家庭资产、社会互动与农村居民主观幸福感*

梁 远，毕文泰，滕奎秀※

（1.吉林农业大学经济管理学院，长春 130118；2.河南农业大学经济与管理学院，郑州 450046）

0 引言

改革开放40多年以来，铸造了中国经济快速增长的巨大成就，使中国成为世界第二大经济体，拥有超过4亿的中等收入人群，以及经济发展韧性强、潜力足、空间广的特点[1]。与此同时，中国经济进入“新常态”，各级政府将发展民生放在了重要位置，提高收入不再是唯一目标，实现人民群众的幸福生活才是党和政府对人民做出的庄严承诺。随着农村居民收入水平的提高，家庭资产也随之增多，且对社会交往的需求也逐渐加强。人民幸福是国家富强、民族振兴的出发点和落脚点。那么，农村居民对生活的幸福感是否随着家庭资产的增多和社会互动的紧密有所提高呢？何种家庭资产的增加更有利于提升农村居民的主观幸福感呢？同时，农村居民与社会互动的情况是否影响其家庭资产对主观幸福感的提升呢？因此，研究家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感的影响，并探究其作用机制，对于帮助政府提出有效的措施提高农村居民主观幸福感，以及实现农村居民幸福生活，具有重要的现实意义。

生活质量、主观幸福感和满意度，是衡量人民生活幸福的重要指标[2]。早期关于幸福感的研究主要是社会学、哲学和心理学，直到二战后，美国经济学家Easterlin发现欧美国家居民对生活的满意度和幸福感，并没有随着其收入水平的提高而增加[3]，据此提出“伊斯特林悖论”，随后越来越多的经济学家投入到幸福感的研究中。近几年关于农村居民主观幸福感的研究也在逐渐丰富，比如：在城镇拥有商品房的农村居民和农民工有利于提高其主观幸福感[4,5]；农地确权直接显著影响农民的主观幸福感，而且农地确权和土地转入都能通过增加农民收入来提高幸福感[6,7]；购买社会保险或参与医保都能显著提高农民工和农民的主观幸福感[8,9]。

现有研究表明，家庭资产中的“直接财富效应”是促进居民消费升级的主要渠道[10]，一般高消费会伴随着较高的幸福感，并且幸福感对于提高农村家庭消费支出具有更大的积极效应[11]。住房、汽车等家庭资产的提升对农村居民主观幸福感是正向显著影响[12]，然而农村家庭对于储蓄、股票等家庭金融资产的持有比重是随着幸福感的提升而降低[13]。有关社会互动的研究大多表明，社会互动对家庭股市参与、规模养殖户环保饲料的支付意愿、农民参与“新农保”以及农村劳动力流动等方面都有不同程度的影响[14-16]。社会互动与社会网络、社会认知、社会信任、社会规范一起作为社会资本的重要内容[17]，能够对农村居民主观幸福感有直接或间接的影响。吴清华等[18]表示人情消费作为社会网络的代理变量，与农村居民幸福感呈“倒U型”关系；郭铖[19]表示社会互动对非贫困农民幸福感是正向显著影响，对贫困农民幸福感影响不显著；卢海阳等[20]认为良好的社会认知能够提高农民工的幸福感；杨晶等[21]表示社会资本能够积极调节收入不平等对农民幸福感的影响。

综上所述，社会互动是一个复杂的社会活动，而现有文献大多以人情消费支出、与村民交往频率、通讯支出、春节期间来访亲戚数量等单一变量来衡量社会互动程度，容易影响结果的准确性。并且，少有文献研究家庭资产和社会互动对农民居民主观幸福感的影响。因此，文章采用迭代主因子法进行因子分析，构建一个综合的社会互动指标，解决了单一替代变量无法准确全面刻画社会互动的难题。另外，在分析家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感影响的主效应基础上，探讨社会互动对农村居民主观幸福感的调节效应。最后，深度剖析农村居民主观幸福感影响因素的异质性，有利于提高有关结论的针对性。从社会特征视角入手，探讨了家庭资本和社会互动对农村居民主观幸福感的影响，对相关研究进行了补充，为有关部门制定相关政策提供参考依据，对我国民生发展也有重要的参考价值。

1 理论分析与研究假说

随着“伊斯特林悖论”的提出，更多的学者开始对幸福感进行探讨，由此开创了一个新的经济学领域——幸福经济学。目前，国内外学者对幸福感的研究主要集中在经济因素、政治因素、社会人口因素和环境因素四个方面，主要从经济因素（家庭资产）和社会人口因素（社会互动）这两个方面，对农村居民主观幸福感的问题进行探讨。

