基本公共服務(wù)與農(nóng)村居民主觀幸福感
——基于CGSS的微觀經(jīng)驗證據(jù)

韓濟全，鄺成舉，畢文泰*

（1.河南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，河南 鄭州 450046；2.西南財經(jīng)大學(xué) 中國西部經(jīng)濟研究中心，四川 成都 610074）

0 前言

改革開放以來，我國居民收入不斷增長，人均GDP從1978年的385元增長到2020年的72000元，但伴隨著人均國民收入的增長，國民的幸福感卻呈現(xiàn)出不升反降的趨勢。根據(jù)聯(lián)合國發(fā)布的《世界幸福報告（2021）》數(shù)據(jù)來看，中國的國民幸福感指數(shù)排第84位，較上一年排名上升10位，盡管如此，中國的國民幸福感指數(shù)仍居于中下等水平。中國似乎陷入了“幸福悖論”［1］。另外，根據(jù)中國人民大學(xué)發(fā)布的“中國綜合社會調(diào)查”（CGSS2015）數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村居民群體中明確表示“不幸?！钡恼?.93%，而非農(nóng)村居民的這一比例為5.77%［2］。由此可見，提高國民整體幸福感水平，其重點難點在于如何提高農(nóng)村居民主觀幸福感。從2004年起，中央一號文件一直聚焦“三農(nóng)”問題，2020年一號文件更是將“提升農(nóng)民群眾獲得感、幸福感、安全感”作為當(dāng)年工作的總體要求，因此，研究農(nóng)村居民幸福感具有重要的現(xiàn)實意義。

農(nóng)村居民幸福感影響因素十分復(fù)雜，國家任何一項政策調(diào)整都會對農(nóng)村居民生產(chǎn)生活產(chǎn)生重要影響。農(nóng)村基本公共服務(wù)作為保障基本民生的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，與群眾利益息息相關(guān)，從理論上講增加公共服務(wù)供給能夠提升農(nóng)村居民的主觀幸福感［3］，但從現(xiàn)實情況來看，受地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，政府基本公共支出水平也會存在地區(qū)差異［4-5］。隨著我國農(nóng)村居民可支配收入的不斷增加，農(nóng)村居民的消費水平也隨之上升，對政府提供的基本公共服務(wù)也提出了新要求，政府提供的基本公共服務(wù)結(jié)構(gòu)是否能夠滿足農(nóng)村居民的需求仍未可知。政府基本公共服務(wù)對農(nóng)村居民幸福感的影響還有待進一步檢驗?；诖耍疚牟捎弥袊C合社會調(diào)查的數(shù)據(jù)，探究基本公共服務(wù)對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響，考察不同類型公共服務(wù)對農(nóng)村居民幸福感的影響程度，為更好地改善農(nóng)村公共服務(wù)供給結(jié)構(gòu)，提升農(nóng)村居民主觀幸福感提供政策參考。

1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)包含了個人信息、家庭結(jié)構(gòu)、工作狀況、社會態(tài)度等多個方面的信息?？紤]到本研究的對象為農(nóng)村居民，故本文只選擇具有農(nóng)村戶口并且居住地點在農(nóng)村的樣本，同時，針對關(guān)鍵變量缺失和拒絕回答的樣本進行了刪除處理，最終獲得樣本3188份。

1.2 變量選取

被解釋變量。目前測量主觀幸福感的方法主要采用自陳量表的形式，盡管這種形式比較簡單，但已有的研究表明這種方法測量出來的結(jié)果具有很高的信度和效度，可以代表一個人真實的主觀感受，并且這一做法已經(jīng)在研究中得到廣泛的應(yīng)用，是一種比較常見的做法。因此，本文也沿用這一做法，采用問卷中“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”這一問題來反映受訪者的主觀幸福感，其結(jié)果是從“非常不幸福”到“非常幸?！钡奈寮壛勘硇问?，根據(jù)研究需要將其依次賦值為1～5。

核心解釋變量。結(jié)合前文所述，本文擬將農(nóng)村居民對基本公共服務(wù)的滿意程度作為政府公共服務(wù)供給的替代變量。在問卷中選取了“想了解一下您對政府所提供的下面公共服務(wù)的滿意度效果如何？”和“綜合考慮各個方面，您對我國目前公共服務(wù)總體上在各個方面的滿意程度如何？”這2個問題，分別作為公共服務(wù)單項供給水平和整體供給水平的代理指標(biāo)，其中單項供給水平下設(shè)9個二級指標(biāo)，整體供給水平下設(shè)4個二級指標(biāo)。為了簡化分析，本文利用主成分分析法對這13個指標(biāo)進行降維處理，統(tǒng)計結(jié)果顯示，KMO值達到了0.939，同時巴特利球形檢驗結(jié)果顯著，表明這些指標(biāo)非常適合進行因子分析。參照以往研究經(jīng)驗，按照特征根大于1的標(biāo)準(zhǔn)提取到2個公因子，參考江玲欣［6］的做法，將其命名為公共服務(wù)單項供給水平和公共服務(wù)整體供給水平，此2個因子累計方差貢獻率達到69.24%。

