多方位提升農村居民主觀幸福感

宋春蕾 許克祥

實現共同富裕，是社會主義的本質要求，是人民群眾的共同期盼，是我們黨矢志不渝的奮斗目標。因此，對居民主觀幸福感的探究是十分必要的。文章基于2021年中國綜合社會調查（CGSS）數據，首先對相關文獻進行回顧和梳理，提出經濟水平、人際交往、社會支持及養老顧慮對中國農村居民主觀幸福感會產生影響的假設；其次篩選出1 566個農村居民樣本，運用多元線性回歸分析的方法，得出經濟水平、人際交往、社會支持與農村居民的主觀幸福感均呈正相關，養老顧慮與農村居民的主觀幸福感呈負相關的結論；最后基于研究結果，提出了提高農村居民幸福感的建議，包括提高經濟水平、拓展人際交往路徑、加大社會支持力度以及完善農村養老服務，以期協調社會各方面的利益關系，正確處理社會矛盾，促進社會的穩定發展。

隨著我國經濟社會的快速發展，人們的生活發生了質的飛躍。然而，在農村仍然存在區域發展不平衡、經濟水平差異顯著等問題，這可能會影響個人的幸福感。加大人際交往和社會支持的力度不僅能夠增加個人的社會資本，增強個人對社會的認同感和歸屬感，還可以提升個人的幸福感。在當今社會，養老問題日益凸顯，特別是在農村地區，普遍存在參保率較低、養老設施和服務不完善等問題。因此，本研究試圖從經濟水平、人際交往、社會支持及養老顧慮四個維度出發，探討它們如何影響農村居民的主觀幸福感。基于2021年CGSS數據可以得出研究結論，經濟水平、人際交往、社會支持和養老顧慮均對農村居民的主觀幸福感有顯著影響。因此，相關主體在制定政策和實施干預措施時，必須綜合考慮這些因素，以提升農村居民的主觀幸福感。

文獻回顧與研究假設

經濟水平與主觀幸福感

經濟水平對個人幸福感的影響已經被廣泛研究。美國經濟學家Easterlin最早對收入和幸福感之間的關系進行了研究，并得出了結論：隨著收入的增加，個人的幸福感并不一定隨之增加，即“伊斯特林悖論”。然而，也有學者對此觀點提出了不同的看法。朱春奎等（2022）基于“收入—幸福”分析框架，研究了公共服務獲得感如何影響居民的幸福感，研究結果發現，收入和公共服務獲得感對居民幸福感的影響具有多層次性。胡春萍等（2015）使用世界價值觀的相關數據進行研究發現，相對收入、收入滿意度都與居民主觀幸福感呈顯著的正相關關系。許海平等（2020）從收入水平、收入差距視角出發進行研究發現，居民的收入水平對其主觀幸福感具有正向影響，且經濟發達地區的居民主觀幸福感明顯高于經濟欠發達地區的居民主觀幸福感。基于以上分析，本研究提出以下假設：

假設1：經濟水平與農村居民主觀幸福感呈正相關。這意味著，在其他條件相同的情況下，農村居民的經濟水平越高，其主觀幸福感也越強。

人際交往與主觀幸福感

人際交往是個人在日常生活中獲取精神與物質支持的重要途徑，對個人的主觀幸福感具有重要影響。Putnam（2000）將社會資本拆分為結構性社會資本、認知社會資本和聯系社會資本，研究社會資本與生活滿意度的關系發現，“與家人和朋友在一起”“與鄰居的交談”都能夠顯著增強個人的幸福感。Dolan等（2013）從社會關系角度出發進行研究發現，良好的社會關系與個人的幸福感是正相關關系，即社會關系越融洽，個人的幸福感就越強。基于以上分析，本研究提出以下假設：

