社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響機制——基于文化消費行為中介變量的實證分析

彭開麗，楊　宸

社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響機制——基于文化消費行為中介變量的實證分析

彭開麗，楊宸

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

基于CGSS2017的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建“社會經(jīng)濟地位-文化消費行為-農(nóng)民主觀幸福感”的理論框架，結(jié)合OLS線性回歸模型和中介效應(yīng)模型，從文化消費行為的中介視角實證檢驗社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響效應(yīng)。研究表明：客觀收入水平與主觀階層定位均在1%的顯著性水平上促進農(nóng)民主觀幸福感的提升；個人文化消費在社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響中存在部分中介效應(yīng)，而公共文化消費在社會經(jīng)濟地位影響主觀幸福感的路徑中不存在中介效應(yīng)；客觀收入水平對農(nóng)民主觀幸福感的促進作用在西部地區(qū)更強，而其中介路徑在東部地區(qū)更為明顯。鑒于此，政府需要進一步提高農(nóng)民收入，重點關(guān)注我國農(nóng)村社會轉(zhuǎn)型，推進文化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，通過政策傾斜加強東西部協(xié)作以及定點幫扶，從而進一步提升農(nóng)民主觀幸福感。

主觀幸福感；社會經(jīng)濟地位；文化消費；客觀收入水平；主觀階層定位

一、問題的提出

改革開放以來，我國經(jīng)濟發(fā)展水平已經(jīng)實現(xiàn)重大飛躍，農(nóng)民生活水平得到極大改善。當前，滿足農(nóng)民精神層面的訴求、提高農(nóng)民主觀幸福感成為新時代的民生目標。據(jù)2021年公布的第七次全國人口普查數(shù)據(jù)，居住在鄉(xiāng)村的人口為50 979萬人，占總?cè)丝诘?6.11%①，因而農(nóng)民作為社會發(fā)展中的弱勢群體，其主觀幸福感是我國民生工作的著力點。解決農(nóng)民這一龐大群體在城市化過程中面臨的社會經(jīng)濟地位和消費水平等問題，提升農(nóng)民主觀幸福感，對我國全面建設(shè)小康社會具有助推作用。

長期以來，學(xué)界對主觀幸福感的測量與影響因素已展開廣泛研究，也已經(jīng)形成了較為充分的認識。主觀幸福感除了受到民生因素[1]、政府質(zhì)量[2]、戶籍制度[3]、宗教信仰[4]等社會環(huán)境因素的影響外，個體收入[5]、家庭消費水平[6]、社會階層[7]等表明社會經(jīng)濟地位的指標也是其重要的影響因素。就個體收入而言，羅楚亮認為絕對收入對農(nóng)民主觀幸福感有正向影響[8]，蘇鐘萍、尤亮等研究也同樣得出絕對收入可以顯著提高農(nóng)民主觀幸福感的結(jié)論[9,10]；但Knight和邢占軍等的研究發(fā)現(xiàn)，絕對收入與主觀幸福感之間相關(guān)并不明顯[11,12]，官皓也認為絕對收入對主觀幸福感的正向影響并沒有理論預(yù)測的那么重要[13]。上述學(xué)者得到了不一致的結(jié)論，一是可能源于數(shù)據(jù)的覆蓋范圍與研究方法的不同，二是可能源于主觀幸福感影響因素的復(fù)雜性，往往容易忽視經(jīng)濟發(fā)展與政策文化的差異性[10]。

隨著社會發(fā)展，近年來對主觀幸福感影響因素的研究逐漸多元化，開始關(guān)注除收入之外的社會經(jīng)濟因素。在新型城鎮(zhèn)化背景下，李光明等得出文化消費在提高新市民群體主觀幸福感的路徑中發(fā)揮著重要作用[14]，高質(zhì)量就業(yè)與較高的社會信任感是農(nóng)民工獲得幸福的重要渠道[15]，吳奇峰等也認為社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會信任對農(nóng)民工主觀幸福感存在著顯著正向影響[16]。同時，居民的社會階層定位越高，其主觀幸福感就會越強[17,18]，自我評估社會階層地位提升越大和預(yù)期提升越大的個體，其感受到的主觀幸福感越高[19]。

