摘要：基于2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，分析社會(huì)隔離、孤獨(dú)感與農(nóng)村居民幸福之間的關(guān)系，使用傾向值匹配和結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)三者之間的影響關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，社會(huì)隔離會(huì)顯著提高農(nóng)村居民的孤獨(dú)感和降低農(nóng)村居民幸福；孤獨(dú)感在社會(huì)隔離與農(nóng)村居民幸福的影響關(guān)系中表現(xiàn)為部分中介作用，即社會(huì)隔離通過(guò)提高孤獨(dú)感從而降低個(gè)人的幸福；通過(guò)對(duì)不同家庭收入水平的農(nóng)村居民群體進(jìn)行異質(zhì)性分析，得出低家庭收入群體的社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福影響程度要遠(yuǎn)小于中高家庭收入群體?；诖?，政府應(yīng)出臺(tái)相關(guān)政策，提早預(yù)防農(nóng)村居民社會(huì)隔離與孤獨(dú)感，提高農(nóng)村居民社會(huì)資本素質(zhì)，保證良好的社交關(guān)系和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，降低社會(huì)隔離和孤獨(dú)感對(duì)農(nóng)村居民幸福的影響。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民幸福；社會(huì)隔離；孤獨(dú)感

中圖分類(lèi)號(hào)：C912.6；F323.8" " " " "文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：0439-8114（2023）06-0246-06

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2023.06.043 開(kāi)放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

Social isolation， loneliness and happiness of rural residents

WANG Jin， SHI Ming-cong

（School of Economics and Management， Yan’an University， Yan’an" 716000， Shaanxi，China）

Abstract： Based on China Family Panel Studies（CFPS）data in 2018， the relationship between social isolation， loneliness and happiness of rural residents was analyzed. The robustness test of the effect relationship among the three was performed by using the propensity value matching and structural equation model. The results showed that social isolation could significantly improve the loneliness and reduce the happiness of rural residents； loneliness played a partial intermediary role in the relationship between social isolation and happiness of rural residents， that was， social isolation reduced individual happiness by improving loneliness； through the heterogeneity analysis of rural residents with different family income levels， it was concluded that the impact of social isolation on happiness of low-income groups was far less than that of medium and high-income groups. Based on this， the government should introduce relevant policies to prevent the social isolation and loneliness of rural residents in advance， improve the quality of social capital of rural residents， ensure good social relations and social networks， and reduce the impact of social isolation and loneliness on the happiness of rural residents.

Key words： happiness of rural residents； social isolation； loneliness

中共十九大報(bào)告指出在新發(fā)展階段要大力推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，把提升人民生活的幸福感與獲得感作為黨和國(guó)家矢志不移的目標(biāo)。同時(shí)，提升農(nóng)民幸福是黨以人民為中心執(zhí)政理念的集中體現(xiàn)。提高國(guó)民幸福感，農(nóng)村居民是中國(guó)最不容忽視的群體之一。隨著城鄉(xiāng)收入差距和貧富差距的擴(kuò)大，中國(guó)農(nóng)村地區(qū)面臨許多社會(huì)問(wèn)題，農(nóng)村居民在許多方面處于劣勢(shì)地位。改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨中國(guó)經(jīng)濟(jì)的騰飛，農(nóng)村居民收入大大提升，然而農(nóng)村居民幸福卻未能和收入水平同時(shí)保持上升水平，“伊斯特林悖論”在中國(guó)農(nóng)村同樣存在。因此現(xiàn)階段關(guān)注影響農(nóng)村居民幸福的因素并展開(kāi)相關(guān)研究具有重要意義。

