农村集体经济发展对农民幸福感的影响

罗明忠 ，陈晓杰，魏滨辉

（1. 华南农业大学经济管理学院，广东 广州 510642；2. 广东省哲学社会科学重点实验室，乡村振兴实验室，广东 广州 510642）

为人民谋幸福是农业农村现代化建设的出发点和落脚点。农村集体经济是全面推动乡村振兴、引领农民走向共同富裕的重要依托，其发展的最终目的是提升农民的获得感和幸福感。事实上，农村集体经济一直以来都是中国农村经济的重要组成部分，也是国家做好“三农”工作的重点方向。新中国成立70多年以来，农村集体经济从计划经济的生产合作社和人民公社过渡到市场经济的家庭联产承包责任制，不断创新制度设计，激发出了不懈活力。农村集体经济不仅在中国脱贫攻坚战中发挥了重要作用[1]，对农民持续增收和缩小城乡收入差距也有重要贡献[2-3]。在2021年底新一轮农村集体产权制度改革基本完成之后，农村集体经济更是进一步发展壮大。全国村级集体经济组织总收入达到6685亿元，在农村经济社会发展中坐拥庞大体量，成为农业农村现代化建设的关键力量。然而，现阶段农村集体经济在不断发展壮大的同时，也存在区域资产分布不均衡、乡村人才凋零和干部腐败不作为等问题，导致农村集体经济发展存在一定的村域差异。时势适然，有必要进一步充分释放农村集体经济发展的红利，以求实现农民物质生活和精神生活“双富裕”。因此，探究农村集体经济发展对农民幸福感的影响及其作用机制，以及了解村庄特征在其中发挥的调节作用，对于下一阶段高质量发展新型农村集体经济和推进乡村振兴事业具有重要意义。

既往关于农村集体经济的研究，主要从影响因素、发展路径和实际作用等方面展开分析。基本共识是，新时期，自上而下推动的农村集体产权制度改革，有助于明晰产权界定，形成产权正向激励机制，并通过唤醒“沉睡”的农村集体资源，为壮大农村集体经济创造了制度前提[4-5]。同时，厂房、设备等物质资本和山林、土地等自然资源是农村集体经济发展的基础和根源，农村集体现有资源资产的存量决定了农村集体经济发展的起点[6]，而能人带领作为发展农村集体经济的重要条件，能够协调各方利益主体实现良性互动，有效推动农村集体经济发展[7]。例如，大学生村官的引进能够明显推动村级集体经济发展[8]。从发展路径看，无论是以政府财政补助为主的项目式农村集体经济，还是自上而下型的“村企合作”农村集体经济，政府干预都会面临着结构性困境，导致农村集体经济得不到实质性发展，未来还应着重完善经营模式和治理体系[9-10]。但是，作为助力乡村振兴和共同富裕的重要物质基础，农村集体经济的发展壮大，不但有助于增进农民物质富裕，还可以促进村庄公共服务供给、生态环境改善和文明乡风建设，进而推动农民实现精神富裕[11-12]。

关于幸福感的影响因素主要涉及经济因素和非经济因素两个方面[13]。经济因素主要包括收入、税收和政府财政支出等，其中关于收入的讨论尤为广泛。Easterlin[14]在对国民收入与幸福感之间的关系进行研究时，提出了著名的“伊斯特林”悖论，即幸福感不一定与收入水平同步增长。此后，围绕“中国是否也存在‘伊斯特林’悖论”这一议题，众多学者从绝对收入、相对收入和收入差距等视角做了大量研究，为收入的幸福感效应研究贡献了丰富的中国经验[15]。非经济因素主要涉及政府质量、公共服务、社会保险和金融科技发展等社会政治因素[16]以及住房状况、生育数量、子女性别和互联网使用等个人及家庭因素[13]。此外，也有一些学者关注到了政治制度、户籍身份和民主法制等制度因素对居民幸福感的影响[17-18]。

