公共教育投入對(duì)農(nóng)民幸福感的影響

任詠欣 等

黃超? 張璞鈺? 陳惠佳? 梁可欣

摘要：近年來，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的深入實(shí)施，農(nóng)民幸福感逐漸受到越來越多的關(guān)注。本文基于CGSS2010-2013以及2015年的數(shù)據(jù)中農(nóng)村戶籍的樣本，采用有序Logit模型考察公共教育投入對(duì)農(nóng)民幸福感的影響。結(jié)果表明：公共教育投入、健康水平以及收入均對(duì)農(nóng)民幸福感存在著顯著的正向影響，進(jìn)一步提出加大教育投入、拓展教育渠道等針對(duì)性措施。

關(guān)鍵詞：公共教育投入；農(nóng)民幸福感；教育水平；有序Logit模型

我國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)逐步朝著多元化、高效化、集約化的方向發(fā)展，長期困擾著農(nóng)民的溫飽問題得到了有效解決，農(nóng)村地區(qū)物質(zhì)需求也得到了基本的滿足?，F(xiàn)階段，農(nóng)村地區(qū)也逐漸萌生精神層面的訴求。在鄉(xiāng)村振興背景下，提出“發(fā)展的根本目的是增進(jìn)民生福祉”，并強(qiáng)調(diào)“讓廣大農(nóng)民享有更多幸福感和獲得感”的行動(dòng)指南。但是農(nóng)村地區(qū)仍然存在著幸福感整體水平不高、各區(qū)域發(fā)展不平衡性、城鄉(xiāng)差異過大等顯著特征；研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)的公共教育投入的“缺位”是限制農(nóng)民幸福水平的主要因素，目前，農(nóng)村地區(qū)整體呈現(xiàn)出教育投入少、教育資源匱乏和教育水平普遍低下等特征。因此，關(guān)注公共教育投入，是提高農(nóng)民幸福感的重要舉措。本文以公共教育投入為切入點(diǎn)，采用CGSS2010-2013以及2015年的數(shù)據(jù)，分析農(nóng)民幸福感的影響因素。

1 文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于幸福指數(shù)的研究主要分布在幸福指數(shù)的度量、幸福指數(shù)的區(qū)域差異以及教育與幸福指數(shù)的關(guān)系3個(gè)方面。熊彩云、孟榮釗等認(rèn)為我國農(nóng)村居民幸福感總體水平一般，教育資源匱乏及養(yǎng)老保障普及水平較低都導(dǎo)致了中國農(nóng)民獲取幸福不易；在教育資源投入方面城鄉(xiāng)二元差異仍然顯著。郭慶旺在張旭昆的研究當(dāng)中認(rèn)為教育投入不可避免地受到外部性影響，教育投入對(duì)于西部地區(qū)的促進(jìn)效應(yīng)最大，東部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小。張學(xué)志基于廣東省成人調(diào)查數(shù)據(jù)庫，針對(duì)性地研究了影響居民幸福感的因素，研究表明教育程度與廣東省中等收入群體幸福感呈顯著正相關(guān)關(guān)系。王敏、王峰經(jīng)過實(shí)證研究認(rèn)為政府應(yīng)當(dāng)加大力度解決城鄉(xiāng)教育資源分配公平問題，保障農(nóng)民具有同等發(fā)展機(jī)會(huì)，才能從制度層面促進(jìn)農(nóng)民幸福感的提高。

2 數(shù)據(jù)變量和方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目（Chinese general social survey，CGSS），該調(diào)查采取隨機(jī)分層抽樣的方式，以我國大陸的各個(gè)省、自治區(qū)、直轄市為調(diào)查對(duì)象。本文選取了湖北省縣域2010-2013年及2015年的數(shù)據(jù)，并根據(jù)我國的城鄉(xiāng)戶籍政策，選取了農(nóng)村戶籍樣本，包含孝南區(qū)、來鳳縣、江夏區(qū)、南漳縣、老河口市、宜城市共6個(gè)縣域的數(shù)據(jù)，共獲得1011份縣域樣本。

2.2 變量選取

本文的核心目的是探究不同公共教育投入水平的情況下，農(nóng)民幸福感的變化；故選取農(nóng)民幸福感（Happiness）為因變量，在研究對(duì)應(yīng)年份CGSS的問卷中對(duì)應(yīng)的問題為“總的來說，您覺得您的生活（過得）是否幸福？”選項(xiàng)分為“非常不幸福（＝1）、比較不幸福（＝2）、居于幸福與不幸福之間（＝3）、比較幸福（＝4）、非常幸福（＝5）”。