國(guó)內(nèi)外相關(guān)學(xué)者普遍對(duì)影響幸福的因素進(jìn)行研究。多數(shù)研究表明收入對(duì)幸福感有積極影響［1］，但也有研究認(rèn)為二者之間并不存在線(xiàn)性關(guān)系［2］。此外，城市房?jī)r(jià)［3］、環(huán)境污染［4］、失業(yè)［5］、收入差距［6］、非正規(guī)就業(yè)［7］和收入不平等［8］等都會(huì)對(duì)居民幸福感造成負(fù)面影響，教育程度［9］和就業(yè)質(zhì)量［10］能夠正向影響居民幸福感。社會(huì)隔離是個(gè)體與他人在社交關(guān)系上的缺陷與不足。國(guó)外學(xué)者的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，婚姻關(guān)系、家庭關(guān)系、朋友關(guān)系、鄰居關(guān)系、工作關(guān)系、公民參與可以直接或間接地對(duì)幸福感產(chǎn)生影響［11］。具有較高幸福感的人會(huì)經(jīng)常參加文化活動(dòng)、體育活動(dòng)、拜訪(fǎng)朋友和鄰居［12］。國(guó)內(nèi)相關(guān)研究也日益增多，但大多針對(duì)某一特殊群體，如城市居民、青年和農(nóng)民等。人際網(wǎng)絡(luò)、社團(tuán)參與和人際信任不僅可以直接顯著提升城市居民幸福感，還可以作為中介變量間接影響城市居民幸福感［13］。社會(huì)參與能夠加強(qiáng)青年人與社會(huì)的聯(lián)結(jié)程度進(jìn)而提高幸福感［14］。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對(duì)農(nóng)民幸福感的影響呈顯著正相關(guān)，且影響關(guān)系隨著網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的增大而增大［15］。與親戚、朋友聚會(huì)能夠顯著正向影響居民的幸福感［16］。孤獨(dú)感是當(dāng)個(gè)體不滿(mǎn)足于現(xiàn)有交往水平和社會(huì)參與時(shí)的一種負(fù)面情緒體驗(yàn)，與個(gè)體心理健康狀況聯(lián)系緊密［17］，包括情感孤獨(dú)和社交孤獨(dú)兩個(gè)方面［18］。孤獨(dú)感與幸福感密切相關(guān)，是預(yù)測(cè)個(gè)體主觀(guān)幸福感的關(guān)鍵變量［19-22］。

因此，本研究立足于社會(huì)隔離、孤獨(dú)感與農(nóng)村居民幸福感，探究三者之間的影響機(jī)理，并試圖解決以下問(wèn)題：社會(huì)隔離能否對(duì)農(nóng)村居民幸福感產(chǎn)生影響，孤獨(dú)感在其中產(chǎn)生什么作用，對(duì)農(nóng)村不同群體是否具有差異性，社會(huì)隔離影響農(nóng)村居民幸福感的內(nèi)在機(jī)理。

1 理論分析

1.1 社會(huì)隔離與農(nóng)村居民幸福

目前，國(guó)內(nèi)外關(guān)于社會(huì)隔離與農(nóng)村居民幸福關(guān)系的研究較少。社會(huì)隔離可從家庭、朋友、社區(qū)3個(gè)維度衡量，因此可從人際關(guān)系和社會(huì)關(guān)系等方面來(lái)探究其與幸福的關(guān)系。以血緣關(guān)系和地域?yàn)楹诵男纬傻纳缃痪W(wǎng)絡(luò)在人情循環(huán)和互動(dòng)中會(huì)產(chǎn)生情緒等方面的支持，這些支持會(huì)增強(qiáng)個(gè)體安全感和自信心，進(jìn)而提升幸福感［23］。社會(huì)聯(lián)結(jié)傾向較高的個(gè)體更善于感知自身與他人之間的關(guān)系，表現(xiàn)出更高的社會(huì)參與意愿，反之則會(huì)弱化社交機(jī)會(huì)。因此，社會(huì)聯(lián)結(jié)可以提高個(gè)體的自尊與人際關(guān)系，使個(gè)體變得更加健康和幸福［24］。社會(huì)參與、鄰里認(rèn)同和鄰里支持對(duì)居民主觀(guān)幸福感有正向影響［25］。故可以認(rèn)為人際關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對(duì)個(gè)體幸福感有顯著影響。對(duì)于農(nóng)村居民幸福感而言，受教育程度、婚姻狀況、健康狀況、人際交往等因素能夠影響農(nóng)民主觀(guān)幸福感，維持和擴(kuò)展農(nóng)戶(hù)社會(huì)聯(lián)系可以提高農(nóng)民主觀(guān)幸福感［26］。社會(huì)信任、社會(huì)互動(dòng)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)認(rèn)知、社會(huì)規(guī)范作為社會(huì)資本的主要方面，對(duì)農(nóng)民主觀(guān)幸福感有著直接或間接的影響［27］?；谝陨戏治觯^為積極的社交關(guān)系和人際關(guān)系會(huì)對(duì)個(gè)體主觀(guān)幸福感產(chǎn)生積極影響，長(zhǎng)期處于社會(huì)隔離的個(gè)體在成長(zhǎng)過(guò)程中會(huì)在認(rèn)知、情緒、行為等方面的發(fā)展上產(chǎn)生較明顯的差異。而幸福感是指人們根據(jù)自身滿(mǎn)意度和安全感進(jìn)而主觀(guān)形成的一種歡樂(lè)而愉快的情感。進(jìn)而得出處于社會(huì)隔離的個(gè)體會(huì)對(duì)主觀(guān)幸福感產(chǎn)生影響，據(jù)此提出假設(shè)1。

