付晨雨 王緒龍

（渤海大學管理學院，遼寧 錦州 121007）

讓人民生活更加幸福是黨和國家對13 億人民做出的莊嚴承諾，是實現(xiàn)中華民族偉大復興中國夢的主要內涵。黨的二十大報告提出，“全面推進鄉(xiāng)村振興，堅持農業(yè)農村優(yōu)先發(fā)展”，增強農民的獲得感、幸福感、安全感是鄉(xiāng)村振興的重要出發(fā)點和落腳點，因此提高農民幸福感至關重要。已有研究表明社會保障、環(huán)境污染、金融發(fā)展等宏觀因素和年齡、受教育程度、婚姻狀況等個體特征都會影響農民幸福感［1-3］。然而人是“社會人”，費斯廷格提出的社會比較理論認為人人都自覺或不自覺地想要了解自己的地位如何，尤其農村社會階層差異的攀比已成為普遍現(xiàn)象［4］，社會階層問題成為制約提高農民幸福感的重要因素［5］。而“階層固化”作為存在的客觀事實［6］，除了靜態(tài)社會階層問題外，階層流動同樣會影響農民幸福感。相較于客觀原因，主觀感知對居民幸福感的影響更強，那么主觀社會階層和階層流動感知會影響農民幸福感。

王敏等［5］較早關注農民主觀社會階層的幸福效應，分別驗證了過去主觀社會階層、當前主觀社會階層和預期主觀社會階層對農民幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)過去、當前和預期主觀社會階層均會正向影響農民幸福感；而彭開麗等［7］未考慮過去主觀社會階層和預期主觀社會階層，只針對當前主觀社會階層對農民幸福感的影響進行研究，指出當前主觀社會階層在1%的顯著性水平上對農民幸福感具有正向影響。部分學者關注農民階層流動感知的幸福效應，陳麗君等［8］學者指出已有的和預期的階層流動感知均有利于農民幸福感的提升，但預期的階層流動感知對農民幸福感的影響極小。還有部分學者同時關注農民主觀社會階層和階層流動感知的幸福效應，譬如吳麗麗等［9］學者指出當前和預期主觀社會階層對農民幸福感具有積極作用，而已有的階層流動感知對農民幸福感無顯著影響。因此，學者對于主觀社會階層和階層流動感知對農民幸福感的研究較為豐富，但研究結論并未達到統(tǒng)一。未考慮主觀社會階層和階層流動感知綜合指數(shù)如何影響農民幸福感；未考慮農民幸福感會受到過去、當前和預期主觀社會階層的共同影響，當僅僅研究某一時點的主觀社會階層對農民幸福感的影響時，由于遺漏變量導致有偏的估計結果甚至完全相反的結論。

本文擬采用中國勞動力動態(tài)調查數(shù)據(jù)，運用有序probit 模型，從理論和實證層面探討主觀社會階層和階層流動感知如何影響農民幸福感，并將過去主觀社會階層、當前主觀社會階層和預期主觀社會階層同時放入模型中，分析其回歸結果與單獨研究某一時點主觀社會階層時有何不同。這不僅有助于糾正已有實證分析中的有偏估計，還可以較為全面的梳理主觀社會階層和階層流動感知對農民幸福感的影響，從而為如何提升農民幸福感提供理論參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 主觀社會階層與農民幸福感

首先，從資源因素的角度來看，主觀社會階層反映了個人資源占有的相對水平［10］，農民幸福感與資源可支配空間密切相關［11］，隨著農民主觀社會階層的提升，農民的個體資源相對占有水平提升，擁有更多的可支配資源空間，從而提升農民幸福感。其次，基于社會比較視角，社會比較的方向通常分為平行、向上和向下社會比較［12］，向上社會比較產生消極的情緒，向下社會比較產生積極情緒［13］。當個體向下社會比較就會感知自身的社會階層較高，而當個體向上比較就會感知自身的社會階層較低，因此隨著農民主觀社會階層程度提高，其逐漸由向上比較轉為向下比較，從而產生積極情緒，其幸福感提升。因此，本文提出假設：

