社會資本對農民主觀幸福感的影響
——基于CGSS2017 的實證分析

張宇爭 徐 陽 凌 巍

（1.云南大學人口研究所，云南 昆明 650091；2.云南大學民族學與社會學學院，云南 昆明 650091；3.貴州師范學院數學與大數據學院，貴州 貴陽 550018 ）

一、引言及文獻回顧

“為中國人民謀幸?！笔菍π聲r代社會主要矛盾轉換的有效呼應，是對人民日益增長的美好生活需要的真切回應。如何有效提高居民幸福感，是我國當前發展階段面臨的治理難題。帕特南（2001）[1]的社會資本理論認為，社會資本作為一種有效的社會機制，各種各樣的社會資本會密切人們之間的合作、交換，提高社會效率。社會資本對我國農村獲取社會支持，實現國家治理體系和治理能力現代化具有重要作用。高質量發展意味著從增速到增質、從物質到精神的轉變，我國民眾的整體幸福感是衡量高質量發展的一個重要方面，而農村是我國目前發展的重點和洼地。因此，關注社會資本與農民的主觀幸福感，對于我國推動治理能力現代化和實現高質量發展具有重要意義。

國際上對幸福感的研究起源于20 世紀中葉，各國學者基于心理學、社會學、經濟學甚至地理學等不同角度給出了自己的觀點。經濟學對主觀幸福感研究主要從收入角度切入，其中較著名的理論當屬“伊斯特林悖論”，其核心觀點即收入在國家層面上不會對幸福感產生顯著影響，僅在個人層面發揮作用，比如在富裕階層和貧困階層之間[1]。心理學對幸福感的定義研究較多，更喜歡采取量表進行測量，不同于經濟學，心理學并不簡單地把主觀幸福感當作快樂。Diener（2000）[2]對幸福感作出了如下定義：幸福感是個體通過實際生活狀態和理想生活狀態的比較而產生的肯定態度和積極感受。而在社會學領域，社會學家將幸福感視作社會產物，更強調社會因素對幸福感的影響，如Campbell 和Converse 等（1976）[3]認為婚姻因素可提高主觀幸福感，原因是配偶帶來的社會支持。

而關于社會資本對主觀幸福感的影響，學界大多持肯定態度。Helliwell 和Putnam（2004）[4]對多種社會資本進行研究后發現，生活中常見的社會資本對主觀幸福感均產生了顯著影響。裴志軍（2010）[5]基于浙江農村的調研數據發現，家庭社會資本對主觀幸福感的不同維度都具有顯著影響。申云和賈晉（2016）[6]的研究發現社會資本對主觀幸福感產生顯著正向影響，且這種影響可以減少收入不平等對主觀幸福感產生的負面影響。社會資本對不同群體的差異性作用，也有學者進行了討論。李平和朱國軍（2014）[7]發現，現代社會資本對人們幸福感的作用要遠大于傳統社會資本，且現代社會資本對外地以及獨生子女的影響要大于對本地戶籍和非獨子女的影響。計小青和趙景艷（2020）[8]通過實證研究發現，社會資本對女性的主觀幸福感具有補償機制。楊晶和孫飛等（2019）[9]發現，結構型社會資本對農村居民幸福感的作用會隨年齡增大而減弱。學者們也關注到了社會資本對窮人的特殊作用，認為社會資本對窮人的收益比富人更大，提出社會資本是“窮人的資本”這一假說[10]。但也有學者對這一假說提出了質疑，Gertler 和Levine（2006）[11]最早進行了反駁，其實證研究驗證了對遭受意外負向沖擊的家庭，社會資本并不能夠平滑其消費。趙劍治和陸銘（2010）[12]發現社會網絡會擴大農戶收入差距，并不能稱之為“窮人的資本”。

現有文獻主要存在以下問題：（1）學者們雖對社會資本對農民幸福感的異質性進行了討論，但是鮮有基于地區異質性的視角。我國各地因資源稟賦及歷史條件存在巨大差異，導致各地社會資本存量不同，這種存量不同進而直接導致各地農民的主觀幸福感受到的影響不同。（2）學者們對是否存在“窮人的資本”這一現象有分歧，主要原因是對社會資本的定義有差異，不同的定義導致不同的操作化過程，進而導致實證結果不同。更加重要的是，學者們對“窮人的資本”這一現象的驗證局限于個體的收入或者經濟領域。實際上，如果想說明社會資本并非是“窮人的資本”，除了經濟維度之外，還需要從社會層面進行考量。因此，基于以上兩點不足，本文將基于帕特南對于社會資本的定義進行概念的操作化，建立恰當的計量模型，對社會資本的地區異質性以及社會資本是否是“窮人的資本”這一現象從社會層面進行實證研究。