H1：社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。

1.2 社會(huì)隔離與孤獨(dú)感

孤獨(dú)感是當(dāng)人們感到自身人際關(guān)系不滿(mǎn)意而主觀(guān)產(chǎn)生的被孤立的感受，是一種負(fù)面情緒，并慢慢發(fā)展為一種現(xiàn)代的“流行病”。社會(huì)隔離和孤獨(dú)感的概念常常被偷換使用，但二者是兩個(gè)有關(guān)但不相同的概念［28］。社會(huì)隔離是在客觀(guān)上對(duì)人際關(guān)系的缺乏，孤獨(dú)感是人際關(guān)系缺乏而主觀(guān)形成的感受，二者并不一定是同時(shí)發(fā)生的。盡管個(gè)體處于相對(duì)缺乏人際關(guān)系的狀態(tài)，但其孤獨(dú)感不一定會(huì)高，反之孤獨(dú)感較高的人也不一定會(huì)受到社會(huì)隔離［29］。已有研究從社會(huì)地位、社交網(wǎng)絡(luò)、性別差異等方面探究了影響孤獨(dú)感的關(guān)鍵因素，其中有關(guān)社會(huì)隔離和孤獨(dú)感的文獻(xiàn)，多數(shù)以老年人為研究群體，認(rèn)為社會(huì)隔離對(duì)老年人孤獨(dú)感具有正向作用［29］。對(duì)于農(nóng)村而言，大量農(nóng)村人口流向城鎮(zhèn)，村民與親人、朋友的距離越來(lái)越遠(yuǎn)，并且無(wú)法適應(yīng)快速發(fā)展的社會(huì)距離，使得農(nóng)村居民的孤獨(dú)感成為亟需解決的問(wèn)題。據(jù)此提出假設(shè)2。

H2：社會(huì)隔離能夠正向顯著影響農(nóng)村居民孤獨(dú)感。

1.3 社會(huì)隔離、孤獨(dú)感與農(nóng)村居民幸福

中國(guó)是人情社會(huì)，傳統(tǒng)文化思想與其他國(guó)家不同，因此孤獨(dú)感對(duì)居民幸福的負(fù)面效應(yīng)很明顯，這在農(nóng)村社會(huì)更明顯。已有研究探討了家庭貧困兒童［30］、老年人［31］、大學(xué)生［32］等群體的孤獨(dú)感對(duì)幸福的影響，均得出孤獨(dú)感會(huì)對(duì)幸福產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。因此，孤獨(dú)感與主觀(guān)幸福感的關(guān)系是顯而易見(jiàn)的。融入社會(huì)、較好的人際關(guān)系會(huì)使人們感受到自身的價(jià)值，而社會(huì)隔離則不利于人們長(zhǎng)遠(yuǎn)的發(fā)展。據(jù)此，綜合上述理論分析，提出假設(shè)3。

H3：社會(huì)隔離會(huì)顯著正向影響孤獨(dú)感，孤獨(dú)感會(huì)顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民幸福，因此孤獨(dú)感在社會(huì)隔離和農(nóng)村居民幸福的關(guān)系中起到中介作用。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量設(shè)置

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的微觀(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)。由于本研究主要關(guān)注的是社會(huì)隔離以及孤獨(dú)感對(duì)農(nóng)村居民幸福的影響效應(yīng)，因此在實(shí)際樣本中剔除關(guān)鍵自變量“社會(huì)隔離”缺失的樣本，中介變量“孤獨(dú)感”缺失的樣本以及因變量“農(nóng)村居民幸?！比笔У臉颖荆⑶抑槐Ａ艮r(nóng)村戶(hù)口的數(shù)據(jù)樣本，最終共計(jì)樣本容量為6 302。

2.2 變量設(shè)置

2.2.1 因變量 本研究的因變量設(shè)置為“農(nóng)村居民幸?！保?018年CFPS數(shù)據(jù)中“您覺(jué)得自己有多幸?！眴?wèn)題所得，是一個(gè)連續(xù)變量。使用分值代表農(nóng)村居民幸福程度，分值越高農(nóng)村居民就越幸福。

