我國農(nóng)村居民主觀幸福感的影響因素及地區(qū)差異

張彤進(jìn) 萬廣華

內(nèi)容提要 提升農(nóng)村居民幸福感是全面建成小康社會的重要內(nèi)容?；贑GSS2010—2015年數(shù)據(jù)，考察了我國農(nóng)村居民主觀幸福感的影響因素及其地區(qū)差異。研究發(fā)現(xiàn)：（1）個人因素、家庭因素以及宏觀經(jīng)濟(jì)因素顯著影響了農(nóng)村居民主觀幸福感。其中女性、黨員、有配偶、教育水平高、身體健康、收入高、房產(chǎn)多、社會地位提升以及對環(huán)境滿意度高的農(nóng)村居民會更加幸福；（2）黨員身份及家庭房產(chǎn)數(shù)量對于農(nóng)村女性幸福感的獲得和提升尤為重要，而農(nóng)村男性更在乎絕對收入的提升、社會地位的提升以及穩(wěn)定的婚姻生活；（3）東部農(nóng)民的幸福感明顯高于中西部農(nóng)民，該差異的53.1%可以由個體特征差異來解釋，46.9%由系數(shù)特征差異解釋。其中，自評健康狀況、絕對收入以及年齡是導(dǎo)致地區(qū)差異的主要因素。

一、引言及文獻(xiàn)回顧

2017年黨的十九大報告指出：“增進(jìn)民生福祉是發(fā)展的根本目的”。作為一個擁有8億農(nóng)民的人口大國，如何提升中國億萬農(nóng)民的獲得感、幸福感、安全感就成為政府工作的重中之重。根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，2017年我國農(nóng)民人均可支配收入已達(dá)13432元，是1978年的100倍左右。無疑，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展為農(nóng)民生活帶來了巨大改善，但同時也引發(fā)了一些問題。比如，農(nóng)村環(huán)境污染不斷加劇、教育資源十分稀缺、大病致貧依然普遍，這些都嚴(yán)重制約著農(nóng)村居民的生活質(zhì)量與幸福感的提升。因此，在新時代背景下究竟有哪些因素會影響農(nóng)民的幸福感？而這些因素又會對農(nóng)民幸福感產(chǎn)生怎樣的以及多大程度的影響？不同地區(qū)農(nóng)民幸福感又是否存在差異？都是亟待解決的問題。

有關(guān)居民主觀幸福感的影響因素，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了豐富而有益的探討。其中，收入是經(jīng)濟(jì)學(xué)者最為關(guān)注的、影響居民主觀幸福感的變量。Easterlin（1974）觀察美國二戰(zhàn)后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與國民幸福狀況后發(fā)現(xiàn)，美國居民的幸福感并沒有隨著國民收入的增加而提升，據(jù)此提出著名的“East?erlin 幸福悖論”[1]R. Easterlin,“Dose Economic Growth Improve the Human Lot?”, in Nations and Households in Economic Growth: Es?says in Honors of Moses Abranivitz,edited by Paul A.David and Melvin W.Reder,New York:Academic Press,1974,pp.89-125.。這一現(xiàn)象引發(fā)了更多學(xué)者對國民幸福感的關(guān)注和思考。Osward（1997）使用美國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)一步考察了主觀幸福感的決定因素，發(fā)現(xiàn)上世紀(jì)70 年代到90 年代，美國國民幸福感水平只有微小的提升，收入增加并沒有大幅提升居民主觀幸福感[2]A.J.Oswald,“Happiness and Economic Performance”,Economic Journal,1997（107）,pp.1815-1831.，在一定程度上支持了Easterlin（1974）的結(jié)論。

