貧困農(nóng)民經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)互動(dòng)與幸福感
——以太行山集中連片特困地區(qū)為例

郭 鋮

(山西大學(xué)，山西 太原 030006)

一、問題的提出

黨的十八大以來，在全面建設(shè)小康社會(huì)和堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的政策導(dǎo)向下，貧困農(nóng)民享受到黨的政策帶來的各種扶貧福利，收入水平已然顯著提升。與此同時(shí)，部分非貧困農(nóng)民卻因無緣扶貧福利而倍感不公平。[1]尤其是集中連片特困地區(qū)，這些地區(qū)生存條件惡劣，集聚了大量的貧困戶和貧困線附近的邊緣戶。扶貧政策能顯著增加貧困戶的家庭收入，隨著家庭收入水平提高，貧困農(nóng)民的生活得以改善，由此提升了自身的幸福水平。然而，針對集中連片特困地區(qū)貧困戶的扶貧政策容易引發(fā)非貧困戶尤其是邊緣戶農(nóng)民的心理不平衡。一些非貧困農(nóng)民由此在日常交往和集體活動(dòng)中自覺或不自覺地開始抵觸甚至排擠貧困農(nóng)民。貧困農(nóng)民在村莊社會(huì)互動(dòng)中感覺到地位被降低，逐漸成為了村莊內(nèi)人微言輕的群體，如此，社會(huì)互動(dòng)惡化又可能降低貧困農(nóng)民的幸福水平。那么，經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)互動(dòng)究竟如何影響集中連片特困地區(qū)貧困農(nóng)民的幸福感，需要深入考察。已有研究較為全面地分析了農(nóng)民幸福感的影響因素，但聚焦貧困農(nóng)民幸福感的研究鮮有，對貧困農(nóng)民和非貧困農(nóng)民幸福感的比較研究也尚未引起關(guān)注，而且忽視了由扶貧政策帶來的社會(huì)互動(dòng)關(guān)系變動(dòng)所引發(fā)的幸福感變動(dòng)。隨著我國扶貧事業(yè)的持續(xù)推進(jìn)，貧困農(nóng)民的物質(zhì)生活水平將持續(xù)改善，農(nóng)民的幸福感能否相應(yīng)提升便成為下一步亟需關(guān)注的問題。因此，本文使用太行山集中連片特困地區(qū)調(diào)研數(shù)據(jù)實(shí)證分析經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)互動(dòng)對貧困農(nóng)民幸福感的影響。本文可能的貢獻(xiàn)包括兩方面：一是針對實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)的突出問題，關(guān)注社會(huì)互動(dòng)變量對貧困農(nóng)民幸福感的影響，并運(yùn)用工具變量法對可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行了修正；二是對貧困農(nóng)民和非貧困農(nóng)民進(jìn)行分組回歸，探求經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)互動(dòng)對貧困農(nóng)民幸福感的影響與非貧困農(nóng)民相比有何顯著差異，進(jìn)而發(fā)現(xiàn)制約貧困農(nóng)民幸福感的潛在因素。通過本文的研究，有助于深化對集中連片特困地區(qū)貧困農(nóng)民社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的認(rèn)知，更可為進(jìn)一步優(yōu)化扶貧政策提供經(jīng)驗(yàn)支撐。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

