貧困脆弱性對農村居民主觀幸福感的影響
——基于CFPS數據的實證分析

黃杏子，周云波

（南開大學 經濟學院，天津 300071）

一、引 言

在發展中逐步實現共同富裕是社會主義的本質要求，也是我國建設中國特色社會主義以及現代化建設進程中的重要目標。2020年底，在2300元/年·人的國家貧困標準下，我國的絕對貧困問題已經得到了解決，這標志著我國開始全面踏上實現共同富裕的新征程。推進實現共同富裕需要明確其本質，黨的二十大報告指出，2035年我國的總體目標之一是人民生活更加幸福美好，居民人均可支配收入再上新臺階。習近平總書記進一步強調“共同富裕要求人民群眾物質生活和精神生活均富?！?。從這個角度來看，共同富裕與人民的美好生活密切相關，實現共同富裕的落腳點應是增進人民的幸福感（鄭沃林、李尚蒲，2022）[1]。

促進共同富裕，提高人民群眾的幸福感，最艱巨最繁重的任務在農村。黨的十八大以來系列農村扶貧政策的實施，使得農村居民的收入得到了快速增長，大規模脫離了絕對貧困狀態。絕對貧困問題的解決在一定程度上提升了農村居民的幸福感（蔡宇涵等，2021；胡原等，2022；周強等，2022）[2-4]，但我國農村居民整體的幸福感水平仍還有較大的增進空間（羅必良等，2021）[5]。與此同時，絕對貧困問題的解決并不意味著我國扶貧工作的結束，扶貧工作的重點轉向了鞏固脫貧攻堅成果，緩解相對貧困問題上，現階段我國農村居民仍面臨著較高的在未來陷入貧困，尤其是相對貧困的風險，即具有較高的貧困脆弱性（申云、李京蓉，2022）[6]。那么，農村居民面臨的這種較高的貧困脆弱性是否是制約其幸福感進一步提升的因素？對這一問題的研究對探索增進我國農村居民幸福感的路徑具有重要意義。

已有研究關注到了影響個體幸福感的因素，包括個體人口統計學、自然環境層面以及社會、政治層面等非物質因素，以及個體、社會經濟特征等物質層面因素（種聰、岳希明，2020；周爍、張文韜，2021）[7，8]。重點從個體經濟特征的角度探討影響幸福感相關因素的文獻大致可以歸納成以下三類：一是研究當期收入水平與居民幸福感之間的關系。延續Easterlin（1974）[9]關于“幸?！杖脬Ｕ摗钡难芯?，眾多學者持續關注當期收入水平與個體主觀幸福感之間的關系（Frey ＆ Stutzer，2001）[10]，相關文獻研究大體上從絕對收入和相對收入等角度分析收入變化對個體主觀幸福感的影響，并得出了不同的結論。在絕對收入方面，多數學者認為絕對收入的增加會顯著提升那些基本物質生活需求無法得到滿足的個體的幸福感（Easterlin et al.，2012）[11]，但隨著基本物質生活需求的滿足，絕對收入的這種幸福感提升作用會逐漸減弱（Altindag ＆ Xu，2011；Kahneman ＆ Deaton，2010）[12，13]。同時，也有研究認為，絕對收入的增加會持續提升個體的幸福感（Stevenson ＆ Wolfers，2013）[14]。在相對收入方面，部分研究發現，個體的幸福感會受到相對收入水平的顯著影響，由于存在攀比效應所產生的“相對剝奪感”（Mc-Bride，2001；Ferrer-i-Carbonell，2005；Clark等，2008）[15-17]，以及人們自身對外界環境變化具有良好的適應能力進而產生的“快樂水車”效應（Kahneman，2003）[18]，個體相對收入的提高并無法帶來幸福感的持續提升。此外，也有研究發現，相對收入可能存在“隧道效應”，即相對收入水平較低的個體在觀察到富人的高收入時，會產生對未來收入提升的信心，從而獲得幸福感的提升。但隨著富人收入的持續提高，與窮人收入差距不斷擴大，此時，相對收入水平較低的個體幸福感將會下降（Easterlin et al.，2012；Hirschman，1973；Knight等，2009，）[11，19，20]。

二是并不從居民當期收入這一連續變量出發，而是將個體當期進入低收入或者貧困的狀態作為核心因素，研究其與幸福感之間的關系。在這一主題下，不同的研究分別聚焦了個體的絕對貧困、相對貧困以及多維貧困狀況對其主觀幸福感的影響，大多發現個體處于貧困狀態會顯著降低其幸福感水平。如羅必良等（2021）[5]聚焦了我國農村居民，分析得到農民的絕對貧困和相對貧困均會降低其主觀幸福感水平。周力和沈坤榮（2021）[21]通過使用不同的貧困標準對我國城鄉居民的相對貧困狀況進行測度，發現在以居民家庭人均收入中位數的40%作為相對貧困標準時，個體的相對貧困狀況會顯著降低其主觀幸福感。Wang等（2021）[22]使用個體政治參與、社會機會、經濟狀況、居住狀況、健康水平以及社會保護等方面的指標對我國居民多維相對貧困狀況進行測度，發現個體處于多維相對貧困狀態會對其主觀幸福感產生顯著的負向影響。此外，還有學者從個體的幸福感是否能夠適應自身貧困狀況的角度出發，研究個體的貧困狀況與主觀幸福感之間的關系。這類文獻大多在得出“貧困會顯著降低個體幸福感”等相關結論的基礎上，進一步發現個體的幸福感無法對自身貧困狀況產生適應性，個體長期陷入貧困的狀況會持續對其幸福感水平產生負向影響（Clark et al.，2016；Luo，2022；Dang et al.，2019）[23-25]。

