人口結構、家庭資本與農民幸福感
——基于全國261個村莊2701位農戶的實證分析

李丹陽，鐘楚原

(1.東北師范大學 政法學院，吉林 長春 130117；2.廈門大學 馬克思主義學院，福建 廈門 361005)

1 問題提出與研究假設

習近平指出，“要尊重廣大農民意愿，激發廣大農民積極性、主動性、創造性，激活鄉村振興內生動力，讓廣大農民在鄉村振興中有更多獲得感、幸福感、安全感。 ”[1]換言之，廣大農民群眾的獲得感、安全感和幸福感成為衡量鄉村振興的重要指標之一。鑒于此，準確把握農民幸福感的總體水平以及影響因素，顯得極為重要。為此，本文以2016年華中師范大學中國農村研究院/政治科學高等研究院的“百村觀察”數據為基礎，試圖在衡量農民群體總體幸福水平的基礎上，篩取人口結構和家庭資本兩個變量分析影響農民幸福感的具體因素，以此把握基層治理的痛點和鄉村振興的要點，為相關政策的制定提供一定參考。

事實上，幸福是一個古老的話題，伊壁鳩魯曾說：“幸福生活是我們天生的善，我們的一切取舍都從快樂出發，我們的最終目標乃是得到快樂?！盵2]人們對幸福生活的向往，折射出他們對幸福感的追求。截至目前，國內外學界對幸福感的研究成果頗豐，主要集中在性質類別、影響因素、測量方式等方面。其中，Kahnema通過“追溯邊沁的以個人感受為主的主觀享樂主義和亞里士多德的強調價值實現的客觀幸福論”[3]，將幸福感劃分為主觀幸福感與客觀幸福感。在此基礎上，針對主觀幸福感 (Subjective Well—Being，簡稱SWB)，Diener認為SWB具有“主觀性、相對穩定性、整體性”[4]等特征，并將其結構細分為“正性情感、負性情感和認知水平”[5]等三個層面。此后，國內外學者對主觀幸福感的研究日益呈現出多元化特征，包括從倫理學、經濟學、社會學和心理學等多學科視角出發建構幸福感的測量指標，[6]以及從“財富、人格、年齡、婚姻”[7]等人口結構因素和“遺傳、文化、家庭環境、生活事件、經濟和社會支持”[8]等社會資本因素出發，探究主觀幸福感的影響因子。具體而言，徐淑一以傳統絕對收入效用理論為基礎，認為收入與幸福感在總體上存在正向相關關系;[9]柳治國亦認為收入對農民的幸福感提升有顯著的正面效用，但隨著收入的不斷增加，農民幸福感的提升速度在放緩;[10]與之相對，Carol Graham經系統檢驗，指出大多數研究文獻發現收入與幸福感并不存在明顯相關性。[11]隨后，學者們逐漸擺脫單一經濟因素的束縛，結合人群的城鄉、代際等結構化特征，分別考察受教育水平[12]、醫療保險程度[13]、身體健康狀況[14]等作用于考察對象幸福感的具體機制，并得出父母高學歷、城鄉教育差距對農民主觀幸福感的抑制作用等結論。

以上研究成果對于本文分析農民幸福感的影響因素和作用機制具有啟發意義。同時不難發現，基于經驗的局部特征以及非農本體的考察傾向，學界并未完全將視線下沉至村莊層面乃至農民群體，亦缺乏分析相應問題的大規模數據支撐。鑒于此，本文基于2016年“百村觀察”全國31省261個村莊2701位農戶的基礎調研數據，試圖跳出社會學、人類學、經濟學等學科局限，結合政治學的測度方式，重新將基層治理的視角帶入相關研究，具體考察人口結構、社會資本等對農民幸福感的實證影響，并結合前述文獻梳理，提出如下研究假設：

農民的家庭資本對幸福感的提升具有顯著的正向影響。假定認為農民的家庭資本越好，其對自身幸福感的提升越明顯：反之，農民的家庭資本越差，其對自身幸福感的提升越不明顯，反而會下降。

H1：當農民的經濟資本不斷提升時，他們的幸福感會明顯上升;當農民的經濟資本不斷下降時，他們的幸福感也會明顯降低。

H2：當農民的人力資本不斷提升時，他們的幸福感會明顯上升;當農民的人力資本不斷下降時，他們的幸福感也會明顯降低。

H3：當農民的社會資本不斷提升時，他們的幸福感會明顯上升;當農民的社會資本不斷下降時，他們的幸福感也會明顯降低。

2 數據測量與研究設計

2.1 數據來源

文章數據來源于華中師范大學中國農村研究院/政治科學高等研究院“百村觀察”項目組在2016年暑假對全國31省 (自治區、直轄市)261個村莊進行的農村綜合問卷調查。①本次調查最終共計回收3819份農戶數據，在剔除了關鍵變量缺失的樣本后，最終得到2701份農戶數據的有效樣本。

