彭開麗，楊　宸

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響機(jī)制——基于文化消費(fèi)行為中介變量的實(shí)證分析

彭開麗，楊宸

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

基于CGSS2017的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建“社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位-文化消費(fèi)行為-農(nóng)民主觀幸福感”的理論框架，結(jié)合OLS線性回歸模型和中介效應(yīng)模型，從文化消費(fèi)行為的中介視角實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響效應(yīng)。研究表明：客觀收入水平與主觀階層定位均在1%的顯著性水平上促進(jìn)農(nóng)民主觀幸福感的提升；個(gè)人文化消費(fèi)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響中存在部分中介效應(yīng)，而公共文化消費(fèi)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響主觀幸福感的路徑中不存在中介效應(yīng)；客觀收入水平對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的促進(jìn)作用在西部地區(qū)更強(qiáng)，而其中介路徑在東部地區(qū)更為明顯。鑒于此，政府需要進(jìn)一步提高農(nóng)民收入，重點(diǎn)關(guān)注我國(guó)農(nóng)村社會(huì)轉(zhuǎn)型，推進(jìn)文化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，通過政策傾斜加強(qiáng)東西部協(xié)作以及定點(diǎn)幫扶，從而進(jìn)一步提升農(nóng)民主觀幸福感。

主觀幸福感；社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位；文化消費(fèi)；客觀收入水平；主觀階層定位

一、問題的提出

改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平已經(jīng)實(shí)現(xiàn)重大飛躍，農(nóng)民生活水平得到極大改善。當(dāng)前，滿足農(nóng)民精神層面的訴求、提高農(nóng)民主觀幸福感成為新時(shí)代的民生目標(biāo)。據(jù)2021年公布的第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)，居住在鄉(xiāng)村的人口為50 979萬(wàn)人，占總?cè)丝诘?6.11%①，因而農(nóng)民作為社會(huì)發(fā)展中的弱勢(shì)群體，其主觀幸福感是我國(guó)民生工作的著力點(diǎn)。解決農(nóng)民這一龐大群體在城市化過程中面臨的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和消費(fèi)水平等問題，提升農(nóng)民主觀幸福感，對(duì)我國(guó)全面建設(shè)小康社會(huì)具有助推作用。

長(zhǎng)期以來，學(xué)界對(duì)主觀幸福感的測(cè)量與影響因素已展開廣泛研究，也已經(jīng)形成了較為充分的認(rèn)識(shí)。主觀幸福感除了受到民生因素[1]、政府質(zhì)量[2]、戶籍制度[3]、宗教信仰[4]等社會(huì)環(huán)境因素的影響外，個(gè)體收入[5]、家庭消費(fèi)水平[6]、社會(huì)階層[7]等表明社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)也是其重要的影響因素。就個(gè)體收入而言，羅楚亮認(rèn)為絕對(duì)收入對(duì)農(nóng)民主觀幸福感有正向影響[8]，蘇鐘萍、尤亮等研究也同樣得出絕對(duì)收入可以顯著提高農(nóng)民主觀幸福感的結(jié)論[9,10]；但Knight和邢占軍等的研究發(fā)現(xiàn)，絕對(duì)收入與主觀幸福感之間相關(guān)并不明顯[11,12]，官皓也認(rèn)為絕對(duì)收入對(duì)主觀幸福感的正向影響并沒有理論預(yù)測(cè)的那么重要[13]。上述學(xué)者得到了不一致的結(jié)論，一是可能源于數(shù)據(jù)的覆蓋范圍與研究方法的不同，二是可能源于主觀幸福感影響因素的復(fù)雜性，往往容易忽視經(jīng)濟(jì)發(fā)展與政策文化的差異性[10]。

隨著社會(huì)發(fā)展，近年來對(duì)主觀幸福感影響因素的研究逐漸多元化，開始關(guān)注除收入之外的社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素。在新型城鎮(zhèn)化背景下，李光明等得出文化消費(fèi)在提高新市民群體主觀幸福感的路徑中發(fā)揮著重要作用[14]，高質(zhì)量就業(yè)與較高的社會(huì)信任感是農(nóng)民工獲得幸福的重要渠道[15]，吳奇峰等也認(rèn)為社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)信任對(duì)農(nóng)民工主觀幸福感存在著顯著正向影響[16]。同時(shí)，居民的社會(huì)階層定位越高，其主觀幸福感就會(huì)越強(qiáng)[17,18]，自我評(píng)估社會(huì)階層地位提升越大和預(yù)期提升越大的個(gè)體，其感受到的主觀幸福感越高[19]。