(一)幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)與農(nóng)民幸福感

上世紀(jì)90年代以來，對主觀幸福感的研究逐漸興起，20余年來，幸福的解釋或歸因始終是幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的核心內(nèi)容。[2]當(dāng)前國外學(xué)者的研究重點(diǎn)涉及兩個(gè)方面：一是社會(huì)比較對居民幸福的影響，如收入比較、[3] [4]財(cái)富比較、[5]健康比較[6] [7]以及教育比較。[8]二是幸福的動(dòng)態(tài)演變，即分析幸福影響因素的長期效應(yīng)。[9] [10] [11]近年來，農(nóng)民幸福問題受到我國學(xué)者廣泛關(guān)注，國內(nèi)學(xué)者同樣重點(diǎn)研究農(nóng)民幸福決定因素，這些研究可以劃分為三類。一是收入、就業(yè)等經(jīng)濟(jì)因素對農(nóng)民幸福感的影響。廖永松研究得出農(nóng)民幸福感最重要的影響因素是生活水平的絕對提高和與同村居民的收入差距。[12]徐廣路和沈慧璋等認(rèn)為外出務(wù)工對第一代農(nóng)民工幸福感有正向影響，而對第二代農(nóng)民工幸福感沒有顯著影響，主要原因是兩代農(nóng)民工的比較對象不同，前者以農(nóng)村居民為參照對象；而后者以城鎮(zhèn)居民為參照對象。[13]尤亮和霍學(xué)喜以陜西富縣兩個(gè)行政村為例，得出農(nóng)民絕對收入和收入比較對農(nóng)民幸福影響最大。[14]二是教育、醫(yī)療等公共服務(wù)對農(nóng)民幸福感的影響。陳前恒和林海等分析得出貧困地區(qū)農(nóng)村基礎(chǔ)教育可得性對農(nóng)民幸福有顯著影響。[15]胡洪曙和魯元平研究得出公共支出對農(nóng)民幸福有正向影響，公共支出對低收入農(nóng)民幸福影響更大。[16]霍靈光和陳媛媛研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合對農(nóng)民幸福作用不顯著。[17]三是鄰里關(guān)系、政治參與、經(jīng)濟(jì)組織參與等社會(huì)關(guān)系因素對農(nóng)民幸福感的影響。吳麗和楊保杰等研究得出農(nóng)民之間的互惠互利及組織資源對農(nóng)民幸福感有顯著促進(jìn)作用。[18]陳前恒，林海等考察了村莊民主對農(nóng)民幸福感的影響，得出村莊民主發(fā)育程度的提高能夠提高農(nóng)民幸福感，但村莊民主化進(jìn)程中可能存在對貧困農(nóng)民的排斥。[19]劉同山得出農(nóng)民合作社既是農(nóng)民實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)互助的組織，又能滿足農(nóng)民的情感及社會(huì)需求，有助于提升農(nóng)民幸福感。[20]

綜合來看，影響農(nóng)民幸福感的三類因素分別對應(yīng)農(nóng)民能夠享有的私人物品(主要由收入水平?jīng)Q定)、公共物品(主要由各級(jí)政府公共支出決定)及其社會(huì)關(guān)系。在同一個(gè)村莊公共物品提供水平既定的前提下，農(nóng)民的收入和社會(huì)關(guān)系無疑是影響其幸福感的重要因素。社會(huì)互動(dòng)是個(gè)體與其他社會(huì)群體成員之間的相互交往和作用，[21]人們在社會(huì)互動(dòng)的過程中生產(chǎn)和再生產(chǎn)社會(huì)關(guān)系。[22]我國精準(zhǔn)扶貧政策的實(shí)施不僅帶來集中連片特困地區(qū)村莊內(nèi)收入格局的突變，也對村民之間的社會(huì)互動(dòng)形成沖擊。因此，本文以政府提供的公共物品(包括基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù))為外生變量，重點(diǎn)關(guān)注經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)互動(dòng)對貧困農(nóng)民幸福感的影響。

(二)經(jīng)濟(jì)地位對貧困農(nóng)民幸福感的影響

經(jīng)濟(jì)學(xué)中與幸福最接近的詞是效用，指人們從消費(fèi)商品中獲得的滿足感。[23]市場經(jīng)濟(jì)條件下，人們能消費(fèi)的商品取決于收入，因而居民人均收入成為一國發(fā)展水平的核心指標(biāo)，提高人均收入也成為各國公共政策的重心。但伊斯特林指出，一國民眾的平均幸福感與人均GDP沒有顯著相關(guān)性，即絕對收入不是影響居民幸福感的主要因素[24]。田國強(qiáng)和楊立巖甚至指出超過一定收入水平后，一國人均收入的增加反而會(huì)降低其總體幸福水平。[25]這些研究促使學(xué)者關(guān)注絕對收入以外影響居民幸福感的因素。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)家卡尼曼的研究為深入分析主觀幸福感的決定因素奠定了理論基礎(chǔ)，他將效用劃分為決策效用和體驗(yàn)效用。[26]前者指某一選擇與其他選擇相比的重要程度，取決于事件結(jié)果的絕對水平，如絕對收入。后者指某一選擇給主體帶來的快樂體驗(yàn)，取決于事件結(jié)果的變化，包括橫向變化和縱向變化。從經(jīng)濟(jì)學(xué)演進(jìn)歷程來看，新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)只關(guān)注決策效用。而體驗(yàn)效用中包含的“快樂”含義使其與幸福關(guān)系更為直接。因此，對幸福感影響因素的研究逐漸偏重于反映體驗(yàn)效用的相對指標(biāo)對居民幸福感的影響。Luttmer認(rèn)為人們的幸福感主要受其鄰居收入的影響。[3]Brown等得出與收入的絕對水平相比，幸福感更受收入的橫向比較的影響。[4]我國學(xué)者官皓、裴志軍基于我國樣本的研究也得出相似的結(jié)論。[27] [28]

