公共文化支出影響農村居民幸福感了嗎？

曾 鳴

(武漢大學 政治與公共管理學院，湖北 武漢 430072)

一、問題提出

人民享有更加幸福安康的生活是全面建設小康社會的重要目標，也是新時期政府治理的最終價值歸屬。早在古希臘時期，哲學家伊壁鳩魯就闡釋了追求幸福和快樂是人的天性，獲得更加充實的幸福感是實現(xiàn)人生價值目標的重要驅動力。改革開放四十年來，伴隨著中國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定的增長，居民收入和生活水平不斷提高，但諸多研究結論顯示，中國居民的幸福感并沒有隨著經(jīng)濟的增長而提高，甚至出現(xiàn)了中國式“伊斯特林悖論”[1]。因此，傳統(tǒng)唯GDP論的績效考核指標逐漸被提高公民福祉的考核體系所替代。聯(lián)合國《世界幸福指數(shù)報告》數(shù)據(jù)顯示，2017年中國居民幸福指數(shù)在全球155個國家中排名第79位，較2016年上升四個名次，但總體排名仍舊靠后?！缎】怠冯s志社2017年調查數(shù)據(jù)顯示，69.7%的受訪者對生活感到滿意和幸福，2017年中國幸福小康指數(shù)為84.7分，較上一年提升了2.8分。劉軍強(2012)通過對2003—2010年CGSS數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，中國居民幸福感隨著經(jīng)濟的增長呈顯著上升趨勢，但城鎮(zhèn)居民幸福感明顯高于農村，而且這種幸福感差異隨著通貨膨脹問題、收入不平等問題的加劇而不斷擴大[2]。因此，如何破解這一問題成為新時期政府治理和制度安排的重要挑戰(zhàn)。

文化是鄉(xiāng)村振興的精神動力，公共文化作為一種信念、精神財富和價值準則是影響農村居民幸福感的一個重要因素，政府通過向社會公眾提供公共文化服務，旨在宣傳對優(yōu)秀傳統(tǒng)文化和社會核心價值觀念的認同，從而為提高農村居民幸福感，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民幸福的均衡發(fā)展奠定良好的認知基礎。黨的十七屆六中全會、十八屆三中全會等重要會議對完善農村公共文化服務體系建設作出了重要部署，2016年全國人大常委會通過《中華人民共和國公共文化服務保障法》，以立法的形式保障公共文化服務建設的均等性。2017年中央一號文件指出，“加強農村公共文化服務體系建設，統(tǒng)籌實施重點文化惠民項目，完善基層綜合性文化服務設施”。2018年中央一號文件進一步對“公共文化資源、公共文化產品與服務”進行了明確政策部署。隨著政府公共文化支出規(guī)模的擴大、支出結構的完善，農村公共文化服務體系建設取得了跨越性發(fā)展，為實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，使農村居民過上“更加幸福的生活”提供了重要精神動力和智力支持。

那么，在經(jīng)濟增長的背景下，中國農村居民幸福感提升了嗎？政府公共文化支出對農村居民的幸福感有何影響？這種影響是否具有異質性？政府公共文化支出是通過何種途徑影響農村居民幸福感？基于此，本文利用中國綜合社會調查(CGSS)2010和2015年的數(shù)據(jù)，分析政府公共文化支出對農村居民幸福感的影響，以及政府公共文化支出是通過何種作用機制影響農村居民幸福感。

二、文獻回顧

“伊斯特林悖論”指出，發(fā)達國家居民的幸福感并不隨著經(jīng)濟發(fā)展和收入水平的提高而增加，并且經(jīng)濟貧困國家居民的幸福感要高于經(jīng)濟發(fā)達國家。而溫霍芬(Veenhouen，1999)提出的絕對幸福理論認為，幸福標準是絕對和恒定的，幸福是與生俱來的固有情感。通過研究發(fā)達國家和發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長正向影響居民幸福感[3]。鑒于此，伊斯特林等(Easterlin et al.，2010)對“收入幸福悖論”進行了重新修正，聚焦經(jīng)濟增長對幸福感影響的持續(xù)效應，并且認為經(jīng)濟增長提高居民幸福感的空間有限，當幸福感上升一定程度后，就會出現(xiàn)停滯甚至下降[4]。

