农民社会经济地位对其主观幸福感影响研究——基于CSS2019数据的分析

吴丽丽， 方 錄， 方雪涵

(1. 安徽工业大学 公共管理与法学院， 安徽 马鞍山 243032； 2. 电子科技大学 公共管理学院， 四川 成都 611731)

“三农”问题作为关系国计民生的根本大计，历来为党和国家所重视。为推动农业和农村社会发展，保证农民幸福富裕，党和国家颁发了多份文件、采取了多项措施。自2004年至今，中央已经连续19年出台了有关“三农”问题的“中央一号”文件。例如，2013年 中央一号文件提出，“加快发展现代农业”[1]；2014年中央一号文件提出，“全面深化农村改革加快推进农业现代化”[2]；2020年中央一号文件提出，“抓好‘三农’领域重点工作以确保全面建成小康社会的实现”[3]。同时，党的十八大以来发起的脱贫攻坚战也表明党和国家对“三农”问题的重视，特别是2017年 党的十九大报告中提出的乡村振兴战略[4]为乡村的发展提供了方向指引、绘制了美好蓝图。随着2020年中国GDP突破百万亿元大关，全国居民人均可支配收入达到32 189元，其中，农村和城镇可支配收入分别达到17 131元和43 834元，城乡居民收入差距进一步缩小[5]，再加上全面建成小康社会目标的实现和脱贫攻坚战决胜的完成，中国农民的基本生活需求已经得到保障。

为此，党和国家进一步强调丰富人民群众的精神生活、满足人民群众的精神需求，并提出增强人民群众的获得感、幸福感、安全感。例如，习近平在庆祝改革开放40周年大会上指出：“我们要着力解决人民群众所需所急所盼，让人民共享经济、政治、文化、社会、生态等各方面发展成果，有更多、更直接、更实在的获得感、幸福感、安全感，不断促进人的全面发展、全体人民共同富裕。”[6]2020年，党的十九届五中全会审议通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》提出：“不断增强人民群众获得感、幸福感、安全感。”[7]关注人民群众的幸福感，研究人民群众的幸福感提升路径意义重大，而聚焦农民的幸福感研究，特别是在党和国家全面推进乡村振兴战略背景下出台相关政策以汇聚农民力量、激发农民的创造力和活力具有重要的现实意义。影响幸福感的因素是多方面的，包括工作、家庭、婚姻、收入和性格等[8]。

目前，基于中国综合社会调查(CGSS)、中国家庭追踪调查(CFPS)和中国社会状况综合调查(CSS)等数据库数据开展的农民幸福感研究，对于理论研究和现实指导都具有重要意义，但是这些多为2017年及之前的数据，距今时间较长，特别是在当前成功打赢脱贫攻坚战，实现了第一个百年奋斗目标、正向第二个百年奋斗目标挺进的背景下，需要依据新情况去获得新启示。笔者拟选取CSS2019数据进行农民主观幸福感研究，原因在于：一是该数据库较为权威且数据较新，与当前实际联系较为紧密；二是利用乡村振兴战略实施以来的数据，有助于深入研究乡村振兴战略背景下影响农民主观幸福感的因素，继而为当前全面推进乡村振兴战略背景下相关政策的出台提供参考建议，即运用新数据服务新形势，同时也为学界进一步拓展相关研究提供思路。

一、文献回顾

(一)主观幸福感文献回顾

主观幸福感一直为学界关注，早在20世纪50年代，欧美国家便开始研究主观幸福感，不过当时仅局限于心理学等学科[9]。20世纪70年代，著名经济学家伊斯特林(Easterlin)提出了著名的“伊斯特林悖论”(也称“幸福悖论”)[10]。此后，绝对收入影响居民主观幸福感也成为中国学界关注的议题[11]。简单来说，“幸福悖论”是指国家内部高收入群体的主观幸福感低于低收入群体，从整体上来看，经济发达国家和经济欠发达国家居民的幸福感并无显著差异[12]。Blanchflower和Oswald探讨了“幸福经济学”，得出了更高收入与更高幸福相关，相对收入很重要等结论[13]；Dolan 等对主观幸福感进行了研究，着重指出了影响主观幸福感的一系列因素，包括矛盾的证据、潜在的未被观察变量的影响以及因果关系方向上缺乏确定性等[14]；Ucal和Günay基于土耳其统计研究所LLS数据引入了有序Logit模型，分析了家庭幸福和燃料短缺之间的联系，发现二者呈现负相关关系[15]。

