張彤進(jìn)， 萬(wàn)廣華

（1. 天津商業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300134； 2. 復(fù)旦大學(xué) 世界經(jīng)濟(jì)研究所，上海 200433）

一、引 言

追求幸福是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人們生活的終極目標(biāo)。2013年，習(xí)近平總書(shū)記在十二屆全國(guó)人大一次會(huì)議閉幕會(huì)上指出“實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興的中國(guó)夢(mèng)，就是要實(shí)現(xiàn)國(guó)家富強(qiáng)、民族振興、人民幸?！?。2017年黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)“中國(guó)共產(chǎn)黨人的初心和使命，就是為中國(guó)人民謀幸福，為中華民族謀復(fù)興”。因此，對(duì)于一個(gè)擁有5.5億農(nóng)民的人口大國(guó)而言①根據(jù)《2019年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，2019年年末，我國(guó)鄉(xiāng)村人口數(shù)為55 162萬(wàn)人。，提升農(nóng)民幸福感就顯得非常重要。

越來(lái)越多的研究發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人均收入水平的提升，人們似乎并沒(méi)有感到更幸福，這個(gè)現(xiàn)象出現(xiàn)在美國(guó)、歐洲、中國(guó)等諸多國(guó)家，被稱(chēng)為“伊斯特林幸福悖論”（Easterlin，1973，2010；Clark等，2008；邢占軍，2011；Knight和Gunatilaka，2011；李路路和石磊，2017）。對(duì)此，一個(gè)主要的解釋是，經(jīng)濟(jì)發(fā)展導(dǎo)致了收入不均等的擴(kuò)大，而收入不均等通過(guò)相對(duì)剝奪效應(yīng)影響相對(duì)不富裕人群的幸福感受，即收入越不均等，居民幸福感越低（Oshio和Kobayashi，2010；Brockmann等，2009；郭星華，2001；彭代彥和吳寶新，2008；何立新和潘春陽(yáng)，2011）。但也有研究表明，收入不均等通過(guò)隧道效應(yīng)提升人們的收入預(yù)期，從而增加人們的主觀幸福感（Clark，2003；Tomes，1986；Knight等，2009；Jiang等，2012；陳釗等，2012）。顯然，現(xiàn)有文獻(xiàn)得出了不一致甚至相反的結(jié)論。

實(shí)際上，學(xué)者很少將收入不均等與機(jī)會(huì)不均等進(jìn)行區(qū)分。根據(jù)Roemer（1993，1998）的理論框架，個(gè)體經(jīng)濟(jì)結(jié)果（如收入）由努力因素和個(gè)人無(wú)法控制的先天環(huán)境，諸如出生時(shí)戶(hù)籍、性別、家庭背景等（Roemer，1998；Bourguignon等，2007；李瑩和呂光明，2016）所導(dǎo)致，而后者造成的收入不均等為機(jī)會(huì)不均等。這樣一來(lái)，如果收入不均等更多的是由努力帶來(lái)的，那么這種不均等可能會(huì)起到激勵(lì)作用，進(jìn)而提升人們的主觀幸福感；而如果更多的是由機(jī)會(huì)不均等導(dǎo)致的，則會(huì)降低人們的主觀幸福感。因此，區(qū)分收入不均等與機(jī)會(huì)不均等十分重要，采用機(jī)會(huì)不均等反映公平與幸福的關(guān)系更為準(zhǔn)確與合理，尤其是農(nóng)民面臨的機(jī)會(huì)不均等要比城市居民嚴(yán)重得多（汪晨等，2020；史新杰等，2018）。

據(jù)我們所知，現(xiàn)有文獻(xiàn)中，僅有何立新和潘春陽(yáng)（2011）、魯元平和張克中（2014）、史耀疆和崔瑜（2006）估算了機(jī)會(huì)不均等對(duì)主觀幸福感的影響，但是尚未揭示機(jī)會(huì)不均等影響農(nóng)民幸福感的內(nèi)在機(jī)制。事實(shí)上，在農(nóng)村，社會(huì)資本作為“窮人的資本”，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的影響很大（趙劍治和陸銘，2009；李樹(shù)和陳剛，2012）。根據(jù)Putnam(1993)的解釋?zhuān)鐣?huì)資本具有社會(huì)信任、社會(huì)規(guī)范、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等社會(huì)組織特征，它們能夠促進(jìn)人們相互合作、提升社會(huì)效率。但是，由戶(hù)籍制度、出生背景等先天差異所導(dǎo)致的機(jī)會(huì)不均等又會(huì)改變?nèi)藗冞@種相互交流與協(xié)作的意愿，造成人際間的隔閡與不信任（Zagorski等，2014；黃嘉文，2016；馬萬(wàn)超等，2018），進(jìn)而影響幸福感。因此，識(shí)別機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)村居民幸福感的影響不應(yīng)忽略社會(huì)資本這一重要的中介傳導(dǎo)路徑，這不僅有利于我們更好地理解機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)村人口幸福感的作用機(jī)理，而且通過(guò)在模型中引入社會(huì)資本能夠進(jìn)一步降低因遺漏變量導(dǎo)致的估算偏誤。

