贫困农民经济地位、社会互动与幸福感——以太行山集中连片特困地区为例

郭 铖

(山西大学，山西 太原 030006)

一、问题的提出

党的十八大以来，在全面建设小康社会和坚决打赢脱贫攻坚战的政策导向下，贫困农民享受到党的政策带来的各种扶贫福利，收入水平已然显著提升。与此同时，部分非贫困农民却因无缘扶贫福利而倍感不公平。[1]尤其是集中连片特困地区，这些地区生存条件恶劣，集聚了大量的贫困户和贫困线附近的边缘户。扶贫政策能显著增加贫困户的家庭收入，随着家庭收入水平提高，贫困农民的生活得以改善，由此提升了自身的幸福水平。然而，针对集中连片特困地区贫困户的扶贫政策容易引发非贫困户尤其是边缘户农民的心理不平衡。一些非贫困农民由此在日常交往和集体活动中自觉或不自觉地开始抵触甚至排挤贫困农民。贫困农民在村庄社会互动中感觉到地位被降低，逐渐成为了村庄内人微言轻的群体，如此，社会互动恶化又可能降低贫困农民的幸福水平。那么，经济地位、社会互动究竟如何影响集中连片特困地区贫困农民的幸福感，需要深入考察。已有研究较为全面地分析了农民幸福感的影响因素，但聚焦贫困农民幸福感的研究鲜有，对贫困农民和非贫困农民幸福感的比较研究也尚未引起关注，而且忽视了由扶贫政策带来的社会互动关系变动所引发的幸福感变动。随着我国扶贫事业的持续推进，贫困农民的物质生活水平将持续改善，农民的幸福感能否相应提升便成为下一步亟需关注的问题。因此，本文使用太行山集中连片特困地区调研数据实证分析经济地位和社会互动对贫困农民幸福感的影响。本文可能的贡献包括两方面：一是针对实地调研中发现的突出问题，关注社会互动变量对贫困农民幸福感的影响，并运用工具变量法对可能存在的内生性问题进行了修正；二是对贫困农民和非贫困农民进行分组回归，探求经济地位和社会互动对贫困农民幸福感的影响与非贫困农民相比有何显著差异，进而发现制约贫困农民幸福感的潜在因素。通过本文的研究，有助于深化对集中连片特困地区贫困农民社会网络的认知，更可为进一步优化扶贫政策提供经验支撑。

二、文献综述与理论分析

(一)幸福经济学与农民幸福感

上世纪90年代以来，对主观幸福感的研究逐渐兴起，20余年来，幸福的解释或归因始终是幸福经济学研究的核心内容。[2]当前国外学者的研究重点涉及两个方面：一是社会比较对居民幸福的影响，如收入比较、[3] [4]财富比较、[5]健康比较[6] [7]以及教育比较。[8]二是幸福的动态演变，即分析幸福影响因素的长期效应。[9] [10] [11]近年来，农民幸福问题受到我国学者广泛关注，国内学者同样重点研究农民幸福决定因素，这些研究可以划分为三类。一是收入、就业等经济因素对农民幸福感的影响。廖永松研究得出农民幸福感最重要的影响因素是生活水平的绝对提高和与同村居民的收入差距。[12]徐广路和沈慧璋等认为外出务工对第一代农民工幸福感有正向影响，而对第二代农民工幸福感没有显著影响，主要原因是两代农民工的比较对象不同，前者以农村居民为参照对象；而后者以城镇居民为参照对象。[13]尤亮和霍学喜以陕西富县两个行政村为例，得出农民绝对收入和收入比较对农民幸福影响最大。[14]二是教育、医疗等公共服务对农民幸福感的影响。陈前恒和林海等分析得出贫困地区农村基础教育可得性对农民幸福有显著影响。[15]胡洪曙和鲁元平研究得出公共支出对农民幸福有正向影响，公共支出对低收入农民幸福影响更大。[16]霍灵光和陈媛媛研究发现新农合对农民幸福作用不显著。[17]三是邻里关系、政治参与、经济组织参与等社会关系因素对农民幸福感的影响。吴丽和杨保杰等研究得出农民之间的互惠互利及组织资源对农民幸福感有显著促进作用。[18]陈前恒，林海等考察了村庄民主对农民幸福感的影响，得出村庄民主发育程度的提高能够提高农民幸福感，但村庄民主化进程中可能存在对贫困农民的排斥。[19]刘同山得出农民合作社既是农民实现经济互助的组织，又能满足农民的情感及社会需求，有助于提升农民幸福感。[20]