三是關注個體的未來收入以及在未來陷入貧困的風險對幸福感的作用，研究貧困脆弱性對個體幸福感的影響。目前在這一主題下的文獻還較少，僅有的研究包括：Caria ＆ Falco（2018）[26]使用非洲地區的面板調查數據分析了工人的貧困脆弱性與其生活滿意度之間的關系，發現工人面臨的收入貧困的脆弱性與幸福感存在顯著的負相關關系，且脆弱性的這種幸福感負向效應超過了個體收入增長帶來的正向效應。Dang等（2020）[27]基于俄羅斯的兩期面板數據發現，個體的貧困脆弱性與生活滿意度之間存在負向關系，同時個體的生活滿意度并不會對長期的脆弱性產生適應性，個體處于脆弱性的時間越長，其主觀福利受到的負面影響也會越大。Simona-Moussa（2020）[28]也初步發現了瑞士的脆弱性居民一般具有相對較低的主觀幸福感水平。

綜上所述，已有文獻從個體經濟水平的角度對影響幸福感的因素進行了詳細分析。但仍存在以下不足：一是目前學界從個體未來收入或貧困的角度出發，分析貧困脆弱性與幸福感之間關系的研究尚不足?，F有文獻重點分析了當期收入水平、當期貧困狀態與個體主觀幸福感之間的關系，而這些研究關注的均是個體“事后”貧困對幸福感的影響，對于個體貧困脆弱性等“事前”貧困因素的研究仍不足。同時，在“事前”貧困與個體幸福感這一主題下的文獻盡管發現了貧困脆弱性對個體主觀幸福感的負向影響，但仍缺乏具體的作用路徑及機制分析，尚未明確貧困脆弱性如何降低了個體的主觀幸福感以及何種因素能夠緩解脆弱性對幸福感的負面影響。二是目前學界關于貧困脆弱性與個體主觀幸福感的研究尚缺少基于中國國情的分析。事實上，在我國國情下，從個體未來的貧困狀況出發，分析貧困脆弱性對個體幸福感的影響，具有必要性。一方面，現有研究表明，我國農村居民大多面臨著較大的貧困風險（左停、李世雄，2020；張建春、鄧大松，2022）[29，30]，對未來存在負面預期，而這種貧困風險引起的對未來的負面預期是否是個體幸福感水平較低的原因，仍有待進一步探討。另一方面，對于個體未來陷入貧困的風險與其主觀幸福感關系的分析，也能夠為我國政府促進共同富裕、推動鄉村振興等相關政策的制定提供來自個體幸福感的新的依據。具體地，若個體陷入貧困的風險會對其幸福感產生顯著的負面影響，則政府除了關注在當期處于貧困狀態的個體以外，還應該充分重視存在潛在貧困可能的個體，及時為其提供幫扶，進而長久地提升個體的幸福感水平，逐步實現共同富裕。

基于此，本文將個體在未來的貧困風險納入幸福感影響因素的分析框架，通過引入貧困脆弱性指標，使用中國家庭追蹤調查（CFPS）2014年和2018年的農村居民面板數據，分析我國農村居民的貧困脆弱性對其主觀幸福感水平的影響。本文的邊際貢獻包括：第一，在研究視角方面。本文分析了我國農村居民的貧困脆弱性對其主觀幸福感的影響，從一個新的研究視角分析了我國農村居民幸福感水平較低的原因。如上文所述，現有文獻多關注我國農村居民當期收入與貧困狀態對其幸福感的影響，尚缺少對個體未來陷入貧困的風險與幸福感的關系的研究，本文的分析在一定程度上彌補了相關領域研究的空白。第二，在研究內容方面。本文重點使用各年農村居民家庭人均收入中位數的40%作為相對貧困標準，對農村居民的貧困脆弱性進行測度的基礎上，分析了個體的貧困脆弱性對其幸福感的影響，并具體研究了其中的異質性作用。同時，本文還進一步分析了貧困脆弱性對農村居民幸福感影響的作用路徑與作用機制，具體分析了貧困脆弱性如何對個體的主觀幸福感產生影響，增加了文章的研究深度。第三，在政策含義方面。本文的研究能夠為政府2020 年以后扶貧政策的制定提供新的、基于個體幸福感的思路，為進一步提升人民群眾的幸福感，實現共同富裕的目標提供有益參考。