2.2.2 自變量 本研究的自變量主要有“社會(huì)隔離”與“孤獨(dú)感”兩個(gè)變量。

1）社會(huì)隔離進(jìn)一步可分為主觀(guān)社會(huì)隔離和客觀(guān)社會(huì)隔離，主觀(guān)社會(huì)隔離是心理狀態(tài)上的感知隔離，客觀(guān)社會(huì)隔離包括社區(qū)、朋友與家庭隔離3個(gè)維度［33］。根據(jù)CFPS數(shù)據(jù)問(wèn)卷中設(shè)置的問(wèn)題從主觀(guān)和客觀(guān)兩個(gè)方面，將“和家人吃飯頻率”（Soc_iso_1）問(wèn)題答案以“1（非常頻繁）—8（非常不頻繁）”表示客觀(guān)社會(huì)隔離程度，將“使用互聯(lián)網(wǎng)社交頻率”（Soc_iso_2）問(wèn)題答案以“1（非常頻繁）—8（非常不頻繁）”表示客觀(guān)社會(huì)隔離程度，將“對(duì)鄰居信任度”（Soc_iso_3）問(wèn)題答案以“1（非常信任）—11（非常不信任）”表示主觀(guān)社會(huì)隔離程度，分值越高代表社會(huì)隔離程度越高。為弱化社會(huì)隔離變量可能存在的內(nèi)生性，采用熵值法將以上3個(gè)指標(biāo)加權(quán)合成1個(gè)綜合社會(huì)隔離指數(shù)，計(jì)算公式具體如下：

式中，[λk]是指社會(huì)隔離中3個(gè)變量所占權(quán)重，[Soc_iso_k]是3個(gè)社會(huì)隔離變量的問(wèn)卷數(shù)據(jù)。通過(guò)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化、求各指標(biāo)信息熵、確定指標(biāo)權(quán)重的步驟，最后得出社會(huì)隔離的權(quán)重如表1所示。因?yàn)楹饬可鐣?huì)隔離的3個(gè)變量有著不同的單位以及變異程度，所以為消除變異大小以及數(shù)值大小的影響，將社會(huì)隔離指數(shù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

2）孤獨(dú)感變量由CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中的“過(guò)去一周內(nèi)感到孤獨(dú)的天數(shù)”問(wèn)題衡量，答案分別為“1=幾乎沒(méi)有（不到1 d）”“2=有些時(shí)候有（1～2 d）”“3=經(jīng)常有（3～4 d）”“4=大多數(shù)時(shí)候有（5～7 d）”，分?jǐn)?shù)越大代表孤獨(dú)感程度越強(qiáng)。

2.2.3 控制變量 本研究的因變量為農(nóng)村居民幸福，由于人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素、家庭因素、經(jīng)濟(jì)因素也會(huì)影響到農(nóng)村居民幸福，參考現(xiàn)有對(duì)居民幸福的實(shí)證研究，將控制變量從個(gè)人層面、家庭層面、地區(qū)層面設(shè)置，分別為年齡、性別、伴侶情況、受教育程度、工作狀況、健康狀況、個(gè)人社會(huì)地位、家庭人口規(guī)模、全部家庭純收入對(duì)數(shù)、地區(qū)等［34］。各變量描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

3 模型選擇與計(jì)量結(jié)果分析

3.1 模型選擇

為探究社會(huì)隔離、孤獨(dú)感與農(nóng)村居民幸福之間的關(guān)系，參考溫忠麟等［35］的方法構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)孤獨(dú)感在社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)：

[Happinessi=α1+β1SocIsoi+θ1Controlsi+ε1i] （2）

[Alonenessi=α2+β2SocIsoi+θ2Controlsi+ε2i] （3）

[Happinessi=α3+ρ1Alonenessi+β3SocIsoi+θ3Controlsi+ε3i] " （4）

式中，i表示第i個(gè)農(nóng)村居民樣本，[Happiness]表示樣本農(nóng)戶(hù)幸福，[SocIsoi]表示第i個(gè)農(nóng)戶(hù)的社會(huì)隔離程度，[Alonenessi]表示第i個(gè)農(nóng)戶(hù)的孤獨(dú)感，[Controls]表示模型中控制的其他變量，[α]為常數(shù)，[β]、[ρ]、[θ]為系數(shù)，[ε]表示模型隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.2 社會(huì)隔離、孤獨(dú)感與農(nóng)村居民幸福的回歸結(jié)果

