農村家庭收入、文化消費與居民幸福感

崔苗

摘要：本文利用全國3381個農村樣本數據，分析了農村家庭收入、文化消費、情緒對居民幸福感的影響。研究結果顯示：農村家庭收入顯著正向影響居民幸福感，文化消費在農村家庭收入與居民幸福感間起到部分中介作用，但看電影、看音樂會、看體育比賽的中介作用并不顯著。此外，不同情緒在農村家庭收入與幸福感間起到了不同的調節作用。基于以上分析，本文從增加農民收入、促進文化消費、健全社會保障方面提出了增進農村居民幸福感的建議。

關鍵詞：農村家庭收入;文化消費;居民幸福感;情緒

一、引言

近幾年，我國農村居民收入顯著提升，《2016年國民經濟和社會發展統計公報》中顯示農村居民人均可支配收入實際增速高于城鎮居民0.6個百分點，人均消費支出10130元，扣除價格因素，實際增長7.8%，同時恩格爾系數也比上一年度降低0.5個百分點，可見農村居民收入增長較快，促進了居民的消費需求。而恩格爾系數的持續降低，說明居民的消費結構正在發生改變。

根據馬斯洛的需求層次論，人們在滿足了基本的物質需求后會追求更高層次的精神需求。而文化消費不同于物質消費的剛性特點，它具有彈性特征，只有居民家庭收入的不斷提升，才能刺激文化消費。一些研究顯示，不同類型的收入絕非同質的，對文化消費的影響程度不盡相同[1];居民家庭收入的變化，消費環境的感知會影響人們的消費預期，進而改變居民的消費行為[2]。

周春平認為人類行為的最終目標是追求幸福，且幸福感會隨著自身家庭收入的提高正向變化，而消費是通往幸福的有效手段，合理的消費結構會增強個人的幸福感知。隨著收人的提高，物質消費的提升對居民幸福感的增進貢獻作用減弱，文化消費的貢獻作用增強[3]。可見，居民幸福感在家庭收人和文化消費之間具有復雜的作用機制。然而，居民幸福感作為一種主觀感知，還會受到情緒的影響。經常悲觀沮喪的人幸福感較低，而樂觀開朗的人幸福感較強[4]，說明情緒因素也會對個體幸福感知帶來影響。

縱觀現有文獻，學者對居民幸福感影響因素研究已經取得了豐富的成果，但從農村居民視角，研究收入、文化消費、情緒對居民幸福感的綜合作用機制內容較為欠缺，且現有研究多是基于局部地區的樣本分析，而本文依托于CGSS（2013年）數據進行了實證分析，彌補了樣本分布不均，樣本量不足的問題，豐富了相關理論研究，并對提升農村居民幸福感，促進文化消費提出政策性建議。

二、研究假設

（一）農村家庭收入與居民幸福感的關系

幸福感是一種主觀感受，是人們對自己生存狀態的一種主觀評價。我國居民的收入對居民幸福感具有顯著的正向影響，尤其對于低收入者的促進作用更大[5]。大量研究顯示，收入與財富絕對數量的增長是影響人們主觀幸福感的一個重要因素，有利于主觀幸福感的提升[6]。然而，對收入水平較低的人群，收入的增加會提升其主觀幸福感，但當個人財富積累到一定程度后，收入對幸福感的影響會降低。即便如此，谷舒米等人通過實證分析認為收入、生活質量的提高是居民幸福感提升的基礎條件[7]。尤其是在經濟欠發達的農村，收入的增加對居民幸福感的影響作用更強，基于此，針對農村居民，本文提出如下假設：

H1：農村家庭收入與居民幸福感存在正相關關系。

（二）文化消費在農村家庭收入與居民幸福感間的中介作用

根據Easterlin悖論，家庭收入與居民幸福感之間不是簡單的因果關系，吳麗民等人指出：在現階段，收入對幸福指數的影響基礎地位依然存在，并通過直接和間接途徑影響幸福指數的大小[8]。因此，本文認為農村文化消費在間接影響途徑中扮演著重要角色。

從居民收入與農村文化消費的關系來看，農村文化消費是農民為滿足精神文化需求而采取不同的方式來消費不同的精神文化產品或服務的行為[9]，文化消費方式大致分為兩大類：文化教育和休閑娛樂。文化教育消費多帶有一定得剛性支出特點，本文所指文化消費屬于享受型消費部分，即休閑娛樂消費，常見的消費方式如：看電視、讀書、報紙、電影、演唱會、聽音樂會、上網、參加體育鍛煉或看體育比賽等。由于農村居民收入有限，日常大宗消費仍以物質消費為主，而文化消費通常作為附屬消費。根據恩格爾系數，隨著家庭收入的增加，食品等基本生活需求的消費支出比例則會降低，與此同時，滿足人們精神需求的文化消費在持續增加。馬曉旭認為當農民的收入在完成了生活必需品的支出后，剩余的購買力才會增加到文化消費上來，農村文化消費與農民收入之間存在著長期的動態均衡機制，會自動調節收入與文化消費的關系[10]，因此，文化消費在一定程度上是人們相對收入感的一種外在體現[11]。