但是，鲜有研究讨论了农村集体经济发展对农民幸福感的影响。事实上，国家农业农村部发布的数据显示，截至2021年，全国已建立乡村组三级新型农村集体经济近90万个，清查核实集体账面资产7.7万亿元，其中，经营性资产3.5万亿元。农村集体经济发展规模逐步扩大，发展质量也在稳步提升，这些都将不可避免地对农民生活及其幸福感产生影响。为此，本文基于集体行动视角，利用2016—2018年中国劳动力动态调查数据（CLDS），运用双重固定效应和中介效应模型，从经济激励和心理激励视角分析农村集体经济发展对农民幸福感的影响，并从农村集体经济的社会属性和自然属性视角，探讨基础设施建设和生态环境质量在农村集体经济发展对农民幸福感影响中的作用机制；采用调节效应分析方法，从村庄民主、村庄区域、大学生村干部和村主任任期年限视角考察农村集体经济发展对农民幸福感影响的村庄特征差异。本文可能的边际贡献有两个方面：一是立足中国特有的经济组织形式，考察农村集体经济发展对农民幸福感的影响及其作用机制，有助于进一步丰富已有幸福感的研究文献；二是探究村庄民主等村庄特征因素在农村集体经济发展对农民幸福感影响中起到何种调节效应，这对于最大化农村集体经济的幸福感提升效应具有重要的政策参考作用。

1 理论分析

1.1 农村集体经济发展对农民幸福感的影响

一方面，农村集体经济的发展会对农村居民产生经济激励。农村集体经济是推动乡村振兴、引领农民走向共同富裕的重要依托[5]。尽管中国可能存在“伊斯特林”悖论现象，但是，绝对收入水平的提高仍是促进农民幸福感提升的重要因素[19]。具体地，农村集体经济能够通过政企合作，促进农村家庭闲置宅基地和承包地的流转，增加农村家庭的财产性收入，影响农民的收入水平和消费水平，进而提高其幸福感[12]。同时，合作企业还能为农村剩余劳动力提供大量的非农就业机会和劳动技能培训，增加农民的工资性收入和人力资本积累，并拓展农民的社会网络，实现农民幸福感提升[4,10]。值得注意的是，虽然农村集体经济发展带来的经营性收入可用于提取村级公积金和公益金，有助于促进农民幸福感的提升，但也同样压缩了可用于农民分红的部分。此外，由于村集体管理费用等非经营性支出过高，导致可用于分红的集体收入减少，对于农民幸福感的提升作用有限[20]。

另一方面，农村集体经济的发展会对农村居民形成心理激励。在中国农村，集体经济中的大多数成员相互之间都是邻居和熟人，平时都有着面对面的接触。对于小集体中的成员而言，成员间的友谊、自尊以及在集体中的声望尤为重要[21]。相关研究表明，成员之间的信任和交流等心理激励同样会驱使个人参与集体行动[22-23]。首先，农村集体经济组织产权改革，明晰农村集体产权，最大限度避免了产权模糊带来的纠纷。而组织成员身份的确认，既要求得到集体中大多数人的认可，也综合考虑了该成员对集体积累的贡献，在确定农民身份权和财产权的同时，也决定了农民是否拥有参与监督集体重大事项决策的权利。由此，加入到集体的农民在参与集体行动时更容易产生自我认同和成就感，形成正向的心理激励，增强其幸福感。其次，不同于国家这类大型集体，中国乡村社会是个熟人之间的社会,村集体更像是一个“友谊集体”，成员间在集体行动中更容易产生共情，并将参与集体行动时获得的尊重、成就感等情感传递给周围的人，进而提升群体的幸福感。最后，农村集体经济的本质之一就是它向成员提供了共同利益，实现了集体收益的分配和共享。为了增进成员间的共同利益，农村集体经济组织会努力团结村民共同创业，让农民可以共享集体努力的成果，在分享中共享喜悦，提升自身的幸福感。同时，发展农村集体经济，加强了农民与村委的交流，能够增强农民的集体归属感，让农民感受到自己真正成了集体的主人，提升农民的参与感和幸福感。综上，农村集体经济发展能够显著提升农民幸福感。

1.2 基础设施建设的中介作用

在中国，农村集体经济组织是乡村基层组织的重要组成部分，它承担着推进乡村公共服务供给、乡村治理建设和发展各项民生福利的重要职责。从农村集体经济的社会属性看，农村集体经济收入是乡村基础设施建设等社会公益性事业投入的重要来源[9,20]。现实中，农村集体经济普遍由村委会代理经营，管理机制上的“政经分离”，让农村集体经济更多地追求“共建”，使得集体经济收入将优先投入到乡村基础设施建设等公共服务支出领域[10,20]。可见，农村集体经济的发展为完善农村基础设施建设提供了强有力的经济基础。