文獻(xiàn)梳理表明，以往研究多采用單一指標(biāo)衡量社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)主觀幸福感的影響，且主要聚焦于客觀因素對(duì)主觀幸福感的影響，同時(shí)研究主、客觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)主觀幸福感的影響較少；較少研究文化消費(fèi)行為與農(nóng)民主觀幸福感的關(guān)系，將文化消費(fèi)行為作為中介變量的研究更是匱乏。當(dāng)前，隨著收入水平與社會(huì)階層的提高，農(nóng)民社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位也隨之提升，對(duì)文化消費(fèi)的需求也逐漸加強(qiáng)[20]。農(nóng)民主觀幸福感是否隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升和文化消費(fèi)頻率的提高有所提升呢？同時(shí)，農(nóng)民文化消費(fèi)是否在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)主觀幸福感的影響中發(fā)揮了中介作用呢？筆者擬聚焦于以上問題，通過建立社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位-文化消費(fèi)行為-農(nóng)民主觀幸福感的研究框架，探究農(nóng)民主觀幸福感的影響機(jī)制，為進(jìn)一步提高農(nóng)民主觀幸福感提供相應(yīng)政策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

主觀幸福感是衡量個(gè)人生活質(zhì)量的綜合性心理指標(biāo)，它既是對(duì)自身生活條件的一種事實(shí)判斷[5]，又是對(duì)社會(huì)生活體驗(yàn)的一種價(jià)值判斷[21]，收入水平、社會(huì)階層等社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)是其重要的影響因素[22]。自1974年Easterlin提出“幸福悖論”以來，學(xué)術(shù)界開始關(guān)注個(gè)體收入對(duì)居民主觀幸福感的影響，盡管學(xué)者研究結(jié)論存在分歧，但不可否認(rèn)的是，我國(guó)農(nóng)村居民絕對(duì)收入的提高對(duì)其幸福感提高的邊際貢獻(xiàn)依然顯著[23]。而社會(huì)比較理論的發(fā)展，也使得學(xué)界開始研究社會(huì)階層對(duì)居民主觀幸福感的影響，當(dāng)人們進(jìn)行社會(huì)階層定位時(shí)發(fā)現(xiàn)自己優(yōu)于其他人或者過去的自己，則會(huì)提高其自身幸福感[19]。與此同時(shí)，由于收入、財(cái)富等表明客觀經(jīng)濟(jì)地位的指標(biāo)最終要落實(shí)到消費(fèi)上，以及人們對(duì)自身社會(huì)階層的評(píng)價(jià)最終是以自身消費(fèi)水平為參考，因此文化消費(fèi)作為當(dāng)今日常消費(fèi)的重要組成部分，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響中發(fā)揮著重要作用?；谏鲜隼碚?，本研究構(gòu)建“社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位-文化消費(fèi)行為-農(nóng)民主觀幸福感”的理論框架（圖1）。同時(shí)，借鑒有關(guān)研究，將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位分為客觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位兩個(gè)維度[22]，將文化消費(fèi)行為按照消費(fèi)形式分為公共文化消費(fèi)和個(gè)人文化消費(fèi)兩個(gè)方面[24]。

圖1　社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響機(jī)制

1．社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與農(nóng)民主觀幸福感

（1）客觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與農(nóng)民主觀幸福感。本研究用收入水平來反映農(nóng)民的客觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，因?yàn)槭杖胨侥茉谝欢ǔ潭壬戏从侈r(nóng)民從事的職業(yè)、居住條件，能較好地反映其客觀經(jīng)濟(jì)地位[22]。收入水平更高的農(nóng)民大概率擁有更高的教育程度、更好的工作、更佳的居住條件，其物質(zhì)需求更容易得到滿足。另外，與相對(duì)收入相比，絕對(duì)收入的提高更能增加農(nóng)民實(shí)實(shí)在在的獲得感[7]?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O(shè)：

H1：客觀收入水平對(duì)農(nóng)民主觀幸福感有正向影響

（2）主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與農(nóng)民主觀幸福感。本研究用“主觀階層定位”來表示農(nóng)民的主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，它是指?jìng)€(gè)人對(duì)自己在整個(gè)社會(huì)結(jié)構(gòu)中處于何種社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的主觀感知與判斷[7]?！爸饔^階層定位”與絕對(duì)收入水平一樣，也能夠作為單獨(dú)變量直接影響居民幸福感[19,25]。如果人們?cè)谠u(píng)估自己的階層定位時(shí)發(fā)現(xiàn)自己的生活不如其他人，便會(huì)產(chǎn)生“相對(duì)剝奪感”，降低其幸福感水平，反之，如果個(gè)體認(rèn)為自身社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位高于其他人，則主觀幸福感可能會(huì)更高[26]?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O(shè)：

H2：主觀階層定位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感有正向影響

2．文化消費(fèi)行為的中介效應(yīng)

