我國農村居民主觀幸福感的影響因素及地區差異

張彤進 萬廣華

內容提要 提升農村居民幸福感是全面建成小康社會的重要內容。基于CGSS2010—2015年數據，考察了我國農村居民主觀幸福感的影響因素及其地區差異。研究發現：（1）個人因素、家庭因素以及宏觀經濟因素顯著影響了農村居民主觀幸福感。其中女性、黨員、有配偶、教育水平高、身體健康、收入高、房產多、社會地位提升以及對環境滿意度高的農村居民會更加幸福；（2）黨員身份及家庭房產數量對于農村女性幸福感的獲得和提升尤為重要，而農村男性更在乎絕對收入的提升、社會地位的提升以及穩定的婚姻生活；（3）東部農民的幸福感明顯高于中西部農民，該差異的53.1%可以由個體特征差異來解釋，46.9%由系數特征差異解釋。其中，自評健康狀況、絕對收入以及年齡是導致地區差異的主要因素。

一、引言及文獻回顧

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

有關居民主觀幸福感的影響因素，國內外學者已經進行了豐富而有益的探討。其中，收入是經濟學者最為關注的、影響居民主觀幸福感的變量。Easterlin（1974）觀察美國二戰后的經濟發展與國民幸福狀況后發現，美國居民的幸福感并沒有隨著國民收入的增加而提升，據此提出著名的“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.。這一現象引發了更多學者對國民幸福感的關注和思考。Osward（1997）使用美國綜合社會調查數據進一步考察了主觀幸福感的決定因素，發現上世紀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）的結論。

但是，Deaton（2008），Stevenson and Wolfers（2013）使用蓋洛普世界民意調查數據證實，越富有的國家生活質量平均自評分越高[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性的結論[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，關于收入對主觀幸福感的影響并沒有一致的結論。這可能是因為人們除了在意絕對收入外，還在乎社會比較。如Clark and Oswald（1996）分析英國家庭分組調查（BHPS）數據發現，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，發現主觀幸福感與參照組收入呈負向關系[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 多個農村居民，同樣發現以鄰居收入作為參考的農村居民幸福感最低[8]陳前恒、池桂娟：《比較、包容與幸福——基于中國農村居民調查數據的實證分析》，〔武漢〕《經濟評論》2014年第4期。。

大量文獻還關注了性別、年齡、健康、黨員身份、婚姻、教育、環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）等研究發現，年齡對主觀幸福感的影響是非線性的，表現為“U”型相關關系[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〕《中國農村觀察》2016年第4期。。農村居民健康與幸福感之間存在顯著的正相關關系（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）研究發現，黨員身份對于主觀幸福感有顯著的正向影響，因為黨員可以為個體帶來更多社會資源和機會[13]魯元平、王軍鵬、王品超：《身份的幸福效應——基于黨員的經驗證據》，〔北京〕《經濟學動態》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（劉軍強等，2012）[1]劉軍強、熊謀林、蘇陽：《經濟增長時期的國民幸福感——基于CGSS數據的追蹤研究》，〔北京〕《中國社會科學》2012年第12期。。教育對主觀幸福感的影響并沒有一致性的結論。何立新等（2011）發現，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，伴隨農村工業化和城鎮化的發展，農村空氣污染、水資源污染等環境問題日益嚴重（黃季焜、劉瑩，2010）[4]黃季焜、劉瑩：《農村環境污染情況及影響因素分析——來自全國百村的實證分析》，〔武漢〕《管理學報》2010年第7期。，并對人們生活造成極大困擾。楊繼東等（2014）等研究發現，環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：基于幸福感數據的分析》，〔北京〕《世界經濟》2014年第37期。。

然而，現有研究大多聚焦全國或者城鎮居民的幸福感，在少數的關注農民群體的文獻中，學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）研究了農村居民主觀幸福感的決定因素，但是并沒有分析不同地區農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：《農村居民幸福感影響因素的實證分析——基于四川省震后災區與非災區的對比》，〔北京〕《中國農村觀察》2013年第4期。。而在我國，區域經濟發展不均衡，東部與中西部地區在經濟發達程度、教育資源、公共服務獲得等方面存在較大差距，人們的生活環境不盡相同。因此，考察東、中西部農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區與非災區，樣本量較小，其結論不具有一般意義[8]徐仲安、靳共元、張曉林、耿宇寧：《農村居民幸福感影響因素的實證分析——基于四川省震后災區與非災區的對比》，〔北京〕《中國農村觀察》2013年第4期。。鑒于此，本文可能的貢獻在于：（1）在個體特征變量、經濟變量基礎上，引入黨員身份、家庭規模、房產數量等解釋變量，使用CGSS2010—2015年微觀個體數據，識別與估算決定我國農村居民主觀幸福感的因素，并考察分析影響農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，進一步考察農民主觀幸福感的地區差異，厘清導致東、中西部農民幸福感差異的主要因素，以為全面提升我國農村居民幸福感、獲得感提供參考。