文獻梳理表明，以往研究多采用單一指標衡量社會經(jīng)濟因素對主觀幸福感的影響，且主要聚焦于客觀因素對主觀幸福感的影響，同時研究主、客觀社會經(jīng)濟地位對主觀幸福感的影響較少；較少研究文化消費行為與農(nóng)民主觀幸福感的關(guān)系，將文化消費行為作為中介變量的研究更是匱乏。當前，隨著收入水平與社會階層的提高，農(nóng)民社會經(jīng)濟地位也隨之提升，對文化消費的需求也逐漸加強[20]。農(nóng)民主觀幸福感是否隨著社會經(jīng)濟地位的提升和文化消費頻率的提高有所提升呢？同時，農(nóng)民文化消費是否在社會經(jīng)濟地位對主觀幸福感的影響中發(fā)揮了中介作用呢？筆者擬聚焦于以上問題，通過建立社會經(jīng)濟地位-文化消費行為-農(nóng)民主觀幸福感的研究框架，探究農(nóng)民主觀幸福感的影響機制，為進一步提高農(nóng)民主觀幸福感提供相應(yīng)政策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

主觀幸福感是衡量個人生活質(zhì)量的綜合性心理指標，它既是對自身生活條件的一種事實判斷[5]，又是對社會生活體驗的一種價值判斷[21]，收入水平、社會階層等社會經(jīng)濟地位指標是其重要的影響因素[22]。自1974年Easterlin提出“幸福悖論”以來，學(xué)術(shù)界開始關(guān)注個體收入對居民主觀幸福感的影響，盡管學(xué)者研究結(jié)論存在分歧，但不可否認的是，我國農(nóng)村居民絕對收入的提高對其幸福感提高的邊際貢獻依然顯著[23]。而社會比較理論的發(fā)展，也使得學(xué)界開始研究社會階層對居民主觀幸福感的影響，當人們進行社會階層定位時發(fā)現(xiàn)自己優(yōu)于其他人或者過去的自己，則會提高其自身幸福感[19]。與此同時，由于收入、財富等表明客觀經(jīng)濟地位的指標最終要落實到消費上，以及人們對自身社會階層的評價最終是以自身消費水平為參考，因此文化消費作為當今日常消費的重要組成部分，在社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響中發(fā)揮著重要作用?；谏鲜隼碚?，本研究構(gòu)建“社會經(jīng)濟地位-文化消費行為-農(nóng)民主觀幸福感”的理論框架（圖1）。同時，借鑒有關(guān)研究，將社會經(jīng)濟地位分為客觀社會經(jīng)濟地位與主觀社會經(jīng)濟地位兩個維度[22]，將文化消費行為按照消費形式分為公共文化消費和個人文化消費兩個方面[24]。

圖1　社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響機制

1．社會經(jīng)濟地位與農(nóng)民主觀幸福感

（1）客觀社會經(jīng)濟地位與農(nóng)民主觀幸福感。本研究用收入水平來反映農(nóng)民的客觀社會經(jīng)濟地位，因為收入水平能在一定程度上反映農(nóng)民從事的職業(yè)、居住條件，能較好地反映其客觀經(jīng)濟地位[22]。收入水平更高的農(nóng)民大概率擁有更高的教育程度、更好的工作、更佳的居住條件，其物質(zhì)需求更容易得到滿足。另外，與相對收入相比，絕對收入的提高更能增加農(nóng)民實實在在的獲得感[7]。基于上述分析提出假設(shè)：

H1：客觀收入水平對農(nóng)民主觀幸福感有正向影響

（2）主觀社會經(jīng)濟地位與農(nóng)民主觀幸福感。本研究用“主觀階層定位”來表示農(nóng)民的主觀社會經(jīng)濟地位，它是指個人對自己在整個社會結(jié)構(gòu)中處于何種社會經(jīng)濟地位的主觀感知與判斷[7]?！爸饔^階層定位”與絕對收入水平一樣，也能夠作為單獨變量直接影響居民幸福感[19,25]。如果人們在評估自己的階層定位時發(fā)現(xiàn)自己的生活不如其他人，便會產(chǎn)生“相對剝奪感”，降低其幸福感水平，反之，如果個體認為自身社會經(jīng)濟地位高于其他人，則主觀幸福感可能會更高[26]?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O(shè)：

H2：主觀階層定位對農(nóng)民主觀幸福感有正向影響

2．文化消費行為的中介效應(yīng)

