鄉村振興戰略對返鄉農民工幸福感的影響
——基于CHFS 的分析

曹宗平，胡鑫辰

（華南師范大學 經濟與管理學院，廣東 廣州 510006）

一、引言

近十年來，中國農民工總數整體呈上升態勢，如圖1 所示。然而，受逆全球化、中美貿易爭端和城鎮產業轉型進入陣痛期等多重因素的影響，近幾年中國部分城鎮出現了一定規模的農民工求職難問題［1］。如何妥善安置農民工就業，成為當下政府應全力應對的現實問題。

圖1 2013—2022 年農民工總數

在鄉村振興戰略背景下，伴隨著政策引導、市場作用、家庭驅動等因素的影響，新一輪的農民工回流趨勢愈發明顯，這一方面增加了家鄉就業壓力，另一方面也為鄉村振興增添了新生力量。研究返鄉農民工的幸福感狀況，準確把握農民工在返鄉就業創業過程中的所需和所想，便于政策制定者針對性地提供職業培訓、創業、社會保障以及資源配置等方面的政策幫扶，從而進一步提升該群體的幸福感。因此，加強對返鄉農民工幸福感的研究，有助于從微觀視角剖析鄉村振興戰略的實際效果，為相關政策的制定和完善提供參考意見，從而高質量推進鄉村振興事業。

隨著鄉村振興戰略有序推進，農村地區基礎設施不斷完善、營商環境持續優化，農村地區承接了越來越多發達地區轉移的勞動密集型企業，擁有了更多的就業創業機會，一些外出務工者敏銳地發現了返鄉就業創業的商機，因此選擇主動回流。其中一部分返鄉農民工抓住了鄉村振興戰略所帶來的創業機遇，通過靈活多樣的方式在家鄉開展創業，獲得更多經濟收入，由此在物質層面上脫貧致富進而獲得幸福感。同時，農民工返鄉后不僅能夠獲取較為穩定的工資性收入，還可以經常與家人團聚，與以往外出務工時只能借助電話、視頻交流和春節期間返鄉相聚而獲得的短暫心理慰藉相比能獲得更多的幸福感。再者，鄉村振興戰略的實施除了為返鄉農民工拓寬就業創業渠道外，還能夠推進鄉村的基礎設施、公共服務（包括教育、醫療等）建設水平和提高自身的生活品質，從而提升個體生活質量和幸福感。此外，鄉村振興戰略強調傳承和弘揚鄉村文化，這無疑增強了返鄉農民工對家鄉的情感認同，提高了返鄉農民工的安全感和幸福感。

研究鄉村振興戰略的實施對返鄉農民工幸福感的影響具有重要意義，本文將從理論和實證的角度分析鄉村振興水平如何影響返鄉農民工的幸福感，并剖析如何通過優化鄉村振興工作進一步提高返鄉農民工的幸福感和生活水平，為推進鄉村振興戰略提供有益啟示和借鑒。

二、文獻綜述與理論假設

（一）文獻綜述

1.鄉村振興

近年來關于鄉村振興的研究主要包括實施鄉村振興戰略的重要性、實現鄉村振興的有效路徑、影響鄉村振興水平的因素以及鄉村振興與其他因素的耦合關系等幾個方面。一些學者認為，鄉村振興戰略為“三農”工作的開展指明了方向，是促進城鄉融合發展的重要路徑和解決中國農村社會主要矛盾的關鍵舉措，全面實施該戰略有助于增強廣大農民的幸福感。羅必良［2］提出實施鄉村振興戰略的根本途徑在于促進城鄉要素雙向流動和產業融合，強調“人、地、錢”是實施鄉村振興戰略的主線；張海鵬等［3］通過追溯鄉村振興戰略的思想淵源，凝練出建立城鄉統一的要素市場、振興鄉村產業、完善城鄉統一的公共服務體系等鄉村振興戰略的實現路徑；李新和湯恒運［4］認為智慧鄉村建設對實現鄉村振興戰略中的長期目標具有重要推動作用；劉善慶和周琪［5］認為鄉村振興戰略成功的基礎和關鍵是產業興旺，而產業興旺的關鍵要素是資本。呂承超和崔悅［6］構建了測度鄉村振興發展水平的指標評價體系，指出各省份鄉村振興發展水平處于非均衡狀態；陶克濤等［7］認為營商環境是影響鄉村振興的重要外在動因；徐雪和王永瑜［8］測度了鄉村振興發展水平，結果顯示鄉村振興發展水平和五個子系統總體呈穩步上升趨勢，同時五個子系統的區域差距均呈下降趨勢。學者們還從不同的角度分析了影響鄉村振興發展水平的因素以及與其耦合相關的因素。