二、理論分析

（一）貧困脆弱性對個體主觀幸福感影響的路徑分析

本文參考Chaudhuri等（2002）[31]對貧困脆弱性的研究，將貧困脆弱性定義為個體在未來陷入貧困的可能性。在這一定義下，個體的貧困脆弱性包括兩大部分：第一，個體未來收入低于貧困標準，無法脫離貧困狀態；第二，受到外部風險沖擊的影響，個體未來收入的波動較大，即個體在不確定環境下無法將未來收入穩定地維持在貧困標準之上。事實上，貧困脆弱性的這兩大組成部分均可能會對個體的幸福感產生負向影響：首先，在個體未來收入低于貧困標準方面。根據馬斯洛需求理論，處于貧困狀態會使得個體自身物質需求無法得到滿足，無法滿足的物質需求將會顯著降低個體的主觀幸福感。同時，根據相對剝奪理論，處于貧困狀態的個體也會通過與他人對比而發現自身處于社會劣勢地位，進而產生相對剝奪的感受，進一步影響了其幸福感水平（Knight ＆ Gunatilaka，2011）[32]。此外，未來收入低于貧困標準的個體大多屬于慢性貧困群體，即其可能長期處于貧困狀態中（樊麗明、解堊，2014）[33]。而根據上文，即使個體長期陷入貧困中，也無法充分接受自身所處的物質劣勢狀態，幸福感水平并不會出現適應性提高（Clark等，2016）[23]。因此，當個人未來的收入低于貧困標準、無法擺脫貧困狀態時，其幸福感水平也會相應降低。

其次，在個體未來收入波動方面。個體未來的收入波動主要來源于外界的風險沖擊，收入波動程度較大的個體主要是由于自身風險抵御與應對能力較差，無法有效地平滑風險事件帶給自身的沖擊。當個體風險抵御能力較差時，其在日常生活中面臨的不確定性將會增強，甚至一些小程度風險的沖擊都會使得個體的物質生活陷入困境。在這種情況下，個體的物質安全感將會有所欠缺，易處在一種物質焦慮、不安的情緒中，從而幸福感也會處于較低水平（Caria ＆ Falco，2018；鐵怡等，2014）[26，34]。同時，當個體收入從較高水平下降到貧困標準以下時，根據棘輪效應理論，個體并無法適應收入降低后的生活，心理落差感將加大，這同樣會導致幸福感的下降。綜合來看，個體的貧困脆弱性可能會通過未來收入較低以及收入波動較大這兩條路徑，對其主觀幸福感產生顯著的負向影響。

（二）貧困脆弱性對個體主觀幸福感影響的機制分析

根據社會心理學理論的分析并結合以往研究，本文將貧困脆弱性對個體主觀幸福感的負向影響分解成三個可能的機制：（1）降低個體的主觀社會地位；（2）減少個體的社會信任水平；（3）降低個體對未來的信心（Wang et al.，2021；Hu ＆ Wang，2021）[22，35]。首先，個體較低的主觀社會地位會給其主觀幸福感帶去顯著的負向影響（Curhan et al.，2014；Huang et al.，2017）[36，37]。從社會因果論的角度來看，處于較低社會地位的個體面臨著更多的社會壓力以及社會排斥（李小保、呂厚超，2022）[38]，個體對主觀社會地位的評估同時依據了自身的收入、教育等客觀因素，以及社會認可感等主觀因素（Jackson et al.，2015）[39]，這些因素均與個體主觀幸福感密切相關。此外，根據社會比較理論，主觀幸福感的水平大多取決于社會比較，而這種社會比較正是個體形成自身社會地位感知的重要依據（Diener ＆ Fujita，1997）[40]。因此，認為自身主觀社會地位較低的個體必然具有較低的主觀幸福感。而個體較高的貧困脆弱性將會降低其主觀社會地位。這是因為，主觀社會地位是個體對自身所處社會地位的主觀評價，也是對自身當前發展狀況的主觀評價（張雅欣、孫大鑫，2019）[41]。一方面，正如上文所述，個體對自身所處社會地位的主觀評價主要基于自身的客觀社會地位，具有貧困脆弱性的個體常處于社會劣勢地位，由于自身易陷入并保持貧困狀態，這些個體對自身當前發展狀況大多并不滿意，因此，主觀社會地位并不高。另一方面，具有貧困脆弱性的個體常被貼上“窮”“懶”等負面標簽，這些標簽的存在將會增加個體的“社會恥感”，也會對其主觀社會地位產生負面影響（孫伯馳、段志民，2020）[42]。

其次，社會信任也與個體的主觀幸福感存在顯著的正向相關關系（袁正、夏波，2012）[43]。社會信任是社會資本的重要組成部分，社會資本能夠促進群體內部以及群體之間的有效合作，屬于影響個體幸福感的社會因素（種聰、岳希明，2020）[7]。已有文獻發現，社會資本對個體主觀福利提升的驅動作用完全依靠于社會信任（Bj?rnskov，2006）[44]，社會信任水平的提高有助于降低社會犯罪率、自殺率，有利于社會穩定，為個體幸福感的提升提供了良好的社會土壤（Helliwell ＆ Wang，2011）[45]。同時，社會信任的提高也避免了個體認為他人均不值得信任的悲觀情緒，為人們的日常情感溝通打下了基礎，有利于改善個體的心理健康；也通過為個體提供社會支持，促進個體獲得就業與提高收入的機會，實現物質生活水平的提高（屈沙、劉孝斌，2022）[46]，進而獲得幸福感的提升。然而，具有貧困脆弱性的個體普遍具有較低的社會信任度。根據上文，具有貧困脆弱性的個體處于社會劣勢地位，對自身當前以及未來的發展較不滿意，對于社會地位較高、發展信心較強的個體可能會萌生嫉妒與排斥的心理（萬廣華、張彤進，2021）[47]，使得其與這些群體相處時存在隔閡，進而社會信任感降低。此外，具有貧困脆弱性的個體對于親友、鄰居的物質依賴程度可能較高，當其試圖尋求親友、鄰居的物質幫助時，常會與之產生矛盾沖突，這些矛盾沖突的存在將會進一步降低個體的社會信任感。

