羅明忠 ，陳曉杰，魏濱輝

（1. 華南農業(yè)大學經濟管理學院，廣東 廣州 510642；2. 廣東省哲學社會科學重點實驗室，鄉(xiāng)村振興實驗室，廣東 廣州 510642）

為人民謀幸福是農業(yè)農村現代化建設的出發(fā)點和落腳點。農村集體經濟是全面推動鄉(xiāng)村振興、引領農民走向共同富裕的重要依托，其發(fā)展的最終目的是提升農民的獲得感和幸福感。事實上，農村集體經濟一直以來都是中國農村經濟的重要組成部分，也是國家做好“三農”工作的重點方向。新中國成立70多年以來，農村集體經濟從計劃經濟的生產合作社和人民公社過渡到市場經濟的家庭聯產承包責任制，不斷創(chuàng)新制度設計，激發(fā)出了不懈活力。農村集體經濟不僅在中國脫貧攻堅戰(zhàn)中發(fā)揮了重要作用[1]，對農民持續(xù)增收和縮小城鄉(xiāng)收入差距也有重要貢獻[2-3]。在2021年底新一輪農村集體產權制度改革基本完成之后，農村集體經濟更是進一步發(fā)展壯大。全國村級集體經濟組織總收入達到6685億元，在農村經濟社會發(fā)展中坐擁龐大體量，成為農業(yè)農村現代化建設的關鍵力量。然而，現階段農村集體經濟在不斷發(fā)展壯大的同時，也存在區(qū)域資產分布不均衡、鄉(xiāng)村人才凋零和干部腐敗不作為等問題，導致農村集體經濟發(fā)展存在一定的村域差異。時勢適然，有必要進一步充分釋放農村集體經濟發(fā)展的紅利，以求實現農民物質生活和精神生活“雙富裕”。因此，探究農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響及其作用機制，以及了解村莊特征在其中發(fā)揮的調節(jié)作用，對于下一階段高質量發(fā)展新型農村集體經濟和推進鄉(xiāng)村振興事業(yè)具有重要意義。

既往關于農村集體經濟的研究，主要從影響因素、發(fā)展路徑和實際作用等方面展開分析?；竟沧R是，新時期，自上而下推動的農村集體產權制度改革，有助于明晰產權界定，形成產權正向激勵機制，并通過喚醒“沉睡”的農村集體資源，為壯大農村集體經濟創(chuàng)造了制度前提[4-5]。同時，廠房、設備等物質資本和山林、土地等自然資源是農村集體經濟發(fā)展的基礎和根源，農村集體現有資源資產的存量決定了農村集體經濟發(fā)展的起點[6]，而能人帶領作為發(fā)展農村集體經濟的重要條件，能夠協(xié)調各方利益主體實現良性互動，有效推動農村集體經濟發(fā)展[7]。例如，大學生村官的引進能夠明顯推動村級集體經濟發(fā)展[8]。從發(fā)展路徑看，無論是以政府財政補助為主的項目式農村集體經濟，還是自上而下型的“村企合作”農村集體經濟，政府干預都會面臨著結構性困境，導致農村集體經濟得不到實質性發(fā)展，未來還應著重完善經營模式和治理體系[9-10]。但是，作為助力鄉(xiāng)村振興和共同富裕的重要物質基礎，農村集體經濟的發(fā)展壯大，不但有助于增進農民物質富裕，還可以促進村莊公共服務供給、生態(tài)環(huán)境改善和文明鄉(xiāng)風建設，進而推動農民實現精神富裕[11-12]。

關于幸福感的影響因素主要涉及經濟因素和非經濟因素兩個方面[13]。經濟因素主要包括收入、稅收和政府財政支出等，其中關于收入的討論尤為廣泛。Easterlin[14]在對國民收入與幸福感之間的關系進行研究時，提出了著名的“伊斯特林”悖論，即幸福感不一定與收入水平同步增長。此后，圍繞“中國是否也存在‘伊斯特林’悖論”這一議題，眾多學者從絕對收入、相對收入和收入差距等視角做了大量研究，為收入的幸福感效應研究貢獻了豐富的中國經驗[15]。非經濟因素主要涉及政府質量、公共服務、社會保險和金融科技發(fā)展等社會政治因素[16]以及住房狀況、生育數量、子女性別和互聯網使用等個人及家庭因素[13]。此外，也有一些學者關注到了政治制度、戶籍身份和民主法制等制度因素對居民幸福感的影響[17-18]。