1.1 家庭资产与农村居民主观幸福感

家庭是最基本的经济单位，我国农村家庭生产活动的模式为“农业+外出打工”，以此来维持生活[22]。随着乡村振兴战略的实施以及新型城镇化的发展，该模式使得农村居民改善收入质量、提高收入充足性、增加家庭资产存量，实现农村居民生活满意度的提升[23]。借鉴卢建新[24]的研究成果，将家庭资产分为实物资产：房屋与土地资产、农业资产、汽车和耐用品资产等；金融资产：现金、活期存款、定期存款、股票、债券、基金等。兼业农民通过外出务工和土地流转提高家庭收入水平，新型职业农民通过土地规模经营和服务规模经营，提高农业生产经营收入。无论是兼业农民还是职业农民，都在一定程度上提高了收入水平和实物资产水平，有利于提升农村居民主观幸福感[24]。然而，农村居民的金融风险承受能力较低，金融资产对农村居民主观幸福的提升不一定有积极效应。据此，提出研究假说。

假说1：农村家庭资产中，相较于金融资产，实物资产对农村居民主观幸福感具有显著正向的影响。

1.2 社会互动与农村居民主观幸福感

Durlurf[25]认为社会互动主要包含两个方面：内生互动和情景互动。内生互动主要是指群体成员同期行为存在互为影响的关系；情景互动强调的是两种群体的结果示范效应。该文关注的是社会互动中的内生互动，即农村居民与其他村民相互影响是如何提升农村居民主观幸福感[26]。然而，农村居民与其他村民的社会互动中，对农村居民主观幸福感的影响既有正面作用，又有负面作用，那么社会互动在影响农村居民主观幸福感中存在不确定性，会受到社会互动程度的影响[16]。据此，提出研究假说。

假说2：社会互动对农村居民主观幸福感具有显著正向的影响。

图1 家庭资产、社会互动与农村居民主观幸福感的调节关系

1.3 社会互动对家庭资产影响农村居民主观幸福感的调节作用

在社会互动的过程中，农村居民与其他农村居民的相互作用，所生产和再生产的社会关系对于其拥有的社会资源有一定影响[27]。从心理学角度分析，“攀比效应”会使具有较高家庭资产的农村居民获得更高的幸福感[28]。随着农村居民家庭总收入提升，即家庭资产增加，相较于高社会互动的农村居民，低社会互动的农村居民可能拥有较低的社会资源，在“攀比效应”中处于劣势（图1）。因此，家庭资产增加对低社会互动的农村居民主观幸福感的促进作用，可能弱于对高社会互动农村居民的作用。据此，提出研究假说。

假说3：社会互动在家庭资产对农村居民主观幸福感的影响中具有调节作用。

2 数据来源、变量选取与模型构建

2.1 数据来源

该文数据来源于中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS），其采用科学的抽样方法，于2010年正式开始基线调查，2012年、2014年、2016年和2018年又分别开展了4轮全样本的追踪调查。CFPS数据集覆盖25个省/市/自治区，代表了中国95%的人口，并涉及家庭资产、家庭收入支出以及家庭人口特征等各方面的详细信息，涵盖了所研究的问题，提供了良好的数据支持，因此使用CFPS2018周期数据作为样本数据。鉴于该文的研究对象为农村居民，故以“是否为农业户口”作为样本的筛选依据，剔除部分因数据缺失而失效的样本，最终获得农村居民有效样本15 190个。

2.2 变量选取

2.2.1 农村居民主观幸福感

被解释变量为农村居民主观幸福感，CFPS2018问卷中通过向被访者询问“您觉得自己有多幸福”并按照“1～10”进行打分，来衡量农村居民幸福感的高低。在此基础上，该文以定序变量1～5对农村居民主观幸福感进行赋值，具体赋值情况为“非常不幸福=1，不幸福=2，一般=3，比较幸福=4，非常幸福=5”。如表1所示，在15 190个农村居民中，有35.87%的农村居民觉得自己目前的生活“比较幸福”，觉得“非常幸福”的农村居民占总样本的33.50%，然而只有2.21%的农村居民觉得自己“非常不幸福”。另外从表2对农村居民主观幸福感的描述性统计来看，其均值为3.944，表示样本中的大部分农村居民觉得自己是“比较幸福”。