表3為OLS回歸結(jié)果。模型（1）放入社會(huì)隔離和其他控制變量，模型（2）放入孤獨(dú)感與其他控制變量，模型（3）放入社會(huì)隔離、孤獨(dú)感與其他控制變量，模型（4）在模型（3）的基礎(chǔ)上加入地區(qū)這一控制變量。從表3可以看出，不論是僅放入社會(huì)隔離和孤獨(dú)感還是同時(shí)放入二者，以及不論是否放入地區(qū)控制變量，孤獨(dú)感對(duì)農(nóng)村居民幸福始終具有顯著負(fù)向作用，社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福也始終具有負(fù)向作用，故假設(shè)1得證。從表中還可以得出，其他控制變量的許多因素對(duì)農(nóng)村居民幸福也有顯著影響。其中，年齡小的比年齡大的更幸福，可能是由于農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)，子女進(jìn)城務(wù)工，導(dǎo)致農(nóng)村父母幸福感降低。有伴侶比無(wú)伴侶的居民更幸福，可能是因?yàn)橛邪閭H的農(nóng)村居民往往擁有更加完整的家庭關(guān)系，使他們更幸福。受教育程度能夠正向提升農(nóng)村居民幸福，可能是由于學(xué)歷越高，就可以擁有更多的選擇，幸福感也會(huì)慢慢提升。此外，健康狀況、社會(huì)地位能夠正向影響農(nóng)村居民幸福，地位越高、身體狀況越好的村民擁有更高的幸福感。

3.3 作用機(jī)制分析

孤獨(dú)感的中介效應(yīng)檢驗(yàn)如表4所示。從表4的模型（6）可得，社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民孤獨(dú)感有著顯著的正向影響，即社會(huì)隔離程度越高，農(nóng)村居民孤獨(dú)感程度越強(qiáng)，故假設(shè)2得證。依據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)步驟逐步檢驗(yàn)，由模型（5）可知社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福的影響系數(shù)為-0.668，并且在1%水平上顯著；由模型（6）可知社會(huì)隔離對(duì)孤獨(dú)感的影響系數(shù)為0.325；模型（7）同時(shí)放入社會(huì)隔離與孤獨(dú)感，社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福的影響系數(shù)為-0.506，孤獨(dú)感的影響系數(shù)為-0.499，且都在1%水平上顯著。模型（5）中社會(huì)隔離系數(shù)絕對(duì)值0.668要明顯大于模型（7）中社會(huì)隔離系數(shù)絕對(duì)值0.506，故孤獨(dú)感在社會(huì)隔離與農(nóng)村居民幸福的影響機(jī)制中起到了部分中介作用，假設(shè)3成立。

3.4 異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步分析不同群體社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福影響的異質(zhì)性，根據(jù)家庭純收入水平對(duì)農(nóng)村居民進(jìn)行分類(lèi)，計(jì)算出家庭純收入的三分位數(shù)，將家庭純收入不高于5萬(wàn)元的農(nóng)村居民定為低收入人群，將家庭純收入高于5萬(wàn)元但不高于9.84萬(wàn)元的農(nóng)村居民定為中等收入人群，將家庭純收入高于9.84萬(wàn)元的農(nóng)村居民定為高收入人群。由表5的分組檢驗(yàn)可得，對(duì)于低收入的農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福造成負(fù)向影響，系數(shù)為-0.358，并且呈完全中介效應(yīng)；對(duì)于中收入的農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福造成負(fù)向影響，系數(shù)為-0.786，并且呈部分中介效應(yīng)；對(duì)于高收入的農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，其與中收入的群體相差不大。對(duì)比三者的差異性，低收入群體社會(huì)隔離的顯著性要遠(yuǎn)低于中高收入群體，且社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福的影響程度要明顯低于中高收入群體。這可能的解釋是，根據(jù)馬斯洛需要層次理論，只有滿(mǎn)足生理需求，社交需求才會(huì)上升為主要需求，這也恰恰佐證在高收入階段，收入越高幸福感不一定越高的“伊斯特林悖論”。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.5.1 傾向值匹配 上述通過(guò)OLS回歸分析了社會(huì)隔離、孤獨(dú)感與農(nóng)村居民幸福之間的影響關(guān)系，但仍有可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。使用PSM中的不同匹配方法對(duì)模型進(jìn)一步檢驗(yàn)，計(jì)量公式如下：

