非農就業提高農村居民幸福感了嗎？

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展水平的重要標準。改革開放以來，我國經濟發展取得舉世矚目成就，但卻呈現出與國民幸福增長不相匹配的“伊斯特林”悖論。例如，世界幸福數據庫顯示：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。。物質財富的不斷累積能否轉化為不斷增長的國民幸福，已經成為我國發展進入新時代的重要考驗。在此背景下，基于對國內國際形勢的研判，黨和國家開始關注并高度重視提升居民幸福感。習近平總書記多次提出，中國共產黨是為中國人民謀幸福的黨，應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，要“不斷滿足人民日益增長的美好生活需要，不斷促進社會公平正義，使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續”。

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

與此同時，非農就業已成為農村居民生產生活的常態化方式。改革開放以來，中國農村勞動力開始大規模向城鎮和非農部門轉移。國家統計局數據表明，2020年全國農民工總量達到28560萬人，其中外出農民工16959萬人，本地農民工11601萬人。伴隨非農就業人數的不斷攀升，農村居民的家庭收入結構也在發生深刻變化。相關研究表明，在1996年，農戶的農業收入占家庭總收入的比例為60.6%，而到2016年，農業收入占比下降到33.5%，非農收入占比上升至66.5%(郭慶海，2018)。在此背景下，非農就業打破了農村居民僅作為農業生產者的單一社會格局，開始重構農村居民的家庭經營和生活方式，對其福利水平產生了深遠影響。但是，如圖1所示，近15年間，伴隨非農就業比例的不斷增長，農村居民的家庭人均收入水平持續上升；與之相對，盡管農村居民的幸福感有所提升，但仍未達到與非農就業和收入水平同步改善的效果。尤其是在2011年達到3.88的幸福感峰值之后，農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)中國綜合社會調查(CGSS)采用李克特五點量表對中國城鄉居民幸福感進行測度，滿分為5分制；世界幸福數據庫(WDH)則采用10分制對世界各國居民幸福水平進行測度。本文所使用CGSS數據為目前我國農村居民幸福感最新全國性調查數據。。

圖1 2003-2017年農村居民人均收入、非農就業與幸福感數據來源：作者基于國家統計局、CGSS數據庫相關統計數據計算整理所得。

為此，本文關注的問題是，非農就業是否真的改善了農村居民幸福感？體現出怎樣的長短期效應？在不同就業情境與群體特征下又呈現出怎樣的影響差異？對于上述問題的解答，對提高我國農村居民幸福水平、促進鄉村振興和新型城鎮化協同發展具有重要現實意義。大規模農民的非農就業轉移，是中國轉型發展的重要事件，但鮮有文獻充分關注其對農村居民幸福感的影響。本文試圖對非農就業影響農村居民幸福感的效應、機制與情境做進一步研究。

已有相關研究主要聚焦于以下三方面：首先，幸福感的影響因素與網絡效應。已有針對農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、社會關系、村莊民主、農民工權益以及農村草根組織發育對幸福的影響效應(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)。在此基礎上，學界進一步分析了幸福對消費、就業的促進效應(李樹、于文超，2020；李樹、陳剛，2015)。研究發現，主觀幸福感對個人的消費儲蓄、就業概率、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”，即社區內個體的幸福感受到社區平均幸福水平的正向促進作用(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，學者針對中國情境下收入與幸福的關系進行了較為豐富研究，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。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”曲線關系(張學志、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作用(廖永松，2014)。第三，社會平均資產增加會提高個體對收入的樂觀預期而產生“示范效應”，從而促進其主觀幸福感提升；但社會平均收入的水平上升則會引發“攀比效應”，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，指出短期內收入增長或將促進幸福感增加，但在長期內促進空間是有限的，甚至出現停滯或抑制狀態。