表1 农村居民主观幸福感分布

2.2.2 家庭资产

核心解释变量为家庭资产，根据前人的研究成果[10,24]和CFPS2018问卷中有关家庭资产的相关问项，家庭资产分为住房资产、非住房资产、风险金融资产、非风险金融资产这4个类别，其中住房资产，通过现居住房的市场价值和其他房产的市场价值之和来衡量；非住房资产，通过农用机械总值、农副产品总值和耐用消费品总值之和来衡量；风险金融资产，通过目前所持有股票、基金、国债、信托产品、外汇产品等金融产品总价来衡量；非风险金融资产，通过现金和定期存款总额之和来衡量。

2.2.3 社会互动

另一个核心解释变量为社会互动，参照Antinyan等[29]的研究方法，选取礼金支出占家庭总收入比重、外出就餐支出占家庭总收入比重、娱乐支出占家庭总收入比重、通信支出占家庭总收入比重、交通支出占家庭总收入比重、旅游支出占家庭总收入比重、家庭成员数量、与父母联系频率这8个变量作为衡量社会互动的综合因素。在进行因子分析之前，社会互动的8个维度的观察值进行KMO和Bartlett球形检验，一般默认KMO值大于0.5，Bartlett球形检验P值小于0.05时，即满足因子分析的条件。结果表明，KMO值为0.752，Bartlett球形检验P值为0.000，表明该8个观测值能够较好支撑对社会互动的因子分析。然后，采用迭代主因子法进行因子分析，在社会科学研究中，当累计贡献率大于60%即表示具有代表性。该文运用stata15进行因子分析，提取4个公共因子（累计方差贡献率为73.70%），命名为“社会互动”，并作为核心自变量引入计量模型。最后，为了使因子解释力度更强，将因子进行旋转，计算社会互动指标。为了解释方便，将社会互动指标进行标准化处理，使其值域控制在[1,100]内，不仅不会改变指标大小，也有利于后续的分析。

2.2.4 控制变量

由于影响幸福感的因素较多，依据CFPS2018问卷，参考现有关于农村居民主观幸福感的研究，选取的控制变量包括年龄、年龄平方项、性别、教育程度、婚姻状态、健康状况、家庭年收入、家庭年收入平方项和工作状况。另外，考虑到不同地区农村居民的主观幸福感可能有差异，所以设置地区虚拟变量控制地区效应。

以上4类变量的具体定义及描述性统计结果见表2。

2.3 模型构建

考察的因变量为“农村居民主观幸福感”，该变量类型是典型的离散型排序数据，使用普通的OLS回归会把排序视为基数来处理[30]，故采用概率模型分析离散选择问题，是国内外研究文献的通用处理方式。另外，有很多研究指出，无论是采用OLS估计还是有序Probit（简称“O-Probit”）模型或有序Logit（简称“O-Logit”）模型，并没有优劣之分，其变量系数的方向和显著性是相同的[31,32]。因此，在OLS估计和O-Probit模型分别进行回归的同时，还替换因变量（农村居民生活满意度）使用O-Logit模型进行稳健性检验。为了便于比较，O-Probit模型和O-Logit模型汇报各变量的边际效应。

表2 变量定义与描述性统计

2.3.1 OLS估计

为探究家庭资产、社会互动对农村居民主观幸福感的影响，运用OLS方法估计模型为：

式（1）中，Happinessi表示第i位农村居民主观幸福感；HHAi表示第i位农村居民的家庭资产情况，其中包括实物资产（住房资产和非住房资产）以及金融资产（风险金融资产和非风险金融资产）；SIi表示第i位农村居民的社会互动情况；CVi表示控制变量（年龄、年龄平方、性别、教育程度、婚姻状态、健康状况、家庭年收入、家庭年收入平方和工作状况）。α1、β1、β2、λ1为待估参数，εi为随机扰动项。

2.3.2 O-Probit模型

为探究家庭资产、社会互动对农村居民主观幸福感的影响，构建的O-Probit模型为：

在随机扰动项εi服从标准正态分布的情况下，X表示所有解释变量，如果用Φ(｀)表示累积分布函数，则Happinessi可以表示为：

式（4）中，Φj=Φ(θj-f(X))(j=1，2，3，4，5)为概率密度函数，在O-Probit模型中，将采用极大似然估计(MLE)对模型的回归系数进行估计。

3 结果与分析

3.1 家庭资产和社会互动的主效应分析

通过stata15统计软件，同时运用OLS回归和O-Probit模型进行估计，表3展示出了对全部有效样本的估计结果。此外，第（1）（2）（5）列运用的是OLS回归，第（3）（4）（6）列运用的是O-Probit模型。其中，第1列和第3列考察了家庭资产对农村居民主观幸福感的影响；第2列和第4列则考察了社会互动对农民居民主观幸福感的影响；第5列和第6列则同时考察了家庭资产和社会互动的5个核心解释变量对农村居民主观幸福感的影响。