綜合來看，已有研究表明居民在一定范圍內(nèi)的相對收入而非絕對收入水平是影響其幸福感的主要因素。相對收入又可以用客觀相對收入和主觀經(jīng)濟(jì)地位兩種方式表示，前者通常用個(gè)體收入與參考對象收入的差值或排序表示；后者則通過詢問個(gè)體對其在特定范圍內(nèi)所處經(jīng)濟(jì)地位的主觀感知來表示。李濤等研究表明，考慮內(nèi)生性后，主觀經(jīng)濟(jì)地位會(huì)隨著客觀相對收入顯著同向變動(dòng)。[29]受數(shù)據(jù)限制，本文僅使用農(nóng)民的主觀經(jīng)濟(jì)地位反映其相對收入。貧困農(nóng)民社會(huì)比較的范圍主要在村莊內(nèi)部，通常將其他村民作為參照對象，容易因?yàn)檩^高的經(jīng)濟(jì)地位而產(chǎn)生優(yōu)越感或因?yàn)榻?jīng)濟(jì)地位不及其他村民而產(chǎn)生挫敗感，因而村莊內(nèi)的經(jīng)濟(jì)地位可能是影響貧困農(nóng)民幸福感的重要因素。

(三)社會(huì)互動(dòng)對貧困農(nóng)民幸福感的影響

Durlurf將社會(huì)互動(dòng)劃分為內(nèi)生互動(dòng)和情境互動(dòng)。[30]前者強(qiáng)調(diào)群體成員之間同期行為的相互作用；后者強(qiáng)調(diào)群體成員對其他群體成員的結(jié)果示范效應(yīng)。本文關(guān)注精準(zhǔn)扶貧背景下貧困農(nóng)民個(gè)體與其他村民間的交往行為和相互影響，而不是其他村民對貧困農(nóng)民個(gè)體的示范效應(yīng)，因此強(qiáng)調(diào)的是內(nèi)生互動(dòng)。在中國農(nóng)村社會(huì)，農(nóng)民在與其他村民的社會(huì)互動(dòng)中獲取信息、形成信任并獲得尊重和愉悅，是其參與社會(huì)活動(dòng)的重要方面。但是，村民之間的社會(huì)互動(dòng)也有負(fù)面作用，如農(nóng)民在社會(huì)互動(dòng)中因相互攀比而產(chǎn)生壓力和自卑傾向，因受到其他個(gè)體排斥而產(chǎn)生孤立感和不安全感，這些都可能降低農(nóng)民幸福感。因此，究竟社會(huì)互動(dòng)會(huì)提升還是降低農(nóng)民幸福存在不確定性，取決于社會(huì)互動(dòng)的質(zhì)量。

在精準(zhǔn)扶貧背景下，集中連片特困地區(qū)貧困農(nóng)民與非貧困農(nóng)民在政策上的不公平容易引發(fā)針對貧困農(nóng)民的排斥，主要表現(xiàn)為貧困農(nóng)民在村莊內(nèi)社會(huì)交往過程中可能成為被抵觸甚至孤立的對象，無法有效地通過社會(huì)互動(dòng)獲得信息、增進(jìn)信任并獲得情感滿足，從而降低其幸福感。因此，對于當(dāng)前集中連片特困地區(qū)的貧困農(nóng)民，社會(huì)互動(dòng)可能對其幸福感有負(fù)向影響。相反，非貧困農(nóng)民在村莊內(nèi)社會(huì)互動(dòng)中受到排斥的可能性較小，更可能通過社會(huì)互動(dòng)提升其幸福感。