最后，個體對未來信心的缺乏也會降低其主觀幸福感（Bailey et al.，2007；Han ＆ Gao，2020）[48，49]。主觀幸福感不僅取決于個體過去和目前的生活狀態，也受到個體對自身未來生活預期的影響（趙一凡、周金娥，2021）[50]。個體對未來的信心程度反映了其對自身未來生活是否有積極預期，這種積極預期屬于個體的樂觀情緒，能夠直接帶來幸福感水平的提升。同時，在樂觀情緒下，個體不僅能夠發現更多機會，也能夠抓住機會，并且在面臨困境時能夠保持樂觀的態度，更具有毅力，更容易實現自身目標（Snyder，2002；Arampatzi et al.，2020）[51，52]，這些因素均有利于幸福感的提高。而具有較高貧困脆弱性的個體一般缺乏對未來的信心。究其原因，對未來的信心反映了個體對自身未來發展可能性的評價，包含著對自身未來生活水平的積極預期以及對未來風險應對的信心（Pleeing et al.，2020）[53]，而貧困脆弱性程度較高的個體往往面臨著較高的對未來的不確定性，長期處于脆弱狀態的個體的風險抵御能力以及對自身未來生活與發展的控制能力相對較弱，相應地，對未來生活及發展的信心會較為缺乏。

綜合而言，個體的貧困脆弱性可以劃分為個體未來收入低于貧困標準和個體未來收入波動兩個部分，這兩個部分均有可能降低個體主觀幸福感。同時，貧困脆弱性會通過降低個體的主觀社會地位、社會信任以及對未來的信心，進而降低個體幸福感。具體的理論分析思路如圖1所示，下文將對具體機制進行實證檢驗。

圖1 貧困脆弱性對農村居民主觀幸福感影響的路徑及機制

三、實證分析設計

（一）數據來源

本文實證分析使用的數據來自北京大學中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，下文簡稱CFPS）。CFPS數據為具有全國代表性的家庭追蹤調查數據，覆蓋了全國25個省、自治區、直轄市（除海南、青海、內蒙古、寧夏、新疆、西藏及港澳臺地區），涵蓋了全國95%的人口。該數據的調查內容包括了居民的人口統計學特征、工作情況、經濟基本信息及主觀福利信息，也包含了居民家庭的人口結構與經濟狀況等信息，為本文分析個體貧困脆弱性與主觀幸福感之間的關系提供了可能。CFPS數據每兩年調查一次，現公布的數據包括2010～2018 年共5年。本文使用2014 年和2018 年的CFPS 數據，主要是因為這兩年的數據中關于個體主觀幸福感的有效樣本充足且取值范圍一致，同時家庭收入變量的口徑可比。

本文對數據進行了如下處理：第一，保留了兩年均有信息的樣本，構建了兩年平衡面板數據。第二，由于本文的研究對象為農村居民，故將城鎮地區居民從樣本中剔除。第三，考慮到兒童群體的幸福感與成人不可比，本文僅保留了2014年16周歲及以上的個體。第四，進一步剔除了關鍵變量存在缺失的樣本。經上述處理，共獲得了包含10 228個農村居民，20 456個樣本的兩年平衡面板數據。

（二）變量定義及描述性統計

本文的被解釋變量為個體主觀幸福感。個體主觀幸福感變量來自CFPS成人問卷主觀態度部分“你覺得自己有多幸福？”選項0～10，0分表示幸福感水平最低，10分表示幸福感水平最高。這種自我報告的幸福感變量已經被廣泛運用于個體幸福感的分析中（Di Tella等，2001）[54]。

核心解釋變量為個體的貧困脆弱性。本文參考Chaudhuri 等（2002）[31]的研究，將個體t 時期的貧困脆弱性定義為個體在t+1期的收入低于貧困標準的概率，使用期望貧困的脆弱性測度方法（Vulnerability as Expected Poverty，簡稱VEP方法）進行測度。在VEP方法下，首先需要對個體未來的收入分布均值和方差進行估計。根據Singh ＆ Maddala（1976）[55]的研究，相對于中高收入群體，對數正態分布能夠較好地描述低收入群體的收入分布狀況，因此，本文假設個體的家庭人均收入服從對數正態分布，并使用三階段可行廣義最小二乘法（FGLS）去估計個體未來家庭人均收入分布的均值和方差，進而對個體的貧困脆弱性進行估計。此時，個體i在t時刻的貧困脆弱性可以表示為式（1）：