但是，鮮有研究討論了農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響。事實上，國家農業(yè)農村部發(fā)布的數據顯示，截至2021年，全國已建立鄉(xiāng)村組三級新型農村集體經濟近90萬個，清查核實集體賬面資產7.7萬億元，其中，經營性資產3.5萬億元。農村集體經濟發(fā)展規(guī)模逐步擴大，發(fā)展質量也在穩(wěn)步提升，這些都將不可避免地對農民生活及其幸福感產生影響。為此，本文基于集體行動視角，利用2016—2018年中國勞動力動態(tài)調查數據（CLDS），運用雙重固定效應和中介效應模型，從經濟激勵和心理激勵視角分析農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響，并從農村集體經濟的社會屬性和自然屬性視角，探討基礎設施建設和生態(tài)環(huán)境質量在農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感影響中的作用機制；采用調節(jié)效應分析方法，從村莊民主、村莊區(qū)域、大學生村干部和村主任任期年限視角考察農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感影響的村莊特征差異。本文可能的邊際貢獻有兩個方面：一是立足中國特有的經濟組織形式，考察農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響及其作用機制，有助于進一步豐富已有幸福感的研究文獻；二是探究村莊民主等村莊特征因素在農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感影響中起到何種調節(jié)效應，這對于最大化農村集體經濟的幸福感提升效應具有重要的政策參考作用。

1 理論分析

1.1 農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響

一方面，農村集體經濟的發(fā)展會對農村居民產生經濟激勵。農村集體經濟是推動鄉(xiāng)村振興、引領農民走向共同富裕的重要依托[5]。盡管中國可能存在“伊斯特林”悖論現象，但是，絕對收入水平的提高仍是促進農民幸福感提升的重要因素[19]。具體地，農村集體經濟能夠通過政企合作，促進農村家庭閑置宅基地和承包地的流轉，增加農村家庭的財產性收入，影響農民的收入水平和消費水平，進而提高其幸福感[12]。同時，合作企業(yè)還能為農村剩余勞動力提供大量的非農就業(yè)機會和勞動技能培訓，增加農民的工資性收入和人力資本積累，并拓展農民的社會網絡，實現農民幸福感提升[4,10]。值得注意的是，雖然農村集體經濟發(fā)展帶來的經營性收入可用于提取村級公積金和公益金，有助于促進農民幸福感的提升，但也同樣壓縮了可用于農民分紅的部分。此外，由于村集體管理費用等非經營性支出過高，導致可用于分紅的集體收入減少，對于農民幸福感的提升作用有限[20]。

另一方面，農村集體經濟的發(fā)展會對農村居民形成心理激勵。在中國農村，集體經濟中的大多數成員相互之間都是鄰居和熟人，平時都有著面對面的接觸。對于小集體中的成員而言，成員間的友誼、自尊以及在集體中的聲望尤為重要[21]。相關研究表明，成員之間的信任和交流等心理激勵同樣會驅使個人參與集體行動[22-23]。首先，農村集體經濟組織產權改革，明晰農村集體產權，最大限度避免了產權模糊帶來的糾紛。而組織成員身份的確認，既要求得到集體中大多數人的認可，也綜合考慮了該成員對集體積累的貢獻，在確定農民身份權和財產權的同時，也決定了農民是否擁有參與監(jiān)督集體重大事項決策的權利。由此，加入到集體的農民在參與集體行動時更容易產生自我認同和成就感，形成正向的心理激勵，增強其幸福感。其次，不同于國家這類大型集體，中國鄉(xiāng)村社會是個熟人之間的社會,村集體更像是一個“友誼集體”，成員間在集體行動中更容易產生共情，并將參與集體行動時獲得的尊重、成就感等情感傳遞給周圍的人，進而提升群體的幸福感。最后，農村集體經濟的本質之一就是它向成員提供了共同利益，實現了集體收益的分配和共享。為了增進成員間的共同利益，農村集體經濟組織會努力團結村民共同創(chuàng)業(yè)，讓農民可以共享集體努力的成果，在分享中共享喜悅，提升自身的幸福感。同時，發(fā)展農村集體經濟，加強了農民與村委的交流，能夠增強農民的集體歸屬感，讓農民感受到自己真正成了集體的主人，提升農民的參與感和幸福感。綜上，農村集體經濟發(fā)展能夠顯著提升農民幸福感。

1.2 基礎設施建設的中介作用

在中國，農村集體經濟組織是鄉(xiāng)村基層組織的重要組成部分，它承擔著推進鄉(xiāng)村公共服務供給、鄉(xiāng)村治理建設和發(fā)展各項民生福利的重要職責。從農村集體經濟的社會屬性看，農村集體經濟收入是鄉(xiāng)村基礎設施建設等社會公益性事業(yè)投入的重要來源[9,20]?，F實中，農村集體經濟普遍由村委會代理經營，管理機制上的“政經分離”，讓農村集體經濟更多地追求“共建”，使得集體經濟收入將優(yōu)先投入到鄉(xiāng)村基礎設施建設等公共服務支出領域[10,20]。可見，農村集體經濟的發(fā)展為完善農村基礎設施建設提供了強有力的經濟基礎。