假設2：人際交往頻率與農村居民主觀幸福感呈正相關。具體來說，經常參與社交活動的農村居民比較少或不參與社交活動的農村居民的主觀幸福感更強。

社會支持與主觀幸福感

社會支持是指社會網絡通過一定的物質或者精神手段對弱勢群體進行無償幫助的行為。對于個人而言，社會支持不僅是個人情緒支持和物質援助的來源，更是其與社會接觸和聯系的重要途徑。賀寨平（2002）認為，不管是社會支持的數量還是社會支持的質量，都對個人的幸福感具有正向影響，這種互惠和扶持機制很大程度上增加了個人應對突發挑戰的能力。馬丹（2015）運用多層線性模型和協方差模型得出結論，社會支持不僅能給個人提供物質和情感上的慰藉，還能增強個人的歸屬感和自我認同感。郭小弦（2019）分別從社會支持和參照群體的視角出發，證明了社會網絡對個人幸福感有著多層次的影響。基于以上分析，本研究提出以下假設：

假設3：社會支持水平與農村居民主觀幸福感呈正相關。這表明，農村居民獲得的社會支持水平越高，其主觀幸福感就越強。

養老顧慮與主觀幸福感

隨著我國人口老齡化程度持續加深，農村地區的養老服務問題愈發凸顯。學者郭愛妹等（2020）認為，我國城鄉醫療資源不均衡，農村養老的基礎設施和服務不夠完善，這對農村居民的主觀幸福感產生了不利影響。程嫡等（2024）從非正式社會支持的視角出發，揭示了我國基本公共衛生服務配置不平衡，農村養老缺少醫療保障、社會互動、情感慰藉及經濟支持等要素，這對農村居民的主觀幸福感造成了沖擊。基于以上分析，本研究提出以下假設：

假設4：養老顧慮與農村居民主觀幸福感呈負相關。這表明，對養老問題較少顧慮的農村居民，其主觀幸福感往往高于養老顧慮較多的農村居民。

研究設計

數據及篩選

本研究旨在探討某些社會因素對農村居民主觀幸福感的影響。文章基于2021年中國綜合社會調查（CGSS）數據，首先對相關數據進行了清洗和預處理，以確保分析結果的準確性。其次篩選出1 566個有效樣本作為研究對象，有效樣本的篩選依據包括調查對象基本信息的完整性、回答調查問題的質量以及關鍵變量分布的合理性等，確保了樣本的代表性和研究的科學性。

變量選取

1.因變量。文章的因變量是農村居民的主觀幸福感。根據CGSS（2021）問卷中社會態度板塊的問卷內容，詢問了“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”這一問題。針對這一問題的回答，采用五級評分制度，即1—5分別代表“非常不幸福”“比較不幸福”“說不上幸福不幸福”“比較幸福”“非常幸福”。

2.自變量。文章的自變量包括經濟水平、人際交往、社會支持和養老顧慮。經濟水平根據CGSS（2021）問卷中的問題，即“綜合看來，在目前這個社會上，您本人的社會經濟地位屬于？”。該問題的選項包括“上層”“中上層”“中層”“中下層”“下層”。為了便于分析，對這些選項進行反向賦值，即1—5分別為“下層”“中下層”“中層”“中上層”“上層”。人際交往在CGSS（2021）問卷中對應的問題是“在過去一年中，您是否經常在您的空閑時間社交/串門？”。針對這個問題，問卷提供了五個選項，分別是“從不”“很少”“有時”“經常”“非常頻繁”，并依次給這些選項賦值1—5。社會支持采用CGSS（2021）問卷中“過去一年，通常是否有人傾聽您訴說您個人關心的事情？”的問題。為了分析方便，對選項進行反向賦值，即“我沒有什么關心的事情”“否”“是”分別賦值1—3。養老顧慮采用CGSS（2021）問卷中“我擔心當我年老時生活不能夠自理”這一問題。針對這一問題，問卷提供了五個選項，分別是“完全同意”“同意”“既不同意也不反對”“不同意”“完全不同意”，并分別賦值1—5。

3.控制變量。文章選擇性別、健康狀況、教育程度、婚姻狀況等變量作為控制變量。

模型假定

文章主要采用描述性統計和回歸模型方法對農村居民主觀幸福感的影響因素進行回歸分析，所用公式如下：

happiness=α+β1income+β2participation+β3support+β4worry+β5controls+ε

在回歸模型中，happiness表示農村居民主觀幸福感，income、participation、support、worry分別表示經濟水平、人際交往、社會支持、養老顧慮，controls表示各類控制變量，α為回歸方程的常數項，β表示變量系數，ε表示方程的隨機誤差項。