將社會(huì)隔離變量轉(zhuǎn)化為二元變量，將社會(huì)隔離程度小于均值0.196的樣本賦值為0，其余賦值為1。[Di={0，1}]表示第i個(gè)個(gè)體是否具有較高的社會(huì)隔離程度，即1表示社會(huì)隔離程度較高的個(gè)體，0表示社會(huì)隔離程度較低的個(gè)體。[y0i]代表社會(huì)隔離程度較低的個(gè)體i的幸福，[y1i]代表社會(huì)隔離程度較高的個(gè)體i的幸福。因此：

為了更清楚地顯示出匹配前后各變量的差異，圖1可以看出匹配前后各變量的變化程度。黑點(diǎn)代表匹配前每個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差，離零線(xiàn)越遠(yuǎn)代表標(biāo)準(zhǔn)偏差越大，相反，偏差越小。通過(guò)比較匹配前后各變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差，可以看出匹配后的值都在零線(xiàn)附近，說(shuō)明各變量的匹配程度良好。

圖2給出匹配前后PSM得分的概率密度圖?？梢悦黠@看到匹配后的核概率密度圖中的控制組與處理組較為接近，且控制組與處理組樣本大多數(shù)PSM得分落入共同取值范圍，因此匹配質(zhì)量較好。

表5的傾向得分匹配結(jié)果顯示，5種不同的匹配方法得到的回歸結(jié)果相差不大，表明PSM方法具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。5種匹配方法的ATT分別為-0.204、-0.184、-0.193、-0.142和-0.259，且均顯著。其中平均處理效應(yīng)為-0.196，意味著社會(huì)隔離會(huì)使農(nóng)村居民幸福顯著降低19.6%。由此表明，社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福有著顯著的負(fù)向影響，并且這種影響十分穩(wěn)健，假設(shè)1進(jìn)一步得到驗(yàn)證。

3.5.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn) 為檢驗(yàn)孤獨(dú)感在社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福的影響中的中介作用，使用SmartPLS3.0基于結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行中介作用分析。結(jié)果（圖3）發(fā)現(xiàn)，社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福的直接效應(yīng)為-0.240（P=0.000），間接效應(yīng)為0.109×（-0.204）=-0.022（P=0.000），社會(huì)隔離對(duì)農(nóng)村居民幸福的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著。這表明孤獨(dú)感在社會(huì)隔離與農(nóng)村居民幸福的影響機(jī)制中為部分中介效應(yīng)。因此可以認(rèn)為中介效應(yīng)模型是穩(wěn)健的。

4 結(jié)論與啟示

本研究基于2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，構(gòu)建社會(huì)隔離與農(nóng)村居民幸福的影響機(jī)制，利用OLS回歸方法分析社會(huì)隔離、孤獨(dú)感與農(nóng)村居民幸福之間的影響關(guān)系，得出如下結(jié)論：第一，社會(huì)隔離會(huì)顯著提高農(nóng)村居民的孤獨(dú)感和降低農(nóng)村居民的幸福；第二，孤獨(dú)感在社會(huì)隔離與農(nóng)村居民幸福的影響關(guān)系中表現(xiàn)部分中介作用，即社會(huì)隔離通過(guò)提高農(nóng)村居民的孤獨(dú)感從而降低個(gè)人的幸福；第三，通過(guò)對(duì)不同家庭收入水平的農(nóng)村居民群體進(jìn)行異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)低家庭收入的農(nóng)村居民群體的社會(huì)隔離程度對(duì)幸福的影響程度要遠(yuǎn)小于中高家庭收入群體，其中高收入群體的社會(huì)隔離程度對(duì)農(nóng)村居民幸福的影響程度最大。

