approach [J]. Journal of personality and social psychology, 1995, 68(5): 926-935.

二、 理论模型

(一) 基本假设

为了清晰地表述“性别-收入-幸福悖论”，并对这一现象作出解释，现以一个典型的家庭作为研究对象，构造理论模型。下面对典型家庭做如下假设：

假设1：家庭由夫妻二人和他们的未成年孩子构成，家中人数为k。

大数据所涵盖的内容十分丰富，它拥有巨大的信息群体，可以便捷无碍的实现信息的传递和交换。在大数据得到广泛应用的今天，社会的变革席卷了每一个角落，甚至推动了整个人类社会的发展进程，也为未来社会发展的方向提供了多种可能。高等教育领域与大数据的结合极具创造性，能够帮助高等院校提升信息化发展水平，有着巨大的现实意义；

假设2：家庭收入完全来自于夫妻二人，未成年孩子没有收入。

假设3：女性(妻子)和男性(丈夫)的个人收入分别为inc_ f和inc_m，且in_ f<inc_m。

假设4：个人收入之外的其余因素均保持不变。

(二) 性别-收入-幸福悖论的模型表述

假说2：个人幸福感主要取决于家庭平均收入而非个人收入。对于男性和女性而言，家庭平均收入inc_a=(inc_ f+inc_m)/k，也就是说，不同性别的家庭平均收入是相同的。此时，女性和男性的幸福感函数分别为Hf(inc_a, inc_ f)和Hm(inc_a, inc_m)。其中inc_a是影响人们幸福感的主要因素，而个人收入虽然也对幸福感有正向影响，但主要是通过影响家庭平均收入来影响个人幸福感。所以，加入家庭平均收入之后，个人收入的影响可能变得很小，甚至无显著影响。于是，Hf(inc_a, inc_ f)≈Hm(inc_a, inc_m)。也就是说，尽管inc_ f<inc_m，但女性和男性的幸福感大体相等。

(三) 对性别-收入-幸福悖论的理论解释

happyi=α0+α1lninci+α2lnfinci+Xiβ+εi

跨境电商已经成为国际贸易的重要组成部分。但目前缺乏从事跨境电商所需的复合型人才，行业人才缺口巨大。所以在《国际结算》课程教学中，理应将传统的教学内容与跨境电子支付教学内容相结合，使学生及时了解外贸发展的新态势，掌握外贸结算的新做法，努力成为适应我国外贸升级的复合型人才。

(4) 通过对比两性的幸福感和个人收入发现，尽管不同性别的收入差距很大，但是两性的主观幸福感是趋同的，甚至女性的幸福感还略高于男性。这就在两性之间出现了幸福-收入悖论，即男性的高收入并未带来更多的内心幸福感，而女性的低收入也并未导致更低的幸福感，存在典型的“性别-收入-幸福悖论”现象。

假说1虽然从数理上能够解释性别-收入-幸福悖论，然而它与经济的现实状况不太一致。现实中人们总是寻求更高的收入，即个人收入的增加应该能增加幸福感而不是减少幸福感。所以，假说1不太符合现实状况，下文将其当作一种可能，运用计量经济学方法进行证伪。

以Hf(·)和Hm(·)分别表示女性和男性的幸福感函数。通常，幸福感都是关于个人收入的单调递增函数。根据假设4，由于收入之外的变量保持不变，则个人幸福感主要取决于自身的收入。又根据假设3，由于inc_ f<inc_m，所以，最终Hf(inc_ f)<Hm(inc_m)，这是理论推导的结果。然而，根据中国家庭追踪调查(CFPS)的大样本微观数据，虽然in_ f<inc_m，但是Hf(inc_ f)≈Hm(inc_m)。这与理论推导的结果产生了矛盾，本文将这种矛盾的现象称作“性别-收入-幸福悖论”。