综合来看，影响农民幸福感的三类因素分别对应农民能够享有的私人物品(主要由收入水平决定)、公共物品(主要由各级政府公共支出决定)及其社会关系。在同一个村庄公共物品提供水平既定的前提下，农民的收入和社会关系无疑是影响其幸福感的重要因素。社会互动是个体与其他社会群体成员之间的相互交往和作用，[21]人们在社会互动的过程中生产和再生产社会关系。[22]我国精准扶贫政策的实施不仅带来集中连片特困地区村庄内收入格局的突变，也对村民之间的社会互动形成冲击。因此，本文以政府提供的公共物品(包括基础设施和公共服务)为外生变量，重点关注经济地位和社会互动对贫困农民幸福感的影响。

(二)经济地位对贫困农民幸福感的影响

经济学中与幸福最接近的词是效用，指人们从消费商品中获得的满足感。[23]市场经济条件下，人们能消费的商品取决于收入，因而居民人均收入成为一国发展水平的核心指标，提高人均收入也成为各国公共政策的重心。但伊斯特林指出，一国民众的平均幸福感与人均GDP没有显著相关性，即绝对收入不是影响居民幸福感的主要因素[24]。田国强和杨立岩甚至指出超过一定收入水平后，一国人均收入的增加反而会降低其总体幸福水平。[25]这些研究促使学者关注绝对收入以外影响居民幸福感的因素。行为经济学家卡尼曼的研究为深入分析主观幸福感的决定因素奠定了理论基础，他将效用划分为决策效用和体验效用。[26]前者指某一选择与其他选择相比的重要程度，取决于事件结果的绝对水平，如绝对收入。后者指某一选择给主体带来的快乐体验，取决于事件结果的变化，包括横向变化和纵向变化。从经济学演进历程来看，新古典经济学只关注决策效用。而体验效用中包含的“快乐”含义使其与幸福关系更为直接。因此，对幸福感影响因素的研究逐渐偏重于反映体验效用的相对指标对居民幸福感的影响。Luttmer认为人们的幸福感主要受其邻居收入的影响。[3]Brown等得出与收入的绝对水平相比，幸福感更受收入的横向比较的影响。[4]我国学者官皓、裴志军基于我国样本的研究也得出相似的结论。[27] [28]

综合来看，已有研究表明居民在一定范围内的相对收入而非绝对收入水平是影响其幸福感的主要因素。相对收入又可以用客观相对收入和主观经济地位两种方式表示，前者通常用个体收入与参考对象收入的差值或排序表示；后者则通过询问个体对其在特定范围内所处经济地位的主观感知来表示。李涛等研究表明，考虑内生性后，主观经济地位会随着客观相对收入显著同向变动。[29]受数据限制，本文仅使用农民的主观经济地位反映其相对收入。贫困农民社会比较的范围主要在村庄内部，通常将其他村民作为参照对象，容易因为较高的经济地位而产生优越感或因为经济地位不及其他村民而产生挫败感，因而村庄内的经济地位可能是影响贫困农民幸福感的重要因素。

(三)社会互动对贫困农民幸福感的影响

Durlurf将社会互动划分为内生互动和情境互动。[30]前者强调群体成员之间同期行为的相互作用；后者强调群体成员对其他群体成员的结果示范效应。本文关注精准扶贫背景下贫困农民个体与其他村民间的交往行为和相互影响，而不是其他村民对贫困农民个体的示范效应，因此强调的是内生互动。在中国农村社会，农民在与其他村民的社会互动中获取信息、形成信任并获得尊重和愉悦，是其参与社会活动的重要方面。但是，村民之间的社会互动也有负面作用，如农民在社会互动中因相互攀比而产生压力和自卑倾向，因受到其他个体排斥而产生孤立感和不安全感，这些都可能降低农民幸福感。因此，究竟社会互动会提升还是降低农民幸福存在不确定性，取决于社会互动的质量。