其中，是個體i在時間t的貧困脆弱性，yi,t+1為個體未來的人均收入分布，Xi為本文測度貧困脆弱性使用的個體特征變量及家庭特征變量①此處的變量包括個體性別、年齡、年齡平方項、婚姻狀況、受教育年限、健康狀況、工作狀況等個體特征變量，家庭規模、家庭兒童數、家庭老人數、家庭不健康成員數等家庭人口特征變量，以及家庭人均凈資產、家庭收到的政府補助占比等家庭經濟特征變量，并控制了省份虛擬變量。。即為FGLS 估計下個體收入期望的一致估計，為個體收入方差的一致估計。z為本文選取的貧困標準，由于2020年底我國已經全面解決了絕對貧困問題，進入了緩解相對貧困問題、逐步實現共同富裕的后扶貧時代，更加關注相對貧困問題。因此，本文選取相對貧困標準對貧困脆弱性進行測度，進而研究相對貧困脆弱性與農村居民主觀幸福感之間的關系。

對于我國現階段相對貧困標準的選取，學界并未形成一致的結論，但一般選用全體居民的家庭人均收入的均值或者中位數的一定比例作為制定相對貧困標準的依據（陳宗勝等，2013；葉興慶、殷浩棟，2019）[56，57]?？紤]到收入均值易受到極端值的影響，收入中位數更為穩定，同時，目前學界關于我國2020年后相對貧困標準制定的相關研究成果大多認為現階段我國農村的相對貧困標準不應該急于與發達國家一致，使用居民家庭人均收入中位數的40%作為相對貧困標準的制定依據更符合我國農村地區現階段的發展趨勢（孫久文、夏添，2019；沈揚揚、李實，2020）[58，59]。因此，本文使用農村居民家庭人均收入中位數的40%作為相對貧困標準對貧困脆弱性進行測度②以此種方法得到的相對貧困標準2014年為3 022元，2018年為3 652元（2014年價格）。此外，作為對照，本文也依據目前歐盟國家標準（中位數的60%）和OECD國家標準（中位數的50%），作為對核心解釋變量的穩健性檢驗進行了分析。，得到的貧困脆弱性指標取值范圍為0至1，取值越大則說明個體的貧困脆弱性程度越高③由于篇幅限制，貧困脆弱性具體的測度方法及三階段最小二乘法的估計結果此處省略，歡迎感興趣的讀者備索。。

此外，本文還控制了其他影響個體主觀幸福感以及對估計結果可能產生影響的因素（種聰、岳希明，2020；王艷萍，2017）[7，60]，包括個體特征變量：個體的婚姻狀況、受教育年限、健康狀況以及工作狀況；家庭人口特征變量：家庭規模、家庭兒童數、家庭老人數、家庭不健康成員數；家庭經濟特征變量：家庭人均收入、家庭人均凈資產以及家庭收到的政府補助占比。相關變量的具體定義及描述性統計結果如表1所示④描述性統計結果使用了CFPS官方提供的權重進行了加權，且相關貨幣變量均使用各省農村地區CPI貼現至2014年。?？梢园l現，2014年和2018年農村居民的幸福感水平未隨著農村扶貧工作的開展、貧困發生率的下降而實現較大程度上的提高，均值基本保持在7.4左右，仍有較大的提升空間。而樣本期間內農村居民的相對貧困脆弱性仍處于較高水平，在未來面對的相對貧困問題依舊突出。具體地，2014年農村居民的貧困脆弱性均值為0.266，即平均而言農村居民有26.6%的概率會在2014年以后陷入相對貧困；這一數值在2018年上升到0.331，居民在未來陷入相對貧困的風險進一步增加。

表1 變量定義及均值描述性統計結果

（三）實證模型設定

本文的被解釋變量——個體主觀幸福感為有序變量，可以建立專門用于估計有序變量的有序LOGIT模型。但根據現有文獻，使用OLS方法對被解釋變量為主觀幸福感的模型進行估計時，所得的估計系數在大小和方向均與使用有序LOGIT 模型的估計結果基本一致（Ferrer-i-Carbonell ＆ Paul，2004）[61]。同時，使用OLS 方法估計得到的系數更加直觀且方便解釋。因此，為具體檢驗個體的貧困脆弱性對其主觀幸福感的影響，本文主要使用OLS方法進行估計，同時也以有序LOGIT模型的估計結果作為對照。具體地，本文構建了面板數據雙向固定效應模型，同時控制了個體固定效應與時間固定效應，具體模型如下：

其中，SWBit為個體i在t年的主觀幸福感，RVULit為個體i在t年的貧困脆弱性指標，controlit為上文所述的一系列控制變量，ηi為個體固定效應，γt為時間固定效應，εit為殘差項。本文關注的關鍵估計系數為α1，若個體的貧困脆弱性情況會對主觀幸福感產生負向影響，α1應顯著為負。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表2匯報了本文的基準回歸結果。模型（1）和模型（2）是使用面板雙向固定效應模型進行估計的結果，其中，模型（1）中僅加入了本文的核心解釋變量——個體的貧困脆弱性，模型（2）是在（1）的基礎上，進一步控制了一系列與個體主觀幸福感相關的變量進行估計?？紤]到本文的被解釋變量——主觀幸福感為有序變量，模型（3）和模型（4）是在模型（1）和（2）的基礎上，使用面板有序Logit 雙向固定效應模型進行的估計。根據模型（1）至模型（4）的估計結果，核心解釋變量——個體的貧困脆弱性的估計系數均顯著為負，不同模型下的系數估計結果相差均不大。這一結果表明，個體的貧困脆弱性程度越高，其主觀幸福感水平將會越低，個體的脆弱性對主觀幸福感的負向影響得到了初步證明。

