内容提要：提升农村居民幸福感是全面建成小康社会的重要内容。基于CGSS2010—2015年数据，考察了我国农村居民主观幸福感的影响因素及其地区差异。研究发现：（1）个人因素、家庭因素以及宏观经济因素显著影响了农村居民主观幸福感。其中女性、党员、有配偶、教育水平高、身体健康、收入高、房产多、社会地位提升以及对环境满意度高的农村居民会更加幸福；（2）党员身份及家庭房产数量对于农村女性幸福感的获得和提升尤为重要，而农村男性更在乎绝对收入的提升、社会地位的提升以及稳定的婚姻生活；（3）东部农民的幸福感明显高于中西部农民，该差异的53.1%可以由个体特征差异来解释，46.9%由系数特征差异解释。其中，自评健康状况、绝对收入以及年龄是导致地区差异的主要因素。

一、引言及文献回顾

2017年党的十九大报告指出：“增进民生福祉是发展的根本目的”。作为一个拥有8亿农民的人口大国，如何提升中国亿万农民的获得感、幸福感、安全感就成为政府工作的重中之重。根据《中国统计年鉴》数据，2017年我国农民人均可支配收入已达13432元，是1978年的100倍左右。无疑，农村经济的快速发展为农民生活带来了巨大改善，但同时也引发了一些问题。比如，农村环境污染不断加剧、教育资源十分稀缺、大病致贫依然普遍，这些都严重制约着农村居民的生活质量与幸福感的提升。因此，在新时代背景下究竟有哪些因素会影响农民的幸福感？而这些因素又会对农民幸福感产生怎样的以及多大程度的影响？不同地区农民幸福感又是否存在差异？都是亟待解决的问题。

有关居民主观幸福感的影响因素，国内外学者已经进行了丰富而有益的探讨。其中，收入是经济学者最为关注的、影响居民主观幸福感的变量。Easterlin（1974）观察美国二战后的经济发展与国民幸福状况后发现，美国居民的幸福感并没有随着国民收入的增加而提升，据此提出著名的“Easterlin幸福悖论”[1]。这一现象引发了更多学者对国民幸福感的关注和思考。Osward（1997）使用美国综合社会调查数据进一步考察了主观幸福感的决定因素，发现上世纪70年代到90年代，美国国民幸福感水平只有微小的提升，收入增加并没有大幅提升居民主观幸福感[2]，在一定程度上支持了Easterlin（1974）的结论。

但是，Deaton（2008），Stevenson and Wolfers（2013）使用盖洛普世界民意调查数据证实，越富有的国家生活质量平均自评分越高[3][4]。Kahneman and Deaton（2010）在对超过45万个微观样本进行分析后，同样得到绝对收入与个体生活满意度存在正相关性的结论[5]。可见，关于收入对主观幸福感的影响并没有一致的结论。这可能是因为人们除了在意绝对收入外，还在乎社会比较。如Clark and Oswald（1996）分析英国家庭分组调查（BHPS）数据发现，职员的工作满意度会随着其他同事收入的增长而下降[6]。Luttmer（2005）在对美国的研究中选取了附近邻居收入作为参照，发现主观幸福感与参照组收入呈负向关系[7]。陈前恒，池桂娟（2014）基于中国4省8县900多个农村居民，同样发现以邻居收入作为参考的农村居民幸福感最低[8]。

大量文献还关注了性别、年龄、健康、党员身份、婚姻、教育、环境满意度等变量的作用。Knight et al.（2009），Kahneman and Deaton（2010）等研究表明，主观幸福感存在明显的性别差异，女性的幸福感一般高于男性[9][10]。赵奉军（2016）等研究发现，年龄对主观幸福感的影响是非线性的，表现为“U”型相关关系[11]。农村居民健康与幸福感之间存在显著的正相关关系（Jiangetal.,2012）[12]。鲁元平等（2016）研究发现，党员身份对于主观幸福感有显著的正向影响，因为党员可以为个体带来更多社会资源和机会[13]。另外，已婚要比未婚、分居、离婚以及丧偶有更高的生活满意度和幸福感（刘军强等，2012）[1]。教育对主观幸福感的影响并没有一致性的结论。何立新等（2011）发现，教育程度越高，幸福感越高[2]；但Jiang et al.（2012）研究显示，农村居民教育水平对主观幸福感影响并不显著[3]。另外，伴随农村工业化和城镇化的发展，农村空气污染、水资源污染等环境问题日益严重（黄季焜、刘莹，2010）[4]，并对人们生活造成极大困扰。杨继东等（2014）等研究发现，环境污染会显著降低居民的幸福感[5]。