基于上述討論，本文試圖在以下兩方面尋求創(chuàng)新：（1）兩個(gè)維度。借鑒Bj?rnskov（2006）的研究，本文將社會(huì)資本分為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任兩個(gè)維度①Bj?rnskov（2006）將社會(huì)資本分為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)規(guī)范三個(gè)維度。本文受數(shù)據(jù)可得性限制，缺少合適的度量社會(huì)規(guī)范指標(biāo)，因此僅考察社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與社會(huì)信任的中介效應(yīng)。，并識(shí)別哪個(gè)維度的作用效果更強(qiáng)、更關(guān)鍵，由此揭示機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本與農(nóng)民主觀幸福感三者之間的關(guān)系。（2）機(jī)會(huì)不均等的度量。何立新和潘春陽(yáng)（2011）的研究是對(duì)收入公平性、教育機(jī)會(huì)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位三個(gè)維度進(jìn)行簡(jiǎn)單算術(shù)平均，得到機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)。其中有兩個(gè)問(wèn)題：一是對(duì)于農(nóng)村居民而言，基本公共服務(wù)獲得不足是阻礙機(jī)會(huì)均等化的主要障礙之一。如果缺少對(duì)公共服務(wù)獲得機(jī)會(huì)的度量，就無(wú)法全面真實(shí)地刻畫(huà)農(nóng)村機(jī)會(huì)不均等水平。二是各維度的重要性不同，簡(jiǎn)單的算術(shù)平均會(huì)放大或縮小各維度的作用。為此，我們?cè)诤瘟⑿潞团舜宏?yáng)（2011）的基礎(chǔ)上加入公共服務(wù)獲得機(jī)會(huì)維度，并采用變異系數(shù)法對(duì)各維度進(jìn)行賦權(quán)。本文得到以下主要結(jié)論：（1）機(jī)會(huì)不均等的擴(kuò)大會(huì)降低農(nóng)民主觀幸福感，而社會(huì)信任和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以提升農(nóng)民主觀幸福感。（2）在構(gòu)建機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)時(shí)，如果不考慮公共服務(wù)獲得機(jī)會(huì)維度以及各維度的權(quán)重，機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生的消極影響就會(huì)被低估。（3）社會(huì)資本作為從機(jī)會(huì)不均等到農(nóng)民主觀幸福感的傳導(dǎo)渠道之一，主要通過(guò)社會(huì)信任影響農(nóng)民主觀幸福感，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)并不顯著。本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分為相關(guān)文獻(xiàn)回顧；第三部分介紹模型、數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選??；第四部分分析機(jī)會(huì)不均等和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民主觀幸福感的影響；第五部分為結(jié)論及政策建議。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）機(jī)會(huì)不均等、公平感知與主觀幸福感的關(guān)系研究

現(xiàn)有文獻(xiàn)估算了收入不均等對(duì)主觀幸福感的影響，得出收入不均等提升或降低幸福感的結(jié)論（Oshio和Kobayashi，2010；Brockmann等，2009；彭代彥和吳寶新，2008；Clark，2003；Tomes，1986；Knight等，2009；Jiang等，2012）。然而，多數(shù)研究卻忽略了公平感知在其中的作用。R?zer和Kraaykamp（2013）采用世界價(jià)值觀調(diào)查以及歐洲價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在收入差距大的國(guó)家，注重社會(huì)公平的人要比公平意識(shí)弱的人幸福感更低。Oishi等（2011）利用1972?2008年美國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，只有低收入群體的幸福感會(huì)隨著收入差距的擴(kuò)大而下降，因?yàn)檫@部分群體明顯感到社會(huì)不公平，并且缺乏社會(huì)信任。Alesina等（2011）對(duì)比歐洲國(guó)家與美國(guó)后發(fā)現(xiàn)，由于美國(guó)社會(huì)有更多的機(jī)會(huì)與更高的社會(huì)流動(dòng)性，美國(guó)富人十分擔(dān)心社會(huì)地位的下降，他們對(duì)收入不均等更加厭惡；歐洲則相反。

有關(guān)中國(guó)的研究中，陽(yáng)義南和章上峰（2016）、陳淑一和陳平（2017）分別使用CGSS數(shù)據(jù)、CLDS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體公平感知越強(qiáng)，主觀幸福感越高。史耀疆和崔瑜（2006）、Luttens和Valfort（2012）發(fā)現(xiàn)，居民對(duì)收入差距的感知并不敏感，而當(dāng)個(gè)體認(rèn)為機(jī)會(huì)越公平時(shí)，生活滿(mǎn)意度就越高。何立新和潘春陽(yáng)（2011）首次考察了我國(guó)機(jī)會(huì)不均等與主觀幸福感的關(guān)系，他們使用收入公平性、教育機(jī)會(huì)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位三個(gè)主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)構(gòu)建機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)，結(jié)果顯示，機(jī)會(huì)不均等會(huì)明顯降低居民幸福感，并且對(duì)低收入群體的損害更大。魯元平和張克中（2014）使用相同的方法研究了我國(guó)社會(huì)流動(dòng)、機(jī)會(huì)不均等與居民幸福感的關(guān)系，認(rèn)為機(jī)會(huì)不均等對(duì)居民主觀幸福感有顯著的負(fù)面影響，并且機(jī)會(huì)不均等與向下社會(huì)流動(dòng)的交互項(xiàng)對(duì)居民幸福感有明顯的消極作用。但是，這兩篇文獻(xiàn)沒(méi)有探討機(jī)會(huì)不均等對(duì)居民幸福感影響的內(nèi)在機(jī)制。

