社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響
——基于CGSS2017 的實(shí)證分析

張宇爭(zhēng) 徐 陽(yáng) 凌 巍

（1.云南大學(xué)人口研究所，云南 昆明 650091；2.云南大學(xué)民族學(xué)與社會(huì)學(xué)學(xué)院，云南 昆明 650091；3.貴州師范學(xué)院數(shù)學(xué)與大數(shù)據(jù)學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550018 ）

一、引言及文獻(xiàn)回顧

“為中國(guó)人民謀幸福”是對(duì)新時(shí)代社會(huì)主要矛盾轉(zhuǎn)換的有效呼應(yīng)，是對(duì)人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要的真切回應(yīng)。如何有效提高居民幸福感，是我國(guó)當(dāng)前發(fā)展階段面臨的治理難題。帕特南（2001）[1]的社會(huì)資本理論認(rèn)為，社會(huì)資本作為一種有效的社會(huì)機(jī)制，各種各樣的社會(huì)資本會(huì)密切人們之間的合作、交換，提高社會(huì)效率。社會(huì)資本對(duì)我國(guó)農(nóng)村獲取社會(huì)支持，實(shí)現(xiàn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化具有重要作用。高質(zhì)量發(fā)展意味著從增速到增質(zhì)、從物質(zhì)到精神的轉(zhuǎn)變，我國(guó)民眾的整體幸福感是衡量高質(zhì)量發(fā)展的一個(gè)重要方面，而農(nóng)村是我國(guó)目前發(fā)展的重點(diǎn)和洼地。因此，關(guān)注社會(huì)資本與農(nóng)民的主觀幸福感，對(duì)于我國(guó)推動(dòng)治理能力現(xiàn)代化和實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

國(guó)際上對(duì)幸福感的研究起源于20 世紀(jì)中葉，各國(guó)學(xué)者基于心理學(xué)、社會(huì)學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)甚至地理學(xué)等不同角度給出了自己的觀點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)主觀幸福感研究主要從收入角度切入，其中較著名的理論當(dāng)屬“伊斯特林悖論”，其核心觀點(diǎn)即收入在國(guó)家層面上不會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生顯著影響，僅在個(gè)人層面發(fā)揮作用，比如在富裕階層和貧困階層之間[1]。心理學(xué)對(duì)幸福感的定義研究較多，更喜歡采取量表進(jìn)行測(cè)量，不同于經(jīng)濟(jì)學(xué)，心理學(xué)并不簡(jiǎn)單地把主觀幸福感當(dāng)作快樂(lè)。Diener（2000）[2]對(duì)幸福感作出了如下定義：幸福感是個(gè)體通過(guò)實(shí)際生活狀態(tài)和理想生活狀態(tài)的比較而產(chǎn)生的肯定態(tài)度和積極感受。而在社會(huì)學(xué)領(lǐng)域，社會(huì)學(xué)家將幸福感視作社會(huì)產(chǎn)物，更強(qiáng)調(diào)社會(huì)因素對(duì)幸福感的影響，如Campbell 和Converse 等（1976）[3]認(rèn)為婚姻因素可提高主觀幸福感，原因是配偶帶來(lái)的社會(huì)支持。

