非農(nóng)就業(yè)提高農(nóng)村居民幸福感了嗎？

孫大鵬 孫治一 于濱銅 李 陽

一、引言

幸福感正逐漸成為衡量一國社會發(fā)展水平的重要標(biāo)準(zhǔn)。改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)展取得舉世矚目成就，但卻呈現(xiàn)出與國民幸福增長不相匹配的“伊斯特林”悖論。例如，世界幸福數(shù)據(jù)庫顯示：1997-2012年間我國人均GDP增長了近6倍，而居民幸福感卻始終在5分上下波動(滿分以10分計)，停滯于全球較低水平(1)參見《把增強國民幸福感納入“十三五”規(guī)劃的必要性與可行性》，周海歐，2015，http://theory.gmw.cn/2015-05/27/content_ 15795796.htm。。物質(zhì)財富的不斷累積能否轉(zhuǎn)化為不斷增長的國民幸福，已經(jīng)成為我國發(fā)展進(jìn)入新時代的重要考驗。在此背景下，基于對國內(nèi)國際形勢的研判，黨和國家開始關(guān)注并高度重視提升居民幸福感。習(xí)近平總書記多次提出，中國共產(chǎn)黨是為中國人民謀幸福的黨，應(yīng)全心全意為增強人民群眾的獲得感、幸福感而努力工作(2)參見《不斷提高人民群眾獲得感幸福感安全感》，光明日報，2019，http://theory.people.com.cn/n1/2019/0510/c40531-310768 33.html。。黨的十九大報告特別強調(diào)，要“不斷滿足人民日益增長的美好生活需要，不斷促進(jìn)社會公平正義，使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)”。

提高國民幸福感，農(nóng)村居民是我國最不容忽視的群體之一。伴隨城鄉(xiāng)收入和財富差距的拉大，我國農(nóng)村面臨諸多社會問題。農(nóng)村居民在經(jīng)濟來源、公共服務(wù)、人居環(huán)境、就業(yè)保障、文娛事業(yè)等方面均處于弱勢地位，其中，農(nóng)村老年群體的幸福水平要顯著低于城鎮(zhèn)(張軍華，2011)。在此背景下，著力提高農(nóng)村居民幸福感，讓農(nóng)村居民共享發(fā)展改革成果，是我國改善民生、促進(jìn)社會公平正義的必要環(huán)節(jié)和重要體現(xiàn)。2017年，黨的十九大報告做出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略重大部署。在此基礎(chǔ)上，《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018-2022年)》中多處提出，要讓農(nóng)民群眾有更多實實在在的獲得感、幸福感、安全感。因此，如何提高農(nóng)村居民的幸福感，得到社會和學(xué)界的廣泛關(guān)注，成為國家和社會發(fā)展的重要目標(biāo)。

與此同時，非農(nóng)就業(yè)已成為農(nóng)村居民生產(chǎn)生活的常態(tài)化方式。改革開放以來，中國農(nóng)村勞動力開始大規(guī)模向城鎮(zhèn)和非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)表明，2020年全國農(nóng)民工總量達(dá)到28560萬人，其中外出農(nóng)民工16959萬人，本地農(nóng)民工11601萬人。伴隨非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的不斷攀升，農(nóng)村居民的家庭收入結(jié)構(gòu)也在發(fā)生深刻變化。相關(guān)研究表明，在1996年，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比例為60.6%，而到2016年，農(nóng)業(yè)收入占比下降到33.5%，非農(nóng)收入占比上升至66.5%(郭慶海，2018)。在此背景下，非農(nóng)就業(yè)打破了農(nóng)村居民僅作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的單一社會格局，開始重構(gòu)農(nóng)村居民的家庭經(jīng)營和生活方式，對其福利水平產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。但是，如圖1所示，近15年間，伴隨非農(nóng)就業(yè)比例的不斷增長，農(nóng)村居民的家庭人均收入水平持續(xù)上升；與之相對，盡管農(nóng)村居民的幸福感有所提升，但仍未達(dá)到與非農(nóng)就業(yè)和收入水平同步改善的效果。尤其是在2011年達(dá)到3.88的幸福感峰值之后，農(nóng)村居民的幸福感總是在3.76水平上徘徊，且一直低于“比較幸?！?4分)水平(3)中國綜合社會調(diào)查(CGSS)采用李克特五點量表對中國城鄉(xiāng)居民幸福感進(jìn)行測度，滿分為5分制；世界幸福數(shù)據(jù)庫(WDH)則采用10分制對世界各國居民幸福水平進(jìn)行測度。本文所使用CGSS數(shù)據(jù)為目前我國農(nóng)村居民幸福感最新全國性調(diào)查數(shù)據(jù)。。

圖1 2003-2017年農(nóng)村居民人均收入、非農(nóng)就業(yè)與幸福感數(shù)據(jù)來源：作者基于國家統(tǒng)計局、CGSS數(shù)據(jù)庫相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算整理所得。

為此，本文關(guān)注的問題是，非農(nóng)就業(yè)是否真的改善了農(nóng)村居民幸福感？體現(xiàn)出怎樣的長短期效應(yīng)？在不同就業(yè)情境與群體特征下又呈現(xiàn)出怎樣的影響差異？對于上述問題的解答，對提高我國農(nóng)村居民幸福水平、促進(jìn)鄉(xiāng)村振興和新型城鎮(zhèn)化協(xié)同發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。大規(guī)模農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移，是中國轉(zhuǎn)型發(fā)展的重要事件，但鮮有文獻(xiàn)充分關(guān)注其對農(nóng)村居民幸福感的影響。本文試圖對非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)村居民幸福感的效應(yīng)、機制與情境做進(jìn)一步研究。