中国学者也对“伊斯特林悖论”表现出浓厚兴趣，对农民主观幸福感开展了许多研究，主要从收入和就业等经济因素，教育、医疗等公共服务因素以及邻里关系、政治参与等社会关系因素三个角度[16]展开。从经济因素角度，尤亮等发现绝对收入对农民主观幸福感存在正向显著影响，但也存在马太效应，即随着主观幸福感提高，绝对收入对其主观幸福感影响越强[17]；吴菲和王俊秀通过控制个人收入后发现，同省其他农民的平均收入越高，农民工的生活满意度越低[18]；赵卫华和冯建斌从住房角度对农民工主观幸福感进行了探讨，得出住房状况显著影响农民工主观幸福感的结论[19]；朱健齐等研究发现，金融发展水平对城镇和农民主观幸福感呈现显著正向相关等[20]。从公共服务因素角度，张应良和徐亚东基于CFPS2014数据研究发现，农村公共服务供给对农民主观幸福感产生正向影响的重要前提在于其需求得到了满足[21]；陈卓等通过对浙江4县 (市)的实地调研发现，在经济发展水平较好的农村地区，农民主观幸福感的上升与国家公共服务的不断完善具有正向关系[22]；霍灵光和陈媛媛以CFPS2010 和CFPS2012以及中国健康与营养调查(CHNS)的CHNS2006，CHNS2009和CHNS2011数据分析发现，新农合对于发现农民幸福感影响不显著[23]。从社会关系因素角度，武壮和张士云基于对在安徽调研的399份微观数据的研究表明，村庄环境和邻里关系越好，农民主观幸福感越高[24]；胡义秋等研究发现，家庭支持、朋友支持和其他支持等领悟社会支持程度与留守农民主观幸福感呈现显著正相关关系[25]；陈前恒等在对中西部1 200个贫困村庄的1 800名 农户调研后发现，村庄民主发育程度对农民幸福感具有显著影响，民主发育程度增长1%所增加的幸福感相当于农民年人均收入增加18.47%所带来的幸福感提升效果[26]；张彤进和万广华基于CGSS2013和CGSS2015数据分析发现，机会不均等程度的扩大会导致农民主观幸福感下降，而社会信任和社会网络则可以增加农民主观幸福感[27]。上述研究主要从经济因素、公共服务因素和社会关系因素三个角度对农民主观幸福感展开研究，为笔者研究影响农民主观幸福感奠定了基础。

(二)客观社会经济地位与主观幸福感

社会经济地位一般通过个体收入、受教育程度和职业等维度进行测量[28]，笔者选取个体绝对收入和受教育年限作为衡量客观社会经济地位的指标。马斯洛需求层次理论表明，个人需求从低到高依次表现为物质需求和精神需求，只有当低层次的需求得到满足之后才会有更高层次的需求[29]。虽然人并不是低层次需求满足后才会产生高层次需求，但是人首先应该满足的是物质需求，而人的物质需求大多依靠经济收入来满足[11]。有研究表明，绝对收入积极正面影响居民幸福感[22,30]，绝对收入的提高有利于满足居民的安全需求和生理需求，因此，绝对收入越高则其幸福感越高。但是，如果需要满足的是自我实现等高层次的需求，那么绝对收入提高也不一定能使其幸福感显著增强[31]。随着经济的发展，居民的需求由生存型和物质型上升为发展型和享受型需求，进而导致个人绝对收入增加所带来的个人幸福感的边际递减[32]。在受教育程度上，由于受教育年限越长的农民在知识、工作和学习等方面具备优势，其社会地位和社会阶层也更高，因而其更有可能获得更高的收入[33-34]。多数研究表明，受教育程度显著正面影响幸福感[35]。