學界研究成果可以分為三個方面：(1)收入對幸福感的影響。張學志和才國偉(2011)研究發(fā)現(xiàn)絕對收入對農村居民幸福感的影響呈倒U型關系[5]。尤亮等(2018)通過對陜西村莊的個案分析發(fā)現(xiàn)，絕對收入顯著提高了農戶的幸福感，與其他影響因素相比，絕對收入對農戶幸福感的差異貢獻度最大[6]；與絕對收入相比，相對收入對農民幸福感的影響起到了決定性作用[7]。(2)政府財政支出對居民幸福感的影響。魯元平(2013)、倪志良(2016)研究發(fā)現(xiàn)，政府財政分權顯著降低了居民幸福感，政府對教育、醫(yī)療、環(huán)保、社保等民生方面的財政支出能夠顯著提高居民幸福感，是解決中國“伊斯特林悖論”的重要途徑，但是這種影響作用存在明顯的異質性[8-9]。但奧特(Ott，2005)研究發(fā)現(xiàn)，財政轉移支付、財政補貼對居民幸福感產生消極影響[10]。帕切科(Pacek，2008)通過對不同國家進行橫向比較研究發(fā)現(xiàn)，政府對經(jīng)濟行為的過度干預將會顯著降低居民幸福感[11]。(3)制度因素對居民幸福感的影響。弗雷(Frey，2000)通過對瑞士民主指數(shù)與幸福感關系研究發(fā)現(xiàn)，民主指數(shù)顯著提高了居民的幸福感，擁有直接民主權利居民的幸福感是沒有政治參與權利居民的三倍[12]。陳前恒(2014)的研究也進一步證實了基層民主制度的完善能顯著提高農民的幸福感[13]。武穎(2017)認為，政治參與能夠顯著提高農村居民幸福感，公民通過對政府公共政策制定、實施以及監(jiān)督過程的參與，能夠提高參與主體的民主意識，實現(xiàn)民主的權利追求，進而提升內心的滿足感[14]。

綜上所述，政府財政支出對居民幸福感的影響尚未得到一致結論，并且當前研究主要討論財政支出的總數(shù)對居民幸福感的影響，卻鮮有分析公共文化支出與農村居民幸福感的關系。那么，公共文化支出如何影響農村居民幸福感？首先，文化資本理論認為，文化資本是文化價值觀念傳承的重要載體，是文化價值與經(jīng)濟價值的有機統(tǒng)一[15]。受傳統(tǒng)“重積累、輕消費”的文化價值觀念的影響，農村居民的儲蓄意愿較強，并推動了經(jīng)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長[16]；隨著農村居民物質生活水平的不斷提高，會增加其對文化產品消費的需求，從而推動新的文化資本的積累，擴大文化市場的規(guī)模，促進政府對農村文化產業(yè)更多的財政支持，而通過文化資本的投入、產出拉動經(jīng)濟增長，最終提高農村居民幸福感[17]。靳濤(2018)認為，政府公共文化支出能夠促進農村文化產業(yè)的升級，提升農村文化品位，推動文化密集型產業(yè)的發(fā)展，促進文化與創(chuàng)意、文化與科技的有效結合，通過關聯(lián)效應，帶動其他產業(yè)的協(xié)調發(fā)展，進而提高農村經(jīng)濟發(fā)展水平，提升居民幸福感[18]。