已有相關(guān)研究主要聚焦于以下三方面：首先，幸福感的影響因素與網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。已有針對農(nóng)村居民幸福感的影響因素研究中，著重探究了健康、教育、住房、收入、社會保險、社會關(guān)系、村莊民主、農(nóng)民工權(quán)益以及農(nóng)村草根組織發(fā)育對幸福的影響效應(yīng)(黃慶華等，2017；程名望、華漢陽，2020；李樹、陳剛，2012；張靖娜、陳前恒，2019；陳前恒等，2014；劉靖等，2013)。在此基礎(chǔ)上，學(xué)界進(jìn)一步分析了幸福對消費、就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)(李樹、于文超，2020；李樹、陳剛，2015)。研究發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感對個人的消費儲蓄、就業(yè)概率、工作效率及跨期決策等存在重要影響(Guven，2012；Krause，2013；De Neve and Oswald，2012；Lane，2017)。與此同時，幸福還具有“傳染性”，即社區(qū)內(nèi)個體的幸福感受到社區(qū)平均幸福水平的正向促進(jìn)作用(鄭曉冬，2021)。

其次，收入與幸福之爭：伊斯特林悖論。Easterlin(1974)于上世紀(jì)70年代提出了著名的“伊斯特林悖論”，指出社會整體收入水平的增加并不必然帶來社會整體幸福水平的上升。在此背景下，學(xué)者針對中國情境下收入與幸福的關(guān)系進(jìn)行了較為豐富研究，形成以下主要觀點：第一，絕對收入對居民幸福感的影響存在一定的門限效應(yīng)。絕對收入的增加對中國低收入家庭幸福感改善顯著，并與幸福感之間存在“倒U型”曲線關(guān)系(張學(xué)志、才國偉，2011)。第二，相對于絕對收入，相對收入的改變對幸福感影響更為顯著。橫向方面相對親朋好友收入地位的提升和縱向方面相對以往生活水平的改善，均對居民幸福感具有重要促進(jìn)作用(廖永松，2014)。第三，社會平均資產(chǎn)增加會提高個體對收入的樂觀預(yù)期而產(chǎn)生“示范效應(yīng)”，從而促進(jìn)其主觀幸福感提升；但社會平均收入的水平上升則會引發(fā)“攀比效應(yīng)”，反向抑制幸福感；且相對于絕對收入和相對收入，收入不平等對幸福感影響更為突出(陳云松、范曉光，2016；何立新、潘春陽，2011)?；诖?，Easterlin et al.(2010)對“伊斯特林悖論”做出了新的解釋，指出短期內(nèi)收入增長或?qū)⒋龠M(jìn)幸福感增加，但在長期內(nèi)促進(jìn)空間是有限的，甚至出現(xiàn)停滯或抑制狀態(tài)。

綜上分析，已有研究針對幸福感的理論內(nèi)涵、收入悖論、影響因素、社會效應(yīng)等進(jìn)行了較為豐富的研究，奠定了一定理論基礎(chǔ)和分析依據(jù)，但仍存在以下三點不足：第一，對于幸福感的理論研究仍相對主觀。雖然已有學(xué)者從相對感知、精神力場角度探討了幸福函數(shù)構(gòu)建，但仍較為偏向心理學(xué)范疇，尚未能通過一般效用假設(shè)推導(dǎo)幸福函數(shù)，以至于對幸福函數(shù)的構(gòu)建和影響因素的分析相對依賴主觀性。第二，鮮少關(guān)注非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響。非農(nóng)就業(yè)已成為中國農(nóng)村居民主要生產(chǎn)生活方式，為農(nóng)村社會帶來了廣泛而深刻變革，必將對農(nóng)村居民生活狀況和幸福感知等產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響，深化其研究不僅具有現(xiàn)實意義，而且有助于豐富相關(guān)研究文獻(xiàn)。第三，對于非農(nóng)就業(yè)影響幸福感的機制和情境研究不足。農(nóng)業(yè)勞動力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移和農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)是一個長期的過程，因此，針對非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響效應(yīng)，需要在短期和長期視角下辯證地予以考量，關(guān)注其影響效應(yīng)變化與影響機制變化，并考察在不同務(wù)工環(huán)境、人力資本特征等情境下的影響效應(yīng)不同，但已有文獻(xiàn)研究仍相對不足。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，構(gòu)建了農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)的“幸福函數(shù)”，基于體驗效用假說，通過一般效用理論推導(dǎo)和揭示了非農(nóng)就業(yè)的幸福增長效應(yīng)；第二，發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響存在一定“伊斯特林悖論”關(guān)系，即短期非農(nóng)就業(yè)能夠顯著促進(jìn)幸福感增長，但長期非農(nóng)就業(yè)對幸福增長的促進(jìn)效應(yīng)是有限的，并對其內(nèi)在機制做出進(jìn)一步分析；第三，發(fā)現(xiàn)了非農(nóng)就業(yè)的幸福促進(jìn)效應(yīng)與年齡增長之間的邊際遞減規(guī)律，考察了不同人力資本特征與外出務(wù)工情境下非農(nóng)就業(yè)對幸福增長的不同影響，為農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移、城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展、居民福利改善等相關(guān)政策制定提供了重要理論依據(jù)。

二、理論剖釋：工農(nóng)要素流動下的幸福函數(shù)

為有效探究非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響，本文通過構(gòu)建以工農(nóng)要素流動為核心的三部門模型，推導(dǎo)建立非農(nóng)就業(yè)與幸福感之間的幸福函數(shù)，具體分析如下：

(一)農(nóng)業(yè)部門

假設(shè)在一個不斷迭代的生產(chǎn)-消費周期內(nèi)，存在一個由無數(shù)農(nóng)戶家庭組成的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)消費部門，其生產(chǎn)、消費和效用水平均可做出一般性加總。為簡化分析，假設(shè)農(nóng)業(yè)部門“加總個體”的效用函數(shù)為Ut=U(ct,lt)，為增強模型的解釋力和一般性，假設(shè)其效用的直接來源包括在第t期的消費ct和閑暇lt，同時，基于體驗效用假說，假設(shè)農(nóng)村居民在體驗后獲得效用，其體驗效用水平即為農(nóng)村居民的幸福水平(賀京同等，2014)。伴隨經(jīng)濟不斷發(fā)展，農(nóng)村居民的消費條件持續(xù)獲得改善，其在住房、醫(yī)療、教育、生活等各方面的消費水平不斷提升。由此，可假設(shè)ct>ct-1；與之相對，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營具有一定季節(jié)性和周期性，農(nóng)戶家庭多選擇在農(nóng)忙時進(jìn)行務(wù)農(nóng)，農(nóng)閑時外出務(wù)工，其在務(wù)農(nóng)、務(wù)工和閑暇時間分配方面具有一定規(guī)律性。由此，可假設(shè)在一定時期內(nèi)農(nóng)村居民閑暇水平相對穩(wěn)定，即lt=lt-1。