文化消費行為是指人們?yōu)闈M足自身的精神文化需求，對社會及他人提供的精神財富的消耗[27]。從消費類型來看，公共文化消費一般發(fā)生在公共場所且群眾聚集程度較高，通常依托第三方組織承辦，如聽音樂會、觀看現(xiàn)場比賽、參加文化活動等；而個人文化消費對場所要求較低，一般在私人場所進行，不屬于集體性活動，如看電視、上網(wǎng)、讀書看報等。

社會經(jīng)濟地位可通過影響農(nóng)民文化消費行為，進而影響農(nóng)民主觀幸福感。首先，從客觀經(jīng)濟地位來看，一般而言，經(jīng)濟基礎(chǔ)較好的農(nóng)民家庭懂得如何享受生活，會選擇進行更多的公共或個人文化消費從而獲取更高的主觀幸福感。周春平運用江蘇1478個樣本數(shù)據(jù)進行實證研究后發(fā)現(xiàn)，收入水平對文化消費具有顯著正向影響[28]。其次，從主觀經(jīng)濟地位來看，處在較高社會階層的人一般掌握更多的社會資源、更高的教育水平，而更高的教育水平，無論是對閑暇總時間還是對閑暇時間質(zhì)量的影響都是積極顯著的[29]，可能會使處在社會高層的人比低層的人更快樂[7]。因此，自身階層定位越高的人，更易通過公共文化消費來維持社會關(guān)系，通過個人文化消費來提升自我，因此也可能具有更高的主觀幸福感?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O(shè)：

H3：公共文化消費行為在社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響中具有中介效應(yīng)

H4：個人文化消費行為在社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響中具有中介效應(yīng)

早在上個世紀，歷史機遇、地域淵源、關(guān)愛情緣早已把云南與上海緊緊連在了一起。抗日戰(zhàn)爭時期，上海一批企業(yè)和仁人志士轉(zhuǎn)移到云南興辦實業(yè)；新中國成立初期，云南的鋼鐵、化工、煙草等工業(yè)建設(shè)，得到上海的技術(shù)援助；上個世紀60年代以來，數(shù)萬名上海知青到云南支援邊疆建設(shè)，在云南留下一段段感人的故事，與云南各族人民建立了深厚的情誼；1996年9月，中央正式確定上海與云南開展對口幫扶，兩省市的對口幫扶合作進入了新的歷史階段。

三、研究設(shè)計

1．數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2017年中國綜合社會調(diào)查項目（Chinese General Social Survey，CGSS），該項目由中國人民大學(xué)聯(lián)合全國各地的學(xué)術(shù)機構(gòu)共同執(zhí)行，具有全國性、綜合性、連續(xù)性的特點。該調(diào)查采取分層的四階段不等概率抽樣，數(shù)據(jù)覆蓋全國28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），是目前學(xué)界公認的具有科學(xué)研究價值的權(quán)威數(shù)據(jù)，該項目實際完成樣本量為12 582個，具有較好的代表性。在經(jīng)過樣本篩選后，最終得到農(nóng)民樣本4 392個。

2．變量選取及描述性統(tǒng)計

（1）被解釋變量為主觀幸福感。選用CGSS2017問卷對應(yīng)的問題“總的來說，您認為您的生活是否幸福？”來測量農(nóng)民的主觀幸福感，將回答為“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“1、2、3、4、5”。通過表1的描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，全樣本主觀幸福感均值為3.771，處于“說不上幸福不幸?！焙汀氨容^幸福”之間。

（2）核心解釋變量為社會經(jīng)濟地位。因為社會經(jīng)濟地位是集個人收入、受教育程度、職業(yè)層次以及聲望水平的綜合體現(xiàn)[30]，因此選取社會經(jīng)濟地位為衡量指標。具體從兩個維度進行衡量：一是客觀經(jīng)濟地位，將問卷調(diào)查結(jié)果中的個人總收入取自然對數(shù)后作為主要衡量指標；二是主觀經(jīng)濟地位，將問卷中“綜合來看，在目前這個社會上，您本人屬于社會的哪一層？”作為主要衡量指標，其中，最底層=1，最高層=10，分值越高意味著等級越高。