其他控制變量。結(jié)合以往研究成果，同時也是為了避免遺漏關(guān)鍵變量造成的結(jié)果偏差，本文還選取了可能會對幸福感造成影響的控制變量，包括性別、年齡、宗教信仰、民族、受教育水平、婚姻狀況、是否為黨員、健康狀況、絕對收入、相對收入以及是否擁有汽車等指標(biāo)。為了考察年齡可能對幸福感帶來的非線性影響，本文還引入了年齡的平方項。具體的變量選取及賦值情況如表1所示。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計結(jié)果

1.3 模型設(shè)定

本文所研究的問題是農(nóng)村居民主觀幸福感，是一個離散的有序變量。在回歸分析中，對于有序分類變量的分析通常使用有序概率模型，因此，本文研究擬采用有序Probit模型進行估計，其基本設(shè)定如下：

其中，SWB表示個體主觀幸福感，Pservi表示個體對公共服務(wù)供給水平的滿意程度，Xi表示控制變量，δ表示隨機誤差項。

但也有不少研究指出，無論是有序概率模型還是普通最小二乘法（OLS），其估計結(jié)果的顯著性以及系數(shù)方向均沒有顯著的差異，并且OLS的估計結(jié)果更加直觀，易于解釋［6-7］。因此，本文同時采用有序Probit回歸模型來判斷系數(shù)方向和顯著性，而在變量解釋上主要參考OLS回歸分析的結(jié)果。

2 結(jié)果與分析

2.1 描述性統(tǒng)計分析

從樣本人口特征分布情況來看，男性農(nóng)村人口有1563人，占到總樣本比例的49.03%，女性人口有1625人，占比達到50.97%，樣本分布較為均衡，符合研究需要；在年齡方面，農(nóng)村居民平均年齡為50.31歲，其中年齡最小的為17歲，年齡最大的為92歲；受過高中及以上教育程度的農(nóng)村居民僅占到總樣本的12.39%，56.59%的農(nóng)村居民受教育程度為小學(xué)及以下；81.81%的農(nóng)村居民有配偶；57.31%的農(nóng)村居民身體比較健康。

從本研究的核心變量來看，首先是農(nóng)村居民的主觀幸福感。從統(tǒng)計結(jié)果可以看出，77.90%的農(nóng)村居民感到幸福，14.30%的農(nóng)村居民感覺一般，只有7.84%的農(nóng)村居民明確表示自己不幸福；其次是農(nóng)村居民對公共服務(wù)供給的滿意情況，除勞動就業(yè)外，農(nóng)村居民對其他各項基本公共服務(wù)供給水平的滿意度得分都達到了70分以上，另外，對基本公共服務(wù)整體供給水平滿意度水平不是很高，并未達到滿意水平。

2.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表2列出了不同回歸方法下的結(jié)果。第（1）和第（4）列表示不同回歸方法下公共服務(wù)單項供給水平對農(nóng)村居民幸福感的影響，第（2）和第（5）列表示公共服務(wù)整體供給水平對農(nóng)村居民幸福感的影響，第（3）和第（6）列反映了兩者共同作用于農(nóng)村居民幸福感的情況。

表2 公共服務(wù)供給水平對農(nóng)村居民幸福感的影響

在核心解釋變量方面，回歸結(jié)果表明，無論是公共服務(wù)的單項供給水平還是整體供給水平，都會對農(nóng)村居民的主觀幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響，并在1%的顯著性水平上通過了模型檢驗，從而驗證了本文的假說。從OLS回歸的系數(shù)來看，公共服務(wù)的單項供給水平對幸福感的影響程度更大，達到了12.6%，整體公共服務(wù)供給水平帶來的滿意效應(yīng)僅有3.4%。一個可能的解釋是單項公共服務(wù)供給的內(nèi)容更加具體，農(nóng)村居民在日常生活中對其感受也更加明顯，從而對其主觀幸福感受的影響就更加明顯。而整體供給水平的概念更為寬泛，對其主觀感受往往更加難以判斷。

2.3 異質(zhì)性分析

基于公共服務(wù)供給水平對農(nóng)村居民幸福感的回歸分析及穩(wěn)健性檢驗，說明了公共服務(wù)供給水平可以有效提升農(nóng)村居民的幸福感，但這一結(jié)論是針對總樣本的分析，本文將具體分析公共服務(wù)供給水平對不同特征農(nóng)村居民幸福感的影響。