(三)主观社会经济地位认同与主观幸福感

根据许海平等对社会阶层认同所作的概念界定[11]，笔者认为，公民个人依据自身客观经济地位与实力，同他人相比较而作出的对自身在社会结构中经济地位的判断与感知，是个体对自身所处社会阶层地位的感知[36]，是客观社会阶层的主观反映。社会阶层的自我定位既是衡量社会结构现代化的重要维度，也是决定国民总体社会心态和政治倾向的关键因素[37]。个体绝对收入和受教育年限属于客观社会经济地位范畴[38-39]，而比较则是主观幸福感的关键。由于个体差异，每个人的需求不一致，由此出现幸福感多取决于个人自身的感知，而个人自身感知则是依据比较作出[40]。只要感觉自身比他人好、现在比过去好以及未来将比现在好等，幸福感就会高[41]，所以其主观社会经济地位认同也会影响其主观幸福感。

二、研究假设

为验证中国农民普遍所处的需求层次，笔者从国家统计局官网获取了2015—2020年中国农民人均可支配收入和中国农民人均消费支出的相关数据，如图1和图2所示。

图1 2015—2020年中国农民人均可支配收入和人均消费支出概览

图2 2015—2020年中国农民各类型人均消费支出概览[42]

由图1可知，近五年来，中国农民人均可支配收入同人均消费支出相差不多，且每年的同比增长率较为相似。2020年，中国农民人均可支配收入为17 131元，而其人均消费支出已达13 713元，由于新冠肺炎疫情的影响，中国农民人均消费支出增长速度低于人均可支配收入增长速度；但从长期来看，农民人均消费支出增长速度还是高于人均可支配收入增长速度。这表明中国农民每年积蓄较少，且人均消费支出同比增长逐年攀升并高于人均可支配收入增长速度，可见，中国农民增收难度加大且生活支出居高不下[17]。进一步分析图2可知，每年农民消费支出大部分用于衣食住行，这是最基本的生活需求。但是根据目前国际通用的恩格尔系数计算发现，2019年中国农民恩格尔系数约为30%，处于相对富足与富足之间。笔者借鉴陈福静的研究及其结论[43]，将中国国家统计局居民消费支出划分的八类 支出又划分为生存、发展和享受三种层面的需要，具体对应情况如下：食品烟酒、衣着和居住支出属于生存层面需求；交通通信、教育文化娱乐和医疗保健消费支出属于发展层面需求；生活用品、其他用品和服务消费支出属于享受层面需求。陈福静通过分析1978—2016年中国农民消费发现，中国农民消费正在经历从生存层次消费向发展、享受型层次的结构性转型[43]。由于陈福静分析的时间节点是2016年，笔者通过从国家统计局获取的2015—2020年农民人均消费支出和各类型人均消费支出数据计算，结果发现：中国农民生存层面需求消费支出从2015年 占比59.9%下降至2019年占比56.9%，而2020年占比为59.5%，这可能与疫情影响有关；发展层面需求从2015年占比32.3%上升至2019年占比35.6%，2020年占比为33.3%；享受层面需求2015—2019年占比一直为7.5%～7.8%，2020年占比为7.2%。由此可知，当前中国农民消费需求正从生存层面需求向发展层面需求转变。但也有学者认为，中国农民所满足的需求仍处于马斯洛需要层次理论的低需求阶段[44-45]，根据观察，目前这些研究距离现在时间较长，可能与当前实际略有差别，但考虑到目前中国区域间的发展不平衡，笔者决定从东中西部地区各选取一省进行比较，选取三省 2017—2019年恩格尔系数变化情况，经过计算发现三省恩格尔系数差别不大(均在30%左右)，如表1所示。所以，笔者认为，当前中国农民正在由基本生活需求向更高层次需求转型。根据“伊斯特林悖论”，当绝对收入增加到一定点时，收入对居民的主观幸福感边际效用递减为0甚至为负。

表1 东中西部2017—2019年三省恩格尔系数

同时，随着中国大力推行与普及九年义务教育，推动高校扩招和国家财政对教育的关注，中国教育事业取得了长足发展。例如，2019年，国家财政性教育经费400 46.55亿元，在GDP中占比为4.04%；2020年，国家财政性教育经费42 891亿元，在GDP中占比为4.22%。根据《第七次全国人口普查公报》，每10万人中具有大学文化程度的为15 467人, 15岁及以上人口的平均受教育年限提高至9.91年，较2010年分别增加6 537人和0.83年[46-49]， 这都表明中国公民受教育权利得到保障。由此，做出如下假设：