于是，農(nóng)村居民的福利最大化問題即為：

(1)

(2)

(二)工業(yè)部門

在此基礎(chǔ)上，假設(shè)廠商生產(chǎn)函數(shù)與利潤函數(shù)相同并可加，則加總廠商的生產(chǎn)函數(shù)為：

(3)

(4)

(三)政府調(diào)控部門

(5)

基于此，政府在各期向資本市場進(jìn)行投資，并通過轉(zhuǎn)移支付的方式改善農(nóng)村居民福利。由此，政府的財政預(yù)算約束為：

(6)

(四)部門均衡與幸福函數(shù)求解

在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步聯(lián)立農(nóng)村居民的目標(biāo)函數(shù)與各部門的預(yù)算約束，可解得該經(jīng)濟體實現(xiàn)均衡運行時存在如下歐拉方程組：

(7)

(8)

(9)

其中，式(7)表示農(nóng)業(yè)部門的均衡情境，式(8)則描繪了在吸納農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)要素后，工業(yè)部門的均衡情境，式(9)表示工農(nóng)業(yè)部門之間要素流動的均衡。其經(jīng)濟學(xué)含義在于，當(dāng)農(nóng)村勞動力在農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)的邊際收益等于其在工業(yè)部門勞動的邊際產(chǎn)品價值時，城鄉(xiāng)勞動力流動實現(xiàn)二元均衡。

(10)

上式即為城鄉(xiāng)勞動力二元流動背景下，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響函數(shù)。在此基礎(chǔ)上，將幸福感Ut對非農(nóng)就業(yè)nt分別求一階、二階偏導(dǎo)可得：

(11)

(12)

由此可得，非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民幸福感呈正相關(guān)，但二者呈現(xiàn)concave變化關(guān)系，即伴隨非農(nóng)就業(yè)的增加，其所帶來的幸福增量是持續(xù)遞減的。這表明非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響或存在一定的“伊斯特林悖論”關(guān)系。伊斯特林悖論認(rèn)為，收入對幸福增長的促進(jìn)作用具有門限效應(yīng)，當(dāng)收入增加到一定閾值之后，便不會再促進(jìn)幸福增長；即短期內(nèi)收入增加將顯著促進(jìn)幸福增長，但長期內(nèi)收入增加對幸福增長的促進(jìn)效應(yīng)是有限的，甚至?xí)霈F(xiàn)停滯或抑制狀態(tài)(李清彬、李博，2013；Easterlin et al.，2010)。在此背景下，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響效應(yīng)，或存在同樣的變化關(guān)系，即短期非農(nóng)就業(yè)將顯著促進(jìn)農(nóng)村居民的幸福增長，但長期非農(nóng)就業(yè)對幸福增長的促進(jìn)效應(yīng)是有限的。

與此同時，非農(nóng)就業(yè)能夠顯著促進(jìn)幸福增長的動因或主要基于以下機制：一是收入與消費機制。非農(nóng)就業(yè)為農(nóng)村勞動力創(chuàng)造了更多就業(yè)與收入機會，提高了勞動的邊際報酬，能夠有效促進(jìn)農(nóng)村家庭收入增長。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步促進(jìn)了農(nóng)村居民的消費增長與消費升級，增加了農(nóng)村居民的發(fā)展性支出和享樂性支出，從而能夠提升農(nóng)村居民的“體驗效用”，促進(jìn)幸福增長(文洪星、韓青，2018；陳培彬、朱朝枝，2021)。二是人力資本改善機制。研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)能夠有效提升外出務(wù)工者的行為能力和人力資本素質(zhì)，并能進(jìn)一步改善勞動力的身心健康，使其具有更加積極的生活態(tài)度以及經(jīng)營效率(羅明忠、雷顯凱，2020；劉曉紅、王衛(wèi)東，2021)，從而能夠通過改善勞動者的人力資本，促進(jìn)幸福增長。三是社會資本與環(huán)境機制。非農(nóng)就業(yè)能夠有效促進(jìn)農(nóng)村勞動力的社會資本積累，改善其社會關(guān)系與社會網(wǎng)絡(luò)，同時，能夠在一定程度上改善勞動者的就業(yè)質(zhì)量與生活環(huán)境(陳培彬、朱朝枝，2021；盧海陽等，2017)。從而通過社會資本與生產(chǎn)生活環(huán)境改善，進(jìn)一步提升其幸福水平。四是風(fēng)險規(guī)避機制。非農(nóng)就業(yè)能夠有效降低農(nóng)村家庭收入的不確定性，并為農(nóng)村家庭的保險行為創(chuàng)造經(jīng)濟條件(文洪星、韓青，2018)。而生產(chǎn)生活風(fēng)險的降低，對提升農(nóng)村居民幸福水平具有積極的促進(jìn)作用(程名望、華漢陽，2020)。

三、模型設(shè)定、變量選取與描述性統(tǒng)計

(一)模型設(shè)定

本文進(jìn)一步構(gòu)建計量模型實證分析長短期非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響。首先，建立如下回歸方程：

happynessij=βj+αjnonfarmEmpij+∑λixi+μj

(13)

其中，happynessij即第i位農(nóng)村居民在受到第j種非農(nóng)就業(yè)情境影響下的幸福感，nonfarmEmpij即不同的非農(nóng)就業(yè)情景，j=1,2,3，分別代表是否存在非農(nóng)就業(yè)、是否存在短期非農(nóng)就業(yè)和是否存在長期非農(nóng)就業(yè)。由于三者之間可能存在較為明顯的多重共線性，本文將在j=1,2,3的情景下分開估計。αj即不同情景的非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響系數(shù)；xi即可能影響幸福感的其他控制變量，包括人口統(tǒng)計學(xué)變量、社會情境變量、生活方式變量及政府環(huán)境變量等，λi即控制變量的影響系數(shù)；βj和uj分別表示截距項與隨機誤差項。