2.2 變量設置與概念化操作

2.2.1 因變量

習近平多次指出：“讓改革發展成果更多更公平惠及全體人民，使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續”。[15]而且隨著社會的快速發展，幸福感這一“隱形國民財富”越來越受到人們的關注。提升農民的幸福感，對于中國社會的發展前進益處諸多。故本文根據問卷，將農民的幸福感作為因變量進行考察，具體對應問卷中的測量指標即“您對目前的生活狀況滿意嗎”，再按照總分遞增原則將選項設置為“1.非常滿意，2.比較滿意，3.一般，4.不太滿意，5.很不滿意”五類。由下表1可知，農民對生活狀況的滿意度較低，表示“非常滿意”和“比較滿意”的總占比僅為10.47%，而表示“不太滿意”和“很不滿意”的總占比則接近六成，為58.17%。

表1 農民對生活狀況的滿意度 (單位：個，%)

2.2.2 自變量

本文的自變量包括核心變量和控制變量兩部分。首先，從核心變量角度來看，核心變量主要包括經濟資本、人力資本和社會資本等家庭資本。家庭資本這一概念脫胎于社會資本理論，學界對家庭資本的相關研究較多。美國著名學者Jams S.Coleman就學生的學業成就影響因素提出了“家庭資本”的分析框架，后來進一步研究，認為影響未成年學業成就的家庭資本包括社會資本、人力資本和財務資本三大要素;[16]布迪厄則將家庭的社會資本做了細化，將其分為經濟、文化和社會三大資本要素。[17]國內學者在引入這一概念之后，將家庭資本劃分為家庭經濟資本、家庭文化資本、家庭政治資本和集體社會資本;[18]此外，還有的國內學者結合本土實際，認為家庭資本包括父母地位、學歷水平以及收入情況等要素。[19]

根據以上界定，本文結合問卷，將家庭資本劃分為經濟資本、人力資本和社會資本三類，其中經濟資本包括題項“2015年家庭年收入”“2015年家庭債務”，答案原為連續型變量，將其重新分組，設置答案分別是“1.高等收入家庭，2.中高收入家庭，3.中等收入家庭，4.中低收入家庭，5.低等收入家庭”“1.50 萬及以上，2.10 萬～50 萬，3.5萬～10萬，4.1萬～5萬，5.1萬及以下”;人力資本包括題項“家庭類型”，答案設置為“1.核心家庭，2.主干家庭，3.擴大家庭 4.空巢家庭，5.其他類型”，“學歷水平”為連續型變量，將其重新分組為“1.文盲，2.小學，3.初中，4.高中，5.大專及以上”，“健康狀況”答案設置為“1.優，2.良，3.中，4.差，5.很差”;社會資本包括“2015年的外出次數多嗎?”“您的交往范圍與以前相比”，設置答案為“1.經常，2.較多，3.一般，4.很少，5.沒有”“1.擴大了，2.沒變化，3.縮小了”。由以上總結得出，家庭資本變量的定義與賦值如下，詳見表2。

表2 家庭資本變量定義與賦值

然后，從控制變量角度來看，根據以往的定量研究經驗，本文選取的變量主要包括性別(男=1，女=2)、年齡(30 歲以下=1，30～39 歲=2，40～49歲=3，50=59 歲=4，60 歲及以上=5)、民族(漢族=1，少數民族=2)、婚姻狀況(未婚=1，已婚=2，離異=3，喪偶=4，其他=5)、職業類別(農業勞動者=1，農民工=2，雇工階層=3，農民知識分子=4，個體勞動者和個體商戶=5，私營企業主=6，鄉鎮企業管理者=7，農村管理者=8，其他=9)、是否干部(是=1，否=2)、政治面貌(黨員=1，非黨員=2)，詳見下表3。

表3 樣本農戶的背景特征 (單位：個，%)

3 家庭資本與農民幸福感的實證研究

本研究通過使用SPSS26.0進行數據分析，因變量為農民的幸福感，答案設置為有序五分類變量，而運用最優尺度進行分析可以“將分類變量不同取值進行量化處理，從而將分類變量轉換為數值型”[20]?？梢姡顑灣叨然貧w分析方法可以提高對分類變量數據的處理能力，突破模型選擇限制以及提高回歸分析的應用能力等。

通過最優尺度回歸分析，得出如下結果。首先，根據回歸模型ANOVO分析結果表明，F=13.423，P值趨近于0，小于顯著性水平0.05，證明該回歸模型具有統計學意義;其次，調整后的R2為0.139，說明解釋力為13.9%，模型擬合效果比較好;最后，從自變量轉換前后的容差值來看，均大于0.1，表明各自變量之間沒有明顯共線性。