綜上分析，已有研究針對幸福感的理論內涵、收入悖論、影響因素、社會效應等進行了較為豐富的研究，奠定了一定理論基礎和分析依據，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。雖然已有學者從相對感知、精神力場角度探討了幸福函數構建，但仍較為偏向心理學范疇，尚未能通過一般效用假設推導幸福函數，以至于對幸福函數的構建和影響因素的分析相對依賴主觀性。第二，鮮少關注非農就業對農村居民幸福感的影響。非農就業已成為中國農村居民主要生產生活方式，為農村社會帶來了廣泛而深刻變革，必將對農村居民生活狀況和幸福感知等產生深遠的影響，深化其研究不僅具有現實意義，而且有助于豐富相關研究文獻。第三，對于非農就業影響幸福感的機制和情境研究不足。農業勞動力的非農轉移和農村勞動力的非農就業是一個長期的過程，因此，針對非農就業對幸福感的影響效應，需要在短期和長期視角下辯證地予以考量，關注其影響效應變化與影響機制變化，并考察在不同務工環境、人力資本特征等情境下的影響效應不同，但已有文獻研究仍相對不足。

本文的邊際貢獻在于：第一，構建了農村居民非農就業的“幸福函數”，基于體驗效用假說，通過一般效用理論推導和揭示了非農就業的幸福增長效應；第二，發現非農就業對農村居民幸福感的影響存在一定“伊斯特林悖論”關系，即短期非農就業能夠顯著促進幸福感增長，但長期非農就業對幸福增長的促進效應是有限的，并對其內在機制做出進一步分析；第三，發現了非農就業的幸福促進效應與年齡增長之間的邊際遞減規律，考察了不同人力資本特征與外出務工情境下非農就業對幸福增長的不同影響，為農業勞動力轉移、城鄉協同發展、居民福利改善等相關政策制定提供了重要理論依據。

二、理論剖釋：工農要素流動下的幸福函數

為有效探究非農就業對農村居民幸福感的影響，本文通過構建以工農要素流動為核心的三部門模型，推導建立非農就業與幸福感之間的幸福函數，具體分析如下：

(一)農業部門

假設在一個不斷迭代的生產-消費周期內，存在一個由無數農戶家庭組成的農業生產消費部門，其生產、消費和效用水平均可做出一般性加總。為簡化分析，假設農業部門“加總個體”的效用函數為Ut=U(ct,lt)，為增強模型的解釋力和一般性，假設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，假設農村居民在體驗后獲得效用，其體驗效用水平即為農村居民的幸福水平(賀京同等，2014)。伴隨經濟不斷發展，農村居民的消費條件持續獲得改善，其在住房、醫療、教育、生活等各方面的消費水平不斷提升。由此，可假設ct>ct-1；與之相對，農業生產經營具有一定季節性和周期性，農戶家庭多選擇在農忙時進行務農，農閑時外出務工，其在務農、務工和閑暇時間分配方面具有一定規律性。由此，可假設在一定時期內農村居民閑暇水平相對穩定，即lt=lt-1。

于是，農村居民的福利最大化問題即為：

(1)

(2)

(二)工業部門

在此基礎上，假設廠商生產函數與利潤函數相同并可加，則加總廠商的生產函數為：

(3)

(4)

(三)政府調控部門

(5)

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

(6)

(四)部門均衡與幸福函數求解

在此基礎上，進一步聯立農村居民的目標函數與各部門的預算約束，可解得該經濟體實現均衡運行時存在如下歐拉方程組：

(7)

(8)

(9)

其中，式(7)表示農業部門的均衡情境，式(8)則描繪了在吸納農業部門的生產要素后，工業部門的均衡情境，式(9)表示工農業部門之間要素流動的均衡。其經濟學含義在于，當農村勞動力在農業部門生產的邊際收益等于其在工業部門勞動的邊際產品價值時，城鄉勞動力流動實現二元均衡。

(10)

上式即為城鄉勞動力二元流動背景下，非農就業對農村居民幸福感的影響函數。在此基礎上，將幸福感Ut對非農就業nt分別求一階、二階偏導可得：

(11)

(12)