2.幸福感

關于幸福感的定義。Fredrickson et al.［9］將幸福定義為在具有可接受的身心健康的社會環境中快樂地生活。在經濟學領域，對幸福感的探討最早始于“伊斯特林悖論”（Easterlin Paradox），Easterlin［10］認為提高所有人的收入并不能提高所有人的幸福感。部分學者將幸福感視為個體對生活的整體滿意度和幸福程度的主觀評價［11］。

關于幸福感的影響因素。Easterlin［12-13］提出幸福感與收入的關系取決于相對收入，幸福感對短期收入和長期收入的反應并不一致。李濤和吉木拉衣［14］也通過實證分析得出民族地區居民相對收入越高、幸福感越強的結論。更多文獻從人口統計學的角度分析幸福感的影響因素，這些因素主要包括年齡、受教育程度、婚姻狀況、環境與創業等。（1）年齡與幸福感之間呈現“U”型關系。Blanchflower&Oswald［15］研究發現幸福感在整個生命周期過程中大致呈“U”型，在中年時期最低。（2）受教育程度與幸福感之間存在正向、負向和倒“U”型關系。大部分學者認為教育可以顯著提升幸福感。（3）婚姻有助于提升個人幸福感。許多學者研究表明，已婚群體的幸福感最高，未婚群體次之，分居、離婚群體幸福感再次之，喪偶者幸福感最低［16］。（4）環境對幸福感的影響。環境對個人的身心健康也尤為關鍵，主要包括自然環境和社會環境兩個方面。其中，自然環境對幸福感的影響集中在環境污染層面［17］；社會環境對幸福感的影響集中于制度環境層面，包括政府行政效率、地方政府質量和民主法治等制度因素［18-19］。（5）創業對幸福感的影響。創業對幸福感的影響較為復雜，相關影響會因創業類型、創業階段的不同而呈現顯著差異［20-21］。

3.實施鄉村振興戰略與提升返鄉農民工幸福感之間的關聯性

迄今為止，關于鄉村振興戰略對返鄉農民工幸福感影響的研究較為有限，已有文獻的研究對象相對寬泛，主要討論鄉村振興戰略對農村發展、農民增收和就業創業等方面的積極影響。（1）關于農村發展。蒲實和袁威［22］研究發現影響農民幸福感的首要因素是“對社會重大問題的關切”，強調在鄉村振興中要激活農民主體地位，形成政府主導和農民主體的有機統一；詹國輝［23］基于村莊調查的經驗證據，探討鄉村治理質量與農民幸福感提升間的關聯效應；鄭方輝［24］認為，在全面推進鄉村振興戰略的過程中，政府績效目標與農民獲得感之間存在倒“U”型關系，在實施該戰略的進程中，政府績效目標和價值目標（群眾需求）可能發生脫節、錯位的現象，這可能導致政府對公共產品的供給越多而公眾的獲得感越低。（2）關于農民增收。黨若涵［25］通過分析農村居民生活現狀，發現收入增幅、住房成本、社會保險財政投入、政府公共服務水平都會影響農民幸福感水平；王姍姍等［26］剖析了收入不平等、鄉村振興與農民幸福感三者間的關系，指出鄉村振興戰略的本質要求和提升農村居民幸福感具有高度一致性。（3）關于就業創業。徐慧等［27］提出長期外出務工會顯著降低返鄉農民工的幸福感水平，而導致這一現象的原因是較大的城鄉差異，主要體現為就業機會和就業環境的差異。同時，研究還顯示創業在一定程度上有助于提高返鄉農民工的幸福感。

以上研究成果為本研究提供了鄉村振興戰略對農村地區的影響的理論基礎。但目前的研究主要從宏觀角度出發，鮮少從微觀視角開展研究。本文旨在彌補相關研究空白，以便補充和完善現有文獻的不足。

（二）理論假設

傳統經濟學認為幸福感近似于效用，主觀幸福感是一個有效可信的指標，然而，幸福感與效用并非完全等同。Frey&Stutzer［28］提出幸福感可以作為效用的代理變量。本文借鑒王潔菲和姚樹潔［29］的研究，假定幸福感是個體效用水平的增函數，即，如式（1）所示，其中Happiness代表個體幸福感水平，U（·）為個體效用水平。