而關(guān)于社會(huì)資本對(duì)主觀幸福感的影響，學(xué)界大多持肯定態(tài)度。Helliwell 和Putnam（2004）[4]對(duì)多種社會(huì)資本進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，生活中常見(jiàn)的社會(huì)資本對(duì)主觀幸福感均產(chǎn)生了顯著影響。裴志軍（2010）[5]基于浙江農(nóng)村的調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，家庭社會(huì)資本對(duì)主觀幸福感的不同維度都具有顯著影響。申云和賈晉（2016）[6]的研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生顯著正向影響，且這種影響可以減少收入不平等對(duì)主觀幸福感產(chǎn)生的負(fù)面影響。社會(huì)資本對(duì)不同群體的差異性作用，也有學(xué)者進(jìn)行了討論。李平和朱國(guó)軍（2014）[7]發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)代社會(huì)資本對(duì)人們幸福感的作用要遠(yuǎn)大于傳統(tǒng)社會(huì)資本，且現(xiàn)代社會(huì)資本對(duì)外地以及獨(dú)生子女的影響要大于對(duì)本地戶籍和非獨(dú)子女的影響。計(jì)小青和趙景艷（2020）[8]通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本對(duì)女性的主觀幸福感具有補(bǔ)償機(jī)制。楊晶和孫飛等（2019）[9]發(fā)現(xiàn)，結(jié)構(gòu)型社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民幸福感的作用會(huì)隨年齡增大而減弱。學(xué)者們也關(guān)注到了社會(huì)資本對(duì)窮人的特殊作用，認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)窮人的收益比富人更大，提出社會(huì)資本是“窮人的資本”這一假說(shuō)[10]。但也有學(xué)者對(duì)這一假說(shuō)提出了質(zhì)疑，Gertler 和Levine（2006）[11]最早進(jìn)行了反駁，其實(shí)證研究驗(yàn)證了對(duì)遭受意外負(fù)向沖擊的家庭，社會(huì)資本并不能夠平滑其消費(fèi)。趙劍治和陸銘（2010）[12]發(fā)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)擴(kuò)大農(nóng)戶收入差距，并不能稱之為“窮人的資本”。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要存在以下問(wèn)題：（1）學(xué)者們雖對(duì)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民幸福感的異質(zhì)性進(jìn)行了討論，但是鮮有基于地區(qū)異質(zhì)性的視角。我國(guó)各地因資源稟賦及歷史條件存在巨大差異，導(dǎo)致各地社會(huì)資本存量不同，這種存量不同進(jìn)而直接導(dǎo)致各地農(nóng)民的主觀幸福感受到的影響不同。（2）學(xué)者們對(duì)是否存在“窮人的資本”這一現(xiàn)象有分歧，主要原因是對(duì)社會(huì)資本的定義有差異，不同的定義導(dǎo)致不同的操作化過(guò)程，進(jìn)而導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果不同。更加重要的是，學(xué)者們對(duì)“窮人的資本”這一現(xiàn)象的驗(yàn)證局限于個(gè)體的收入或者經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。實(shí)際上，如果想說(shuō)明社會(huì)資本并非是“窮人的資本”，除了經(jīng)濟(jì)維度之外，還需要從社會(huì)層面進(jìn)行考量。因此，基于以上兩點(diǎn)不足，本文將基于帕特南對(duì)于社會(huì)資本的定義進(jìn)行概念的操作化，建立恰當(dāng)?shù)挠?jì)量模型，對(duì)社會(huì)資本的地區(qū)異質(zhì)性以及社會(huì)資本是否是“窮人的資本”這一現(xiàn)象從社會(huì)層面進(jìn)行實(shí)證研究。

二、理論分析及研究假設(shè)

從個(gè)體客觀上看，社會(huì)資本理論認(rèn)為，各種各樣的社會(huì)資本會(huì)提高社會(huì)效率。社會(huì)資本的各個(gè)方面，如社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任加強(qiáng)了人與人之間交流、交易的頻率，增加了個(gè)體獲取的資源總量，而資源總量增加后，個(gè)體也獲得了更多的平均資源，這些資源會(huì)對(duì)個(gè)體的經(jīng)濟(jì)實(shí)力、健康程度、生活預(yù)期產(chǎn)生顯著的正向作用，進(jìn)而提高個(gè)體的主觀幸福感。從個(gè)體主觀上看，社會(huì)比較理論認(rèn)為，個(gè)體之所以感到幸福是因?yàn)閭€(gè)體基于外在或內(nèi)在的標(biāo)準(zhǔn)，與他人進(jìn)行了橫向比較，當(dāng)個(gè)體優(yōu)于他人時(shí)，便產(chǎn)生了幸福感。而社會(huì)資本高的個(gè)體，得益于關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的存在，比那些低的個(gè)體擁有更多的社會(huì)信息，也有更多的機(jī)會(huì)進(jìn)行社會(huì)比較，同時(shí)也擁有更多的社會(huì)資源，更容易通過(guò)比較獲得幸福感。因此，社會(huì)資本從主觀與客觀上共同作用，提高了個(gè)體的幸福感。而對(duì)于農(nóng)民群體來(lái)說(shuō)，這一作用可能更強(qiáng)，因?yàn)橹袊?guó)農(nóng)村整體上更偏向“關(guān)系社會(huì)”，市場(chǎng)化程度較低，而社會(huì)資本的作用會(huì)隨市場(chǎng)化程度的增加而降低[13]。市場(chǎng)化過(guò)程中，市場(chǎng)的資源配置作用逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位，傳統(tǒng)的精英階層由于無(wú)法再掌握資源配置，絕大部分精英會(huì)滑落，其權(quán)力及資源會(huì)向市場(chǎng)進(jìn)行轉(zhuǎn)移，隨著市場(chǎng)發(fā)展，會(huì)產(chǎn)生一批新的精英。而國(guó)內(nèi)市場(chǎng)化程度低的地區(qū)，往往是農(nóng)村或者欠發(fā)達(dá)地區(qū)，所以，市場(chǎng)化程度越低，社會(huì)資本的作用越強(qiáng)。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感存在顯著的正向影響。