农村居民的家庭资产中，除了风险金融资产以外，住房资产、非住房资产和非风险金融资产对农村居民主观幸福感都是正向显著影响，且通过5%显著水平检验。其中，实物资产中的住房资产和非住房资产对农村居民主观幸福感的提升作用较强。从表3第3列和第6列的结果显示，实物资产每增加1个单位，认为自己“非常幸福”的农村居民分别提高1.20%、1.10%、1.40%和0.60%。另外，金融资产中的非风险金融资产通过1%显著水平检验，且农村居民认为自己“非常幸福”的概率提升0.90%左右；风险金融资产的提升则可能导致农村居民主观幸福感降低。其原因可能是农村居民的风险偏好水平较低，这与Cui和Cho[33]的研究结果一致。实物资产的增加能够使农村居民认为自己“非常幸福”的概率提升1.30%左右，然而金融资产不一定能够提升其主观幸福感，由此验证了假说1。由于实物资产在农村家庭资产中占有重要地位，当其有一定资金，首先就是买房置地，随后才是进行农业的扩大再生产，最后才是将其变成定期存款。主要是因为实物资产和低风险的金融产品能够给农村居民带来强烈的安全感，使其认为自己的生活更加幸福。

社会互动对农村居民主观幸福感的影响也有很强的提升作用，且通过1%显著水平检验。其结果表明（表3），农村居民的社会互动每增加1个单位，其认为自己“非常幸福”的概率提高1.50%左右，由此验证了假说2。农村居民能够通过扩大与他人交流的广度和深度以及增加交流频率，从而满足其社会交往的需求，最终表现在自我满足感的提升，也就容易对生活感到非常幸福。

大多数控制变量对农村居民主观幸福感是显著影响（表3），且估计结果与以往研究结果基本一致[4,12,18,20,34]。年龄对农村居民主观幸福感的影响呈“U型”分布，即随着年龄增长，农村居民主观幸福感先降低后提高。同样，家庭年收入对农村居民主观幸福感的影响也是非线性的，且以“倒U型”分布趋势，这与“伊斯特林悖论”吻合。另外，女性农村居民认为自己“非常幸福”的概率能够提升3.20%左右；受教育程度是正向且在1%水平下显著影响农村居民主观幸福感；相较于离婚或丧偶的农村居民，未婚和在婚的农村居民对生活的主观幸福感更强；健康状况更好的农村居民认为自己“非常幸福”的概率在1%水平下显著提升6.50%；相较于从事非农工作的农村居民，从事农业工作的农村居民更容易对生活感到幸福。

3.2 家庭资产和社会互动的调节效应分析

由于影响幸福感的因素较多，又鉴于“幸福悖论”这一理论研究，因此家庭资产对农村居民主观幸福感的影响可能不是固定的，并且很可能受到社会互动的调节作用影响。根据表4的估计结果可知，当农村居民的社会互动程度较低时，住房资产会显著降低其主观幸福感，而随着社会互动程度的提升，当中低和高社会互动程度时，住房资产的增加则能够显著提高3.50%和0.20%的农村居民主观幸福感，无风险金融资产对农村居民主观幸福感的影响趋势大致相同。其原因可能是，随着农村居民对社交需求的增强，高程度的社会互动可能意味着其拥有更多的社会资源，所以家庭资产可能相对会更多。但是，随着农村居民家庭资产增多，由于“攀比效应”，当与他人比较时，拥有更高家庭资产的农村居民，很容易认为自己的生活是“非常幸福”。因此通过社会互动的调节作用，使得家庭资产对农村居民主观幸福感的影响呈现不同的变化趋势。同理，非住房资产只在高程度社会互动时，对农村居民主观幸福感是正向显著影响。然而，社会互动对风险金融资产的调节都不显著，但其作用方向有所改变。由此可以说明，社会互动对风险金融资产有一定的调节作用，可能因为农村居民的风险偏好水平较低，所以对其主观幸福感的影响并不显著。

综上所述，社会互动在家庭资产对农村居民主观幸福感有一定的调节作用，随着家庭资产的增加，较高程度的社会互动不仅能显著提高住房资产、非住房资产、非风险金融资产对农村居民的主观幸福感，还能有效缓解风险金融资产对农村居民主观幸福感的负向作用，由此验证了假说3。

