吳麗麗， 方 錄， 方雪涵

(1. 安徽工業(yè)大學 公共管理與法學院， 安徽 馬鞍山 243032； 2. 電子科技大學 公共管理學院， 四川 成都 611731)

“三農(nóng)”問題作為關(guān)系國計民生的根本大計，歷來為黨和國家所重視。為推動農(nóng)業(yè)和農(nóng)村社會發(fā)展，保證農(nóng)民幸福富裕，黨和國家頒發(fā)了多份文件、采取了多項措施。自2004年至今，中央已經(jīng)連續(xù)19年出臺了有關(guān)“三農(nóng)”問題的“中央一號”文件。例如，2013年 中央一號文件提出，“加快發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)”[1]；2014年中央一號文件提出，“全面深化農(nóng)村改革加快推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化”[2]；2020年中央一號文件提出，“抓好‘三農(nóng)’領(lǐng)域重點工作以確保全面建成小康社會的實現(xiàn)”[3]。同時，黨的十八大以來發(fā)起的脫貧攻堅戰(zhàn)也表明黨和國家對“三農(nóng)”問題的重視，特別是2017年 黨的十九大報告中提出的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略[4]為鄉(xiāng)村的發(fā)展提供了方向指引、繪制了美好藍圖。隨著2020年中國GDP突破百萬億元大關(guān)，全國居民人均可支配收入達到32 189元，其中，農(nóng)村和城鎮(zhèn)可支配收入分別達到17 131元和43 834元，城鄉(xiāng)居民收入差距進一步縮小[5]，再加上全面建成小康社會目標的實現(xiàn)和脫貧攻堅戰(zhàn)決勝的完成，中國農(nóng)民的基本生活需求已經(jīng)得到保障。

為此，黨和國家進一步強調(diào)豐富人民群眾的精神生活、滿足人民群眾的精神需求，并提出增強人民群眾的獲得感、幸福感、安全感。例如，習近平在慶祝改革開放40周年大會上指出：“我們要著力解決人民群眾所需所急所盼，讓人民共享經(jīng)濟、政治、文化、社會、生態(tài)等各方面發(fā)展成果，有更多、更直接、更實在的獲得感、幸福感、安全感，不斷促進人的全面發(fā)展、全體人民共同富裕?！盵6]2020年，黨的十九屆五中全會審議通過的《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》提出：“不斷增強人民群眾獲得感、幸福感、安全感?！盵7]關(guān)注人民群眾的幸福感，研究人民群眾的幸福感提升路徑意義重大，而聚焦農(nóng)民的幸福感研究，特別是在黨和國家全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下出臺相關(guān)政策以匯聚農(nóng)民力量、激發(fā)農(nóng)民的創(chuàng)造力和活力具有重要的現(xiàn)實意義。影響幸福感的因素是多方面的，包括工作、家庭、婚姻、收入和性格等[8]。

目前，基于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)、中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)和中國社會狀況綜合調(diào)查(CSS)等數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)開展的農(nóng)民幸福感研究，對于理論研究和現(xiàn)實指導都具有重要意義，但是這些多為2017年及之前的數(shù)據(jù)，距今時間較長，特別是在當前成功打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，實現(xiàn)了第一個百年奮斗目標、正向第二個百年奮斗目標挺進的背景下，需要依據(jù)新情況去獲得新啟示。筆者擬選取CSS2019數(shù)據(jù)進行農(nóng)民主觀幸福感研究，原因在于：一是該數(shù)據(jù)庫較為權(quán)威且數(shù)據(jù)較新，與當前實際聯(lián)系較為緊密；二是利用鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施以來的數(shù)據(jù)，有助于深入研究鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下影響農(nóng)民主觀幸福感的因素，繼而為當前全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下相關(guān)政策的出臺提供參考建議，即運用新數(shù)據(jù)服務(wù)新形勢，同時也為學界進一步拓展相關(guān)研究提供思路。

一、文獻回顧

(一)主觀幸福感文獻回顧

主觀幸福感一直為學界關(guān)注，早在20世紀50年代，歐美國家便開始研究主觀幸福感，不過當時僅局限于心理學等學科[9]。20世紀70年代，著名經(jīng)濟學家伊斯特林(Easterlin)提出了著名的“伊斯特林悖論”(也稱“幸福悖論”)[10]。此后，絕對收入影響居民主觀幸福感也成為中國學界關(guān)注的議題[11]。簡單來說，“幸福悖論”是指國家內(nèi)部高收入群體的主觀幸福感低于低收入群體，從整體上來看，經(jīng)濟發(fā)達國家和經(jīng)濟欠發(fā)達國家居民的幸福感并無顯著差異[12]。Blanchflower和Oswald探討了“幸福經(jīng)濟學”，得出了更高收入與更高幸福相關(guān)，相對收入很重要等結(jié)論[13]；Dolan 等對主觀幸福感進行了研究，著重指出了影響主觀幸福感的一系列因素，包括矛盾的證據(jù)、潛在的未被觀察變量的影響以及因果關(guān)系方向上缺乏確定性等[14]；Ucal和Günay基于土耳其統(tǒng)計研究所LLS數(shù)據(jù)引入了有序Logit模型，分析了家庭幸福和燃料短缺之間的聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)二者呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系[15]。