由此可得，非農就業與農村居民幸福感呈正相關，但二者呈現concave變化關系，即伴隨非農就業的增加，其所帶來的幸福增量是持續遞減的。這表明非農就業對農村居民幸福感的影響或存在一定的“伊斯特林悖論”關系。伊斯特林悖論認為，收入對幸福增長的促進作用具有門限效應，當收入增加到一定閾值之后，便不會再促進幸福增長；即短期內收入增加將顯著促進幸福增長，但長期內收入增加對幸福增長的促進效應是有限的，甚至會出現停滯或抑制狀態(李清彬、李博，2013；Easterlin et al.，2010)。在此背景下，非農就業對農村居民幸福感的影響效應，或存在同樣的變化關系，即短期非農就業將顯著促進農村居民的幸福增長，但長期非農就業對幸福增長的促進效應是有限的。

與此同時，非農就業能夠顯著促進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。非農就業為農村勞動力創造了更多就業與收入機會，提高了勞動的邊際報酬，能夠有效促進農村家庭收入增長。在此基礎上，進一步促進了農村居民的消費增長與消費升級，增加了農村居民的發展性支出和享樂性支出，從而能夠提升農村居民的“體驗效用”，促進幸福增長(文洪星、韓青，2018；陳培彬、朱朝枝，2021)。二是人力資本改善機制。研究發現，非農就業能夠有效提升外出務工者的行為能力和人力資本素質，并能進一步改善勞動力的身心健康，使其具有更加積極的生活態度以及經營效率(羅明忠、雷顯凱，2020；劉曉紅、王衛東，2021)，從而能夠通過改善勞動者的人力資本，促進幸福增長。三是社會資本與環境機制。非農就業能夠有效促進農村勞動力的社會資本積累，改善其社會關系與社會網絡，同時，能夠在一定程度上改善勞動者的就業質量與生活環境(陳培彬、朱朝枝，2021；盧海陽等，2017)。從而通過社會資本與生產生活環境改善，進一步提升其幸福水平。四是風險規避機制。非農就業能夠有效降低農村家庭收入的不確定性，并為農村家庭的保險行為創造經濟條件(文洪星、韓青，2018)。而生產生活風險的降低，對提升農村居民幸福水平具有積極的促進作用(程名望、華漢陽，2020)。

三、模型設定、變量選取與描述性統計

(一)模型設定

本文進一步構建計量模型實證分析長短期非農就業對幸福感的影響。首先，建立如下回歸方程：

happynessij=βj+αjnonfarmEmpij+∑λixi+μj

(13)

其中，happynessij即第i位農村居民在受到第j種非農就業情境影響下的幸福感，nonfarmEmpij即不同的非農就業情景，j=1,2,3，分別代表是否存在非農就業、是否存在短期非農就業和是否存在長期非農就業。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即不同情景的非農就業對幸福感的影響系數；xi即可能影響幸福感的其他控制變量，包括人口統計學變量、社會情境變量、生活方式變量及政府環境變量等，λi即控制變量的影響系數；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，不可避免地會出現遺漏變量所造成的內生性問題。二是聯立因果關系。已有研究發現，個體的幸福水平可能會在一定程度上影響其就業方式與求職努力(Krause，2013)，因而農村居民的幸福感可能會對其非農就業產生潛在的影響，可能存在聯立因果關系所帶來的內生性偏誤。

對此，本文將通過工具變量法進行內生性剔除與穩健性檢驗。首先，在工具變量選擇方面，基于工具變量的選取依據為“與主要解釋變量高度相關”、“與因變量無聯立相關”、“與其他解釋變量無顯著相關”(陳強，2014)，因此，本文將選取受訪者所在區縣農村居民非農就業、長期非農就業和短期非農就業的平均水平作為工具變量進行回歸。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)進行回歸，以確保工具變量回歸結果的穩健性和可信性，從而解決相應的內生性問題，準確估計非農就業對幸福感的影響效應。

(二)變量選取

1.被解釋變量。本文采用農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)。基于此，本文借鑒已有文獻研究，將農村居民對自身幸福感的自我評價作為農村居民幸福感的代理變量，采用十分法進行測度。