但是，Deaton（2008），Stevenson and Wolfers（2013）使用蓋洛普世界民意調(diào)查數(shù)據(jù)證實(shí)，越富有的國家生活質(zhì)量平均自評分越高[3]A.Deaton,“Income,Health and Well-being Around the World:Evidence From the Gallup World Poll”,Journal of Eco?nomic Perspectives,2008（22）,pp.53-72.[4]B.Stevenson and J.Wolfers,“Subjective Well-being and Income:Is There Any Evidence of Satiation?”American Eco?nomic Review,2013（103）,pp.598-604.。Kahneman and Deaton（2010）在對超過45萬個微觀樣本進(jìn)行分析后，同樣得到絕對收入與個體生活滿意度存在正相關(guān)性的結(jié)論[5]D. Kahneman and A. Deaton,“High Income Improves Evaluation of Life but not Emotional Well-being,”Proceed?ings of the National Academy of Science,2010（107）,pp.489-493,pp.489-493.。可見，關(guān)于收入對主觀幸福感的影響并沒有一致的結(jié)論。這可能是因?yàn)槿藗兂嗽谝饨^對收入外，還在乎社會比較。如Clark and Oswald（1996）分析英國家庭分組調(diào)查（BHPS）數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，職員的工作滿意度會隨著其他同事收入的增長而下降[6]A.Clark and A.J.Oswald,“Satisfaction and Comparison Income”,Journal of Public Economics,1996（61）,pp.359-381.。Luttmer（2005）在對美國的研究中選取了附近鄰居收入作為參照，發(fā)現(xiàn)主觀幸福感與參照組收入呈負(fù)向關(guān)系[7]E.Luttmer,“Neighbors as Negatives:Relative Earnings and Well-being”,Quarterly Journal of Economics,2005（120）,pp.963-1002.。陳前恒，池桂娟（2014）基于中國4 省8 縣900 多個農(nóng)村居民，同樣發(fā)現(xiàn)以鄰居收入作為參考的農(nóng)村居民幸福感最低[8]陳前恒、池桂娟：《比較、包容與幸?！谥袊r(nóng)村居民調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，〔武漢〕《經(jīng)濟(jì)評論》2014年第4期。。

大量文獻(xiàn)還關(guān)注了性別、年齡、健康、黨員身份、婚姻、教育、環(huán)境滿意度等變量的作用。Knight et al.（2009），Kahneman and Deaton（2010）等研究表明，主觀幸福感存在明顯的性別差異，女性的幸福感一般高于男性[9]J. Knight, L. Song and R. Gunatilaka,“Subjective Well-being and Its Determinants in Rural China”, China Economic Review,2009（20）,pp.635-649.[10]D. Kahneman and A. Deaton,“High Income Improves Evaluation of Life but not Emotional Well-being,”Proceed?ings of the National Academy of Science,2010（107）,pp.489-493,pp.489-493.。趙奉軍（2016）等研究發(fā)現(xiàn)，年齡對主觀幸福感的影響是非線性的，表現(xiàn)為“U”型相關(guān)關(guān)系[11]趙奉軍：《城市讓生活更美好——戶籍身份變動與居民生活滿意度》，〔北京〕《中國農(nóng)村觀察》2016年第4期。。農(nóng)村居民健康與幸福感之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（Jiang et al.,2012）[12]S. Jiang, M. Lu and H. Sato,“Identity, Inequalith and Happiness: Evidence From Urban China”, World Development,2012（40）,pp.1190-1200.。魯元平等（2016）研究發(fā)現(xiàn)，黨員身份對于主觀幸福感有顯著的正向影響，因?yàn)辄h員可以為個體帶來更多社會資源和機(jī)會[13]魯元平、王軍鵬、王品超：《身份的幸福效應(yīng)——基于黨員的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，〔北京〕《經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)》2016年第9期。。另外，已婚要比未婚、分居、離婚以及喪偶有更高的生活滿意度和幸福感（劉軍強(qiáng)等，2012）[1]劉軍強(qiáng)、熊謀林、蘇陽：《經(jīng)濟(jì)增長時期的國民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究》，〔北京〕《中國社會科學(xué)》2012年第12期。。教育對主觀幸福感的影響并沒有一致性的結(jié)論。何立新等（2011）發(fā)現(xiàn)，教育程度越高，幸福感越高[2]何立新、潘春陽：《破解中國的“Easterlin悖論”：收入差距、機(jī)會不均與居民幸福感》，〔北京〕《管理世界》2011年第8期。；但Jiang et al.（2012）研究顯示，農(nóng)村居民教育水平對主觀幸福感影響并不顯著[3]S. Jiang, M. Lu and H. Sato,“Identity, Inequalith and Happiness: Evidence From Urban China”, World Development,2012（40）,pp.1190-1200.。另外，伴隨農(nóng)村工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展，農(nóng)村空氣污染、水資源污染等環(huán)境問題日益嚴(yán)重（黃季焜、劉瑩，2010）[4]黃季焜、劉瑩：《農(nóng)村環(huán)境污染情況及影響因素分析——來自全國百村的實(shí)證分析》，〔武漢〕《管理學(xué)報》2010年第7期。，并對人們生活造成極大困擾。楊繼東等（2014）等研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染會顯著降低居民的幸福感[5]楊繼東、章逸然：《空氣污染的定價：基于幸福感數(shù)據(jù)的分析》，〔北京〕《世界經(jīng)濟(jì)》2014年第37期。。