假说2与现实中我国的家庭性别分工和收入共享模式相一致。对于中国家庭而言，男性和女性存在着较大的角色定位差异。男性主要的精力是投入工作以赚取尽可能多的收入；而绝大多数女性则肩负两重职责，既要工作又要料理家庭事务(少部分女性是全职照顾家庭)。考虑到需要照顾家庭，女性倾向于寻找时间安排较为灵活但收入较低的工作，同时因照顾家庭导致较低的人力资本回报率，女性所愿意接受的教育培训水平也低于男性，这也进一步降低了女性的收入水平。可以认为，女性的低收入是现有家庭性别分工模式下，女性为照顾家庭所作出的牺牲，理应从男性的高收入中得到补偿。男性也会将其个人收入用于整个家庭的支出，而不是独享。所以，无论男女，都应由家庭平均收入来决定其幸福感。即该假说是本文预期的对性别-收入-幸福悖论最合理的解释，但有待于进一步的实证检验。

三、 数据变量与描述性统计

(一) 数据来源与变量处理

本文使用北京大学“中国家庭追踪调查(CFPS)”最新发布的2014年数据开展研究。CFPS在全国28个省份采用分层、多阶段、与人口规模成比例的概率进行抽样，所获得的数据对全国居民总体具有95%以上的代表性[13]。而且，该数据样本容量较大，2014年成年人样本达到3.7万个，能够满足高质量计量分析的需要。迄今为止，CFPS发布了2010年、2012年和2014年总共3次调查数据，但是我们发现，就关键的指标个人幸福感而言，CFPS 2012没有此变量的数据，无法用于具体分析；而2010年和2014的幸福感调查口径不一致，2010年采用1～5的整数分级衡量，而2014年采用0～10的整数分级衡量，前后无法很好地统一起来，鉴于此，我们决定使用2014年的截面数据开展研究。

本文以CFPS数据库中的成年人个体作为研究对象，所用的主要变量包括个人的幸福感、个人年收入、性别、受教育年限、健康状况、年龄、婚姻状态、人缘状况、社会地位、是否有医保、是否有养老保险、是否使用手机、是否使用网络、所在家庭的人均收入。其中家庭人均收入数据来自CFPS的家庭数据库，其余变量来自成年人数据库，将成年人的变量处理完毕后，按照家庭代码将家庭人均收入变量并入成年人数据库。

在所有变量中，个人幸福感、人缘状况采用0～10的整数表示，社会地位采用1～5的整数表示，这几个变量都是来自被访者的自我评分；健康状况为访员观测评分，用1～7的整数表示，以上变量都是数值越大，表示状况越好；性别(男性设为1)、是否有医保、是否有养老保险、是否使用手机、是否使用网络均为虚拟变量；婚姻状况具体分为是否未婚、是否在婚、是否同居、是否离婚、是否丧偶这5个虚拟变量。对个人收入和家庭平均收入取自然对数后使用*由于部分个人收入的数值为0，为了便于取对数，我们将个人收入统一加上1，然后再取对数。，剔除无效样本之后，得到的样本数为26847个，其中，男性为49.2%，性别分布大体上是平衡的。

将高温箱式炉温度升至1500 ℃，分别放入有涂层和没有涂层的石墨片试样，一定时间后从炉内取出试样并冷却至常温，然后用天平(精度为士0.1 mg)称重，以试样质量损失百分数W表征试样的抗氧化性，计算公式如下．

(二) 主要变量的描述性统计

我们对主要变量按照不同性别进行描述性统计分析，结果如表1所示。

 

表1 不同性别主要变量的描述性统计

  

女性男性均值标准差最小值最大值均值标准差最小值最大值幸福感7．5932．1980107．4492．119010个人收入483712695036141610531197120391150家庭人均收入13011173760．25081460013582200010．250980000年龄46．6416．42169546．8516．631694户口0．2820．450010．2910．45401居住在城市0．4660．499010．4510．49801受教育年限5．8284．9800227．3404．541019健康状况5．4861．222175．6111．15817社会地位3．1470．962153．1150．91115人缘状况7．2891．8770107．2291．748010拥有医保0．9100．286010．9180．27401拥有养老保险0．4540．498010．4930．50001使用网络0．2610．439010．3050．46101使用手机0．7690．422010．8770．32901