H2：社會(huì)資本是“窮人的資本”，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較差，收入較少的農(nóng)民作用更大。

社會(huì)資本理論在發(fā)展過(guò)程中逐漸被運(yùn)用于多個(gè)領(lǐng)域，其中一個(gè)重要領(lǐng)域就是健康領(lǐng)域。學(xué)界對(duì)于社會(huì)資本影響健康的機(jī)制及過(guò)程進(jìn)行了充分討論。學(xué)者們認(rèn)為，一方面，社會(huì)資本高的個(gè)體擁有更多社會(huì)支持、社會(huì)交往以及信任環(huán)境，減少了個(gè)體所面臨的壓力，進(jìn)而減少了因壓力導(dǎo)致的幸福感下降，增加了個(gè)體的健康程度；另一方面，社會(huì)資本高的個(gè)體，獲得醫(yī)療設(shè)施、服務(wù)的可能性更高，為提高和維持健康水平提供了可能[14]。此外，張文宏和于宜民（2020）[15]通過(guò)對(duì)我國(guó)北、中、南部十個(gè)城市的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的社會(huì)信任水平對(duì)心理健康有積極的促進(jìn)作用，而社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村居民健康的影響比城市居民健康的影響要高。而對(duì)于城市農(nóng)民來(lái)說(shuō)，由于在生活中與同事、同學(xué)、同鄉(xiāng)的接觸機(jī)會(huì)多，如果對(duì)這三者的信任程度高，那么所帶來(lái)的社會(huì)信任就可以顯著提高自身的心理健康[16]。因此，總的來(lái)看，擁有社會(huì)資本較多的個(gè)體更有機(jī)會(huì)也更傾向于主動(dòng)與身邊人進(jìn)行溝通，逐漸提高彼此間信任，對(duì)事物也有更加積極的看法，健康程度隨之提高，進(jìn)而提高了自己的主觀幸福感。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H3：健康在社會(huì)資本與農(nóng)民主觀幸福感之間存在部分中介作用，社會(huì)資本可通過(guò)影響農(nóng)民的健康，進(jìn)而影響其主觀幸福感。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型建構(gòu)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用2017 年度中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）的調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，覆蓋了28 個(gè)省（區(qū)、市）不同性別、年齡、婚姻狀況、戶籍、受教育程度、工作狀況的人群。該數(shù)據(jù)資料相對(duì)來(lái)說(shuō)較為全面，對(duì)反映總體狀況具有較高的科學(xué)性、可行性以及代表性。2017 年度中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查共計(jì)樣本12582 份，經(jīng)篩選處理后得到有效樣本6289 份。

（二）變量選擇

本文的因變量為農(nóng)民主觀幸福感，在將城市居民樣本剔除后，以問(wèn)卷中第a36 題“總的來(lái)說(shuō)，您覺(jué)得您的生活是否幸福？”作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，并且在Stata 上將“不知道”及“拒絕回答”的樣本剔除，1—5 分分別對(duì)應(yīng)“非常不幸福”“比較不幸福”“說(shuō)不上幸福不幸福”“比較幸福”“非常幸福”，即分值越高，農(nóng)民的主觀幸福感越強(qiáng)。

本文的自變量為社會(huì)資本，從社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)兩方面進(jìn)行衡量。社會(huì)信任以問(wèn)卷中第a33 題“總的來(lái)說(shuō)，您同不同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，并且在Stata 上將“不知道”及“拒絕回答”的樣本剔除，1—5 分分別對(duì)應(yīng)“非常不同意”“比較不同意”“說(shuō)不上同意不同意”“比較同意”“非常同意”，即得分越高，社會(huì)信任程度越高。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)以問(wèn)卷第a31 題“在過(guò)去一年中，您是否經(jīng)常在您的空閑時(shí)間社交或串門(mén)？”作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，1—5 分分別對(duì)應(yīng)“從不”“很少”“有時(shí)”“經(jīng)常”“總是”，即得分越高，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)程度越高。