然而，現(xiàn)有研究大多聚焦全國或者城鎮(zhèn)居民的幸福感，在少數(shù)的關(guān)注農(nóng)民群體的文獻(xiàn)中，學(xué)者一般考察某個單一變量的作用，雖然Knight et al．（2009）、徐仲安等（2013）研究了農(nóng)村居民主觀幸福感的決定因素，但是并沒有分析不同地區(qū)農(nóng)民幸福感的差異及其原因[6]J. Knight, L. Song and R. Gunatilaka,“Subjective Well-being and Its Determinants in Rural China,”China Economic Review,2009（20）,pp.635-649.[7]徐仲安、靳共元、張曉林、耿宇寧：《農(nóng)村居民幸福感影響因素的實(shí)證分析——基于四川省震后災(zāi)區(qū)與非災(zāi)區(qū)的對比》，〔北京〕《中國農(nóng)村觀察》2013年第4期。。而在我國，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，東部與中西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度、教育資源、公共服務(wù)獲得等方面存在較大差距，人們的生活環(huán)境不盡相同。因此，考察東、中西部農(nóng)民幸福感差異十分必要。另外，徐仲安等（2013）的分析只局限于四川省震后災(zāi)區(qū)與非災(zāi)區(qū)，樣本量較小，其結(jié)論不具有一般意義[8]徐仲安、靳共元、張曉林、耿宇寧：《農(nóng)村居民幸福感影響因素的實(shí)證分析——基于四川省震后災(zāi)區(qū)與非災(zāi)區(qū)的對比》，〔北京〕《中國農(nóng)村觀察》2013年第4期。。鑒于此，本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）在個體特征變量、經(jīng)濟(jì)變量基礎(chǔ)上，引入黨員身份、家庭規(guī)模、房產(chǎn)數(shù)量等解釋變量，使用CGSS2010—2015年微觀個體數(shù)據(jù)，識別與估算決定我國農(nóng)村居民主觀幸福感的因素，并考察分析影響農(nóng)村男性與女性主觀幸福感變動的主要原因；（2）使用Oaxaca-Blinder 分解技術(shù)，進(jìn)一步考察農(nóng)民主觀幸福感的地區(qū)差異，厘清導(dǎo)致東、中西部農(nóng)民幸福感差異的主要因素，以為全面提升我國農(nóng)村居民幸福感、獲得感提供參考。

本文余下部分內(nèi)容安排如下：第二部分構(gòu)建模型并初步分析農(nóng)民主觀幸福感的特征事實(shí)，第三部分估算農(nóng)村全體居民、農(nóng)村男性與女性主觀幸福感的影響因素，第四部分探討農(nóng)民主觀幸福感的地區(qū)差異，第五部分為結(jié)論及政策建議。

二、模型構(gòu)建與特征事實(shí)

（一）模型設(shè)定

與Knight et al.（2009）、徐仲安等（2013）不同，本文除了引入基本的個體特征、經(jīng)濟(jì)變量之外，還考慮了黨員身份以及家庭規(guī)模、房產(chǎn)數(shù)量因素。因?yàn)?，在農(nóng)村地區(qū)黨員人數(shù)較少，其身份價值可能更加重要。另外，考慮到住房對于中國家庭的重要意義，以及隨著農(nóng)村居民生活習(xí)慣改變與受教育程度的不斷提升，家庭人口數(shù)量可能對農(nóng)村居民產(chǎn)生的不同影響，添加了房產(chǎn)數(shù)量及家庭規(guī)模變量。基于此，基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