上述模型估計可能存在以下兩點內(nèi)生性偏誤：一是遺漏變量問題。由于幸福是居民生活的核心訴求，居民生活中各種行為和情境均會對其幸福感不同程度地產(chǎn)生影響，因而幸福感的影響因素難以被全面觀察與測度，不可避免地會出現(xiàn)遺漏變量所造成的內(nèi)生性問題。二是聯(lián)立因果關(guān)系。已有研究發(fā)現(xiàn)，個體的幸福水平可能會在一定程度上影響其就業(yè)方式與求職努力(Krause，2013)，因而農(nóng)村居民的幸福感可能會對其非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生潛在的影響，可能存在聯(lián)立因果關(guān)系所帶來的內(nèi)生性偏誤。

對此，本文將通過工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性剔除與穩(wěn)健性檢驗。首先，在工具變量選擇方面，基于工具變量的選取依據(jù)為“與主要解釋變量高度相關(guān)”、“與因變量無聯(lián)立相關(guān)”、“與其他解釋變量無顯著相關(guān)”(陳強，2014)，因此，本文將選取受訪者所在區(qū)縣農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)、長期非農(nóng)就業(yè)和短期非農(nóng)就業(yè)的平均水平作為工具變量進(jìn)行回歸。其次，在工具變量估計模型方面，本文將同時采用兩階段最小二乘(2SLS)和有限信息的極大似然法(LIML)進(jìn)行回歸，以確保工具變量回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可信性，從而解決相應(yīng)的內(nèi)生性問題，準(zhǔn)確估計非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響效應(yīng)。

(二)變量選取

1.被解釋變量。本文采用農(nóng)村居民的個體幸福感作為研究的被解釋變量。已有針對幸福感的文獻(xiàn)研究多采用受訪者對自身幸福水平的主觀評價作為幸福感的代理變量(程名望、華漢陽，2020；陸方文等，2017，劉軍強等，2012)，同時，研究表明，單項對于幸福感綜合測量的五分法、十分法等量表方法，所測量結(jié)果亦能很大程度上反映個人的總體幸福狀況，在橫向比較與縱向分析之間均具有較強的信度和效度(劉軍強等，2012；Dien and Suh，1999)?；诖耍疚慕梃b已有文獻(xiàn)研究，將農(nóng)村居民對自身幸福感的自我評價作為農(nóng)村居民幸福感的代理變量，采用十分法進(jìn)行測度。

2.核心解釋變量。為更好地測度不同非農(nóng)就業(yè)情景對農(nóng)村居民幸福感的影響，本文設(shè)定“非農(nóng)就業(yè)”、“短期非農(nóng)就業(yè)”、“長期非農(nóng)就業(yè)”三種情景作為研究的主要解釋變量。首先，針對非農(nóng)就業(yè)的測度，為更為一般性概括農(nóng)戶家庭的非農(nóng)就業(yè)情況，借鑒已有文獻(xiàn)研究，本文以農(nóng)村居民在過去12個月是否外出打工作為非農(nóng)就業(yè)的代理變量，采用虛擬變量進(jìn)行賦值(駱永民等，2020)。其次，進(jìn)行長短期非農(nóng)就業(yè)的定義與劃分。目前，學(xué)界主要采用非農(nóng)勞動時間和非農(nóng)勞動收入兩項指標(biāo)針對非農(nóng)就業(yè)性質(zhì)進(jìn)行劃分。如根據(jù)非農(nóng)勞動收入占總勞動收入的比例，將農(nóng)戶劃分為純農(nóng)戶、一類兼業(yè)農(nóng)戶(非農(nóng)收入低于50%)、二類兼業(yè)農(nóng)戶(非農(nóng)收入高于50%)和純非農(nóng)就業(yè)農(nóng)戶(郭慶海，2018)；以及根據(jù)農(nóng)業(yè)勞動時間占全年勞動時間的比例劃分為短期非農(nóng)就業(yè)和長期非農(nóng)就業(yè)(陳奕山，2019；陳奕山、鐘甫寧，2017；孫治一等，2021)?；诖?，本文以非農(nóng)就業(yè)為前提，通過考察非農(nóng)就業(yè)者的主要工作性質(zhì)，將主要工作性質(zhì)仍屬于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的非農(nóng)就業(yè)群體劃分為短期非農(nóng)就業(yè)者，將主要工作性質(zhì)已屬于非農(nóng)工作的非農(nóng)就業(yè)群體劃分為長期非農(nóng)就業(yè)者。原因在于，主要工作性質(zhì)已為非農(nóng)工作的農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)群體，其非農(nóng)勞動時間占比和非農(nóng)勞動收入占比必然高于50%，而主要工作性質(zhì)仍為農(nóng)業(yè)勞動的非農(nóng)就業(yè)者，其非農(nóng)勞動時間和非農(nóng)勞動收入占比一般則在50%以下。因此，將存在非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村居民樣本中，根據(jù)其主要工作的勞動性質(zhì)進(jìn)行長短期非農(nóng)就業(yè)劃分，可以充分考慮非農(nóng)就業(yè)時間和非農(nóng)就業(yè)收入兩項指標(biāo)，根據(jù)長短期非農(nóng)就業(yè)的主要特征進(jìn)行變量測度。

3.工具變量。借鑒已有文獻(xiàn)研究，本文將受訪者所在區(qū)縣一級的農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)、短期非農(nóng)就業(yè)和長期非農(nóng)就業(yè)的平均水平作為三者的工具變量，采用相應(yīng)非農(nóng)就業(yè)情景的樣本均值衡量(鐘甫寧等，2016；尹志超等，2021)。一方面，所在區(qū)縣非農(nóng)就業(yè)的平均水平，反映了該區(qū)縣內(nèi)非農(nóng)就業(yè)的社會網(wǎng)絡(luò)、發(fā)展環(huán)境以及人口流動狀況，與個體非農(nóng)就業(yè)密切相關(guān)，從而能夠很好地滿足工具變量選取中“與解釋變量高度相關(guān)”的相關(guān)性原則；另一方面，農(nóng)村居民所在區(qū)縣的非農(nóng)就業(yè)平均水平反映了該區(qū)域非農(nóng)就業(yè)的整體狀況，其顯然無法直接影響某一農(nóng)村居民個體的幸福水平，因而能夠合理地滿足“與被解釋變量無聯(lián)立相關(guān)”的外生性原則。