基于理論分析，本文實(shí)證研究將檢驗(yàn)貧困農(nóng)民在村莊中的經(jīng)濟(jì)地位及與其他村民的社會(huì)互動(dòng)對其幸福感的影響，并對非貧困農(nóng)民樣本做回歸分析，通過比較兩類群體回歸結(jié)果為理解貧困農(nóng)民幸福感的影響因素提供參照。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)說明

本文使用的數(shù)據(jù)來自山西大學(xué)課題組2018年5-6月實(shí)地調(diào)查太行山集中連片特困地區(qū)山西省境內(nèi)的D、W兩縣調(diào)研獲得的農(nóng)戶數(shù)據(jù)。調(diào)查對象為18周歲以上的農(nóng)村居民，調(diào)查區(qū)域涉及兩縣、8個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、32個(gè)行政村，調(diào)查方式為隨機(jī)問卷調(diào)查。抽樣方法為分層抽樣法：首先在每個(gè)縣按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平隨機(jī)抽取兩個(gè)經(jīng)濟(jì)條件較好鄉(xiāng)鎮(zhèn)和兩個(gè)經(jīng)濟(jì)條件較差鄉(xiāng)鎮(zhèn)；然后在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)按離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所在地的距離抽取一個(gè)鄰近貧困村和一個(gè)鄰近非貧困村、一個(gè)偏遠(yuǎn)貧困村和一個(gè)偏遠(yuǎn)非貧困村；最后在每個(gè)村按簡單隨機(jī)抽樣原則抽取農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查，每戶只能做一份問卷。問卷內(nèi)容主要涉及農(nóng)民的人口特征、營養(yǎng)與健康、居住、教育、醫(yī)療、收入、支出、社會(huì)關(guān)系、村莊環(huán)境等方面的問題。此次調(diào)查共獲得542份有效問卷。該數(shù)據(jù)庫嚴(yán)格遵循隨機(jī)抽樣程序，對太行山集中連片特困地區(qū)有較強(qiáng)的代表性。調(diào)查數(shù)據(jù)包含320個(gè)貧困農(nóng)民樣本和222個(gè)非貧困農(nóng)民樣本，兩類樣本數(shù)量均較大，便于對數(shù)據(jù)進(jìn)行比較分析以識(shí)別貧困農(nóng)民和非貧困農(nóng)民幸福感影響因素的差異。

(二)變量設(shè)置

(1)被解釋變量?？崧岢鲶w驗(yàn)效用可用兩種方式反映：一是將個(gè)體每一時(shí)刻的快樂程度進(jìn)行監(jiān)測和加總，即時(shí)刻法；二是讓個(gè)體對自己的快樂程度進(jìn)行全局性回顧并給出評(píng)價(jià)，即記憶法。[26]其中，記憶法反映的是個(gè)體從既往事件中獲得的總體滿足感，更符合幸福的定義。因此，本文采用記憶法反映農(nóng)民幸福感，借鑒已有研究，[3] [7] [20] [27]以直接詢問被訪“總體來講，您感覺幸福嗎？”的方式衡量農(nóng)民幸福感，將農(nóng)民幸福感劃分為從0到10共11個(gè)等級(jí)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，貧困農(nóng)民幸福感整體上顯著低于非貧困農(nóng)民幸福感(見表1)。