文化消費(fèi)行為是指人們?yōu)闈M足自身的精神文化需求，對(duì)社會(huì)及他人提供的精神財(cái)富的消耗[27]。從消費(fèi)類型來看，公共文化消費(fèi)一般發(fā)生在公共場(chǎng)所且群眾聚集程度較高，通常依托第三方組織承辦，如聽音樂會(huì)、觀看現(xiàn)場(chǎng)比賽、參加文化活動(dòng)等；而個(gè)人文化消費(fèi)對(duì)場(chǎng)所要求較低，一般在私人場(chǎng)所進(jìn)行，不屬于集體性活動(dòng)，如看電視、上網(wǎng)、讀書看報(bào)等。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可通過影響農(nóng)民文化消費(fèi)行為，進(jìn)而影響農(nóng)民主觀幸福感。首先，從客觀經(jīng)濟(jì)地位來看，一般而言，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好的農(nóng)民家庭懂得如何享受生活，會(huì)選擇進(jìn)行更多的公共或個(gè)人文化消費(fèi)從而獲取更高的主觀幸福感。周春平運(yùn)用江蘇1478個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，收入水平對(duì)文化消費(fèi)具有顯著正向影響[28]。其次，從主觀經(jīng)濟(jì)地位來看，處在較高社會(huì)階層的人一般掌握更多的社會(huì)資源、更高的教育水平，而更高的教育水平，無(wú)論是對(duì)閑暇總時(shí)間還是對(duì)閑暇時(shí)間質(zhì)量的影響都是積極顯著的[29]，可能會(huì)使處在社會(huì)高層的人比低層的人更快樂[7]。因此，自身階層定位越高的人，更易通過公共文化消費(fèi)來維持社會(huì)關(guān)系，通過個(gè)人文化消費(fèi)來提升自我，因此也可能具有更高的主觀幸福感。基于上述分析提出假設(shè)：

H3：公共文化消費(fèi)行為在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響中具有中介效應(yīng)

H4：個(gè)人文化消費(fèi)行為在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響中具有中介效應(yīng)

早在上個(gè)世紀(jì)，歷史機(jī)遇、地域淵源、關(guān)愛情緣早已把云南與上海緊緊連在了一起。抗日戰(zhàn)爭(zhēng)時(shí)期，上海一批企業(yè)和仁人志士轉(zhuǎn)移到云南興辦實(shí)業(yè)；新中國(guó)成立初期，云南的鋼鐵、化工、煙草等工業(yè)建設(shè)，得到上海的技術(shù)援助；上個(gè)世紀(jì)60年代以來，數(shù)萬(wàn)名上海知青到云南支援邊疆建設(shè)，在云南留下一段段感人的故事，與云南各族人民建立了深厚的情誼；1996年9月，中央正式確定上海與云南開展對(duì)口幫扶，兩省市的對(duì)口幫扶合作進(jìn)入了新的歷史階段。

三、研究設(shè)計(jì)

1．?dāng)?shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2017年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目（Chinese General Social Survey，CGSS），該項(xiàng)目由中國(guó)人民大學(xué)聯(lián)合全國(guó)各地的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)共同執(zhí)行，具有全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性的特點(diǎn)。該調(diào)查采取分層的四階段不等概率抽樣，數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)28個(gè)省（自治區(qū)、直轄市），是目前學(xué)界公認(rèn)的具有科學(xué)研究?jī)r(jià)值的權(quán)威數(shù)據(jù)，該項(xiàng)目實(shí)際完成樣本量為12 582個(gè)，具有較好的代表性。在經(jīng)過樣本篩選后，最終得到農(nóng)民樣本4 392個(gè)。

2．變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)

（1）被解釋變量為主觀幸福感。選用CGSS2017問卷對(duì)應(yīng)的問題“總的來說，您認(rèn)為您的生活是否幸福？”來測(cè)量農(nóng)民的主觀幸福感，將回答為“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?！狈謩e賦值“1、2、3、4、5”。通過表1的描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，全樣本主觀幸福感均值為3.771，處于“說不上幸福不幸?！焙汀氨容^幸?！敝g。

（2）核心解釋變量為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。因?yàn)樯鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位是集個(gè)人收入、受教育程度、職業(yè)層次以及聲望水平的綜合體現(xiàn)[30]，因此選取社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位為衡量指標(biāo)。具體從兩個(gè)維度進(jìn)行衡量：一是客觀經(jīng)濟(jì)地位，將問卷調(diào)查結(jié)果中的個(gè)人總收入取自然對(duì)數(shù)后作為主要衡量指標(biāo)；二是主觀經(jīng)濟(jì)地位，將問卷中“綜合來看，在目前這個(gè)社會(huì)上，您本人屬于社會(huì)的哪一層？”作為主要衡量指標(biāo)，其中，最底層=1，最高層=10，分值越高意味著等級(jí)越高。