（3）中介變量為文化消費行為。根據(jù)馬斯洛需求理論，社會經(jīng)濟地位的提升可能會帶來更高層次的社會需求，導(dǎo)致文化消費行為會有所改變，選取CGSS問卷中包含的8種居民文化消費活動，即“看電視或者看碟”“出去看電影”“讀書/報紙/雜志”“參加文化活動”“在家聽音樂”“現(xiàn)場觀看體育比賽”“做手工”“上網(wǎng)”，借鑒羅茜[31]的研究，將出去看電影、參加文化活動、現(xiàn)場觀看體育比賽這三項活動歸并到公共文化消費，將其余五項活動如看電視或看碟、讀書等歸并到個人文化消費。對于每種文化消費活動，根據(jù)參與頻率劃分為5個等級，從不參加到頻繁參加分別賦值為1～5。公共文化消費變量和個人文化消費變量由上述3項和5項文化消費活動參與頻率的均值來表示，以此衡量農(nóng)民文化消費行為。

（4）控制變量。借鑒崔紅志[32]、劉曉柳[19]等的研究，并結(jié)合CGSS的數(shù)據(jù)特征，將一系列控制變量納入實證分析。如表1所示，選取個人特征中的性別、年齡、教育、政治面貌、健康狀況，家庭特征中的婚姻狀況、養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險作為影響農(nóng)民主觀幸福感的控制變量。樣本顯示：個人特征方面，被訪者中男性約占54%，略高于女性樣本，總體平均年齡為51歲；平均受教育程度為2.526，介于小學(xué)和初中之間，并且絕大多數(shù)農(nóng)民不是黨員；被訪者自評健康狀況均值為3.402，接近“比較健康”。家庭特征方面，已婚人士約為91%，遠高于未婚人士；醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險的均值分別為0.924和0.676，說明當前大多數(shù)農(nóng)民有社會保障。

表1　各變量定義及樣本描述性分析

3．模型設(shè)定

參照溫忠麟等[33]的做法，將依次檢驗法與Bootstrap法相結(jié)合，對中介效應(yīng)進行檢驗，并構(gòu)建具體模型如下：

本研究的因變量農(nóng)民主觀幸福感是一種有序離散變量，一般采取有序Probit模型或者有序Logit 模型，但孫計領(lǐng)等[35]指出，在樣本量較大的時候，采用OLS模型或者有序Probit模型的結(jié)果相差并不大，而且有序Probit模型難以直觀顯示解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)，因此本研究主要使用OLS回歸模型進行實證分析。

四、實證結(jié)果與分析

1．社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響

在回歸分析之前，本研究檢驗了模型是否存在過度擬合和各變量的多重共線性，得出各變量的方差膨脹因子（VIF）平均值為1.27，遠小于10，故各變量之間不存在多重共線性，模型也不存在過度擬合的情況。

本研究應(yīng)用stata15.0軟件對公式（1）進行回歸，結(jié)果見表2。從表2模型（1）和模型（3）可以看出，客觀收入水平與主觀階層定位對農(nóng)民主觀幸福感存在顯著正向影響，模型（2）和模型（4）的估計結(jié)果表明，加入個人特征、家庭特征等控制變量后，客觀收入水平與主觀階層定位對農(nóng)民主觀幸福感仍然存在顯著正向影響，均在1%的水平上顯著。模型（5）與模型（6）中為合并主、客觀經(jīng)濟地位的回歸結(jié)果，可以看出，在控制了相關(guān)變量后，主、客觀經(jīng)濟地位的作用均有所減弱，但是與農(nóng)民主觀幸福感仍然存在顯著的正相關(guān)。客觀收入水平每提高1個百分點，農(nóng)民主觀幸福感上升2.5個百分點，主觀階層定位每提高1個百分點時，農(nóng)民主觀幸福感上升7.3個百分點。由此驗證了H1和H2。

表2　社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的回歸結(jié)果

注：***、 **、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著，括號中為統(tǒng)計量。下同。

在控制變量中，從被訪者的個人層面來看，性別在1%的水平上對農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生負向影響，說明在農(nóng)村社會中，女性的幸福感高于男性，這與已有研究基本類似[19]。年齡、受教育狀況、健康狀況均在1%的顯著性水平上對農(nóng)民的主觀幸福感呈現(xiàn)正向影響[2]，黨員的主觀幸福感比非黨員更高[36]。從家庭層面來看，婚姻狀況、養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險正向影響了農(nóng)民的主觀幸福感[37]，也在一定程度上體現(xiàn)了家庭美滿、社會保險對農(nóng)民的主觀幸福感有一定的提升作用。