（二）社會(huì)資本與主觀幸福感的關(guān)系研究

社會(huì)資本是指擁有共同規(guī)范、價(jià)值觀與理解的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，它能夠促進(jìn)群體內(nèi)部或者群體之間的合作（Putnam，2000；OECD，2001）。Helliwell（2003）運(yùn)用世界價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，作為社會(huì)資本的一個(gè)重要組成部分，社會(huì)信任能夠明顯提升主觀幸福感。Tokuda和Inoguchi（2008）也發(fā)現(xiàn)，人際不信任與日本居民的不幸福感有顯著的正相關(guān)關(guān)系。Helliwell和Putnam（2004）通過(guò)對(duì)多種社會(huì)資本的研究發(fā)現(xiàn)，婚姻、與朋友或鄰居的關(guān)系、職場(chǎng)關(guān)系、政治參與度以及社會(huì)信任均會(huì)對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響。Bartolini等（2013）認(rèn)為，美國(guó)國(guó)民幸福感降低的重要原因是社會(huì)資本的下降，尤其是內(nèi)在關(guān)系型社會(huì)資本（包括婚姻，與朋友、親屬、鄰居的關(guān)系，以及對(duì)他人的信任）表現(xiàn)出與主觀幸福感明顯的正相關(guān)關(guān)系。Bj?rnskov（2006）將社會(huì)資本分成社會(huì)信任、社會(huì)規(guī)范以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)三個(gè)組成部分，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本對(duì)生活滿(mǎn)意度的作用完全靠社會(huì)信任驅(qū)動(dòng)，Wagner等（2014）對(duì)加拿大移民的研究也得到相同的結(jié)論。Bartolini和Sarracino（2014）則認(rèn)為，社會(huì)資本與主觀幸福感的正相關(guān)關(guān)系顯著存在于長(zhǎng)期和中期，而從短期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與幸福感的關(guān)系更明顯。

在有關(guān)中國(guó)的研究中，Yip等（2007）使用山東省三個(gè)縣的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，以社會(huì)信任衡量的認(rèn)知型社會(huì)資本對(duì)健康和主觀幸福感均有顯著的正向影響。裴志軍（2010）基于對(duì)浙江省開(kāi)化縣的調(diào)研發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本的四個(gè)維度即人際信任、制度信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和共同愿景均對(duì)生活滿(mǎn)意度有顯著的積極影響。李樹(shù)和陳剛（2012）使用CGSS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，“關(guān)系”是擴(kuò)大農(nóng)村居民幸福感差距的重要因素，并且“關(guān)系”對(duì)農(nóng)民幸福感的正向影響隨著家庭收入的增加而減小。Bartolini和Sarracino（2015）使用世界價(jià)值觀調(diào)查數(shù)據(jù)也研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)1990?2007年間主觀幸福感的下降主要與社會(huì)比較和社會(huì)資本的下降有關(guān)。申云和賈晉（2016）利用CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本能夠促進(jìn)居民幸福感的提升；同時(shí)，社會(huì)資本能夠通過(guò)社會(huì)資本變遷和社會(huì)階層差異兩個(gè)渠道減緩收入差距對(duì)幸福感的影響。張梁梁和楊?。?015）將社會(huì)資本分為認(rèn)知型社會(huì)資本（即規(guī)范和信任）和結(jié)構(gòu)型社會(huì)資本（即通過(guò)規(guī)章制度和行為準(zhǔn)則建立社會(huì)網(wǎng)絡(luò)），實(shí)證發(fā)現(xiàn)認(rèn)知型社會(huì)資本會(huì)對(duì)居民幸福感有顯著的正向影響。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本與主觀幸福感關(guān)系分析

1. 社會(huì)信任的傳導(dǎo)渠道

人與人之間的相互聯(lián)絡(luò)與信任可以降低相互交流的成本，提高社會(huì)福利（Bj?rnskov，2006；Helliwell，2003）。而機(jī)會(huì)不均等的擴(kuò)大一方面使得人們對(duì)機(jī)會(huì)既得者產(chǎn)生排斥心理，繼而造成人際之間的隔閡，安全感、自我價(jià)值感、幸福感下降（Zagorski等，2014；黃嘉文，2016；馬萬(wàn)超等，2018）；另一方面，機(jī)會(huì)的不均等不僅強(qiáng)化了人與人之間的收入、社會(huì)地位等的差異性，導(dǎo)致人們信任與互惠程度下降，社會(huì)矛盾激化，社會(huì)凝聚力減弱（申云和賈晉，2016），還可能增加社會(huì)犯罪等風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而引起幸福感下降（魯元平和王韜，2011）。

2. 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的傳導(dǎo)渠道

中國(guó)社會(huì)是一個(gè)典型的關(guān)系型社會(huì)（李樹(shù)和陳剛，2012），社會(huì)網(wǎng)絡(luò)更能夠在正式制度缺失的情況下發(fā)揮非正式保險(xiǎn)制度的作用，從而減小負(fù)面風(fēng)險(xiǎn)的沖擊（Rosenzweig，1988），降低貧困脆弱性（Cleaver，2005）。因此，隨著機(jī)會(huì)不均等的擴(kuò)大，一部分人會(huì)擁有更多的機(jī)會(huì)與資源，而人們?yōu)榱双@得幫助，會(huì)加強(qiáng)與他人尤其是與機(jī)會(huì)既得者的聯(lián)系。當(dāng)然，人們也可能由于地位與收入的懸殊，而減少聯(lián)絡(luò)。

（二）模型設(shè)定與估算

由于本文考察社會(huì)信任與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)兩種社會(huì)資本，涉及兩個(gè)中介變量，所以我們采用多重中介效應(yīng)模型來(lái)估算機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響。根據(jù)Lau和Cheung（2012）、方杰等（2014）的研究，當(dāng)由多個(gè)中介變量解釋自變量對(duì)因變量的影響效應(yīng)時(shí)，建立結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行多重中介效應(yīng)的分析是合適的。結(jié)構(gòu)方程不僅可以同時(shí)處理顯變量和潛變量，還可以同時(shí)分析多個(gè)變量之間的影響路徑和影響程度。本文的模型設(shè)定如下（省略了個(gè)體和年度下標(biāo)）：