（3）中介變量為文化消費(fèi)行為。根據(jù)馬斯洛需求理論，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升可能會(huì)帶來更高層次的社會(huì)需求，導(dǎo)致文化消費(fèi)行為會(huì)有所改變，選取CGSS問卷中包含的8種居民文化消費(fèi)活動(dòng)，即“看電視或者看碟”“出去看電影”“讀書/報(bào)紙/雜志”“參加文化活動(dòng)”“在家聽音樂”“現(xiàn)場(chǎng)觀看體育比賽”“做手工”“上網(wǎng)”，借鑒羅茜[31]的研究，將出去看電影、參加文化活動(dòng)、現(xiàn)場(chǎng)觀看體育比賽這三項(xiàng)活動(dòng)歸并到公共文化消費(fèi)，將其余五項(xiàng)活動(dòng)如看電視或看碟、讀書等歸并到個(gè)人文化消費(fèi)。對(duì)于每種文化消費(fèi)活動(dòng)，根據(jù)參與頻率劃分為5個(gè)等級(jí)，從不參加到頻繁參加分別賦值為1～5。公共文化消費(fèi)變量和個(gè)人文化消費(fèi)變量由上述3項(xiàng)和5項(xiàng)文化消費(fèi)活動(dòng)參與頻率的均值來表示，以此衡量農(nóng)民文化消費(fèi)行為。

（4）控制變量。借鑒崔紅志[32]、劉曉柳[19]等的研究，并結(jié)合CGSS的數(shù)據(jù)特征，將一系列控制變量納入實(shí)證分析。如表1所示，選取個(gè)人特征中的性別、年齡、教育、政治面貌、健康狀況，家庭特征中的婚姻狀況、養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)作為影響農(nóng)民主觀幸福感的控制變量。樣本顯示：個(gè)人特征方面，被訪者中男性約占54%，略高于女性樣本，總體平均年齡為51歲；平均受教育程度為2.526，介于小學(xué)和初中之間，并且絕大多數(shù)農(nóng)民不是黨員；被訪者自評(píng)健康狀況均值為3.402，接近“比較健康”。家庭特征方面，已婚人士約為91%，遠(yuǎn)高于未婚人士；醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)的均值分別為0.924和0.676，說明當(dāng)前大多數(shù)農(nóng)民有社會(huì)保障。

表1　各變量定義及樣本描述性分析

3．模型設(shè)定

參照溫忠麟等[33]的做法，將依次檢驗(yàn)法與Bootstrap法相結(jié)合，對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，并構(gòu)建具體模型如下：

本研究的因變量農(nóng)民主觀幸福感是一種有序離散變量，一般采取有序Probit模型或者有序Logit 模型，但孫計(jì)領(lǐng)等[35]指出，在樣本量較大的時(shí)候，采用OLS模型或者有序Probit模型的結(jié)果相差并不大，而且有序Probit模型難以直觀顯示解釋變量對(duì)被解釋變量的邊際效應(yīng)，因此本研究主要使用OLS回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1．社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響

在回歸分析之前，本研究檢驗(yàn)了模型是否存在過度擬合和各變量的多重共線性，得出各變量的方差膨脹因子（VIF）平均值為1.27，遠(yuǎn)小于10，故各變量之間不存在多重共線性，模型也不存在過度擬合的情況。

本研究應(yīng)用stata15.0軟件對(duì)公式（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表2。從表2模型（1）和模型（3）可以看出，客觀收入水平與主觀階層定位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感存在顯著正向影響，模型（2）和模型（4）的估計(jì)結(jié)果表明，加入個(gè)人特征、家庭特征等控制變量后，客觀收入水平與主觀階層定位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感仍然存在顯著正向影響，均在1%的水平上顯著。模型（5）與模型（6）中為合并主、客觀經(jīng)濟(jì)地位的回歸結(jié)果，可以看出，在控制了相關(guān)變量后，主、客觀經(jīng)濟(jì)地位的作用均有所減弱，但是與農(nóng)民主觀幸福感仍然存在顯著的正相關(guān)?？陀^收入水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民主觀幸福感上升2.5個(gè)百分點(diǎn)，主觀階層定位每提高1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，農(nóng)民主觀幸福感上升7.3個(gè)百分點(diǎn)。由此驗(yàn)證了H1和H2。

表2　社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的回歸結(jié)果

注：***、 **、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著，括號(hào)中為統(tǒng)計(jì)量。下同。

在控制變量中，從被訪者的個(gè)人層面來看，性別在1%的水平上對(duì)農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生負(fù)向影響，說明在農(nóng)村社會(huì)中，女性的幸福感高于男性，這與已有研究基本類似[19]。年齡、受教育狀況、健康狀況均在1%的顯著性水平上對(duì)農(nóng)民的主觀幸福感呈現(xiàn)正向影響[2]，黨員的主觀幸福感比非黨員更高[36]。從家庭層面來看，婚姻狀況、養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)正向影響了農(nóng)民的主觀幸福感[37]，也在一定程度上體現(xiàn)了家庭美滿、社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民的主觀幸福感有一定的提升作用。