2．文化消費行為的中介效應(yīng)檢驗

利用公式（2）、（3）進行回歸，結(jié)果見表3。根據(jù)表3模型（8）和模型（9）可知，主、客觀社會經(jīng)濟地位越高，農(nóng)民參與公共和個人文化消費的頻率越高，且均在1%水平上顯著。客觀收入水平每提升1個百分點，公共文化消費的頻率提高4.4%，個人文化消費的頻率提高6.5%；主觀階層定位每提升1個百分點，公共文化消費頻率提高1.6%，個人文化消費的頻率提高3.4%?？梢钥闯觯诖龠M文化消費行為方面，收入水平的提高要強于主觀階層定位的提升帶來的效應(yīng)，這說明收入水平仍然是制約農(nóng)民生活水平改善的重要因素。另外，個人文化消費較公共文化消費更受歡迎，這與國人固有的文化消費習(xí)慣有關(guān)，也與消費行為本身有關(guān)[31]。

表3　文化消費行為的中介作用

（1）公共文化消費行為的中介效應(yīng)檢驗。根據(jù)前文模型設(shè)定，首先檢驗公共文化消費變量是否在社會經(jīng)濟地位促進農(nóng)民主觀幸福感提高的過程中起到了中介作用。模型（7）表明，無論是客觀經(jīng)濟地位的提升還是主觀經(jīng)濟地位的提升均對農(nóng)民主觀幸福感具有顯著正向影響，而且主觀經(jīng)濟地位提升帶來的效應(yīng)大于客觀經(jīng)濟地位的提升。在模型（10）加入公共文化消費這一變量后，主、客觀社會經(jīng)濟地位變量仍然顯著，然而公共文化消費變量不顯著，據(jù)此無法判斷中介效應(yīng)是否存在，因此采用Bootstrap中介效應(yīng)分析方法。

采用Percentile 和Bias-corrected兩種置信區(qū)間估計方式，分析社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，將客觀收入水平和主觀階層定位分別進行中介效應(yīng)檢驗。重復(fù)樣本數(shù)選擇為1000，置信區(qū)間為95%，分析結(jié)果如表4所示?？陀^收入水平對農(nóng)民主觀幸福感的直接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區(qū)間分別為[0.0156，0.0595]和[0.0142，0.0586]，均不包括0，因此中介效應(yīng)可能存在。而在進一步檢驗中發(fā)現(xiàn)，客觀收入水平對農(nóng)民主觀幸福感的間接影響（中介效應(yīng)）Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區(qū)間分別為[-0.0001，0.0053]和[-0.0002，0.0053]，均包括0，因此認為公共文化消費在客觀收入水平對農(nóng)民主觀幸福感的影響中并不存在中介效應(yīng)。同理，主觀階層定位對農(nóng)民主觀幸福感的直接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區(qū)間分別為[0.0579，0.0903]和[0.0583，0.0910]，均不包括0，間接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區(qū)間分別為[-0.0002，0.0021]和[-0.0001，0.0023]，均包括0，公共文化消費在主觀階層定位對農(nóng)民主觀幸福感的影響中同樣不存在中介效應(yīng)。因此，H3不成立。

表4　公共文化消費行為在社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感中的中介作用

（3）中介變量的內(nèi)生性檢驗。在研究過程中，考慮到中介變量個人文化消費與農(nóng)民主觀幸福感之間可能存在因果關(guān)系，即文化消費有助于提升農(nóng)民的主觀幸福感，反過來具有更高主觀幸福感的農(nóng)村居民更愿意花時間和金錢進行文化消費，以此來滿足更高層次精神需要。因此，借鑒資樹榮等[38]的研究，為文化消費尋找合適的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行進一步的檢驗。選取CGSS問卷中“您覺得自己聽普通話的能力是什么水平”作為個人文化消費行為的工具變量，設(shè)為變量“”，將聽普通話的能力分為“完全聽不懂、比較差、一般、比較好、很好”五個等級，分別賦值1～5。選取這一變量作為工具變量的原因是，一是語言作為文化的傳播工具，聽、說語言的能力是影響農(nóng)民進行文化消費的前提條件，滿足相關(guān)性條件；二是農(nóng)民聽普通話的能力與自身主觀幸福感并無直接關(guān)系，滿足外生性條件。