假设1：个人绝对收入显著正向影响农民主观幸福感。

假设2：受教育年限显著正向影响农民主观幸福感。

假设3：当前主观社会经济地位认同显著正向影响农民主观幸福感。

假设4：当前和过去主观社会经济地位认同差显著正向影响农民主观幸福感。

假设5：未来主观社会经济地位期待显著正向影响农民主观幸福感。

三、数据来源与研究设计

(一)数据来源

笔者使用CSS2019数据，该数据是由中国社会科学院社会学研究所于2005年发起的每两年进行一次的纵贯数据调查，此调查有助于获取转型时期中国社会变迁的数据资料，据其研究结果可推论出全国18～69周岁的住户人口。2019年，采用概率抽样的入户访问方式，调查区域覆盖了全国 31个 省(自治区、直辖市)，包括149个区市县的596个 村(居委会)，共访问11 000余个家庭，收回有效问卷10 283份，形成1 160万个数据项，笔者通过限定条件和剔除相关缺失值，最终整理得到1 242个有效样本①。

(二)变量选择

1. 被解释变量

由于笔者的核心关注点是主观幸福感，因此选择问卷问题为“总的来说，我是一个幸福的人”。该问题采用量表问题进行调查，给出5个定序选项，分别为“很同意”“比较同意”“不太同意”“很不同意”和“不好说”，分别赋值为1～5。剔除“不好说”选项，对其进行重新赋值，如表2所示。深入分析样本幸福感情况，如图3所示。81.24%的受访者觉得幸福，在一定程度上表明中国农民多数处于幸福的状态。

表2 变量定义

图3 2019年中国加强村居民幸福感

2. 解释变量

根据上述研究假设，研究的主要解释变量包括5个，分别为：第一，个人绝对收入，对应问卷问题为“请您告诉我，2018年您个人的总收入”，并进行取对数处理；第二，受教育年限，对应问卷问题为“受教育程度”，借鉴许海平等的赋值方法[11]；第三，当前主观社会经济地位认同，对应问卷问题为“您认为目前您本人的社会经济地位在本地大致属于哪个层次”；第四，未来主观社会经济地位期待，对应问卷问题为“您认为未来五年，您本人的社会经济地位在本地大致会属于哪个层次”；第五，个人主观社会经济地位认同差，是将问卷问题“您认为目前您本人的社会经济地位在本地大致属于哪个层次”和“您认为五年前，您本人的社会经济地位在本地大致属于哪个层次”的回答作差，上述变量的赋值如表2所示。

3. 控制变量

控制变量一般将个人特征和社会特征作为虚拟变量，赋值为0和1。笔者借鉴崔岩[50]、朱帅和郑永君[51]做法最终将性别、年龄、婚姻状况、政治面貌以及所在区域作为控制变量，如表2所示。

(三)模型设定

由于被解释变量为主观幸福感，具有4个有效层级的选项，因此是多值定序变量。此外，中介变量主观社会经济地位认同也属于多值定序变量，而受教育年限也视作多值定序变量进行处理，因此，最终确定采用Stata统计软件中的有序响应模型——Ologit回归模型。笔者所用公式为

happiness=α+β1ln income+β2education+β3present+β4future+β5difference+β6controls+ε

(1)

式中：happiness为被解释变量农民主观幸福感；ln income 为个人年收入加1后取对数；education为受教育年限；present为农民当前主观社会经济地位认同；future为未来主观社会经济地位期待；difference为当前和过去主观社会经济地位认同差；controls为一系列控制变量包括性别、年龄、婚姻状况和政治面貌；α为常数项；β为变量系数；ε为随机误差项。