值得注意的是，相比經濟增長，民生在國民幸福感提升中有著更為重要的作用[16]。在中國農村，基礎設施建設作為改善農村民生的重要方面，對于提升農民的福利水平和幸福感有著明顯作用。其一，完善的基礎設施建設，不僅有助于提高農民生產生活的便利度，而且有利于城市公共服務更好地向農村擴散，促進農民就近就地就業(yè)和增收，讓農民過上更加舒適幸福的生活[24]。其二，水利設施供給等生產性基礎設施建設能夠明顯提升農村農業(yè)生產能力，使得農民在低成本甚至零成本的情況下改善農業(yè)生產效率，從而顯著提升農民幸福感[25]。其三，農村基礎設施建設是鄉(xiāng)村產業(yè)興旺的前提。完善的基礎設施建設更有利于引進外來投資，帶動農民就業(yè)增收和消費。同時，鄉(xiāng)村基礎設施建設也是農民生活富裕的重要保障，在推動農民外出務工、節(jié)約生產成本和改善農村內部收入分配等方面發(fā)揮著關鍵性作用[26]。因此，農村集體經濟發(fā)展可以通過完善農村基礎設施建設，間接提升農民幸福感。

1.3 生態(tài)環(huán)境質量的中介作用

一方面，農村集體經濟發(fā)展獲得收入后的支出，有很大比例是用于改善村容村貌，保護村莊的生態(tài)環(huán)境，提升村民的生活質量[11]。農村集體經濟收入是污水處理、“廁所革命”等公共項目建設的重要資金來源，這些項目的實施，不僅可以完善鄉(xiāng)村基礎設施建設，更能改善鄉(xiāng)村居住環(huán)境，提高農民的健康狀況[20]。由此，農村集體經濟發(fā)展得越好，意味著村里擁有更充實的資金改善村內生態(tài)環(huán)境質量。而且，在擁有豐富自然資源的農村，集體經濟主要是通過發(fā)展休閑觀光農業(yè)、生態(tài)旅游等環(huán)境友好型產業(yè)形成特色產業(yè)鏈，能夠在無形中改善生態(tài)環(huán)境質量，為當地居民提供優(yōu)美宜居的生活環(huán)境[10]。此外，發(fā)展農村集體經濟可以發(fā)揮整合農村閑置資源優(yōu)勢，將集體成員的拋荒耕地或者空房重新流轉到集體，再通過集體“二次流轉”到專業(yè)大戶或農業(yè)企業(yè)等新型農業(yè)經營主體，促進撂荒土地的再利用和村莊閑置宅基地的市場化流轉，進而減少資源廢棄污染，改善生態(tài)環(huán)境[27]。

另一方面，居民對生態(tài)環(huán)境質量的滿意度將直接關系到生活滿意度[16]。環(huán)境污染將通過影響健康狀況、降低生活質量和引發(fā)不良社會事件，對幸福感產生絕對剝奪和相對剝奪效應，而環(huán)境治理能有效抑制這種剝奪效應[28]。此外，不同于收入增長的社會福利效應會受個體行為能力影響，生態(tài)環(huán)境質量改善具有使用的非競爭性和受益的非排他性，能夠通過緩解相對貧困，提升農民的幸福感[19]。總之，改善生態(tài)環(huán)境，不僅可以減小環(huán)境污染對農村居民健康的不利影響，還能夠緩解農村勞動力外出務工引起的負面情緒，提升農民的心理健康狀況，增進農民幸福感[29]。因此，農村集體經濟發(fā)展能夠通過改善農村生態(tài)環(huán)境，間接提升農民幸福感。

2 研究方法

2.1 數據來源

本文使用的數據來源于2016—2018年中國勞動力動態(tài)調查數據（China Labor-force Dynamic Survey，CLDS）。該調查由中山大學社會科學調查中心主持，主要以15～65歲的勞動人口為調查對象，采用多階段、多層次與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，在全國（除港澳臺、西藏、海南外）29個?。▍^(qū)、市）展開。數據包含個體、家庭和村居三個模塊，問卷內容較為詳盡地囊括了農戶個人基本信息、家庭農業(yè)生產情況和村莊經濟發(fā)展狀況等方面，為本文研究農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響提供了良好的數據來源。由于本文研究的是農村居民的幸福感，首先剔除城市的居委會樣本，再將個體、家庭和村居數據相匹配，然后剔除缺失值樣本和不符合現實情況的異常值樣本，如個別村莊集體經濟收入超過百億的樣本，最終得到兩期有效樣本7335個。