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

二、模型構建與特征事實

（一）模型設定

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、經濟變量之外，還考慮了黨員身份以及家庭規模、房產數量因素。因為，在農村地區黨員人數較少，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，以及隨著農村居民生活習慣改變與受教育程度的不斷提升，家庭人口數量可能對農村居民產生的不同影響，添加了房產數量及家庭規模變量。基于此，基準模型設定如下：

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（Lnincome）、社會地位提升（Mup）、社會地位下降（Mdown）、家庭規模（Size）、房產數量（Property）、婚姻狀況（Marriage）、環境滿意度（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。

（二）數據來源與指標定義

本文采用2010年、2012年、2013年以及2015年的CGSS數據，樣本量為8008。被解釋變量為農村居民主觀幸福感。根據調研問卷，1表示“非常不幸福”，2表示“比較不幸福”，3表示“說不上幸福不幸福”，4表示“比較幸福”，5表示“非常幸福”。解釋變量包括：

1.個體特征變量。借鑒Kahneman and Deaton（2010），劉軍強等（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、熊謀林、蘇陽：《經濟增長時期的國民幸福感——基于CGSS數據的追蹤研究》，〔北京〕《中國社會科學》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，小學學歷記為6，初中學歷記為9，普通高中、中專及職業高中記為12，大專記為15，大學本科記為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民主觀幸福感的非線性關系。考慮許多農民沒有上大學就開始務工，選擇18歲以上農村人口作為樣本。（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.個體經濟變量。（1）絕對收入。取個體年收入的自然對數。（2）社會地位變動。選擇與自己過去社會地位進行比較。根據CGSS中的兩個問題：“您認為您十年前在哪個等級上？以及您認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，以社會地位不變為參照組，設置兩個虛擬變量。

3.家庭特征變量。（1）家庭規模。使用“家庭子女數量”作為家庭規模的代理變量。（2）房產數量。引入家庭擁有房產的數量，以考察住房與中國農村居民幸福感的相關關系。（3）婚姻狀況。婚姻狀況為分類變量，以“未婚”為參照組，并設置“同居”、“有配偶”、“分居”、“離婚”和“喪偶”五個虛擬變量。

4.宏觀經濟變量。（1）環境滿意度。“片面注重經濟發展，忽視了環境保護工作”記作非常不滿意，賦值1，“重視不夠，環保投入不足”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。用農村物價指數衡量通貨膨脹程度。各變量的描述性統計見表1。

表1 變量定義及描述性統計

（三）我國農村居民幸福感的特征事實

1.我國農村居民主觀幸福感的整體分布與地區差異

根據2010—2015 年CGSS 數據，從全國水平來看，農村居民幸福感總體程度較高，平均得分為3.8。感覺“非常幸福”“比較幸福”的受訪者比例達到75.6%，也就是說，有超過三分之二的農民認為自己是幸福的。感覺“非常不幸福”“比較不幸福”的受訪者比例僅為9.24%。分區域來看，東部地區農民幸福感程度最高，平均值達到3.94，其中，超過80%的受訪者認為自己是“比較幸福”或者“非常幸福”的，而只有5.5%的受訪者認為自己“比較不幸福”或者“非常不幸福”。西部地區農民幸福感最低，平均值只有3.74，其中73%的受訪者認為自己“比較幸福”或者“非常幸福”，感覺到“比較不幸福”或者“非常不幸福”的人數比例較高，達到11.76%。中部地區農民幸福感達到全國平均水平3.8。

2.我國農村居民主觀幸福感的變化趨勢

通過對CGSS 數據的分析，2010—2015 年，我國農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。東部與中部地區農民幸福感變動趨勢基本一致，而且均在2013年出現了下降，但西部地區農民幸福感在2013年出現了大幅上升。

三、我國農村居民主觀幸福感影響因素分析

（一）基準回歸

采用OLS估計方法估算模型（1），并逐步添加變量。表2的結果顯示，參數估算值的符號在不同模型里幾乎完全一致，大多數估算值的大小也比較穩定，表明了結果的穩健性。鑒于第4列對應的實證模型具有最高的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 農村居民主觀幸福感的決定因素OLS回歸結果