基于以上結(jié)論，對(duì)提高農(nóng)村居民幸福感有以下啟示：第一，政府應(yīng)當(dāng)出臺(tái)相關(guān)的政策，促進(jìn)農(nóng)村社會(huì)聯(lián)系，提早干預(yù)農(nóng)村居民的社會(huì)隔離與孤獨(dú)感，以防其降低主觀(guān)幸福感的風(fēng)險(xiǎn)。要豐富農(nóng)民社交活動(dòng)，開(kāi)展依法合規(guī)的農(nóng)村社區(qū)活動(dòng)，擴(kuò)大農(nóng)民社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)范圍，加深農(nóng)民之間的相互了解，增強(qiáng)農(nóng)村居民社會(huì)資本素質(zhì)，促進(jìn)并幫助農(nóng)村居民利用互聯(lián)網(wǎng)了解農(nóng)村外部社會(huì)信息，降低社會(huì)隔離程度，提高農(nóng)村居民幸福。第二，外出務(wù)工的家庭成員和朋友要盡可能增加與農(nóng)村親朋好友交流溝通，鼓勵(lì)農(nóng)村居民主動(dòng)加強(qiáng)社會(huì)聯(lián)系，保證良好的社交關(guān)系和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，降低社會(huì)隔離和孤獨(dú)感對(duì)幸福的影響。

參考文獻(xiàn)：

［1］ EASTERLIN R A. Income and happiness： Towards a unified theory［J］. Economic journal， 2001，111（473）：465-484.

［2］ EASTERLIN R A. Will raising the incomes of all increase the happiness of all？［J］.Journal of economic behavior amp; organization， 1995， 27（1）：35-47.

［3］ 林 江，周少君，魏萬(wàn)青.城市房?jī)r(jià)、住房產(chǎn)權(quán)與主觀(guān)幸福感［J］.財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2012（5）：114-120.

［4］ 黃永明，何凌云.城市化、環(huán)境污染與居民主觀(guān)幸福感——來(lái)自中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.中國(guó)軟科學(xué)，2013（12）：82-93.

［5］ CLARK A E，OSWALD A J. Unhappiness and unemployment［J］. The economic journal， 1994， 104（424）：648-659.

［6］ 湯鳳林，雷鵬飛.收入差距、居民幸福感與公共支出政策——來(lái)自中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2014（4）：41-55.

［7］ 丁述磊.非正規(guī)就業(yè)對(duì)居民主觀(guān)幸福感的影響——來(lái)自中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)分析［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2017，38（4）：57-67.

［8］ 陳池波，李成豪.收入不平等、再分配偏好與居民主觀(guān)幸福感研究［J］.財(cái)政研究，2016（12）：64-77.

［9］ 李丹丹.教育程度提高了農(nóng)民工的幸福感嗎——來(lái)自2015年中國(guó)企業(yè)—員工匹配調(diào)查的證據(jù)［J］.經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2017（1）：39-54.

［10］ 楊勝利，謝 超.就業(yè)質(zhì)量對(duì)居民幸福感的影響分析研究——基于CGSS 2010的實(shí)證分析［J］.云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，" " "31（6）：50-57.

［11］ HELLIWELL J F， PUTNAM R D. The social context of well-being［J］. Philosophical transactions of the royal society B： Biological sciences， 2004， 359（1449）：1435-1446.

［12］ WINKELMANN R. Unemployment， social capital， and subjective well-being［J］. Journal of happiness studies，2009，10（4）：421-430.

［13］ 張?jiān)莆?社會(huì)資本框架內(nèi)城市居民幸福感的產(chǎn)生機(jī)制研究——基于杭州市的問(wèn)卷數(shù)據(jù)［J］.福建論壇（人文社會(huì)科學(xué)版），2018（6）：130-140.

［14］ 彭定萍，丁 峰，祁慧博.如何從個(gè)體化走向社會(huì)融合——社會(huì)參與對(duì)青年幸福感之研究［J］.中國(guó)青年研究，2020（1）：49-55.

［15］ 吳奇峰，蘇 群，趙 霞.社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工主觀(guān)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.

［16］ 馬萬(wàn)超.社會(huì)資本影響居民幸福感內(nèi)在機(jī)制的實(shí)證研究［J］.社會(huì)科學(xué)，2018（2）：62-72.

［17］ MUYAN M，CHANG E C，JILANI Z，et al. Loneliness and negative affective conditions in adults： Is there any room for hope in predicting anxiety and depressive symptoms？［J］. The journal of psychology interdisciplinary and applied， 2016， 150（3）：333-341.

［18］ WEINER M F. Loneliness： The experience of emotional and social isolation［J］. International journal of group psychotherapy， 1975， 25（2）：239-240.

［19］ 孔 風(fēng)，王庭照，李彩娜，等.大學(xué)生的社會(huì)支持、孤獨(dú)及自尊對(duì)主觀(guān)幸福感的作用機(jī)制研究［J］.心理科學(xué)，2012，35（2）：408-411.