2.2 變量選取

1）被解釋變量。本文的被解釋變量是農民幸福感。目前對幸福感的概念界定及其衡量存在諸多方法，既有結合收入、健康狀況和生活環(huán)境等因素進行度量的客觀標準，也有以自我報告的快樂程度或者生活滿意度進行衡量的主觀標準[30]。后者便是本文對農民幸福感的定義，即主觀意義上的幸福感。具體地，該變量的設定基于個體問卷中受訪者對“總的來說，您認為您的生活過得是否幸福？”這一問題的回答，用1～5分賦值，分值越大，表明其幸福感越高。

2）核心解釋變量。本文的核心解釋變量是農村集體經濟發(fā)展水平。既往研究對農村集體經濟發(fā)展水平的衡量多采用集體經濟總收入指標或者將其作對數處理[12]。此外，有學者強調，農村集體經濟的發(fā)展水平高低關鍵在于其實際盈利能力，遂以人均集體收入或者人均集體經濟凈收入指標進行度量[5,8]。借鑒以上研究，兼顧數據的可得性，本文采用人均村莊集體經濟收入作為農村集體經濟發(fā)展水平的度量，即村集體經濟收入與村莊實際居住人數之比。

3）中介變量。本文的中介變量是基礎設施建設和生態(tài)環(huán)境質量。如前文所述，農村集體經濟可以通過完善鄉(xiāng)村基礎設施建設和提升鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境質量，間接增強農民幸福感。其中，基礎設施建設變量采用村莊人均基礎設施建設支出進行度量，即村莊財政支出中的基礎設施建設支出與村莊實際居住人數之比；生態(tài)環(huán)境質量涉及多個方面，本文借鑒普遍的做法，結合數據的可得性，選取綠化覆蓋率、退耕還林和土壤改造3個指標來衡量生態(tài)環(huán)境質量。此外，因各指標的原始屬性和量綱量級不同，無法直接進行加總計算，所以本文在屬性處理上，對所有逆指標進行正向化處理；在量綱量級處理上，先對各指標進行歸一標準化處理，再將處理后的各指標加總計算均值。生態(tài)環(huán)境質量變量的具體指標構建體系見表1。

表1 多維度生態(tài)環(huán)境質量指標體系Table 1 Multi-dimensional indicator system of ecological environment quality

4）調節(jié)變量。本文的調節(jié)變量為村莊特征，主要包括村莊民主、村莊區(qū)域、大學生村干部和村主任任期年限。其中，借鑒陳前恒和職嘉男[18]的做法，村莊民主選取村莊村民代表大會每年舉辦的次數作為衡量指標；村莊區(qū)域根據傳統(tǒng)意義上的東部和中西部進行劃分，并生成一個二值變量，若是東部地區(qū)，則取1，否則取0；根據村主任是否為大學生，將大學生村干部賦值成二值變量，若村主任的學歷是大專及以上，則取1，否則取0；村主任任期年限指的是村主任上任至今的任職時長。

5）控制變量。參考已有研究[13]，本文選取個體層面、家庭層面和村莊層面三類控制變量。其中，個體層面包括性別、年齡、婚姻狀況、收入、公平感和養(yǎng)老保險，同時納入年齡的平方項，檢驗年齡對農民幸福感可能存在的非線性影響。家庭層面包括社會地位、社會信任、鄰里互助和鄰里關系。村莊層面為村人口密度和村空宅比例。

上述所有變量的定義及其描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計Table 2 Variable definitions and descriptive statistics

2.3 模型設定

1）雙重固定效應模型。運用雙重固定效應模型估計農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響，具體模型設定為：

式中：Hit代表農民幸福感，即個體i在t時期的幸福感水平，Rijt代表農村集體經濟發(fā)展水平，即個體i所在村莊j在時期t的人均集體經濟收入，Xit代表影響農民幸福感的一系列控制變量，包括個人、家庭和村莊層面的變量，β0為常數項，β1和βc為系數估計值，μi為個體i不隨時間變化的個體固定效應，δt則控制年份固定效應，εit為隨機擾動項。此外，為了在一定程度上消除模型的異方差性，本文在進行模型估計時在省份層面對標準誤進行聚類。

2）中介效應模型。為檢驗農村集體經濟發(fā)展影響農民幸福感的作用機制，本文采用中介效應模型判斷基礎設施建設和生態(tài)環(huán)境質量是否為本文的中介機制，模型設定為：