關于效用函數的設定，本文參考Chen&Chen［30］的做法，將環境因素納入其中，由于柯布—道格拉斯效用函數滿足效用函數的使用條件并易于計算，因而將其納入本文的模型推導。把鄉村振興水平視作返鄉農民工最直觀、最貼切的影響其效用的環境因素，設定的具體效用函數形式如式（2）所示，消費者所面臨的預算約束如式（3）所示。其中E代表個體的生活環境水平，在本文特指鄉村振興水平；X=X（X1，X2，···，Xn）代表個體的消費束，為簡化計算，本文假設只有兩類商品，X1與X2代表個體消費這兩類商品的數量；U為E、X的效用函數；I為個體的收入水平。

由此推導出直接效用函數如式（4）所示：

根據上述分析及相關文獻，本文提出以下假設。

假設：鄉村振興水平的提高可以增強返鄉農民工的幸福感。

三、數據來源、變量描述與模型選擇

（一）數據來源

本文數據來源于中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）2019 年的數據①由于CHFS 2021 的相關數據尚未正式公布，而且2020—2021 年期間全球遭受了新冠疫情的沖擊，疫情的不確定性和持續變化使得2021 年數據的準確性和可比性受到較大影響，因而本研究選擇CHFS 2019 的數據。，結合本文研究對象，對CHFS 原始數據進行處理。根據返鄉農民工的定義，本文選擇戶口性質為農村戶口、在戶籍所在地級市以外地方工作半年及以上且回到戶籍所在地級市的樣本數據，最終得到7 012 個有效數據。

（二）變量描述

1.幸福感（happiness）

幸福感是被解釋變量，采用CHFS 2019 問卷中“總的來說，您現在覺得幸福嗎？”這一問題對個體幸福感進行衡量，將幸福感賦值為1-5 的整數，表示從“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！?。

2.鄉村振興水平（rural revitalization）

鄉村振興水平是核心解釋變量，本文借鑒徐雪和王永瑜［8］測度鄉村振興的方法，運用熵值法對鄉村振興總水平及鄉村振興五個子系統發展水平進行測度。從五個維度測度鄉村振興水平，如表1所示。所有指標數據均來源于《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國社會統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國工業統計年鑒》、中國經濟社會大數據研究平臺等。

表1 鄉村振興五大維度指標體系

首先對各評價指標進行無量綱化、標準化處理，如式（5）所示，xij代表省份i第j項原始數據，和為第j項指標的最大值和最小值，xij是標準化后的指標值：

其次進行歸一化處理，pij代表樣本權重，即第j項指標下第i個樣本占該指標的比重，如式（6）所示：

再次計算熵值ej，如式（7）所示，k為樣本數量：

然后計算信息冗余度dj，如式（8）所示：

最后確定每個指標的權重wj，如式（9）所示：

由此求出最終的鄉村振興水平rural_revitalization如式（10）所示：

3.控制變量

基于既有研究成果，本文將婚姻狀況、家庭規模、性別、年齡、教育水平、黨員狀況、收入狀況、儲蓄狀況、健康狀況等九個要素納入個體微觀層面的控制變量，并參考曹宗平［1］的做法，將人均GDP、平均工資水平和失業率納入省級層面的控制變量。主要變量的描述性統計如表2 所示。

表2 主要變量的描述性統計

四、模型構建

（一）實證模型

返鄉農民工幸福感是典型的離散型排序變量，為了探究鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的影響，若直接使用OLS 模型則可能會忽視幸福感的內在排序，進而會直接將排序數據當作基數進行處理。因此，本文考慮構建有序Probit 模型（ordered probit model）開展計量分析。具體計量模型如下：

其中，happinessj表示第j個省第i個受訪者的幸福感，Xj表示個體層面的控制變量，Yj表示省級層面的控制變量，εj為隨機擾動項并服從正態分布。

在模型（11）中，當happiness*小于臨界值c1時，調查者會感到“非常不幸?！?，取值為1；大于等于臨界值c1小于臨界值c2時，調查者會感到“不幸?！?，取值為2；大于等于臨界值c2小于臨界值c3時，調查者會感到“一般”，取值為3；大于等于臨界值c3小于臨界值c4時，調查者會感到“幸?！?，取值為4；大于等于臨界值c4時，調查者會感到“非常幸?！?，取值為5，即：