4.控制變量。基于本文研究的被解釋變量為農(nóng)村居民的個體幸福感，其可能受到來自受訪者人口統(tǒng)計學(xué)因素、經(jīng)濟因素、社會因素、精神因素等多方面情境的影響?；诖?，借鑒已有針對幸福感研究的計量設(shè)計，本文將受訪者性別、年齡及其平方項、受教育程度、宗教信仰、政治面貌、婚姻和健康狀況、家庭收入、收入差距、社會關(guān)系、社會地位、生活信心、是否使用互聯(lián)網(wǎng)以及當(dāng)?shù)卣ぷ魉降榷喾矫嬉蛩刈鳛榭刂谱兞恳牖貧w方程(何曉斌、董寅茜，2021；冷晨昕、祝仲坤，2018；賀京同等，2014；陳剛、李樹，2012；何立新、潘春陽，2011)。同時，借鑒已有文獻(xiàn)研究，采取受訪者所在區(qū)縣家庭收入的基尼系數(shù)作為收入差距的代理變量(何立新、潘春陽，2011；吳瓊、周靜，2021)。由此，盡可能控制來自主觀與客觀、經(jīng)濟與社會等多維度可能影響農(nóng)村居民幸福感的主要因素，以更為準(zhǔn)確地估計非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響效應(yīng)。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本研究所用數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2018年全國性調(diào)查數(shù)據(jù)。CFPS樣本覆蓋中國25個省/市/自治區(qū)，遵循嚴(yán)格的抽樣技術(shù)與抽樣標(biāo)準(zhǔn)，2018年追蹤調(diào)查的家庭樣本超過14000余戶。CFPS關(guān)注中國居民的經(jīng)濟活動與社會福利，在針對農(nóng)村居民的研究中具有較好的研究效度，并取得一系列重要成果(周京奎等，2020；羅楚亮、李實，2019)?；诖?，本文將2018年CFPS家庭經(jīng)濟問卷與成人自答問卷相匹配，根據(jù)樣本編碼將在家庭經(jīng)濟問卷中所登記的過去12個月存在外出打工的農(nóng)村居民樣本，與其成人自答問卷中的樣本數(shù)據(jù)相匹配，以確定農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)行為，并整理獲得來自個人與家庭方面的控制變量。同時，為精準(zhǔn)測度非農(nóng)就業(yè)對中國農(nóng)村居民幸福感的影響，本文將CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)中家庭所在地與個人戶籍分類均為農(nóng)村的中國籍?dāng)?shù)據(jù)樣本定義為農(nóng)村居民樣本，并清除相應(yīng)空值樣本和非中國籍樣本。經(jīng)嚴(yán)格數(shù)據(jù)清理，共獲得農(nóng)村居民樣本12305份，包含25個省(自治區(qū)、直轄市)在內(nèi)的100余個區(qū)縣，其中超過55%的農(nóng)戶家庭存在非農(nóng)就業(yè)。

樣本數(shù)據(jù)的初步統(tǒng)計分析顯示：首先，在幸福感方面，農(nóng)村居民的幸福水平平均得分為7.03分，處于相對較高水平，但距離十分幸福仍具有較大差距；其次，在非農(nóng)就業(yè)方面，超過三分之一的農(nóng)村居民樣本存在外出打工即非農(nóng)就業(yè)行為；且在存在非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村居民樣本中，接近三分之二的農(nóng)村居民屬于長期非農(nóng)就業(yè)，屬于短期非農(nóng)就業(yè)的樣本僅占三分之一左右；與此同時，從農(nóng)村居民外出打工的職業(yè)類型來看，其非農(nóng)就業(yè)的從業(yè)領(lǐng)域排名前五位的依次為制造業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、住宿和餐飲服務(wù)業(yè)、運輸倉儲和郵政業(yè)，且在非農(nóng)就業(yè)地點方面主要以本縣區(qū)內(nèi)的本地非農(nóng)就業(yè)和跨省流動的非農(nóng)就業(yè)為主。再次，在打工收入方面，農(nóng)村居民的年均非農(nóng)就業(yè)收入主要呈現(xiàn)“金字塔”狀分布，以1萬元以下為最多，占比約43.18%，1-3萬元其次，占比約26.34%；3-5萬元次之，占比約15.17%，5萬元以上的樣本占比15.31%。最后，從人口統(tǒng)計學(xué)特征來看，調(diào)研樣本的平均年齡為46.78，且農(nóng)村男性居民比例相對偏高，占比約58%；受教育程度仍相對較低，總體接近于初中受教育水平，大學(xué)(含大專)及以上受教育程度的樣本僅占4.4%；農(nóng)村居民的健康狀況相對一般，平均水平尚未達(dá)到“比較健康”水平。這進(jìn)一步體現(xiàn)農(nóng)村居民的人力資本水平仍相對偏低的發(fā)展現(xiàn)狀，有待進(jìn)一步提升。此外，宗教信仰方面，存在宗教信仰的農(nóng)村居民比例相對較低，僅占3%左右。具體變量賦值與統(tǒng)計特征如表1所示。

表1 變量賦值與統(tǒng)計特征

四、實證檢驗：非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響效應(yīng)

(一)基準(zhǔn)回歸分析

借鑒陸方文等(2017)研究方法，本文同時采用OLS與Ordered Logit進(jìn)行估計，分別回歸分析了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民家庭幸福感的影響；同時，為避免異方差問題所帶來的估計無效性偏誤，本文采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行回歸。結(jié)果表明，各模型的F統(tǒng)計量和Wald統(tǒng)計量檢驗均在1%水平上拒絕原假設(shè)，表明其均通過了總體顯著性檢驗，回歸結(jié)果具有統(tǒng)計學(xué)意義。