接下來使用工具變量進行2SLS估計，并通過弱工具變量檢驗與內(nèi)生性檢驗來判斷農(nóng)民文化消費行為變量的內(nèi)生性以及工具變量的有效性，檢驗結(jié)果見表5。Hausman 檢驗的值為0.022，故可在5%的水平上顯著拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，說明個人文化消費行為為內(nèi)生變量。工具變量的F統(tǒng)計值為24.481，超過10，故認為不存在弱工具變量。因此，農(nóng)民的“聽普通話能力”作為工具變量是合適的。由表5可知，在考慮了模型可能存在的內(nèi)生性后，個人文化消費對農(nóng)民主觀幸福感的回歸系數(shù)依然為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗。說明在排除內(nèi)生性偏誤后，個人文化消費行為仍會顯著提高農(nóng)民的主觀幸福感。

表5　內(nèi)生性檢驗結(jié)果

3．不同區(qū)域下文化消費行為的中介效應(yīng)檢驗

按照區(qū)域劃分標準將CGSS問卷中的區(qū)域來源劃為東、中、西部3個區(qū)域，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度越高，人們生活水平越高，那么在不同區(qū)域，社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民的幸福感作用會不會受到影響？中介效應(yīng)是否有所不同？利用上文公式（3）進行回歸，檢驗結(jié)果見表6。東、中、西部地區(qū)中，客觀收入水平在1%的顯著性水平上顯著，系數(shù)分別為0.008、0.009和0.033，可見，其對農(nóng)民主觀幸福感的促進作用在西部地區(qū)更強，而主觀階層定位對幸福感的影響并無明顯區(qū)域差異。與全國性的數(shù)據(jù)分析相同，公共文化消費并未在社會經(jīng)濟地位促進農(nóng)民主觀幸福感中發(fā)揮中介效用，表6只計算了個人文化消費的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重，從客觀收入水平的中介路徑來看，東、中、西部的比重分別為12.21%、5.96%、2.57%，可以看出，客觀收入水平通過個人文化消費提升幸福感的中介效應(yīng)在東部地區(qū)更為明顯，而主觀階層定位通過個人文化消費提升幸福感的中介效應(yīng)區(qū)域差異不大，分別為0.48%、0.35%、0.50%。

表6　不同區(qū)域的社會經(jīng)濟地位、文化消費行為與農(nóng)民主觀幸福感②

經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，不僅導(dǎo)致資源分配與消費市場的差異，也限制了農(nóng)民提高主觀幸福感的渠道。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民閑暇時間分布均衡程度和社會經(jīng)濟發(fā)展水平有直接聯(lián)系[29]。相對而言，經(jīng)濟發(fā)展較為落后的西部地區(qū)，農(nóng)民收入水平較低，雖然其主觀幸福感也可通過個人文化消費來提高，但與經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部地區(qū)相比，中介效應(yīng)相對較弱?？赡苁俏鞑康貐^(qū)的農(nóng)戶兼業(yè)程度不夠，收入來源單一，閑暇時間配置更容易受到“農(nóng)忙時節(jié)”的影響，再加上農(nóng)村文化消費市場較不完善，基礎(chǔ)設(shè)施與消費條件仍相對薄弱，由此影響了其主觀幸福感的提升。

五、結(jié)論與政策啟示

本研究采用OLS線性回歸模型和中介效應(yīng)模型，利用CGSS2017的數(shù)據(jù)分析了社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的作用機理及其影響效果，并引入工具變量農(nóng)民聽普通話能力克服了中介變量的內(nèi)生性，得出以下結(jié)論：社會經(jīng)濟地位的提高可以提升農(nóng)民的主觀幸福感，具體表現(xiàn)為客觀收入水平與主觀社會階層均在1%的顯著性水平上促進農(nóng)民主觀幸福感的提升；考慮文化消費行為的中介效應(yīng)后，個人文化消費行為在社會經(jīng)濟地位對農(nóng)民主觀幸福感的影響中存在部分中介效應(yīng)，具體表現(xiàn)為客觀收入水平與主觀階層定位的中介效應(yīng)占比分別為37.44%和6.71%，公共文化消費行為在社會經(jīng)濟地位影響主觀幸福感的路徑中不存在中介效應(yīng)；異質(zhì)性分析中，從東中西部地區(qū)來看，客觀收入水平對農(nóng)民主觀幸福感的促進作用在西部地區(qū)更強，而客觀收入水平通過個人文化消費提升幸福感的中介效應(yīng)在東部地區(qū)更為明顯。