其次，經(jīng)濟社會的發(fā)展使得居民物質生活水平不斷提高，對精神文化層次的需求越來越強烈。當人的基本需求得到滿足，經(jīng)濟發(fā)展和收入增長對居民幸福感的影響效應有限，因此，制度因素(財政制度、法治程度、腐敗治理等)便成為影響居民幸福感的重要因素。制度主義基于“經(jīng)濟人假定”觀點進一步提出，居民能夠理性地判斷政府財政支出是否能夠帶來幸福感的提升，如果財政支出規(guī)模、結構得到民眾的認可，那么民眾對政策的滿意度將顯著提高生活的幸福感。瑞姆(Ram，2009)認為，政府公共服務財政支出基于稅收杠桿對社會資源重新分配，從而實現(xiàn)公共服務的均衡，由此降低民眾的攀比心理造成的幸福感損失[19]。新古典經(jīng)濟學理論認為，市場不能滿足社會對公共文化物品的需求，政府應通過財政貨幣政策、提供公共文化產品等手段來彌補市場的失靈。在法律與制度的規(guī)制下，通過有效緩解政府、市場與社會的矛盾，從而實現(xiàn)公共文化服務的均衡發(fā)展；政府公共文化支出通過對文化資源的再分配，實現(xiàn)公共文化資源的普惠性、便利性和均衡性，保證了民眾對基本公共文化服務、物品的需求，從而提高了居民的幸福感[20]。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調查(CGSS)2010和2015年度截面數(shù)據(jù)。之所以選取這兩個年份的數(shù)據(jù)，首先是因為具有一定的時間跨度，通過合并為混合截面數(shù)據(jù)，增加樣本量，提高研究的準確性；其次，這兩個年份數(shù)據(jù)變量大多具有測量的一致性。本文研究考察的是政府公共文化支出對農村居民幸福感的影響，因此保留樣本中居住地為“農村”并且戶口類型為“農業(yè)戶口”的樣本，通過剔除缺失值，最終獲得2010年有效樣本數(shù)為4 510個，2015年有效樣本數(shù)為4 470個，合并后總樣本數(shù)為8 980個。此外，宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

(二)變量選擇

因變量：農村居民幸福感。選取問卷問題“a36：總的來說，您覺得您的生活是否幸福？答案選項分別為：非常不幸福、比較不幸福、說不上幸福不幸福、比較幸福、非常幸福；分別賦值為1、2、3、4、5”；占比分別為2.09%、8.34%、16.14%、58.45%和14.98%。2010、2015年農村居民幸福感均值分別為3.69和3.83，說明農村居民幸福感顯著提升。為研究需要，把“農村居民幸福感”設置為虛擬變量，將“非常不幸福、比較不幸福、說不上幸福不幸?！倍x為“不幸福”，取值為0，將“比較幸福、非常幸?！倍x為“幸?！保≈禐?，不幸福和幸福分別占比26.5%和73.5%。

核心自變量：公共文化支出。從相關研究來看，財政文化支出是公共文化支出的重要組成部分，廣義的公共文化支出包括體育和傳媒事業(yè)支出，將文化體育與傳媒支出納入公共文化支出的分析行列有利于更全面理解評估中國的公共文化服務制度。因此，本文公共文化支出選取2009年和2014年人均文化體育與傳媒支出，為降低地區(qū)間文化財政支出的差異以滿足回歸結果的無偏性要求，將人均公共文化支出在回歸模型中取對數(shù)形式。

影響機制變量：再分配機制，以文化財政支出所占財政支出的比率來衡量再分配水平；互聯(lián)網(wǎng)信息機制，選取問題“a285：過去一年您對互聯(lián)網(wǎng)的使用情況如何？答案選項分別為：使用和不使用，分別賦值為1和0”；社會信任機制，選取問題“a33：總的來說，您同意在這個社會上絕大多數(shù)人是值得信任的？答案選項分別為：非常不同意，比較不同意，一般，比較同意，非常同意，分別賦值為1、2、3、4、5”。

控制變量。為降低回歸偏誤，結合CGSS所能夠提供的兩年共有變量，本文控制變量分別選取個體層面、家庭層面和社會層面的變量。個體層面變量為性別、年齡、婚姻狀況、受教育水平、自評健康、個人收入、政治面貌；家庭層面變量包括家庭總收入、家庭經(jīng)濟水平、子女數(shù)；社會層面變量包括社會公平感、社會交往和政治參與。各變量定義和描述見表1。

表1 各變量定義與取值

四、實證分析與結果

(一)公共文化支出對農村居民幸福感的影響效應

本文因變量農村居民幸福感為虛擬變量，因此選擇Probit概率型非線性模型進行參數(shù)估計。設定模型如下：

(1)

表2模型1基準回歸結果顯示，在不添加其他任何控制變量情況下，公共文化支出系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，表明公共文化支出能夠提高農村居民幸福感，同時求得其邊際效應為0.074 2，即公共文化支出每提高一個單位，農村居民自感幸福的概率就提高7.42%。模型2、模型3和模型4在逐步添加人口特征、家庭特征和社會特征變量后，公共文化支出系數(shù)分別在1%和5%的顯著性水平上為正，表明公共文化支出確實能夠提高農村居民幸福感，其邊際效應分別為0.031 9、0.027 7和0.028 7，即公共文化支出每提高一個單位，農村居民自感幸福的概率分別提高3.19%、2.77%和2.87%。