上文已經(jīng)進(jìn)行了理論假設(shè)，健康可能會(huì)在社會(huì)資本與農(nóng)民的主觀幸福感之間存在部分中介作用，因此將中介變量操作化為心理健康以及身體健康。心理健康選取問(wèn)卷第a17 題“在過(guò)去的四周中，您感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度是？”作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，并且在Stata上將“不知道”及“拒絕回答”的樣本剔除，1—5 分分別對(duì)應(yīng)“總是”“經(jīng)常”“有時(shí)”“很少”“從不”，即得分越高，心理越健康。身體健康選取問(wèn)卷第a15 題“您覺(jué)得您目前的身體健康狀況是？”作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，1—5 分分別對(duì)應(yīng)“很不健康”“比較不健康”“一般”“比較健康”“很健康”。

根據(jù)研究需要和相關(guān)文獻(xiàn)，本文將控制變量設(shè)定為教育程度、性別、全年總收入、社會(huì)等級(jí)、婚姻狀況、互聯(lián)網(wǎng)使用、年齡、民族等微觀層面的變量。需要說(shuō)明的是，收入這項(xiàng)原始數(shù)據(jù)中存在大量為0 的樣本（占15%），因此如果直接取對(duì)數(shù)或者刪除為0 的樣本會(huì)因丟失大量樣本造成信息丟失，進(jìn)而造成回歸結(jié)果估計(jì)不準(zhǔn)。因此本文將收入樣本進(jìn)行四等分，這樣既能將收入進(jìn)行區(qū)分，又不會(huì)因丟失樣本造成偽回歸，使結(jié)果更加準(zhǔn)確。具體賦值結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 控制變量賦值及來(lái)源問(wèn)題

表2 變量描述統(tǒng)計(jì)

（三）模型構(gòu)建

在關(guān)于主觀幸福感的眾多研究中，使用較多的模型有OLS、Oprobit、Ologit 三種。部分學(xué)者將其認(rèn)定為連續(xù)變量，采取OLS 模型進(jìn)行回歸，但這種認(rèn)定并不科學(xué)，因?yàn)檫B續(xù)變量需要變量定類、定序、定比，而主觀幸福感顯然不滿足定比的要求，因此本文將主觀幸福感認(rèn)定為定類有序變量，采用Ologit 模型作為基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸。基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

其中，Happiness 是農(nóng)民主觀幸福感，α1是常數(shù)項(xiàng)，β1是社會(huì)信任的系數(shù)，γ1是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的系數(shù)，trust 代表社會(huì)信任，net 代表社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，δ1是控制變量的系數(shù)，ε1是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

在基準(zhǔn)回歸前，考慮到各變量間的作用關(guān)系，可能存在多重共線性問(wèn)題，因此本文進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，各變量的VIF 值最大為2.4，最小為1.01，平均值為1.4，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于多重共線性的臨界值，因此各變量間均不存在多重共線性問(wèn)題。然后進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表3。模型1 為僅加入社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的Ologit 模型估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示社會(huì)信任和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的回歸系數(shù)分別為0.332 和0.155（p<0.01），說(shuō)明這兩項(xiàng)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的正向影響，社會(huì)信任及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)高的農(nóng)民，獲得幸福感的概率越高，本文的假設(shè)H1 得到證明。從模型2 的結(jié)果看，加入全部控制變量后，模型的R2明顯提高，而社會(huì)信任、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感仍然存在十分顯著的正向影響，但其系數(shù)有所下降。從模型2 的結(jié)果還可以看出，社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民幸福感的影響大于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。除了收入之外，其他變量均對(duì)農(nóng)民的主觀幸福感產(chǎn)生了顯著影響。年齡對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響系數(shù)為0.009（p<0.01），說(shuō)明隨著年齡提高，農(nóng)民感到幸福的概率增加。性別對(duì)農(nóng)民的主觀幸福感的影響系數(shù)為0.112（p<0.05），說(shuō)明女性的主觀幸福感要高于男性。民族也顯著影響農(nóng)民的主觀幸福感，系數(shù)為-0.24（p<0.01），說(shuō)明漢族農(nóng)民的幸福感顯著低于少數(shù)民族農(nóng)民。教育程度也對(duì)農(nóng)民的主觀幸福感起到了顯著影響，系數(shù)為0.234（p<0.01），說(shuō)明教育程度越高的農(nóng)民，主觀幸福感越高。社會(huì)等級(jí)對(duì)農(nóng)民的主觀幸福感起到了顯著影響，系數(shù)為0.552（p<0.01），說(shuō)明社會(huì)等級(jí)越高的農(nóng)民，主觀幸福感也越強(qiáng)。收入增加對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響并不顯著，呈現(xiàn)出一定的“伊斯特林悖論”，有研究指出，絕對(duì)收入的增加并不一定能增加人們的主觀幸福感，相對(duì)收入的增加更加有效。婚姻狀況、互聯(lián)網(wǎng)使用都可以對(duì)農(nóng)民的主觀幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響，說(shuō)明已婚農(nóng)民主觀幸福感要高于未婚農(nóng)民，使用互聯(lián)網(wǎng)農(nóng)民的主觀幸福感要高于不使用互聯(lián)網(wǎng)的農(nóng)民。