中國學者也對“伊斯特林悖論”表現(xiàn)出濃厚興趣，對農(nóng)民主觀幸福感開展了許多研究，主要從收入和就業(yè)等經(jīng)濟因素，教育、醫(yī)療等公共服務(wù)因素以及鄰里關(guān)系、政治參與等社會關(guān)系因素三個角度[16]展開。從經(jīng)濟因素角度，尤亮等發(fā)現(xiàn)絕對收入對農(nóng)民主觀幸福感存在正向顯著影響，但也存在馬太效應(yīng)，即隨著主觀幸福感提高，絕對收入對其主觀幸福感影響越強[17]；吳菲和王俊秀通過控制個人收入后發(fā)現(xiàn)，同省其他農(nóng)民的平均收入越高，農(nóng)民工的生活滿意度越低[18]；趙衛(wèi)華和馮建斌從住房角度對農(nóng)民工主觀幸福感進行了探討，得出住房狀況顯著影響農(nóng)民工主觀幸福感的結(jié)論[19]；朱健齊等研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平對城鎮(zhèn)和農(nóng)民主觀幸福感呈現(xiàn)顯著正向相關(guān)等[20]。從公共服務(wù)因素角度，張應(yīng)良和徐亞東基于CFPS2014數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村公共服務(wù)供給對農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生正向影響的重要前提在于其需求得到了滿足[21]；陳卓等通過對浙江4縣 (市)的實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟發(fā)展水平較好的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)民主觀幸福感的上升與國家公共服務(wù)的不斷完善具有正向關(guān)系[22]；霍靈光和陳媛媛以CFPS2010 和CFPS2012以及中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)的CHNS2006，CHNS2009和CHNS2011數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合對于發(fā)現(xiàn)農(nóng)民幸福感影響不顯著[23]。從社會關(guān)系因素角度，武壯和張士云基于對在安徽調(diào)研的399份微觀數(shù)據(jù)的研究表明，村莊環(huán)境和鄰里關(guān)系越好，農(nóng)民主觀幸福感越高[24]；胡義秋等研究發(fā)現(xiàn)，家庭支持、朋友支持和其他支持等領(lǐng)悟社會支持程度與留守農(nóng)民主觀幸福感呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系[25]；陳前恒等在對中西部1 200個貧困村莊的1 800名 農(nóng)戶調(diào)研后發(fā)現(xiàn)，村莊民主發(fā)育程度對農(nóng)民幸福感具有顯著影響，民主發(fā)育程度增長1%所增加的幸福感相當于農(nóng)民年人均收入增加18.47%所帶來的幸福感提升效果[26]；張彤進和萬廣華基于CGSS2013和CGSS2015數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，機會不均等程度的擴大會導致農(nóng)民主觀幸福感下降，而社會信任和社會網(wǎng)絡(luò)則可以增加農(nóng)民主觀幸福感[27]。上述研究主要從經(jīng)濟因素、公共服務(wù)因素和社會關(guān)系因素三個角度對農(nóng)民主觀幸福感展開研究，為筆者研究影響農(nóng)民主觀幸福感奠定了基礎(chǔ)。

(二)客觀社會經(jīng)濟地位與主觀幸福感

社會經(jīng)濟地位一般通過個體收入、受教育程度和職業(yè)等維度進行測量[28]，筆者選取個體絕對收入和受教育年限作為衡量客觀社會經(jīng)濟地位的指標。馬斯洛需求層次理論表明，個人需求從低到高依次表現(xiàn)為物質(zhì)需求和精神需求，只有當?shù)蛯哟蔚男枨蟮玫綕M足之后才會有更高層次的需求[29]。雖然人并不是低層次需求滿足后才會產(chǎn)生高層次需求，但是人首先應(yīng)該滿足的是物質(zhì)需求，而人的物質(zhì)需求大多依靠經(jīng)濟收入來滿足[11]。有研究表明，絕對收入積極正面影響居民幸福感[22,30]，絕對收入的提高有利于滿足居民的安全需求和生理需求，因此，絕對收入越高則其幸福感越高。但是，如果需要滿足的是自我實現(xiàn)等高層次的需求，那么絕對收入提高也不一定能使其幸福感顯著增強[31]。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，居民的需求由生存型和物質(zhì)型上升為發(fā)展型和享受型需求，進而導致個人絕對收入增加所帶來的個人幸福感的邊際遞減[32]。在受教育程度上，由于受教育年限越長的農(nóng)民在知識、工作和學習等方面具備優(yōu)勢，其社會地位和社會階層也更高，因而其更有可能獲得更高的收入[33-34]。多數(shù)研究表明，受教育程度顯著正面影響幸福感[35]。