值得注意的是，相比经济增长，民生在国民幸福感提升中有着更为重要的作用[16]。在中国农村，基础设施建设作为改善农村民生的重要方面，对于提升农民的福利水平和幸福感有着明显作用。其一，完善的基础设施建设，不仅有助于提高农民生产生活的便利度，而且有利于城市公共服务更好地向农村扩散，促进农民就近就地就业和增收，让农民过上更加舒适幸福的生活[24]。其二，水利设施供给等生产性基础设施建设能够明显提升农村农业生产能力，使得农民在低成本甚至零成本的情况下改善农业生产效率，从而显著提升农民幸福感[25]。其三，农村基础设施建设是乡村产业兴旺的前提。完善的基础设施建设更有利于引进外来投资，带动农民就业增收和消费。同时，乡村基础设施建设也是农民生活富裕的重要保障，在推动农民外出务工、节约生产成本和改善农村内部收入分配等方面发挥着关键性作用[26]。因此，农村集体经济发展可以通过完善农村基础设施建设，间接提升农民幸福感。

1.3 生态环境质量的中介作用

一方面，农村集体经济发展获得收入后的支出，有很大比例是用于改善村容村貌，保护村庄的生态环境，提升村民的生活质量[11]。农村集体经济收入是污水处理、“厕所革命”等公共项目建设的重要资金来源，这些项目的实施，不仅可以完善乡村基础设施建设，更能改善乡村居住环境，提高农民的健康状况[20]。由此，农村集体经济发展得越好，意味着村里拥有更充实的资金改善村内生态环境质量。而且，在拥有丰富自然资源的农村，集体经济主要是通过发展休闲观光农业、生态旅游等环境友好型产业形成特色产业链，能够在无形中改善生态环境质量，为当地居民提供优美宜居的生活环境[10]。此外，发展农村集体经济可以发挥整合农村闲置资源优势，将集体成员的抛荒耕地或者空房重新流转到集体，再通过集体“二次流转”到专业大户或农业企业等新型农业经营主体，促进撂荒土地的再利用和村庄闲置宅基地的市场化流转，进而减少资源废弃污染，改善生态环境[27]。

另一方面，居民对生态环境质量的满意度将直接关系到生活满意度[16]。环境污染将通过影响健康状况、降低生活质量和引发不良社会事件，对幸福感产生绝对剥夺和相对剥夺效应，而环境治理能有效抑制这种剥夺效应[28]。此外，不同于收入增长的社会福利效应会受个体行为能力影响，生态环境质量改善具有使用的非竞争性和受益的非排他性，能够通过缓解相对贫困，提升农民的幸福感[19]。总之，改善生态环境，不仅可以减小环境污染对农村居民健康的不利影响，还能够缓解农村劳动力外出务工引起的负面情绪，提升农民的心理健康状况，增进农民幸福感[29]。因此，农村集体经济发展能够通过改善农村生态环境，间接提升农民幸福感。

2 研究方法

2.1 数据来源

本文使用的数据来源于2016—2018年中国劳动力动态调查数据（China Labor-force Dynamic Survey，CLDS）。该调查由中山大学社会科学调查中心主持，主要以15～65岁的劳动人口为调查对象，采用多阶段、多层次与劳动力规模成比例的概率抽样方法，在全国（除港澳台、西藏、海南外）29个省（区、市）展开。数据包含个体、家庭和村居三个模块，问卷内容较为详尽地囊括了农户个人基本信息、家庭农业生产情况和村庄经济发展状况等方面，为本文研究农村集体经济发展对农民幸福感的影响提供了良好的数据来源。由于本文研究的是农村居民的幸福感，首先剔除城市的居委会样本，再将个体、家庭和村居数据相匹配，然后剔除缺失值样本和不符合现实情况的异常值样本，如个别村庄集体经济收入超过百亿的样本，最终得到两期有效样本7335个。