其中，H為主觀幸福感，IO表示機(jī)會(huì)不均等，Trust表示社會(huì)信任，Network表示社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，C為一系列控制變量。借鑒已有研究（Knight等，2009；何立新和潘春陽(yáng)，2011），我們引入了性別（Male）、教育年限（Schooling）、年齡（Age）及年齡的平方（Age2）、健康（Health）、環(huán)境滿(mǎn)意度（Envir）、收入的自然對(duì)數(shù)（Lnincome）、社會(huì)地位改善（Mup）、社會(huì)地位下降（Mdown）、家庭房產(chǎn)數(shù)量（Property）、婚姻狀況（Marriage）?？紤]到不同省份之間會(huì)有無(wú)法觀測(cè)的諸如氣候、地理環(huán)境、文化等因素影響主觀幸福感，在進(jìn)行模型估算時(shí)，加入省份固定效應(yīng)。

在中介效應(yīng)模型中，如果自變量X通過(guò)影響變量M影響因變量Y，則稱(chēng)M為中介變量。在這個(gè)路徑中，X對(duì)Y的總體影響稱(chēng)為總效應(yīng)?？傂?yīng)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，中介效應(yīng)屬于間接效應(yīng)（溫忠麟等，2004）。由于本文有兩個(gè)中介變量，間接效應(yīng)為兩個(gè)變量中介效應(yīng)之和。具體來(lái)看，模型（1）中的系數(shù)α1為機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感影響的總效應(yīng)，模型（4）中的系數(shù)β1為機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感影響的直接效應(yīng)，γ1β2為社會(huì)信任的中介效應(yīng)，δ1β3為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)。ε1、ε2、ε3、ε4是殘差項(xiàng)。

總效應(yīng)、直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的關(guān)系為：

社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介程度MT與MN分別為：

對(duì)于中介效應(yīng)的檢驗(yàn)，首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中系數(shù)α1是否顯著。如果顯著，則總效應(yīng)存在。其次，采用逐步法（Baron和Kenny，1986；溫忠麟等，2004），依次檢驗(yàn)系數(shù)γ1和β2（δ1和β3）。如果二者均顯著，則中介效應(yīng)存在。但需要注意的是，逐步法的檢驗(yàn)力（power）較低。也就是說(shuō)，實(shí)際系數(shù)乘積γ1β2（δ1β3）是顯著的，而依次檢驗(yàn)可能得出不顯著的結(jié)論（Fritz和Mackinnon，2007；Mackinnon等，2002）。因此，如果用逐步法檢驗(yàn)出至少有一個(gè)不顯著，就要繼續(xù)采用Bootstrap法直接檢驗(yàn)系數(shù)乘積γ1β2（δ1β3）的顯著性（溫忠麟和葉寶娟，2014；Lau和Cheung，2012）。最后，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中β1是否顯著。如果顯著，則直接效應(yīng)存在。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)定義

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2013年、2015年的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（China General Social Survey，CGSS）。這是由中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心進(jìn)行的調(diào)查，采用分層三階段概率抽樣，全面收集了社會(huì)、社區(qū)、家庭、個(gè)人多個(gè)層次的數(shù)據(jù)，包括人口特征（如年齡、教育、收入等）和生活質(zhì)量等?？紤]到16歲之前個(gè)體沒(méi)有收入來(lái)源，本文選擇16歲以上農(nóng)村人口作為樣本。另外，在個(gè)人年收入的處理上，我們參照劉軍強(qiáng)等（2012）的分析，個(gè)人年收入最大值為40萬(wàn)元，以避免受到收入異常值的干擾。最終得到的樣本體積為4 088。

接下來(lái)，我們對(duì)被解釋變量和解釋變量進(jìn)行說(shuō)明。本文的被解釋變量為農(nóng)民主觀幸福感。主觀幸福感是人們對(duì)其生活質(zhì)量所做的情感性和認(rèn)知性的整體評(píng)價(jià)（Diener等，2003）。針對(duì)CGSS的調(diào)查問(wèn)題“總的來(lái)說(shuō)，您覺(jué)得您的生活是否幸福？”，受訪(fǎng)者在“非常不幸?！薄氨容^不幸?！薄罢f(shuō)不上幸福不幸?！薄氨容^幸福”“非常幸?！蔽鍌€(gè)選項(xiàng)中做出回答，分別對(duì)應(yīng)分值1?5。為了更加直觀地了解我國(guó)農(nóng)村居民主觀幸福感的現(xiàn)狀，表1列出了我國(guó)農(nóng)村居民主觀幸福感的總體分布。從表1可以看出，農(nóng)村居民主觀幸福感平均得分為3.8，回答“非常幸?！薄氨容^幸福”的受訪(fǎng)者比例達(dá)到76.9%，回答“非常不幸?！薄氨容^不幸?！钡氖茉L(fǎng)者比例僅為8.36%。

本文的解釋變量包括以下幾方面：

1. 機(jī)會(huì)不均等。在何立新和潘春陽(yáng)（2011）的基礎(chǔ)上，本文選取收入公平性、教育獲得機(jī)會(huì)、代際向上流動(dòng)機(jī)會(huì)和公共服務(wù)獲得機(jī)會(huì)四個(gè)維度建立農(nóng)村機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)，以此衡量農(nóng)村機(jī)會(huì)不均等水平（見(jiàn)表2）。

表 1 我國(guó)農(nóng)村居民主觀幸福感總體分布

表 2 農(nóng)村機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)構(gòu)建

農(nóng)村機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)的構(gòu)建分為以下兩步：

首先，借鑒聯(lián)合國(guó)HDI（人類(lèi)發(fā)展指數(shù)）構(gòu)建方法，計(jì)算單項(xiàng)維度的指數(shù)Aj：