(三)主觀社會經(jīng)濟地位認同與主觀幸福感

根據(jù)許海平等對社會階層認同所作的概念界定[11]，筆者認為，公民個人依據(jù)自身客觀經(jīng)濟地位與實力，同他人相比較而作出的對自身在社會結(jié)構(gòu)中經(jīng)濟地位的判斷與感知，是個體對自身所處社會階層地位的感知[36]，是客觀社會階層的主觀反映。社會階層的自我定位既是衡量社會結(jié)構(gòu)現(xiàn)代化的重要維度，也是決定國民總體社會心態(tài)和政治傾向的關(guān)鍵因素[37]。個體絕對收入和受教育年限屬于客觀社會經(jīng)濟地位范疇[38-39]，而比較則是主觀幸福感的關(guān)鍵。由于個體差異，每個人的需求不一致，由此出現(xiàn)幸福感多取決于個人自身的感知，而個人自身感知則是依據(jù)比較作出[40]。只要感覺自身比他人好、現(xiàn)在比過去好以及未來將比現(xiàn)在好等，幸福感就會高[41]，所以其主觀社會經(jīng)濟地位認同也會影響其主觀幸福感。

二、研究假設(shè)

為驗證中國農(nóng)民普遍所處的需求層次，筆者從國家統(tǒng)計局官網(wǎng)獲取了2015—2020年中國農(nóng)民人均可支配收入和中國農(nóng)民人均消費支出的相關(guān)數(shù)據(jù)，如圖1和圖2所示。

圖1 2015—2020年中國農(nóng)民人均可支配收入和人均消費支出概覽

圖2 2015—2020年中國農(nóng)民各類型人均消費支出概覽[42]

由圖1可知，近五年來，中國農(nóng)民人均可支配收入同人均消費支出相差不多，且每年的同比增長率較為相似。2020年，中國農(nóng)民人均可支配收入為17 131元，而其人均消費支出已達13 713元，由于新冠肺炎疫情的影響，中國農(nóng)民人均消費支出增長速度低于人均可支配收入增長速度；但從長期來看，農(nóng)民人均消費支出增長速度還是高于人均可支配收入增長速度。這表明中國農(nóng)民每年積蓄較少，且人均消費支出同比增長逐年攀升并高于人均可支配收入增長速度，可見，中國農(nóng)民增收難度加大且生活支出居高不下[17]。進一步分析圖2可知，每年農(nóng)民消費支出大部分用于衣食住行，這是最基本的生活需求。但是根據(jù)目前國際通用的恩格爾系數(shù)計算發(fā)現(xiàn)，2019年中國農(nóng)民恩格爾系數(shù)約為30%，處于相對富足與富足之間。筆者借鑒陳福靜的研究及其結(jié)論[43]，將中國國家統(tǒng)計局居民消費支出劃分的八類 支出又劃分為生存、發(fā)展和享受三種層面的需要，具體對應(yīng)情況如下：食品煙酒、衣著和居住支出屬于生存層面需求；交通通信、教育文化娛樂和醫(yī)療保健消費支出屬于發(fā)展層面需求；生活用品、其他用品和服務(wù)消費支出屬于享受層面需求。陳福靜通過分析1978—2016年中國農(nóng)民消費發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)民消費正在經(jīng)歷從生存層次消費向發(fā)展、享受型層次的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)型[43]。由于陳福靜分析的時間節(jié)點是2016年，筆者通過從國家統(tǒng)計局獲取的2015—2020年農(nóng)民人均消費支出和各類型人均消費支出數(shù)據(jù)計算，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：中國農(nóng)民生存層面需求消費支出從2015年 占比59.9%下降至2019年占比56.9%，而2020年占比為59.5%，這可能與疫情影響有關(guān)；發(fā)展層面需求從2015年占比32.3%上升至2019年占比35.6%，2020年占比為33.3%；享受層面需求2015—2019年占比一直為7.5%～7.8%，2020年占比為7.2%。由此可知，當前中國農(nóng)民消費需求正從生存層面需求向發(fā)展層面需求轉(zhuǎn)變。但也有學者認為，中國農(nóng)民所滿足的需求仍處于馬斯洛需要層次理論的低需求階段[44-45]，根據(jù)觀察，目前這些研究距離現(xiàn)在時間較長，可能與當前實際略有差別，但考慮到目前中國區(qū)域間的發(fā)展不平衡，筆者決定從東中西部地區(qū)各選取一省進行比較，選取三省 2017—2019年恩格爾系數(shù)變化情況，經(jīng)過計算發(fā)現(xiàn)三省恩格爾系數(shù)差別不大(均在30%左右)，如表1所示。所以，筆者認為，當前中國農(nóng)民正在由基本生活需求向更高層次需求轉(zhuǎn)型。根據(jù)“伊斯特林悖論”，當絕對收入增加到一定點時，收入對居民的主觀幸福感邊際效用遞減為0甚至為負。

表1 東中西部2017—2019年三省恩格爾系數(shù)

同時，隨著中國大力推行與普及九年義務(wù)教育，推動高校擴招和國家財政對教育的關(guān)注，中國教育事業(yè)取得了長足發(fā)展。例如，2019年，國家財政性教育經(jīng)費400 46.55億元，在GDP中占比為4.04%；2020年，國家財政性教育經(jīng)費42 891億元，在GDP中占比為4.22%。根據(jù)《第七次全國人口普查公報》，每10萬人中具有大學文化程度的為15 467人, 15歲及以上人口的平均受教育年限提高至9.91年，較2010年分別增加6 537人和0.83年[46-49]， 這都表明中國公民受教育權(quán)利得到保障。由此，做出如下假設(shè)：