2.2 变量选取

1）被解释变量。本文的被解释变量是农民幸福感。目前对幸福感的概念界定及其衡量存在诸多方法，既有结合收入、健康状况和生活环境等因素进行度量的客观标准，也有以自我报告的快乐程度或者生活满意度进行衡量的主观标准[30]。后者便是本文对农民幸福感的定义，即主观意义上的幸福感。具体地，该变量的设定基于个体问卷中受访者对“总的来说，您认为您的生活过得是否幸福？”这一问题的回答，用1～5分赋值，分值越大，表明其幸福感越高。

2）核心解释变量。本文的核心解释变量是农村集体经济发展水平。既往研究对农村集体经济发展水平的衡量多采用集体经济总收入指标或者将其作对数处理[12]。此外，有学者强调，农村集体经济的发展水平高低关键在于其实际盈利能力，遂以人均集体收入或者人均集体经济净收入指标进行度量[5,8]。借鉴以上研究，兼顾数据的可得性，本文采用人均村庄集体经济收入作为农村集体经济发展水平的度量，即村集体经济收入与村庄实际居住人数之比。

3）中介变量。本文的中介变量是基础设施建设和生态环境质量。如前文所述，农村集体经济可以通过完善乡村基础设施建设和提升乡村生态环境质量，间接增强农民幸福感。其中，基础设施建设变量采用村庄人均基础设施建设支出进行度量，即村庄财政支出中的基础设施建设支出与村庄实际居住人数之比；生态环境质量涉及多个方面，本文借鉴普遍的做法，结合数据的可得性，选取绿化覆盖率、退耕还林和土壤改造3个指标来衡量生态环境质量。此外，因各指标的原始属性和量纲量级不同，无法直接进行加总计算，所以本文在属性处理上，对所有逆指标进行正向化处理；在量纲量级处理上，先对各指标进行归一标准化处理，再将处理后的各指标加总计算均值。生态环境质量变量的具体指标构建体系见表1。

表1 多维度生态环境质量指标体系Table 1 Multi-dimensional indicator system of ecological environment quality

4）调节变量。本文的调节变量为村庄特征，主要包括村庄民主、村庄区域、大学生村干部和村主任任期年限。其中，借鉴陈前恒和职嘉男[18]的做法，村庄民主选取村庄村民代表大会每年举办的次数作为衡量指标；村庄区域根据传统意义上的东部和中西部进行划分，并生成一个二值变量，若是东部地区，则取1，否则取0；根据村主任是否为大学生，将大学生村干部赋值成二值变量，若村主任的学历是大专及以上，则取1，否则取0；村主任任期年限指的是村主任上任至今的任职时长。

5）控制变量。参考已有研究[13]，本文选取个体层面、家庭层面和村庄层面三类控制变量。其中，个体层面包括性别、年龄、婚姻状况、收入、公平感和养老保险，同时纳入年龄的平方项，检验年龄对农民幸福感可能存在的非线性影响。家庭层面包括社会地位、社会信任、邻里互助和邻里关系。村庄层面为村人口密度和村空宅比例。

上述所有变量的定义及其描述性统计见表2。

表2 变量定义与描述性统计Table 2 Variable definitions and descriptive statistics

2.3 模型设定

1）双重固定效应模型。运用双重固定效应模型估计农村集体经济发展对农民幸福感的影响，具体模型设定为：

式中：Hit代表农民幸福感，即个体i在t时期的幸福感水平，Rijt代表农村集体经济发展水平，即个体i所在村庄j在时期t的人均集体经济收入，Xit代表影响农民幸福感的一系列控制变量，包括个人、家庭和村庄层面的变量，β0为常数项，β1和βc为系数估计值，μi为个体i不随时间变化的个体固定效应，δt则控制年份固定效应，εit为随机扰动项。此外，为了在一定程度上消除模型的异方差性，本文在进行模型估计时在省份层面对标准误进行聚类。