具體估計結(jié)果如表2所示：首先，在針對非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響估計中，OLS估計與Ordered Logit估計結(jié)果均在1%統(tǒng)計水平上顯著，且回歸系數(shù)的方向為正。這表明非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民幸福水平呈正相關(guān)，即非農(nóng)就業(yè)能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村居民幸福感的提升。其次，針對控制變量的估計結(jié)果表明，受教育程度、健康狀況、婚姻狀況等個體特征因素，家庭收入等經(jīng)濟性因素，社會關(guān)系、社會地位等社會性因素，生活信心、互聯(lián)網(wǎng)使用等心理和行為因素，政府工作水平等環(huán)境因素均對農(nóng)村居民的幸福感具有顯著正向影響，而收入差距則對農(nóng)村居民幸福感具有顯著負(fù)向影響；同時，農(nóng)村居民的年齡與幸福感呈U型曲線關(guān)系，即伴隨年齡增長，幸福感呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢。

表2 非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感影響的基準(zhǔn)回歸

上述估計結(jié)果與已有相關(guān)研究證據(jù)較為一致(冷晨昕、祝仲坤，2018；張彤進(jìn)、萬廣華，2020；陳剛、李樹，2012；何立新、潘春陽，2011)。而本文在針對農(nóng)村居民幸福感的回歸分析中進(jìn)一步控制了生活信心等精神因素的影響，并證實了主觀態(tài)度與精神因素對個體幸福感存在積極且較高的促進(jìn)效應(yīng)。

在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步基于非農(nóng)就業(yè)的長短期情景，分別估計了短期非農(nóng)就業(yè)與長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響效應(yīng)，并同時采用OLS與Ordered Logit模型進(jìn)行回歸。估計結(jié)果如表3所示：首先，在短期非農(nóng)就業(yè)的估計中，OLS與Ordered Logit估計結(jié)果均在1%統(tǒng)計水平上顯著，且與幸福感呈正相關(guān)，這表明短期非農(nóng)就業(yè)顯著提高了農(nóng)村居民的幸福水平。其次，在針對長期非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的估計中，模型估計結(jié)果均在5%統(tǒng)計水平上顯著，且回歸系數(shù)的方向為正，這表明長期非農(nóng)就業(yè)也能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村居民的幸福提升。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步比較分析不同非農(nóng)就業(yè)情景的回歸系數(shù)表明，短期非農(nóng)就業(yè)在各模型估計中對幸福感影響的回歸系數(shù)均遠(yuǎn)大于長期非農(nóng)就業(yè)。這表明伴隨著由短期非農(nóng)就業(yè)到長期非農(nóng)就業(yè)的轉(zhuǎn)變，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福增長的促進(jìn)作用是有限的，短期非農(nóng)就業(yè)或能在較大程度上促進(jìn)農(nóng)村居民的幸福增長，但長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福水平的促進(jìn)作用卻顯著降低。

表3 長短期非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的基準(zhǔn)回歸

(二)穩(wěn)健性檢驗

進(jìn)一步的，本文利用工具變量回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。首先，分別針對非農(nóng)就業(yè)、短期非農(nóng)就業(yè)和長期非農(nóng)就業(yè)的工具變量進(jìn)行弱工具變量檢驗，以確保工具變量選取的有效性。結(jié)果表明(表4)：在三種非農(nóng)就業(yè)情景的弱工具變量檢驗中，F(xiàn)統(tǒng)計量均高于100，且均在1%統(tǒng)計水平上顯著。這表明所選取的工具變量與主要解釋變量均具有很強的相關(guān)性，不存在弱工具變量問題，工具變量估計結(jié)果具有有效性(陳強，2014)。

表4 弱工具變量檢驗

首先，針對非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響進(jìn)行工具變量回歸。結(jié)果顯示(表5)：在2SLS模型估計中，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響依然在5%統(tǒng)計水平上顯著，且呈正相關(guān)，這表明非農(nóng)就業(yè)客觀促進(jìn)了農(nóng)村居民幸福感的增長，基準(zhǔn)分析結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。同時，相對于基準(zhǔn)回歸分析，非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響系數(shù)有所上升，這表明在剔除內(nèi)生性問題之前，非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響效應(yīng)或被低估。在此基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步采用LIML模型針對2SLS模型的估計結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果表明，LIML模型估計結(jié)果中非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的回歸系數(shù)和顯著水平與2SLS模型高度一致，這表明工具變量的估計結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性，不存在弱工具變量等問題干擾，工具變量檢驗結(jié)果具有可信性(陳強，2014)。

表5 非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的工具變量檢驗

其次，針對短期非農(nóng)就業(yè)與長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響進(jìn)行工具變量回歸。結(jié)果表明(表6)：第一，在針對短期非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響估計中，短期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響依然在1%統(tǒng)計水平上顯著，且2SLS模型與LIML模型估計結(jié)果具有一致性；同時，影響系數(shù)進(jìn)一步上升，并高于非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的工具變量回歸系數(shù)，這表明短期非農(nóng)就業(yè)顯著促進(jìn)了農(nóng)村居民幸福感增長，且高于非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)幸福增長的平均水平。第二，在長期非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的工具變量回歸中，長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響系數(shù)為負(fù)并不再顯著，且2SLS模型與LIML模型估計結(jié)果一致。這表明在考慮內(nèi)生性問題之后，長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響并不顯著，即長期非農(nóng)就業(yè)或并不能顯著促進(jìn)農(nóng)村居民的幸福水平增長。上述研究表明，處于短期非農(nóng)就業(yè)、在農(nóng)業(yè)勞動與非農(nóng)就業(yè)之間進(jìn)行合理兼業(yè)的農(nóng)村居民幸福水平或相對更高。事實上，已有學(xué)者從農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)和兼業(yè)優(yōu)化的角度充分考慮了小農(nóng)戶融入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的“第三條道路”(羅必良，2020)，而本文研究結(jié)論為這一理論觀點提供了來自福利方面的證據(jù)支持。