表2 公共文化支出對農村居民幸福感影響的參數(shù)估計

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內為標準誤差項。后同。

人口特征變量方面，以模型4全樣本回歸結果為例，農村女性幸福感要高于男性；農村居民年齡越大，對幸福感的感知就越強，原因可能為，與過去相比，經(jīng)濟發(fā)展，財政支農、惠農將社會福祉落到實處，提高了農村居民的生活水平，因此年齡越大感受到的文化福利就越多。相比沒有受過教育的農村居民，受教育程度越高的農村居民幸福感越強，原因可能在于教育程度越高，越能獲得更多的人力資本和社會資本，提高收入水平、豐富人生閱歷，進而提高幸福感。已婚農村居民幸福感高于未婚農村居民的幸福感。黨員身份能夠顯著提高農村居民幸福感，因為黨員作為一種政治身份，能夠產生精神激勵效益，進而提高對生活的滿意度。農村居民健康水平越高，幸福感就越高。居民個人收入在全樣本對幸福感的影響并不顯著。家庭特征變量顯示，家庭收入和家庭經(jīng)濟水平均在1%的顯著性水平上正向影響農村居民幸福感，表明家庭收入越高，家庭經(jīng)濟水平越好，農村居民自感幸福的概率就越高。子女數(shù)越多，農村居民自感幸福感的概率就越高，原因可能在于，受傳統(tǒng)文化中多子多福觀念的影響，撫養(yǎng)子女越多，對養(yǎng)老的保障性越強，因此幸福感就越強。社會特征變量方面，社會公平感、政治參與和社會交往分別在1%和5%的顯著性水平上正向影響農村居民幸福感，表明社會越公平，越積極參與政治事務和社會交往，就越能提高幸福感。

變量遺漏、測量誤差以及公共文化支出與農村居民幸福感之間可能存在的互為因果關系可能導致內生性問題。受城鄉(xiāng)二元結構的制約，城鄉(xiāng)公共文化服務供給差異顯著，一方面民生財政支出規(guī)模不斷擴大?！拔幕瘯荨薄半娪跋锣l(xiāng)”等一系列文化惠民工程深入推進，極大地豐富了農村居民的精神文化生活，實現(xiàn)了農村居民基本的文化權利，進而對農村居民幸福感產生影響。另一方面，居民生活幸福感的提升，精神狀態(tài)的飽滿，將會促進居民對政府文化建設投入更多的關注，推動公共文化服務的“共建、共享”，進而實現(xiàn)城鄉(xiāng)公共文化服務一體化。因此，為消除可能存在的內生性問題，得到公共文化支出影響農村居民幸福感的凈效應，添加“農村居民消費指數(shù)”作為公共文化支出的工具變量，使用IV Probit回歸模型進行檢驗的模型5，回歸結果顯示，公共文化支出在1%的顯著性水平上正向影響農村居民幸福感，公共文化支出變量的系數(shù)符號、顯著性與模型1—模型4基本一致，表明公共文化支出的確能夠提高農村居民幸福感。

(二)公共文化支出影響農村居民幸福感的異質性分析

上文分析了公共文化支出對農村居民幸福感的影響，但不同群體的農村居民幸福感是否存在差異有待進一步檢驗。表3考察了公共文化支出對不同年齡和不同收入群體幸福感的影響。年齡群體劃分，按照青年(45歲以下)、中年(45～59歲)和老年(60歲及以上)分為青年組、中年組和老年組；收入群體，按照個人收入從高到低排序，劃分25%、50%、75%三個分位數(shù)，其中低于25%分位數(shù)(小于等于1 980元)為“低收入群體”，25%～50%分位數(shù)(1 980～5 400元)為“中低收入群體”，50%～75%分位數(shù)(5 400～18 450元)為“中高收入群體”，大于75%分位數(shù)(大于18 450元)為“高收入群體”?；貧w結果見表3，按年齡分組回歸結果顯示，公共文化支出對老年農村居民幸福感影響要大于中年和青年，公共文化支出每提高一個單位，老年、中年和青年幸福感概率分別提升8.74%、6.16%和7.20%。按不同收入分組回歸結果顯示，公共文化支出除了對中高低收入群體的影響在統(tǒng)計水平上不顯著外，對農村低收入群體、中低收入群體和高收入群體的幸福感分別在1%、1%和5%的顯著性水平上為正。通過比較邊際效應，公共文化支出每提高一個單位，低收入群體幸福的概率提高13.62%，而中低收入群體和高收入分別提高8.05%和4.08%，二者均小于低收入群體。表明公共文化支出對低收入群體幸福感的影響效應要大于中低收入和高收入群體。