從文化消費與居民幸福感的關系來看，DeLeire研究了消費行為與居民幸福感的關系，發現不是所有的消費都能提升幸福感，只有休閑娛樂消費與居民幸福感正相關，而剛性的物質消費并不能提升幸福感[12]。宋瑞也認為休閑活動參與和休閑消費支出能夠提升生活滿意度，且休閑消費支出對居民生活滿意度的提高貢獻作用更大[13]。

綜上以上分析，農村居民家庭收入影響文化消費，文化消費又進一步影響居民幸福感，因此，本文提出如下假設：

H2：文化消費在農村家庭收入與居民幸福感間起到中介作用。

（三）情緒的調節作用

除了外在因素對農村居民幸福感產生影響外，個人的自我狀態同樣會對居民幸福感產生影響。比如：自我認知，為人處世的態度，生活壓力，個人情緒等等[14]。積極的情緒會對未來充滿信心，也會更容易滿足自己目前的生活狀態，為人處世更加平和，也能有效化解生活壓力。唐穎認為，積極情緒能夠改善情緒體驗，進而增進社會公眾的主觀幸福感[15]。相反，消極的情緒會使人們對未來持悲觀態度，更容易放大生活壓力，從而減弱了居民幸福感。基于此，本文提出如下假設：

H3：情緒在農村家庭收入與居民幸福感間起到調節作用。

H3a：積極情緒會強化農村家庭收入對居民幸福感的促進作用。

H3b：消極情緒會減弱農村家庭收入對居民幸福感的促進作用。

綜上所述，建立如下圖1的研究模型。農村居民幸福感通過以下路徑受到影響：（1）農村家庭收入對居民幸福感起到直接影響;（2）農村文化消費在農村家庭收入與居民幸福感間起到中介效應;（3）情緒在農村家庭收入和居民幸福感之間起到調節效應。

三、數據的初步測量

為進一步驗證上文假設，本文引用了CGSS（2013年）的數據。該調查問卷共搜集了11438個樣本，從中選擇了與本研究相關的變量，并剔除了不完整的樣本后，有效樣本3381個，通過對樣本變量進行可靠性分析，測量得到的Cronbachs α系數為0.687，基本符合內部一致性信度要求。

（1）因變量（y）。本研究的因變量為居民幸福感。問卷中題目的設置為：“總體而言，您覺得自己是_________”。（2）自變量（x）。本研究的自變量是農村家庭收入。問卷中題目的設置為：“您家去年全年家庭總收入_”。該變量搜集結果采用對數形式帶入模型。（3）中介變量（w）。本研究的中介變量是文化消費，本文的文化消費變量調查通過問卷中的看電視或看碟、看電影、讀書、聽音樂會、看體育比賽等問題獲得并日算出均值作為文化消費的變量值。問卷中關于文化消費各方式問題的設置如：“過去一年，您是否常在空閑時間從事以下活動一看電視或看碟_________”。（4）調節變量（u）。本研究的調節變量為情緒。問卷中設置的題目為：“在過去的四周中您感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度”。以上變量的初步測量結果見下表1。

從初步測量的結果來看，居民幸福感的調查，認為“比較幸福”占比較多，達到61.8%，說明農村居民的主觀幸福感較高;文化消費的調查，65.8%的人表示每天都要看電視/碟，而看電影、看音樂會等其他幾種消費方式選擇人數較少;家庭收入的調查，農村居民家庭收入偏態系數為-0.737，峰態系數為0.688，呈現左偏的尖峰分布;在情緒調查中，選擇“很少”占比最多，達到43.5%說明農村居民持積極情緒的人員較多

四、統計分析結果

（一）直接效應檢驗

本文應用SPSS19.0軟件，對農村居民家庭收入與居民幸福感之間的關系進行檢驗，按照收入高低的不同，將居民家庭收入分成三組，分別為低收入組（樣本586個）、中等收入組（樣本2273個）、高收入組（樣本522個），并進行了分組回歸，結果如下表2。

