付晨雨 王绪龙

（渤海大学管理学院，辽宁 锦州 121007）

让人民生活更加幸福是党和国家对13 亿人民做出的庄严承诺，是实现中华民族伟大复兴中国梦的主要内涵。党的二十大报告提出，“全面推进乡村振兴，坚持农业农村优先发展”，增强农民的获得感、幸福感、安全感是乡村振兴的重要出发点和落脚点，因此提高农民幸福感至关重要。已有研究表明社会保障、环境污染、金融发展等宏观因素和年龄、受教育程度、婚姻状况等个体特征都会影响农民幸福感［1-3］。然而人是“社会人”，费斯廷格提出的社会比较理论认为人人都自觉或不自觉地想要了解自己的地位如何，尤其农村社会阶层差异的攀比已成为普遍现象［4］，社会阶层问题成为制约提高农民幸福感的重要因素［5］。而“阶层固化”作为存在的客观事实［6］，除了静态社会阶层问题外，阶层流动同样会影响农民幸福感。相较于客观原因，主观感知对居民幸福感的影响更强，那么主观社会阶层和阶层流动感知会影响农民幸福感。

王敏等［5］较早关注农民主观社会阶层的幸福效应，分别验证了过去主观社会阶层、当前主观社会阶层和预期主观社会阶层对农民幸福感的影响，发现过去、当前和预期主观社会阶层均会正向影响农民幸福感；而彭开丽等［7］未考虑过去主观社会阶层和预期主观社会阶层，只针对当前主观社会阶层对农民幸福感的影响进行研究，指出当前主观社会阶层在1%的显著性水平上对农民幸福感具有正向影响。部分学者关注农民阶层流动感知的幸福效应，陈丽君等［8］学者指出已有的和预期的阶层流动感知均有利于农民幸福感的提升，但预期的阶层流动感知对农民幸福感的影响极小。还有部分学者同时关注农民主观社会阶层和阶层流动感知的幸福效应，譬如吴丽丽等［9］学者指出当前和预期主观社会阶层对农民幸福感具有积极作用，而已有的阶层流动感知对农民幸福感无显著影响。因此，学者对于主观社会阶层和阶层流动感知对农民幸福感的研究较为丰富，但研究结论并未达到统一。未考虑主观社会阶层和阶层流动感知综合指数如何影响农民幸福感；未考虑农民幸福感会受到过去、当前和预期主观社会阶层的共同影响，当仅仅研究某一时点的主观社会阶层对农民幸福感的影响时，由于遗漏变量导致有偏的估计结果甚至完全相反的结论。

本文拟采用中国劳动力动态调查数据，运用有序probit 模型，从理论和实证层面探讨主观社会阶层和阶层流动感知如何影响农民幸福感，并将过去主观社会阶层、当前主观社会阶层和预期主观社会阶层同时放入模型中，分析其回归结果与单独研究某一时点主观社会阶层时有何不同。这不仅有助于纠正已有实证分析中的有偏估计，还可以较为全面的梳理主观社会阶层和阶层流动感知对农民幸福感的影响，从而为如何提升农民幸福感提供理论参考。

1 理论分析与研究假说

1.1 主观社会阶层与农民幸福感

首先，从资源因素的角度来看，主观社会阶层反映了个人资源占有的相对水平［10］，农民幸福感与资源可支配空间密切相关［11］，随着农民主观社会阶层的提升，农民的个体资源相对占有水平提升，拥有更多的可支配资源空间，从而提升农民幸福感。其次，基于社会比较视角，社会比较的方向通常分为平行、向上和向下社会比较［12］，向上社会比较产生消极的情绪，向下社会比较产生积极情绪［13］。当个体向下社会比较就会感知自身的社会阶层较高，而当个体向上比较就会感知自身的社会阶层较低，因此随着农民主观社会阶层程度提高，其逐渐由向上比较转为向下比较，从而产生积极情绪，其幸福感提升。因此，本文提出假设：

