多方位提升農(nóng)村居民主觀幸福感

宋春蕾 許克祥

實(shí)現(xiàn)共同富裕，是社會(huì)主義的本質(zhì)要求，是人民群眾的共同期盼，是我們黨矢志不渝的奮斗目標(biāo)。因此，對居民主觀幸福感的探究是十分必要的。文章基于2021年中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，首先對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行回顧和梳理，提出經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持及養(yǎng)老顧慮對中國農(nóng)村居民主觀幸福感會(huì)產(chǎn)生影響的假設(shè)；其次篩選出1 566個(gè)農(nóng)村居民樣本，運(yùn)用多元線性回歸分析的方法，得出經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持與農(nóng)村居民的主觀幸福感均呈正相關(guān)，養(yǎng)老顧慮與農(nóng)村居民的主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論；最后基于研究結(jié)果，提出了提高農(nóng)村居民幸福感的建議，包括提高經(jīng)濟(jì)水平、拓展人際交往路徑、加大社會(huì)支持力度以及完善農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)，以期協(xié)調(diào)社會(huì)各方面的利益關(guān)系，正確處理社會(huì)矛盾，促進(jìn)社會(huì)的穩(wěn)定發(fā)展。

隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展，人們的生活發(fā)生了質(zhì)的飛躍。然而，在農(nóng)村仍然存在區(qū)域發(fā)展不平衡、經(jīng)濟(jì)水平差異顯著等問題，這可能會(huì)影響個(gè)人的幸福感。加大人際交往和社會(huì)支持的力度不僅能夠增加個(gè)人的社會(huì)資本，增強(qiáng)個(gè)人對社會(huì)的認(rèn)同感和歸屬感，還可以提升個(gè)人的幸福感。在當(dāng)今社會(huì)，養(yǎng)老問題日益凸顯，特別是在農(nóng)村地區(qū)，普遍存在參保率較低、養(yǎng)老設(shè)施和服務(wù)不完善等問題。因此，本研究試圖從經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持及養(yǎng)老顧慮四個(gè)維度出發(fā)，探討它們?nèi)绾斡绊戅r(nóng)村居民的主觀幸福感。基于2021年CGSS數(shù)據(jù)可以得出研究結(jié)論，經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持和養(yǎng)老顧慮均對農(nóng)村居民的主觀幸福感有顯著影響。因此，相關(guān)主體在制定政策和實(shí)施干預(yù)措施時(shí)，必須綜合考慮這些因素，以提升農(nóng)村居民的主觀幸福感。

文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

經(jīng)濟(jì)水平與主觀幸福感

經(jīng)濟(jì)水平對個(gè)人幸福感的影響已經(jīng)被廣泛研究。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Easterlin最早對收入和幸福感之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，并得出了結(jié)論：隨著收入的增加，個(gè)人的幸福感并不一定隨之增加，即“伊斯特林悖論”。然而，也有學(xué)者對此觀點(diǎn)提出了不同的看法。朱春奎等（2022）基于“收入—幸?！狈治隹蚣埽芯苛斯卜?wù)獲得感如何影響居民的幸福感，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，收入和公共服務(wù)獲得感對居民幸福感的影響具有多層次性。胡春萍等（2015）使用世界價(jià)值觀的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，相對收入、收入滿意度都與居民主觀幸福感呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。許海平等（2020）從收入水平、收入差距視角出發(fā)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，居民的收入水平對其主觀幸福感具有正向影響，且經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的居民主觀幸福感明顯高于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的居民主觀幸福感?；谝陨戏治?，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：經(jīng)濟(jì)水平與農(nóng)村居民主觀幸福感呈正相關(guān)。這意味著，在其他條件相同的情況下，農(nóng)村居民的經(jīng)濟(jì)水平越高，其主觀幸福感也越強(qiáng)。