如果happiness*

如果c1≤happiness*

如果c2≤happiness*

如果c3≤happiness*

如果happiness*≥c4，則happiness=5

在該模型中，happiness*是happiness背后不可測量的連續變量，為返鄉農民工幸福感的潛變量，用以推導極大似然估計量，與happiness存在一定數量關系。模型中的εj假定為正態分布，用φ（·）表示其累積分布函數，被解釋變量happiness的分布可以表達如下：

（二）基準回歸結果

鄉村振興（rural revitalization）涵蓋農村生產生活的五大維度，即產業興旺（industrial prosperity）、生態宜居（ecologically habitable）、鄉風文明（rural civilization）、治理有效（effective governance）和生活富裕（prosperity in life），用熵值法分別測度鄉村振興水平和五大維度的發展水平。表3 列（1）-列（6）顯示了鄉村振興總體發展水平及其五大維度發展水平對返鄉農民工幸福感的影響，其中“鄉村振興”水平、“生態宜居”水平、“治理有效”水平在1%的統計水平下促進了返鄉農民工幸福感的提升，“產業興旺”水平和“生活富?！彼椒謩e在5%和10%的統計水平下促進了返鄉農民工幸福感的提升，均與預期相符，但“鄉風文明”水平在5%的統計水平下抑制了返鄉農民工幸福感的提升?？赡艿脑蚴?，農村公共服務供給水平作為評價“鄉風文明”發展程度的重要組成部分①在使用熵值法對“鄉風文明”發展程度進行測度時，文化娛樂設施的可及性、村莊公共建筑建設投入這兩大指標的權重之和超過60%，說明農村公共文化設施供給對“鄉風文明”發展的重要作用。，顯著降低了返鄉農民工幸福感。由于農村公共服務供給的資金一部分來源于農村居民自有資金，因而該群體十分注重資金的利用效率，出于認知的局限性，他們并不十分看重鄉風文明的發展程度，反而更希望將資金配置到與生活更為密切的教育、醫療及社會保障等領域，若把資金更多地投入“鄉風文明”建設上，對農村居民而言并非效用最大化的選擇，由此導致幸福感降低。

表3 鄉村振興水平對幸福感的影響：基于有序probit 模型的分析結果

除鄉村振興水平外，其他的控制變量對返鄉農民工幸福感也有一定影響。1. 婚姻可以顯著提升返鄉農民工幸福感。目前農村仍有大量尚未結婚的單身男士，家庭經濟條件較差的男性面臨更大的“打光棍”風險，意味著無法延續香火、實現圓滿人生，這種精神上的挫敗與來自周圍人的評判，可能導致這類返鄉農民工的幸福感更低。2. 家庭規模和性別并未顯著影響幸福感?？赡艿慕忉屖?，家庭規模的擴大一方面可以使個體獲得更多的精神慰藉和親情體驗，另一方面增加了物質需求方面的壓力，兩種效應相互抵消，表現為未能顯著影響幸福感。對于性別這一控制變量，以往的文獻認為“男主外、女主內”的現象導致男性承擔更多生活壓力，男性的幸福感偏低，而本文的研究對象是返鄉農民工，不論男女在返鄉前都會承擔賺錢養家的重任，由此表現為男女幸福感之間無明顯差異。3.年齡是影響幸福感非常重要的因素。幸福感隨著年齡的增長大致呈現出“U”型曲線的形態，說明人在中年的幸福感是最低的，因為中年人面臨“上有老、下有小”的壓力，這與其他經驗分析的結果是一致的。根據模型測算幸福感最低的年齡為34 歲，這與其他文獻提出的40 歲～45 歲相比更為提前，也與農村居民的實際情況（即窮人的孩子早當家）相符。4.黨員身份可以顯著提升返鄉農民工幸福感。農村地區黨員數量較少，黨員身份則更能凸顯個體的身份價值，進而增強返鄉農民工中黨員的身份認同，從而促進自身幸福感的提升。5.儲蓄、收入與工資均可以顯著影響返鄉農民工幸福感。經驗結果表明這三者都能夠推動幸福感的提升，說明對返鄉農民工而言尚未達到Easterlin 所提出的收入拐點。6. 健康狀況同樣顯著影響返鄉農民工幸福感，健康狀況更好的返鄉農民工表現出更高的幸福水平，實證結果與理論分析結果一致。