［20］ MELLOR D， STOKES M， FIRTH L， et al. Need for belonging， relationship satisfaction， loneliness， and life satisfaction［J］. Personality and individual differences， 2008， 45（3）：213-218.

［21］ HOMBRADOS-MENDIETA I， GARCíA-MARTíN M á， JACINTO L G. The relationship between social support， loneliness， and subjective well-being in a Spanish sample from a multidimensional perspective［J］. Social indicators research， 2013， 114（3）：1013-1034.

［22］ 許 穎，林丹華.家庭壓力與青少年抑郁、孤獨(dú)感及幸福感——家庭彈性的補(bǔ)償與調(diào)節(jié)作用［J］.心理發(fā)展與教育，2015，31（5）：594-602.

［23］ 鄭沃林，洪煒杰，羅必良.在促進(jìn)共同富裕中增進(jìn)農(nóng)民幸福感——基于經(jīng)濟(jì)收入-社會(huì)網(wǎng)絡(luò)-生態(tài)環(huán)境框架的分析［J］.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2021，21（6）：140-151.

［24］ 吳明證，李 陽(yáng)，王 潔，等.家庭儀式與大學(xué)生幸福感的關(guān)系：社會(huì)聯(lián)結(jié)與自我控制的鏈?zhǔn)街薪樽饔茫跩］.心理科學(xué)，2021，" " 44（6）：1346-1353.

［25］ 康 雷，張文忠.鄰里社會(huì)環(huán)境對(duì)居民幸福感的影響——以北京典型低收入社區(qū)為例［J］.地域研究與開(kāi)發(fā)，2021，40（3）：50-55，62.

［26］ 王海英，夏 英，孫東升，等.中國(guó)農(nóng)民主觀(guān)幸福感影響因素的Meta分析［J］.中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2021，42（6）：203-214.

［27］ 梁 遠(yuǎn)，畢文泰，滕奎秀.家庭資產(chǎn)、社會(huì)互動(dòng)與農(nóng)村居民主觀(guān)幸福感［J］.中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2022，43（8）：247-257.

［28］ TANSKANEN J，ANTTILA T. A prospective study of social isolation， loneliness， and mortality in Finland［J］. American journal of public health， 2016，106（11）：2042-2048.

［29］ 程新峰，劉一笑，葛廷帥.社會(huì)隔離、孤獨(dú)感對(duì)老年精神健康的影響及作用機(jī)制研究［J］.人口與發(fā)展，2020，26（1）：76-84，96.

［30］ 徐曉攀，牛宗嶺.同伴拒斥與家庭貧困兒童幸福感：有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)［J］.中國(guó)臨床心理學(xué)雜志，2019，27（4）：795-799.

［31］ 姚若松，郭夢(mèng)詩(shī)，葉浩生.社會(huì)支持對(duì)老年人社會(huì)幸福感的影響機(jī)制：希望與孤獨(dú)感的中介作用［J］.心理學(xué)報(bào)，2018，50（10）：1151-1158.

［32］ 陳 抗，張英彥.大學(xué)生孤獨(dú)感對(duì)社會(huì)支持與主觀(guān)幸福感的中介效應(yīng)研究［J］.重慶大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2013，19（4）：172-176.

［33］ 程新峰，姜全保.社會(huì)隔離與老年人自評(píng)健康：老化態(tài)度的中介作用［J］.人口與發(fā)展，2021，27（6）：106-116，150.

［34］ 孫大鵬，孫治一，于濱銅，等.非農(nóng)就業(yè)提高農(nóng)村居民幸福感了嗎？［J］.南方經(jīng)濟(jì)，2022（3）：17-36.

［35］ 溫忠麟.張 雷，侯杰泰，等.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用［J］.心理學(xué)報(bào)，2004，36（5）：614-620.

收稿日期：2022-06-20

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（20BGL214）；陜西省社科聯(lián)重大項(xiàng)目（2022ZD0680）

作者簡(jiǎn)介：王 進(jìn)（1977-），男，陜西清澗人，教授，碩士研究生導(dǎo)師，博士，主要從事公共治理、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)和產(chǎn)業(yè)組織理論研究，（電話(huà)）13809114272（電子信箱）yananwangjin@163.com；通信作者，史明聰（1999-），男，河南焦作人，在讀碩士研究生，研究方向?yàn)猷l(xiāng)村振興、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理，（電話(huà)）18339713555（電子信箱）smc3555@163.com。