其中，H為主觀幸福感，解釋變量分別為性別（Male）、教育（Schooling）、年齡（Age）及年齡的平方（Age2）、黨員身份（Party）、自評健康狀況（Health）、絕對收入的自然對數(shù)（Lnincome）、社會地位提升（Mup）、社會地位下降（Mdown）、家庭規(guī)模（Size）、房產(chǎn)數(shù)量（Property）、婚姻狀況（Marriage）、環(huán)境滿意度（Envi）、通貨膨脹（Cpi）。η表示省份控制變量，μ表示年份控制變量，ε為誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)定義

本文采用2010年、2012年、2013年以及2015年的CGSS數(shù)據(jù)，樣本量為8008。被解釋變量為農(nóng)村居民主觀幸福感。根據(jù)調(diào)研問卷，1表示“非常不幸?！?，2表示“比較不幸?！保?表示“說不上幸福不幸?！?，4表示“比較幸?！保?表示“非常幸?！?。解釋變量包括：

1.個體特征變量。借鑒Kahneman and Deaton（2010），劉軍強(qiáng)等（2012）等研究，選取性別、教育、年齡、黨員身份、自評健康狀況[1]D.Kahneman and A.Deaton,“High Income Improves Evaluation of Life but not Emotional Well-being”,Proceedings of the National Academy of Science,2010（107）,pp.489-493.[2]劉軍強(qiáng)、熊謀林、蘇陽：《經(jīng)濟(jì)增長時期的國民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究》，〔北京〕《中國社會科學(xué)》2012年第12期。。具體來看，（1）性別。女性記為0，男性記為1。（2）教育。沒受過教育記為0，小學(xué)學(xué)歷記為6，初中學(xué)歷記為9，普通高中、中專及職業(yè)高中記為12，大專記為15，大學(xué)本科記為16，研究生及以上記為19。（3）年齡。引入年齡及年齡的平方考察年齡與農(nóng)民主觀幸福感的非線性關(guān)系。考慮許多農(nóng)民沒有上大學(xué)就開始務(wù)工，選擇18歲以上農(nóng)村人口作為樣本。（4）黨員身份。中共黨員取值1，其他為0。（5）自評健康狀況。“很不健康”記作1，“比較不健康”記作2，“一般”記作3，“比較健康”記作4，“很健康”記作5。

2.個體經(jīng)濟(jì)變量。（1）絕對收入。取個體年收入的自然對數(shù)。（2）社會地位變動。選擇與自己過去社會地位進(jìn)行比較。根據(jù)CGSS中的兩個問題：“您認(rèn)為您十年前在哪個等級上？以及您認(rèn)為您目前在哪個等級上？”，得到“社會地位提升”、“社會地位下降”以及“社會地位不變”三種情況，以社會地位不變?yōu)閰⒄战M，設(shè)置兩個虛擬變量。

3.家庭特征變量。（1）家庭規(guī)模。使用“家庭子女?dāng)?shù)量”作為家庭規(guī)模的代理變量。（2）房產(chǎn)數(shù)量。引入家庭擁有房產(chǎn)的數(shù)量，以考察住房與中國農(nóng)村居民幸福感的相關(guān)關(guān)系。（3）婚姻狀況。婚姻狀況為分類變量，以“未婚”為參照組，并設(shè)置“同居”、“有配偶”、“分居”、“離婚”和“喪偶”五個虛擬變量。

4.宏觀經(jīng)濟(jì)變量。（1）環(huán)境滿意度?！捌孀⒅亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，忽視了環(huán)境保護(hù)工作”記作非常不滿意，賦值1，“重視不夠，環(huán)保投入不足”記為不滿意，賦值為2，“雖盡了努力，但效果不佳”記為一般，賦值為3，“盡了很大努力，有一定成效”記為滿意，賦值為4，“取得了很大的成績”記為非常滿意，賦值為5。（2）通貨膨脹。用農(nóng)村物價指數(shù)衡量通貨膨脹程度。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）我國農(nóng)村居民幸福感的特征事實(shí)