然而，现有研究大多聚焦全国或者城镇居民的幸福感，在少数的关注农民群体的文献中，学者一般考察某个单一变量的作用，虽然Knight et al．（2009）、徐仲安等（2013）研究了农村居民主观幸福感的决定因素，但是并没有分析不同地区农民幸福感的差异及其原因[6][7]。而在我国，区域经济发展不均衡，东部与中西部地区在经济发达程度、教育资源、公共服务获得等方面存在较大差距，人们的生活环境不尽相同。因此，考察东、中西部农民幸福感差异十分必要。另外，徐仲安等（2013）的分析只局限于四川省震后灾区与非灾区，样本量较小，其结论不具有一般意义[8]。鉴于此，本文可能的贡献在于：（1）在个体特征变量、经济变量基础上，引入党员身份、家庭规模、房产数量等解释变量，使用CGSS2010—2015年微观个体数据，识别与估算决定我国农村居民主观幸福感的因素，并考察分析影响农村男性与女性主观幸福感变动的主要原因；（2）使用Oaxaca-Blinder分解技术，进一步考察农民主观幸福感的地区差异，厘清导致东、中西部农民幸福感差异的主要因素，以为全面提升我国农村居民幸福感、获得感提供参考。

本文余下部分内容安排如下：第二部分构建模型并初步分析农民主观幸福感的特征事实，第三部分估算农村全体居民、农村男性与女性主观幸福感的影响因素，第四部分探讨农民主观幸福感的地区差异，第五部分为结论及政策建议。

二、模型构建与特征事实

（一）模型设定

与Knight et al.（2009）、徐仲安等（2013）不同，本文除了引入基本的个体特征、经济变量之外，还考虑了党员身份以及家庭规模、房产数量因素。因为，在农村地区党员人数较少，其身份价值可能更加重要。另外，考虑到住房对于中国家庭的重要意义，以及随着农村居民生活习惯改变与受教育程度的不断提升，家庭人口数量可能对农村居民产生的不同影响，添加了房产数量及家庭规模变量。基于此，基准模型设定如下：

（二）数据来源与指标定义

本文采用2010年、2012年、2013年以及2015年的CGSS数据，样本量为8008。被解释变量为农村居民主观幸福感。根据调研问卷，1表示“非常不幸福”，2表示“比较不幸福”，3表示“说不上幸福不幸福”，4表示“比较幸福”，5表示“非常幸福”。解释变量包括：

1.个体特征变量。借鉴Kahneman and Deaton（2010），刘军强等（2012）等研究，选取性别、教育、年龄、党员身份、自评健康状况[1][2]。具体来看，（1）性别。女性记为0，男性记为1。（2）教育。没受过教育记为0，小学学历记为6，初中学历记为9，普通高中、中专及职业高中记为12，大专记为15，大学本科记为16，研究生及以上记为19。（3）年龄。引入年龄及年龄的平方考察年龄与农民主观幸福感的非线性关系。考虑许多农民没有上大学就开始务工，选择18岁以上农村人口作为样本。（4）党员身份。中共党员取值1，其他为0。（5）自评健康状况。“很不健康”记作1，“比较不健康”记作2，“一般”记作3，“比较健康”记作4，“很健康”记作5。

2.个体经济变量。（1）绝对收入。取个体年收入的自然对数。（2）社会地位变动。选择与自己过去社会地位进行比较。根据CGSS中的两个问题：“您认为您十年前在哪个等级上？以及您认为您目前在哪个等级上？”，得到“社会地位提升”、“社会地位下降”以及“社会地位不变”三种情况，以社会地位不变为参照组，设置两个虚拟变量。

3.家庭特征变量。（1）家庭规模。使用“家庭子女数量”作为家庭规模的代理变量。（2）房产数量。引入家庭拥有房产的数量，以考察住房与中国农村居民幸福感的相关关系。（3）婚姻状况。婚姻状况为分类变量，以“未婚”为参照组，并设置“同居”、“有配偶”、“分居”、“离婚”和“丧偶”五个虚拟变量。