（三）邊際效應分析

表4 顯示了鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感影響的邊際效應，其中整體回歸是Oprobit 模型的回歸結果，平均邊際效應是各變量在每個樣本觀測值上對返鄉農民工各類別幸福感概率的影響，由此可見，各類別幸福感的概率隨變量取值而改變。隨著鄉村振興水平的提升，返鄉農民工選擇“非常不幸?！焙汀安恍腋！钡母怕史謩e降低2.3%和5.2%，選擇“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡母怕史謩e提升6.6%和20.8%。對其他控制變量而言，“已婚”狀況使返鄉農民工選擇“非常幸?！钡母怕噬仙?%，黨員身份使其選擇“非常幸?！钡母怕噬仙?.9%，儲蓄狀況和收入狀況的提升使其選擇“非常幸?！钡母怕噬仙?.3%和1.4%，健康水平的提升使其選擇“非常幸?！钡母怕噬仙?.8%。上述結果表明，鄉村振興水平的上升對幸福感的提升影響最大，其次是健康水平和婚姻狀況。

表4 鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感影響的邊際分析

（四）內生性問題和穩健性檢驗

1.工具變量法

基準模型中可能存在遺漏對幸福感產生重要影響的解釋變量的內生性問題。首先，式（12）中可能遺漏了同時影響鄉村振興水平和幸福感的關鍵變量，進而導致最終的回歸結果是有偏的。其次，幸福感是主觀評價的產物，不同微觀個體對幸福的理解存在差異，因此可能存在測量誤差的問題。另外，鄉村振興水平與農民工的幸福感可能存在雙向因果的問題。所以，本文采用工具變量法對模型展開進一步分析，原因在于若使用基于連續變量的最小二乘法可能會導致模型失效。針對被解釋變量幸福感是離散變量的特點，本文采取條件混合過程方法（Conditional Mixed Process，CMP）對模型重新估計，選取核心解釋變量滯后一期作為工具變量，并借鑒王彩艷和劉修巖［31］的做法，嘗試把夜間燈光數據作為工具變量進行佐證。

由表5 可知，使用CMP 方法和OLS 方法第一階段均顯示工具變量與鄉村振興發展指數顯著相關。CMP 方法估計結果中的內生性檢驗參數atanhrho_12 在工具變量為鄉村振興指數滯后一期時并不顯著，并不能說明鄉村振興水平為內生解釋變量，但當工具變量變更為夜間燈光數據時，atanhrho_12 在1%的統計水平下顯著，說明鄉村振興水平為內生變量；OLS方法下所進行的兩階段最小二乘的回歸結果顯示，兩種工具變量在第一階段的F 值均遠遠大于10，說明二者都不存在弱工具變量的問題。兩種方法最終所得的估計系數比較接近，且回歸系數均顯著為正，由此進一步印證了鄉村振興水平的提高有效促進了返鄉農民工幸福感的提升。再者，控制變量結果與前文基本保持一致。

表5 鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的影響：工具變量

2.替換被解釋變量

根據CHFS 2019 的問卷設計，把幸福感分為五類，因而需要使用有序logit 模型進行分析。本文采用張衛國和程實［32］的做法，將幸福感設置為虛擬變量，即把幸福感得分1-3 取值為0，將幸福感得分4-5 取值為1，隨后通過Probit、Logit 及線性概率模型進行回歸，回歸結果如表6 中的（1）（2）（3）列所示。三種模型的回歸結果均與前文分析結果一致，鄉村振興水平的影響系數均在1%的統計水平下顯著為正。

表6 替換被解釋變量的穩健性檢驗

3.更換模型設定

本文基準回歸基于有序probit 模型，隨后使用有序logit、線性概率模型進行回歸，如表6 中的（4）（5）列所示，結果依舊在1%的統計水平下顯著為正。因此，不同的回歸方法均能得到相同的結果，即鄉村振興水平有助于返鄉農民工幸福感的提升，進一步表明估計結果是穩健的。

（五）機制分析

上述研究顯示，鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的提升具有顯著的促進作用，且該結論在經過內生性檢驗后仍然成立。然而，鄉村振興戰略影響幸福感的作用機制尚不明確。本文梳理出三大作用機制，即鄉村振興水平通過推動農村產業融合、縮小城鄉收入差距和加強環境規制促進返鄉農民工幸福感的提升。