2．文化消費(fèi)行為的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

利用公式（2）、（3）進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3。根據(jù)表3模型（8）和模型（9）可知，主、客觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，農(nóng)民參與公共和個(gè)人文化消費(fèi)的頻率越高，且均在1%水平上顯著。客觀收入水平每提升1個(gè)百分點(diǎn)，公共文化消費(fèi)的頻率提高4.4%，個(gè)人文化消費(fèi)的頻率提高6.5%；主觀階層定位每提升1個(gè)百分點(diǎn)，公共文化消費(fèi)頻率提高1.6%，個(gè)人文化消費(fèi)的頻率提高3.4%?？梢钥闯?，在促進(jìn)文化消費(fèi)行為方面，收入水平的提高要強(qiáng)于主觀階層定位的提升帶來的效應(yīng)，這說明收入水平仍然是制約農(nóng)民生活水平改善的重要因素。另外，個(gè)人文化消費(fèi)較公共文化消費(fèi)更受歡迎，這與國(guó)人固有的文化消費(fèi)習(xí)慣有關(guān)，也與消費(fèi)行為本身有關(guān)[31]。

表3　文化消費(fèi)行為的中介作用

（1）公共文化消費(fèi)行為的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。根據(jù)前文模型設(shè)定，首先檢驗(yàn)公共文化消費(fèi)變量是否在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位促進(jìn)農(nóng)民主觀幸福感提高的過程中起到了中介作用。模型（7）表明，無(wú)論是客觀經(jīng)濟(jì)地位的提升還是主觀經(jīng)濟(jì)地位的提升均對(duì)農(nóng)民主觀幸福感具有顯著正向影響，而且主觀經(jīng)濟(jì)地位提升帶來的效應(yīng)大于客觀經(jīng)濟(jì)地位的提升。在模型（10）加入公共文化消費(fèi)這一變量后，主、客觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量仍然顯著，然而公共文化消費(fèi)變量不顯著，據(jù)此無(wú)法判斷中介效應(yīng)是否存在，因此采用Bootstrap中介效應(yīng)分析方法。

采用Percentile 和Bias-corrected兩種置信區(qū)間估計(jì)方式，分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，將客觀收入水平和主觀階層定位分別進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。重復(fù)樣本數(shù)選擇為1000，置信區(qū)間為95%，分析結(jié)果如表4所示。客觀收入水平對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的直接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區(qū)間分別為[0.0156，0.0595]和[0.0142，0.0586]，均不包括0，因此中介效應(yīng)可能存在。而在進(jìn)一步檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，客觀收入水平對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的間接影響（中介效應(yīng)）Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區(qū)間分別為[-0.0001，0.0053]和[-0.0002，0.0053]，均包括0，因此認(rèn)為公共文化消費(fèi)在客觀收入水平對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響中并不存在中介效應(yīng)。同理，主觀階層定位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的直接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區(qū)間分別為[0.0579，0.0903]和[0.0583，0.0910]，均不包括0，間接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區(qū)間分別為[-0.0002，0.0021]和[-0.0001，0.0023]，均包括0，公共文化消費(fèi)在主觀階層定位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響中同樣不存在中介效應(yīng)。因此，H3不成立。

表4　公共文化消費(fèi)行為在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感中的中介作用

（3）中介變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)。在研究過程中，考慮到中介變量個(gè)人文化消費(fèi)與農(nóng)民主觀幸福感之間可能存在因果關(guān)系，即文化消費(fèi)有助于提升農(nóng)民的主觀幸福感，反過來具有更高主觀幸福感的農(nóng)村居民更愿意花時(shí)間和金錢進(jìn)行文化消費(fèi)，以此來滿足更高層次精神需要。因此，借鑒資樹榮等[38]的研究，為文化消費(fèi)尋找合適的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。選取CGSS問卷中“您覺得自己聽普通話的能力是什么水平”作為個(gè)人文化消費(fèi)行為的工具變量，設(shè)為變量“”，將聽普通話的能力分為“完全聽不懂、比較差、一般、比較好、很好”五個(gè)等級(jí)，分別賦值1～5。選取這一變量作為工具變量的原因是，一是語(yǔ)言作為文化的傳播工具，聽、說語(yǔ)言的能力是影響農(nóng)民進(jìn)行文化消費(fèi)的前提條件，滿足相關(guān)性條件；二是農(nóng)民聽普通話的能力與自身主觀幸福感并無(wú)直接關(guān)系，滿足外生性條件。

接下來使用工具變量進(jìn)行2SLS估計(jì)，并通過弱工具變量檢驗(yàn)與內(nèi)生性檢驗(yàn)來判斷農(nóng)民文化消費(fèi)行為變量的內(nèi)生性以及工具變量的有效性，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。Hausman 檢驗(yàn)的值為0.022，故可在5%的水平上顯著拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，說明個(gè)人文化消費(fèi)行為為內(nèi)生變量。工具變量的F統(tǒng)計(jì)值為24.481，超過10，故認(rèn)為不存在弱工具變量。因此，農(nóng)民的“聽普通話能力”作為工具變量是合適的。由表5可知，在考慮了模型可能存在的內(nèi)生性后，個(gè)人文化消費(fèi)對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的回歸系數(shù)依然為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。說明在排除內(nèi)生性偏誤后，個(gè)人文化消費(fèi)行為仍會(huì)顯著提高農(nóng)民的主觀幸福感。