H1：主观社会阶层正向影响农民幸福感。

主观社会阶层认同包括过去、当前和预期主观社会阶层认同三个维度。基于社会比较理论，个体参照局部环境，认为自身的社会阶层明显高于周围的人时，幸福感就会更强。［14］根据隧道效应理论，个体的幸福感不仅会受到当前客观事实的影响，还会受到过去或未来预期的影响［15］，因此农民幸福感会受到过去和预期主观社会阶层的影响。根据心理学中的损失厌恶理论，当过去主观社会阶层程度较高会对幸福感产生消极影响，负向影响农民幸福感；从社会流动的角度讲，人往高处走，个体总是希望达到更高的社会阶层，积极的未来预期能够提高农民幸福感。［16］因此，本文提出假设：

H1a：过去主观社会阶层负向影响农民幸福感；

H1b：当前主观社会阶层正向影响农民幸福感；

H1c：预期主观社会阶层正向影响农民幸福感。

1.2 阶层流动感知与农民幸福感

农民处于社会阶层的底层，“生活有奔头”是根本的动力机制，“奔头”是指农民可以通过努力奋斗实现自身的愿望和价值［17］，即拥有机会实现阶层流动。居民的幸福感与其欲望满足密切相关，而欲望的满足度取决于期望值、欲望强度和欲望实现的可能性三个条件［18］，当农民的阶层流动感知较强，则说明其认为有较大的可能性实现阶层流动，从而提升其幸福感。因此，本文提出假设：

H2：阶层流动感知正向影响农民幸福感。

基于阶层流动的“时间”特征，以“过去”、“现在”、“将来”三个时间点进行划分，可划分为已有的阶层流动感知和预期的阶层流动感知。已有的阶层流动感知反映农民对于当前阶层流动的满意度；预期的阶层流动感知则反映农民对于实现阶层流动的信念，满意度正向影响幸福感，而实现阶层向上流动的信念则会使农民对生活充满希望。陈丽君等［8］研究发现已有的阶层流动感知和预期的阶层流动感知都对居民幸福感有显著正向影响。因此，本文提出假设：

H2a：已有的阶层流动感知正向影响农民幸福感；

H2b：预期的阶层流动感知正向影响农民幸福感。

基于上述理论分析框架和研究假设，本文提出主观社会阶层和阶层流动感知影响农民幸福感的概念模型如图1 所示：

图1 概念模型

2 数据、变量与模型

2.1 数据来源

本文数据来自2018 年中国劳动力调查（CLDS）数据库。为研究需要以及确保研究结论的可靠性，对原始数据进行如下处理：①选取当前户口性质为农业户口的样本数据；②删除调查数据中“拒绝回答”、“不适用”等情况的样本数据；③将农业收入和非农收入进行1%水平双边缩尾处理。处理后的样本容量为8033。

2.2 变量选择

2.2.1 被解释变量

被解释变量为农民幸福感。在CLDS 个体调查问卷中，幸福感问题的测量采用李克特五级量表，赋值从1 到5，分别对应着“非常不幸福”、“比较不幸福”、“说不上幸福不幸福”、“比较幸福”、“非常幸福”，数值越大，说明农民的幸福感越强。

2.2.2 核心解释变量

核心解释变量为主观社会阶层和阶层流动感知。CLDS 个体调查问卷中采用MacArthur 量表度量主观社会阶层，受访者被问到“您认为您目前在哪个等级上？”、“您认为您5 年前在哪个等级上”、“您认为您5 年后将会在哪个等级上”，回答选项为1~10 级阶梯量表，1 和10 分别代表社会最底层和最顶层。