表3 公共文化支出對農村居民幸福感影響的群體差異

表3(續(xù))

(三)穩(wěn)健性檢驗

盡管在回歸模型中控制了一系列可能對農村居民幸福感產生影響個體層面、家庭層面和社會層面的變量，但是受訪者的主觀認知和態(tài)度可能對幸福感的報告存在失實，從而導致存在“低報”或“高報”現(xiàn)象。由于不能直接準確找出存在“低報”或“高報”的樣本，因此，采用對農村居民幸福感評價等級重新操作賦值的方法有效減少測量偏誤[21]。重新賦值方法為：將“非常幸福、比較幸福和說不上幸福不幸福”賦值為1，定義為“幸?！?；將“比較不幸福和非常不幸?！辟x值為0，定義為“不幸?！?。由于原始數(shù)據(jù)中主觀幸福感為五分有序離散變量，因此采用有序Probit回歸模型進行參數(shù)估計。表4重新賦值后的Probit和有序Probit回歸結果顯示，公共文化支出系數(shù)分別在1%和5%的顯著性水平上為正，說明公共文化支出顯著提高了農村居民的幸福感概率，證明了前述回歸結果具有一定的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗

(四)公共文化支出影響農村居民幸福感的作用機制

前述實證分析結論表明，公共文化支出顯著提高了農村居民幸福感，那么公共文化支出是通過何種作用機制影響農村居民幸福感？綜合以往研究，本文提出再分配機制、互聯(lián)網(wǎng)信息機制和社會信任感機制三種影響公共文化支出與農村居民幸福感的關系機制。

1.再分配機制

經(jīng)濟社會發(fā)展的區(qū)域差異導致收入差距的不斷擴大，社會不平等加劇，基尼系數(shù)不斷增長，使得國家再分配政策不斷進行調整。例如，通過轉移支付手段縮小區(qū)域和城鄉(xiāng)的經(jīng)濟發(fā)展不平等，通過提高公共服務財政支出尤其是政府的民生類(文化、教育、醫(yī)療等)財政支出來實現(xiàn)基本公共服務的均等化。政府通過宏觀稅收手段實現(xiàn)對財富的汲取，通過再分配政策減少居民貧困、促進就業(yè)、改善生活質量，實現(xiàn)財政支出向農村和社會基層的轉移，從而實現(xiàn)居民幸福感的提升。但是，如果民眾沒有感受到再分配帶來的紅利，便會帶來社會公平感的降低，從而影響對生活的滿意度[22]。洪巖璧(2017)的研究也表明了再分配促進社會的公平，從而提高了居民的幸福感[23]。因此，公共文化支出可能通過提高再分配水平的途徑，進而提高農村居民幸福感。

2.互聯(lián)網(wǎng)信息機制

隨著國家“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的全面升級，“互聯(lián)網(wǎng)+文化、幸?！卑l(fā)展模式成為溝通政府與居民文化交流的重要信息平臺。互聯(lián)網(wǎng)信息動員論認為，互聯(lián)網(wǎng)信息媒介扮演著溝通政府與民眾文化需求信息的重要橋梁，是居民獲取政府文化服務信息的重要途徑。然而，信息的不對稱容易造成政府公共文化財政支出的偏差，從而導致公共文化服務資源配置的不均衡，甚至浪費。因此，互聯(lián)網(wǎng)信息溝通機制實現(xiàn)了公共文化消費者與供給者之間的有效信息互動，政府政策制定主體通過網(wǎng)絡信息平臺及時、準確地獲取農村居民文化需求偏好，提高文化財政政策制定的效率。此外，農村居民通過網(wǎng)絡監(jiān)督的途徑，實現(xiàn)對公共文化財政支出效率與行為的監(jiān)督，推進公共文化財政信息的公開、透明，提升農村公共文化服務的效能，進而提高農村居民幸福感[24]。因此，公共文化支出與國家“互聯(lián)網(wǎng)+”戰(zhàn)略的有效結合，可以推動城鄉(xiāng)公共文化信息化、數(shù)字化的不斷完善，使農民更多地通過互聯(lián)網(wǎng)途徑加強對國家公共文化服務建設的認知，促進文化活動的多樣性與廣泛性，進而提高幸福感。