数据来源：作者根据CFPS数据整理得到。

(1) 对比不同性别居民的幸福感。女性和男性的幸福感均值分别为7.59和7.45，虽然女性的主观幸福程度略高于男性，但两者差距较小，基本持平。全样本的幸福感均值约为7.5，处于较为幸福的程度。即从主观福利的角度而言，基本上不存在性别差异。

(2) 分析不同性别的个人收入状况。就个人收入而言，女性平均年收入为4837元，而男性的平均年收入为10531元，是女性的2.2倍。男性和女性的平均收入差距如此之大，原因之一是无个人收入的女性比例远远高于男性，即许多女性属于全职家庭主妇，没有个人收入。在所用样本中，52.3%的女性收入为0，而男性收入为0的比例为41.7%，前者比后者高出10%。原因之二是女性的劳动报酬低于男性，本文只分析收入大于0的样本，发现这部分样本中，女性平均收入为10142元，而男性平均收入为18073元，后者是前者的1.78倍。总而言之，女性平均收入远远低于男性。

(3) 进一步分析家庭人均收入发现，女性和男性所在家庭的平均收入分别为13011元和13582元，两者基本相等。这是因为，绝大多数家庭都是由夫妻构成的，家庭平均收入理应相等。

假说1：幸福感不是关于个人收入的单调递增函数。那么，根据inc_ f<inc_m无法得出Hf(inc_ f)<Hm(inc_m)。

(5) 女性的平均受教育年限约比男性低1.5年，这表明女性的人力资本水平低于男性，这也是导致性别收入差距的重要原因之一。女性上网和使用手机的比例低于男性。其他变量不存在明显性别差异，样本平均年龄约为46岁，城镇户籍的比例略低于30%，但居住在城镇的人口约为45%。医保覆盖率达到90%以上，而养老保险覆盖率不足50%。

四、 实证分析

(一) 幸福感与个人收入的关系

首先检验前文理论模型部分提出的假说1，即个人幸福感不是关于自身收入的递增函数。所用计量方程如下：

回归结果表明(表4)，改用有序的Logit模型对本文的结论没有影响，在总样本、女性样本和男性样本中，个人收入的对数对幸福感的影响都不显著；而家庭平均收入的对数对个人幸福感具有显著正向影响，不但数值较大，而且对女性幸福感的影响程度略大于男性。进一步查看B部分回归结果，结论仍然未变。唯一的变化是，在此回归中男性的个人收入对幸福感有轻微的负面影响，但家庭平均收入对其幸福感具有显著的正向影响。这表明男性的幸福感仍然主要取决于家庭平均收入，只是如果工作过于辛苦，虽然能为家庭赚取更多的收入，但本人的幸福感反而是下降的，这进一步验证了前文的结论。同时在婚状态会使人们感到更幸福，这个结论也保持不变。

(1)

以个人幸福感happyi为被解释变量，以个人收入的对数lninci作为重点关注的解释变量。Xi为控制变量的向量，包括年龄、年龄的平方、是否为城镇户籍、是否居住在城市、受教育年限、健康状况、社会地位、人缘状况、是否有医保、是否有养老保险、是否上网、是否使用手机。我们使用普通最小二乘法，分别对总样本、男性样本和女性样本进行估计，结果如表2所示。

 

表2 个人收入对幸福感的影响回归结果

  