公共教育投入（Puedu）為本文的核心解釋變量，但是由于其準(zhǔn)公共物品的性質(zhì)，無法分析出微觀個(gè)體相對(duì)應(yīng)的分配數(shù)額。為了進(jìn)一步識(shí)別公共教育投入結(jié)構(gòu)，本文結(jié)合殷金朋和陳永立的研究，將教育水平作為公共教育投入的代理變量；在對(duì)應(yīng)年份的CGSS問卷中對(duì)應(yīng)的問題為“您的教育水平是？”選項(xiàng)分為五個(gè)程度，“非常不幸福（＝1）、比較不幸福（＝2）、說不上幸福不幸福/居于幸福與不幸福之間/一般（＝3）、比較幸福（＝4）、非常幸福（＝5）”。

本文的控制變量分為個(gè)人及家庭特征和區(qū)域發(fā)展特征2類，個(gè)人及家庭特征包含性別（Gender）、年齡（Age）、婚姻狀況（Marriage）、身體健康狀況（Health）以及全年總收入（Income），這些因素均已被證實(shí)會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生實(shí)質(zhì)的影響（Frey和Stutzer，2000）；同時(shí)，地區(qū)發(fā)展水平也影響了公共教育投入以及幸福感，故納入人均GDP（RGDP）作為代表區(qū)域特征的控制變量。

2.3 模型設(shè)定

本文通過構(gòu)造有序Logit模型（Order Logit Model），并借助STATA軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，研究公共教育投入對(duì)農(nóng)民幸福感的影響，變量設(shè)置以及描述性統(tǒng)計(jì)見表1，回歸如下：

其中，為被解釋變量，表示個(gè)體i在第j年的幸福感情況；為核心解釋變量，使用個(gè)人受教育水平代替，表示個(gè)體i在第j年的教育水平；表示個(gè)人和家庭特征方面的控制變量構(gòu)成的向量，包括性別、年齡、婚姻狀況、身體健康狀況和全年總收入；表示地區(qū)發(fā)展特征方面的控制變量所構(gòu)成的向量，包含人均GDP和城鎮(zhèn)化水平；同時(shí)，為了避免由遺漏不可觀測的異質(zhì)性所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文加入雙向固定效應(yīng)；其中，αc表示縣域固定效應(yīng)，δt表示時(shí)間固定效應(yīng)，εij表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

該式的基本研究機(jī)理如下：

當(dāng)估計(jì)值≤C1時(shí)，=1，代表非常不幸福；

當(dāng)估計(jì)值C1<≤C2時(shí)，=2，代表比較不幸福；

當(dāng)估計(jì)值C2<≤C3時(shí)，=3，代表居于幸福與不幸福之間；

當(dāng)估計(jì)值C3<≤C4時(shí)，=4，代表比較幸福；

當(dāng)估計(jì)值＞C5時(shí)，=5，代表非常幸福。

3 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

3.1 公共教育投入的幸福效應(yīng)

表2為全樣本回歸結(jié)果，驗(yàn)證了公共教育投入對(duì)農(nóng)民幸福感的影響，結(jié)果證實(shí)了其對(duì)農(nóng)民幸福感存在顯著的正向效應(yīng)。

具體來看，核心解釋變量公共教育投入對(duì)農(nóng)民幸福感存在著顯著的正向效應(yīng)，其優(yōu)勢率（Odds ratio）達(dá)到了0.682，即隨著公共教育投入的提高，相應(yīng)地，幸福水平呈增長趨勢；同時(shí)，邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，公共教育投入每上升1個(gè)單位，幸福水平為很不幸福、比較不幸福、居于幸福與不幸福之間的概率將分別減少0.86%、5.58%、6.13%，而達(dá)到比較幸福與完全幸福的概率將分別增加8.30%和4.28%。可能的原因是，隨著公共教育投入的提高，受訪者的受教育程度也隨之提高，使其更容易獲得更高經(jīng)濟(jì)收入，因而幸福水平得以提升；在控制變量的分析中，身體健康狀況的優(yōu)勢率為0.484，可見身體健康狀況對(duì)幸福水平的影響是正向顯著的，即更加良好的身體有更高概率感受到幸福；同時(shí)在控制變量中研究關(guān)注的全年總收入，其優(yōu)勢率（Odds ratio）為0.001，也對(duì)幸福水平產(chǎn)生了正向的效應(yīng)，但是在邊際效應(yīng)的分析中其系數(shù)過小導(dǎo)致其在經(jīng)濟(jì)上并不具有顯著性，這可能與農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)過于單一相關(guān)；其他控制變量，性別，年齡，人均GDP都對(duì)幸福感起到了促進(jìn)作用，這也與已有的研究相呼應(yīng)。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為考察基準(zhǔn)模型可靠性，本研究從3個(gè)方面對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析，結(jié)果如表3所示。