表6 長短期非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的工具變量檢驗

綜上，根據(jù)基準(zhǔn)回歸分析與工具變量檢驗結(jié)果綜合來看，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響或存在一定的“伊斯特林悖論”關(guān)系，即短期內(nèi)非農(nóng)就業(yè)能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村居民幸福水平提升，但伴隨著非農(nóng)就業(yè)的不斷增加以及短期非農(nóng)就業(yè)向長期非農(nóng)就業(yè)的性質(zhì)轉(zhuǎn)變，其對農(nóng)村居民幸福增長的促進(jìn)效應(yīng)是有限的，甚至?xí)霈F(xiàn)停滯或抑制狀態(tài)。造成這一現(xiàn)象的原因可能在于，基于馬斯洛需求層次理論，在農(nóng)村居民收入水平相對較低的生存需求階段，非農(nóng)就業(yè)能夠通過提供就業(yè)機會、提高家庭收入等途徑改善農(nóng)村居民生活條件，進(jìn)一步提升其幸福感；而當(dāng)農(nóng)村居民的收入和生活條件達(dá)到一定階段，其開始更加注重社交、尊重以及自我實現(xiàn)的需要。此時，當(dāng)外出打工無法充分滿足農(nóng)村居民對于尊重、地位等高層次社會需要時，非農(nóng)就業(yè)對于農(nóng)村居民幸福感的促進(jìn)作用則會出現(xiàn)停滯甚至反向抑制狀態(tài)。

為證實這一理論解釋，本文進(jìn)一步估計了長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民家庭收入和社會地位的影響，并同時采用OLS和工具變量法進(jìn)行估計與檢驗，結(jié)果如表7所示：長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民家庭收入的影響在1%統(tǒng)計水平上顯著，且影響方向為正，這表明長期非農(nóng)就業(yè)有利于農(nóng)村居民收入水平的提升；但是，長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民社會地位的影響卻在1%統(tǒng)計水平呈負(fù)相關(guān)，經(jīng)工具變量檢驗后這一結(jié)論仍然顯著，這表明長期非農(nóng)就業(yè)顯著降低了農(nóng)村居民對于自身社會地位的主觀感知，即無法充分滿足農(nóng)村居民對于尊重、社會地位等高層次的需要。同時，前文基準(zhǔn)回歸表明，家庭收入與社會地位均與幸福感呈正相關(guān)，且后者的影響系數(shù)顯著高于前者。因此，農(nóng)村居民在非農(nóng)就業(yè)過程中需求層次的變化以及其高層次社會需求的滿足程度相對較低，或是非農(nóng)就業(yè)與幸福感呈現(xiàn)伊斯特林悖論關(guān)系的主要因素。

表7 長期非農(nóng)就業(yè)對家庭收入和社會地位的影響

(三)異質(zhì)性分析

本文進(jìn)一步針對非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響在不同打工情境與勞動力異質(zhì)特征下進(jìn)行了分組回歸，采用OLS進(jìn)行估計，探析非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的情境依賴與群體特征。首先，在打工情境方面，本文分別檢驗了不同的打工地點、打工收入及職業(yè)類型下非農(nóng)就業(yè)對幸福感的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)(表8)：農(nóng)村居民在本縣域內(nèi)進(jìn)行本地非農(nóng)就業(yè)和跨省流動的非農(nóng)就業(yè)對其幸福感的影響更為顯著，原因可能在于，在本地非農(nóng)就業(yè)使得農(nóng)村居民減少了因“背井離鄉(xiāng)”所帶來的效用損失，而跨省流動的非農(nóng)就業(yè)則使農(nóng)村居民外出打工相對更為“體面”，尤其是到北上廣等一線城市打工或更能為其帶來自豪感。同時，年均打工收入在1-10萬元的農(nóng)村居民群體中，非農(nóng)就業(yè)對其幸福感的影響更為顯著；而年均打工收入在1萬元以下及10萬元以上的農(nóng)村居民中，非農(nóng)就業(yè)對其幸福感的影響并未表現(xiàn)出顯著性?？赡艿脑蛟谟?，外出打工的收入過低無法使農(nóng)村居民充分享受到非農(nóng)就業(yè)所帶來的經(jīng)濟條件改善，而收入過高的情境則可能使其承擔(dān)更高的辛勞程度與工作壓力。進(jìn)一步的，針對非農(nóng)就業(yè)類型的情境檢驗發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的促進(jìn)效應(yīng)在建筑行業(yè)務(wù)工的情境下更為顯著，且影響系數(shù)相對更高。原因可能在于，農(nóng)村居民在建筑業(yè)方面的外出務(wù)工更依賴于農(nóng)村當(dāng)?shù)氐纳鐣P(guān)系網(wǎng)絡(luò)，往往通過熟人介紹方式形成親朋團體，從而在外出務(wù)工過程中更能夠互相關(guān)照，更好地滿足社會交往的需要(任樹正、江立華，2017)。與此同時，研究發(fā)現(xiàn)，從事建筑業(yè)的新生代農(nóng)民工呈現(xiàn)職業(yè)向上流動態(tài)勢，即能為其帶來更多的職業(yè)發(fā)展機會(柳延恒，2014)，從而較有利于促進(jìn)其幸福感提升。同時，在從事運輸、倉儲、郵政以及居民服務(wù)業(yè)等行業(yè)的農(nóng)民工群體中，非農(nóng)就業(yè)亦能有效促進(jìn)其幸福感提升。