H1：主觀社會階層正向影響農民幸福感。

主觀社會階層認同包括過去、當前和預期主觀社會階層認同三個維度?；谏鐣容^理論，個體參照局部環(huán)境，認為自身的社會階層明顯高于周圍的人時，幸福感就會更強。［14］根據(jù)隧道效應理論，個體的幸福感不僅會受到當前客觀事實的影響，還會受到過去或未來預期的影響［15］，因此農民幸福感會受到過去和預期主觀社會階層的影響。根據(jù)心理學中的損失厭惡理論，當過去主觀社會階層程度較高會對幸福感產生消極影響，負向影響農民幸福感；從社會流動的角度講，人往高處走，個體總是希望達到更高的社會階層，積極的未來預期能夠提高農民幸福感。［16］因此，本文提出假設：

H1a：過去主觀社會階層負向影響農民幸福感；

H1b：當前主觀社會階層正向影響農民幸福感；

H1c：預期主觀社會階層正向影響農民幸福感。

1.2 階層流動感知與農民幸福感

農民處于社會階層的底層，“生活有奔頭”是根本的動力機制，“奔頭”是指農民可以通過努力奮斗實現(xiàn)自身的愿望和價值［17］，即擁有機會實現(xiàn)階層流動。居民的幸福感與其欲望滿足密切相關，而欲望的滿足度取決于期望值、欲望強度和欲望實現(xiàn)的可能性三個條件［18］，當農民的階層流動感知較強，則說明其認為有較大的可能性實現(xiàn)階層流動，從而提升其幸福感。因此，本文提出假設：

H2：階層流動感知正向影響農民幸福感。

基于階層流動的“時間”特征，以“過去”、“現(xiàn)在”、“將來”三個時間點進行劃分，可劃分為已有的階層流動感知和預期的階層流動感知。已有的階層流動感知反映農民對于當前階層流動的滿意度；預期的階層流動感知則反映農民對于實現(xiàn)階層流動的信念，滿意度正向影響幸福感，而實現(xiàn)階層向上流動的信念則會使農民對生活充滿希望。陳麗君等［8］研究發(fā)現(xiàn)已有的階層流動感知和預期的階層流動感知都對居民幸福感有顯著正向影響。因此，本文提出假設：

H2a：已有的階層流動感知正向影響農民幸福感；

H2b：預期的階層流動感知正向影響農民幸福感。

基于上述理論分析框架和研究假設，本文提出主觀社會階層和階層流動感知影響農民幸福感的概念模型如圖1 所示：

圖1 概念模型

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2018 年中國勞動力調查（CLDS）數(shù)據(jù)庫。為研究需要以及確保研究結論的可靠性，對原始數(shù)據(jù)進行如下處理：①選取當前戶口性質為農業(yè)戶口的樣本數(shù)據(jù)；②刪除調查數(shù)據(jù)中“拒絕回答”、“不適用”等情況的樣本數(shù)據(jù)；③將農業(yè)收入和非農收入進行1%水平雙邊縮尾處理。處理后的樣本容量為8033。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量為農民幸福感。在CLDS 個體調查問卷中，幸福感問題的測量采用李克特五級量表，賦值從1 到5，分別對應著“非常不幸?！?、“比較不幸?！?、“說不上幸福不幸?！薄ⅰ氨容^幸?！?、“非常幸?！?，數(shù)值越大，說明農民的幸福感越強。

2.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為主觀社會階層和階層流動感知。CLDS 個體調查問卷中采用MacArthur 量表度量主觀社會階層，受訪者被問到“您認為您目前在哪個等級上？”、“您認為您5 年前在哪個等級上”、“您認為您5 年后將會在哪個等級上”，回答選項為1~10 級階梯量表，1 和10 分別代表社會最底層和最頂層。