3.社會信任感機制

基爾(Keele，2007)認為，社會信任能有效減少個人機會主義行為，形成共同的群體愿景[25]。社會信任從利他主義視角分析認為，即使居民為公共文化產品繳納了相應的稅額，但是他們的幸福感依然會得到提升。公共文化支出通過構建完善的公共文化服務體系，實現(xiàn)農村居民的文化需求與民族的、大眾的文化有效結合，擴大社會資本的邊界，進而促進幸福感的提升。倪志良等(2017)也進一步證實，政府公共文化支出能夠有效地提高農村居民對社會的信任水平，通過對共同文化體系和主流價值觀念的建構與培育，促進社會集體福利與個人文化需求的融合，進而提高生活幸福滿意度[26]。并且社會信任機制通過有效緩解不同階層、群體之間的矛盾，實現(xiàn)社會安定有序發(fā)展，進而提高農村居民的幸福感[27]。因此，通過公共文化支出對優(yōu)秀傳統(tǒng)文化的傳承與創(chuàng)新提供堅實的物質保障，有利于對主流價值觀的構建與培育，形成一種互信互惠的社會局面，進而提高幸福感。

基于此，為進一步分析公共文化支出影響農村居民幸福感的作用機制，本文分別建立如下兩個模型：

(2)

(3)

模型(2)中，yij表示各作用機制變量，即再分配水平、互聯(lián)網(wǎng)使用與社會信任感，主要探討公共文化支出對各作用機制變量的影響，γ0為常數(shù)項，γ1、γ2為各變量系數(shù)。模型(3)在模型(1)和模型(2)的基礎上，加入作用機制變量，以檢驗各作用機制變量對因變量“農村居民幸福感”的影響效應?；貧w結果見表5。

表5 公共文化支出影響農村居民幸福感的作用機制分析

表5模型A回歸結果顯示，公共文化支出均在1%的顯著性水平上正向影響再分配水平，表明公共文化支出顯著提高了再分配水平，模型B中，再分配水平在1%的顯著性水平上正向影響農村居民幸福感，表明再分配水平能夠有效地提高農村居民幸福感，再分配水平每提高一個單位，農村居民幸福感提高12%，由此可見，再分配水平是影響農村居民幸福感的重要渠道。模型C回歸結果表明，公共文化支出系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，說明公共文化支出顯著提高了農村居民互聯(lián)網(wǎng)使用的概率，模型D回歸結果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用系數(shù)在5%的顯著性水平上為正，表明使用互聯(lián)網(wǎng)能夠顯著提高農村居民幸福感的概率，因此，互聯(lián)網(wǎng)使用的影響農村居民幸福感的重要渠道之一。模型E回歸結果顯示，公共文化支出能夠顯著提高社會信任概率。模型F回歸結果顯示，社會信任感系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，社會信任感每提高一個單位，農村居民幸福感概率就提高2.52%，因此，社會信任感也是影響農村居民幸福感的重要途徑。

(五)進一步分析：不同文化元素對農村居民幸福感的影響

文化元素，即社會的思想酵素、精神與靈魂，包括語言符號、認知水平、社會規(guī)范、社會資本等[28]。要實現(xiàn)公共文化資源的公正、合理有效配置，需要發(fā)揮文化元素的重要抓手作用?；贑GSS數(shù)據(jù)中文化元素的考察，本文選取農村居民文化活動參與、精神健康、社會階層認同、文化道德和認識水平五種文化要素變量，以考察其對農村居民幸福感的影響，回歸結果見表6?；貧w結果顯示，文化活動參與、精神狀態(tài)、社會階層認同和認知能力均在1%的顯著性水平正向影響農村居民幸福感，道德素養(yǎng)在5%的顯著性水平正向影響農村居民幸福感，說明五種文化元素均顯著提高了農村居民幸福感，但是影響效應也存在一定的差異性。同時求得其邊際效應分別為0.012 9、0.064 6、0.028 2、0.020 6和0.033 1，可以看出在諸多文化要素中，精神狀態(tài)對農村居民幸福感的影響最大，精神狀態(tài)每提高一個等級，農村居民幸福感概率就提高6.46個百分點。