1.我國農(nóng)村居民主觀幸福感的整體分布與地區(qū)差異

根據(jù)2010—2015 年CGSS 數(shù)據(jù)，從全國水平來看，農(nóng)村居民幸福感總體程度較高，平均得分為3.8。感覺“非常幸?！薄氨容^幸?！钡氖茉L者比例達(dá)到75.6%，也就是說，有超過三分之二的農(nóng)民認(rèn)為自己是幸福的。感覺“非常不幸?！薄氨容^不幸?！钡氖茉L者比例僅為9.24%。分區(qū)域來看，東部地區(qū)農(nóng)民幸福感程度最高，平均值達(dá)到3.94，其中，超過80%的受訪者認(rèn)為自己是“比較幸?！被蛘摺胺浅Ｐ腋！钡?，而只有5.5%的受訪者認(rèn)為自己“比較不幸福”或者“非常不幸?！薄Ｎ鞑康貐^(qū)農(nóng)民幸福感最低，平均值只有3.74，其中73%的受訪者認(rèn)為自己“比較幸?！被蛘摺胺浅Ｐ腋！保杏X到“比較不幸?！被蛘摺胺浅２恍腋！钡娜藬?shù)比例較高，達(dá)到11.76%。中部地區(qū)農(nóng)民幸福感達(dá)到全國平均水平3.8。

2.我國農(nóng)村居民主觀幸福感的變化趨勢

通過對CGSS 數(shù)據(jù)的分析，2010—2015 年，我國農(nóng)村居民主觀幸福感呈明顯上升趨勢，幸福感平均得分從3.69上升至3.84。另外，東、中、西部農(nóng)村居民幸福感在2010-2015年間均得到提升，分別從3.79上升至3.98，3.65上升至3.88，3.70上升至3.73。東部與中部地區(qū)農(nóng)民幸福感變動趨勢基本一致，而且均在2013年出現(xiàn)了下降，但西部地區(qū)農(nóng)民幸福感在2013年出現(xiàn)了大幅上升。

三、我國農(nóng)村居民主觀幸福感影響因素分析

（一）基準(zhǔn)回歸

采用OLS估計(jì)方法估算模型（1），并逐步添加變量。表2的結(jié)果顯示，參數(shù)估算值的符號在不同模型里幾乎完全一致，大多數(shù)估算值的大小也比較穩(wěn)定，表明了結(jié)果的穩(wěn)健性。鑒于第4列對應(yīng)的實(shí)證模型具有最高的R2，而且其包含的額外變量有些是顯著的，所以下面的討論將基于表2第4列。

表2 農(nóng)村居民主觀幸福感的決定因素OLS回歸結(jié)果

農(nóng)村地區(qū)男性的主觀幸福感顯著低于女性。這可能是因?yàn)槭苤袊鴤鹘y(tǒng)文化影響，男性要養(yǎng)家糊口，家庭責(zé)任更重、生活壓力更大。教育對農(nóng)村居民幸福感的影響在1%的顯著性水平上顯著為正，即接受教育年限越長，幸福感越高，這與Knight et al.（2009）、劉軍強(qiáng)等（2012）的結(jié)論一致[1]J. Knight, L. Song and R. Gunatilaka,“Subjective Well-being and Its Determinants in Rural China”, China Economic Review,2009（20）,pp.635-649.[2]劉軍強(qiáng)、熊謀林、蘇陽：《經(jīng)濟(jì)增長時期的國民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究》，〔北京〕《中國社會科學(xué)》2012年第12期。。教育不僅代表著個人基本素養(yǎng)和內(nèi)在價值感的提高，作為人力資本獲得的重要途徑，教育還是捕捉發(fā)展機(jī)會、增強(qiáng)收入流動性的關(guān)鍵要素。

年齡對主觀幸福感的影響在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，年齡的平方在1%的顯著性水平上顯著為正，表明年齡與農(nóng)村居民主觀幸福感呈“U”型關(guān)系，即隨著年齡的增長，主觀幸福感先下降后上升。農(nóng)村居民幸福感轉(zhuǎn)折點(diǎn)大致出現(xiàn)在37歲，這其中可能的原因是成年以后，人們逐漸面臨結(jié)婚、生育、撫養(yǎng)孩子、照顧老人的壓力，但到了“不惑之年”，這些壓力逐步減輕，同時也擁有了相對穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和家庭關(guān)系，更容易面對生活中的挫折與問題，對于生活的態(tài)度也愈加平和，幸福感逐漸提升。自評健康狀況的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，達(dá)到0.17。在農(nóng)村，因病致貧、因病返貧一直是阻礙農(nóng)民脫貧、限制農(nóng)村發(fā)展的一大問題，由于沒有完善的醫(yī)療服務(wù)體系與醫(yī)保制度，農(nóng)民害怕生病、也害怕治病。所以，身體是否健康對于人們的生活質(zhì)量、生活幸福感有著重要影響。