3.3 家庭资产和社会互动的异质性分析

上文进行了家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感的主效应分析和调节效应分析，但并未考虑到农村居民之间要素禀赋的异质性所带来的影响。为此，该文拟从农村居民的代际差异、地区差异和家庭年收入水平3个层面来探讨，家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感的异质性影响。

表3 家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感影响的主效应分析

在家庭资产方面（表5），代际差异层面上，小于等于40岁的新生代农村居民，其非住房资产和非风险金融资产的增加能够显著提高其主观幸福感；大于40岁的老一代农村居民，除了风险金融资产对其主观幸福感没有显著影响，其余家庭资产均在1%显著水平下正向影响老一代农村居民的幸福感。产生这一差异的原因可能是，新生代农村居民由于自己财富积累的需求，并且在外务工的原因，相较于老一代农村居民，住房资产不能给新生代农村居民提供较高的主观幸福感。地区差异层面上，家庭资产大多在1%显著水平上，提升东部和西部地区农村居民的主观幸福感，然而对于中部地区农村居民，只有非住房资产能够显著影响其主观幸福感，并使其认为自己“非常幸福”的概率提升1.60%左右。家庭年收入水平层面上，家庭资产对低等家庭收入水平和中等家庭收入水平的农村居民的主观幸福感影响更显著，且认为自己“非常幸福”的概率提升1.50%左右。

在社会互动方面（表5），虽然家庭资产对农村居民主观幸福感的影响在这3个层面上有明显的异质性影响，但社会互动并没有很明显的异质性影响，且均在1%显著水平上正向影响农村居民主观幸福感。其中，社会互动对高家庭收入农村居民的主观幸福感，通过1%显著水平检验，且增加1个单位的社会互动程度，能够提高其认为自己“非常幸福”的概率达到3.30%。上述结论表明，居住在东部或西部地区、家庭年收入中等以及老一代农村居民，家庭资产和社会互动对其主观幸福感的正向作用更强。

3.4 稳健性检验

该文采用农村居民生活满意度作为原模型中衡量农村居民主观幸福感的替代变量，并且将原来的OLS回归和O-Probit模型替换为O-Logit模型，以检验估计结果的稳健性。从表6的估计结果来看，无论是分别考察家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感的影响，还是将其统一放入模型中考察对农村居民主观幸福感的影响，其作用方向和显著性都与前文的估计结果基本一致。因此，替换了因变量和估计模型之后，估计结果依旧稳健。

表4 家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感影响的调节效应分析

4 结论与启示

4.1 结论

利用2018年中国家庭追踪调查数据，分析了家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感的影响。研究表明：家庭资产中除了风险金融资产对农村居民主观幸福感没有显著影响以外，随着住房资产、非住房资产和无风险金融资产的增加以及社会互动程度的增加，均能提升农村居民感觉“非常幸福”的概率。另外，随着家庭资产的增加，较高程度的社会互动不仅能显著提高住房资产、非住房资产、无风险金融资产对农村居民的主观幸福感，还能有效缓解风险金融资产对农村居民主观幸福感的负向影响。在代际差异、地区差异和家庭年收入水平差异方面，家庭资产对农村居民主观幸福感存在明显的异质性影响，东部地区或西部地区、家庭年收入中等的老一代农村居民，家庭资产的增加更容易提高其主观幸福感，但社会互动程度的增加并未对农村居民主观幸福感提升有明显的异质性影响。

表5 家庭资产和社会互动对农村居民主观幸福感影响的异质性分析

表6 稳健性检验

4.2 启示

基于上述分析，该文结论的政策启示是：首先，加大助农政策力度，促进农村“三产融合”，拓宽农村居民增收的渠道，增加农村居民的工资性收入，使其拥有自有产权住房或提高住房质量，以提高农村居民的主观幸福感。其次，加快农村通信和道路的基础设施建设，以满足农村居民社会交往的需求，提升农村居民的受教育程度和经济、金融素养，使其能够有效地利用从社会互动中获得的社会资源，逐步掌握提升资产的能力，从而进一步提高农村居民主观幸福感。最后，政府应针对不同地区制定惠农政策，真实有效地提升中等家庭收入水平以下农村居民增收能力。政府还应该鼓励并支持新一代农村居民进行创业，增加其家庭资产的积累，从而拥有更多获得幸福感的途径。