人際交往與主觀幸福感

人際交往是個(gè)人在日常生活中獲取精神與物質(zhì)支持的重要途徑，對個(gè)人的主觀幸福感具有重要影響。Putnam（2000）將社會(huì)資本拆分為結(jié)構(gòu)性社會(huì)資本、認(rèn)知社會(huì)資本和聯(lián)系社會(huì)資本，研究社會(huì)資本與生活滿意度的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，“與家人和朋友在一起”“與鄰居的交談”都能夠顯著增強(qiáng)個(gè)人的幸福感。Dolan等（2013）從社會(huì)關(guān)系角度出發(fā)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，良好的社會(huì)關(guān)系與個(gè)人的幸福感是正相關(guān)關(guān)系，即社會(huì)關(guān)系越融洽，個(gè)人的幸福感就越強(qiáng)?；谝陨戏治觯狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)2：人際交往頻率與農(nóng)村居民主觀幸福感呈正相關(guān)。具體來說，經(jīng)常參與社交活動(dòng)的農(nóng)村居民比較少或不參與社交活動(dòng)的農(nóng)村居民的主觀幸福感更強(qiáng)。

社會(huì)支持與主觀幸福感

社會(huì)支持是指社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過一定的物質(zhì)或者精神手段對弱勢群體進(jìn)行無償幫助的行為。對于個(gè)人而言，社會(huì)支持不僅是個(gè)人情緒支持和物質(zhì)援助的來源，更是其與社會(huì)接觸和聯(lián)系的重要途徑。賀寨平（2002）認(rèn)為，不管是社會(huì)支持的數(shù)量還是社會(huì)支持的質(zhì)量，都對個(gè)人的幸福感具有正向影響，這種互惠和扶持機(jī)制很大程度上增加了個(gè)人應(yīng)對突發(fā)挑戰(zhàn)的能力。馬丹（2015）運(yùn)用多層線性模型和協(xié)方差模型得出結(jié)論，社會(huì)支持不僅能給個(gè)人提供物質(zhì)和情感上的慰藉，還能增強(qiáng)個(gè)人的歸屬感和自我認(rèn)同感。郭小弦（2019）分別從社會(huì)支持和參照群體的視角出發(fā)，證明了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對個(gè)人幸福感有著多層次的影響。基于以上分析，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：社會(huì)支持水平與農(nóng)村居民主觀幸福感呈正相關(guān)。這表明，農(nóng)村居民獲得的社會(huì)支持水平越高，其主觀幸福感就越強(qiáng)。

養(yǎng)老顧慮與主觀幸福感

隨著我國人口老齡化程度持續(xù)加深，農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老服務(wù)問題愈發(fā)凸顯。學(xué)者郭愛妹等（2020）認(rèn)為，我國城鄉(xiāng)醫(yī)療資源不均衡，農(nóng)村養(yǎng)老的基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)不夠完善，這對農(nóng)村居民的主觀幸福感產(chǎn)生了不利影響。程嫡等（2024）從非正式社會(huì)支持的視角出發(fā)，揭示了我國基本公共衛(wèi)生服務(wù)配置不平衡，農(nóng)村養(yǎng)老缺少醫(yī)療保障、社會(huì)互動(dòng)、情感慰藉及經(jīng)濟(jì)支持等要素，這對農(nóng)村居民的主觀幸福感造成了沖擊?；谝陨戏治?，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：養(yǎng)老顧慮與農(nóng)村居民主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)。這表明，對養(yǎng)老問題較少顧慮的農(nóng)村居民，其主觀幸福感往往高于養(yǎng)老顧慮較多的農(nóng)村居民。

研究設(shè)計(jì)

數(shù)據(jù)及篩選

本研究旨在探討某些社會(huì)因素對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響。文章基于2021年中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，首先對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了清洗和預(yù)處理，以確保分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。其次篩選出1 566個(gè)有效樣本作為研究對象，有效樣本的篩選依據(jù)包括調(diào)查對象基本信息的完整性、回答調(diào)查問題的質(zhì)量以及關(guān)鍵變量分布的合理性等，確保了樣本的代表性和研究的科學(xué)性。

變量選取

1.因變量。文章的因變量是農(nóng)村居民的主觀幸福感。根據(jù)CGSS（2021）問卷中社會(huì)態(tài)度板塊的問卷內(nèi)容，詢問了“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”這一問題。針對這一問題的回答，采用五級評分制度，即1—5分別代表“非常不幸?！薄氨容^不幸福”“說不上幸福不幸?！薄氨容^幸福”“非常幸?！?。