中共黨員的幸福感更高。這可能與黨員身份能夠?yàn)閭€人帶來更多的社會資源與機(jī)會有關(guān)。已有研究也表明，黨員身份能夠產(chǎn)生收入溢價，有助于提高個人以及子女收入，并且黨員身份能夠拓展個人社交網(wǎng)絡(luò)，提升社會資本（劉和旺、王宇鋒，2010）[3]劉和旺、王宇鋒：《政治資本的收益隨市場化進(jìn)程增加還是減少》，〔北京〕《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》2010年第3期。。

個體經(jīng)濟(jì)變量中，絕對收入對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響在1%的顯著性水平上顯著為正。個人年收入每增加1個百分點(diǎn)，農(nóng)民幸福感提升7%，說明絕對收入對農(nóng)村居民幸福感有積極影響[4]崔紅志：《農(nóng)村老年人主觀幸福感影響因素分析——基于全國8省（區(qū)）農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)》，〔北京〕《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2015年第4期。，這說明“Easterlin幸福悖論”并沒有發(fā)生在我國農(nóng)村地區(qū)，對于處于溫飽線上下的農(nóng)村人口來說，收入帶來的邊際效用還是比較大的。與個體經(jīng)濟(jì)狀況相關(guān)的另一個變量是社會地位變動。社會地位提升會給農(nóng)民帶來更多的幸福感，而社會地位下降會明顯降低農(nóng)民幸福感。并且，社會地位上升的影響為0.14，社會地位下降的影響達(dá)到0.19。這說明，人們滿足感與獲得感的來源很多是從比較而來。一旦社會地位下降，個體心理上就會很難接受，會對個人造成更消極的影響。另外，對CGSS2010-2015年數(shù)據(jù)進(jìn)行初步分析也發(fā)現(xiàn)，有5137人，約64%的受訪農(nóng)村居民認(rèn)為自己社會地位有所上升，他們的主觀幸福感平均得分為3.87，而社會地位有所下降的受訪者幸福感平均得分只有3.49。

家庭特征變量中，房產(chǎn)數(shù)量越多越幸福，這與中國人看重房產(chǎn)有很大關(guān)系，而且住房可以通過緩解流動性約束、降低預(yù)防性儲蓄這兩個機(jī)制影響人們的生活質(zhì)量（李濤等，2011）[5]李濤、史宇鵬、陳斌開：《住房與幸福：幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)視角下的中國城鎮(zhèn)居民住房問題》，〔北京〕《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第46期。。從婚姻狀況來看，有配偶對于幸福感提升有明顯的積極作用，估計(jì)系數(shù)達(dá)到0.21，成為影響農(nóng)村居民主觀幸福感非常重要的解釋變量。因?yàn)榧彝リP(guān)系是人最密切的社會關(guān)系，來自家庭成員的支持與分享至關(guān)重要。家庭規(guī)模對農(nóng)村居民幸福感并沒有顯著的影響。雖然在農(nóng)村地區(qū)一直流行著“多子多福，養(yǎng)兒防老”的說法，但隨著現(xiàn)代生活節(jié)奏的加快，子女越多，供子女上學(xué)、結(jié)婚生子的開銷越大，生存壓力就越大。這與崔紅志（2015）的研究結(jié)論一致[1]崔紅志：《農(nóng)村老年人主觀幸福感影響因素分析——基于全國8省（區(qū)）農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)》，〔北京〕《中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2015年第4期。。

宏觀經(jīng)濟(jì)變量中，環(huán)境滿意度越低，個體越不幸福。尤其是在農(nóng)村，工業(yè)垃圾比城市更為嚴(yán)重，惡劣環(huán)境對人們的影響更為嚴(yán)重的。通貨膨脹與農(nóng)民主觀幸福感沒有明顯的相關(guān)關(guān)系，這可能與農(nóng)村地區(qū)通貨膨脹率不高有關(guān)。