在精准扶贫背景下，集中连片特困地区贫困农民与非贫困农民在政策上的不公平容易引发针对贫困农民的排斥，主要表现为贫困农民在村庄内社会交往过程中可能成为被抵触甚至孤立的对象，无法有效地通过社会互动获得信息、增进信任并获得情感满足，从而降低其幸福感。因此，对于当前集中连片特困地区的贫困农民，社会互动可能对其幸福感有负向影响。相反，非贫困农民在村庄内社会互动中受到排斥的可能性较小，更可能通过社会互动提升其幸福感。

基于理论分析，本文实证研究将检验贫困农民在村庄中的经济地位及与其他村民的社会互动对其幸福感的影响，并对非贫困农民样本做回归分析，通过比较两类群体回归结果为理解贫困农民幸福感的影响因素提供参照。

三、研究设计

(一)数据说明

本文使用的数据来自山西大学课题组2018年5-6月实地调查太行山集中连片特困地区山西省境内的D、W两县调研获得的农户数据。调查对象为18周岁以上的农村居民，调查区域涉及两县、8个乡镇、32个行政村，调查方式为随机问卷调查。抽样方法为分层抽样法：首先在每个县按经济发展水平随机抽取两个经济条件较好乡镇和两个经济条件较差乡镇；然后在每个乡镇按离乡镇政府所在地的距离抽取一个邻近贫困村和一个邻近非贫困村、一个偏远贫困村和一个偏远非贫困村；最后在每个村按简单随机抽样原则抽取农户进行问卷调查，每户只能做一份问卷。问卷内容主要涉及农民的人口特征、营养与健康、居住、教育、医疗、收入、支出、社会关系、村庄环境等方面的问题。此次调查共获得542份有效问卷。该数据库严格遵循随机抽样程序，对太行山集中连片特困地区有较强的代表性。调查数据包含320个贫困农民样本和222个非贫困农民样本，两类样本数量均较大，便于对数据进行比较分析以识别贫困农民和非贫困农民幸福感影响因素的差异。

(二)变量设置

(1)被解释变量。卡尼曼提出体验效用可用两种方式反映：一是将个体每一时刻的快乐程度进行监测和加总，即时刻法；二是让个体对自己的快乐程度进行全局性回顾并给出评价，即记忆法。[26]其中，记忆法反映的是个体从既往事件中获得的总体满足感，更符合幸福的定义。因此，本文采用记忆法反映农民幸福感，借鉴已有研究，[3] [7] [20] [27]以直接询问被访“总体来讲，您感觉幸福吗？”的方式衡量农民幸福感，将农民幸福感划分为从0到10共11个等级。统计结果显示，贫困农民幸福感整体上显著低于非贫困农民幸福感(见表1)。

(2)解释变量。本文重点关注经济地位和社会互动变量对贫困农民幸福感的影响。经济地位用农民对其在村庄内相对收入水平的主观感知表示，问卷中设计的问题为“您的个人收入在本村相对属于什么水平？”，分为“很低、较低、一般、较高、很高”五个等级。社会互动通常用个体与群体中其他成员的交往频率表示。如Hong用个体是否经常拜访邻居和是否经常参与教堂活动为指标测量了个体的社会互动水平。[21]本文关注村庄内的社会互动，用“与其他村民交往的频率”反映农民的村庄内社会互动水平，将其划分为“从不、偶尔、一般、较多、经常”五个等级。统计结果显示，贫困农民的经济地位和社会互动在整体上均显著低于非贫困农民(见表1)。