2.2.3 控制變量

個體特征。李磊等［19］基于“世界價值觀調查”等微觀調查數(shù)據(jù)庫指出女性與男性之間的幸福感存在差異；楊繼東等［20］對“中年危機”的經濟學分析指出年齡與居民幸福感之間存在著顯著的U 型關系；胡曉珊等［21］根據(jù)“保護效應”理論指出，婚姻可以為個體提供經濟支持、情感支撐和健康保障，從而對個體幸福感產生影響；扈中平［22］指出受教育程度不僅改善了個體生存的外部條件，并且可以提高個體的幸福能力；楊晶等［23］指出收入作為農民經濟生活的物質基礎，是影響農民幸福感的重要因素，隨著工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的快速推進，農民收入逐漸多樣化，非農收入和農業(yè)收入構成了農民收入的核心部分，會對幸福感產生異質性影響［24］；霍靈光等［25］指出新農合和新農保是農民受益面最為廣泛的兩項惠農政策，在一定程度上可以減輕農民負擔，從而影響農民幸福感；王群勇等［26］關注身份特征對幸福感的影響，指出政治身份是一種具備某些卓越能力的無形標簽，可以使個體獲得成就感，從而影響幸福感。綜上，本文選取性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、政治面貌、非農收入、農業(yè)收入、新農合、新農保作為個體特征控制變量。

宏觀經濟特征。楊建科等［27］指出宏觀的地區(qū)經濟發(fā)展水平會顯著影響居民幸福感，因此本文將CLDS 數(shù)據(jù)與《2018 年中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)進行匹配，各省市人均GDP 數(shù)據(jù)匹配成功。

2.3 變量描述性統(tǒng)計

主要變量定義和描述性統(tǒng)計結果見表1。

表1 主要變量定義和描述性統(tǒng)計結果

2.4 模型設定

2.4.1 基準回歸—有序probit 模型

被解釋變量為農民幸福感，屬于離散型有序變量。經過正態(tài)分布檢驗，農民幸福感近似服從正態(tài)分布，因此采用有序probit 模型進行基準回歸。

有序probit 模型需要使用潛變量計算出極大似然估計量。

上式中，sci為第i位農民的主觀社會階層，為第i位農民的階層流動感知，表示第i位農民幸福感的潛變量；表示第i位農民的幸福感，兩者之間的關系為：

2.4.2 糾正選擇性偏誤—傾向得分匹配法

直接使用有序probit 模型的前提是農民的主觀社會階層是外生的，但農民的主觀階層可能受到年齡、收入、婚姻狀況等因素的影響，不一定滿足隨機抽樣的要求，從而導致回歸結果的選擇性偏差。因此，使用傾向得分匹配（PSM）方法糾正選擇性偏差。步驟如下：

第一步：估計傾向得分?；诳捎^測混淆變量，使用Logit 模型模擬農民的主觀社會階層和階級流動感知的傾向得分。主觀社會階層和階級流動感知的可觀測混淆變量和控制變量之間可能存在一定的偏差，因此通過連玉君的方法進行確定。傾向得分值的計算公式為：

第二步：進行傾向得分匹配。根據(jù)第一步的傾向得分值，使用不同的匹配方法來匹配處理組和控制組樣本，并進行平衡性假定檢驗。匹配的處理組中的平均值應接近控制組的平均值。

第三步：根據(jù)匹配的樣本計算平均處理效應。在成功匹配的樣本為基礎上，計算處理組與對照組之間的平均差值，得到主觀社會階層、階級流動性感知與農民幸福感之間的系數(shù)。其中yli為處理組的估計結果，yoi為與處理組匹配的控制組的估計結果。公式為：