（1）年齡分組分析。根據(jù)2020年相關(guān)數(shù)據(jù)，我國60歲以上老年人口占到總?cè)丝诘?8.74%，不同年齡組人口對公共服務(wù)的需求程度不一樣，兩者之間可能會存在差異。以60歲為標(biāo)準(zhǔn)，本文將樣本劃分為老年人口和非老年人口2組，其中老年人口975人，占比30.58%，非老年人口2213人，占比達到69.42%。由表3可知，公共服務(wù)的單項供給水平和整體供給水平對農(nóng)村居民的幸福感都具有顯著的正向影響。具體來看，單項公共服務(wù)供給水平對老年人主觀幸福感的邊際效應(yīng)為0.264，而對非老年人幸福感的邊際影響為0.159。這是由于農(nóng)村老年人口獲取其他社會資源的能力較弱，對社會服務(wù)、醫(yī)療衛(wèi)生等基本公共服務(wù)的依賴程度也會更大［8］，而非老年人口獲取外界資源的能力要明顯高于老年人，他們發(fā)展和選擇的機會也會更多，對基本公共服務(wù)的依賴度就更低，基本公共服務(wù)供給對其帶來的邊際幸福效應(yīng)也比老年人要低一些。公共服務(wù)整體供給水平方面，其給老年人所帶來的幸福效應(yīng)仍然要高于非老年人，老年人口的邊際效應(yīng)為0.077，非老年人口的邊際效應(yīng)為0.041。第（5）和第（6）列分別加入了公共服務(wù)單項供給水平和整體供給水平與年齡的交叉項，結(jié)果顯示，交叉項的回歸系數(shù)都為正，表明年齡對基本公共服務(wù)單項供給水平和整體供給水平的邊際幸福感都具有增強效應(yīng)，與上述分析結(jié)果保持一致。

表3 年齡分樣本回歸結(jié)果

（2）收入分組分析。研究中以農(nóng)村居民家庭平均年收入為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本劃分為高收入組和低收入組，其中高收入組有1683人，占比52.79%，低收入組1505人，占比47.21%。表4結(jié)果顯示，無論是高收入組還是低收入組，基本公共服務(wù)單項供給水平都能顯著提升其主觀幸福感，所不同的是其給高收入組帶來的幸福效應(yīng)更大。這是因為獲取基本公共服務(wù)往往需要預(yù)先支付一定的資金，對于高收入者而言，所付出的這一部分資金對其當(dāng)期生活水平幾乎沒有影響，同時其基本需求又能得到很好的滿足，幸福感會更大。而對于低收入者而言，這部分支出可能會擠壓其目前的生活水平，從而導(dǎo)致低收入群體當(dāng)期幸福感下降。另外，基本公共服務(wù)整體供給水平對2組的影響差別不大。第（5）和第（6）列分別加入了2項指標(biāo)與收入的交叉項，結(jié)果顯示，交叉項的系數(shù)都為正，表明收入越高，基本公共服務(wù)單項供給水平和整體供給水平為其帶來的邊際幸福感也越高，與上述分析結(jié)果一致。

表4 收入分樣本回歸結(jié)果

3 小結(jié)與建議

基本公共服務(wù)作為改善民生的核心組成部分，對于改善人民生活和維護社會公平發(fā)揮著重要作用，同時也是提升人民幸福感的關(guān)鍵因素之一［9］。本文利用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了基本公共服務(wù)供給對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，公共服務(wù)單項供給水平與整體供給水平在1%的顯著性水平上顯著提高了農(nóng)村居民的主觀幸福感。同時，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)基本公共服務(wù)水平對農(nóng)村老年人以及高收入人群的影響更大。

本文在已有文獻的基礎(chǔ)上豐富了關(guān)于農(nóng)村居民幸福感的研究，提出了以下對策建議：（1）政府應(yīng)逐步完善再分配政策，通過再分配提高低收入群體的收入；除此之外，政府還應(yīng)采取措施縮小農(nóng)村居民內(nèi)部、不同社會群體之間的收入差異，實現(xiàn)更加公平的收入分配格局。（2）政府應(yīng)著眼于農(nóng)村基本公共服務(wù)建設(shè)的充足性方面，進一步加大對農(nóng)村公共服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投入力度，努力構(gòu)建一個充足、普惠、便利的基本公共服務(wù)供給體系。（3）政府應(yīng)進一步加強農(nóng)村基礎(chǔ)教育建設(shè)，將教育資源向農(nóng)村地區(qū)傾斜，逐步建立完善的農(nóng)村公共教育體系；同時，要提升農(nóng)村居民社會保障水平，加大對農(nóng)村困難群體的扶持力度，保障農(nóng)村居民都能老有所養(yǎng)、病有所醫(yī)，最大限度地提升民生福祉，讓農(nóng)村居民更幸福。