表4 人口結構、家庭資本與農民幸福感的最優尺度回歸分析

首先，家庭資本對農民幸福感具有非常明顯的影響。具體來看，第一，從家庭經濟資本角度來看，其對幸福感的預測作用占比高達34.4%，而且家庭年收入和家庭負債情況對農民幸福感的影響都在0.01的水平上顯著，表明對農民的幸福感具有極顯著的影響。從家庭年收入這一指標來看，回歸系數為正，表明家庭收入對農民幸福感的提升具有顯著的正向影響;而家庭負債情況這一指標的回歸系數為負，表明家庭負債對農民幸福感的提升具有明顯的抑制作用，二者成負向相關關系。研究假設H1通過驗證。第二，從家庭人力資本角度來看，其對幸福感的預測作用占比為25.3%，家庭類型、學歷水平和健康狀況對農民幸福感的影響在0.01的水平上顯著，且回歸系數為正，表明家庭類型、學歷水平和健康狀況對農民的幸福感具有顯著的正向影響。研究假設H2通過驗證。第三，從家庭社會資本角度來看，其對幸福感的預測作用占比為10.1%，外出次數和交往范圍對農民幸福感的影響在0.01的水平上顯著，且回歸系數為正，表明外出次數和交往范圍對農民的幸福感具有顯著的正向影響。研究假設H3通過驗證。

其次，在人口結構變量中，年齡、婚姻狀況和職業類別對農民幸福感具有極顯著影響，是否為干部以及性別對農民幸福感的影響相對較小。具體來看，年齡與農民幸福感呈正向相關關系，即青年農民的幸福感不如年長農民的幸福感強烈，這可能與不同年齡階段的農民所掌握的家庭資本有關。與此同時，婚姻狀況也和農民幸福感呈正向相關關系，一般來說，婚姻完整的農民要比婚姻不幸的農民幸福感要高。此外，職業類別也和農民幸福感呈正向相關關系。再從是否是干部角度來看，其中是否是干部對農民幸福感的影響在0.1的水平上顯著，不是干部的農民幸福感相對干部身份的農民幸福感要高一些;從性別角度來看，其中性別對農民幸福感的影響在0.1的水平上顯著，可知男女對幸福感的主觀感知各不相同;從民族和政治面貌角度來看，sig.值大于0.01，表示該變量對農民幸福感不具有統計學顯著意義。

4 結論與討論

農民幸福感是自身身心愉悅的一種內在體現，是多種因素共同作用的結果。本文通過對既有研究進行梳理，以問卷調查的方式，利用華中師范大學中國農村研究院/政治科學高等研究院“百村觀察”項目組的調研數據，運用SPSS26.0進行最優尺度回歸分析，就農民幸福感及其影響因素進行實證分析。研究結果發現：第一，當前我國農民的幸福感整體水平中等偏低，亟需增強。第二，家庭資本與農民幸福感呈顯著正相關，即家庭資本中，經濟資本、人力資本、社會資本的增強均能明顯改善農民幸福感，其中，經濟資本的作用更為顯著，人力資本的作用次之，而社會資本的作用最小。第三，人口結構中的年齡、婚姻狀況等要素與農民幸福感呈顯著正向關系，與此同時，不同職業類別的農民群體中，農業勞動者的整體幸福感水平最高，而農民工、農民知識分子、鄉鎮企業管理者、農村管理者等的幸福感則處于較低水平，且二者差異懸殊。

基于以上研究分析，具有重要的政策供給意義：首先，整體而言，將家庭資本的增值作為提升農民幸福感的主渠道，具體包括以經濟資本為核心、人力資本和社會資本為補充，通過加大支農投入、培育新產業新業態、深化農村改革，不斷解放和發展農村生產力，持續改善農民收入狀況，同時繼續貫徹基礎教育、完善職業技術教育，努力提高不同代際農民的人力資本，此外，利用現代信息技術不斷縫合原子化農民日漸崩解的傳統社會文化網絡，使之重新整合為村莊共同體，在村莊發展中贏得個人契機。其次，農業勞動者的幸福程度直接影響農民群體的整體幸福水平，一方面通過穩定農村支持政策、提升農業產業價值鏈、拓展農民就業創業渠道，不斷增加農業從業者的經營性收入、工資性收入、轉移性收入，另一方面，通過城鎮化等措施不斷轉移農業剩余勞動力，增加其副業收入。最后，從婚姻、職業等結構化特征出發，通過吸收族譜、祖訓、家規等有益因素，重塑農民以家庭和睦為重心的內在道德觀念和現代心靈秩序，提倡婚喪領域的移風易俗，減輕彩禮觀念、生育觀念等對婚姻穩定性的沖擊，在此基礎上，不斷完善物質保障、精神激勵、晉升渠道等在內的激勵措施，以此提升作為當前村莊治理重要主體——村干部和鄉村教師等農民群體的幸福感，不斷提升其參與基層治理和鄉村振興的內在動能。

注釋：

①華中師范大學中國農村研究院/政治科學高等研究院以實證調查為主要方法，對中國農村問題的研究經歷了三個階段：一是自1986年開始的個案調查;二是自2006年開始的 “百村觀察計劃”，對300個村莊5000個農戶每年進行跟蹤觀察，為政策提供依據;三是自2015年開始的“深度中國調查”，包括村莊調查、農民口述史調查和家戶調查三類，為基礎性調查，目的是建構中國理論。本文的數據得益于筆者碩士就讀期間所展開的“百村觀察計劃”相關支持。