解释变量总样本女性男性(1)(2)(3)(4)个人收入的对数0．01∗∗∗(0．00)0．01∗∗∗(0．00)0．01∗(0．00)0．01∗∗∗(0．00)性别×个人收入的对数0．00(0．01)--性别(男性=1)-0．16∗∗∗(0．02)-0．16∗∗∗(0．03)--年龄-0．10∗∗∗(0．01)-0．10∗∗∗(0．01)-0．09∗∗∗(0．01)-0．10∗∗∗(0．01)年龄的平方0．00∗∗∗(0．00)0．00∗∗∗(0．00)0．00∗∗∗(0．00)0．00∗∗∗(0．00)户籍(城镇户籍=1)0．17∗∗∗(0．03)0．17∗∗∗(0．03)0．14∗∗∗(0．05)0．21∗∗∗(0．04)居住地城乡性质(城市=1)0．16∗∗∗(0．03)0．16∗∗∗(0．03)0．17∗∗∗(0．04)0．15∗∗∗(0．04)受教育年限0．01∗∗∗(0．00)0．01∗∗∗(0．00)0．02∗∗∗(0．00)0．01∗∗(0．00)健康状况0．15∗∗∗(0．01)0．15∗∗∗(0．01)0．15∗∗∗(0．02)0．14∗∗∗(0．02)社会地位0．34∗∗∗(0．02)0．34∗∗∗(0．02)0．34∗∗∗(0．02)0．33∗∗∗(0．02)人缘状况0．45∗∗∗(0．01)0．45∗∗∗(0．01)0．43∗∗∗(0．01)0．46∗∗∗(0．01)是否有医保0．00(0．04)0．00(0．04)-0．06(0．06)0．08(0．06)是否有养老保险0．02(0．03)0．02(0．03)0．03(0．04)0．01(0．04)是否上网0．07∗∗(0．03)0．07∗∗(0．03)0．14∗∗∗(0．05)0．01(0．05)是否使用手机0．01(0．04)0．01(0．04)0．02(0．05)-0．03(0．06)在婚0．63∗∗∗(0．05)0．63∗∗∗(0．05)0．31∗∗∗(0．07)0．85∗∗∗(0．07)离婚-0．45∗∗∗(0．13)-0．45∗∗∗(0．13)-0．82∗∗∗(0．20)-0．21(0．16)同居0．12(0．23)0．12(0．23)-0．19(0．35)0．35(0．30)丧偶0．08(0．08)0．08(0．08)-0．21∗∗(0．10)0．29∗∗(0．12)样本数26847268471362713220R20．2280．2280．2170．240F值353．3334．7176．3203．0

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内数值为稳健标准误；空白表示回归中未使用此变量，-表示本回归不宜加入此变量。

表2中，第(1)列和第(2)列是总样本回归，区别是在第(2)列的回归中增加了性别与收入对数的交互项；第(3)列和第(4)列分别是女性样本和男性样本的回归结果。结果表明，无论是使用总样本，还是使用不同性别的样本，收入的提升对于幸福感都具有显著的正向影响，也就是收入越高，人们感到越幸福。可见，假说1并不能得到实证数据的支持，因而不成立。性别-收入-幸福悖论的存在并非认为个人收入对幸福感无关紧要，相反，无论男性还是女性，个人收入对幸福感的正向影响都是显著的，这种影响也和我们的直觉一致。此外，根据第(2)列的回归结果，性别与个人收入对数的交互项影响不显著，说明个人收入对自身幸福感的影响程度不存在显著的性别差异。

由表2还可知，男性的幸福感显著低于女性，同时无论男女，幸福感都随着年龄的增长而单调下降，且下降速度有轻微加快的趋势；拥有城镇户籍、居住在城市、受教育年限、健康状况、社会地位、人缘状况都显著提升了人们的幸福感；就婚姻状况而言，相对于未婚者，在婚者幸福感提升，而离婚者幸福感下降，同居对幸福感无显著影响，丧偶显著降低女性的幸福感但却提升男性的幸福感，总体影响不显著；上网使女性感到更幸福，但对男性的幸福感影响不显著；其余变量对幸福感影响不显著，不再详细阐述。

所有回归结果的F统计量和P值都为0，表明解释变量和控制变量对幸福感的总体影响是显著的，拟合优度也达到0.2以上，表明解释变量和控制变量能够较好地阐释幸福感的变化。

(二) 幸福感、家庭平均收入、个人收入之间的关系

既然假说1经检验不成立，那么接下来检验前文理论模型部分提出的假说2，即幸福感主要取决于家庭平均收入而非个人收入。因此在方程(1)的基础上，加入家庭平均收入的对数，具体公式如下：

从逻辑上讲，产生性别-收入-幸福悖论可能的原因有两种，本文将其归结为如下两个待检验的假说：

(2)