假設(shè)1：個人絕對收入顯著正向影響農(nóng)民主觀幸福感。

假設(shè)2：受教育年限顯著正向影響農(nóng)民主觀幸福感。

假設(shè)3：當前主觀社會經(jīng)濟地位認同顯著正向影響農(nóng)民主觀幸福感。

假設(shè)4：當前和過去主觀社會經(jīng)濟地位認同差顯著正向影響農(nóng)民主觀幸福感。

假設(shè)5：未來主觀社會經(jīng)濟地位期待顯著正向影響農(nóng)民主觀幸福感。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

筆者使用CSS2019數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)是由中國社會科學院社會學研究所于2005年發(fā)起的每兩年進行一次的縱貫數(shù)據(jù)調(diào)查，此調(diào)查有助于獲取轉(zhuǎn)型時期中國社會變遷的數(shù)據(jù)資料，據(jù)其研究結(jié)果可推論出全國18～69周歲的住戶人口。2019年，采用概率抽樣的入戶訪問方式，調(diào)查區(qū)域覆蓋了全國 31個 省(自治區(qū)、直轄市)，包括149個區(qū)市縣的596個 村(居委會)，共訪問11 000余個家庭，收回有效問卷10 283份，形成1 160萬個數(shù)據(jù)項，筆者通過限定條件和剔除相關(guān)缺失值，最終整理得到1 242個有效樣本①。

(二)變量選擇

1. 被解釋變量

由于筆者的核心關(guān)注點是主觀幸福感，因此選擇問卷問題為“總的來說，我是一個幸福的人”。該問題采用量表問題進行調(diào)查，給出5個定序選項，分別為“很同意”“比較同意”“不太同意”“很不同意”和“不好說”，分別賦值為1～5。剔除“不好說”選項，對其進行重新賦值，如表2所示。深入分析樣本幸福感情況，如圖3所示。81.24%的受訪者覺得幸福，在一定程度上表明中國農(nóng)民多數(shù)處于幸福的狀態(tài)。

表2 變量定義

圖3 2019年中國加強村居民幸福感

2. 解釋變量

根據(jù)上述研究假設(shè)，研究的主要解釋變量包括5個，分別為：第一，個人絕對收入，對應(yīng)問卷問題為“請您告訴我，2018年您個人的總收入”，并進行取對數(shù)處理；第二，受教育年限，對應(yīng)問卷問題為“受教育程度”，借鑒許海平等的賦值方法[11]；第三，當前主觀社會經(jīng)濟地位認同，對應(yīng)問卷問題為“您認為目前您本人的社會經(jīng)濟地位在本地大致屬于哪個層次”；第四，未來主觀社會經(jīng)濟地位期待，對應(yīng)問卷問題為“您認為未來五年，您本人的社會經(jīng)濟地位在本地大致會屬于哪個層次”；第五，個人主觀社會經(jīng)濟地位認同差，是將問卷問題“您認為目前您本人的社會經(jīng)濟地位在本地大致屬于哪個層次”和“您認為五年前，您本人的社會經(jīng)濟地位在本地大致屬于哪個層次”的回答作差，上述變量的賦值如表2所示。

3. 控制變量

控制變量一般將個人特征和社會特征作為虛擬變量，賦值為0和1。筆者借鑒崔巖[50]、朱帥和鄭永君[51]做法最終將性別、年齡、婚姻狀況、政治面貌以及所在區(qū)域作為控制變量，如表2所示。

(三)模型設(shè)定

由于被解釋變量為主觀幸福感，具有4個有效層級的選項，因此是多值定序變量。此外，中介變量主觀社會經(jīng)濟地位認同也屬于多值定序變量，而受教育年限也視作多值定序變量進行處理，因此，最終確定采用Stata統(tǒng)計軟件中的有序響應(yīng)模型——Ologit回歸模型。筆者所用公式為

happiness=α+β1ln income+β2education+β3present+β4future+β5difference+β6controls+ε

(1)

式中：happiness為被解釋變量農(nóng)民主觀幸福感；ln income 為個人年收入加1后取對數(shù)；education為受教育年限；present為農(nóng)民當前主觀社會經(jīng)濟地位認同；future為未來主觀社會經(jīng)濟地位期待；difference為當前和過去主觀社會經(jīng)濟地位認同差；controls為一系列控制變量包括性別、年齡、婚姻狀況和政治面貌；α為常數(shù)項；β為變量系數(shù)；ε為隨機誤差項。