表6 不同文化元素對農村居民幸福感的影響效應

五、結論與政策建議

了解農村居民幸福感狀況及變化趨勢，提高農村居民的幸福感水平，有利于使農民更加平等地享受國家發(fā)展與改革的紅利，為鄉(xiāng)村振興提供支持。改革開放以來，經(jīng)濟水平不斷提高，國家各項民生財政支出不斷加大，農村居民物質生活條件的不斷改善會帶來幸福感的逐步提升，但是，在社會經(jīng)濟轉型過程中的各種矛盾與沖突對幸福感的提升起到了抵消作用。此外，受數(shù)據(jù)來源、幸福感的測量指標、方法等諸多因素的影響，已有研究難以達成一致的研究結論。本文利用中國綜合社會調查2010和2015年的混合截面數(shù)據(jù)，運用Probit模型，實證分析了地方公共文化支出與農村居民幸福感關系以及作用機制。

首先，總體而言，隨著經(jīng)濟水平的增長，中國農村居民幸福感水平在逐步提升，其中73.5%農村居民感覺“比較幸福和非常幸福”；自感幸福的農村居民比例從2010年的69.73%上升到2015年的76.78%，農村居民幸福感均值從2010年的3.69提高到2015年的3.83。其次，地方公共文化支出顯著提高了農村居民幸福感，公共文化支出每提高一個單位，農村居民幸福感提升2.87%；同時選取年度農村居民消費指數(shù)作為工具變量處理內生性問題，通過重新賦值方法進行穩(wěn)健性檢驗后，公共文化支出提高農村居民幸福感的影響效應依然成立。再次，異質性分析表明，公共文化支出對老年人、低收入群體、中低收入群體幸福感的影響要顯著大于中年人、青年人、高收入群體。作用機制分析表明，再分配水平、互聯(lián)網(wǎng)使用和社會信任感是影響公共文化支出與農村居民幸福感的重要機制。最后，精神狀態(tài)、認知能力、社會階層認同、道德素養(yǎng)和文化活動參與是影響農村居民幸福感的重要文化元素變量，五種文化元素均能顯著提高農村居民幸福感，但是影響效應逐漸遞減。

本文研究也得出一些有益的啟示。首先，要合理配置公共文化服務資源，加快完善公共文化服務均等化制度體系，實現(xiàn)城鄉(xiāng)公共文化服務的均衡發(fā)展。在經(jīng)濟增長背景下，擴大文化財政支出規(guī)模、完善文化財政支出結構，提高文化財政的轉移支付。加強對農村、偏遠地區(qū)公共文化服務建設的財政支出，以補齊農村公共文化服務建設的短板，使農村居民享有便捷、有效、充裕的公共文化產品與服務，進而實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民文化權利的均等化與文化成果的共建、共享。其次，努力推動“互聯(lián)網(wǎng)+文化”方略，實現(xiàn)公共文化支出的公開透明，切實保障民眾對政府文化財政的知情權、監(jiān)督權，通過完善的信息溝通網(wǎng)絡，促進廣大民眾對政府公共文化服務政策制定的積極參與，提高政策制定的科學、民主與高效，提高政府公共文化服務的質量，從而提高農村居民的幸福感。

當然，本文也存在一些研究不足之處。受研究數(shù)據(jù)獲得的局限性，本文只使用了混合截面數(shù)據(jù)，在研究中盡管添加了一系列能夠影響農村居民幸福感的控制變量，但可能還存在一定程度的變量遺漏問題而導致回歸結果的偏差。由于幸福感是一個綜合的主觀問題，需要在今后研究中使用更全面的評價指標進行精確測量，從而為實現(xiàn)全面建設小康社會，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興“添磚加瓦”。