2）中介效应模型。为检验农村集体经济发展影响农民幸福感的作用机制，本文采用中介效应模型判断基础设施建设和生态环境质量是否为本文的中介机制，模型设定为：

式中：Mijt为中介变量，分别代表基础设施建设和生态环境质量状况，α0和ρ0为常数项，α1、αc、ρ1、ρ2和ρc为系数估计值。

2.4 内生性与稳健性检验

由于农村集体经济发展越好的村庄往往有着更大的发展潜力，且拥有更丰富的资产资源和更完善的基础设施建设，甚至是明确的政策倾向，生活在此类型村庄的农民往往也拥有更高的生活质量，自身幸福感也就越高，决定本文的研究可能存在样本自选择问题。此外，虽然农村集体经济发展与农民幸福感之间的联立因果关系看起来并不明显，但是现实中难以避免存在无法观察的因素或者部分不为人所知的重要因素，导致本文的研究还可能存在遗漏变量的内生性问题。因此，本文选取该村距所属乡镇政府的距离（取对数）与该省农村集体经济收入平均值的交互项作为农村集体经济发展的工具变量。具体理由如下：首先，根据区位理论，在若干区域内，个别区域由于地理位置或者行政职能会率先发展成为“中心”，其它区域则发展为“外围”，依附于中心。乡镇政府所在的行政村是所辖区域的中心村，其历史选定基于该村在人口规模、地理位置和交通等因素较其它村庄占据优势。因此，中心村的公共基础设施完善程度、经济活动集聚度也都超过其它村庄，与上级政府的联系也更紧密，拥有更大的潜力发展集体经济。由于距离产生成本，较近的区位间经济联系越强。当村庄距离所属乡镇政府越远，经济活跃程度、交通基础和人口集聚水平逐步弱化，发展农村集体经济的基础更弱。所以，村庄距所属乡镇政府的距离与农村集体经济发展呈负相关关系，满足工具变量相关性条件。其次，该村距所属乡镇政府的距离是一个相对外生变量，与农民幸福感无直接关系，即村庄到所属乡镇政府的距离并不会直接影响农民幸福感，满足工具变量外生性条件。最后，由于村庄距所属乡镇政府的距离不随时间变化，借鉴李红锦和张丁山[31]的做法，将该距离变量与该省每年农村集体经济收入平均值相乘作为工具变量进行回归。

为进一步保证估计结果的稳健可靠，本文采用四种方法对估计结果进行稳健性检验。一是更换被解释变量定义，将幸福感设定为二分类变量，具体地，若受访者回答的幸福感分数达到1～3分，则该变量取值为0，否则取值为1；二是删除部分样本，考虑到直辖市的区位优势和自治区治理机制的独特性，本文在排除这些地区的样本后重新进行估计；三是变更模型设定，由于经济发展水平越高的省份，往往有着更高的市场化程度以及对人才和资本更强的集聚效应，农村集体经济进而会得到更好的发展机会，对此，为缓解这一宏观环境因素变化对回归结果造成的内生性问题，进一步加入省份固定效应、省份与年份交互效应进行估计；四是改变估计模型，由于农民幸福感是一个排序离散变量，通过建立一个有序Probit模型重新进行估计，但此时若只控制年份固定效应，有可能遇到遗漏变量问题，所以进一步控制了省份固定效应及其与年份交互效应。

3 结果与分析

3.1 农村集体经济发展与农民幸福感分析

统计结果显示，农民幸福感均值为3.791（表2）。一方面，考虑到认为自己非常不幸福和比较不幸福的农民样本较少，将其与幸福感处于一般水平的样本合并，重新定义为不幸福，并将认为自己比较幸福和非常幸福的样本合并，定义为幸福。结果显示，认为自己幸福的农民占比64.4%（表3），表明全样本中有超半数以上的农民处于较为幸福状态，有35.6%的农民感到不幸福，说明农民的幸福感水平提升还存在不小的空间。观察处于不同幸福感状态的农民所对应的农村集体经济发展水平，发现感到幸福的农民处于更高的农村集体经济发展水平。

表3 农村集体经济发展水平与农民幸福感分析Table 3 Analysis of the level of rural collective economic development and farmers’ well-being

另一方面，2017年全国农村集体经济总收入为4627.6亿元，确认集体成员近1亿人，人均集体收入接近0.5万元，为此，本文将0.5万元/人作为农村集体经济发展水平的第一分界点。同时，陆雷和赵黎[20]的研究指出，中国农村集体经济“强村”的经营收益约是平均水平的10倍，故本文将5万元/人作为农村集体经济发展水平的第二分界点，以此来比较不同农村集体经济发展水平下农民幸福感的差异。结果显示，随着农村集体经济发展水平的提高，农民幸福感也在不断提升（表3）。上述结果初步表明农村集体经济发展可能与农民幸福感存在正相关关系。其中可能的原因是，随着农村集体产权进一步明晰，乡村“沉睡”的集体资源蜕变为“活”资产，有助于实现政—企—村三方合作，促进农村形成特色产业，给当地农民的生活质量带来明显提升，进而增进农民幸福感。特别是在现代交通发达、农村剩余年轻劳动力城乡流动频繁的背景下，乡村土地撂荒和宅基地闲置现象明显，而农村集体经济的发展不仅有利于促进该类型土地的流转，增加农民的财产性收入，还能对乡村公共服务和生态环境治理做出突出贡献。