四、实证结果及分析

(一)描述统计分析

主要变量基本信息，如表3所示。剔除“不好说”选项后，农民主观幸福感为1～4 分制，其均值为3.16，中位数为3.00，表明50%以上受访者很幸福。如果将其转换为百分制，则幸福感均值为79.00，这一数值远高于世界价值观调查2014年发布的中国居民幸福感均值(约为67.40)，CGSS2012，CGSS2013和CGSS2015数据报告的中国农村居民幸福感均值约为76.20[11]，CGSS2015数据中国农村居民幸福感均值约为77.00②[52-53]，可见，中国农村居民幸福感近年来较为稳定。但是近年来中国农村居民可支配收入却在不断增加，由此可能印证了相关学者对于绝对收入的提高对主观幸福感无显著影响的结论。受教育年限均值为6.24年，其中位数为5.00，表明农民学历普遍不高，但是，最大值为15.00，说明农民中也有本科及研究生学历。这可能是由于受访者年龄普遍较大，而当时国家财政能力有限，教育事业尤其是大学教育还未大众化，而近年来国家对教育的大力扶持以及教育事业的发展，不少农村学生也步入了大学学堂。当前主观社会经济地位认同均值仅为2.37，小于中位数3.00，由此可知，农民对自身当前的社会经济地位认同较低，认为自身经济地位处于中等及以下。但是农民却有对未来主观社会经济地位较好的期待，由表3可知，未来主观社会经济地位期待均值上升至2.90，比2019年高了0.53，说明农民有期待且有目标。

表3 基本变量描述统计分析

表3中，当前和过去主观社会经济地位认同差均值为0.19，如果转换为百分制，即受访者主观感知自身当前社会经济地位与五年前社会经济地位相比平均值增加了3.80，虽然数值不大，但是差值的平均值为正值，说明农民的认同度在提升。但是需要关注的一个问题是，受访者中有少数表示同五年 前相比社会经济地位认同下降，这可能是由于家庭收入、周围人收入以及受人尊重等方面的综合影响，因此，需要对主观社会经济地位认同下降的农民予以关注，及时发现其诉求并给予解决。性别均值为0.49，表示男女比例大致相等，女性比例略高。受访者年龄多分布在18～69岁 之间，其年龄均值为51.14、中位数为52.00，表明受访者年龄普遍偏大，这可能与当前农村空心化和老龄化有关。婚姻状况均值为0.90，表明多数受访者有配偶。政治面貌均值为0.08，表明受访者中中共党员数量较少。所在区域均值为0.62，表明受访者多集中在东部和中部。

(二)回归分析及其结果

1. 多重共线性和内生性诊断

笔者的研究目的是探讨农民的社会经济地位对其主观幸福感的影响。为此采用回归的方式，探讨农民客观社会经济地位和主观社会经济地位认同对其主观幸福感的影响，并加入控制变量。在回归分析之前首先需要对多重共线性和内生性问题进行检验。所谓多重共线性，是指变量之间高度相关会影响分析结果；而内生性是指自变量与误差项之间存在关系也会影响估计系数[54]229，233。判断多重共线性的条件是方差膨胀系数(VIF)大于10.00的同时平均VIF大于1.00，虽然平均VIF为1.27略大于1.00，但是所有变量VIF均小于5.00，所以不存在严重多重共线性问题；而内生性报告的p=0.735 9，小于0.050，表明不存在内生性问题，可以进行Ologit回归分析[54]230，233-234。

2. Ologit回归模型构建及其结果

笔者为了验证上述假设，即验证个人绝对收入、受教育年限、当前主观社会经济地位认同、未来主观社会经济地位期待以及当前和过去主观社会经济地位认同差同农民主观幸福感的影响关系的假设，采用两个模型进行分析，如表4所示。

在模型1中笔者未将控制变量添加入模型，结论如下：绝对收入虽然对农民主观幸福感呈现正向影响，但并不显著，因此假设1不成立；受教育年限与农民主观幸福感呈现显著负向效应，这与假设2假定二者呈现显著正向影响相悖(下文将会就此进行探讨)；当前主观社会经济地位认同和未来主观社会经济地位期待与农民主观幸福感呈现显著正向影响，即当前主观社会经济地位认同越高，未来主观社会经济地位期待越好，农民越幸福，假设3和假设5成立；而当前和过去主观社会经济地位认同差却与农民主观幸福感不存在显著影响，假设4不成立。笔者将控制变量代入模型后，发现模型1得出的结论并无显著改变，只有受教育年限同农民主观幸福感的显著水平发生了变化，由0.05到达0.01 水平，所以模型2进一步验证了上述假设，假设1、假设2和假设4不成立，而假设3和假设5成立，模型2中的所有控制变量均不对农民主观幸福感产生影响。