（二）農(nóng)村男性與女性的主觀幸福感決定因素

表3 農(nóng)村男性與女性主觀幸福感的決定因素回歸結(jié)果

對樣本進(jìn)行男女分組，探究農(nóng)村地區(qū)男性與女性的幸福函數(shù)。結(jié)果匯報在表3。黨員身份對女性幸福感的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于男性。這與魯元平等（2016）的結(jié)論一致：即黨員身份的幸福效應(yīng)存在異質(zhì)性，尤其在黨員比重較低的群體中，黨員身份呈現(xiàn)出更明顯的幸福效應(yīng)[1]魯元平、王軍鵬、王品超：《身份的幸福效應(yīng)——基于黨員的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，〔北京〕《經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)》2016年第9期。。在我國農(nóng)村，中共黨員的比例本來就低，女性黨員更少。觀察CGSS 樣本數(shù)據(jù)也會發(fā)現(xiàn)，3533個女性樣本中，中共黨員占比僅為2.1%，而全部黨員中女性黨員僅占14%，這就愈發(fā)凸顯出黨員的身份價值，因而能夠?yàn)槠鋷砀嗟恼钨Y源和個人發(fā)展機(jī)會，也就更幸福。

結(jié)果顯示，絕對收入對農(nóng)村女性同樣有積極作用，只是影響小于男性。絕對收入水平提高1%，女性幸福感提升約4.5%，而男性幸福感提升約8.9%。并且，社會地位的提升對男性的積極影響也更大。農(nóng)村男性要比女性更在意財(cái)富的積累以及社會地位的提升。一方面，這可能與男性承擔(dān)養(yǎng)家的責(zé)任有關(guān)，另一方面，社會地位與財(cái)富能夠給男性帶來更多的自信以及社會認(rèn)同。

此外，有配偶能夠顯著提升農(nóng)村男性的幸福感，而對農(nóng)村女性沒有明顯影響。說明農(nóng)村男性要比女性更重視婚姻與家庭，男性對家庭的依賴要高于女性。這可能是因?yàn)?，相比男性，女性的生活調(diào)節(jié)能力更強(qiáng)，比如經(jīng)常與朋友談心，和父母交談也更多，而男性很難獲得除家庭之外的親密情感的支持。

此外，本文還運(yùn)用了有序Logit模型以及二值Logit模型（將“非常不幸?！?、“比較不幸福”、“不知道幸福不幸福”記為0，“比較幸?！迸c“非常幸福”記為1），對模型（1）進(jìn)行重新估計(jì)，結(jié)論依然穩(wěn)健。

四、我國農(nóng)村居民主觀幸福感的地區(qū)差異

（一）東部、中西部農(nóng)民主觀幸福感影響因素分析

上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，個體與家庭特征變量、個體經(jīng)濟(jì)變量、宏觀經(jīng)濟(jì)變量都會對農(nóng)村居民的幸福感產(chǎn)生重要影響。那么，這些影響是否存在地區(qū)差異呢？有必要將東部和中西部樣本分開，對農(nóng)民主觀幸福感的地區(qū)差異進(jìn)行考察。結(jié)果匯報在表4中?？梢钥吹?，教育、黨員身份對于東部農(nóng)民幸福感沒有顯著影響，但正向地影響中西部農(nóng)民主觀幸福感。年齡的影響仍然顯著，且呈非線性特征。東部農(nóng)村地區(qū)幸福感轉(zhuǎn)折點(diǎn)出現(xiàn)在45歲，中西部地區(qū)出現(xiàn)在43歲。另外，無論在東部還是中西部性別、自評健康狀況、絕對收入與房產(chǎn)數(shù)量、環(huán)境滿意度對農(nóng)村居民均有顯著影響。