其中，xj是第j個(gè)維度的實(shí)際值，Mj是第j個(gè)維度的最大值，mj是第j個(gè)維度的最小值。公式（8）保證了0≤Aj≤wj。Aj越大，表明個(gè)體對(duì)第j個(gè)維度的感知越不公平。wj是第j個(gè)維度的權(quán)重，以衡量該維度的相對(duì)重要性。

關(guān)于各維度賦權(quán)是測(cè)度機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)的重點(diǎn)。我們采用變異系數(shù)賦權(quán)法，對(duì)各維度進(jìn)行賦權(quán)，這樣更能反映出各維度樣本內(nèi)部的差異性。王修華和關(guān)鍵（2014）構(gòu)建包容性金融發(fā)展指數(shù)時(shí)，也用到該方法。

各維度的變異系數(shù)（Vj）為：

其中，Vj是第j個(gè)維度的變異系數(shù)，σj是第j個(gè)維度的標(biāo)準(zhǔn)差， xj是第j個(gè)維度的均值。

各維度的權(quán)重（wj）為：

其次，計(jì)算機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)。由于本文考慮了機(jī)會(huì)不均等的四個(gè)維度，那么，在一個(gè)四維空間里，個(gè)體對(duì)這四個(gè)維度的感知可以用A=（A1，A2，A3，A4）表示。在這個(gè)四維空間，O=（0，0，0，0）表示最公平的情況，W=（w1，w2，w3，w4）表示最不公平的情況。A和W之間的距離是測(cè)度機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)的關(guān)鍵，距離越小，表明機(jī)會(huì)越不均等。為了使機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)是一個(gè)正向指標(biāo)，我們?cè)谟?jì)算A和W距離之后，用1與之相減，最后得到機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)（IO）：

2. 社會(huì)資本變量。（1）社會(huì)信任。本文參照絕大多數(shù)文獻(xiàn)，使用“總的來(lái)說(shuō)，您同不同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”衡量社會(huì)信任（李濤等，2008；高虹和陸銘，2010）?！胺浅２煌狻庇洖?，“比較不同意”記為2，“說(shuō)不上同意不同意”記為3，“比較同意”記為4，“非常同意”記為5。（2）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。借鑒李樹(shù)和陳剛（2012）、張梁梁和楊俊（2015）等的研究，本文使用“與朋友聚會(huì)的頻次”來(lái)衡量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。1表示受訪(fǎng)者“從不聚會(huì)”，2表示“一年數(shù)次或更少”，3表示“一月數(shù)次”，4表示“一周數(shù)次”，5表示“每天”。

3. 控制變量。參照Oswald（1997）、Jiang等（2012）、羅楚亮（2006）等的研究，我們選取了以下反映個(gè)體特征的控制變量。（1）性別。以女性為參照組，男性記為1，女性記為0。（2）教育。選取教育年限作為衡量教育水平的代理變量，即沒(méi)受過(guò)教育（包括私塾，掃盲班）記為0，小學(xué)記為6，初中記為9，普通高中、中專(zhuān)及職業(yè)高中記為12，大專(zhuān)記為15，大學(xué)本科記為16，研究生及以上記為19。（3）年齡及年齡的平方。（4）健康。我們使用自評(píng)健康狀況作為健康的代理變量，1表示“很不健康”，2表示“比較不健康”，3表示“一般”，4表示“比較健康”，5表示“很健康”。（5）環(huán)境滿(mǎn)意度。使用“您對(duì)政府環(huán)境工作做得是否滿(mǎn)意？”作為衡量環(huán)境狀況的指標(biāo)，“非常不滿(mǎn)意”記為1，“不滿(mǎn)意”記為2，“一般”記為3，“滿(mǎn)意”記為4，“非常滿(mǎn)意”記為5。（6）收入。選取上年個(gè)人年收入（元）的自然對(duì)數(shù)。（7）社會(huì)地位變動(dòng)。如果個(gè)人目前的社會(huì)階層等級(jí)高于十年前，則為社會(huì)地位改善；如果目前社會(huì)階層等級(jí)與十年前相等，則為社會(huì)地位不變，否則為社會(huì)地位下降。我們以社會(huì)地位不變?yōu)閰⒄战M，設(shè)置社會(huì)地位改善和社會(huì)地位下降兩個(gè)虛擬變量。（8）房產(chǎn)數(shù)量。以家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量來(lái)衡量。（9）婚姻狀況?；橐鰻顩r包括“未婚”“同居”“有配偶”“分居”“離婚”和“喪偶”，本文以未婚為參照，設(shè)置五個(gè)虛擬變量。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表3。

表 3 統(tǒng)計(jì)性描述（樣本體積：4 088）

四、回歸結(jié)果分析

（一）機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響

我們對(duì)上述結(jié)構(gòu)方程模型（1）?（4）進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。為了表明結(jié)果的穩(wěn)健性，逐步添加個(gè)體、家庭特征變量。從表4可以看出，各解釋變量的符號(hào)和顯著性在第（1）?（8）欄中基本沒(méi)有發(fā)生大的變化，尤其是引入社會(huì)資本變量后，調(diào)整R2有明顯的提升。這說(shuō)明同時(shí)將機(jī)會(huì)不均等與社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)納入農(nóng)民主觀幸福感的影響框架是十分必要的。