3. 稳健性检验

为进一步确保上述Ologit模型回归所得结论的可靠性，笔者还对其进行了稳健性检验。稳健性检验可以采取多种方法，借鉴胡晨沛等[55]进行稳健性检验的方法，笔者采取换模方法，将使用的Ologit回归模型更换为Oprobit回归模型和OLS回归模型。表5和表6分别报告了Oprobit回归模型和OLS回归模型的结果，发现其与表4中模型2报告的情况基本类似，唯一区别是在Oprobit回归模型和OLS回归模型中婚姻状况在5%时均正向显著影响农民主观幸福感。

表5 Oprobit回归模型

表6 OLS回归模型

为进一步检验上述研究发现的受教育年限同农民主观幸福感呈现显著负向效应，笔者对受教育年限生成二次项，检验农民主观幸福感与受教育年限的平方和受教育年限的关系，发现农民主观幸福感和受教育年限关系的值为-0.122，在0.01层次显著，与受教育年限平方关系的值为0.008，在0.05 层次显著。但是随着受教育年限平方的增加，农民主观幸福感上升，二者关系符合“U”型结构。通过计算得到，受教育年限约为7.625年时主观幸福感最低，即具有初中及相同学历的农民主观幸福感最低，受教育年限为0～7.625时，随着受教育年限的增加，农民主观幸福感下降；而受教育年限为7.625～18.000时，随着受教育年限的增加，农民主观幸福感增加。

六、结论、讨论与展望

(一)结论

笔者通过CSS2019数据，分析了乡村振兴战略背景下农民主观幸福感影响因素。通过将农民主观幸福感设定为被解释变量，引入绝对收入、受教育年限、当前主观社会经济地位认同、未来主观社会经济地位期待以及当前和过去主观社会经济地位认同差作为解释变量，同时将年龄、性别、婚姻状况、政治面貌和所在区域作为控制变量，运用Ologit回归模型得出如下结论：

1.在解释变量之中，绝对收入、当前和过去主观社会经济地位认同差同农民主观幸福感无关；农民受教育年限同其主观幸福感呈现“U”型相关；农民的当前主观社会经济地位认同和未来社会经济地位期待显著正向影响其主观幸福感。

2.在控制变量之中，年龄、性别、政治面貌、婚姻 状况及其所在区域均与农民主观幸福感无关。

3.中国农民当前幸福感居于比较幸福层次，但距离高幸福感仍有一定距离。同时，中国居民的生活需求正从基本生活需求层次向更高需求层次转变。

(二)讨论与展望

已有学者发现，收入对主观幸福感呈现边际递减效用，在当前中国农民人均可支配收入略多于人均消费支出且人均生活消费支出大部分用于基本生活支出情况下，绝对收入的提高对农民主观幸福感提升已无显著作用[32]。可见，在全国层面,恩格尔系数稳定在30%左右，绝对收入对提升农村居民主观幸福感无显著影响；在地方层面，恩格尔系数也在30%左右时，绝对收入对提升农村居民主观幸福感无显著影响。那么，是否可以说明恩格尔系数在30%左右是绝对收入对居民主观幸福感边际效用递减为0？或是恩格尔系数大致在某个范围时绝对收入对居民主观幸福感边际效用递减为0？又或是随着将来绝对收入的进一步提高甚至会对农民主观幸福感产生负面效应？当然通过表1也发现，目前城乡间的可支配收入差距以及区域间可支配收入差距仍然存在且差距较大。另外，笔者还发现，受教育年限同农民主观幸福感之间存在显著负向影响。这些问题都值得深思，笔者抛砖引玉进行以下探讨：

