4.宏观经济变量。（1）环境满意度。“片面注重经济发展，忽视了环境保护工作”记作非常不满意，赋值1，“重视不够，环保投入不足”记为不满意，赋值为2，“虽尽了努力，但效果不佳”记为一般，赋值为3，“尽了很大努力，有一定成效”记为满意，赋值为4，“取得了很大的成绩”记为非常满意，赋值为5。（2）通货膨胀。用农村物价指数衡量通货膨胀程度。各变量的描述性统计见表1。

（三）我国农村居民幸福感的特征事实

1.我国农村居民主观幸福感的整体分布与地区差异

根据2010—2015年CGSS数据，从全国水平来看，农村居民幸福感总体程度较高，平均得分为3.8。感觉“非常幸福”“比较幸福”的受访者比例达到75.6%，也就是说，有超过三分之二的农民认为自己是幸福的。感觉“非常不幸福”“比较不幸福”的受访者比例仅为9.24%。分区域来看，东部地区农民幸福感程度最高，平均值达到3.94，其中，超过80%的受访者认为自己是“比较幸福”或者“非常幸福”的，而只有5.5%的受访者认为自己“比较不幸福”或者“非常不幸福”。西部地区农民幸福感最低，平均值只有3.74，其中73%的受访者认为自己“比较幸福”或者“非常幸福”，感觉到“比较不幸福”或者“非常不幸福”的人数比例较高，达到11.76%。中部地区农民幸福感达到全国平均水平3.8。

2.我国农村居民主观幸福感的变化趋势

通过对CGSS数据的分析，2010—2015年，我国农村居民主观幸福感呈明显上升趋势，幸福感平均得分从3.69上升至3.84。另外，东、中、西部农村居民幸福感在2010-2015年间均得到提升，分别从3.79上升至3.98，3.65上升至3.88，3.70上升至3.73。东部与中部地区农民幸福感变动趋势基本一致，而且均在2013年出现了下降，但西部地区农民幸福感在2013年出现了大幅上升。

三、我国农村居民主观幸福感影响因素分析

（一）基准回归

采用OLS估计方法估算模型（1），并逐步添加变量。表2的结果显示，参数估算值的符号在不同模型里几乎完全一致，大多数估算值的大小也比较稳定，表明了结果的稳健性。鉴于第4列对应的实证模型具有最高的R2，而且其包含的额外变量有些是显著的，所以下面的讨论将基于表2第4列。

农村地区男性的主观幸福感显著低于女性。这可能是因为受中国传统文化影响，男性要养家糊口，家庭责任更重、生活压力更大。教育对农村居民幸福感的影响在1%的显著性水平上显著为正，即接受教育年限越长，幸福感越高，这与Knight et al.（2009）、刘军强等（2012）的结论一致[1][2]。教育不仅代表着个人基本素养和内在价值感的提高，作为人力资本获得的重要途径，教育还是捕捉发展机会、增强收入流动性的关键要素。

年龄对主观幸福感的影响在1%的显著性水平上显著为负，年龄的平方在1%的显著性水平上显著为正，表明年龄与农村居民主观幸福感呈“U”型关系，即随着年龄的增长，主观幸福感先下降后上升。农村居民幸福感转折点大致出现在37岁，这其中可能的原因是成年以后，人们逐渐面临结婚、生育、抚养孩子、照顾老人的压力，但到了“不惑之年”，这些压力逐步减轻，同时也拥有了相对稳定的经济基础和家庭关系，更容易面对生活中的挫折与问题，对于生活的态度也愈加平和，幸福感逐渐提升。自评健康状况的估计系数在1%的显著性水平上显著为正，达到0.17。在农村，因病致贫、因病返贫一直是阻碍农民脱贫、限制农村发展的一大问题，由于没有完善的医疗服务体系与医保制度，农民害怕生病、也害怕治病。所以，身体是否健康对于人们的生活质量、生活幸福感有着重要影响。

中共党员的幸福感更高。这可能与党员身份能够为个人带来更多的社会资源与机会有关。已有研究也表明，党员身份能够产生收入溢价，有助于提高个人以及子女收入，并且党员身份能够拓展个人社交网络，提升社会资本（刘和旺、王宇锋，2010）[3]。

个体经济变量中，绝对收入对农村居民主观幸福感的影响在1%的显著性水平上显著为正。个人年收入每增加1个百分点，农民幸福感提升7%，说明绝对收入对农村居民幸福感有积极影响[4]，这说明“Easterlin幸福悖论”并没有发生在我国农村地区，对于处于温饱线上下的农村人口来说，收入带来的边际效用还是比较大的。与个体经济状况相关的另一个变量是社会地位变动。社会地位提升会给农民带来更多的幸福感，而社会地位下降会明显降低农民幸福感。并且，社会地位上升的影响为0.14，社会地位下降的影响达到0.19。这说明，人们满足感与获得感的来源很多是从比较而来。一旦社会地位下降，个体心理上就会很难接受，会对个人造成更消极的影响。另外，对CGSS2010-2015年数据进行初步分析也发现，有5137人，约64%的受访农村居民认为自己社会地位有所上升，他们的主观幸福感平均得分为3.87，而社会地位有所下降的受访者幸福感平均得分只有3.49。