農村地區男性的主觀幸福感顯著低于女性。這可能是因為受中國傳統文化影響，男性要養家糊口，家庭責任更重、生活壓力更大。教育對農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）、劉軍強等（2012）的結論一致[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、熊謀林、蘇陽：《經濟增長時期的國民幸福感——基于CGSS數據的追蹤研究》，〔北京〕《中國社會科學》2012年第12期。。教育不僅代表著個人基本素養和內在價值感的提高，作為人力資本獲得的重要途徑，教育還是捕捉發展機會、增強收入流動性的關鍵要素。

年齡對主觀幸福感的影響在1%的顯著性水平上顯著為負，年齡的平方在1%的顯著性水平上顯著為正，表明年齡與農村居民主觀幸福感呈“U”型關系，即隨著年齡的增長，主觀幸福感先下降后上升。農村居民幸福感轉折點大致出現在37歲，這其中可能的原因是成年以后，人們逐漸面臨結婚、生育、撫養孩子、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定的經濟基礎和家庭關系，更容易面對生活中的挫折與問題，對于生活的態度也愈加平和，幸福感逐漸提升。自評健康狀況的估計系數在1%的顯著性水平上顯著為正，達到0.17。在農村，因病致貧、因病返貧一直是阻礙農民脫貧、限制農村發展的一大問題，由于沒有完善的醫療服務體系與醫保制度，農民害怕生病、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為個人帶來更多的社會資源與機會有關。已有研究也表明，黨員身份能夠產生收入溢價，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絡，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程增加還是減少》，〔北京〕《經濟學（季刊）》2010年第3期。。

個體經濟變量中，絕對收入對農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，農民幸福感提升7%，說明絕對收入對農村居民幸福感有積極影響[4]崔紅志：《農村老年人主觀幸福感影響因素分析——基于全國8省（區）農戶問卷調查數據》，〔北京〕《中國農村經濟》2015年第4期。，這說明“Easterlin幸福悖論”并沒有發生在我國農村地區，對于處于溫飽線上下的農村人口來說，收入帶來的邊際效用還是比較大的。與個體經濟狀況相關的另一個變量是社會地位變動。社會地位提升會給農民帶來更多的幸福感，而社會地位下降會明顯降低農民幸福感。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年數據進行初步分析也發現，有5137人，約64%的受訪農村居民認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，房產數量越多越幸福，這與中國人看重房產有很大關系，而且住房可以通過緩解流動性約束、降低預防性儲蓄這兩個機制影響人們的生活質量（李濤等，2011）[5]李濤、史宇鵬、陳斌開：《住房與幸福：幸福經濟學視角下的中國城鎮居民住房問題》，〔北京〕《經濟研究》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，估計系數達到0.21，成為影響農村居民主觀幸福感非常重要的解釋變量。因為家庭關系是人最密切的社會關系，來自家庭成員的支持與分享至關重要。家庭規模對農村居民幸福感并沒有顯著的影響。雖然在農村地區一直流行著“多子多福，養兒防老”的說法，但隨著現代生活節奏的加快，子女越多，供子女上學、結婚生子的開銷越大，生存壓力就越大。這與崔紅志（2015）的研究結論一致[1]崔紅志：《農村老年人主觀幸福感影響因素分析——基于全國8省（區）農戶問卷調查數據》，〔北京〕《中國農村經濟》2015年第4期。。

宏觀經濟變量中，環境滿意度越低，個體越不幸福。尤其是在農村，工業垃圾比城市更為嚴重，惡劣環境對人們的影響更為嚴重的。通貨膨脹與農民主觀幸福感沒有明顯的相關關系，這可能與農村地區通貨膨脹率不高有關。

（二）農村男性與女性的主觀幸福感決定因素

表3 農村男性與女性主觀幸福感的決定因素回歸結果

對樣本進行男女分組，探究農村地區男性與女性的幸福函數。結果匯報在表3。黨員身份對女性幸福感的影響遠遠高于男性。這與魯元平等（2016）的結論一致：即黨員身份的幸福效應存在異質性，尤其在黨員比重較低的群體中，黨員身份呈現出更明顯的幸福效應[1]魯元平、王軍鵬、王品超：《身份的幸福效應——基于黨員的經驗證據》，〔北京〕《經濟學動態》2016年第9期。。在我國農村，中共黨員的比例本來就低，女性黨員更少。觀察CGSS 樣本數據也會發現，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%，這就愈發凸顯出黨員的身份價值，因而能夠為其帶來更多的政治資源和個人發展機會，也就更幸福。

結果顯示，絕對收入對農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。農村男性要比女性更在意財富的積累以及社會地位的提升。一方面，這可能與男性承擔養家的責任有關，另一方面，社會地位與財富能夠給男性帶來更多的自信以及社會認同。