2.自變量。文章的自變量包括經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持和養(yǎng)老顧慮。經(jīng)濟(jì)水平根據(jù)CGSS（2021）問卷中的問題，即“綜合看來，在目前這個(gè)社會(huì)上，您本人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位屬于？”。該問題的選項(xiàng)包括“上層”“中上層”“中層”“中下層”“下層”。為了便于分析，對這些選項(xiàng)進(jìn)行反向賦值，即1—5分別為“下層”“中下層”“中層”“中上層”“上層”。人際交往在CGSS（2021）問卷中對應(yīng)的問題是“在過去一年中，您是否經(jīng)常在您的空閑時(shí)間社交/串門？”。針對這個(gè)問題，問卷提供了五個(gè)選項(xiàng)，分別是“從不”“很少”“有時(shí)”“經(jīng)常”“非常頻繁”，并依次給這些選項(xiàng)賦值1—5。社會(huì)支持采用CGSS（2021）問卷中“過去一年，通常是否有人傾聽您訴說您個(gè)人關(guān)心的事情？”的問題。為了分析方便，對選項(xiàng)進(jìn)行反向賦值，即“我沒有什么關(guān)心的事情”“否”“是”分別賦值1—3。養(yǎng)老顧慮采用CGSS（2021）問卷中“我擔(dān)心當(dāng)我年老時(shí)生活不能夠自理”這一問題。針對這一問題，問卷提供了五個(gè)選項(xiàng)，分別是“完全同意”“同意”“既不同意也不反對”“不同意”“完全不同意”，并分別賦值1—5。

3.控制變量。文章選擇性別、健康狀況、教育程度、婚姻狀況等變量作為控制變量。

模型假定

文章主要采用描述性統(tǒng)計(jì)和回歸模型方法對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響因素進(jìn)行回歸分析，所用公式如下：

happiness=α+β1income+β2participation+β3support+β4worry+β5controls+ε

在回歸模型中，happiness表示農(nóng)村居民主觀幸福感，income、participation、support、worry分別表示經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持、養(yǎng)老顧慮，controls表示各類控制變量，α為回歸方程的常數(shù)項(xiàng)，β表示變量系數(shù)，ε表示方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表1 變量設(shè)置