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

3.工具變量。借鑒已有文獻研究，本文將受訪者所在區縣一級的農村居民非農就業、短期非農就業和長期非農就業的平均水平作為三者的工具變量，采用相應非農就業情景的樣本均值衡量(鐘甫寧等，2016；尹志超等，2021)。一方面，所在區縣非農就業的平均水平，反映了該區縣內非農就業的社會網絡、發展環境以及人口流動狀況，與個體非農就業密切相關，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”的相關性原則；另一方面，農村居民所在區縣的非農就業平均水平反映了該區域非農就業的整體狀況，其顯然無法直接影響某一農村居民個體的幸福水平，因而能夠合理地滿足“與被解釋變量無聯立相關”的外生性原則。

4.控制變量?；诒疚难芯康谋唤忉屪兞繛檗r村居民的個體幸福感，其可能受到來自受訪者人口統計學因素、經濟因素、社會因素、精神因素等多方面情境的影響?；诖耍梃b已有針對幸福感研究的計量設計，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、社會關系、社會地位、生活信心、是否使用互聯網以及當地政府工作水平等多方面因素作為控制變量引入回歸方程(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，借鑒已有文獻研究，采取受訪者所在區縣家庭收入的基尼系數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、經濟與社會等多維度可能影響農村居民幸福感的主要因素，以更為準確地估計非農就業對農村居民幸福感的影響效應。

(三)數據來源與描述性統計

本研究所用數據來源于中國家庭追蹤調查(CFPS)2018年全國性調查數據。CFPS樣本覆蓋中國25個省/市/自治區，遵循嚴格的抽樣技術與抽樣標準，2018年追蹤調查的家庭樣本超過14000余戶。CFPS關注中國居民的經濟活動與社會福利，在針對農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)。基于此，本文將2018年CFPS家庭經濟問卷與成人自答問卷相匹配，根據樣本編碼將在家庭經濟問卷中所登記的過去12個月存在外出打工的農村居民樣本，與其成人自答問卷中的樣本數據相匹配，以確定農村居民的非農就業行為，并整理獲得來自個人與家庭方面的控制變量。同時，為精準測度非農就業對中國農村居民幸福感的影響，本文將CFPS調查數據中家庭所在地與個人戶籍分類均為農村的中國籍數據樣本定義為農村居民樣本，并清除相應空值樣本和非中國籍樣本。經嚴格數據清理，共獲得農村居民樣本12305份，包含25個省(自治區、直轄市)在內的100余個區縣，其中超過55%的農戶家庭存在非農就業。

樣本數據的初步統計分析顯示：首先，在幸福感方面，農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，在非農就業方面，超過三分之一的農村居民樣本存在外出打工即非農就業行為；且在存在非農就業的農村居民樣本中，接近三分之二的農村居民屬于長期非農就業，屬于短期非農就業的樣本僅占三分之一左右；與此同時，從農村居民外出打工的職業類型來看，其非農就業的從業領域排名前五位的依次為制造業、建筑業、批發和零售業、住宿和餐飲服務業、運輸倉儲和郵政業，且在非農就業地點方面主要以本縣區內的本地非農就業和跨省流動的非農就業為主。再次，在打工收入方面，農村居民的年均非農就業收入主要呈現“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，從人口統計學特征來看，調研樣本的平均年齡為46.78，且農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(含大專)及以上受教育程度的樣本僅占4.4%；農村居民的健康狀況相對一般，平均水平尚未達到“比較健康”水平。這進一步體現農村居民的人力資本水平仍相對偏低的發展現狀，有待進一步提升。此外，宗教信仰方面，存在宗教信仰的農村居民比例相對較低，僅占3%左右。具體變量賦值與統計特征如表1所示。

表1 變量賦值與統計特征

四、實證檢驗：非農就業對幸福感的影響效應

(一)基準回歸分析

借鑒陸方文等(2017)研究方法，本文同時采用OLS與Ordered Logit進行估計，分別回歸分析了非農就業對農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，本文采用穩健標準誤進行回歸。結果表明，各模型的F統計量和Wald統計量檢驗均在1%水平上拒絕原假設，表明其均通過了總體顯著性檢驗，回歸結果具有統計學意義。