表3 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：有學(xué)者在實(shí)證分析中是將主觀幸福感當(dāng)作一種離散的有序變量進(jìn)行處理的，因此可采用Oprobit 模型代替原本的Ologit 模型進(jìn)行估計(jì)，在此基礎(chǔ)上再添加Ols 模型，二者的回歸結(jié)果見(jiàn)表4。表4 顯示，無(wú)論是Oprobit 模型還是OLS 模型，社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的回歸系數(shù)都顯著為正，并且大部分控制變量的顯著性與方向均與基準(zhǔn)回歸保持一致，進(jìn)一步證明了上文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 替換模型后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）內(nèi)生性問(wèn)題

在前文的基準(zhǔn)回歸中，已證實(shí)社會(huì)資本與農(nóng)民的主觀幸福感存在相關(guān)性，但若要證明是社會(huì)資本影響了農(nóng)民的主觀幸福感，則需要經(jīng)過(guò)進(jìn)一步的內(nèi)生性檢驗(yàn)，排除反向因果等內(nèi)生性問(wèn)題造成的偏差。為此，本文選取了兩個(gè)工具變量進(jìn)行回歸，以期得到社會(huì)資本與農(nóng)民主觀幸福感之間的凈效應(yīng)。參照丁從明和吳羽佳等（2019）[17]的研究，選取的兩個(gè)工具變量分別是農(nóng)民的利他性評(píng)價(jià)及在村委會(huì)選舉時(shí)是否參與投票，分別對(duì)應(yīng)社會(huì)信任以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，回歸結(jié)果見(jiàn)表5。考慮到工具變量的情況下，社會(huì)信任與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)兩階段系數(shù)均顯著，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)值遠(yuǎn)大于10 的弱工具變量臨界值，工具變量的選擇有效，解決了內(nèi)生性問(wèn)題。

表5 工具變量回歸結(jié)果

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

將樣本區(qū)域分為東、中、西部三組，分別進(jìn)行回歸。從表6 可以看出，社會(huì)信任對(duì)東、中、西部地區(qū)農(nóng)民的主觀幸福感都具有顯著的正向影響，且對(duì)東部農(nóng)民的影響大于中、西部農(nóng)民。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)東部地區(qū)雖產(chǎn)生了正向影響，但其系數(shù)小于中、西部地區(qū)，且并不顯著。說(shuō)明產(chǎn)生了“窮人的資本”現(xiàn)象，網(wǎng)絡(luò)型社會(huì)資本對(duì)中、西部的收益更高，假設(shè)H2 成立。