此外，有配偶能夠顯著提升農村男性的幸福感，而對農村女性沒有明顯影響。說明農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。這可能是因為，相比男性，女性的生活調節能力更強，比如經常與朋友談心，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，本文還運用了有序Logit模型以及二值Logit模型（將“非常不幸福”、“比較不幸福”、“不知道幸福不幸福”記為0，“比較幸福”與“非常幸福”記為1），對模型（1）進行重新估計，結論依然穩健。

四、我國農村居民主觀幸福感的地區差異

（一）東部、中西部農民主觀幸福感影響因素分析

上述基準回歸結果表明，個體與家庭特征變量、個體經濟變量、宏觀經濟變量都會對農村居民的幸福感產生重要影響。那么，這些影響是否存在地區差異呢？有必要將東部和中西部樣本分開，對農民主觀幸福感的地區差異進行考察。結果匯報在表4中。可以看到，教育、黨員身份對于東部農民幸福感沒有顯著影響，但正向地影響中西部農民主觀幸福感。年齡的影響仍然顯著，且呈非線性特征。東部農村地區幸福感轉折點出現在45歲，中西部地區出現在43歲。另外，無論在東部還是中西部性別、自評健康狀況、絕對收入與房產數量、環境滿意度對農村居民均有顯著影響。

表4 東部、中西部地區農村居民幸福感的回歸結果

表4 （續）

（二）農民主觀幸福感地區差異的Oaxaca-Blinder分解

表5 農民主觀幸福感地區差異的Oaxaca-Blinder分解結果

運用Oaxaca-Blinder分解方法，對東、中西部農民主觀幸福感差異進行分解，見表5。東部與中西部農民幸福感差異的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度，在可解釋的地區幸福感差異部分中，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度達到0.049，也就是說，僅健康差異就可以解釋地區幸福感差異的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幸福感差異的39.07%和13.85%。教育、房產數量、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、環境滿意度、婚姻狀況、家庭規模以及通貨膨脹導致的幸福感差異為負。由于社會地位改善、環境滿意度和家庭規模的估計系數為正，這三個變量分解結果為負意味著，與東部地區相比，中西部農村地區家庭人口數量更大，并且有更多的農民實現地位提升、對環境滿意度也更高，這些變量都是縮小地區幸福感差異的因素。

五、結論與政策建議

本文基于CGSS2010—2015年微觀個體數據，對我國農村居民主觀幸福感的決定因素進行考察，并進一步探討了農民幸福感的地區差異。結果表明：（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、房產數量、有配偶以及環境滿意度對農村居民幸福感均有顯著影響。（2）農村女性能夠通過黨員身份及擁有房產數量得到更多的幸福，而農村男性更在乎絕對收入的增加、社會地位的提升以及穩定的婚姻生活。（3）農民主觀幸福感地區差異的53.1%可以由個體特征差異來解釋，46.9%由系數特征差異解釋。其中，自評健康狀況、絕對收入以及年齡是導致幸福感地區差異的重要原因。據此，我們提出以下政策建議。

首先，相比較而言，中西部農村地區醫療基礎設施總體較差，醫療服務也不完善，一旦發生大病重疾，農民因病致貧的幾率非常高。因此，建議進一步健全農村醫療保險制度，并加強東部對中西部貧困地區的經濟幫扶，使農民病有所醫、老有所養。與此同時，將更多藥品和疾病納入農戶醫療保險和治療的范圍，盡可能提高農村醫療保障的公平性。

其次，雖然很多國家地區都出現了“Easterlin 幸福悖論”，但在我國農村地區，絕對收入與幸福感依然表現出顯著的正相關關系，也是造成農民幸福感地區差異的重要原因。因此，大力發展農村經濟至關重要。不僅如此，還要注意區域間的均衡發展。2018年，中共中央、國務院印發《國家鄉村振興戰略規劃2018—2022年》，目的就是要大力發展“三農”經濟，解決人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發展之間的矛盾。需要強調的是，發展農村經濟關鍵在于人。所以在相關的農業政策推動下，仍要重點加強農村教育投資，加大教育基礎設施建設，為農民提供更多、更公平的學習機會才是農村發展的內生動力所在。

最后，如何尋求經濟發展與環境保護間的平衡，處理好綠水青山和金山銀山的關系就顯得十分重要。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量等環境指標的考核。另外，由于一些污染項目無法在城市落地，很多企業會選擇在農村建廠，結果大大超出農村地區的環境承載力，導致周邊土地、河水變質，人們健康受到威脅，生活幸福感大大下降。建議制定相關法律稅收政策并落實到位，使企業污染成本內部化，減少對農村居民的傷害。