表1 變量設置

變量類別 變量名稱 變量編碼

因變量 主觀幸福感 非常不幸福=1；比較不幸福=2；說不上幸福

不幸福=3；比較幸福=4；非常幸福=5

自變量 經濟水平 下層=1；中下層=2；中層=3；中上層=4；

上層=5

自變量 人際交往 從不=1；很少=2；有時=3；經常=4；

非常頻繁=5

自變量 社會支持 我沒有什么關心的事情=1；否=2；是=3

自變量 養老顧慮 完全同意=1；同意=2；既不同意也不反對=3；不同意=4；完全不同意=5

控制變量 性別 女=0；男=1

控制變量 健康狀態 差=1；一般=2；好=3；很好=4；非常好=5

控制變量 受教育程度 小學及以下=1；初中=2；高中=3；專科=4；本科及以上=5

控制變量 婚姻狀況 未婚=1；有配偶=2；離異=3；喪偶=4

實證結果及分析

描述性統計分析

表2 基本變量描述統計分析

變量觀測值均值標準差最小值 最大值

主觀幸福感 1 566 3.931 0.864 1 5

經濟水平 1 566 2.172 0.901 1 5

人際交往 1 566 2.640 1.149 1 5

社會支持 1 566 3.400 0.669 1 3

養老顧慮 1 566 2.321 1.125 1 5

性別 1 566 0.439 0.496 0 1

健康狀態 1 566 2.841 1.266 1 5

受教育程度 1 566 1.955 1.167 1 5

婚姻狀況 1 566 2.094 0.750 1 4

表2對各變量進行了描述性統計分析，結果顯示，因變量主觀幸福感的平均值為3.931，標準偏差為0.864，說明被調查對象的主觀幸福感普遍處于中等偏上的水平。自變量經濟水平、人際交往、社會支持和養老顧慮的分析結果如下：經濟水平的平均值為2.172，標準偏差為0.901，說明被調查對象對自身的經濟水平認定在中等偏下，即農村居民的收入并不是很高；人際交往的平均值為2.640，標準偏差為1.149，表明絕大多數被調查對象的社會參與頻率偏低，主要集中在“很少”和“有時”；社會支持的平均值為3.400，標準偏差為0.669，反映出被調查對象大多數都獲得過一定的社會支持；養老顧慮的平均值為2.321，標準偏差為1.125，表明多數被調查對象都存在養老的顧慮。控制變量中性別的平均值為0.439，表明樣本中男性多于女性；健康狀態的平均值為2.841，標準差為1.266，表明大多數被調查對象的健康狀態處于“一般”到“好”之間；受教育程度的平均值為1.955，標準偏差為1.167，表明被調查對象的教育水平存在一定的差異，平均教育水平較低；婚姻狀況的平均值是2.094，標準偏差是0.750，表明被調查對象處于未婚的人數較多。

多重共線性診斷

文章選取農村居民作為研究對象，探討經濟水平、人際交往、社會支持及養老顧慮對農村居民主觀幸福感的影響，并加入了受訪個體的基本特征作為控制變量。為了確保研究結果的準確性，文章對9個變量進行了多重線性檢驗和內生性檢驗，并確認各自變量的方差膨脹系數均保持在5以下。這一結果充分表明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