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

表2 非農就業對農村居民幸福感影響的基準回歸

上述估計結果與已有相關研究證據較為一致(冷晨昕、祝仲坤，2018；張彤進、萬廣華，2020；陳剛、李樹，2012；何立新、潘春陽，2011)。而本文在針對農村居民幸福感的回歸分析中進一步控制了生活信心等精神因素的影響，并證實了主觀態度與精神因素對個體幸福感存在積極且較高的促進效應。

在此基礎上，本文進一步基于非農就業的長短期情景，分別估計了短期非農就業與長期非農就業對農村居民幸福感的影響效應，并同時采用OLS與Ordered Logit模型進行回歸。估計結果如表3所示：首先，在短期非農就業的估計中，OLS與Ordered Logit估計結果均在1%統計水平上顯著，且與幸福感呈正相關，這表明短期非農就業顯著提高了農村居民的幸福水平。其次，在針對長期非農就業對幸福感影響的估計中，模型估計結果均在5%統計水平上顯著，且回歸系數的方向為正，這表明長期非農就業也能夠顯著促進農村居民的幸福提升。在此基礎上，進一步比較分析不同非農就業情景的回歸系數表明，短期非農就業在各模型估計中對幸福感影響的回歸系數均遠大于長期非農就業。這表明伴隨著由短期非農就業到長期非農就業的轉變，非農就業對農村居民幸福增長的促進作用是有限的，短期非農就業或能在較大程度上促進農村居民的幸福增長，但長期非農就業對農村居民幸福水平的促進作用卻顯著降低。

表3 長短期非農就業對幸福感影響的基準回歸

(二)穩健性檢驗

進一步的，本文利用工具變量回歸進行穩健性檢驗。首先，分別針對非農就業、短期非農就業和長期非農就業的工具變量進行弱工具變量檢驗，以確保工具變量選取的有效性。結果表明(表4)：在三種非農就業情景的弱工具變量檢驗中，F統計量均高于100，且均在1%統計水平上顯著。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性，不存在弱工具變量問題，工具變量估計結果具有有效性(陳強，2014)。

表4 弱工具變量檢驗

首先，針對非農就業對農村居民幸福感的影響進行工具變量回歸。結果顯示(表5)：在2SLS模型估計中，非農就業對農村居民幸福感的影響依然在5%統計水平上顯著，且呈正相關，這表明非農就業客觀促進了農村居民幸福感的增長，基準分析結果具有較好的穩健性。同時，相對于基準回歸分析，非農就業對幸福感的影響系數有所上升，這表明在剔除內生性問題之前，非農就業對幸福感的影響效應或被低估。在此基礎上，本文進一步采用LIML模型針對2SLS模型的估計結果進行穩健性檢驗。結果表明，LIML模型估計結果中非農就業對幸福感影響的回歸系數和顯著水平與2SLS模型高度一致，這表明工具變量的估計結果具有較強的穩健性，不存在弱工具變量等問題干擾，工具變量檢驗結果具有可信性(陳強，2014)。

表5 非農就業對幸福感影響的工具變量檢驗

其次，針對短期非農就業與長期非農就業對農村居民幸福感的影響進行工具變量回歸。結果表明(表6)：第一，在針對短期非農就業對幸福感的影響估計中，短期非農就業對農村居民幸福感的影響依然在1%統計水平上顯著，且2SLS模型與LIML模型估計結果具有一致性；同時，影響系數進一步上升，并高于非農就業對幸福感影響的工具變量回歸系數，這表明短期非農就業顯著促進了農村居民幸福感增長，且高于非農就業促進幸福增長的平均水平。第二，在長期非農就業對幸福感影響的工具變量回歸中，長期非農就業對農村居民幸福感的影響系數為負并不再顯著，且2SLS模型與LIML模型估計結果一致。這表明在考慮內生性問題之后，長期非農就業對農村居民幸福感的影響并不顯著，即長期非農就業或并不能顯著促進農村居民的幸福水平增長。上述研究表明，處于短期非農就業、在農業勞動與非農就業之間進行合理兼業的農村居民幸福水平或相對更高。事實上，已有學者從農業社會化服務和兼業優化的角度充分考慮了小農戶融入現代農業發展的“第三條道路”(羅必良，2020)，而本文研究結論為這一理論觀點提供了來自福利方面的證據支持。