四、實證結(jié)果及分析

(一)描述統(tǒng)計分析

主要變量基本信息，如表3所示。剔除“不好說”選項后，農(nóng)民主觀幸福感為1～4 分制，其均值為3.16，中位數(shù)為3.00，表明50%以上受訪者很幸福。如果將其轉(zhuǎn)換為百分制，則幸福感均值為79.00，這一數(shù)值遠高于世界價值觀調(diào)查2014年發(fā)布的中國居民幸福感均值(約為67.40)，CGSS2012，CGSS2013和CGSS2015數(shù)據(jù)報告的中國農(nóng)村居民幸福感均值約為76.20[11]，CGSS2015數(shù)據(jù)中國農(nóng)村居民幸福感均值約為77.00②[52-53]，可見，中國農(nóng)村居民幸福感近年來較為穩(wěn)定。但是近年來中國農(nóng)村居民可支配收入?yún)s在不斷增加，由此可能印證了相關(guān)學者對于絕對收入的提高對主觀幸福感無顯著影響的結(jié)論。受教育年限均值為6.24年，其中位數(shù)為5.00，表明農(nóng)民學歷普遍不高，但是，最大值為15.00，說明農(nóng)民中也有本科及研究生學歷。這可能是由于受訪者年齡普遍較大，而當時國家財政能力有限，教育事業(yè)尤其是大學教育還未大眾化，而近年來國家對教育的大力扶持以及教育事業(yè)的發(fā)展，不少農(nóng)村學生也步入了大學學堂。當前主觀社會經(jīng)濟地位認同均值僅為2.37，小于中位數(shù)3.00，由此可知，農(nóng)民對自身當前的社會經(jīng)濟地位認同較低，認為自身經(jīng)濟地位處于中等及以下。但是農(nóng)民卻有對未來主觀社會經(jīng)濟地位較好的期待，由表3可知，未來主觀社會經(jīng)濟地位期待均值上升至2.90，比2019年高了0.53，說明農(nóng)民有期待且有目標。

表3 基本變量描述統(tǒng)計分析

表3中，當前和過去主觀社會經(jīng)濟地位認同差均值為0.19，如果轉(zhuǎn)換為百分制，即受訪者主觀感知自身當前社會經(jīng)濟地位與五年前社會經(jīng)濟地位相比平均值增加了3.80，雖然數(shù)值不大，但是差值的平均值為正值，說明農(nóng)民的認同度在提升。但是需要關(guān)注的一個問題是，受訪者中有少數(shù)表示同五年 前相比社會經(jīng)濟地位認同下降，這可能是由于家庭收入、周圍人收入以及受人尊重等方面的綜合影響，因此，需要對主觀社會經(jīng)濟地位認同下降的農(nóng)民予以關(guān)注，及時發(fā)現(xiàn)其訴求并給予解決。性別均值為0.49，表示男女比例大致相等，女性比例略高。受訪者年齡多分布在18～69歲 之間，其年齡均值為51.14、中位數(shù)為52.00，表明受訪者年齡普遍偏大，這可能與當前農(nóng)村空心化和老齡化有關(guān)?；橐鰻顩r均值為0.90，表明多數(shù)受訪者有配偶。政治面貌均值為0.08，表明受訪者中中共黨員數(shù)量較少。所在區(qū)域均值為0.62，表明受訪者多集中在東部和中部。

(二)回歸分析及其結(jié)果

1. 多重共線性和內(nèi)生性診斷

筆者的研究目的是探討農(nóng)民的社會經(jīng)濟地位對其主觀幸福感的影響。為此采用回歸的方式，探討農(nóng)民客觀社會經(jīng)濟地位和主觀社會經(jīng)濟地位認同對其主觀幸福感的影響，并加入控制變量。在回歸分析之前首先需要對多重共線性和內(nèi)生性問題進行檢驗。所謂多重共線性，是指變量之間高度相關(guān)會影響分析結(jié)果；而內(nèi)生性是指自變量與誤差項之間存在關(guān)系也會影響估計系數(shù)[54]229，233。判斷多重共線性的條件是方差膨脹系數(shù)(VIF)大于10.00的同時平均VIF大于1.00，雖然平均VIF為1.27略大于1.00，但是所有變量VIF均小于5.00，所以不存在嚴重多重共線性問題；而內(nèi)生性報告的p=0.735 9，小于0.050，表明不存在內(nèi)生性問題，可以進行Ologit回歸分析[54]230，233-234。

2. Ologit回歸模型構(gòu)建及其結(jié)果

筆者為了驗證上述假設(shè)，即驗證個人絕對收入、受教育年限、當前主觀社會經(jīng)濟地位認同、未來主觀社會經(jīng)濟地位期待以及當前和過去主觀社會經(jīng)濟地位認同差同農(nóng)民主觀幸福感的影響關(guān)系的假設(shè)，采用兩個模型進行分析，如表4所示。

在模型1中筆者未將控制變量添加入模型，結(jié)論如下：絕對收入雖然對農(nóng)民主觀幸福感呈現(xiàn)正向影響，但并不顯著，因此假設(shè)1不成立；受教育年限與農(nóng)民主觀幸福感呈現(xiàn)顯著負向效應(yīng)，這與假設(shè)2假定二者呈現(xiàn)顯著正向影響相悖(下文將會就此進行探討)；當前主觀社會經(jīng)濟地位認同和未來主觀社會經(jīng)濟地位期待與農(nóng)民主觀幸福感呈現(xiàn)顯著正向影響，即當前主觀社會經(jīng)濟地位認同越高，未來主觀社會經(jīng)濟地位期待越好，農(nóng)民越幸福，假設(shè)3和假設(shè)5成立；而當前和過去主觀社會經(jīng)濟地位認同差卻與農(nóng)民主觀幸福感不存在顯著影響，假設(shè)4不成立。筆者將控制變量代入模型后，發(fā)現(xiàn)模型1得出的結(jié)論并無顯著改變，只有受教育年限同農(nóng)民主觀幸福感的顯著水平發(fā)生了變化，由0.05到達0.01 水平，所以模型2進一步驗證了上述假設(shè)，假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)4不成立，而假設(shè)3和假設(shè)5成立，模型2中的所有控制變量均不對農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生影響。