其中lnfinci表示家庭平均收入的对数，其余符号含义与(1)式完全相同。

通过检验发现，个人收入与所在家庭的平均收入相关度较低，相关系数仅为0.36，即加入家庭平均收入不会导致明显的共线性问题。仍采用普通最小二乘法，分别对总样本、女性样本和男性样本进行回归。所使用的控制变量与表2完全相同，鉴于控制变量回归结果变化较小，为了行文简洁，此处只报告与本研究主题密切相关的变量，略去其余控制变量的回归结果*如需控制变量的回归结果，可直接向作者索取。(表3)。

 

表3 幸福感、家庭平均收入、个人收入之间的关系

  

解释变量总样本女性样本男性样本(1)(2)(3)(4)个人收入的对数0．00∗(0．00)0．00(0．00)0．00(0．00)0．01(0．00)家庭平均收入的对数0．08∗∗∗(0．01)0．09∗∗∗(0．01)0．09∗∗∗(0．01)0．08∗∗∗(0．01)性别×个人收入的对数0．00(0．01)--性别×家庭平均收入的对数-0．02(0．02)--性别(男性=1)-0．15∗∗∗(0．02)-0．01(0．18)--在婚0．64∗∗∗(0．05)0．64∗∗∗(0．05)0．32∗∗∗(0．07)0．87∗∗∗(0．07)样本数26847268471362713220R20．2290．2290．2190．242F值340．8308．4170．0195．0

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内数值为稳健标准误；空白表示回归中未使用此变量，-表示本回归不宜加入此变量。

表3中第(1)列和第(2)列是总样本回归结果，区别在于第(2)列加入了性别与个人收入对数的交互项、性别与家庭平均收入对数的交互项；第(3)列和第(4)列分别为女性样本和男性样本的回归结果。加入家庭平均收入之后，只有第(1)列回归结果中个人收入对幸福感的影响仍然显著，但回归系数接近于0，远远小于家庭平均收入的回归结果；而第(2)列至第(4)列回归结果中，个人收入对幸福感无显著影响。与此相反，在所有回归结果中，家庭平均收入不仅在统计上是显著的，而且数值较大。也就是说，无论男性还是女性，在其他条件相同的情况下，幸福感主要取决于家庭平均收入而不是个人收入。此外，性别与家庭平均收入对数的交互项为负值，表明家庭平均收入对女性的影响更大，但此项的回归结果在统计上不显著。进一步对比第(3)列和第(4)列的回归结果，发现家庭平均收入对女性幸福感的正向影响程度更大，这个结论在统计上是显著的。表明假说2得到了实证结果的有力支持，因而是成立的，这也是导致性别-收入-幸福悖论的主要原因。

总之，虽然女性的个人收入比男性低很多，但幸福感主要取决于家庭的平均收入。由于绝大多数家庭都是由男女共同构成的，所以男性和女性的家庭平均收入大体上是相等的(前文的描述性统计已经表明这一点)，这也就导致男性和女性幸福感比较接近。而且，家庭平均收入对女性幸福感的提升作用略大于男性，所以女性最终的幸福程度不但不比男性低，甚至略高于男性，这也与前文的统计分析完全一致。

在我国的大多数家庭中，女性承担了双重职责，既要抚养幼儿、料理家务，又要工作；而男性则较少承担家庭事务，主要精力用于工作方面[14]。正因为这种家庭分工模式，导致女性在工作方面投入的时间和精力更少，同时为了更好地料理家务，女性宁愿就职于工作时间较短、时间安排相对灵活、工资待遇更低的工作，且有少部分女性直接选择全职主妇。而作为理性人，女性预测在现有家庭性别分工模式下，其自身人力资本投资的回报率会比较低，所以对自身的人力资本投资会更少(根据前文的统计分析，女性的平均受教育年限比男性低1.5年)。总之，在现有的家庭性别分工模式下，女性工资大幅低于男性*有时，女性还会在劳动市场上遭遇性别歧视，这会进一步扩大性别收入差距。。

当然，作为对女性照料家庭事务的回报，女性最终与男性一起分享家庭的共同收入，这也是合乎情理和逻辑的。女性虽然个人收入低，但是由于能够分享丈夫的较高收入，因此她们的幸福感并不低，甚至略高于男性；而男性虽然收入高于女性，但由于要将部分收入与妻子分享，因此幸福感并不高于女性。