2.2.3 控制变量

个体特征。李磊等［19］基于“世界价值观调查”等微观调查数据库指出女性与男性之间的幸福感存在差异；杨继东等［20］对“中年危机”的经济学分析指出年龄与居民幸福感之间存在着显著的U 型关系；胡晓珊等［21］根据“保护效应”理论指出，婚姻可以为个体提供经济支持、情感支撑和健康保障，从而对个体幸福感产生影响；扈中平［22］指出受教育程度不仅改善了个体生存的外部条件，并且可以提高个体的幸福能力；杨晶等［23］指出收入作为农民经济生活的物质基础，是影响农民幸福感的重要因素，随着工业化与城镇化的快速推进，农民收入逐渐多样化，非农收入和农业收入构成了农民收入的核心部分，会对幸福感产生异质性影响［24］；霍灵光等［25］指出新农合和新农保是农民受益面最为广泛的两项惠农政策，在一定程度上可以减轻农民负担，从而影响农民幸福感；王群勇等［26］关注身份特征对幸福感的影响，指出政治身份是一种具备某些卓越能力的无形标签，可以使个体获得成就感，从而影响幸福感。综上，本文选取性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、政治面貌、非农收入、农业收入、新农合、新农保作为个体特征控制变量。

宏观经济特征。杨建科等［27］指出宏观的地区经济发展水平会显著影响居民幸福感，因此本文将CLDS 数据与《2018 年中国城市统计年鉴》数据进行匹配，各省市人均GDP 数据匹配成功。

2.3 变量描述性统计

主要变量定义和描述性统计结果见表1。

表1 主要变量定义和描述性统计结果

2.4 模型设定

2.4.1 基准回归—有序probit 模型

被解释变量为农民幸福感，属于离散型有序变量。经过正态分布检验，农民幸福感近似服从正态分布，因此采用有序probit 模型进行基准回归。

有序probit 模型需要使用潜变量计算出极大似然估计量。

上式中，sci为第i位农民的主观社会阶层，为第i位农民的阶层流动感知，表示第i位农民幸福感的潜变量；表示第i位农民的幸福感，两者之间的关系为：

2.4.2 纠正选择性偏误—倾向得分匹配法

直接使用有序probit 模型的前提是农民的主观社会阶层是外生的，但农民的主观阶层可能受到年龄、收入、婚姻状况等因素的影响，不一定满足随机抽样的要求，从而导致回归结果的选择性偏差。因此，使用倾向得分匹配（PSM）方法纠正选择性偏差。步骤如下：

第一步：估计倾向得分。基于可观测混淆变量，使用Logit 模型模拟农民的主观社会阶层和阶级流动感知的倾向得分。主观社会阶层和阶级流动感知的可观测混淆变量和控制变量之间可能存在一定的偏差，因此通过连玉君的方法进行确定。倾向得分值的计算公式为：

第二步：进行倾向得分匹配。根据第一步的倾向得分值，使用不同的匹配方法来匹配处理组和控制组样本，并进行平衡性假定检验。匹配的处理组中的平均值应接近控制组的平均值。

第三步：根据匹配的样本计算平均处理效应。在成功匹配的样本为基础上，计算处理组与对照组之间的平均差值，得到主观社会阶层、阶级流动性感知与农民幸福感之间的系数。其中yli为处理组的估计结果，yoi为与处理组匹配的控制组的估计结果。公式为：