(2)解釋變量。本文重點(diǎn)關(guān)注經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)互動(dòng)變量對貧困農(nóng)民幸福感的影響。經(jīng)濟(jì)地位用農(nóng)民對其在村莊內(nèi)相對收入水平的主觀感知表示，問卷中設(shè)計(jì)的問題為“您的個(gè)人收入在本村相對屬于什么水平？”，分為“很低、較低、一般、較高、很高”五個(gè)等級(jí)。社會(huì)互動(dòng)通常用個(gè)體與群體中其他成員的交往頻率表示。如Hong用個(gè)體是否經(jīng)常拜訪鄰居和是否經(jīng)常參與教堂活動(dòng)為指標(biāo)測量了個(gè)體的社會(huì)互動(dòng)水平。[21]本文關(guān)注村莊內(nèi)的社會(huì)互動(dòng)，用“與其他村民交往的頻率”反映農(nóng)民的村莊內(nèi)社會(huì)互動(dòng)水平，將其劃分為“從不、偶爾、一般、較多、經(jīng)?！蔽鍌€(gè)等級(jí)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，貧困農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)互動(dòng)在整體上均顯著低于非貧困農(nóng)民(見表1)。

(3)控制變量。本文選取的控制變量分為兩類：農(nóng)戶個(gè)體層面，選擇性別(1表示男性；0表示女性)、年齡、受教育年限、婚姻狀況(1表示已婚且婚姻關(guān)系正常，0表示未婚、離異或喪偶)、年可支配收入(回歸時(shí)取對數(shù)以消除異常值影響)為控制變量；村莊層面，選擇村莊基礎(chǔ)設(shè)施(5級(jí)定序變量)、公共服務(wù)(5級(jí)定序變量)以及村莊是否貧困村(1表示貧困村，0表示非貧困村)為控制變量，統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

注：本文中，***、**、*分別表示統(tǒng)計(jì)量在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。

(三)計(jì)量方法

本文關(guān)注經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)互動(dòng)對農(nóng)民幸福感的影響，需要估計(jì)的計(jì)量模型如下：

hi=β0+β1ecostatusi+β2sii+β3Xi+εi

上式中，因變量h表示農(nóng)民幸福感。ecostatus表示農(nóng)民在村莊內(nèi)的經(jīng)濟(jì)地位，si表示農(nóng)民在村莊內(nèi)的社會(huì)互動(dòng)程度，X表示控制變量，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。模型中，幸福感變量和社會(huì)互動(dòng)變量存在雙向因果關(guān)系，可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題。常識(shí)上，社會(huì)互動(dòng)會(huì)影響人們的幸福感，但幸福感反過來也會(huì)影響人們的社會(huì)互動(dòng)，如幸福感較高的人更可能積極地參與社會(huì)互動(dòng)。因此，本文引入工具變量并采用兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸分析，以克服內(nèi)生性問題。參照王春超和袁偉的研究，[31]本文選取“村莊常住人口”和“村莊總面積”作為工具變量，原因是村莊人口越多，農(nóng)民社會(huì)交往的潛在對象越多，與其他村民的社會(huì)互動(dòng)就可能越頻繁；村莊人口一定的情況下，村莊面積越大表示農(nóng)戶的分布越稀疏，與其他村民的社會(huì)互動(dòng)就可能越少。而這兩個(gè)變量不會(huì)對農(nóng)民的幸福感產(chǎn)生直接影響?；貧w過程分為兩個(gè)階段：第一階段，用內(nèi)生變量si對工具變量和其他外生變量做OLS回歸，得到si的估計(jì)值；第二階段，以變量h作為被解釋變量，對si的估計(jì)值和其他外生變量做OLS回歸，得到最終估計(jì)結(jié)果。

四、實(shí)證分析

運(yùn)用兩階段最小二乘法分別對貧困農(nóng)民樣本和非貧困農(nóng)民樣本做回歸分析，結(jié)果見表2。使用工具變量法的前提是工具變量的有效性。對貧困農(nóng)民和非貧困農(nóng)民樣本的回歸中，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量均在1%水平上顯著，強(qiáng)烈拒絕不可識(shí)別的原假設(shè)；Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量分別為6.57和8.10，同時(shí)在第一階段回歸中，“村莊常住人口”和“村莊總面積”分別在1%和5%的顯著性水平下顯著，表明工具變量與內(nèi)生變量間有強(qiáng)相關(guān)關(guān)系；Hansen J統(tǒng)計(jì)量均不顯著，故不能拒絕“所有工具變量均外生”的原假設(shè)?？傮w來看，本文選擇的兩個(gè)變量有效。針對回歸整體的F檢驗(yàn)顯著，表明計(jì)量模型設(shè)定較為合理。進(jìn)一步分析自變量的估計(jì)參數(shù)及顯著性水平可以得出：