进一步分析发现，人们对目前的这种家庭模式总体上是认可和满意的，理由在于，无论是表1还是表2的回归结果中，相对于未婚者而言，已婚状态提升了人们的幸福感。可以说，通过婚姻的结合，男女双方通过性别分工，实现了优势互补，既能很好地照料家庭，又能获得充足的经济资源，改善了总体的生存状态。

然而，相对于女性而言，我们发现在其他条件相同的情况下，男性的幸福感甚至略低于女性。这可能是因为男性承担更大的工作压力，或者是由于男性的某些心理特质所导致的。

渗沥液产生量受地表降水、地下水以及垃圾自身降解特性的影响，地表水对渗沥液产生量的影响可以通过雨污分流措施加以控制，而地下水的影响则可以通过防渗衬垫系统加以隔离，但在没有防渗处理措施的填埋场中，地下水和渗沥液的影响是相互作用的。对简易垃圾场的渗沥液迁移问题，必须首先掌握场区地下水渗流场分布情况，其次分析渗沥液的扩散路径与范围，最终确定柔性垂直防渗墙的合理阻隔位置［3］。

五、 稳健性检验

之前我们从家庭分工的角度阐释了性别-收入-幸福悖论，接下来欲从不同的角度考察结论的稳健性。首先，由于前面的回归使用普通最小二乘法，考虑到幸福感属于排序数据，我们接下来改用有序的Logit模型(ordered-logit model)进行回归，所用的样本数据、因变量、解释变量与控制变量与表3相同，回归结果见表4的A部分。其次，调整样本数据，仅使用收入大于0的数据，检验结论是否仍然成立。收入大于0的样本代表着参与经济运行的人口，包括参与劳动市场就业、自我雇佣、参与农业生产等，此部分样本数为14202个，其中男性的比例为54%。为了进行稳健性对比，仅作了样本范围的调整，所用变量与表3相同，且仍采用普通最小二乘法回归，结果见表4的B部分(表4略去了非重点关注的控制变量的回归结果)。

 

表4 稳健性检验的估计结果

  

解释变量A：有序Logit模型回归结果B：参与经济活动样本回归结果总样本女性样本男性样本总样本女性样本男性样本个人收入的对数0．00(0．00)0．00(0．00)0．00(0．00)-0．02(0．01)-0．02(0．02)-0．03∗(0．01)家庭平均收入的对数0．06∗∗∗(0．01)0．09∗∗∗(0．01)0．08∗∗∗(0．01)0．10∗∗∗(0．03)0．10∗∗∗(0．03)0．09∗∗∗(0．03)性别×个人收入的对数0．00(0．01)---0．00(0．02)--性别×家庭平均收入的对数-0．01(0．02)---0．02(0．03)--性别(男性=1)-0．12(0．16)--0．04(0．29)--在婚0．60∗∗∗(0．04)0．32∗∗∗(0．07)0．87∗∗∗(0．07)0．64∗∗∗(0．07)0．23∗∗(0．11)0．90∗∗∗(0．09)样本数2684713627132201420264997703

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内数值为稳健标准误；-表示本回归不宜加入此变量。

happyi=α0+α1lninci+Xiβ+εi

总之，本文从家庭性别分工的视角，依据家庭收入阐释性别-收入-悖论存在的原因是可靠的，结论也是可信的。

六、 结 论

世界各地都存在着较大的性别收入差距，我国亦是如此。本文将性别收入差距与不同性别居民的幸福感联系起来，发现虽然女性的个人收入远远低于男性，但女性的平均幸福感却与男性大体相同，并将其归结为“性别-收入-幸福悖论”。我们从家庭性别分工的角度对此现象进行了解释：即在中国现行的家庭模式下，男性主要负责工作赚取收入，而较少照顾家庭；女性则担起照料家庭的重任，只能获得较少的收入，男女的收入差距主要是这种家庭性别分工造成的。当然，也不排除有一部分是因劳动市场的性别歧视所导致的性别收入差异*目前，已有较多文献利用分解的方法测算性别工资差距中的性别歧视性和非性别歧视因素。但由于可观测变量的有限性，我们认为这些研究将不能解释的因素归结为性别歧视并不完全合理，性别工资差距的另一个主要原因应是本文提出的家庭性别分工下男女双方的自主选择。。基于这一逻辑，虽然男女个人收入差距较大，但主要是家庭分工不同导致的，而男女双方对家庭的贡献并无高低之别，所以最终分享家庭的共同收入。