表5　內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

3．不同區(qū)域下文化消費(fèi)行為的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

按照區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)將CGSS問卷中的區(qū)域來源劃為東、中、西部3個(gè)區(qū)域，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，人們生活水平越高，那么在不同區(qū)域，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民的幸福感作用會(huì)不會(huì)受到影響？中介效應(yīng)是否有所不同？利用上文公式（3）進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。東、中、西部地區(qū)中，客觀收入水平在1%的顯著性水平上顯著，系數(shù)分別為0.008、0.009和0.033，可見，其對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的促進(jìn)作用在西部地區(qū)更強(qiáng)，而主觀階層定位對(duì)幸福感的影響并無(wú)明顯區(qū)域差異。與全國(guó)性的數(shù)據(jù)分析相同，公共文化消費(fèi)并未在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位促進(jìn)農(nóng)民主觀幸福感中發(fā)揮中介效用，表6只計(jì)算了個(gè)人文化消費(fèi)的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重，從客觀收入水平的中介路徑來看，東、中、西部的比重分別為12.21%、5.96%、2.57%，可以看出，客觀收入水平通過個(gè)人文化消費(fèi)提升幸福感的中介效應(yīng)在東部地區(qū)更為明顯，而主觀階層定位通過個(gè)人文化消費(fèi)提升幸福感的中介效應(yīng)區(qū)域差異不大，分別為0.48%、0.35%、0.50%。

表6　不同區(qū)域的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、文化消費(fèi)行為與農(nóng)民主觀幸福感②

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，不僅導(dǎo)致資源分配與消費(fèi)市場(chǎng)的差異，也限制了農(nóng)民提高主觀幸福感的渠道。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民閑暇時(shí)間分布均衡程度和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有直接聯(lián)系[29]。相對(duì)而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后的西部地區(qū)，農(nóng)民收入水平較低，雖然其主觀幸福感也可通過個(gè)人文化消費(fèi)來提高，但與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)相比，中介效應(yīng)相對(duì)較弱?？赡苁俏鞑康貐^(qū)的農(nóng)戶兼業(yè)程度不夠，收入來源單一，閑暇時(shí)間配置更容易受到“農(nóng)忙時(shí)節(jié)”的影響，再加上農(nóng)村文化消費(fèi)市場(chǎng)較不完善，基礎(chǔ)設(shè)施與消費(fèi)條件仍相對(duì)薄弱，由此影響了其主觀幸福感的提升。

五、結(jié)論與政策啟示

本研究采用OLS線性回歸模型和中介效應(yīng)模型，利用CGSS2017的數(shù)據(jù)分析了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的作用機(jī)理及其影響效果，并引入工具變量農(nóng)民聽普通話能力克服了中介變量的內(nèi)生性，得出以下結(jié)論：社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提高可以提升農(nóng)民的主觀幸福感，具體表現(xiàn)為客觀收入水平與主觀社會(huì)階層均在1%的顯著性水平上促進(jìn)農(nóng)民主觀幸福感的提升；考慮文化消費(fèi)行為的中介效應(yīng)后，個(gè)人文化消費(fèi)行為在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的影響中存在部分中介效應(yīng)，具體表現(xiàn)為客觀收入水平與主觀階層定位的中介效應(yīng)占比分別為37.44%和6.71%，公共文化消費(fèi)行為在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響主觀幸福感的路徑中不存在中介效應(yīng)；異質(zhì)性分析中，從東中西部地區(qū)來看，客觀收入水平對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的促進(jìn)作用在西部地區(qū)更強(qiáng)，而客觀收入水平通過個(gè)人文化消費(fèi)提升幸福感的中介效應(yīng)在東部地區(qū)更為明顯。

上述結(jié)論可以得到如下政策啟示：

（1）客觀收入水平與主觀階層定位均對(duì)農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生積極影響，說明要想提高農(nóng)民的主觀幸福感，需要進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)民收入以使農(nóng)民有向更高層次需求轉(zhuǎn)型的物質(zhì)基礎(chǔ)。政府應(yīng)該根據(jù)不同農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)條件，從經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入等多方面促進(jìn)農(nóng)民收入水平提高。同時(shí)，在當(dāng)前城鎮(zhèn)化的大背景下，政府的政策導(dǎo)向應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注我國(guó)農(nóng)村社會(huì)轉(zhuǎn)型，讓更多農(nóng)民成為有恒產(chǎn)的中產(chǎn)階層，緩解農(nóng)民的心理落差，在提升農(nóng)民幸福感的基礎(chǔ)上提高社會(huì)整體幸福感。

（2）個(gè)人文化消費(fèi)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響農(nóng)民主觀幸福感之間發(fā)揮了中介作用，說明個(gè)人文化消費(fèi)活動(dòng)是提升農(nóng)民主觀幸福感長(zhǎng)效機(jī)制的一個(gè)關(guān)鍵點(diǎn)。除了物質(zhì)生活水平的提高，也要著重發(fā)揮精神文化消費(fèi)對(duì)農(nóng)民主觀幸福感的作用效果。一方面，調(diào)整政府支出結(jié)構(gòu)，加大文化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，幫助農(nóng)民提高精神文明水平；另一方面，鼓勵(lì)農(nóng)村居民多進(jìn)行文化消費(fèi)，在閑暇時(shí)間豐富自己的文化生活，以提升自身主觀幸福感。