表2 基準回歸結果

此外，由于有序LOGIT 模型的估計系數無法直接解釋個體脆弱性對其主觀幸福感的影響程度，僅能從統計顯著性和系數符號方面給出相關信息（連玉君等，2015）[62]，本文進一步估計表2中模型（4）控制了所有控制變量后，使用有序LOGIT模型估計的邊際效應（如圖2）。由圖2可以看出，較高的貧困脆弱性會顯著增加個體進入較低幸福感水平的概率，顯著降低其進入較高幸福感水平的可能性。即，個體的脆弱性程度越高，則越會加劇農村居民的“不幸?！备惺?，而弱化其的“幸?！备惺??？傮w來說，這一邊際效應的估計結果同樣表明，個體較高的脆弱性水平將會對其主觀幸福感產生顯著的負向影響，與表2的估計結果基本一致?？紤]到估計結果的易解釋性，下文的分析將基于表2 中模型（2）控制了所有控制變量的面板雙向固定效應估計的結果展開。

（二）穩健性分析

1.關于核心解釋變量的穩健性檢驗

第一，改變貧困脆弱性的測度標準。在此部分，本文嘗試使用不同的相對貧困標準對個體的貧困脆弱性進行測度，進而檢驗基準回歸結果的穩健性。具體地，本部分分別參考OECD國家以及歐盟國家現行的標準，使用農村居民家庭人均收入中位數的50%和60%作為相對貧困標準，測度個體的貧困脆弱性，并將測度得到的脆弱性指標作為核心解釋變量代入基準模型進行估計①由于篇幅限制，具體的相對貧困標準及脆弱性的測度結果此處省略，歡迎感興趣的讀者索要相關結果。。具體的估計結果如表3列（1）和（2）所示，可以發現，使用上述兩種相對貧困標準的估計結果均顯著為負，即個體的脆弱性確實降低了其主觀幸福感，不同的相對貧困標準并不會影響這一結論，基準回歸的穩健性得到了驗證。

表3 改變貧困脆弱性測度標準的穩健性檢驗結果

第二，改變貧困脆弱性的定義方式?；鶞驶貧w使用個體的貧困脆弱性作為核心解釋變量，這一變量屬于連續變量，取值在0到1之間。在本部分，本文進一步借助“脆弱線”，將個體的貧困脆弱性變量轉化為虛擬變量進行處理。具體地，通過設定“脆弱線”，若個體的貧困脆弱性的絕對數值高于“脆弱線”，則農村居民屬于貧困脆弱性個體，相關變量取1，否則取0。根據已有研究，分別以29%和當年的貧困發生率作為脆弱線，個體貧困脆弱性的虛擬變量②本部分也同時以收入中位數的50%和60%測度下的貧困脆弱性作為被解釋變量進行了檢驗，結論依舊成立。（Günther ＆ Harttgen，2009；Ward，2016）[63，64]。具體結果見表3列（3）和（4），核心解釋變量的估計系數依舊顯著為負，再次驗證了基準回歸結果的穩健性。

2.關于被解釋變量的穩健性檢驗

進一步地，本文將個體的幸福狀態劃分為“幸?！币约啊安恍腋！?，并將其作為被解釋變量，使用基準模型進行估計。通過測算可知，2014年和2018年的幸福感得分均值為7，參考劉生龍等（2020）[65]的研究，本文將兩個年份中幸福感得分在7以上的個體視為“幸?！钡膫€體，令其主觀幸福感變量取1，否則取0。具體估計結果如表4列（1）所示，核心解釋變量依舊顯著為負，支持了基準回歸的估計結果。

表4 其他穩健性檢驗結果

3.排除精準扶貧政策的影響

本文的樣本區間處于精準扶貧政策的實施期間內①精準扶貧政策于2014年全面開展，至2020年底我國全面解決了絕對貧困問題，取得了脫貧攻堅戰的全面勝利。，因此，本文的研究結論可能會受到該政策的影響。為剔除精準扶貧政策的影響，更加準確地識別出個體的脆弱性對其主觀幸福感的作用，本文進一步以2010年的國家官方貧困標準（2 300元/年·人）對受到政策幫扶的絕對貧困人口進行識別，并將這部分群體從樣本中剔除。剔除絕對貧困人口后的估計結果如表4列（2）所示，核心解釋變量的估計系數依舊顯著為負，并且相對于基準回歸結果，估計系數的絕對值更大。這可能是因為，精準扶貧政策在一定程度上具有提升絕對貧困人口主觀幸福感的作用，基準回歸結果可能低估了個體脆弱性對其主觀幸福感的負向影響。