实证结果与理论分析是一致的，从而为“性别-收入-幸福悖论”提供了合理的解释。其现实意义在于，为合理地评判性别不平等提供了借鉴，我们不能简单地将性别收入差距等同于性别不平等，因为就上述结论而言，男女双方在主观幸福感方面还是平等的。当然也不能据此认为男女双方的福利是完全平等的，从而完全忽视不同性别个人收入的差异。毕竟，幸福感并不完全等同于福利，如果用幸福感替代福利，则又会低估性别福利的差异。

参考文献：

综上所述，我们在小学生语文教学中，作为新世纪的人民教师应该加强学习，不断给自己充电，首先提高教师本身的创新意识和在教学上的创新，做教学的有心人。积极引入现代教育技术（如：多媒体教学及几何画板和各种直观教具）并引导学生积极探索，勇于质疑，敢于猜想，尚于归纳总结综合。在解证题目时常进行一题多变、一题多解的训练，使思维得到充分发散和收敛，为祖国的明天培养出更多的创造型人才。

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通过对现有文献的梳理发现，尽管国内外学术界已对收入与主观幸福感的关系进行了较多的研究，但在这些研究中很少考虑到性别差异。鉴于此，本文试图从家庭性别分工的角度探讨不同性别居民的个人收入与幸福感的关系。通过对中国家庭追踪调查数据的统计分析，发现了“幸福-收入悖论”的特殊表现形式，即不同性别之间的个人收入与幸福感的背离，我们暂且将其称作“性别-收入-幸福悖论”，并进一步对此进行了理论和实证研究。

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由图4可见，稠化时间随反应温度升高而降低，说明稠化剂的溶解性越好，酰胺缩合反应越完全；稠化剂的粘度随反应温度升高先升高然后降低，可能由于缩合反应中分子重排产生副产物，影响稠化剂交联。因此，确定合成反应温度为135℃。

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如表1所示，对K而言，固定资产和总资产是两个主要的保留指标，但总资产包括无形资产，如商标权、商誉等，这些因素更多应该被视为经营产出而不是投入。因此，固定资产最终被选为测量资本投入的指标。类似地，从业人员数与工作小时数是测量L的两个主要指标，其中后者还是OECD推荐的测量指标[29]。然而，由于数据的限制，从业人员数被选为测量劳动投入的指标而非工作小时数。

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（2）第二时期是以公有云计算模式为基准，以其实际的发展需求定制定量的开展计费等工作，通过该种工作模式来尽可能的减小信息运营所耗费的资金费用，降低总体的运营成本，提升业务系统的实际使用效率。在油田内网大环境的基础下，集团公司以及油田公司等需要实时的提供云资源的计算模式，构建狭义层面上的公有云计算模式。

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传统课堂教学的最大特点,是以教师为主体,向学生灌输知识,学生处在被动地位。特别对于“纳米材料”这种新兴学科,涉及到的基础学科多,知识更新快,又是全英文教学,传统的灌输模式使学生能够理解的内容有限,且对教师的知识储备和体力精力都有很高的要求,而且学生在进行课程学习的同时往往已经进入实验室具体科研课题研究的阶段,必然会存在应用课堂知识的具体问题。因此在教学模式上,力求让学生占据主动地位,以学生为课堂主体,加强教师和学生之间的交流[8]。

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提前计算年终奖个税，合理避税。各公司在发放年终奖时，建议合理安排好金额，适当注意避开个税税率中的几个“盲区”，计算税后收入，避免出现“企业多给，员工少拿”的尴尬。

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