需要特别说明的两点是：第一，农村集体经济发展水平处于0～0.5万元/人的样本占比较高，这是因为目前中国农村集体经济发展中的“空壳村”和“薄弱村”普遍存在。《中国农业统计资料》和《中国农村经营管理统计年报》数据显示，2016—2018年无集体经营性收入的村庄数量占比分别为51.5%、46.5%和35.8%，而集体经营性收入在0～5万元的村庄数量占比则分别为23.4%、24.3%和27.9%。可见，中国村域集体经济发展水平非常不平衡，低发展水平占比大是符合中国实际情况的。第二，当农村集体经济发展水平达到5万元/人以上的时候，农民的幸福感有所下降，可能的原因在于：农村集体经济发展初期的收入效应和公共效应是处于递增状态的，但随着其不断发展壮大，相比原始资本匮乏的弱势农民群体，拥有初始资本积累的乡村精英可能会获得更大的发展空间和机会，从而在不同群体间形成一种“强者愈强，弱者愈弱”的马太效应，导致农民整体幸福感没有明显提升，甚至出现下降趋势，表明农村集体经济发展也可能存在“幸福—收入”悖论。

3.2 农村集体经济发展对农民幸福感的影响分析

基准回归结果显示，在加入一系列控制变量前后，农村集体经济变量的回归系数均为正，且在1%统计水平上显著（表4），说明农村集体经济发展能够显著提升农民幸福感。观察控制变量的估计结果可知，在其它变量保持不变的情况下，相比女性，农村男性的幸福感更高，收入、公平感、社会地位、社会信任、邻里关系等控制变量均在1%的统计水平上显著为正，表征这些因素的改善均能够增进农民的幸福感。年龄对农民幸福感呈U型影响，这与罗必良等[19]、罗明忠和刘子玉[13]的研究结论类似。此外，初婚或者再婚、拥有养老保险和邻里互助较少的农民幸福感更高，人口密度和空宅比例越高的村庄，农民幸福感越高。可能的原因在于，夫妻能给彼此提供情感和健康生活提醒等支持，这与大多心理学研究观点“已婚群体比单身群体更幸福、更健康”相一致。拥有养老保险的群体对未来更有安全感，而较少的邻里互助则代表着不频繁的人际关系维护，这些都能对居民幸福感产生提升作用。

表4 农村集体经济发展对农民幸福感影响的基准回归Table 4 Benchmark regression of the impacts of the rural collective economy on farmers’ happiness

3.3 内生性检验分析

工具变量法估计结果显示，第一阶段回归结果的工具变量系数符号为负，并通过1%的显著性检验（表5），表示该村距所属乡镇政府的距离越远，农村集体经济的发展越差。同时，第一阶段的F值大于临界值10，证明该变量通过了弱工具变量检验，即本文所选工具变量与农村集体经济发展水平之间是强相关的。第二阶段回归结果显示，农村集体经济发展水平系数符号为正，并在5%的水平上显著，表明在考虑内生性问题的基础上，农村集体经济发展确实能够提高农民幸福感，上述结果再次验证了本文结论的可靠性。

表5 工具变量检验结果Table 5 Test results of the instrumental variable method

3.4 稳健性检验分析

稳健性估计结果显示，在更换被解释变量定义之后，农村集体经济发展对农民幸福感的影响仍显著为正，并通过5%的显著性检验（表6）；排除直辖市和自治区样本后重新进行估计，农村集体经济系数为0.005，并在1%的统计水平上显著，与基准回归结果非常接近，表明本文的研究结论并不由超大型城市和经济基础相对落后地区城市所驱动；考虑到宏观环境因素变化带来的影响，本文进一步控制省份固定效应及其与年份交互效应，此时，变更模型设定后的农村集体经济发展系数为0.006，并通过1%的显著性检验，说明农村集体经济发展有助于提升农民幸福感；根据被解释变量特征，本文改变估计模型重新进行估计，农村集体经济发展仍显著正向影响农民幸福感。因而，本文的估计结果具有稳健性。