從上表2可以看出，不同收入水平下，農村家庭收入對居民幸福感均有正向影響，且均在顯著水平之上，假設H1得以驗證。其中，中低收入群組的家庭收入對居民幸福感的影響更為顯著。本文認為隨著人們收入的升高，影響居民幸福感的非經濟因素逐漸顯現，如：健康、社會環境、人際關系等，而收入因素對居民幸福感的影響貢獻作用減弱，這也間接驗證了Easterlin悖論。

（二）中介效應檢驗

利用軟件對農村文化消費的中介效應模型進行假設檢驗，由于問卷中的文化消費包括：看電視、看電影、聽音樂會等，因此分別逐個進行了假設檢驗。本文參考了溫忠麟、張雷等人的中介效應檢驗步驟[16]，分別檢驗了y與x之間的顯著性（第一步），w與x的顯著性（第二步），y與w和x的顯著性（第三步），得到檢驗結果見表3。從表3可以看出，調查數據對檢驗模型的擬合效果較為理想，可以開展對模型的驗證。

總體來說，文化消費在農村家庭收入與居民幸福感間的部分中介效應顯著，回歸方程分別為y=0.209x，w=0.265x，y=0.081w+0.188x，回歸系數檢驗均在顯著水平之上。從分項上來看，看電視或看碟、看書服紙/雜志、參加體育鍛煉、上網的部分中介效應顯著，而看電影、看音樂會/演出/展覽、看體育比賽的中介效應不顯著，說明農村居民對于看電視、看書、上網等易于實現的、傳統的文化消費形式接受度較高，而看電影、看音樂會、看體育比賽等文化消費方式在農村當地的基礎設施建設不足，普及度不高，進而導致對居民幸福感的中介作用并不明顯。因此，除電影、音樂會、體育比賽外，文化消費對居民幸福感的中介效應（假設H2）得以驗證。

（三）調節效應檢驗

情緒的調節效應，本文將被調查者分為樂觀情緒組和悲觀情緒組，并按照溫忠麟等人的調節效應分析方法[17]，分別進行了層次回歸分析，結果見表4所示。

從上表可以看出，在樂觀情緒下，調節變量與自變量的乘積項回歸系數為正，且顯著性小于0.001，說明樂觀情緒對農村家庭收入與居民幸福感關系的正向調節作用是存在的，假設H3a成立;在悲觀情緒下，調節變量與自變量的乘積項回歸系數為負，且顯著性小于0.001，說明悲觀情緒對農村家庭收入與居民幸福感關系的負向調節作用也是存在的，假設H3b成立。因此，情緒對農村家庭收入與居民幸福感之間的調節作用是成立的，H3成立。

五、研究結論及建議

本文系統分析了農村家庭收入與居民幸福感之間的作用機制，發現不同收入水平下對居民幸福感均有正向影響，但高收入組影響作用略弱。文化消費可以分為看電視、電影、音樂會等多種方式，其中看電視、看書、上網等方式部分中介作用成立。而不同的情緒對家庭收入與居民幸福感之間有不同的調節作用。

結合上述研究結論，本文對增強農村居民幸福感的建議如下：

第一，農村居民家庭收入的提高仍是增強居民幸福感的基礎。政府應進一步促進農村家庭收入的提高，尤其是縮小城鄉差距。相關學者的研究結論表明，相對收入對居民幸福感有顯著影響，縮小城鄉差距，能夠提升人們對收入的滿意度。當前時期，應進一步推進城市反哺農村，工業反哺農業，促進農村、農業經濟結構戰略性調整。積極實行寬松的農村信貸政策，引進外資進入，使農業向著產業化、標準化、現代化發展。而農副產品的價格又會直接影響到農民收入，為保障農民的切身利益，政府應加大對農民的直接補貼，實現農業增產、農民增收的目的。

第二，積極引導農民追求豐富多樣的文化消費形式。政府在促進農村經濟快速發展的同時，積極引導農民調整消費結構，豐富農民精神文化生活，倡導健康向上的文化消費方式，破除賭博、迷信等落后的消費形式。同時，通過“文化下鄉”政策，加強農村文化基礎設施的軟硬件建設，引進民間資本，增加農民喜聞樂見娛樂形式的消費場所，如：電影放映站、健身房、網吧、書籍報刊閱覽室等，滿足農民的文化消費需求，提高文化消費的水平和質量，進而增進居民幸福感。

第三，樂觀的情緒是提升居民幸福感的有效手段。當今社會人們為生活所迫，疲于奔波，又存在著養老、醫療、教育等多重負擔，使得工作繁忙，生活壓力較大，出現了緊張、焦慮等負面情緒，進而影響人們的幸福感。政府應進一步健全農村社會保障制度，關注農村熱點問題，如：大病醫療、空巢老人養老、失地農民再就業等問題，通過各種保障機制，消除貧困，增強人們生活滿意度，進而提升主觀幸福感。

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