3. 穩(wěn)健性檢驗

為進一步確保上述Ologit模型回歸所得結(jié)論的可靠性，筆者還對其進行了穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗可以采取多種方法，借鑒胡晨沛等[55]進行穩(wěn)健性檢驗的方法，筆者采取換模方法，將使用的Ologit回歸模型更換為Oprobit回歸模型和OLS回歸模型。表5和表6分別報告了Oprobit回歸模型和OLS回歸模型的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)其與表4中模型2報告的情況基本類似，唯一區(qū)別是在Oprobit回歸模型和OLS回歸模型中婚姻狀況在5%時均正向顯著影響農(nóng)民主觀幸福感。

表5 Oprobit回歸模型

表6 OLS回歸模型

為進一步檢驗上述研究發(fā)現(xiàn)的受教育年限同農(nóng)民主觀幸福感呈現(xiàn)顯著負向效應(yīng)，筆者對受教育年限生成二次項，檢驗農(nóng)民主觀幸福感與受教育年限的平方和受教育年限的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民主觀幸福感和受教育年限關(guān)系的值為-0.122，在0.01層次顯著，與受教育年限平方關(guān)系的值為0.008，在0.05 層次顯著。但是隨著受教育年限平方的增加，農(nóng)民主觀幸福感上升，二者關(guān)系符合“U”型結(jié)構(gòu)。通過計算得到，受教育年限約為7.625年時主觀幸福感最低，即具有初中及相同學歷的農(nóng)民主觀幸福感最低，受教育年限為0～7.625時，隨著受教育年限的增加，農(nóng)民主觀幸福感下降；而受教育年限為7.625～18.000時，隨著受教育年限的增加，農(nóng)民主觀幸福感增加。

六、結(jié)論、討論與展望

(一)結(jié)論

筆者通過CSS2019數(shù)據(jù)，分析了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下農(nóng)民主觀幸福感影響因素。通過將農(nóng)民主觀幸福感設(shè)定為被解釋變量，引入絕對收入、受教育年限、當前主觀社會經(jīng)濟地位認同、未來主觀社會經(jīng)濟地位期待以及當前和過去主觀社會經(jīng)濟地位認同差作為解釋變量，同時將年齡、性別、婚姻狀況、政治面貌和所在區(qū)域作為控制變量，運用Ologit回歸模型得出如下結(jié)論：

1.在解釋變量之中，絕對收入、當前和過去主觀社會經(jīng)濟地位認同差同農(nóng)民主觀幸福感無關(guān)；農(nóng)民受教育年限同其主觀幸福感呈現(xiàn)“U”型相關(guān)；農(nóng)民的當前主觀社會經(jīng)濟地位認同和未來社會經(jīng)濟地位期待顯著正向影響其主觀幸福感。

2.在控制變量之中，年齡、性別、政治面貌、婚姻 狀況及其所在區(qū)域均與農(nóng)民主觀幸福感無關(guān)。

3.中國農(nóng)民當前幸福感居于比較幸福層次，但距離高幸福感仍有一定距離。同時，中國居民的生活需求正從基本生活需求層次向更高需求層次轉(zhuǎn)變。

(二)討論與展望

已有學者發(fā)現(xiàn)，收入對主觀幸福感呈現(xiàn)邊際遞減效用，在當前中國農(nóng)民人均可支配收入略多于人均消費支出且人均生活消費支出大部分用于基本生活支出情況下，絕對收入的提高對農(nóng)民主觀幸福感提升已無顯著作用[32]?？梢姡谌珖鴮用?恩格爾系數(shù)穩(wěn)定在30%左右，絕對收入對提升農(nóng)村居民主觀幸福感無顯著影響；在地方層面，恩格爾系數(shù)也在30%左右時，絕對收入對提升農(nóng)村居民主觀幸福感無顯著影響。那么，是否可以說明恩格爾系數(shù)在30%左右是絕對收入對居民主觀幸福感邊際效用遞減為0？或是恩格爾系數(shù)大致在某個范圍時絕對收入對居民主觀幸福感邊際效用遞減為0？又或是隨著將來絕對收入的進一步提高甚至會對農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生負面效應(yīng)？當然通過表1也發(fā)現(xiàn)，目前城鄉(xiāng)間的可支配收入差距以及區(qū)域間可支配收入差距仍然存在且差距較大。另外，筆者還發(fā)現(xiàn)，受教育年限同農(nóng)民主觀幸福感之間存在顯著負向影響。這些問題都值得深思，筆者拋磚引玉進行以下探討：