1.農村產業融合（Rural industrial integration）

產業興旺作為鄉村振興的重要任務之一，對于推動農村經濟社會發展、實現農業現代化和提高農民收入水平意義重大。鄉村振興水平的提升不斷促進農村產業鏈條的整合、延伸，持續推動鄉村旅游、居民康養、現代農業產業園等農村新興產業形態的衍生、升級和集成，穩步實現農村三次產業融合發展，從而助推農村經濟效益和社會效益同步提升，滿足農村居民日益增長的多元需求，顯著改善鄉村生活環境、營商環境及就業創業環境，由此有序提升返鄉農民工的幸福感。

2.城鄉收入差距（Urban-rural income gap）

近些年來，隨著鄉村振興水平的提高，農民收入增長速度持續快于城鎮居民，農村發展要素得到激活，農村優質人力資源不斷被挖掘，農民變得更加富有，其絕對收入水平大幅提高，廣大農民（包括返鄉農民工）的幸福感日趨增強。另外，在鄉村振興水平提高的同時，農業現代化水平不斷提升，返鄉農民工的就業創業環境持續優化，農村日益完善的基礎設施吸引了更多外來投資，城鄉收入差距不斷縮小，農民相對收入水平持續提高，幸福感也隨之提升。

3.環境規制（Environmental regulation）

習近平總書記強調“生態經濟化、經濟生態化”的發展新路使得農村生態保護和產業發展的融合程度進一步加深。生態宜居也是實現鄉村振興的關鍵，建設美麗鄉村有利于推進農村生活垃圾、污水、廁所糞污的綠色處理，不斷優化農村生產、生活和生態環境。既有文獻都強調自然環境對個體幸福感的重要影響，認為環境規制促進了人居環境的改善，推動了人與自然和諧共生，保障了居民身心健康，促進返鄉農民工幸福感的提升。

農村產業融合、城鄉收入差距與環境規制在鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的影響中的機制作用是否成立？若成立，農村產業融合、城鄉收入差距與環境規制的影響程度如何？科學回答這些問題，有利于揭示中介變量在鄉村振興水平和返鄉農民工幸福感之間的現實邏輯。本文采用逐步回歸的方法構建中介效應模型，具體模型設定如式（12）（13）（14）所示：

式中：Mediating_variable表示農村產業融合、城鄉收入差距、環境規制三個中介變量，α、β、γ 均為待估參數，其余變量與基準回歸保持一致。中介變量在鄉村振興水平和返鄉農民工幸福感的中介效應檢驗結果如表7 所示。（1）把農村產業融合納入返鄉農民工幸福感模型中，鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的影響系數從0.556 下降為0.482，顯著性水平未發生變化，同時農村產業融合對返鄉農民工幸福感的影響也在1%的統計水平下顯著為正，表明農村產業融合在鄉村振興水平和返鄉農民工幸福感中發揮了部分中介效應，平均有13.237%源自農村產業融合的中介效應。（2）把城鄉收入差距納入返鄉農民工幸福感模型中，鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的影響系數從0.556 下降為0.416，結果在5%的統計水平下顯著，同時城鄉收入差距對返鄉農民工幸福感的影響也在1%的統計水平下顯著為負，表明城鄉收入差距在鄉村振興水平和返鄉農民工幸福感中發揮了部分中介效應，平均有25.050%來自城鄉收入差距的中介效應。（3）把環境規制納入返鄉農民工幸福感模型中，鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的影響系數從0.556 下降為0.501，顯著性水平未發生變化，同時環境規制對返鄉農民工幸福感的影響也在1%的統計水平下顯著為正，表明農村產業融合在鄉村振興水平和返鄉農民工幸福感中發揮了部分中介效應，平均有9.652%來自環境規制的中介效應。

表7 中介變量在鄉村振興水平和返鄉農民工幸福感中的中介效應

（六）異質性分析

本節將從地區①地區按照東部、中部和西部進行劃分，即東部包括遼寧、北京、天津、河北、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、海南，中部包括黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西，西部包括內蒙古、甘肅、青海、寧夏、陜西、四川、重慶、貴州、云南、廣西。、性別、婚姻、年齡、學歷②學歷按照低學歷、中學歷和高學歷進行劃分。低學歷指小學及以下學歷，中學歷指初中、高中學歷，高學歷指本科（大專）及以上學歷。和風險偏好③風險偏好按照高風險偏好和低風險偏好進行劃分。劃分依據參考CHFS 2019 中的問題“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項目？”，將選擇“高風險、高回報的項目”和“略高風險、略高回報的項目”的受訪者劃分為高風險偏好的人群，選擇其他選項的受訪者則劃分為低風險偏好人群。等六個維度分析鄉村振興水平對于返鄉農民工幸福感影響的組群差異，回歸結果如表8 所示。