表4 東部、中西部地區(qū)農(nóng)村居民幸福感的回歸結(jié)果

表4 （續(xù)）

（二）農(nóng)民主觀幸福感地區(qū)差異的Oaxaca-Blinder分解

表5 農(nóng)民主觀幸福感地區(qū)差異的Oaxaca-Blinder分解結(jié)果

運(yùn)用Oaxaca-Blinder分解方法，對東、中西部農(nóng)民主觀幸福感差異進(jìn)行分解，見表5。東部與中西部農(nóng)民幸福感差異的53.1%可以由個體特征差異來解釋，而不可解釋的部分占到46.9%。具體來看每個變量的貢獻(xiàn)度，在可解釋的地區(qū)幸福感差異部分中，自評健康狀況、絕對收入與年齡的解釋力度最大。其中，自評健康狀況的貢獻(xiàn)度達(dá)到0.049，也就是說，僅健康差異就可以解釋地區(qū)幸福感差異的53.25%。這說明“健康狀況”在幸福感的決定因素中超過“收入”，成為影響幸福感的首要因素。絕對收入、年齡依次可以解釋地區(qū)幸福感差異的39.07%和13.85%。教育、房產(chǎn)數(shù)量、黨員身份、社會地位下降四個因素分別解釋了幸福感差異的7.79%、4.76%、2.71%和1.19%。此外，性別、社會地位提升、環(huán)境滿意度、婚姻狀況、家庭規(guī)模以及通貨膨脹導(dǎo)致的幸福感差異為負(fù)。由于社會地位改善、環(huán)境滿意度和家庭規(guī)模的估計(jì)系數(shù)為正，這三個變量分解結(jié)果為負(fù)意味著，與東部地區(qū)相比，中西部農(nóng)村地區(qū)家庭人口數(shù)量更大，并且有更多的農(nóng)民實(shí)現(xiàn)地位提升、對環(huán)境滿意度也更高，這些變量都是縮小地區(qū)幸福感差異的因素。

五、結(jié)論與政策建議

本文基于CGSS2010—2015年微觀個體數(shù)據(jù)，對我國農(nóng)村居民主觀幸福感的決定因素進(jìn)行考察，并進(jìn)一步探討了農(nóng)民幸福感的地區(qū)差異。結(jié)果表明：（1）性別、年齡、黨員身份、教育、自評健康狀況、絕對收入、社會地位變動、房產(chǎn)數(shù)量、有配偶以及環(huán)境滿意度對農(nóng)村居民幸福感均有顯著影響。（2）農(nóng)村女性能夠通過黨員身份及擁有房產(chǎn)數(shù)量得到更多的幸福，而農(nóng)村男性更在乎絕對收入的增加、社會地位的提升以及穩(wěn)定的婚姻生活。（3）農(nóng)民主觀幸福感地區(qū)差異的53.1%可以由個體特征差異來解釋，46.9%由系數(shù)特征差異解釋。其中，自評健康狀況、絕對收入以及年齡是導(dǎo)致幸福感地區(qū)差異的重要原因。據(jù)此，我們提出以下政策建議。

首先，相比較而言，中西部農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施總體較差，醫(yī)療服務(wù)也不完善，一旦發(fā)生大病重疾，農(nóng)民因病致貧的幾率非常高。因此，建議進(jìn)一步健全農(nóng)村醫(yī)療保險制度，并加強(qiáng)東部對中西部貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)幫扶，使農(nóng)民病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)。與此同時，將更多藥品和疾病納入農(nóng)戶醫(yī)療保險和治療的范圍，盡可能提高農(nóng)村醫(yī)療保障的公平性。

其次，雖然很多國家地區(qū)都出現(xiàn)了“Easterlin 幸福悖論”，但在我國農(nóng)村地區(qū)，絕對收入與幸福感依然表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，也是造成農(nóng)民幸福感地區(qū)差異的重要原因。因此，大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)至關(guān)重要。不僅如此，還要注意區(qū)域間的均衡發(fā)展。2018年，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃2018—2022年》，目的就是要大力發(fā)展“三農(nóng)”經(jīng)濟(jì)，解決人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。需要強(qiáng)調(diào)的是，發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)鍵在于人。所以在相關(guān)的農(nóng)業(yè)政策推動下，仍要重點(diǎn)加強(qiáng)農(nóng)村教育投資，加大教育基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為農(nóng)民提供更多、更公平的學(xué)習(xí)機(jī)會才是農(nóng)村發(fā)展的內(nèi)生動力所在。

最后，如何尋求經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)間的平衡，處理好綠水青山和金山銀山的關(guān)系就顯得十分重要。在考核地方政府績效時，顯然不能只追求GDP，要納入并加大對空氣質(zhì)量等環(huán)境指標(biāo)的考核。另外，由于一些污染項(xiàng)目無法在城市落地，很多企業(yè)會選擇在農(nóng)村建廠，結(jié)果大大超出農(nóng)村地區(qū)的環(huán)境承載力，導(dǎo)致周邊土地、河水變質(zhì)，人們健康受到威脅，生活幸福感大大下降。建議制定相關(guān)法律稅收政策并落實(shí)到位，使企業(yè)污染成本內(nèi)部化，減少對農(nóng)村居民的傷害。