式中：Mijt為中介變量，分別代表基礎設施建設和生態(tài)環(huán)境質量狀況，α0和ρ0為常數項，α1、αc、ρ1、ρ2和ρc為系數估計值。

2.4 內生性與穩(wěn)健性檢驗

由于農村集體經濟發(fā)展越好的村莊往往有著更大的發(fā)展?jié)摿Γ覔碛懈S富的資產資源和更完善的基礎設施建設，甚至是明確的政策傾向，生活在此類型村莊的農民往往也擁有更高的生活質量，自身幸福感也就越高，決定本文的研究可能存在樣本自選擇問題。此外，雖然農村集體經濟發(fā)展與農民幸福感之間的聯立因果關系看起來并不明顯，但是現實中難以避免存在無法觀察的因素或者部分不為人所知的重要因素，導致本文的研究還可能存在遺漏變量的內生性問題。因此，本文選取該村距所屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的距離（取對數）與該省農村集體經濟收入平均值的交互項作為農村集體經濟發(fā)展的工具變量。具體理由如下：首先，根據區(qū)位理論，在若干區(qū)域內，個別區(qū)域由于地理位置或者行政職能會率先發(fā)展成為“中心”，其它區(qū)域則發(fā)展為“外圍”，依附于中心。鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所在的行政村是所轄區(qū)域的中心村，其歷史選定基于該村在人口規(guī)模、地理位置和交通等因素較其它村莊占據優(yōu)勢。因此，中心村的公共基礎設施完善程度、經濟活動集聚度也都超過其它村莊，與上級政府的聯系也更緊密，擁有更大的潛力發(fā)展集體經濟。由于距離產生成本，較近的區(qū)位間經濟聯系越強。當村莊距離所屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府越遠，經濟活躍程度、交通基礎和人口集聚水平逐步弱化，發(fā)展農村集體經濟的基礎更弱。所以，村莊距所屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的距離與農村集體經濟發(fā)展呈負相關關系，滿足工具變量相關性條件。其次，該村距所屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的距離是一個相對外生變量，與農民幸福感無直接關系，即村莊到所屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的距離并不會直接影響農民幸福感，滿足工具變量外生性條件。最后，由于村莊距所屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的距離不隨時間變化，借鑒李紅錦和張丁山[31]的做法，將該距離變量與該省每年農村集體經濟收入平均值相乘作為工具變量進行回歸。

為進一步保證估計結果的穩(wěn)健可靠，本文采用四種方法對估計結果進行穩(wěn)健性檢驗。一是更換被解釋變量定義，將幸福感設定為二分類變量，具體地，若受訪者回答的幸福感分數達到1～3分，則該變量取值為0，否則取值為1；二是刪除部分樣本，考慮到直轄市的區(qū)位優(yōu)勢和自治區(qū)治理機制的獨特性，本文在排除這些地區(qū)的樣本后重新進行估計；三是變更模型設定，由于經濟發(fā)展水平越高的省份，往往有著更高的市場化程度以及對人才和資本更強的集聚效應，農村集體經濟進而會得到更好的發(fā)展機會，對此，為緩解這一宏觀環(huán)境因素變化對回歸結果造成的內生性問題，進一步加入省份固定效應、省份與年份交互效應進行估計；四是改變估計模型，由于農民幸福感是一個排序離散變量，通過建立一個有序Probit模型重新進行估計，但此時若只控制年份固定效應，有可能遇到遺漏變量問題，所以進一步控制了省份固定效應及其與年份交互效應。

3 結果與分析

3.1 農村集體經濟發(fā)展與農民幸福感分析

統(tǒng)計結果顯示，農民幸福感均值為3.791（表2）。一方面，考慮到認為自己非常不幸福和比較不幸福的農民樣本較少，將其與幸福感處于一般水平的樣本合并，重新定義為不幸福，并將認為自己比較幸福和非常幸福的樣本合并，定義為幸福。結果顯示，認為自己幸福的農民占比64.4%（表3），表明全樣本中有超半數以上的農民處于較為幸福狀態(tài)，有35.6%的農民感到不幸福，說明農民的幸福感水平提升還存在不小的空間。觀察處于不同幸福感狀態(tài)的農民所對應的農村集體經濟發(fā)展水平，發(fā)現感到幸福的農民處于更高的農村集體經濟發(fā)展水平。

表3 農村集體經濟發(fā)展水平與農民幸福感分析Table 3 Analysis of the level of rural collective economic development and farmers’ well-being

另一方面，2017年全國農村集體經濟總收入為4627.6億元，確認集體成員近1億人，人均集體收入接近0.5萬元，為此，本文將0.5萬元/人作為農村集體經濟發(fā)展水平的第一分界點。同時，陸雷和趙黎[20]的研究指出，中國農村集體經濟“強村”的經營收益約是平均水平的10倍，故本文將5萬元/人作為農村集體經濟發(fā)展水平的第二分界點，以此來比較不同農村集體經濟發(fā)展水平下農民幸福感的差異。結果顯示，隨著農村集體經濟發(fā)展水平的提高，農民幸福感也在不斷提升（表3）。上述結果初步表明農村集體經濟發(fā)展可能與農民幸福感存在正相關關系。其中可能的原因是，隨著農村集體產權進一步明晰，鄉(xiāng)村“沉睡”的集體資源蛻變?yōu)椤盎睢辟Y產，有助于實現政—企—村三方合作，促進農村形成特色產業(yè)，給當地農民的生活質量帶來明顯提升，進而增進農民幸福感。特別是在現代交通發(fā)達、農村剩余年輕勞動力城鄉(xiāng)流動頻繁的背景下，鄉(xiāng)村土地撂荒和宅基地閑置現象明顯，而農村集體經濟的發(fā)展不僅有利于促進該類型土地的流轉，增加農民的財產性收入，還能對鄉(xiāng)村公共服務和生態(tài)環(huán)境治理做出突出貢獻。