表 4 機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響回歸結(jié)果

由表4可見(jiàn)，機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)對(duì)農(nóng)村居民主觀幸福感的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明機(jī)會(huì)不均等顯著降低了農(nóng)民主觀幸福感，即機(jī)會(huì)不均等影響農(nóng)民主觀幸福感的總效應(yīng)和直接效應(yīng)是存在的。這不難理解，機(jī)會(huì)不均等往往意味著缺少或者沒(méi)有發(fā)展機(jī)會(huì)，不僅導(dǎo)致貧困，而且有可能造成階層固化、貧困的代際傳遞，即所謂的“寒門(mén)再難出貴子”。何立新和潘春陽(yáng)（2011）、魯元平和張克中（2014）也得到相似結(jié)論。然而，我們?cè)谑褂煤瘟⑿潞团舜宏?yáng)（2011）構(gòu)建的機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)，對(duì)回歸方程重新進(jìn)行估計(jì)后發(fā)現(xiàn)[見(jiàn)表4第（4）欄和第（8）欄]，他們估算的機(jī)會(huì)不均等系數(shù)分別為?0.353和?0.332 4， 絕對(duì)值要小于我們的結(jié)果（?0.525 5和?0.493 8）。因此，如果不考慮各維度的權(quán)重，以及公共服務(wù)獲得機(jī)會(huì)這一額外而又相關(guān)的重要維度，機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生的消極影響會(huì)被低估約17%。

接著來(lái)看社會(huì)資本在農(nóng)民主觀幸福感中的作用。我們發(fā)現(xiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任均在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明更多的社會(huì)資本有助于提升農(nóng)民主觀幸福感，該結(jié)果也印證了李樹(shù)和陳剛（2012）等的發(fā)現(xiàn)。導(dǎo)致這一結(jié)果的原因可能是，與朋友的聯(lián)絡(luò)不僅可以增進(jìn)相互間的情誼，提升自我的社會(huì)認(rèn)同感，同時(shí)還能借助“關(guān)系”促進(jìn)農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)和收入增長(zhǎng)（李樹(shù)和陳剛，2012）。而作為社會(huì)資本的另一重要組成部分，社會(huì)信任可以降低人與人之間的交流成本，提高社會(huì)福利（Bj?rnskov，2006；Helliwell，2003），增進(jìn)個(gè)體健康（Putnam，2000；Rose，2000）。另外，從回歸結(jié)果可以看出，控制了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任變量后，機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的負(fù)面影響有所減弱。這些計(jì)量結(jié)果表明，社會(huì)資本有可能是機(jī)會(huì)不均等影響農(nóng)民主觀幸福感的一個(gè)渠道，也就是說(shuō)，機(jī)會(huì)不均等可能減少了農(nóng)村居民的社會(huì)信任以及與他人的交流和聯(lián)系，進(jìn)而使人們產(chǎn)生不幸福的感覺(jué)。

其他控制變量中，農(nóng)村男性的主觀幸福感顯著低于女性，這可能是因?yàn)槟行猿袚?dān)更重的家庭責(zé)任與更大的生活壓力。教育對(duì)農(nóng)村居民主觀幸福感具有顯著的正面影響，所以提高農(nóng)村基礎(chǔ)教育水平對(duì)個(gè)體發(fā)展十分重要。年齡對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響呈U形關(guān)系，這與何立新和潘春陽(yáng)（2011）、陳釗等（2012）的發(fā)現(xiàn)一致。幸福轉(zhuǎn)折點(diǎn)的出現(xiàn)可能與人到中年有一定財(cái)富積累、生活壓力減小有關(guān)。健康對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響在1%的水平上顯著為正，估計(jì)系數(shù)約為0.18，充分說(shuō)明了健康的重要性。收入對(duì)農(nóng)民主觀幸福感有顯著影響，二者存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，意味著“伊斯特林悖論”并沒(méi)有出現(xiàn)在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)。這可能是因?yàn)?，農(nóng)村居民可支配收入還處于較低水平，收入增加帶來(lái)的邊際效用仍然很大。另外，社會(huì)地位改善會(huì)使農(nóng)村居民感到更幸福，而社會(huì)地位下降則顯著降低農(nóng)民主觀幸福感，這與羅楚亮（2006）的結(jié)論一致。我們還發(fā)現(xiàn)，社會(huì)地位下降導(dǎo)致的幸福感下降幅度要比社會(huì)地位改善帶來(lái)的幸福感增加幅度大，說(shuō)明社會(huì)地位下降給個(gè)體造成了更嚴(yán)重的心理創(chuàng)傷。這正如消費(fèi)習(xí)慣中的棘輪效應(yīng)一樣，人們樂(lè)于看到自己社會(huì)地位向上流動(dòng)，而難于接受向下調(diào)整。此外，家庭房產(chǎn)數(shù)量越多，個(gè)體越幸福。因?yàn)榉慨a(chǎn)有助于緩解家庭流動(dòng)性約束，降低預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，并對(duì)居民社會(huì)參與行為、健康狀況、生活質(zhì)量等產(chǎn)生影響（李濤等，2011）。離婚會(huì)顯著降低主觀幸福感，環(huán)境滿(mǎn)意度對(duì)農(nóng)民主觀幸福感有顯著的正面影響。

（二）社會(huì)資本的中介作用檢驗(yàn)

上述結(jié)果表明，機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民主觀幸福感均有顯著影響，并且加入社會(huì)資本變量后，機(jī)會(huì)不均等的估計(jì)系數(shù)有所變小。從計(jì)量的角度看，說(shuō)明機(jī)會(huì)不均等有可能部分地通過(guò)社會(huì)資本渠道作用于農(nóng)民主觀幸福感。我們將模型（2）和模型（3）的估算結(jié)果報(bào)告在表5中，以考察社會(huì)資本的中介作用。表5中第（1）欄和第（2）欄的被解釋變量是社會(huì)信任，第（3）欄和第（4）欄為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。從中可以看到，機(jī)會(huì)不均等對(duì)個(gè)人社會(huì)信任的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明機(jī)會(huì)不均等明顯降低了社會(huì)信任水平。機(jī)會(huì)不均等對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響為正，但并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)上不顯著。我們使用何立新和潘春陽(yáng)（2011）構(gòu)建的機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)重新進(jìn)行回歸，也得到同樣的結(jié)論[見(jiàn)表5第（2）欄和第（4）欄]，只是他們估算的機(jī)會(huì)不均等對(duì)社會(huì)信任的影響系數(shù)為?0.197 8，絕對(duì)值小于0.294 9。結(jié)果再次證明如果不考慮“公共服務(wù)獲得機(jī)會(huì)”維度以及各維度的賦權(quán)，機(jī)會(huì)不均等的作用會(huì)被低估。