(3)控制变量。本文选取的控制变量分为两类：农户个体层面，选择性别(1表示男性；0表示女性)、年龄、受教育年限、婚姻状况(1表示已婚且婚姻关系正常，0表示未婚、离异或丧偶)、年可支配收入(回归时取对数以消除异常值影响)为控制变量；村庄层面，选择村庄基础设施(5级定序变量)、公共服务(5级定序变量)以及村庄是否贫困村(1表示贫困村，0表示非贫困村)为控制变量，统计结果见表1。

表1 变量描述性统计

注：本文中，***、**、*分别表示统计量在1%、5%、10%的显著性水平下显著。

(三)计量方法

本文关注经济地位和社会互动对农民幸福感的影响，需要估计的计量模型如下：

hi=β0+β1ecostatusi+β2sii+β3Xi+εi

上式中，因变量h表示农民幸福感。ecostatus表示农民在村庄内的经济地位，si表示农民在村庄内的社会互动程度，X表示控制变量，ε为随机扰动项。模型中，幸福感变量和社会互动变量存在双向因果关系，可能导致内生性问题。常识上，社会互动会影响人们的幸福感，但幸福感反过来也会影响人们的社会互动，如幸福感较高的人更可能积极地参与社会互动。因此，本文引入工具变量并采用两阶段最小二乘法进行回归分析，以克服内生性问题。参照王春超和袁伟的研究，[31]本文选取“村庄常住人口”和“村庄总面积”作为工具变量，原因是村庄人口越多，农民社会交往的潜在对象越多，与其他村民的社会互动就可能越频繁；村庄人口一定的情况下，村庄面积越大表示农户的分布越稀疏，与其他村民的社会互动就可能越少。而这两个变量不会对农民的幸福感产生直接影响。回归过程分为两个阶段：第一阶段，用内生变量si对工具变量和其他外生变量做OLS回归，得到si的估计值；第二阶段，以变量h作为被解释变量，对si的估计值和其他外生变量做OLS回归，得到最终估计结果。

四、实证分析

运用两阶段最小二乘法分别对贫困农民样本和非贫困农民样本做回归分析，结果见表2。使用工具变量法的前提是工具变量的有效性。对贫困农民和非贫困农民样本的回归中，Kleibergen-Paap rk LM统计量均在1%水平上显著，强烈拒绝不可识别的原假设；Kleibergen-Paap rk Wald F统计量分别为6.57和8.10，同时在第一阶段回归中，“村庄常住人口”和“村庄总面积”分别在1%和5%的显著性水平下显著，表明工具变量与内生变量间有强相关关系；Hansen J统计量均不显著，故不能拒绝“所有工具变量均外生”的原假设。总体来看，本文选择的两个变量有效。针对回归整体的F检验显著，表明计量模型设定较为合理。进一步分析自变量的估计参数及显著性水平可以得出：

1.经济地位对贫困农民的幸福感产生显著正向影响

回归结果显示经济地位对贫困农民幸福感有显著提升作用(见表2)。这一结果与廖永松的研究结果吻合，与收入绝对水平提高带来的效用增加相比，农民更容易因为收入水平高于其他村民带来的优越感而感到幸福。[12]与此形成鲜明对照的是，以年可支配收入衡量的绝对收入对贫困农民影响不显著，这一结论有悖于人们的一般认知。人们通常会认为集中连片特困地区农民收入水平较低，较低的绝对收入应该是抑制农民幸福感的重要因素。造成这一反差的原因可能是“十三五”时期精准扶贫政策实施以来，国家针对贫困农民的补贴逐年增加，短期内快速提升了他们的可支配收入，由此带来的幸福感提升在一定程度上掩盖了绝对收入低对幸福感的负面影响，从而使绝对收入对农民幸福感的影响不显著。在实地调查中发现，不少贫困农民虽然收入水平还较低，但对近年来政府扶贫政策带来的生活水平变化给予了充分肯定，对当前生活状态较为满意。