同时，考虑到PSM 方法的稳健性不足，采用逆向概率加权法（IPW）和逆向概率加权回归调整法（IPWRA）获得更稳健的ATT 结果。公式为：

3 实证结果分析

在多重共线性的情况下，很难准确估计回归参数，因此在回归前进行多重共线性检验。通过方差膨胀因子检验，VIF 值均小于10，表明不存在严重的多重共线性。

3.1 基准回归

主观社会阶层、阶层流动感知对农民幸福感的影响见表2，由表2 可知，模型1 和模型2 分别为研究主观社会阶层和阶层流动感知对农民幸福感的影响；将过去、当前和预期主观社会阶层放入模型3中，表述不同时点主观社会阶层（横向比较）对农民幸福感的影响；将已有的、预期的阶层流动感知两个变量放在模型4 中，表述阶层流动感知（纵向比较）对农民幸福感的影响。表2 中（1）、（2）列分别为只有主观社会阶层、阶层流动感知回归结果，由结果可知总的主观社会阶层和总的阶层流动感知均显著正向影响农民幸福感，假设1 和假设2 得到验证。（3）列为模型3 回归结果，（4）列为模型4回归结果，结果显示，当前、预期主观社会阶层和已有的、预期的阶层流动感知对农民幸福感显著正向影响，过去主观社会阶层对农民幸福感为负向影响显著，假设2a 和假设2b 得到验证。过去主观社会阶层对农民幸福感的影响与彭开丽等［7］研究结论相悖的原因可能为：在当前、过去和预期主观社会阶层高度相关的情况下，模型设定遗漏了重要变量，从而导致参数有偏估计。另外，男性的幸福感在1%统计水平下低于女性，可能的原因为在农村社会中男生压力较大。［19］年龄与农民幸福感之间为“U”型关系，可能的原因为中年危机的存在，人在中年所面临的家庭、工作和健康的压力更大。［20］有配偶农民的幸福感高于无配偶农民的幸福感，这与胡晓珊等［21］的研究结论相一致，婚姻可以为农民提供经济支持、情感支撑和健康保障，从而正向影响农民幸福感。受教育程度对提升农民幸福感具有积极作用，这是因为受教育程度可以改善农民的外部生存条件［22］，例如在农民进城务工时，增加就业机会和收入，从而提升其幸福感。党员身份正向影响农民幸福感，这是因为党员身份常常意味着农民自身的能力更加卓越［26］，这在一定程度上满足了农民的好胜心，从而提升幸福感。非农收入和农业收入对农民幸福感具有显著正向影响，并且非农收入对农民幸福感的影响系数高于农业收入对农民幸福感的影响系数，这可能是因为非农收入的不确定性低于农业收入［28］，农业收入的不确定性会削弱其对农民幸福感的影响。新农合对农民幸福感没有显著影响，这可能是因为报销比例低于农民的期望、农民看病烦等［25］。新农保对农民幸福感具有显著正向影响，这是因为新农保为农村老人提供基本生活保障，使其老有所依。［29］而人均GDP 对农民幸福感不存在显著影响，这是因为在相对幸福标准的影响下，经济增长与幸福感提升之间的正向关系会被收入差距等对幸福感的负向影响抵消。［30］

表2 主观社会阶层、阶层流动感知对农民幸福感的影响

为进一步弄清在当前、过去和预期主观社会阶层高度相关的情况下，过去主观社会阶层对农民幸福感的影响，进一步的回归结果如表3 所示。可以看出，只考虑过去、当前或预期主观社会阶层对农民幸福感的影响时，都是显著正向影响，这与彭开丽等［7］的研究结论一致。当前与过去主观社会阶层共同作用下，过去主观社会阶层的影响系数由正向变为负向，其原因在于，二者之间呈现显著正相关（r12=0.756），当单独研究当前主观社会阶层时，遗漏了过去主观社会阶层这个变量，影响系数会减小；当单独考察过去主观社会阶层的影响时，遗漏了当前主观社会阶层这一变量，影响系数反而会增加，由负向变为正向。在此情况下，参数估计值的方差也是有偏的，从而导致与方差相关的检验有偏。当同时研究过去与预期主观社会阶层时，过去主观社会阶层的z 值为1.33，置信区间为［-0.005，0.027］；当单独研究过去主观社会阶层时，其z 值为12.50，置信区间为［0.073，0.100］，由此可见z 值增大，置信区间趋于变小，从而拒绝了原假设，这就是当单独研究过去主观社会阶层时，影响系数显著的原因所在。同样，单独研究当前和预期主观社会阶层对农民幸福感的影响系数变化也会有偏估计，只是影响方向没有发生变化，限于篇幅不再赘述。至此，假设1a、假设1b 和假设1c 得到验证，当前、预期主观社会阶层的程度提高有利于增强农民幸福感，而过去主观社会阶层的程度提高则会降低农民幸福感。