我們采用逐步法對(duì)社會(huì)信任與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。將表4與表5中相關(guān)的估計(jì)系數(shù)與z值整理在表6中。從表6可以看到，社會(huì)信任的估計(jì)系數(shù)β2顯著，機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)的估計(jì)系數(shù)γ1顯著。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）的分析，如果兩個(gè)系數(shù)同時(shí)顯著，逐步法的檢驗(yàn)力要高于Bootstrap法，所以社會(huì)信任的中介作用顯著存在。用同樣的方法檢驗(yàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介作用，我們發(fā)現(xiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)估計(jì)系數(shù)β3顯著，但機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響并不顯著。進(jìn)一步采用Bootstrap法，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介作用仍然無(wú)法通過(guò)檢驗(yàn)。

表 5 機(jī)會(huì)不均等對(duì)社會(huì)信任和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響

表 6 相關(guān)變量估計(jì)系數(shù)結(jié)果

多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果表明（見(jiàn)表6和表7），機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感影響的總效應(yīng)為?0.525 5，直接效應(yīng)達(dá)到?0.493 8，社會(huì)信任的中介效應(yīng)顯著存在，中介程度達(dá)到6.4%，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)不存在。也就是說(shuō)，社會(huì)資本作為機(jī)會(huì)不均等影響農(nóng)民主觀幸福感的傳導(dǎo)渠道之一，更多的是靠社會(huì)信任發(fā)揮作用的，而不是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。我們的發(fā)現(xiàn)也為Brehm和Rahn（1997）、Alesina和Ferrara（2002）、Bj?rnskov（2006）、Gustavsson和Jordahl（2008）等的研究提供了新的證據(jù)。另外，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)不存在，這讓我們意識(shí)到，機(jī)會(huì)不均等的擴(kuò)大似乎沒(méi)有妨礙人們的日常交流與聯(lián)絡(luò)，但這個(gè)人際交往或許只停留在表面，可能是緩解內(nèi)心孤寂的需要，也可能是出于相互幫忙的需要，但是人們內(nèi)心構(gòu)建的對(duì)他人的信任感實(shí)際上正在被摧毀。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性

1. 穩(wěn)健性分析：有序Logit模型

被解釋變量“農(nóng)民主觀幸福感”是有序離散變量，可采用有序Logit模型對(duì)模型（1）?（4）重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表8所示。從表8可以看到，機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響方向與顯著性均與表4相近，說(shuō)明總效應(yīng)與直接效應(yīng)顯著。社會(huì)信任的中介效應(yīng)同樣顯著，結(jié)論穩(wěn)健。

表 7 多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2. 穩(wěn)健性分析：不同收入階層的主觀幸福感

不同收入群體受機(jī)會(huì)不均等的影響可能不同，比如，窮人獲得的機(jī)會(huì)相比富人要少，機(jī)會(huì)不均等對(duì)窮人產(chǎn)生的負(fù)面作用可能要比富人更大。為此，我們對(duì)個(gè)人收入從低到高進(jìn)行排序，將位于0%?50%的居民設(shè)為低收入群體，50%?100%的居民設(shè)為高收入群體，對(duì)機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本與農(nóng)民主觀幸福感的關(guān)系進(jìn)行分樣本考察，結(jié)果如表9所示。從表9可以看出，低收入群體與高收入群體都是機(jī)會(huì)不均等的受害者，機(jī)會(huì)不均等的總效應(yīng)與直接效應(yīng)顯著。但是與低收入群體相比，機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)村高收入群體的負(fù)面影響有所減弱。這可能是因?yàn)?，在機(jī)會(huì)有限的條件下，機(jī)會(huì)部分偏向了高收入群體，導(dǎo)致他們對(duì)機(jī)會(huì)不均等的容忍度相對(duì)更高。另外，社會(huì)信任的中介程度在低收入群體中達(dá)到10%，要高于高收入群體的4%。原因可能是，低收入群體在教育、基礎(chǔ)設(shè)施獲得、就業(yè)等方面面臨的機(jī)會(huì)不均等更加嚴(yán)重，導(dǎo)致他們更容易對(duì)他人產(chǎn)生不信任感，被剝奪的感覺(jué)更加強(qiáng)烈。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)依然不顯著。

表 8 有序Logit模型回歸結(jié)果

表 9 機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本與農(nóng)民主觀幸福感（不同收入階層）

3. 穩(wěn)健性分析：不同性別的主觀幸福感

考慮到男性與女性面臨的就業(yè)環(huán)境等不盡相同，機(jī)會(huì)不均等可能對(duì)其產(chǎn)生不一樣的影響。因此，我們對(duì)男女分樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表10所示。從表10可以看到，機(jī)會(huì)不均等對(duì)主觀幸福感的影響總效應(yīng)和直接效應(yīng)在男性與女性之間差別很小，社會(huì)信任的中介效應(yīng)顯著存在，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)不顯著。但是，在農(nóng)村女性群體中社會(huì)信任的中介效應(yīng)更加明顯，達(dá)到7.7%，高于農(nóng)村男性的5.1%。這可能是因?yàn)?，相?duì)于男性，女性的情感需求更多，社會(huì)支持系統(tǒng)更為廣泛，比如女性更喜歡與朋友交流談心。所以，社會(huì)信任的下降對(duì)女性的影響更大，與馬萬(wàn)超等（2018）的結(jié)論一致。