（3）鑒于中西部地區(qū)相較于東部地區(qū)收入水平與文化教育水平相對(duì)較低，農(nóng)民文化消費(fèi)需求不足，政府需要在提升農(nóng)民絕對(duì)收入的同時(shí)，圍繞發(fā)展不平衡不充分的問題，通過政策傾斜加強(qiáng)東西部協(xié)作以及定點(diǎn)幫扶，加大向農(nóng)村的財(cái)政轉(zhuǎn)移力度，擴(kuò)大中西部文化消費(fèi)總量，扶持建立具有當(dāng)?shù)靥厣奈幕瘓?chǎng)所，豐富落后地區(qū)老百姓的精神文化食糧。

① 資料來源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站http://www.stats.gov. cn/。

② 限于篇幅，此表并未列出某一區(qū)域中介效應(yīng)的具體檢驗(yàn)步驟。

[1] 王慧慧．民生因素與城鄉(xiāng)居民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2014(5)：32-38．

[2] 陳剛，李樹．政府如何能夠讓人幸福? ——政府質(zhì)量影響居民幸福感的實(shí)證研究[J]．管理世界，2012(8)：55-67．

[3] SHIQING JIANG，MING LU，HIROSHI SATO．Identity，inequality and happiness：evidence from urban China [R]. Working paper of school of economics，fudan university，2010．

[4] 雷衛(wèi)．宗教信仰、經(jīng)濟(jì)收入與城鄉(xiāng)居民主觀幸福感[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2016(7)：98-110．

[5] 龍斧，梁曉青．社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、家庭核心消費(fèi)壓力對(duì)中國(guó)家庭幸福感的結(jié)構(gòu)性影響——基于CSS2013的實(shí)證研究[J]．社會(huì)科學(xué)研究，2019(2)：94-103．

[6] 銀輝.家庭消費(fèi)與居民幸?！贑GSS2013的實(shí)證分析[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì),2017，36(11)：81-88.

[7] 許海平，張雨雪，傅國(guó)華．絕對(duì)收入、社會(huì)階層認(rèn)同與農(nóng)村居民幸福感——基于CGSS的微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2020(11)：56-71

[8] 羅楚亮.絕對(duì)收入、相對(duì)收入與主觀幸福感——來自中國(guó)城鄉(xiāng)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)經(jīng)研究，2009，35(11)：79-91.

[9] 蘇鐘萍，張應(yīng)良．收入水平、社會(huì)公平認(rèn)知與農(nóng)村居民主觀幸福感[J]．統(tǒng)計(jì)與決策，2021，37(9):71-74

[10] 尤亮,霍學(xué)喜,杜文超.絕對(duì)收入、社會(huì)比較與農(nóng)民主觀幸福感——基于陜西兩個(gè)整村農(nóng)戶的實(shí)證考察[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2018(4):111-125.

[11] KNIGHT J, LINA S, GUNATILAKA R. Subjective well-being and its determinants in rural China[J]. China economic review, 2009, 20(4): 635-649.

[12] 邢占軍.我國(guó)居民收入與幸福感關(guān)系的研究[J].社會(huì)學(xué)研究，2011，25(1)：196-219，245-246.

[13] 官皓.收入對(duì)幸福感的影響研究:絕對(duì)水平和相對(duì)地位[J].南開經(jīng)濟(jì)研究,2010(5):56-70.

[14] 李光明，徐冬檸．文化消費(fèi)對(duì)新市民主觀幸福感的影響機(jī)理研究——基于CGSS2015的數(shù)據(jù)分析[J]．蘭州學(xué)刊，2018(12)：158-168．

[15] 張經(jīng)緯，陳志，丁士軍．就業(yè)質(zhì)量、社會(huì)信任與農(nóng)民工主觀幸福感研究[J]．華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2021(2)：128-137，181-182．

[16] 吳奇峰,蘇群,趙霞.社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工主觀幸福感的影響[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2017，18(6)：51-59.

[17] 王敏，王峰．農(nóng)民社會(huì)階層越高越幸福嗎? ——基于CGSS2010—2015年數(shù)據(jù)的微觀分析[J]．華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2019(3)：120-129，164-165．

[18] 劉同山，孔祥智．經(jīng)濟(jì)狀況、社會(huì)階層與居民幸福感——基于CGSS2010的實(shí)證分析[J]．中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2015，32(5)：76-84．

[19] 劉曉柳，王俊秀．社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與主觀社會(huì)階層對(duì)幸福感的影響——基于CGSS2010—2015的實(shí)證分析[J]．廣西師范大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)，2020，56(5)：14-27．

[20] 米銀俊，王守忠，孫浩．淺析《資本論》中的文化消費(fèi)[J]．地質(zhì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)管理，2002(3)：63-66．

[21] DIENER E, SUH E. Measuring quality of life: Economic, social, and subjective indicators[J]. Social indicators research, 1997, 40(1): 189-216.