1.經(jīng)濟(jì)地位對貧困農(nóng)民的幸福感產(chǎn)生顯著正向影響

回歸結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)地位對貧困農(nóng)民幸福感有顯著提升作用(見表2)。這一結(jié)果與廖永松的研究結(jié)果吻合，與收入絕對水平提高帶來的效用增加相比，農(nóng)民更容易因?yàn)槭杖胨礁哂谄渌迕駧淼膬?yōu)越感而感到幸福。[12]與此形成鮮明對照的是，以年可支配收入衡量的絕對收入對貧困農(nóng)民影響不顯著，這一結(jié)論有悖于人們的一般認(rèn)知。人們通常會(huì)認(rèn)為集中連片特困地區(qū)農(nóng)民收入水平較低，較低的絕對收入應(yīng)該是抑制農(nóng)民幸福感的重要因素。造成這一反差的原因可能是“十三五”時(shí)期精準(zhǔn)扶貧政策實(shí)施以來，國家針對貧困農(nóng)民的補(bǔ)貼逐年增加，短期內(nèi)快速提升了他們的可支配收入，由此帶來的幸福感提升在一定程度上掩蓋了絕對收入低對幸福感的負(fù)面影響，從而使絕對收入對農(nóng)民幸福感的影響不顯著。在實(shí)地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，不少貧困農(nóng)民雖然收入水平還較低，但對近年來政府扶貧政策帶來的生活水平變化給予了充分肯定，對當(dāng)前生活狀態(tài)較為滿意。

2. 社會(huì)互動(dòng)對貧困農(nóng)民的幸福感沒有顯著影響，但對非貧困農(nóng)民則相反

分組回歸顯示，社會(huì)互動(dòng)僅對非貧困農(nóng)民的幸福感有顯著影響，而對貧困農(nóng)民的幸福感沒有顯著影響(見表2)。形成這一反差的原因并不是兩類群體參與村莊內(nèi)社會(huì)互動(dòng)的頻率存在顯著差異。表1顯示貧困農(nóng)民與非貧困農(nóng)民參與村莊內(nèi)社會(huì)互動(dòng)的頻率差異沒有通過顯著性檢驗(yàn)。因此，造成社會(huì)互動(dòng)對兩類群體幸福感不同影響的原因更可能是兩類群體參與社會(huì)互動(dòng)質(zhì)量的差異。非貧困農(nóng)民更能夠通過有效的社會(huì)互動(dòng)獲取信息、形成信任、獲得尊重和愉悅，同時(shí)非貧困農(nóng)民在社會(huì)互動(dòng)中遭遇負(fù)面體驗(yàn)的可能性較小，因而更多的社會(huì)互動(dòng)對其幸福感有提升作用。貧困農(nóng)民參與社會(huì)互動(dòng)不能顯著提升其幸福感，主要是由于社會(huì)資本更容易在同質(zhì)性人群中形成，[32]貧困農(nóng)民社會(huì)互動(dòng)的對象往往是跟自己情況相差無幾的貧困農(nóng)民。在此類社會(huì)互動(dòng)中，貧困農(nóng)民一般不會(huì)因社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件差異較大而引起自卑或遭遇抵觸，但此類社會(huì)互動(dòng)難以形成個(gè)體之間在信息、技術(shù)、資金等方面的互補(bǔ)效應(yīng)，對貧困農(nóng)民能力提升和機(jī)會(huì)獲取作用不大，對幸福感提升作用有限。而貧困農(nóng)民與異質(zhì)性較強(qiáng)的非貧困農(nóng)民的社會(huì)互動(dòng)相對困難。由于不同的經(jīng)濟(jì)條件，特別是當(dāng)前政策待遇不同，貧困農(nóng)民與非貧困農(nóng)民之間更容易形成隔閡而使他們之間的社會(huì)互動(dòng)流于表面的問候和應(yīng)和，不易達(dá)成深層的交流和合作，甚至貧困農(nóng)民還會(huì)遭到非貧困農(nóng)民有意或無意的排斥，可能降低其幸福感?？傮w來看，貧困農(nóng)民參與村莊內(nèi)社會(huì)互動(dòng)不能顯著提升起幸福感。