表8 鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感影響的異質性分析

從地區分布來看，鄉村振興水平對東部地區返鄉農民工幸福感的影響并不顯著，對中部地區返鄉農民工幸福感的影響在5%的水平下顯著，對西部地區返鄉農民工幸福感的影響在1%的水平下顯著。由于中西部地區分組回歸的結果顯示出的置信區間并不重疊，通過影響系數的大小能夠判斷鄉村振興水平對西部返鄉農民工幸福感提升的影響更大，可以看出這種影響隨著地理位置由西向東而逐漸遞減，原因可能是東部地區既有的醫療、教育、經濟環境原本就比中西部地區更為優質，故鄉村振興戰略對東部地區整體環境改善的邊際影響相對有限。然而，鄉村振興戰略會極大改善西部地區返鄉農民工的生活狀況，顯著提升其生活質量、滿意度乃至幸福感。

從性別差異來看，鄉村振興水平對幸福感的影響不存在較大的性別差異，從影響系數來看，女性幸福感受到鄉村振興的影響更大，但由于二者系數的置信區間存在重疊，故不能得出這種影響在性別間具有差異的結論。

從婚姻狀況來看，返鄉農民工中的已婚與未婚群體具有較強異質性。鄉村振興水平使已婚者對幸福感的評價提升78.2%，可能的原因是深受中國傳統文化的影響，人們普遍追求“先成家后立業”，對已婚者而言鄉村振興可以增加其家庭收入，創造更為優良的就業創業環境，鄉村振興戰略為已婚群體實現諸如贍養父母、教育子女等目標提供較大助力，而未婚者則不得不將首選目標錨定在“結婚”這一人生大事上，因此鄉村振興對未婚群體幸福感提升的助力十分有限。

從年齡區別來看，鄉村振興水平對返鄉農民工中老年群體幸福感提升的影響更大，使其對幸福感的評價平均提高137.9%。老年群體“生于斯、長于斯”，一生中的絕大部分時間都在農村度過，經歷過昔日農村極度貧瘠、一窮二白的樣貌，隨著鄉村振興水平的提升，農村“舊貌換新顏”，該群體因生活環境的巨大變化，幸福感得以顯著提升。相比之下，中青年群體沒有經歷過“一貧如洗”的時代，而且對幸福的認知能力和期望值普遍高于老年群體，所以鄉村振興水平的提升未能顯著增強其幸福感。

從學歷狀況來看，鄉村振興水平對返鄉農民工中低學歷群體幸福感的影響在1%的水平下顯著為正，對高學歷群體的影響在10%的水平下顯著為正，但對中等學歷群體的影響并不顯著，可能的原因是低學歷群體一般會選擇“子承父業”而繼續從事農業生產，鄉村振興的各項惠農政策使其通過務農也能不斷增收致富，幸福感由此得以提升。自從鄉村振興戰略實施后，農村發展日新月異，再加上城市生存壓力過大，農村對高學歷群體的吸引力增加，鄉村振興水平的提升給予他們更多發揮自身才能的平臺、為其提供更為良好的就業創業環境，使其在滿足自身物質生活需求的同時能夠更方便地贍養長輩和教育子女，幸福感得以提升。對中等學歷的群體而言，其返鄉就業創業出路大多與農業并無直接關系，他們利用外出務工中所學會的一技之長，返鄉后主要從事美容美發、廚師、物流、商貿等服務型行業，相關工種高度同質化必然引發激烈競爭，行業利潤日趨稀薄，個人收益甚至不及昔日外出務工所得，因此鄉村振興水平的提升對該群體幸福感的影響較小。

從風險偏好來看，鄉村振興水平對返鄉農民工中低風險偏好群體幸福感提升的影響更大。高風險偏好的人群崇尚“富貴險中求”的思想，強調個人能力在其生活中的重要地位，環境因素對其影響不大。然而，低風險偏好群體更重視環境因素對個人發展的重要作用，鄉村振興水平大幅改善了該群體的生產生活環境，其幸福感自然也得以顯著提升。

五、結論與政策建議

本文基于文獻梳理及理論模型構建而提出假設，基于2019 年CHFS 數據對返鄉農民工群體展開研究，實證分析了鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的影響。