上述結(jié)論可以得到如下政策啟示：

（1）客觀收入水平與主觀階層定位均對農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生積極影響，說明要想提高農(nóng)民的主觀幸福感，需要進一步擴大農(nóng)民收入以使農(nóng)民有向更高層次需求轉(zhuǎn)型的物質(zhì)基礎(chǔ)。政府應(yīng)該根據(jù)不同農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)條件，從經(jīng)營性收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入等多方面促進農(nóng)民收入水平提高。同時，在當前城鎮(zhèn)化的大背景下，政府的政策導(dǎo)向應(yīng)該重點關(guān)注我國農(nóng)村社會轉(zhuǎn)型，讓更多農(nóng)民成為有恒產(chǎn)的中產(chǎn)階層，緩解農(nóng)民的心理落差，在提升農(nóng)民幸福感的基礎(chǔ)上提高社會整體幸福感。

（2）個人文化消費在社會經(jīng)濟地位影響農(nóng)民主觀幸福感之間發(fā)揮了中介作用，說明個人文化消費活動是提升農(nóng)民主觀幸福感長效機制的一個關(guān)鍵點。除了物質(zhì)生活水平的提高，也要著重發(fā)揮精神文化消費對農(nóng)民主觀幸福感的作用效果。一方面，調(diào)整政府支出結(jié)構(gòu)，加大文化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，幫助農(nóng)民提高精神文明水平；另一方面，鼓勵農(nóng)村居民多進行文化消費，在閑暇時間豐富自己的文化生活，以提升自身主觀幸福感。

（3）鑒于中西部地區(qū)相較于東部地區(qū)收入水平與文化教育水平相對較低，農(nóng)民文化消費需求不足，政府需要在提升農(nóng)民絕對收入的同時，圍繞發(fā)展不平衡不充分的問題，通過政策傾斜加強東西部協(xié)作以及定點幫扶，加大向農(nóng)村的財政轉(zhuǎn)移力度，擴大中西部文化消費總量，扶持建立具有當?shù)靥厣奈幕瘓鏊?，豐富落后地區(qū)老百姓的精神文化食糧。

① 資料來源：國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站http://www.stats.gov. cn/。

② 限于篇幅，此表并未列出某一區(qū)域中介效應(yīng)的具體檢驗步驟。

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Impact mechanism of socioeconomic status on farmers' subjective well-being：An empirical study based on cultural consumption behavior as mediator

PENG Kaili, YANG Chen

(School of Public Administration，Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China)

Based on the survey data of CGSS2017, this paper conducts an empirical study to examine the effects of socioeconomic status on farmers’ subjective well-being from the perspective of taking cultural consumption behavior as mediator by constructing the theoretical framework of Socio-Economic Status-Cultural Consumption Behavior-Farmers' Subjective Well-being in combination with OLS Linear Regression Model and Mediating Effect Model. The study shows that both objective income level and social stratum promote farmers’ subjective well-being at a significant level of 1%; individual cultural consumption behavior has a partial mediating effect in the influence of socioeconomic status on farmers' subjective well-being while public cultural consumption behavior has no mediating effect in the path of socioeconomic status affecting farmers’ subjective well-being; the objective income level exerts a stronger promotion in farmers’ subjective well-being in the western region whereas the mediating path is more obvious in the eastern region. Hence the government needs to further increase farmers’ income, focus on the transformation of our country's rural society, promote cultural infrastructure construction, and strengthen the collaboration and paired assistance between the east and the west and through policy support so as to further enhance farmers' subjective well-being.

subjective well-being; socioeconomic status; cultural consumption; objective income level; subjective class stratum

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2021.06.005

C912.82

A

1009–2013(2021)06–0037–09

2021－09－26

國家自然科學(xué)基金項目（71973050）

彭開麗（1975—），女，江西分宜人，教授,博士生導(dǎo)師，主要研究方向為土地資源經(jīng)濟學(xué)。

責(zé)任編輯：曾凡盛