2. 社会互动对贫困农民的幸福感没有显著影响，但对非贫困农民则相反

分组回归显示，社会互动仅对非贫困农民的幸福感有显著影响，而对贫困农民的幸福感没有显著影响(见表2)。形成这一反差的原因并不是两类群体参与村庄内社会互动的频率存在显著差异。表1显示贫困农民与非贫困农民参与村庄内社会互动的频率差异没有通过显著性检验。因此，造成社会互动对两类群体幸福感不同影响的原因更可能是两类群体参与社会互动质量的差异。非贫困农民更能够通过有效的社会互动获取信息、形成信任、获得尊重和愉悦，同时非贫困农民在社会互动中遭遇负面体验的可能性较小，因而更多的社会互动对其幸福感有提升作用。贫困农民参与社会互动不能显著提升其幸福感，主要是由于社会资本更容易在同质性人群中形成，[32]贫困农民社会互动的对象往往是跟自己情况相差无几的贫困农民。在此类社会互动中，贫困农民一般不会因社会经济条件差异较大而引起自卑或遭遇抵触，但此类社会互动难以形成个体之间在信息、技术、资金等方面的互补效应，对贫困农民能力提升和机会获取作用不大，对幸福感提升作用有限。而贫困农民与异质性较强的非贫困农民的社会互动相对困难。由于不同的经济条件，特别是当前政策待遇不同，贫困农民与非贫困农民之间更容易形成隔阂而使他们之间的社会互动流于表面的问候和应和，不易达成深层的交流和合作，甚至贫困农民还会遭到非贫困农民有意或无意的排斥，可能降低其幸福感。总体来看，贫困农民参与村庄内社会互动不能显著提升起幸福感。

回归结果中还有一个现象值得注意：是否贫困村对贫困农民幸福感没有显著影响，但对非贫困农民的幸福感有显著负向影响。这反映了面对周边较多获得扶贫政策福利的贫困农民，非贫困农民会产生消极的主观体验，而这可能成为非贫困农民在社会互动中排斥贫困农民的心理基础。

3. 控制变量中，公共服务对贫困农民幸福感有显著正向影响

分组回归显示，公共服务对贫困农民幸福感有显著正向影响，且影响系数较大。相比之下，村庄基础设施对贫困农民的幸福感不存在显著影响(见表2)。这反映了当前农村基础设施水平已经基本能满足农民需求，而公共服务发展则相对滞后，是制约贫困农民幸福感提高的重要因素。结合胡洪曙和鲁元平的研究结论[16]可以得出：增加医疗、教育、社会保障等方面的公共支出是提升集中连片特困地区农民幸福感的有效途径。

表2 分组工具变量法回归

注：括号内数字为t检验的p值。

五、结论与启示

本文基于太行山集中连片特困地区542个农户数据考察了经济地位、社会互动对农民幸福感的影响，运用工具变量法对模型可能存在的内生性进行了修正，研究结论如下：

(1)当前太行山集中连片特困地区，经济地位是影响贫困农民幸福感的重要因素。当收入达到一定水平后，贫困农民的幸福感主要来自其收入在村庄内的相对位置。直接补贴虽然能提高贫困农民的绝对收入，但不能改变其收入在村庄内的相对位置，因而对提升贫困农民幸福感作用有限。

(2)社会互动对贫困农民幸福感影响不显著，但对非贫困农民幸福感有显著提升作用。该结论反映了贫困农民社会互动质量不高，与非贫困农民之间固有的经济社会地位的差异，加之扶贫福利带来的社会排斥，使贫困农民的社会互动停留在低水平，无法对其生产生活形成显著影响，这不利于其幸福感的提升。

为此提出如下建议：一是政府在扶贫攻坚中应更加重视贫困农民发展动力的激发和能力的培育，使其能够通过自己的辛勤劳动和灵活经营提升经济地位。二是政府在扶贫攻坚后期应更加重视兼顾非贫困农民特别是边缘户的生存状况和发展条件，促进村庄和谐，降低非贫困农民对贫困农民的排斥。三是创新机制加强贫困农民与非贫困农民之间的互助合作，如通过支持和规范农民合作社等方式鼓励“先富带后富”，提升贫困农民参与社会互动的质量，从而提升其幸福感。四是进一步优化农村公共服务，缓解公共服务发展滞后对贫困农民幸福感提升的制约。