表6 長短期非農就業對幸福感影響的工具變量檢驗

綜上，根據基準回歸分析與工具變量檢驗結果綜合來看，非農就業對農村居民幸福感的影響或存在一定的“伊斯特林悖論”關系，即短期內非農就業能夠顯著促進農村居民幸福水平提升，但伴隨著非農就業的不斷增加以及短期非農就業向長期非農就業的性質轉變，其對農村居民幸福增長的促進效應是有限的，甚至會出現停滯或抑制狀態。造成這一現象的原因可能在于，基于馬斯洛需求層次理論，在農村居民收入水平相對較低的生存需求階段，非農就業能夠通過提供就業機會、提高家庭收入等途徑改善農村居民生活條件，進一步提升其幸福感；而當農村居民的收入和生活條件達到一定階段，其開始更加注重社交、尊重以及自我實現的需要。此時，當外出打工無法充分滿足農村居民對于尊重、地位等高層次社會需要時，非農就業對于農村居民幸福感的促進作用則會出現停滯甚至反向抑制狀態。

為證實這一理論解釋，本文進一步估計了長期非農就業對農村居民家庭收入和社會地位的影響，并同時采用OLS和工具變量法進行估計與檢驗，結果如表7所示：長期非農就業對農村居民家庭收入的影響在1%統計水平上顯著，且影響方向為正，這表明長期非農就業有利于農村居民收入水平的提升；但是，長期非農就業對農村居民社會地位的影響卻在1%統計水平呈負相關，經工具變量檢驗后這一結論仍然顯著，這表明長期非農就業顯著降低了農村居民對于自身社會地位的主觀感知，即無法充分滿足農村居民對于尊重、社會地位等高層次的需要。同時，前文基準回歸表明，家庭收入與社會地位均與幸福感呈正相關，且后者的影響系數顯著高于前者。因此，農村居民在非農就業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，或是非農就業與幸福感呈現伊斯特林悖論關系的主要因素。

表7 長期非農就業對家庭收入和社會地位的影響

(三)異質性分析

本文進一步針對非農就業對農村居民幸福感的影響在不同打工情境與勞動力異質特征下進行了分組回歸，采用OLS進行估計，探析非農就業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、打工收入及職業類型下非農就業對幸福感的影響效應。研究發現(表8)：農村居民在本縣域內進行本地非農就業和跨省流動的非農就業對其幸福感的影響更為顯著，原因可能在于，在本地非農就業使得農村居民減少了因“背井離鄉”所帶來的效用損失，而跨省流動的非農就業則使農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1-10萬元的農村居民群體中，非農就業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10萬元以上的農村居民中，非農就業對其幸福感的影響并未表現出顯著性。可能的原因在于，外出打工的收入過低無法使農村居民充分享受到非農就業所帶來的經濟條件改善，而收入過高的情境則可能使其承擔更高的辛勞程度與工作壓力。進一步的，針對非農就業類型的情境檢驗發現，非農就業對農村居民幸福感的促進效應在建筑行業務工的情境下更為顯著，且影響系數相對更高。原因可能在于，農村居民在建筑業方面的外出務工更依賴于農村當地的社會關系網絡，往往通過熟人介紹方式形成親朋團體，從而在外出務工過程中更能夠互相關照，更好地滿足社會交往的需要(任樹正、江立華，2017)。與此同時，研究發現，從事建筑業的新生代農民工呈現職業向上流動態勢，即能為其帶來更多的職業發展機會(柳延恒，2014)，從而較有利于促進其幸福感提升。同時，在從事運輸、倉儲、郵政以及居民服務業等行業的農民工群體中，非農就業亦能有效促進其幸福感提升。