4.其他控制變量

本文參考蔡宇涵等（2021）[2]、周力和沈坤榮（2021）[21]的研究，進一步控制了其他方面的可能同時影響個體脆弱性及其主觀幸福感的因素。包括：第一，個體前一期的相對貧困脆弱情況②利用CFPS追蹤數據的優勢，分別通過測度個體2012年和2016年的脆弱性變量作為2014年和2018年的控制變量。。第二，村級層面的影響因素，同時控制了村居的經濟水平、自然災害情況以及污染情況③分別以村居人均純收入的對數、村居是否屬于自然災害頻發區（1=是，0=否）以及村居附近是否有高污染企業（1=是，0=否）測度。同時，由于CFPS數據僅2014年有村居問卷，本部分僅使用了2014年的截面數據進行分析。。第三，個人記憶力情況④以CFPS中“您能記住一周內發生在您身上的事情嗎？選項1-5，1表示只能記住一點點，2表示只能記住少數，3表示能記住一半，4表示能記住多數，5表示完全能記住”的變量測度。。進一步控制上述變量的估計結果如表4列（3）～列（5）所示，核心解釋變量的估計系數仍顯著為負。

（三）異質性分析

1.基于不同地區的分析

考慮到我國各地區在自然環境、經濟基礎以及發展水平等方面均存在差異，本文進一步將樣本按所在地區進行分類，分別分析處于東部地區和中西部地區的農村居民的脆弱性狀態對其幸福感的影響差異?；貧w結果如表5列（1）和列（2）所示，可以發現，處于中西部地區的農村居民的脆弱性會對其幸福感產生顯著負向影響，而對于處于東部地區的農村居民來說，脆弱性的這種負向影響并不存在。這可能是因為，相對于中西部地區來說，處在東部地區的居民貧困脆弱性程度本身就較低①處于東部地區的農村居民貧困脆弱性均值為0.26，而處于中西部地區的農村居民貧困脆弱性為0.32。，且該地區的發展環境更具優勢，農村居民對未來發展的信心更強，相對更不擔心自身會在未來保持或陷入相對貧困，相應地，幸福感水平更高。此外，值得注意的是，東部地區與中西部地區農村居民的幸福感水平存在明顯差異，中西部地區的居民幸福感水平普遍較低②處于東部地區的農村居民主觀幸福感均值為7.66，而中西部地區居民的主觀幸福感為7.32。，而脆弱性對這部分地區居民幸福感的負向影響會導致地區間幸福感差距進一步拉大，這一現象需要引起重視。

表5 異質性分析結果

2. 基于不同性別的分析

進一步地，本文從個體的性別出發，分析不同性別的個體脆弱性對其主觀幸福感是否存在異質性影響。估計結果如表5 列（3）和列（4）所示，對于男性居民來說，其脆弱性能夠明顯降低幸福感，并在1%對水平上顯著；但這一效應對于女性居民來說并不十分顯著，核心解釋變量估計系數的絕對值明顯小于男性居民，且僅在10%的水平上顯著。這一估計結果與我國農村地區的現實情況一致，男性居民大多承擔著撫養家庭的責任，其脆弱性的增加不僅會使得其自身的物質生活水平受到負向影響，同時也會導致家庭其他成員，特別是老人和兒童的生活難以得到保障，增加了男性居民的家庭撫養壓力，進而主觀幸福感水平顯著降低。

（四）影響路徑與機制檢驗

1.貧困脆弱性對個體主觀幸福感的影響路徑檢驗

由前文理論部分以及對個體貧困脆弱性的測度過程可知，農村居民的貧困脆弱性可以進一步分解為：第一，個體未來收入低于相對貧困標準，陷入貧困陷阱，無法脫離相對貧困狀態；第二，個體未來收入的波動較大，無法使得未來收入穩定地維持在相對貧困標準之上。為進一步驗證上述兩部分因素對農村居民主觀幸福感的影響，考察脆弱性對幸福感負向效應的影響路徑，本文將個體的貧困脆弱性指標拆分為兩個部分：一是個體未來收入均值的對數，二是個體未來收入的波動，并將這兩個變量分別代入基準回歸模型進行估計。估計結果如表6列（1）和列（2）所示，可以發現，個體未來收入均值對幸福感的影響并不顯著，而未來收入波動對幸福感有顯著的負向影響。這說明，個體的脆弱性主要是通過個體未來收入的波動，即未來收入的不確定性，進而對主觀幸福感產生負向影響。

表6 影響路徑檢驗結果

同時，參考Günther ＆Harttgen（2009）[63]的方法，并使用29%的脆弱線，本文進一步將個體是否具有貧困脆弱性這一變量進行分解。具體地，將未來收入水平低于相對貧困標準的個體視為結構脆弱性個體，生成“個體是否具有結構脆弱性”變量（1=是，0=否）；否則個體為風險脆弱性個體，生成“個體是否具有風險脆弱性”變量（1=是，0=否），將二者納入基準回歸模型的結果見表6列（3）至列（4）。由回歸結果可知，個體具有風險脆弱性會顯著降低其主觀幸福感，即個體收入的波動是造成其幸福感下降的主要原因，這與將脆弱性分解為收入均值和波動進行分析的結果基本相同。

