公共教育投入对农民幸福感的影响

任咏欣 等

黄超  张璞钰  陈惠佳  梁可欣

摘要：近年来，随着社会经济的快速发展和乡村振兴战略的深入实施，农民幸福感逐渐受到越来越多的关注。本文基于CGSS2010-2013以及2015年的数据中农村户籍的样本，采用有序Logit模型考察公共教育投入对农民幸福感的影响。结果表明：公共教育投入、健康水平以及收入均对农民幸福感存在着显著的正向影响，进一步提出加大教育投入、拓展教育渠道等针对性措施。

关键词：公共教育投入；农民幸福感；教育水平；有序Logit模型

我国农业经济逐步朝着多元化、高效化、集约化的方向发展，长期困扰着农民的温饱问题得到了有效解决，农村地区物质需求也得到了基本的满足。现阶段，农村地区也逐渐萌生精神层面的诉求。在乡村振兴背景下，提出“发展的根本目的是增进民生福祉”，并强调“让广大农民享有更多幸福感和获得感”的行动指南。但是农村地区仍然存在着幸福感整体水平不高、各区域发展不平衡性、城乡差异过大等显著特征；研究发现，农村地区的公共教育投入的“缺位”是限制农民幸福水平的主要因素，目前，农村地区整体呈现出教育投入少、教育资源匮乏和教育水平普遍低下等特征。因此，关注公共教育投入，是提高农民幸福感的重要举措。本文以公共教育投入为切入点，采用CGSS2010-2013以及2015年的数据，分析农民幸福感的影响因素。

1 文献综述

国内学者关于幸福指数的研究主要分布在幸福指数的度量、幸福指数的区域差异以及教育与幸福指数的关系3个方面。熊彩云、孟荣钊等认为我国农村居民幸福感总体水平一般，教育资源匮乏及养老保障普及水平较低都导致了中国农民获取幸福不易；在教育资源投入方面城乡二元差异仍然显著。郭庆旺在张旭昆的研究当中认为教育投入不可避免地受到外部性影响，教育投入对于西部地区的促进效应最大，东部地区次之，中部地区最小。张学志基于广东省成人调查数据库，针对性地研究了影响居民幸福感的因素，研究表明教育程度与广东省中等收入群体幸福感呈显著正相关关系。王敏、王峰经过实证研究认为政府应当加大力度解决城乡教育资源分配公平问题，保障农民具有同等发展机会，才能从制度层面促进农民幸福感的提高。

2 数据变量和方法

2.1 数据来源

本文的数据来源于中国综合社会调查项目（Chinese general social survey，CGSS），该调查采取随机分层抽样的方式，以我国大陆的各个省、自治区、直辖市为调查对象。本文选取了湖北省县域2010-2013年及2015年的数据，并根据我国的城乡户籍政策，选取了农村户籍样本，包含孝南区、来凤县、江夏区、南漳县、老河口市、宜城市共6个县域的数据，共获得1011份县域样本。

2.2 变量选取

本文的核心目的是探究不同公共教育投入水平的情况下，农民幸福感的变化；故选取农民幸福感（Happiness）为因变量，在研究对应年份CGSS的问卷中对应的问题为“总的来说，您觉得您的生活（过得）是否幸福？”选项分为“非常不幸福（＝1）、比较不幸福（＝2）、居于幸福与不幸福之间（＝3）、比较幸福（＝4）、非常幸福（＝5）”。

公共教育投入（Puedu）为本文的核心解释变量，但是由于其准公共物品的性质，无法分析出微观个体相对应的分配数额。为了进一步识别公共教育投入结构，本文结合殷金朋和陈永立的研究，将教育水平作为公共教育投入的代理变量；在对应年份的CGSS问卷中对应的问题为“您的教育水平是？”选项分为五个程度，“非常不幸福（＝1）、比较不幸福（＝2）、说不上幸福不幸福/居于幸福与不幸福之间/一般（＝3）、比较幸福（＝4）、非常幸福（＝5）”。

本文的控制变量分为个人及家庭特征和区域发展特征2类，个人及家庭特征包含性别（Gender）、年龄（Age）、婚姻状况（Marriage）、身体健康状况（Health）以及全年总收入（Income），这些因素均已被证实会对幸福感产生实质的影响（Frey和Stutzer，2000）；同时，地区发展水平也影响了公共教育投入以及幸福感，故纳入人均GDP（RGDP）作为代表区域特征的控制变量。

2.3 模型设定

本文通过构造有序Logit模型（Order Logit Model），并借助STATA软件对样本数据进行了回归分析，研究公共教育投入对农民幸福感的影响，变量设置以及描述性统计见表1，回归如下：