需要特別說明的兩點是：第一，農村集體經濟發(fā)展水平處于0～0.5萬元/人的樣本占比較高，這是因為目前中國農村集體經濟發(fā)展中的“空殼村”和“薄弱村”普遍存在?！吨袊r業(yè)統(tǒng)計資料》和《中國農村經營管理統(tǒng)計年報》數據顯示，2016—2018年無集體經營性收入的村莊數量占比分別為51.5%、46.5%和35.8%，而集體經營性收入在0～5萬元的村莊數量占比則分別為23.4%、24.3%和27.9%。可見，中國村域集體經濟發(fā)展水平非常不平衡，低發(fā)展水平占比大是符合中國實際情況的。第二，當農村集體經濟發(fā)展水平達到5萬元/人以上的時候，農民的幸福感有所下降，可能的原因在于：農村集體經濟發(fā)展初期的收入效應和公共效應是處于遞增狀態(tài)的，但隨著其不斷發(fā)展壯大，相比原始資本匱乏的弱勢農民群體，擁有初始資本積累的鄉(xiāng)村精英可能會獲得更大的發(fā)展空間和機會，從而在不同群體間形成一種“強者愈強，弱者愈弱”的馬太效應，導致農民整體幸福感沒有明顯提升，甚至出現下降趨勢，表明農村集體經濟發(fā)展也可能存在“幸?！杖搿便Ｕ?。

3.2 農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響分析

基準回歸結果顯示，在加入一系列控制變量前后，農村集體經濟變量的回歸系數均為正，且在1%統(tǒng)計水平上顯著（表4），說明農村集體經濟發(fā)展能夠顯著提升農民幸福感。觀察控制變量的估計結果可知，在其它變量保持不變的情況下，相比女性，農村男性的幸福感更高，收入、公平感、社會地位、社會信任、鄰里關系等控制變量均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表征這些因素的改善均能夠增進農民的幸福感。年齡對農民幸福感呈U型影響，這與羅必良等[19]、羅明忠和劉子玉[13]的研究結論類似。此外，初婚或者再婚、擁有養(yǎng)老保險和鄰里互助較少的農民幸福感更高，人口密度和空宅比例越高的村莊，農民幸福感越高。可能的原因在于，夫妻能給彼此提供情感和健康生活提醒等支持，這與大多心理學研究觀點“已婚群體比單身群體更幸福、更健康”相一致。擁有養(yǎng)老保險的群體對未來更有安全感，而較少的鄰里互助則代表著不頻繁的人際關系維護，這些都能對居民幸福感產生提升作用。

表4 農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感影響的基準回歸Table 4 Benchmark regression of the impacts of the rural collective economy on farmers’ happiness

3.3 內生性檢驗分析

工具變量法估計結果顯示，第一階段回歸結果的工具變量系數符號為負，并通過1%的顯著性檢驗（表5），表示該村距所屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的距離越遠，農村集體經濟的發(fā)展越差。同時，第一階段的F值大于臨界值10，證明該變量通過了弱工具變量檢驗，即本文所選工具變量與農村集體經濟發(fā)展水平之間是強相關的。第二階段回歸結果顯示，農村集體經濟發(fā)展水平系數符號為正，并在5%的水平上顯著，表明在考慮內生性問題的基礎上，農村集體經濟發(fā)展確實能夠提高農民幸福感，上述結果再次驗證了本文結論的可靠性。

表5 工具變量檢驗結果Table 5 Test results of the instrumental variable method

3.4 穩(wěn)健性檢驗分析

穩(wěn)健性估計結果顯示，在更換被解釋變量定義之后，農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響仍顯著為正，并通過5%的顯著性檢驗（表6）；排除直轄市和自治區(qū)樣本后重新進行估計，農村集體經濟系數為0.005，并在1%的統(tǒng)計水平上顯著，與基準回歸結果非常接近，表明本文的研究結論并不由超大型城市和經濟基礎相對落后地區(qū)城市所驅動；考慮到宏觀環(huán)境因素變化帶來的影響，本文進一步控制省份固定效應及其與年份交互效應，此時，變更模型設定后的農村集體經濟發(fā)展系數為0.006，并通過1%的顯著性檢驗，說明農村集體經濟發(fā)展有助于提升農民幸福感；根據被解釋變量特征，本文改變估計模型重新進行估計，農村集體經濟發(fā)展仍顯著正向影響農民幸福感。因而，本文的估計結果具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果Table 6 Robustness test results

