由表4可见，机会不均等感知指数对农村居民主观幸福感的影响在1%的水平上显著为负，说明机会不均等显著降低了农民主观幸福感，即机会不均等影响农民主观幸福感的总效应和直接效应是存在的。这不难理解，机会不均等往往意味着缺少或者没有发展机会，不仅导致贫困，而且有可能造成阶层固化、贫困的代际传递，即所谓的“寒门再难出贵子”。何立新和潘春阳（2011）、鲁元平和张克中（2014）也得到相似结论。然而，我们在使用何立新和潘春阳（2011）构建的机会不均等感知指数，对回归方程重新进行估计后发现[见表4第（4）栏和第（8）栏]，他们估算的机会不均等系数分别为−0.353和−0.3324，绝对值要小于我们的结果（−0.5255和−0.4938）。因此，如果不考虑各维度的权重，以及公共服务获得机会这一额外而又相关的重要维度，机会不均等对农民主观幸福感产生的消极影响会被低估约17%。

接着来看社会资本在农民主观幸福感中的作用。我们发现，社会网络和社会信任均在1%的水平上显著为正，说明更多的社会资本有助于提升农民主观幸福感，该结果也印证了李树和陈刚（2012）等的发现。导致这一结果的原因可能是，与朋友的联络不仅可以增进相互间的情谊，提升自我的社会认同感，同时还能借助“关系”促进农村居民的非农就业和收入增长（李树和陈刚，2012）。而作为社会资本的另一重要组成部分，社会信任可以降低人与人之间的交流成本，提高社会福利（Bjørnskov，2006；Helliwell，2003），增进个体健康（Putnam，2000；Rose，2000）。另外，从回归结果可以看出，控制了社会网络和社会信任变量后，机会不均等对农民主观幸福感的负面影响有所减弱。这些计量结果表明，社会资本有可能是机会不均等影响农民主观幸福感的一个渠道，也就是说，机会不均等可能减少了农村居民的社会信任以及与他人的交流和联系，进而使人们产生不幸福的感觉。

其他控制变量中，农村男性的主观幸福感显著低于女性，这可能是因为男性承担更重的家庭责任与更大的生活压力。教育对农村居民主观幸福感具有显著的正面影响，所以提高农村基础教育水平对个体发展十分重要。年龄对农民主观幸福感的影响呈U形关系，这与何立新和潘春阳（2011）、陈钊等（2012）的发现一致。幸福转折点的出现可能与人到中年有一定财富积累、生活压力减小有关。健康对农民主观幸福感的影响在1%的水平上显著为正，估计系数约为0.18，充分说明了健康的重要性。收入对农民主观幸福感有显著影响，二者存在明显的正相关关系，意味着“伊斯特林悖论”并没有出现在我国农村地区。这可能是因为，农村居民可支配收入还处于较低水平，收入增加带来的边际效用仍然很大。另外，社会地位改善会使农村居民感到更幸福，而社会地位下降则显著降低农民主观幸福感，这与罗楚亮（2006）的结论一致。我们还发现，社会地位下降导致的幸福感下降幅度要比社会地位改善带来的幸福感增加幅度大，说明社会地位下降给个体造成了更严重的心理创伤。这正如消费习惯中的棘轮效应一样，人们乐于看到自己社会地位向上流动，而难于接受向下调整。此外，家庭房产数量越多，个体越幸福。因为房产有助于缓解家庭流动性约束，降低预防性储蓄，并对居民社会参与行为、健康状况、生活质量等产生影响（李涛等，2011）。离婚会显著降低主观幸福感，环境满意度对农民主观幸福感有显著的正面影响。

（二）社会资本的中介作用检验

上述结果表明，机会不均等、社会资本对农村居民主观幸福感均有显著影响，并且加入社会资本变量后，机会不均等的估计系数有所变小。从计量的角度看，说明机会不均等有可能部分地通过社会资本渠道作用于农民主观幸福感。我们将模型（2）和模型（3）的估算结果报告在表5中，以考察社会资本的中介作用。表5中第（1）栏和第（2）栏的被解释变量是社会信任，第（3）栏和第（4）栏为社会网络。从中可以看到，机会不均等对个人社会信任的影响在1%的水平上显著为负，说明机会不均等明显降低了社会信任水平。机会不均等对社会网络的影响为正，但并未通过显著性检验，统计上不显著。我们使用何立新和潘春阳（2011）构建的机会不均等感知指数重新进行回归，也得到同样的结论[见表5第（2）栏和第（4）栏]，只是他们估算的机会不均等对社会信任的影响系数为−0.1978，绝对值小于0.2949。结果再次证明如果不考虑“公共服务获得机会”维度以及各维度的赋权，机会不均等的作用会被低估。