一是農(nóng)民絕對收入提高已經(jīng)不能顯著提升其主觀幸福感。雖然有研究表明農(nóng)民絕對收入的提升在0.01顯著性水平上影響農(nóng)民主觀幸福感，個人絕對收入增加1%，其幸福感提升7%，對于處于溫飽線上的個人，其收入邊際效用較大[56]，但是，隨著近年來，國家精準脫貧以及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，很多農(nóng)村人口擺脫了貧困，實現(xiàn)了小康的目標，有關(guān)研究的調(diào)查數(shù)據(jù)距今較久，可能存在與時代發(fā)展不銜接的現(xiàn)象。雖然絕對收入對提升農(nóng)民主觀幸福感無顯著影響，但是通過上文分析發(fā)現(xiàn)，目前農(nóng)民的人均可支配收入與人均消費支出相差不大，為進一步滿足農(nóng)民基本生活需求這一前提，需要進一步采取措施擴大農(nóng)民收入以使農(nóng)民擁有向更高層次需求轉(zhuǎn)型的物質(zhì)基礎(chǔ)。同時應(yīng)該關(guān)注到目前城鄉(xiāng)之間以及東中西部之間的差距，需要在關(guān)注農(nóng)民絕對收入提升的同時，進一步出臺圍繞重點解決不平衡不充分問題，加大向農(nóng)村的財政轉(zhuǎn)移、東中西部協(xié)作以及定點幫扶的力度，激發(fā)各地的內(nèi)生活力，鞏固拓展脫貧攻堅成果，確保第二次分配公平和完善第三次分配保障收入公平和社會公平，通過文化宣傳以及使農(nóng)民參與到基層事務(wù)管理中來縮小收入差距和減小社會差距，開展鄉(xiāng)風文明建設(shè)，使農(nóng)民獲得更多的尊重，營造良好的社會氛圍[57]。

二是農(nóng)民受教育年限同其主觀幸福感存在“U”型關(guān)系。教育可以改變一個人獲取知識和財富的能力，對個人發(fā)展具有啟蒙作用[58]，高等教育接受者更可能意識到自己的利益所在[59]。按照常理來說，受教育年限越高、學歷越高，一個人的主觀幸福感也就越高，但筆者的研究發(fā)現(xiàn)并非如此：學歷在初中及以下時，隨著受教育年限的增加其主觀幸福感反而越低；學歷在初中以上時，隨著受教育年限的增加，主觀幸福感越高。然而，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，受教育程度對居民幸福感具有顯著正向影響，但是受教育水平越高其對主觀幸福感的正向效應(yīng)遞減[60]，教育對人的主觀幸福感和絕對收入一樣對人的主觀幸福感呈現(xiàn)倒“U”型結(jié)構(gòu)，以高中及同等學歷的人幸福感最高[61]且教育回報率不存在性別差異，而學歷在專科及以下時，女性教育回報率較男性有所補償，而是學歷一旦達到本科及以上后這種補償也隨即消失[62]。這可能是教育在幫助人增長自身知識、能力和素質(zhì)的同時，也增加了人的需求、提升了人的層次，導致學業(yè)壓力、同輩競爭壓力等變大[63]。目前，筆者研究觀點與現(xiàn)有研究所持觀點存在矛盾，筆者考慮以下論據(jù)可能能夠作為支撐：根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，當前全國人口平均受教育年限已達到9.91年，學歷為本科及以上人口約為2.18億人，而筆者研究中受訪者的平均受教育年限為7.24年，這與第六次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示的全國人口平均受教育年限9.08年相比仍有差距[64]，同時，面對龐大的高學歷人口規(guī)模，初中及以下學歷農(nóng)民面臨極大的競爭劣勢，而一旦農(nóng)民學歷達到高中及以上后便超過了全國平均受教育年限，自身競爭力增強的同時獲取資源的能力也增強。同自身相比，自身學歷越高能力越強，同父母相比，自身學歷越高，生活將極有可能比父母好，同他人相比雖然有比自己更優(yōu)秀的，但是自身學歷超過平均水平后更有能力追尋更好生活。已有研究發(fā)現(xiàn)，本科及以上學歷能夠顯著提升收入回報率，有效降低社會經(jīng)濟地位的代際相關(guān)性，大學教育能夠均衡社會的不平等，能夠有效促進社會流動與平等，有效改變寒門學子命運，尤其對家庭條件一般的學生來說，大學教育對其人力資本的提升作用更大[65]。雖然在義務(wù)教育普及和大學教育學非所用等因素的影響下，教育對個體社會地位獲得的影響力下降，但是教育仍是個體社會地位獲得的首致因素[66]，尤其對于農(nóng)民來說，相較于城市居民其獲取資源和財富的能力較弱，而教育是提升其獲得這方面能力的有效途徑，同時也可以進一步增強其學習技能和適應(yīng)技能等。綜上所述，筆者得到與現(xiàn)有研究相反的結(jié)論也有合理之處。但是，農(nóng)民受教育年限究竟如何影響其主觀幸福感的機制，尤其是初中及同等學歷以上，受教育年限的提升如何通過改善農(nóng)民個體認知和增強職業(yè)流動來提升農(nóng)民主觀幸福感等，還有待進一步研究。同時，黨和國家在出臺相關(guān)惠農(nóng)政策時，也需重視農(nóng)村教育，大力推進農(nóng)村教育發(fā)展。通過進一步向農(nóng)村選派優(yōu)秀師資，加大向農(nóng)村教育的財政支持力度，增強對農(nóng)村學生的獎補力度，完善農(nóng)村教育基礎(chǔ)設(shè)施以及關(guān)注農(nóng)民工子女入學問題等，以提升農(nóng)民整體受教育水平。這既可以提升農(nóng)民主觀幸福感，同時也可以為鄉(xiāng)村振興貢獻教育和人才力量。