表3 过去主观社会阶层对农民幸福感影响系数变化

3.2 纠正选择性偏误

采用PSM 方法纠正随机抽样引起的选择性偏误问题，为保证匹配质量和估计结果有效性，需要进行共同支撑假设和平衡性假设检验。首先，如果主观社会阶层和阶层流动感知大于0 则为1，如果小于0 则为0。图2 显示，匹配后的倾向得分区间基本重叠，表明大多数观测值都在共同值范围内，只有少量数据丢失，满足共同支撑假设。

图2 共同支撑假设

平衡性假定检验见表4，由表4 可知，根据匹配前后的偏差均值等指标，匹配可以减少控制组和处理组之间可观测变量的系统差异，总体样本基本匹配成功。

表4 平衡性假定检验

根据Logit 模型计算主观社会阶层和阶层流动感知的倾向得分，并使用马氏匹配、半径匹配、核匹配和局部线性回归匹配来匹配处理组和控制组。不同倾向得分匹配法的结果见表5，相应ATT 结果在1%的统计水平上显著为正，表明主观社会阶层和阶层流动感知较高的农民在减少观察到的样本之间的系统差异后更幸福，这与比较分析的结果一致。

表5 不同倾向得分匹配法的结果

由于倾向得分匹配法结果的可靠性仍然有限，因此使用了更稳健的逆向概率加权法和逆向概率加权回归调整法来进一步提高结果的稳健性。IPW 方法和IPWRA 方法的结果见表6，两种方法获得的ATT 值与倾向得分匹配法的值不同，但其显著性和方向完全一致，再次证实了结果的稳健性。

表6 IPW 方法和IPWRA 方法的结果

4 研究结论与政策启示

4.1 研究结论

基于中国劳动力动态调查（CLDS）数据，构建有序probit 模型进行基准回归，并采用倾向得分匹配法（PSM）方法纠正选择性偏差，实证分析主观社会阶层和阶层流动感知对农民幸福感的影响，得出以下主要结论。第一，研究发现主观社会阶层和阶层流动感知对农民幸福感均为显著正向影响，结果在纠正选择性偏差后依然稳健。第二，同时考虑过去、当前和预期主观社会阶层对农民幸福感的影响，研究发现当前主观社会阶层和预期主观社会阶层对农民幸福感具有显著正向影响，过去主观社会阶层负向影响农民幸福感。第三，同时考虑已有的阶层流动感知和预期主观社会阶层感知对农民幸福感的影响，研究发现已有的阶层流动感知和预期的阶层流动感知显著正向影响农民幸福感。

4.2 政策启示

首先，应提升农民的身份认同、拓宽农民阶层流动的渠道。在各个单位开设教育课程，强调农业的重要性，减少群众对农民的歧视，使公众认识到任何性质的工作没有高低之分，只是分工不同。健全和完善社会流动机制，拆除社会流动中的制度障碍，尽可能缩小先赋性因素的作用，对社会管理制度方面存在的诸多弊端进行改革，保障社会流动渠道的畅通。

其次，要加快建设美丽乡村，使农民切实感受到目前生活的美好。全面贯彻党的政策，努力减小城乡各方面资源分配的差距，使农民对未来的美好生活充满信心，但同时也要实事求是，避免其对未来不切实际的期望。

最后，教育是农民实现阶层流动的主要依赖路径，因此要努力实现教育均衡。尽快破解学区房带来的教育不均衡问题，让农民家庭拥有享受同等条件教育的机会。加大对农村学校的财政支持力度，鼓励优秀教师前往农村教学。