一是农民绝对收入提高已经不能显著提升其主观幸福感。虽然有研究表明农民绝对收入的提升在0.01显著性水平上影响农民主观幸福感，个人绝对收入增加1%，其幸福感提升7%，对于处于温饱线上的个人，其收入边际效用较大[56]，但是，随着近年来，国家精准脱贫以及乡村振兴战略的实施，很多农村人口摆脱了贫困，实现了小康的目标，有关研究的调查数据距今较久，可能存在与时代发展不衔接的现象。虽然绝对收入对提升农民主观幸福感无显著影响，但是通过上文分析发现，目前农民的人均可支配收入与人均消费支出相差不大，为进一步满足农民基本生活需求这一前提，需要进一步采取措施扩大农民收入以使农民拥有向更高层次需求转型的物质基础。同时应该关注到目前城乡之间以及东中西部之间的差距，需要在关注农民绝对收入提升的同时，进一步出台围绕重点解决不平衡不充分问题，加大向农村的财政转移、东中西部协作以及定点帮扶的力度，激发各地的内生活力，巩固拓展脱贫攻坚成果，确保第二次分配公平和完善第三次分配保障收入公平和社会公平，通过文化宣传以及使农民参与到基层事务管理中来缩小收入差距和减小社会差距，开展乡风文明建设，使农民获得更多的尊重，营造良好的社会氛围[57]。

二是农民受教育年限同其主观幸福感存在“U”型关系。教育可以改变一个人获取知识和财富的能力，对个人发展具有启蒙作用[58]，高等教育接受者更可能意识到自己的利益所在[59]。按照常理来说，受教育年限越高、学历越高，一个人的主观幸福感也就越高，但笔者的研究发现并非如此：学历在初中及以下时，随着受教育年限的增加其主观幸福感反而越低；学历在初中以上时，随着受教育年限的增加，主观幸福感越高。然而，现有研究发现，受教育程度对居民幸福感具有显著正向影响，但是受教育水平越高其对主观幸福感的正向效应递减[60]，教育对人的主观幸福感和绝对收入一样对人的主观幸福感呈现倒“U”型结构，以高中及同等学历的人幸福感最高[61]且教育回报率不存在性别差异，而学历在专科及以下时，女性教育回报率较男性有所补偿，而是学历一旦达到本科及以上后这种补偿也随即消失[62]。这可能是教育在帮助人增长自身知识、能力和素质的同时，也增加了人的需求、提升了人的层次，导致学业压力、同辈竞争压力等变大[63]。目前，笔者研究观点与现有研究所持观点存在矛盾，笔者考虑以下论据可能能够作为支撑：根据国家统计局公布的第七次全国人口普查数据显示，当前全国人口平均受教育年限已达到9.91年，学历为本科及以上人口约为2.18亿人，而笔者研究中受访者的平均受教育年限为7.24年，这与第六次全国人口普查数据显示的全国人口平均受教育年限9.08年相比仍有差距[64]，同时，面对庞大的高学历人口规模，初中及以下学历农民面临极大的竞争劣势，而一旦农民学历达到高中及以上后便超过了全国平均受教育年限，自身竞争力增强的同时获取资源的能力也增强。同自身相比，自身学历越高能力越强，同父母相比，自身学历越高，生活将极有可能比父母好，同他人相比虽然有比自己更优秀的，但是自身学历超过平均水平后更有能力追寻更好生活。已有研究发现，本科及以上学历能够显著提升收入回报率，有效降低社会经济地位的代际相关性，大学教育能够均衡社会的不平等，能够有效促进社会流动与平等，有效改变寒门学子命运，尤其对家庭条件一般的学生来说，大学教育对其人力资本的提升作用更大[65]。虽然在义务教育普及和大学教育学非所用等因素的影响下，教育对个体社会地位获得的影响力下降，但是教育仍是个体社会地位获得的首致因素[66]，尤其对于农民来说，相较于城市居民其获取资源和财富的能力较弱，而教育是提升其获得这方面能力的有效途径，同时也可以进一步增强其学习技能和适应技能等。综上所述，笔者得到与现有研究相反的结论也有合理之处。但是，农民受教育年限究竟如何影响其主观幸福感的机制，尤其是初中及同等学历以上，受教育年限的提升如何通过改善农民个体认知和增强职业流动来提升农民主观幸福感等，还有待进一步研究。同时，党和国家在出台相关惠农政策时，也需重视农村教育，大力推进农村教育发展。通过进一步向农村选派优秀师资，加大向农村教育的财政支持力度，增强对农村学生的奖补力度，完善农村教育基础设施以及关注农民工子女入学问题等，以提升农民整体受教育水平。这既可以提升农民主观幸福感，同时也可以为乡村振兴贡献教育和人才力量。