三是農(nóng)民當前社會經(jīng)濟地位認同和未來社會經(jīng)濟地位期待正面顯著影響農(nóng)民主觀幸福感。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民階層定位對其主觀幸福感呈現(xiàn)正向顯著影響，但是農(nóng)民的階層定位對其主觀幸福感存在城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異[67]，同時也有研究發(fā)現(xiàn)婚姻狀況和健康狀況是影響居民主觀幸福感的首要因素,其次是收入公平感和階層狀況[68]。因而在未來研究中，可以引入社會公平感等指標，進一步分析階層認同和主觀幸福感的關(guān)系。黨和國家在出臺惠農(nóng)政策時，也可以考慮從以下方面著手：出臺及落實相關(guān)政策，切實提高農(nóng)民社會經(jīng)濟地位以及做好政策宣傳工作，“讓群眾有錢掙、有事干、有盼頭”[69]。切實保障已出臺的政策符合農(nóng)民期待，提升農(nóng)民社會經(jīng)濟地位，從而提升其自身幸福感，進而為推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略貢獻力量。此外，還可以以農(nóng)民最為期待的相關(guān)事情為突破口，將鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略同農(nóng)民最期待的事情相結(jié)合，使政策落地，讓農(nóng)民幸福。同時，在出臺相關(guān)政策時，需要向農(nóng)民做好政策宣傳工作，真正使農(nóng)民群眾意識到政策對其自身的益處，使其能夠更好地配合政策執(zhí)行。

四是基于筆者研究尚存之不足，建議未來研究可進一步 引入控制變量，開展城市與農(nóng)村居民的對比分析，可以利用其他調(diào)查數(shù)據(jù)庫或者學者自身開展大型調(diào)查以檢驗當前主觀社會經(jīng)濟地位感知是否會受教育年限和主觀幸福感等中介變量的影響，同時進一步考察受教育年限與農(nóng)民主觀幸福感的關(guān)系。

筆者基于CSS2019數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了新的研究結(jié)論，未來可基于該研究結(jié)論進一步探討，以驗證恩格爾系數(shù)30%左右，絕對收入對農(nóng)民主觀幸福感無影響以及農(nóng)民主觀幸福感與其受教育年限呈現(xiàn)“U”型關(guān)系。同時，“十四五”時期，黨和國家要進一步提升農(nóng)民收入，重點關(guān)注農(nóng)民的相對收入、社會保障和精神生活，解決城鄉(xiāng)差距和區(qū)域差距，加大對農(nóng)村教育的支持力度和農(nóng)民受教育權(quán)利的保障力度，著重關(guān)注初中及以下學歷農(nóng)民的幸福感，合理安排高學歷農(nóng)民的工作，發(fā)揮受教育年限對其帶來的正面效應(yīng)，要讓農(nóng)民有所期待且有奮斗目標，進一步提升農(nóng)民主觀幸福感，激發(fā)農(nóng)民群眾參與鄉(xiāng)村振興的熱情。

注釋：

① 筆者選擇 a1b1_a為性別，男=1，女=2； a1c1為出生年；a1d1為教育，未上學=1，小學=2，初中=3，高中=4，中專=5，職高技校=6，大學?？?7，大學本科=8，研究生=9，其他=10(剔除)，11為不清楚(剔除)；a1e1為婚姻狀況，未婚=1，初婚有配偶=2，再婚有配偶=3，離婚=4，喪偶=5，同居=6，不清楚=7(剔除)；a3為政治面貌，中共黨員=1，共青團員=2，民主黨派=3，群眾=4；a4a為戶口性質(zhì)，農(nóng)業(yè)戶口=1，非農(nóng)業(yè)戶口=2(剔除)，其他=3(剔除)；b3a為目前工作狀況，目前只從非農(nóng)工作=1(剔除)，目前以從事非農(nóng)工作為主但同時也務(wù)農(nóng)=2，目前以從事務(wù)農(nóng)工作為主但目前也從事非農(nóng)工作=3，目前只務(wù)農(nóng)=4；b8a_a 為個人2018年收入，剔除未填的數(shù)據(jù)；c4aa為家庭2018年收入，剔除未填的數(shù)據(jù)；d2b_4為主觀幸福感，很同意=1，比較同意=2，不太同意=3，很不同意=4，不好說=5(剔除)；d3a為當前社會經(jīng)濟地位認同，上=1，中上=2，中=3，中下=4，下=5，不好說=6(剔除)； d3b為5年前社會經(jīng)濟地位，上=1，中上=2，中=3，中下=4，下=5，不好說=6(剔除)；d3c為5年后社會經(jīng)濟地位，上=1，中上=2，中=3，中下=4，下=5，不好說=6(剔除)；dzx為東中西，東部地區(qū)=1，中部地區(qū)=2，西部地區(qū)=3。操作均在Excel表格中進行，最后得到1 242個樣本觀測值。此處編碼均為CSS2019年數(shù)據(jù)原始編碼，下文依據(jù)分析需要進行重新編碼，如表2所示。

② 上述幸福感均值為筆者將相關(guān)文獻幸福感均值轉(zhuǎn)換為百分制得到。