3.5 調節(jié)效應分析

本文基于村莊民主、村莊區(qū)域、大學生村干部和村主任任期年限視角，引入這些特征及其與農村集體經濟的交互項，進一步探究農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感影響的群體特征，以了解農村集體經濟的集體優(yōu)越性和包容性。此外，為了避免共線性問題，本文對核心解釋變量和連續(xù)型調節(jié)變量均進行均值中心化處理。

1）村莊民主。估計結果顯示，民主程度越高的村莊，農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的提升幅度更大（表7），說明有農民直接參與的農村集體經濟發(fā)展更加能夠增強農民的幸福感?？赡艿脑蛟谟?，現代農民越來越注重在集體中的話語權，民主程度越高的村莊，農民的幸福感越高[30]。農民在參與村莊事務決策的過程中，不僅可以發(fā)出自己內心的聲音，讓自身需求得到傾聽，激發(fā)自身的集體歸屬感，還能夠增強與村兩委的交流，對村干部形成有效監(jiān)督，使得村莊承接的政府公共項目對準農民實實在在的需求，進而提升農民幸福感[18]。

表7 調節(jié)效應回歸結果Table 7 Adjustment effect regression results

2）村莊區(qū)域。本文劃分了傳統(tǒng)意義上的東部、中西部樣本，以考察農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響是否存在區(qū)域差異。估計結果表明，相比中西部地區(qū)而言，東部地區(qū)的農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的促進作用更?。ū?）。這一結論與孔祥智[32]的調研發(fā)現相似，即經濟欠發(fā)達地區(qū)的農民從農村集體經濟發(fā)展中獲得的實惠更多。相比經濟發(fā)展迅速的東部地區(qū)，農村集體經濟發(fā)展對相對落后的中西部地區(qū)農民幸福感的促進效果更為明顯，體現了農村集體經濟的包容性。

3）大學生村干部和村主任任期。估計結果表明，大學生村干部與農民幸福感呈正相關關系，在擁有大學生村干部的村莊，農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的促進效果越大（表7）?？赡艿脑蚴?，村干部的文化素養(yǎng)是影響農村發(fā)展的重要因素[33]，農村集體經濟的發(fā)展壯大要求相關負責人具備市場化經營運作能力，而大學生村官不僅具有較強的市場信息獲取能力，有利于引進外部投資，使得集體農產品適銷對路，而且與上級政府關聯更加密切，能夠及時獲取和精準實行扶農政策，提高農民農業(yè)生產的福利[8]。村主任任期越長，農村集體經濟發(fā)展給農民帶來的幸福感越高，說明在目前的村主任任期制下，村主任任期年限越長的村莊，農村集體經濟發(fā)展越能提升農民的幸福感。對此可能的解釋是，受村干部任期短的影響，領導班子頻繁更迭，帶來的結果就是政策目標的不穩(wěn)定和村干部的機會主義行為傾向突出。反之，村干部任期適度延長，積累的社會資本和知識經驗就越多，對村莊管理更為熟悉，在村里的權威和關系網絡更加強固[34]，更有利于組織農民參與農村集體經濟，減少村民在參與集體行動時發(fā)生沖突摩擦。因此，農村集體經濟發(fā)展給農民帶來的幸福感效應更強。

3.6 農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感影響機制分析

根據理論分析，農村集體經濟發(fā)展可能通過完善鄉(xiāng)村基礎設施建設和提升鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境質量，進而提升農民幸福感。因此，本文使用中介效應模型的逐步回歸法對上述作用機制進行檢驗。

基礎設施建設的中介效應檢驗結果顯示，農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的回歸系數為正，并在1%的置信水平上顯著（表8），說明農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感具有正向促進作用。同時，農村集體經濟發(fā)展對基礎設施建設的回歸系數在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，表明農村集體經濟發(fā)展對基礎設施建設支出具有顯著的正向影響，發(fā)展農村集體經濟有助于增大村莊的基礎設施建設投入。在將基礎設施建設變量加入到基準回歸模型后，其回歸系數和農村集體經濟發(fā)展水平系數均通過了顯著性檢驗，表示基礎設施建設能夠顯著增進農民的幸福感，而且，基礎設施建設在農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響中起到部分中介作用。此外，農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的影響系數相比基準回歸有所下降，說明基礎設施建設的確是農村集體經濟發(fā)展促進農民幸福感提升的作用機制之一。