表6 稳健性检验结果Table 6 Robustness test results

3.5 调节效应分析

本文基于村庄民主、村庄区域、大学生村干部和村主任任期年限视角，引入这些特征及其与农村集体经济的交互项，进一步探究农村集体经济发展对农民幸福感影响的群体特征，以了解农村集体经济的集体优越性和包容性。此外，为了避免共线性问题，本文对核心解释变量和连续型调节变量均进行均值中心化处理。

1）村庄民主。估计结果显示，民主程度越高的村庄，农村集体经济发展对农民幸福感的提升幅度更大（表7），说明有农民直接参与的农村集体经济发展更加能够增强农民的幸福感。可能的原因在于，现代农民越来越注重在集体中的话语权，民主程度越高的村庄，农民的幸福感越高[30]。农民在参与村庄事务决策的过程中，不仅可以发出自己内心的声音，让自身需求得到倾听，激发自身的集体归属感，还能够增强与村两委的交流，对村干部形成有效监督，使得村庄承接的政府公共项目对准农民实实在在的需求，进而提升农民幸福感[18]。

表7 调节效应回归结果Table 7 Adjustment effect regression results

2）村庄区域。本文划分了传统意义上的东部、中西部样本，以考察农村集体经济发展对农民幸福感的影响是否存在区域差异。估计结果表明，相比中西部地区而言，东部地区的农村集体经济发展对农民幸福感的促进作用更小（表7）。这一结论与孔祥智[32]的调研发现相似，即经济欠发达地区的农民从农村集体经济发展中获得的实惠更多。相比经济发展迅速的东部地区，农村集体经济发展对相对落后的中西部地区农民幸福感的促进效果更为明显，体现了农村集体经济的包容性。

3）大学生村干部和村主任任期。估计结果表明，大学生村干部与农民幸福感呈正相关关系，在拥有大学生村干部的村庄，农村集体经济发展对农民幸福感的促进效果越大（表7）。可能的原因是，村干部的文化素养是影响农村发展的重要因素[33]，农村集体经济的发展壮大要求相关负责人具备市场化经营运作能力，而大学生村官不仅具有较强的市场信息获取能力，有利于引进外部投资，使得集体农产品适销对路，而且与上级政府关联更加密切，能够及时获取和精准实行扶农政策，提高农民农业生产的福利[8]。村主任任期越长，农村集体经济发展给农民带来的幸福感越高，说明在目前的村主任任期制下，村主任任期年限越长的村庄，农村集体经济发展越能提升农民的幸福感。对此可能的解释是，受村干部任期短的影响，领导班子频繁更迭，带来的结果就是政策目标的不稳定和村干部的机会主义行为倾向突出。反之，村干部任期适度延长，积累的社会资本和知识经验就越多，对村庄管理更为熟悉，在村里的权威和关系网络更加强固[34]，更有利于组织农民参与农村集体经济，减少村民在参与集体行动时发生冲突摩擦。因此，农村集体经济发展给农民带来的幸福感效应更强。

3.6 农村集体经济发展对农民幸福感影响机制分析

根据理论分析，农村集体经济发展可能通过完善乡村基础设施建设和提升乡村生态环境质量，进而提升农民幸福感。因此，本文使用中介效应模型的逐步回归法对上述作用机制进行检验。

基础设施建设的中介效应检验结果显示，农村集体经济发展对农民幸福感的回归系数为正，并在1%的置信水平上显著（表8），说明农村集体经济发展对农民幸福感具有正向促进作用。同时，农村集体经济发展对基础设施建设的回归系数在1%统计水平上显著为正，表明农村集体经济发展对基础设施建设支出具有显著的正向影响，发展农村集体经济有助于增大村庄的基础设施建设投入。在将基础设施建设变量加入到基准回归模型后，其回归系数和农村集体经济发展水平系数均通过了显著性检验，表示基础设施建设能够显著增进农民的幸福感，而且，基础设施建设在农村集体经济发展对农民幸福感的影响中起到部分中介作用。此外，农村集体经济发展对农民幸福感的影响系数相比基准回归有所下降，说明基础设施建设的确是农村集体经济发展促进农民幸福感提升的作用机制之一。