同時，考慮到PSM 方法的穩(wěn)健性不足，采用逆向概率加權法（IPW）和逆向概率加權回歸調整法（IPWRA）獲得更穩(wěn)健的ATT 結果。公式為：

3 實證結果分析

在多重共線性的情況下，很難準確估計回歸參數(shù)，因此在回歸前進行多重共線性檢驗。通過方差膨脹因子檢驗，VIF 值均小于10，表明不存在嚴重的多重共線性。

3.1 基準回歸

主觀社會階層、階層流動感知對農民幸福感的影響見表2，由表2 可知，模型1 和模型2 分別為研究主觀社會階層和階層流動感知對農民幸福感的影響；將過去、當前和預期主觀社會階層放入模型3中，表述不同時點主觀社會階層（橫向比較）對農民幸福感的影響；將已有的、預期的階層流動感知兩個變量放在模型4 中，表述階層流動感知（縱向比較）對農民幸福感的影響。表2 中（1）、（2）列分別為只有主觀社會階層、階層流動感知回歸結果，由結果可知總的主觀社會階層和總的階層流動感知均顯著正向影響農民幸福感，假設1 和假設2 得到驗證。（3）列為模型3 回歸結果，（4）列為模型4回歸結果，結果顯示，當前、預期主觀社會階層和已有的、預期的階層流動感知對農民幸福感顯著正向影響，過去主觀社會階層對農民幸福感為負向影響顯著，假設2a 和假設2b 得到驗證。過去主觀社會階層對農民幸福感的影響與彭開麗等［7］研究結論相悖的原因可能為：在當前、過去和預期主觀社會階層高度相關的情況下，模型設定遺漏了重要變量，從而導致參數(shù)有偏估計。另外，男性的幸福感在1%統(tǒng)計水平下低于女性，可能的原因為在農村社會中男生壓力較大。［19］年齡與農民幸福感之間為“U”型關系，可能的原因為中年危機的存在，人在中年所面臨的家庭、工作和健康的壓力更大。［20］有配偶農民的幸福感高于無配偶農民的幸福感，這與胡曉珊等［21］的研究結論相一致，婚姻可以為農民提供經濟支持、情感支撐和健康保障，從而正向影響農民幸福感。受教育程度對提升農民幸福感具有積極作用，這是因為受教育程度可以改善農民的外部生存條件［22］，例如在農民進城務工時，增加就業(yè)機會和收入，從而提升其幸福感。黨員身份正向影響農民幸福感，這是因為黨員身份常常意味著農民自身的能力更加卓越［26］，這在一定程度上滿足了農民的好勝心，從而提升幸福感。非農收入和農業(yè)收入對農民幸福感具有顯著正向影響，并且非農收入對農民幸福感的影響系數(shù)高于農業(yè)收入對農民幸福感的影響系數(shù)，這可能是因為非農收入的不確定性低于農業(yè)收入［28］，農業(yè)收入的不確定性會削弱其對農民幸福感的影響。新農合對農民幸福感沒有顯著影響，這可能是因為報銷比例低于農民的期望、農民看病煩等［25］。新農保對農民幸福感具有顯著正向影響，這是因為新農保為農村老人提供基本生活保障，使其老有所依。［29］而人均GDP 對農民幸福感不存在顯著影響，這是因為在相對幸福標準的影響下，經濟增長與幸福感提升之間的正向關系會被收入差距等對幸福感的負向影響抵消。［30］

表2 主觀社會階層、階層流動感知對農民幸福感的影響

為進一步弄清在當前、過去和預期主觀社會階層高度相關的情況下，過去主觀社會階層對農民幸福感的影響，進一步的回歸結果如表3 所示?？梢钥闯觯豢紤]過去、當前或預期主觀社會階層對農民幸福感的影響時，都是顯著正向影響，這與彭開麗等［7］的研究結論一致。當前與過去主觀社會階層共同作用下，過去主觀社會階層的影響系數(shù)由正向變?yōu)樨撓?，其原因在于，二者之間呈現(xiàn)顯著正相關（r12=0.756），當單獨研究當前主觀社會階層時，遺漏了過去主觀社會階層這個變量，影響系數(shù)會減?。划攩为毧疾爝^去主觀社會階層的影響時，遺漏了當前主觀社會階層這一變量，影響系數(shù)反而會增加，由負向變?yōu)檎?。在此情況下，參數(shù)估計值的方差也是有偏的，從而導致與方差相關的檢驗有偏。當同時研究過去與預期主觀社會階層時，過去主觀社會階層的z 值為1.33，置信區(qū)間為［-0.005，0.027］；當單獨研究過去主觀社會階層時，其z 值為12.50，置信區(qū)間為［0.073，0.100］，由此可見z 值增大，置信區(qū)間趨于變小，從而拒絕了原假設，這就是當單獨研究過去主觀社會階層時，影響系數(shù)顯著的原因所在。同樣，單獨研究當前和預期主觀社會階層對農民幸福感的影響系數(shù)變化也會有偏估計，只是影響方向沒有發(fā)生變化，限于篇幅不再贅述。至此，假設1a、假設1b 和假設1c 得到驗證，當前、預期主觀社會階層的程度提高有利于增強農民幸福感，而過去主觀社會階層的程度提高則會降低農民幸福感。