其中，为被解释变量，表示个体i在第j年的幸福感情况；为核心解释变量，使用個人受教育水平代替，表示个体i在第j年的教育水平；表示个人和家庭特征方面的控制变量构成的向量，包括性别、年龄、婚姻状况、身体健康状况和全年总收入；表示地区发展特征方面的控制变量所构成的向量，包含人均GDP和城镇化水平；同时，为了避免由遗漏不可观测的异质性所导致的内生性问题，本文加入双向固定效应；其中，αc表示县域固定效应，δt表示时间固定效应，εij表示随机扰动项。

该式的基本研究机理如下：

当估计值≤C1时，=1，代表非常不幸福；

当估计值C1<≤C2时，=2，代表比较不幸福；

当估计值C2<≤C3时，=3，代表居于幸福与不幸福之间；

当估计值C3<≤C4时，=4，代表比较幸福；

当估计值＞C5时，=5，代表非常幸福。

3 实证检验与分析

3.1 公共教育投入的幸福效应

表2为全样本回归结果，验证了公共教育投入对农民幸福感的影响，结果证实了其对农民幸福感存在显著的正向效应。

具体来看，核心解释变量公共教育投入对农民幸福感存在着显著的正向效应，其优势率（Odds ratio）达到了0.682，即随着公共教育投入的提高，相应地，幸福水平呈增长趋势；同时，边际效应结果显示，公共教育投入每上升1个单位，幸福水平为很不幸福、比较不幸福、居于幸福与不幸福之间的概率将分别减少0.86%、5.58%、6.13%，而达到比较幸福与完全幸福的概率将分别增加8.30%和4.28%。可能的原因是，随着公共教育投入的提高，受访者的受教育程度也随之提高，使其更容易获得更高经济收入，因而幸福水平得以提升；在控制变量的分析中，身体健康状况的优势率为0.484，可见身体健康状况对幸福水平的影响是正向显著的，即更加良好的身体有更高概率感受到幸福；同时在控制变量中研究关注的全年总收入，其优势率（Odds ratio）为0.001，也对幸福水平产生了正向的效应，但是在边际效应的分析中其系数过小导致其在经济上并不具有显著性，这可能与农民收入结构过于单一相关；其他控制变量，性别，年龄，人均GDP都对幸福感起到了促进作用，这也与已有的研究相呼应。

3.2 稳健性检验

为考察基准模型可靠性，本研究从3个方面对研究结果進行稳健性分析，结果如表3所示。

第一，替换核心解释变量。教育具有准公共产品性质，对每一位居民的影响难以估量，每位居民对自身受教育的认知、评价也有差异。本文借鉴殷金朋、陈永立等的方法，在稳健性检验中替换公共教育投入为主观的教育满意程度为核心解释变量进行回归，结果仍然显著。由表3可知，替换变量后，结果仍保持稳健。

第二，丢弃孝南区数据。孝南区毗邻武汉市，是长江经济带的重要开发部分，其2021年生产总值为除江夏区以外的6个县域之首。由于长江经济带对孝南区的经济拉动作用，孝南区的相关数据可能不具备农村地区的代表性，对回归结果造成较大影响。基于以上考虑，研究剔除了孝南区各组数据，结果仍保持稳健。

第三，更换计量方法。本文借鉴已有文献（陆方文、刘国恩）采用线性OLS回归验证结果的稳定性；同时还使用了有序Probit模型（Order Probit Model）进行回归，使用2种方法回归的结果仍然保持稳健。本文通过对CGSS2010-2013以及2015年微观数据的分析，发现公共教育投入对农民幸福感有显著的正向效应，即公共教育投入水平越高，农民幸福感越强；同时随着年龄、收入和健康状况水平的不断提高，农民幸福感都呈现出增长趋势。

4 对策建议

4.1 加大教育投入

由于结论得出教育水平对农民幸福指数有显著的正向影响，而公共教育投入是农村教育资金来源的重要保障，政府对农村教育的扶持力度越大，越有利于建设农村高教育人才。应保证农村教育资金充足、专款专用，完善图书资源、实验楼和体育设施等基础建设，推动农村教育可持续发展。

4.2 促进分配公平

研究表明收入在一定程度上会影响农民的幸福指数，收入和幸福感呈正相关。要结合当地特色，加强对农民的职业技术指导，鼓励农村人口在当地就业，借助智能科技手段，讲好乡村故事，推动农业与旅游业融合发展，还可设立农民低资制度，减少农民税，缩小贫富差距，实现共同富裕。

5 结语

针对当前农民幸福感总体水平一般的现象，本文采用CGSS2010-2013以及2015年的数据，建立有序Logit模型研究公共教育投入对农民幸福感的影响。实证分析表明公共教育投入对农民幸福感有显著的正向效应，本文倡导对农村地区加大教育投入，促进分配公平，达成提升农民幸福感的最终目的。为更准确地评估公共教育投入及其他因素对农民幸福感的影响，围绕本文所建立的框架，对未来数据进行长期监测，并增加其他地区的数据，开展更为深入的分析，使结论更具有普适性。

参考文献

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