變量類別 變量名稱 變量編碼

因變量 主觀幸福感 非常不幸福=1；比較不幸福=2；說不上幸福

不幸福=3；比較幸福=4；非常幸福=5

自變量 經(jīng)濟(jì)水平 下層=1；中下層=2；中層=3；中上層=4；

上層=5

自變量 人際交往 從不=1；很少=2；有時(shí)=3；經(jīng)常=4；

非常頻繁=5

自變量 社會(huì)支持 我沒有什么關(guān)心的事情=1；否=2；是=3

自變量 養(yǎng)老顧慮 完全同意=1；同意=2；既不同意也不反對=3；不同意=4；完全不同意=5

控制變量 性別 女=0；男=1

控制變量 健康狀態(tài) 差=1；一般=2；好=3；很好=4；非常好=5

控制變量 受教育程度 小學(xué)及以下=1；初中=2；高中=3；?？?4；本科及以上=5

控制變量 婚姻狀況 未婚=1；有配偶=2；離異=3；喪偶=4

實(shí)證結(jié)果及分析

描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 基本變量描述統(tǒng)計(jì)分析

變量觀測值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值 最大值

主觀幸福感 1 566 3.931 0.864 1 5

經(jīng)濟(jì)水平 1 566 2.172 0.901 1 5

人際交往 1 566 2.640 1.149 1 5

社會(huì)支持 1 566 3.400 0.669 1 3

養(yǎng)老顧慮 1 566 2.321 1.125 1 5

性別 1 566 0.439 0.496 0 1

健康狀態(tài) 1 566 2.841 1.266 1 5

受教育程度 1 566 1.955 1.167 1 5

婚姻狀況 1 566 2.094 0.750 1 4

表2對各變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果顯示，因變量主觀幸福感的平均值為3.931，標(biāo)準(zhǔn)偏差為0.864，說明被調(diào)查對象的主觀幸福感普遍處于中等偏上的水平。自變量經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持和養(yǎng)老顧慮的分析結(jié)果如下：經(jīng)濟(jì)水平的平均值為2.172，標(biāo)準(zhǔn)偏差為0.901，說明被調(diào)查對象對自身的經(jīng)濟(jì)水平認(rèn)定在中等偏下，即農(nóng)村居民的收入并不是很高；人際交往的平均值為2.640，標(biāo)準(zhǔn)偏差為1.149，表明絕大多數(shù)被調(diào)查對象的社會(huì)參與頻率偏低，主要集中在“很少”和“有時(shí)”；社會(huì)支持的平均值為3.400，標(biāo)準(zhǔn)偏差為0.669，反映出被調(diào)查對象大多數(shù)都獲得過一定的社會(huì)支持；養(yǎng)老顧慮的平均值為2.321，標(biāo)準(zhǔn)偏差為1.125，表明多數(shù)被調(diào)查對象都存在養(yǎng)老的顧慮?？刂谱兞恐行詣e的平均值為0.439，表明樣本中男性多于女性；健康狀態(tài)的平均值為2.841，標(biāo)準(zhǔn)差為1.266，表明大多數(shù)被調(diào)查對象的健康狀態(tài)處于“一般”到“好”之間；受教育程度的平均值為1.955，標(biāo)準(zhǔn)偏差為1.167，表明被調(diào)查對象的教育水平存在一定的差異，平均教育水平較低；婚姻狀況的平均值是2.094，標(biāo)準(zhǔn)偏差是0.750，表明被調(diào)查對象處于未婚的人數(shù)較多。

多重共線性診斷

文章選取農(nóng)村居民作為研究對象，探討經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持及養(yǎng)老顧慮對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響，并加入了受訪個(gè)體的基本特征作為控制變量。為了確保研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，文章對9個(gè)變量進(jìn)行了多重線性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)，并確認(rèn)各自變量的方差膨脹系數(shù)均保持在5以下。這一結(jié)果充分表明各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