表 10 機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本與農(nóng)民主觀幸福感（不同性別）

4. 內(nèi)生性討論

機(jī)會(huì)不均等、主觀幸福感有可能會(huì)同時(shí)受到個(gè)體性格等因素的影響，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。比如，性格樂(lè)觀的人對(duì)機(jī)會(huì)不均等的感知可能較弱，生活也更加幸福。另外，機(jī)會(huì)不均等感知也可能會(huì)受到個(gè)體社會(huì)信任和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響，這樣就可能帶來(lái)反向因果問(wèn)題。為此，我們使用Durbin-Wu-Hausman對(duì)機(jī)會(huì)不均等內(nèi)生性進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在5%的水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)。一方面，根據(jù)同群效應(yīng)理論，生活在同一區(qū)域內(nèi)的個(gè)體會(huì)產(chǎn)生相互影響并進(jìn)行相互比較，所以縣級(jí)平均值與個(gè)體機(jī)會(huì)不均等感知相關(guān)；另一方面，縣級(jí)平均值對(duì)個(gè)體幸福感以及社會(huì)資本又沒(méi)有直接影響。因而本文采用機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)的縣級(jí)平均值（IOM）作為個(gè)體機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)的工具變量，使用兩階段最小二乘法對(duì)模型（1）?（4）重新進(jìn)行估計(jì)。事實(shí)上，使用樣本在一定范圍內(nèi)的均值作為工具變量較為常見(jiàn)，如Fisman和Svensson（2007）、Grootaert等（2002）、Sabia（2007）在研究中也使用了該方法。我們將回歸結(jié)果匯報(bào)在表11中，第（1）、（2）欄的被解釋變量為農(nóng)民主觀幸福感，第（3）欄的被解釋變量為社會(huì)信任，第（4）欄為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。從中可以看到，機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明總效應(yīng)與直接效應(yīng)依然存在。機(jī)會(huì)不均等對(duì)社會(huì)信任的影響仍然顯著為負(fù)，表明社會(huì)信任的中介效應(yīng)顯著存在。但機(jī)會(huì)不均等的估計(jì)系數(shù)均遠(yuǎn)大于OLS估計(jì)量，說(shuō)明內(nèi)生性的存在使OLS估計(jì)量低估了機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感和社會(huì)信任的影響。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)依然不顯著。所有這些發(fā)現(xiàn)與前文一致。

表 11 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

機(jī)會(huì)不均等對(duì)居民幸福感有重要影響，但現(xiàn)有文獻(xiàn)卻沒(méi)有探討機(jī)會(huì)不均等影響農(nóng)村居民主觀幸福感的傳導(dǎo)機(jī)制。本文采用CGSS數(shù)據(jù)，運(yùn)用多重中介效應(yīng)模型，分析了機(jī)會(huì)不均等、社會(huì)資本與農(nóng)村居民主觀幸福感的關(guān)系。一系列模型估計(jì)以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明：（1）機(jī)會(huì)不均等對(duì)農(nóng)民主觀幸福感有顯著的負(fù)面影響，社會(huì)信任和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)民主觀幸福感有顯著的正面影響；（2）如果使用不考慮公共服務(wù)獲得機(jī)會(huì)和各維度權(quán)重的機(jī)會(huì)不均等感知指數(shù)，機(jī)會(huì)不均等的作用會(huì)被低估；（3）機(jī)會(huì)不均等作為影響農(nóng)民主觀幸福感的傳導(dǎo)渠道之一，社會(huì)資本主要是通過(guò)社會(huì)信任間接影響農(nóng)民主觀幸福感，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的中介作用并不明顯。

據(jù)此我們提出以下政策建議：其一，在完善收入分配方式的基礎(chǔ)上，著重縮小由機(jī)會(huì)不均等導(dǎo)致的收入差距。根據(jù)研究結(jié)果，機(jī)會(huì)不均等顯著降低了農(nóng)民主觀幸福感，由此建議政府在基礎(chǔ)公共服務(wù)領(lǐng)域加大資金投入力度，對(duì)那些由先天因素造成的不均等人群予以補(bǔ)償，這包括農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)教育的獲得，水、電、交通等基礎(chǔ)設(shè)施的完善，農(nóng)村醫(yī)療保障體系的完善，就業(yè)市場(chǎng)上性別歧視的減少，以及戶(hù)籍制度改革的加快，等等。通過(guò)政府的力量消除不公平因素，賦予農(nóng)民更加平等自由的選擇權(quán)，從而提升人們的主觀幸福感。其二，我們的研究結(jié)果表明，機(jī)會(huì)不均等會(huì)通過(guò)降低人們的社會(huì)信任，繼而降低主觀幸福感。這一結(jié)論意味著，機(jī)會(huì)的不均等使得人與人之間的相互信任感下降，人們相互合作的意愿與社會(huì)凝聚力減弱。因此，在降低機(jī)會(huì)不均等的同時(shí)，還需要進(jìn)一步培育與加強(qiáng)農(nóng)村居民的社會(huì)信任水平。一方面，可以通過(guò)宣傳教育的形式，推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)誠(chéng)信建設(shè)，強(qiáng)化農(nóng)村居民的集體意識(shí)與社會(huì)責(zé)任意識(shí)；同時(shí)加大政府政策實(shí)施透明度，提升政府公信力。另一方面，鼓勵(lì)農(nóng)村地區(qū)的自組織建設(shè)，增進(jìn)人與人之間的了解與信任，培育具有共同價(jià)值取向、信任度高的人際社會(huì)關(guān)系。