綜合上述的估計結果，個體貧困脆弱性對主觀幸福感的負向作用主要是通過風險脆弱性較高，即個體應對風險能力的欠缺而發揮的；個體具有結構脆弱性，即未來收入低于相對貧困標準對幸福感產生的負向影響并不顯著。這一結果與前文理論分析部分認為二者均會降低個體幸福感的結論并不一致，究其原因，可能與我國農村居民的貧困脆弱性現狀有關。根據本文的測算，我國農村居民出現貧困脆弱性的原因主要是風險脆弱性較高，即由于風險抵御能力較差，在受到風險沖擊時無法保持收入的穩定進而陷入貧困脆弱，而結構脆弱性較高導致的脆弱性較少。以收入中位數的40%測度、29%脆弱線定義的個體脆弱性狀態為例，樣本中風險脆弱性居民的占比高達89.68%，僅有10.32%的脆弱性居民存在結構脆弱性問題。這一結論與已有文獻的分析一致（張棟浩、尹志超，2018）[66]。從這一角度來看，風險性脆弱為降低我國農村居民主觀幸福感的主要原因。

2.貧困脆弱性對個體主觀幸福感的影響機制檢驗

由理論部分可知，個體主觀社會地位較低、對未來的信心的缺乏以及較低的社會信任度均會顯著降低其幸福感水平，具有脆弱性的個體大多面臨上述問題（Wang等，2021）[22]。為了對上述機制進行檢驗，結合數據的可得性，本文參考周力和沈坤榮（2021）[21]的方法，在基準回歸模型的基礎上，引入了機制變量與貧困脆弱性的交互項，建立了如下模型：

其中，Medit為本文引入的作用機制變量，包括個體主觀社會地位、社會信任以及對未來的信心變量①上述三個變量分別來自CFPS問卷“對自己未來的信心程度？選項1-5，分別表示‘很沒信心’到‘很有信心’”，“你覺得大部分人是樂于助人的還是自私的？1表示大部分人是樂于助人的，0表示大部分人是自私的”，“您在本地的社會地位？選項1-5，分別表示‘很低’到‘很高’”。，RVULit×Medit為個體的貧困脆弱性與作用機制變量的交互項，其余變量的定義與基準回歸模型一致。具體地，本文的檢驗思路是，若上述作用機制變量的增加能夠顯著緩解貧困脆弱性對個體主觀幸福感的負向影響，則理論部分提出的作用機制能夠通過檢驗。即，本部分關注的核心估計系數為β2，若上述作用機制能夠通過檢驗，β2應顯著為正。

具體估計結果如表7?？梢园l現，交互項的系數均顯著為正，即農村居民主觀社會地位的提高、社會信任程度的增加以及對未來信心的增強均會顯著緩解脆弱性對其主觀幸福感的負面影響，理論部分的作用機制得到了驗證。這一結論也意味著，政府在致力于緩解農村居民貧困脆弱性的同時，也要注重提高個體的主觀社會地位、促進其融入社會，增強其社會信任感，培養其自信程度，從而提升個體的主觀幸福感水平。

表7 作用機制檢驗結果

五、結論與政策含義

本文基于CFPS 2014年和2018年的農村居民面板數據，在重點使用農村居民家庭人均收入中位數的40%作為相對貧困標準對個體的貧困脆弱性進行測度的基礎上，研究了個體的貧困脆弱性與主觀幸福感之間的關系，并分析了具體的作用路徑與作用機制。本文得到的結論包括：第一，我國農村居民的貧困脆弱性水平仍較高，且會對個體的幸福感產生顯著的負向影響，即個體的貧困脆弱性程度越高，幸福感水平越低。第二，對于處在中西部地區的個體，以及男性個體來說，貧困脆弱性的幸福感降低效應更為嚴重。第三，進一步分析發現，個體的貧困脆弱性對幸福感的負向影響，主要是由于風險脆弱性較高，即個體應對風險能力的欠缺而導致的。同時，農村居民主觀社會地位的提高、對未來信心的增強以及社會信任程度的增加均會顯著緩解脆弱性對其主觀幸福感的負面影響。

本文的政策含義如下：第一，在實現共同富裕的過程中，政府不僅要關注當期陷入貧困的個體，還應該充分關注存在潛在貧困可能的個體。這些個體面臨著較大的陷入貧困的風險，可能會成為未來的貧困群體。政府應當通過在短期內對這些群體提供保障，在長期內提供可持續解決貧困問題的政策，及時對其進行幫扶，提高個體應對風險的能力，防止這一群體在未來陷入貧困，進而降低其由于收入波動引起的不安全感，促進其幸福感水平的長久提升。第二，政府在致力于提高農村居民物質生活水平的同時，也要注重培養個體的自信程度，促進其融入社會，增強其社會信任感，并提高其主觀社會地位，進而長久地提升其幸福感水平。第三，處于中西部等較不發達地區的農村居民面臨的貧困脆弱性問題相對更為嚴重，政府在制定農村反貧困長效機制時，應注重加大對中西部地區居民的幫扶力度，實現因地制宜，有效提升處于這些地區居民的幸福感水平，努力縮小地區間的幸福水平差距，為實現共同富裕打下良好的基礎。此外，也要針對不同性別的農村居民制定針對性的扶貧措施，如從家庭內部分工的角度切入，努力實現因人施策，有效地提高全體農村居民的幸福感水平。?