Ologit回歸模型構建及其結果分析

表3 回歸模型

（1） （2） （3） （4） （5）

主觀

幸福感 主觀

幸福感 主觀

幸福感 主觀

幸福感 主觀

幸福感

經濟水平 0.269*** 0.265*** 0.265*** 0.255*** 0.230***

（11.56） （11.38） （11.36） （10.93） （9.92）

人際交往 0.045** 0.040** 0.037** 0.027

（2.44） （2.15） （2.00） （1.51）

社會支持 0.048 0.053* 0.065**

（1.50） （1.68） （2.05）

養老顧慮 0.076*** 0.049***

（4.09） （2.63）

性別 0.078*

（1.86）

健康狀態 0.134***

（7.78）

受教育程度 -0.004

（-0.18）

婚姻狀況 0.038

（1.28）

Constant 3.346*** 3.237*** 3.136*** 2.975*** 2.600***

（61.11） （45.84） （32.14） （28.39） （18.91）

Observations 1 566 1 566 1 566 1 566 1 566

R-squared 0.079 0.082 0.083 0.093 0.131

F test 0 0 0 0 0

r2_a 0.078 1 0.081 0 0.081 7 0.090 9 0.126

F 133.6 69.96 47.43 40.12 29.32

注：*、**和***分別表示變量在10%、5%和1%的統計水平。

回歸模型（1）僅考慮經濟水平對農村居民主觀幸福感的影響。研究發現，經濟水平對農村居民主觀幸福感具有顯著的正向影響，即農村居民對其經濟水平的自我認定越高，其主觀幸福感越強，這也印證了假設1。回歸模型（2）在將經濟水平作為影響因素的基礎上加入人際交往作為新的變量，回歸結果顯示，人際交往的回歸系數為0.045（p＜0.05），這說明人際交往對農村居民主觀幸福感產生了顯著的正向影響，即隨著農村居民人際交往頻率的增加，其主觀幸福感也越強，所以假設2成立。回歸模型（3）數據顯示，社會支持對農村居民主觀幸福感有顯著的正向影響，即農村居民獲得的社會支持越多，其主觀幸福感越強，所以假設3成立。回歸模型（4）將農村居民對養老的顧慮作為變量加入回歸計算中，結果顯示，養老顧慮的回歸系數為0.076（p＜0.01），說明養老顧慮與農村居民主觀幸福感呈負相關關系，即農村居民的養老顧慮越小，其主觀幸福感越強，所以假設4成立。回歸模型（5）加入了所有的控制變量，性別和健康狀態的回歸系數分別是0.078（p＜0.1）和0.134（p＜0.01），說明農村居民的健康狀態對其主觀幸福感具有較為顯著的影響，而性別因素對主觀幸福感的影響較小。關于受教育程度和婚姻狀況因素，根據計算結果，可以選擇忽略不計。

建議

本研究基于2021年中國綜合社會調查（CGSS）數據，通過對1 566個有效樣本進行分析，得出經濟水平、人際交往、社會支持與農村居民的主觀幸福感均呈正相關，養老顧慮與農村居民的主觀幸福感呈負相關的結論。經濟水平與農村居民的主觀幸福感呈正相關關系，說明經濟水平越高，農村居民更有可能獲得較高的幸福感，強調了經濟水平在提升幸福感方面的重要作用。積極的人際交往與農村居民的主觀幸福感之間呈正相關關系，表明頻繁的社交活動能夠增強個人的社會歸屬感，并使他們獲得一定的社會資本，從而提升自身的幸福感。社會支持與農村居民的主觀幸福感之間呈正相關關系，擁有強大社會支持的農村居民在面對生活中的困難時，更能夠克服困難，從而增強了他們的幸福感。農村居民對自身養老問題的顧慮與其主觀幸福感之間呈負相關關系，農村地區由于經濟、環境等因素的影響，很多農村居民的養老保障存在不足，養老制度和設施還需要進一步完善。

基于上述結論，本研究提出以下建議。政府首先應制定相關的農村扶持政策，積極推進農村產業的發展，從而增加農村居民的經濟收入，為其創造更多的就業機會，使農村居民安居樂業。其次，應積極搭建社交活動平臺，如鄉村文化活動中心、學習小組等，為農村居民參與社會提供多種路徑，從而增強其對家鄉的信任感和歸屬感。再次，應完善農村的基礎設施，優化農村地區的教育環境，通過開展志愿服務、互幫互助等活動，增強農村居民的幸福感。最后，應完善農村養老服務，提升養老服務的質量，因地制宜地打造農村醫養服務中心，同時加強對養老服務的綜合監管，以滿足老人的生活照料服務需求，使農村居民也能獲得多樣化、多層次、高質量的養老生活，從而減少其養老顧慮，增強其幸福感。

（作者單位：安徽工業大學公共管理與法學院）