表8 非農就業對幸福感影響的異質性分析

其次，在勞動力特征方面，分析表明，非農就業對幸福感的促進效應在農村男性群體和女性群體中均表現顯著，但對于女性幸福感提升的促進效應更強。原因可能在于，非農就業為女性提供了更多的就業與發展機會，提升了女性的經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，為進一步檢驗非農就業對不同代際農村居民幸福感的影響，本文基于不同的年齡區間進行了情境檢驗。結果表明：非農就業對農村居民幸福感的促進效應呈現出伴隨年齡增長而逐漸遞減的特征。具體而言，非農就業對幸福感的正向影響在40歲及以下的農村居民群體中表現更為顯著，且所處的年齡階段越年輕，非農就業對幸福的促進效應越強。而在41-50歲、60歲以上的農村居民群體中，非農就業對其幸福感的影響并未表現出顯著性。可能的原因在于，非農就業為新生代農民工提供了更多的職業發展機會，而第一代農民工更可能迫于生存壓力外出打工，但非農就業為其帶來的辛勞程度并不利于其幸福感的提升。進一步的，本文檢驗了非農就業對不同受教育程度農村居民幸福感的影響效應。研究發現，非農就業對幸福感的促進效應，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效應相對更高，而在小學及以下、大學及以上的農村居民群體中并未表現出顯著性。原因可能在于，受教育程度較低的農村居民可能難以在非農就業市場中獲得較好的工作機會，而受教育程度較高的農村居民則可能對職業崗位、職業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村居民，其在外出打工過程中可以獲得相對更多就業選擇和就業機會，并具備相對較強的勝任能力，利于其職業發展和條件改善，從而非農就業對其幸福感的促進效應相對更高。

五、結論與政策啟示

基于上述研究，本文總結以下四點主要結論：第一，非農就業在總體上促進了農村居民幸福感的提升。理論模型和實證分析結果均表明，非農就業能夠顯著促進農村居民的幸福增長。第二，非農就業對農村居民幸福感的影響，存在一定的“伊斯特林悖論”關系。即短期非農就業能夠顯著促進農村居民幸福水平提升，但長期非農就業對幸福感的促進效應是有限的。實證分析表明，長期非農就業對農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效應并不顯著。其主要原因在于，非農就業過程中農村居民的需求層次不斷發生變化，短期非農就業能夠有效改善其家庭經濟條件，通過滿足生存與生活需要提升農村居民的幸福感；而長期非農就業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效應是有限的。第三，基于務工情境的異質性分析發現，非農就業對農村居民幸福感的促進效應在本地非農就業和跨省流動的情境下更為顯著，對于從事建筑行業情境中更為顯著，對于年均打工收入在1-10萬元區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，非農就業對農村居民幸福感的促進效應在女性群體、高中受教育群體中相對更高，且伴隨年齡增長呈現出邊際遞減特征，即非農就業對新生代農民工的促進效應相對更強。

本文的政策啟示在于：第一，創造農村就近就地的就業市場。倡導“一村一品、一鄉一特、一縣一業”，一方面將小農戶卷入分工經濟，形成三次產業融合發展格局，通過農村業態的拓展擴大就地就業的市場容量；另一方面，將農村產業融入城市產業價值鏈，形成城鄉產業協調發展格局，通過構建各具比較優勢的產業集群化與區域專業化擴大就近就業的機會，由此減少農戶家庭參與異地就業的“顛沛流離”，促進二次收入增加與幸福提升。第二，關注農村勞動力非農就業的需求變化，完善非農就業的市場服務水平。存在長期非農就業的農村居民，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就業市場環境密不可分。在此背景下，政府應積極關注農村勞動力的實際就業需求和需求變化，完善農村勞動力就業信息市場，建立非農就業市場的服務站點，不斷為農村勞動力改善和提供新的市場就業環境，以充分發揮非農就業對農村居民幸福感的積極影響。第三，提高非農就業勞動力的職業技能水平。研究發現，處于高中、中專、職高、技校等受教育程度的農村居民勞動力在非農就業過程中對其幸福感的促進效應相對最高，而在初中受教育程度以下的勞動力中非農就業或并不能有效提升其幸福感。因此，應關注于提高非農就業勞動力的人力資本素質與職業技能水平，促進其更好地勝任相應的非農就業工作，提升其職業發展的空間、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技能培訓，在勞動力流出地、就業地設立相應的培訓機構、環節和提供相應的培訓服務，為農村居民提供更多的發展機會，進一步擴大非農就業的幸福促進效應。