表6 社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上文的發(fā)現(xiàn)，在基準(zhǔn)回歸中加入社會(huì)信任與收入、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與收入的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果見(jiàn)表7。從表7 的回歸結(jié)果看，社會(huì)信任與收入交互項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，但并不顯著，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與收入的交互項(xiàng)系數(shù)顯著且為負(fù)，說(shuō)明收入較低的農(nóng)民群體在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中得到的收益更大，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的促增效應(yīng)會(huì)隨收入的增加而降低。實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了上文的發(fā)現(xiàn)，論證了社會(huì)資本是“窮人的資本”這一現(xiàn)象，但僅存在于網(wǎng)絡(luò)型社會(huì)資本當(dāng)中。對(duì)于信任型社會(huì)資本來(lái)說(shuō)，并不存在這一現(xiàn)象，即相較于高收入農(nóng)民來(lái)說(shuō)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)低收入農(nóng)民的幸福感產(chǎn)生的作用更大，而社會(huì)信任并不會(huì)因收入的高低而對(duì)農(nóng)民產(chǎn)生不同的影響。

表7 社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與收入的交互效應(yīng)檢驗(yàn)

（五）機(jī)制檢驗(yàn)

將健康分為心理健康和身體健康，分別對(duì)其在社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民主觀幸福感中的作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[18]的中介效應(yīng)檢測(cè)方式，使用三步回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)，模型設(shè)定如下：

其中，Happiness 為農(nóng)民主觀幸福感，healthy 為中介變量健康，trust、net 分別為社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，α2、α3為常數(shù)，其余為系數(shù)。

回歸結(jié)果見(jiàn)表8、表9。從回歸結(jié)果可以看出，無(wú)論在社會(huì)信任還是在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，心理健康都對(duì)農(nóng)民的主觀幸福感產(chǎn)生了中介作用，即社會(huì)信任與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)影響農(nóng)民的心理健康，影響農(nóng)民的主觀幸福感。身體健康在社會(huì)信任與農(nóng)民的主觀幸福感之間的中介作用并不顯著，只在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)民的主觀幸福感之間產(chǎn)生中介作用，即社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)通過(guò)影響農(nóng)民的身體健康，從而影響農(nóng)民的主觀幸福感，而社會(huì)信任并不存在這種作用機(jī)制。

表8 心理健康在社會(huì)信任、網(wǎng)絡(luò)之間的中介作用

表9 身體健康在社會(huì)信任、網(wǎng)絡(luò)之間的中介作用

五、結(jié)論與建議

本文利用Ologit 模型，對(duì)社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這兩項(xiàng)社會(huì)資本進(jìn)行實(shí)證分析，經(jīng)過(guò)基準(zhǔn)回歸、穩(wěn)健性檢驗(yàn)、異質(zhì)性檢驗(yàn)及機(jī)制檢驗(yàn)后，得出以下結(jié)論：第一，社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)顯著提高農(nóng)民主觀幸福感。第二，社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)民主觀幸福感具有異質(zhì)性。第三，心理健康可在社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)民主觀幸福感之間起到中介作用，身體健康在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)民主觀幸福感之間的中介作用顯著，但在社會(huì)信任與農(nóng)民主觀幸福感之間并不存在作用機(jī)制。

結(jié)合本文的研究結(jié)論，得出以下政策啟示：第一，社會(huì)及政府應(yīng)該及時(shí)關(guān)注農(nóng)民的社會(huì)資本狀況，要縮小城鄉(xiāng)差距，同時(shí)對(duì)進(jìn)城農(nóng)民給予更高保障，幫助其建立在城市中的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，讓其感覺(jué)自己更像“本地人”，從而更好地融入城市，增加農(nóng)民與市民的交流與信任程度，進(jìn)而增加其社會(huì)資本，增強(qiáng)幸福感。第二，地方政府應(yīng)做到因地施策，對(duì)東部地區(qū)農(nóng)民可優(yōu)先關(guān)注社會(huì)信任水平，利用社會(huì)信任對(duì)市場(chǎng)的作用，提高農(nóng)民收入，進(jìn)而提升其幸福感。而對(duì)于中部和西部地區(qū)的農(nóng)民則應(yīng)優(yōu)先關(guān)注社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平，加強(qiáng)其與周邊流入地的交流與融合，進(jìn)而提升其幸福感。第三，要持續(xù)提升農(nóng)民的醫(yī)療保障水平，加快推進(jìn)醫(yī)療體系改革和城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，保證農(nóng)民能去看病、看得起病。此外，除了身體健康外，還應(yīng)該關(guān)注農(nóng)民的心理健康，通過(guò)基層社區(qū)以及社會(huì)工作機(jī)構(gòu)進(jìn)行心理疏導(dǎo)，提升基層治理能力。◆