Ologit回歸模型構(gòu)建及其結(jié)果分析

表3 回歸模型

（1） （2） （3） （4） （5）

主觀

幸福感 主觀

幸福感 主觀

幸福感 主觀

幸福感 主觀

幸福感

經(jīng)濟(jì)水平 0.269*** 0.265*** 0.265*** 0.255*** 0.230***

（11.56） （11.38） （11.36） （10.93） （9.92）

人際交往 0.045** 0.040** 0.037** 0.027

（2.44） （2.15） （2.00） （1.51）

社會(huì)支持 0.048 0.053* 0.065**

（1.50） （1.68） （2.05）

養(yǎng)老顧慮 0.076*** 0.049***

（4.09） （2.63）

性別 0.078*

（1.86）

健康狀態(tài) 0.134***

（7.78）

受教育程度 -0.004

（-0.18）

婚姻狀況 0.038

（1.28）

Constant 3.346*** 3.237*** 3.136*** 2.975*** 2.600***

（61.11） （45.84） （32.14） （28.39） （18.91）

Observations 1 566 1 566 1 566 1 566 1 566

R-squared 0.079 0.082 0.083 0.093 0.131

F test 0 0 0 0 0

r2_a 0.078 1 0.081 0 0.081 7 0.090 9 0.126

F 133.6 69.96 47.43 40.12 29.32

注：*、**和***分別表示變量在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平。

回歸模型（1）僅考慮經(jīng)濟(jì)水平對農(nóng)村居民主觀幸福感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)水平對農(nóng)村居民主觀幸福感具有顯著的正向影響，即農(nóng)村居民對其經(jīng)濟(jì)水平的自我認(rèn)定越高，其主觀幸福感越強(qiáng)，這也印證了假設(shè)1?；貧w模型（2）在將經(jīng)濟(jì)水平作為影響因素的基礎(chǔ)上加入人際交往作為新的變量，回歸結(jié)果顯示，人際交往的回歸系數(shù)為0.045（p＜0.05），這說明人際交往對農(nóng)村居民主觀幸福感產(chǎn)生了顯著的正向影響，即隨著農(nóng)村居民人際交往頻率的增加，其主觀幸福感也越強(qiáng)，所以假設(shè)2成立?；貧w模型（3）數(shù)據(jù)顯示，社會(huì)支持對農(nóng)村居民主觀幸福感有顯著的正向影響，即農(nóng)村居民獲得的社會(huì)支持越多，其主觀幸福感越強(qiáng)，所以假設(shè)3成立?；貧w模型（4）將農(nóng)村居民對養(yǎng)老的顧慮作為變量加入回歸計(jì)算中，結(jié)果顯示，養(yǎng)老顧慮的回歸系數(shù)為0.076（p＜0.01），說明養(yǎng)老顧慮與農(nóng)村居民主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即農(nóng)村居民的養(yǎng)老顧慮越小，其主觀幸福感越強(qiáng)，所以假設(shè)4成立?；貧w模型（5）加入了所有的控制變量，性別和健康狀態(tài)的回歸系數(shù)分別是0.078（p＜0.1）和0.134（p＜0.01），說明農(nóng)村居民的健康狀態(tài)對其主觀幸福感具有較為顯著的影響，而性別因素對主觀幸福感的影響較小。關(guān)于受教育程度和婚姻狀況因素，根據(jù)計(jì)算結(jié)果，可以選擇忽略不計(jì)。

建議

本研究基于2021年中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，通過對1 566個(gè)有效樣本進(jìn)行分析，得出經(jīng)濟(jì)水平、人際交往、社會(huì)支持與農(nóng)村居民的主觀幸福感均呈正相關(guān)，養(yǎng)老顧慮與農(nóng)村居民的主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)的結(jié)論。經(jīng)濟(jì)水平與農(nóng)村居民的主觀幸福感呈正相關(guān)關(guān)系，說明經(jīng)濟(jì)水平越高，農(nóng)村居民更有可能獲得較高的幸福感，強(qiáng)調(diào)了經(jīng)濟(jì)水平在提升幸福感方面的重要作用。積極的人際交往與農(nóng)村居民的主觀幸福感之間呈正相關(guān)關(guān)系，表明頻繁的社交活動(dòng)能夠增強(qiáng)個(gè)人的社會(huì)歸屬感，并使他們獲得一定的社會(huì)資本，從而提升自身的幸福感。社會(huì)支持與農(nóng)村居民的主觀幸福感之間呈正相關(guān)關(guān)系，擁有強(qiáng)大社會(huì)支持的農(nóng)村居民在面對生活中的困難時(shí)，更能夠克服困難，從而增強(qiáng)了他們的幸福感。農(nóng)村居民對自身養(yǎng)老問題的顧慮與其主觀幸福感之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，農(nóng)村地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)、環(huán)境等因素的影響，很多農(nóng)村居民的養(yǎng)老保障存在不足，養(yǎng)老制度和設(shè)施還需要進(jìn)一步完善。

基于上述結(jié)論，本研究提出以下建議。政府首先應(yīng)制定相關(guān)的農(nóng)村扶持政策，積極推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而增加農(nóng)村居民的經(jīng)濟(jì)收入，為其創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，使農(nóng)村居民安居樂業(yè)。其次，應(yīng)積極搭建社交活動(dòng)平臺，如鄉(xiāng)村文化活動(dòng)中心、學(xué)習(xí)小組等，為農(nóng)村居民參與社會(huì)提供多種路徑，從而增強(qiáng)其對家鄉(xiāng)的信任感和歸屬感。再次，應(yīng)完善農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施，優(yōu)化農(nóng)村地區(qū)的教育環(huán)境，通過開展志愿服務(wù)、互幫互助等活動(dòng)，增強(qiáng)農(nóng)村居民的幸福感。最后，應(yīng)完善農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)，提升養(yǎng)老服務(wù)的質(zhì)量，因地制宜地打造農(nóng)村醫(yī)養(yǎng)服務(wù)中心，同時(shí)加強(qiáng)對養(yǎng)老服務(wù)的綜合監(jiān)管，以滿足老人的生活照料服務(wù)需求，使農(nóng)村居民也能獲得多樣化、多層次、高質(zhì)量的養(yǎng)老生活，從而減少其養(yǎng)老顧慮，增強(qiáng)其幸福感。

（作者單位：安徽工業(yè)大學(xué)公共管理與法學(xué)院）