表8 中介效應檢驗結果Table 8 Mediation effect test results

生態(tài)環(huán)境質量的中介效應檢驗結果顯示，生態(tài)環(huán)境質量對農村集體經濟發(fā)展作回歸的系數為正，并通過1%的顯著性檢驗，表明農村集體經濟發(fā)展對生態(tài)環(huán)境質量具有顯著的正向影響，發(fā)展農村集體經濟有利于促進村莊生態(tài)環(huán)境質量提升。在將生態(tài)環(huán)境質量加入到基準回歸模型后，其回歸系數和農村集體經濟發(fā)展水平系數均顯著為正，表明生態(tài)環(huán)境質量對農民幸福感具有正向效應，在農村集體經濟發(fā)展影響農民幸福感的效應中起到部分中介作用。同樣地，農村集體經濟發(fā)展水平系數相比基準回歸系數有所下降，表明促進生態(tài)環(huán)境改善確實是農村集體經濟發(fā)展提升農民幸福感的機制之一。

4 結論與啟示

4.1 結論

研究表明，農民幸福感均值為3.791，有超半數以上的農民處于較為幸福狀態(tài)，但仍有35.6%的農民感到不幸福，農村居民的幸福感提升還存在不小的空間。當農村集體經濟發(fā)展水平處于高位，農民的幸福感水平更高。發(fā)展農村集體經濟的確能夠提升農民幸福感。具體而言，農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的提升效應主要是通過完善基礎設施建設和改善生態(tài)環(huán)境來實現。然而，該影響效應具有村莊特征差異。調節(jié)效應回歸結果顯示，相較東部地區(qū)，中西部地區(qū)農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的正向促進效應明顯增強，說明發(fā)展農村集體經濟對于中西部農民生活幸福具有更為重大的意義。此外，民主水平、大學生村干部和村主任任期年限在該效應中均起到正向調節(jié)作用，這意味著提升村莊民主水平、引進高素質人才和在任期制條件下適當延長村干部任期，將有利于增強農村集體經濟發(fā)展對農民幸福感的促進效應。

本研究從社會屬性和自然屬性視角，為農村集體經濟的幸福感提升效應提供了新的經驗證據，但受限于數據的可得性，對于農村集體經濟的收入效應未作探究，之后有待利用更為詳盡的數據，對農村集體經濟收益分配機制的有效性進行研究。

4.2 啟示

根據上述結論，下一階段提升農民幸福感應著重從發(fā)展新型農村集體經濟、完善公共服務體系、提升生態(tài)環(huán)境質量和促進民主建設等方面入手。

1）加快推進新型農村集體經濟發(fā)展。應充分釋放農村集體產權改革的政策紅利，在產權明晰的基礎上，進一步盤活農村集體資產，建立健全新型農村集體經濟組織的經營管理機制，為新型農村集體經濟組織發(fā)展營造更加有利的環(huán)境。同時，要健全農村集體經濟發(fā)展中利益分配的激勵相容機制，進一步調動鄉(xiāng)村精英投身農村集體經濟的積極性。既要克服農村集體經濟發(fā)展中普遍存在的“搭便車”問題，又要避免農村集體經濟發(fā)展中可能發(fā)生的“精英俘獲”難題，將新型農村集體經濟組織引向健康發(fā)展的道路。

2）提升基礎設施建設和生態(tài)環(huán)境治理水平。完善的基礎設施建設和良好的生態(tài)環(huán)境，不僅有利于對接城市基本公共服務和引進農業(yè)技術，而且有助于緩解相對貧困帶來的幸福感差距。因此，發(fā)展農村集體經濟應積極完善鄉(xiāng)村公共服務建設體系和提升生態(tài)環(huán)境治理水平，比如實行統(tǒng)一灌溉排水和提供機耕服務等支農措施，或者提供建設公共環(huán)衛(wèi)設施、老年人活動中心和公園廣場等惠民服務，以此豐富農民農業(yè)生產手段和日常休閑娛樂生活。

3）倡導鄉(xiāng)村民主，在堅持任期制前提下適當延長村干部任期。要加大農村集體經濟組織的財務信息和政務信息的披露強度，通過召集村民代表會議討論決定集體事項的決策授權，充分尊重農民的參與意愿，塑造農民的主人翁意識，提升農民參與集體經濟過程中的話語權。同時，應積極鼓勵農村基層干部任期適當延長，為村干部做好鄉(xiāng)村發(fā)展長期規(guī)劃創(chuàng)造良好的制度環(huán)境，從而減少村干部的功利主義行為和機會主義傾向行為，實現集體資產收益在成員之間的公平分配，保證農村建設事業(yè)的連續(xù)性和穩(wěn)定性。

致謝：特別感謝中山大學社會科學調查中心中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）數據庫的支持。