第一，替換核心解釋變量。教育具有準(zhǔn)公共產(chǎn)品性質(zhì)，對(duì)每一位居民的影響難以估量，每位居民對(duì)自身受教育的認(rèn)知、評(píng)價(jià)也有差異。本文借鑒殷金朋、陳永立等的方法，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中替換公共教育投入為主觀的教育滿意程度為核心解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果仍然顯著。由表3可知，替換變量后，結(jié)果仍保持穩(wěn)健。

第二，丟棄孝南區(qū)數(shù)據(jù)。孝南區(qū)毗鄰武漢市，是長江經(jīng)濟(jì)帶的重要開發(fā)部分，其2021年生產(chǎn)總值為除江夏區(qū)以外的6個(gè)縣域之首。由于長江經(jīng)濟(jì)帶對(duì)孝南區(qū)的經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)作用，孝南區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)可能不具備農(nóng)村地區(qū)的代表性，對(duì)回歸結(jié)果造成較大影響?；谝陨峡紤]，研究剔除了孝南區(qū)各組數(shù)據(jù)，結(jié)果仍保持穩(wěn)健。

第三，更換計(jì)量方法。本文借鑒已有文獻(xiàn)（陸方文、劉國恩）采用線性O(shè)LS回歸驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)定性；同時(shí)還使用了有序Probit模型（Order Probit Model）進(jìn)行回歸，使用2種方法回歸的結(jié)果仍然保持穩(wěn)健。本文通過對(duì)CGSS2010-2013以及2015年微觀數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)公共教育投入對(duì)農(nóng)民幸福感有顯著的正向效應(yīng)，即公共教育投入水平越高，農(nóng)民幸福感越強(qiáng)；同時(shí)隨著年齡、收入和健康狀況水平的不斷提高，農(nóng)民幸福感都呈現(xiàn)出增長趨勢。

4 對(duì)策建議

4.1 加大教育投入

由于結(jié)論得出教育水平對(duì)農(nóng)民幸福指數(shù)有顯著的正向影響，而公共教育投入是農(nóng)村教育資金來源的重要保障，政府對(duì)農(nóng)村教育的扶持力度越大，越有利于建設(shè)農(nóng)村高教育人才。應(yīng)保證農(nóng)村教育資金充足、?？顚Ｓ?，完善圖書資源、實(shí)驗(yàn)樓和體育設(shè)施等基礎(chǔ)建設(shè)，推動(dòng)農(nóng)村教育可持續(xù)發(fā)展。

4.2 促進(jìn)分配公平

研究表明收入在一定程度上會(huì)影響農(nóng)民的幸福指數(shù)，收入和幸福感呈正相關(guān)。要結(jié)合當(dāng)?shù)靥厣?，加?qiáng)對(duì)農(nóng)民的職業(yè)技術(shù)指導(dǎo)，鼓勵(lì)農(nóng)村人口在當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)，借助智能科技手段，講好鄉(xiāng)村故事，推動(dòng)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)融合發(fā)展，還可設(shè)立農(nóng)民低資制度，減少農(nóng)民稅，縮小貧富差距，實(shí)現(xiàn)共同富裕。

5 結(jié)語

針對(duì)當(dāng)前農(nóng)民幸福感總體水平一般的現(xiàn)象，本文采用CGSS2010-2013以及2015年的數(shù)據(jù)，建立有序Logit模型研究公共教育投入對(duì)農(nóng)民幸福感的影響。實(shí)證分析表明公共教育投入對(duì)農(nóng)民幸福感有顯著的正向效應(yīng)，本文倡導(dǎo)對(duì)農(nóng)村地區(qū)加大教育投入，促進(jìn)分配公平，達(dá)成提升農(nóng)民幸福感的最終目的。為更準(zhǔn)確地評(píng)估公共教育投入及其他因素對(duì)農(nóng)民幸福感的影響，圍繞本文所建立的框架，對(duì)未來數(shù)據(jù)進(jìn)行長期監(jiān)測，并增加其他地區(qū)的數(shù)據(jù)，開展更為深入的分析，使結(jié)論更具有普適性。

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