表8 中介效应检验结果Table 8 Mediation effect test results

生态环境质量的中介效应检验结果显示，生态环境质量对农村集体经济发展作回归的系数为正，并通过1%的显著性检验，表明农村集体经济发展对生态环境质量具有显著的正向影响，发展农村集体经济有利于促进村庄生态环境质量提升。在将生态环境质量加入到基准回归模型后，其回归系数和农村集体经济发展水平系数均显著为正，表明生态环境质量对农民幸福感具有正向效应，在农村集体经济发展影响农民幸福感的效应中起到部分中介作用。同样地，农村集体经济发展水平系数相比基准回归系数有所下降，表明促进生态环境改善确实是农村集体经济发展提升农民幸福感的机制之一。

4 结论与启示

4.1 结论

研究表明，农民幸福感均值为3.791，有超半数以上的农民处于较为幸福状态，但仍有35.6%的农民感到不幸福，农村居民的幸福感提升还存在不小的空间。当农村集体经济发展水平处于高位，农民的幸福感水平更高。发展农村集体经济的确能够提升农民幸福感。具体而言，农村集体经济发展对农民幸福感的提升效应主要是通过完善基础设施建设和改善生态环境来实现。然而，该影响效应具有村庄特征差异。调节效应回归结果显示，相较东部地区，中西部地区农村集体经济发展对农民幸福感的正向促进效应明显增强，说明发展农村集体经济对于中西部农民生活幸福具有更为重大的意义。此外，民主水平、大学生村干部和村主任任期年限在该效应中均起到正向调节作用，这意味着提升村庄民主水平、引进高素质人才和在任期制条件下适当延长村干部任期，将有利于增强农村集体经济发展对农民幸福感的促进效应。

本研究从社会属性和自然属性视角，为农村集体经济的幸福感提升效应提供了新的经验证据，但受限于数据的可得性，对于农村集体经济的收入效应未作探究，之后有待利用更为详尽的数据，对农村集体经济收益分配机制的有效性进行研究。

4.2 启示

根据上述结论，下一阶段提升农民幸福感应着重从发展新型农村集体经济、完善公共服务体系、提升生态环境质量和促进民主建设等方面入手。

1）加快推进新型农村集体经济发展。应充分释放农村集体产权改革的政策红利，在产权明晰的基础上，进一步盘活农村集体资产，建立健全新型农村集体经济组织的经营管理机制，为新型农村集体经济组织发展营造更加有利的环境。同时，要健全农村集体经济发展中利益分配的激励相容机制，进一步调动乡村精英投身农村集体经济的积极性。既要克服农村集体经济发展中普遍存在的“搭便车”问题，又要避免农村集体经济发展中可能发生的“精英俘获”难题，将新型农村集体经济组织引向健康发展的道路。

2）提升基础设施建设和生态环境治理水平。完善的基础设施建设和良好的生态环境，不仅有利于对接城市基本公共服务和引进农业技术，而且有助于缓解相对贫困带来的幸福感差距。因此，发展农村集体经济应积极完善乡村公共服务建设体系和提升生态环境治理水平，比如实行统一灌溉排水和提供机耕服务等支农措施，或者提供建设公共环卫设施、老年人活动中心和公园广场等惠民服务，以此丰富农民农业生产手段和日常休闲娱乐生活。

3）倡导乡村民主，在坚持任期制前提下适当延长村干部任期。要加大农村集体经济组织的财务信息和政务信息的披露强度，通过召集村民代表会议讨论决定集体事项的决策授权，充分尊重农民的参与意愿，塑造农民的主人翁意识，提升农民参与集体经济过程中的话语权。同时，应积极鼓励农村基层干部任期适当延长，为村干部做好乡村发展长期规划创造良好的制度环境，从而减少村干部的功利主义行为和机会主义倾向行为，实现集体资产收益在成员之间的公平分配，保证农村建设事业的连续性和稳定性。

致谢：特别感谢中山大学社会科学调查中心中国劳动力动态调查（CLDS）数据库的支持。