表8 非農(nóng)就業(yè)對幸福感影響的異質(zhì)性分析

其次，在勞動力特征方面，分析表明，非農(nóng)就業(yè)對幸福感的促進(jìn)效應(yīng)在農(nóng)村男性群體和女性群體中均表現(xiàn)顯著，但對于女性幸福感提升的促進(jìn)效應(yīng)更強。原因可能在于，非農(nóng)就業(yè)為女性提供了更多的就業(yè)與發(fā)展機會，提升了女性的經(jīng)濟能力和家庭議價能力，從而更有助于其幸福感的提升(於嘉，2014)。同時，為進(jìn)一步檢驗非農(nóng)就業(yè)對不同代際農(nóng)村居民幸福感的影響，本文基于不同的年齡區(qū)間進(jìn)行了情境檢驗。結(jié)果表明：非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的促進(jìn)效應(yīng)呈現(xiàn)出伴隨年齡增長而逐漸遞減的特征。具體而言，非農(nóng)就業(yè)對幸福感的正向影響在40歲及以下的農(nóng)村居民群體中表現(xiàn)更為顯著，且所處的年齡階段越年輕，非農(nóng)就業(yè)對幸福的促進(jìn)效應(yīng)越強。而在41-50歲、60歲以上的農(nóng)村居民群體中，非農(nóng)就業(yè)對其幸福感的影響并未表現(xiàn)出顯著性?？赡艿脑蛟谟?，非農(nóng)就業(yè)為新生代農(nóng)民工提供了更多的職業(yè)發(fā)展機會，而第一代農(nóng)民工更可能迫于生存壓力外出打工，但非農(nóng)就業(yè)為其帶來的辛勞程度并不利于其幸福感的提升。進(jìn)一步的，本文檢驗了非農(nóng)就業(yè)對不同受教育程度農(nóng)村居民幸福感的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)對幸福感的促進(jìn)效應(yīng)，在受教育程度為高中和初中的情境下更為顯著，且在高中受教育群體中促進(jìn)效應(yīng)相對更高，而在小學(xué)及以下、大學(xué)及以上的農(nóng)村居民群體中并未表現(xiàn)出顯著性。原因可能在于，受教育程度較低的農(nóng)村居民可能難以在非農(nóng)就業(yè)市場中獲得較好的工作機會，而受教育程度較高的農(nóng)村居民則可能對職業(yè)崗位、職業(yè)待遇等抱有更高的期望，從而易帶來一定的心理落差。而對于高中受教育程度的農(nóng)村居民，其在外出打工過程中可以獲得相對更多就業(yè)選擇和就業(yè)機會，并具備相對較強的勝任能力，利于其職業(yè)發(fā)展和條件改善，從而非農(nóng)就業(yè)對其幸福感的促進(jìn)效應(yīng)相對更高。

五、結(jié)論與政策啟示

基于上述研究，本文總結(jié)以下四點主要結(jié)論：第一，非農(nóng)就業(yè)在總體上促進(jìn)了農(nóng)村居民幸福感的提升。理論模型和實證分析結(jié)果均表明，非農(nóng)就業(yè)能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村居民的幸福增長。第二，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的影響，存在一定的“伊斯特林悖論”關(guān)系。即短期非農(nóng)就業(yè)能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村居民幸福水平提升，但長期非農(nóng)就業(yè)對幸福感的促進(jìn)效應(yīng)是有限的。實證分析表明，長期非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的積極影響較小，且在工具變量檢驗下對幸福感的促進(jìn)效應(yīng)并不顯著。其主要原因在于，非農(nóng)就業(yè)過程中農(nóng)村居民的需求層次不斷發(fā)生變化，短期非農(nóng)就業(yè)能夠有效改善其家庭經(jīng)濟條件，通過滿足生存與生活需要提升農(nóng)村居民的幸福感；而長期非農(nóng)就業(yè)則并不能有效滿足其對于尊重、社會地位提升等高層次的社會需要，從而對幸福感的促進(jìn)效應(yīng)是有限的。第三，基于務(wù)工情境的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的促進(jìn)效應(yīng)在本地非農(nóng)就業(yè)和跨省流動的情境下更為顯著，對于從事建筑行業(yè)情境中更為顯著，對于年均打工收入在1-10萬元區(qū)間的情境下更為顯著。第四，基于人力資本特征的情境分析表明，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的促進(jìn)效應(yīng)在女性群體、高中受教育群體中相對更高，且伴隨年齡增長呈現(xiàn)出邊際遞減特征，即非農(nóng)就業(yè)對新生代農(nóng)民工的促進(jìn)效應(yīng)相對更強。

本文的政策啟示在于：第一，創(chuàng)造農(nóng)村就近就地的就業(yè)市場。倡導(dǎo)“一村一品、一鄉(xiāng)一特、一縣一業(yè)”，一方面將小農(nóng)戶卷入分工經(jīng)濟，形成三次產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展格局，通過農(nóng)村業(yè)態(tài)的拓展擴大就地就業(yè)的市場容量；另一方面，將農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融入城市產(chǎn)業(yè)價值鏈，形成城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展格局，通過構(gòu)建各具比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)集群化與區(qū)域?qū)I(yè)化擴大就近就業(yè)的機會，由此減少農(nóng)戶家庭參與異地就業(yè)的“顛沛流離”，促進(jìn)二次收入增加與幸福提升。第二，關(guān)注農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的需求變化，完善非農(nóng)就業(yè)的市場服務(wù)水平。存在長期非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村居民，其幸福感水平并未相對上升，這與其所面臨的條件較低的非農(nóng)就業(yè)市場環(huán)境密不可分。在此背景下，政府應(yīng)積極關(guān)注農(nóng)村勞動力的實際就業(yè)需求和需求變化，完善農(nóng)村勞動力就業(yè)信息市場，建立非農(nóng)就業(yè)市場的服務(wù)站點，不斷為農(nóng)村勞動力改善和提供新的市場就業(yè)環(huán)境，以充分發(fā)揮非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民幸福感的積極影響。第三，提高非農(nóng)就業(yè)勞動力的職業(yè)技能水平。研究發(fā)現(xiàn)，處于高中、中專、職高、技校等受教育程度的農(nóng)村居民勞動力在非農(nóng)就業(yè)過程中對其幸福感的促進(jìn)效應(yīng)相對最高，而在初中受教育程度以下的勞動力中非農(nóng)就業(yè)或并不能有效提升其幸福感。因此，應(yīng)關(guān)注于提高非農(nóng)就業(yè)勞動力的人力資本素質(zhì)與職業(yè)技能水平，促進(jìn)其更好地勝任相應(yīng)的非農(nóng)就業(yè)工作，提升其職業(yè)發(fā)展的空間、機會與幸福水平。對此，要加強對于短期流動勞動力、長期流動勞動力不同類型和需求的職業(yè)技能培訓(xùn)，在勞動力流出地、就業(yè)地設(shè)立相應(yīng)的培訓(xùn)機構(gòu)、環(huán)節(jié)和提供相應(yīng)的培訓(xùn)服務(wù)，為農(nóng)村居民提供更多的發(fā)展機會，進(jìn)一步擴大非農(nóng)就業(yè)的幸福促進(jìn)效應(yīng)。