三是农民当前社会经济地位认同和未来社会经济地位期待正面显著影响农民主观幸福感。现有研究发现，农民阶层定位对其主观幸福感呈现正向显著影响，但是农民的阶层定位对其主观幸福感存在城乡差异和区域差异[67]，同时也有研究发现婚姻状况和健康状况是影响居民主观幸福感的首要因素,其次是收入公平感和阶层状况[68]。因而在未来研究中，可以引入社会公平感等指标，进一步分析阶层认同和主观幸福感的关系。党和国家在出台惠农政策时，也可以考虑从以下方面着手：出台及落实相关政策，切实提高农民社会经济地位以及做好政策宣传工作，“让群众有钱挣、有事干、有盼头”[69]。切实保障已出台的政策符合农民期待，提升农民社会经济地位，从而提升其自身幸福感，进而为推动乡村振兴战略贡献力量。此外，还可以以农民最为期待的相关事情为突破口，将乡村振兴战略同农民最期待的事情相结合，使政策落地，让农民幸福。同时，在出台相关政策时，需要向农民做好政策宣传工作，真正使农民群众意识到政策对其自身的益处，使其能够更好地配合政策执行。

四是基于笔者研究尚存之不足，建议未来研究可进一步 引入控制变量，开展城市与农村居民的对比分析，可以利用其他调查数据库或者学者自身开展大型调查以检验当前主观社会经济地位感知是否会受教育年限和主观幸福感等中介变量的影响，同时进一步考察受教育年限与农民主观幸福感的关系。

笔者基于CSS2019数据发现了新的研究结论，未来可基于该研究结论进一步探讨，以验证恩格尔系数30%左右，绝对收入对农民主观幸福感无影响以及农民主观幸福感与其受教育年限呈现“U”型关系。同时，“十四五”时期，党和国家要进一步提升农民收入，重点关注农民的相对收入、社会保障和精神生活，解决城乡差距和区域差距，加大对农村教育的支持力度和农民受教育权利的保障力度，着重关注初中及以下学历农民的幸福感，合理安排高学历农民的工作，发挥受教育年限对其带来的正面效应，要让农民有所期待且有奋斗目标，进一步提升农民主观幸福感，激发农民群众参与乡村振兴的热情。

注释：

① 笔者选择 a1b1_a为性别，男=1，女=2； a1c1为出生年；a1d1为教育，未上学=1，小学=2，初中=3，高中=4，中专=5，职高技校=6，大学专科=7，大学本科=8，研究生=9，其他=10(剔除)，11为不清楚(剔除)；a1e1为婚姻状况，未婚=1，初婚有配偶=2，再婚有配偶=3，离婚=4，丧偶=5，同居=6，不清楚=7(剔除)；a3为政治面貌，中共党员=1，共青团员=2，民主党派=3，群众=4；a4a为户口性质，农业户口=1，非农业户口=2(剔除)，其他=3(剔除)；b3a为目前工作状况，目前只从非农工作=1(剔除)，目前以从事非农工作为主但同时也务农=2，目前以从事务农工作为主但目前也从事非农工作=3，目前只务农=4；b8a_a 为个人2018年收入，剔除未填的数据；c4aa为家庭2018年收入，剔除未填的数据；d2b_4为主观幸福感，很同意=1，比较同意=2，不太同意=3，很不同意=4，不好说=5(剔除)；d3a为当前社会经济地位认同，上=1，中上=2，中=3，中下=4，下=5，不好说=6(剔除)； d3b为5年前社会经济地位，上=1，中上=2，中=3，中下=4，下=5，不好说=6(剔除)；d3c为5年后社会经济地位，上=1，中上=2，中=3，中下=4，下=5，不好说=6(剔除)；dzx为东中西，东部地区=1，中部地区=2，西部地区=3。操作均在Excel表格中进行，最后得到1 242个样本观测值。此处编码均为CSS2019年数据原始编码，下文依据分析需要进行重新编码，如表2所示。

② 上述幸福感均值为笔者将相关文献幸福感均值转换为百分制得到。