回歸結(jié)果中還有一個(gè)現(xiàn)象值得注意：是否貧困村對貧困農(nóng)民幸福感沒有顯著影響，但對非貧困農(nóng)民的幸福感有顯著負(fù)向影響。這反映了面對周邊較多獲得扶貧政策福利的貧困農(nóng)民，非貧困農(nóng)民會(huì)產(chǎn)生消極的主觀體驗(yàn)，而這可能成為非貧困農(nóng)民在社會(huì)互動(dòng)中排斥貧困農(nóng)民的心理基礎(chǔ)。

3. 控制變量中，公共服務(wù)對貧困農(nóng)民幸福感有顯著正向影響

分組回歸顯示，公共服務(wù)對貧困農(nóng)民幸福感有顯著正向影響，且影響系數(shù)較大。相比之下，村莊基礎(chǔ)設(shè)施對貧困農(nóng)民的幸福感不存在顯著影響(見表2)。這反映了當(dāng)前農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施水平已經(jīng)基本能滿足農(nóng)民需求，而公共服務(wù)發(fā)展則相對滯后，是制約貧困農(nóng)民幸福感提高的重要因素。結(jié)合胡洪曙和魯元平的研究結(jié)論[16]可以得出：增加醫(yī)療、教育、社會(huì)保障等方面的公共支出是提升集中連片特困地區(qū)農(nóng)民幸福感的有效途徑。

表2 分組工具變量法回歸

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)字為t檢驗(yàn)的p值。

五、結(jié)論與啟示

本文基于太行山集中連片特困地區(qū)542個(gè)農(nóng)戶數(shù)據(jù)考察了經(jīng)濟(jì)地位、社會(huì)互動(dòng)對農(nóng)民幸福感的影響，運(yùn)用工具變量法對模型可能存在的內(nèi)生性進(jìn)行了修正，研究結(jié)論如下：

(1)當(dāng)前太行山集中連片特困地區(qū)，經(jīng)濟(jì)地位是影響貧困農(nóng)民幸福感的重要因素。當(dāng)收入達(dá)到一定水平后，貧困農(nóng)民的幸福感主要來自其收入在村莊內(nèi)的相對位置。直接補(bǔ)貼雖然能提高貧困農(nóng)民的絕對收入，但不能改變其收入在村莊內(nèi)的相對位置，因而對提升貧困農(nóng)民幸福感作用有限。

(2)社會(huì)互動(dòng)對貧困農(nóng)民幸福感影響不顯著，但對非貧困農(nóng)民幸福感有顯著提升作用。該結(jié)論反映了貧困農(nóng)民社會(huì)互動(dòng)質(zhì)量不高，與非貧困農(nóng)民之間固有的經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位的差異，加之扶貧福利帶來的社會(huì)排斥，使貧困農(nóng)民的社會(huì)互動(dòng)停留在低水平，無法對其生產(chǎn)生活形成顯著影響，這不利于其幸福感的提升。

為此提出如下建議：一是政府在扶貧攻堅(jiān)中應(yīng)更加重視貧困農(nóng)民發(fā)展動(dòng)力的激發(fā)和能力的培育，使其能夠通過自己的辛勤勞動(dòng)和靈活經(jīng)營提升經(jīng)濟(jì)地位。二是政府在扶貧攻堅(jiān)后期應(yīng)更加重視兼顧非貧困農(nóng)民特別是邊緣戶的生存狀況和發(fā)展條件，促進(jìn)村莊和諧，降低非貧困農(nóng)民對貧困農(nóng)民的排斥。三是創(chuàng)新機(jī)制加強(qiáng)貧困農(nóng)民與非貧困農(nóng)民之間的互助合作，如通過支持和規(guī)范農(nóng)民合作社等方式鼓勵(lì)“先富帶后富”，提升貧困農(nóng)民參與社會(huì)互動(dòng)的質(zhì)量，從而提升其幸福感。四是進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)村公共服務(wù)，緩解公共服務(wù)發(fā)展滯后對貧困農(nóng)民幸福感提升的制約。