研究結果表明，通過構建有序probit 模型，證明運用熵值法測度的鄉村振興水平顯著提升了返鄉農民工的幸福感水平，其中產業興旺、生態宜居、治理有效、生活富裕等四大維度發展水平均顯著提升了返鄉農民工幸福感水平；隨后進行有序probit 模型的邊際效應分析，進一步說明鄉村振興水平對幸福感的促進作用；接著使用夜間燈光數據與核心解釋變量滯后一期數據作為工具變量，借助IV-oprobit 模型解決內生性問題，結果與基準回歸相比并無實質性變化；本文還采取替換被解釋變量、更換回歸模型等方式進一步確保研究結果的可靠性；然后基于農村產業融合、城鄉收入差距與環境規制的中介視角探究鄉村振興水平提高返鄉農民工幸福感的作用機制，結果表明鄉村振興水平通過促進農村產業融合、縮小城鄉收入差距、加大環境規制力度來提升返鄉農民工幸福感。在進行異質性分析時，本研究發現鄉村振興水平對返鄉農民工幸福感的影響程度雖然受到地區、婚姻狀態、年齡、風險偏好及學歷等諸多因素的影響，但是存在明顯的異質性。首先，這一影響程度隨地區由西向東逐步遞減；其次，已婚人士受到鄉村振興水平的影響更大；再次，年齡和風險偏好不同的群體受到鄉村振興水平的影響程度也不同，年齡越大、風險偏好越小的群體受到鄉村振興水平的影響越大；最后，低學歷和高學歷人群受到鄉村振興水平的影響更大，而中等學歷群體的幸福感幾乎未受到鄉村振興水平的影響。

基于以上研究結論，本文提出以下幾方面的政策建議。

（一）出臺鄉村振興戰略的各項配套政策，采用更具針對性的治理舉措提升包括返鄉農民工在內的全體農民的幸福感。政府應積極創新農村經濟發展模式，鼓勵農村發展新型農業經營主體，培育壯大農村產業，推動農村經濟多元化發展，支持農民合作社、農業龍頭企業等，提高農業綜合效益和農產品附加值。推動農村人才培養和引進，推進農村人才培養機制建設，鼓勵高層次人才回鄉創業，提供創業支持和優惠政策。引入專業人才和技術人才，提升農村人力資源質量。加強農村金融支持，創新農村金融服務模式，提供貸款、信用擔保等金融支持，解決農民融資難題，鼓勵農村金融服務機構提供專門的金融產品。在積極落實鄉村振興戰略、提高鄉村振興水平的同時，不斷提升返鄉農民工幸福感水平。

（二）重視農村居民對于美好生活的多元訴求，多措并舉提高返鄉農民工深層次的幸福感。在制定政策時要充分考慮廣大農民的意愿，以防政策實施效果與農民期望之間的偏差較大。政府在政策制定過程中務必注意地區之間的異質性，尤其應加大對中西部地區農村發展的政策干預力度，結合當地的資源稟賦與治理基礎，創新農村社會基層民主權利的實現形式，積極傾聽農民聲音，及時修正原有政策或采取新舉措以便最大程度發揮鄉村振興對返鄉農民工幸福感提升的邊際效應。

（三）推進農村三次產業融合發展，引導返鄉農民工從自身獲得的收益中體會到實實在在的幸福感。在提升經濟效益的同時，拓展更多就業崗位并將更多的產品附加價值留給農村居民，以吸引更多返鄉農民工投身鄉村建設。創新農業經營模式，鼓勵農民開展多元化經營，將農業生產與農村旅游、農產品加工等業態深度融合，最大化增加農產品附加值。培育和延伸農村產業鏈，將農產品的種植、加工、銷售等環節有機結合起來。通過農產品品牌建設和市場拓展，提高農產品的附加值和競爭力。

（四）實現先富到共富的跨越，讓返鄉農民工切身感受到幸福感提升的深刻內涵。政府應著力推進返鄉農民工所關注的醫療、教育、住房、社保等基本公共服務的均等化，全面提升民生質量。加大農業科技研究的力度，大力推廣先進的農業技術，提高農業全要素生產率。采取有力措施消除阻礙資金、技術等生產要素在城鄉間自由流動的人為壁壘，拓寬返鄉農民工的收入來源，縮小城鄉收入差距，促進共同富裕。