[22] 王曉慧．社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)老年人主觀幸福感的影響研究[J]．大連理工大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2021，42(3)：92-100．

[23] 程名望，史清華，Jin Yanhong，等．農(nóng)戶收入差距及其根源：模型與實(shí)證[J]．管理世界，2015(7)：17-28．

[24] 歐翠珍．文化消費(fèi)研究述評(píng)[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2010(3)：91-96．

[25] 閆丙金. 收入、社會(huì)階層認(rèn)同與主觀幸福感[J]．統(tǒng)計(jì)研究，2012( 10) : 64-72

[26] 孫良順．社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)保障、生態(tài)環(huán)境與城鄉(xiāng)居民幸福感——基于CGSS2013數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]．湖南科技大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2016，19(6)：86-92．

[27] 徐淳厚．關(guān)于文化消費(fèi)的幾個(gè)問題[J]．北京商學(xué)院學(xué)報(bào)，1997(4)：46-49．

[28] 周春平．文化消費(fèi)對(duì)居民主觀幸福感影響的實(shí)證研究——來自江蘇的證據(jù)[J]．消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2015，31(1)：46-51．

[29] 王子權(quán)，章思銘，梁恩思，等．農(nóng)村居民閑暇時(shí)間安排及影響因素分析——基于浙江省的農(nóng)戶調(diào)查[J]．中國(guó)集體經(jīng)濟(jì)，2019(16)：164-166．

[30] 王毅杰，茆農(nóng)非．社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、群際接觸與社會(huì)距離——市民與農(nóng)民工群際關(guān)系研究[J]．南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2016，16(4)：60-70，156-157．

[31] 羅茜．文化消費(fèi)行為的城鄉(xiāng)差異及其對(duì)主觀幸福感的影響——基于CGSS2012數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]．文化產(chǎn)業(yè)研究，2018(1)：54-69．

[32] 崔紅志．農(nóng)村老年人主觀幸福感影響因素分析——基于全國(guó)8省(區(qū))農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)[J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2015(4)：72-80．

[33] 溫忠麟，葉寶娟．中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J]．心理科學(xué)進(jìn)展，2014，22(5)：731-745．

[34] 劉紅云，駱方，張玉，等．因變量為等級(jí)變量的中介效應(yīng)分析[J]．心理學(xué)報(bào)，2013，45(12)：1431-1442．

[35] 孫計(jì)領(lǐng)，王國(guó)成，凌亢．收入不平等對(duì)居民幸福感的影響——基于FS模型的實(shí)證研究[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2018(6)：77-91．

[36] 魯元平，王軍鵬，王品超．身份的幸福效應(yīng)——基于黨員的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2016(9)：29-40．

[37] 吳清華，冷晨昕，祝仲坤．人情消費(fèi)與農(nóng)村居民的幸福感——來自2015年CSS的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]．華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2018(4)：128-136，172-173．

[38] 資樹榮，張姣君．文化消費(fèi)活動(dòng)提升了農(nóng)村地區(qū)居民主觀幸福感嗎？——基于CGSS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]．消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2020，36(6)：56-65．

Impact mechanism of socioeconomic status on farmers' subjective well-being：An empirical study based on cultural consumption behavior as mediator

PENG Kaili, YANG Chen

(School of Public Administration，Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China)

Based on the survey data of CGSS2017, this paper conducts an empirical study to examine the effects of socioeconomic status on farmers’ subjective well-being from the perspective of taking cultural consumption behavior as mediator by constructing the theoretical framework of Socio-Economic Status-Cultural Consumption Behavior-Farmers' Subjective Well-being in combination with OLS Linear Regression Model and Mediating Effect Model. The study shows that both objective income level and social stratum promote farmers’ subjective well-being at a significant level of 1%; individual cultural consumption behavior has a partial mediating effect in the influence of socioeconomic status on farmers' subjective well-being while public cultural consumption behavior has no mediating effect in the path of socioeconomic status affecting farmers’ subjective well-being; the objective income level exerts a stronger promotion in farmers’ subjective well-being in the western region whereas the mediating path is more obvious in the eastern region. Hence the government needs to further increase farmers’ income, focus on the transformation of our country's rural society, promote cultural infrastructure construction, and strengthen the collaboration and paired assistance between the east and the west and through policy support so as to further enhance farmers' subjective well-being.

subjective well-being; socioeconomic status; cultural consumption; objective income level; subjective class stratum

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2021.06.005

C912.82

A

1009–2013(2021)06–0037–09

2021－09－26

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71973050）

彭開麗（1975—），女，江西分宜人，教授,博士生導(dǎo)師，主要研究方向?yàn)橥恋刭Y源經(jīng)濟(jì)學(xué)。

責(zé)任編輯：曾凡盛