表3 過去主觀社會階層對農民幸福感影響系數(shù)變化

3.2 糾正選擇性偏誤

采用PSM 方法糾正隨機抽樣引起的選擇性偏誤問題，為保證匹配質量和估計結果有效性，需要進行共同支撐假設和平衡性假設檢驗。首先，如果主觀社會階層和階層流動感知大于0 則為1，如果小于0 則為0。圖2 顯示，匹配后的傾向得分區(qū)間基本重疊，表明大多數(shù)觀測值都在共同值范圍內，只有少量數(shù)據(jù)丟失，滿足共同支撐假設。

圖2 共同支撐假設

平衡性假定檢驗見表4，由表4 可知，根據(jù)匹配前后的偏差均值等指標，匹配可以減少控制組和處理組之間可觀測變量的系統(tǒng)差異，總體樣本基本匹配成功。

表4 平衡性假定檢驗

根據(jù)Logit 模型計算主觀社會階層和階層流動感知的傾向得分，并使用馬氏匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配來匹配處理組和控制組。不同傾向得分匹配法的結果見表5，相應ATT 結果在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明主觀社會階層和階層流動感知較高的農民在減少觀察到的樣本之間的系統(tǒng)差異后更幸福，這與比較分析的結果一致。

表5 不同傾向得分匹配法的結果

由于傾向得分匹配法結果的可靠性仍然有限，因此使用了更穩(wěn)健的逆向概率加權法和逆向概率加權回歸調整法來進一步提高結果的穩(wěn)健性。IPW 方法和IPWRA 方法的結果見表6，兩種方法獲得的ATT 值與傾向得分匹配法的值不同，但其顯著性和方向完全一致，再次證實了結果的穩(wěn)健性。

表6 IPW 方法和IPWRA 方法的結果

4 研究結論與政策啟示

4.1 研究結論

基于中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）數(shù)據(jù)，構建有序probit 模型進行基準回歸，并采用傾向得分匹配法（PSM）方法糾正選擇性偏差，實證分析主觀社會階層和階層流動感知對農民幸福感的影響，得出以下主要結論。第一，研究發(fā)現(xiàn)主觀社會階層和階層流動感知對農民幸福感均為顯著正向影響，結果在糾正選擇性偏差后依然穩(wěn)健。第二，同時考慮過去、當前和預期主觀社會階層對農民幸福感的影響，研究發(fā)現(xiàn)當前主觀社會階層和預期主觀社會階層對農民幸福感具有顯著正向影響，過去主觀社會階層負向影響農民幸福感。第三，同時考慮已有的階層流動感知和預期主觀社會階層感知對農民幸福感的影響，研究發(fā)現(xiàn)已有的階層流動感知和預期的階層流動感知顯著正向影響農民幸福感。

4.2 政策啟示

首先，應提升農民的身份認同、拓寬農民階層流動的渠道。在各個單位開設教育課程，強調農業(yè)的重要性，減少群眾對農民的歧視，使公眾認識到任何性質的工作沒有高低之分，只是分工不同。健全和完善社會流動機制，拆除社會流動中的制度障礙，盡可能縮小先賦性因素的作用，對社會管理制度方面存在的諸多弊端進行改革，保障社會流動渠道的暢通。

其次，要加快建設美麗鄉(xiāng)村，使農民切實感受到目前生活的美好。全面貫徹黨的政策，努力減小城鄉(xiāng)各方面資源分配的差距，使農民對未來的美好生活充滿信心，但同時也要實事求是，避免其對未來不切實際的期望。

最后，教育是農民實現(xiàn)階層流動的主要依賴路徑，因此要努力實現(xiàn)教育均衡。盡快破解學區(qū)房帶來的教育不均衡問題，讓農民家庭擁有享受同等條件教育的機會。加大對農村學校的財政支持力度，鼓勵優(yōu)秀教師前往農村教學。