二、理論分析及研究假設

從個體客觀上看，社會資本理論認為，各種各樣的社會資本會提高社會效率。社會資本的各個方面，如社會網絡、社會信任加強了人與人之間交流、交易的頻率，增加了個體獲取的資源總量，而資源總量增加后，個體也獲得了更多的平均資源，這些資源會對個體的經濟實力、健康程度、生活預期產生顯著的正向作用，進而提高個體的主觀幸福感。從個體主觀上看，社會比較理論認為，個體之所以感到幸福是因為個體基于外在或內在的標準，與他人進行了橫向比較，當個體優于他人時，便產生了幸福感。而社會資本高的個體，得益于關系網絡的存在，比那些低的個體擁有更多的社會信息，也有更多的機會進行社會比較，同時也擁有更多的社會資源，更容易通過比較獲得幸福感。因此，社會資本從主觀與客觀上共同作用，提高了個體的幸福感。而對于農民群體來說，這一作用可能更強，因為中國農村整體上更偏向“關系社會”，市場化程度較低，而社會資本的作用會隨市場化程度的增加而降低[13]。市場化過程中，市場的資源配置作用逐漸占據主導地位，傳統的精英階層由于無法再掌握資源配置，絕大部分精英會滑落，其權力及資源會向市場進行轉移，隨著市場發展，會產生一批新的精英。而國內市場化程度低的地區，往往是農村或者欠發達地區，所以，市場化程度越低，社會資本的作用越強?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

H1：社會資本對農民主觀幸福感存在顯著的正向影響。

H2：社會資本是“窮人的資本”，對地區經濟發展水平較差，收入較少的農民作用更大。

社會資本理論在發展過程中逐漸被運用于多個領域，其中一個重要領域就是健康領域。學界對于社會資本影響健康的機制及過程進行了充分討論。學者們認為，一方面，社會資本高的個體擁有更多社會支持、社會交往以及信任環境，減少了個體所面臨的壓力，進而減少了因壓力導致的幸福感下降，增加了個體的健康程度；另一方面，社會資本高的個體，獲得醫療設施、服務的可能性更高，為提高和維持健康水平提供了可能[14]。此外，張文宏和于宜民（2020）[15]通過對我國北、中、南部十個城市的調查，發現農民的社會信任水平對心理健康有積極的促進作用，而社會資本對農村居民健康的影響比城市居民健康的影響要高。而對于城市農民來說，由于在生活中與同事、同學、同鄉的接觸機會多，如果對這三者的信任程度高，那么所帶來的社會信任就可以顯著提高自身的心理健康[16]。因此，總的來看，擁有社會資本較多的個體更有機會也更傾向于主動與身邊人進行溝通，逐漸提高彼此間信任，對事物也有更加積極的看法，健康程度隨之提高，進而提高了自己的主觀幸福感?；谝陨戏治?，本文提出以下假設：

H3：健康在社會資本與農民主觀幸福感之間存在部分中介作用，社會資本可通過影響農民的健康，進而影響其主觀幸福感。

三、數據來源與模型建構

（一）數據來源

本文采用2017 年度中國綜合社會調查（CGSS）的調查統計數據，覆蓋了28 個?。▍^、市）不同性別、年齡、婚姻狀況、戶籍、受教育程度、工作狀況的人群。該數據資料相對來說較為全面，對反映總體狀況具有較高的科學性、可行性以及代表性。2017 年度中國綜合社會調查共計樣本12582 份，經篩選處理后得到有效樣本6289 份。

（二）變量選擇

本文的因變量為農民主觀幸福感，在將城市居民樣本剔除后，以問卷中第a36 題“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”作為衡量標準，并且在Stata 上將“不知道”及“拒絕回答”的樣本剔除，1—5 分分別對應“非常不幸?！薄氨容^不幸?！薄罢f不上幸福不幸?！薄氨容^幸?！薄胺浅Ｐ腋！?，即分值越高，農民的主觀幸福感越強。

本文的自變量為社會資本，從社會信任、社會網絡兩方面進行衡量。社會信任以問卷中第a33 題“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數人都是可以信任的？”作為衡量標準，并且在Stata 上將“不知道”及“拒絕回答”的樣本剔除，1—5 分分別對應“非常不同意”“比較不同意”“說不上同意不同意”“比較同意”“非常同意”，即得分越高，社會信任程度越高。社會網絡以問卷第a31 題“在過去一年中，您是否經常在您的空閑時間社交或串門？”作為衡量標準，1—5 分分別對應“從不”“很少”“有時”“經?！薄翱偸恰?，即得分越高，社會網絡程度越高。

上文已經進行了理論假設，健康可能會在社會資本與農民的主觀幸福感之間存在部分中介作用，因此將中介變量操作化為心理健康以及身體健康。心理健康選取問卷第a17 題“在過去的四周中，您感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度是？”作為衡量標準，并且在Stata上將“不知道”及“拒絕回答”的樣本剔除，1—5 分分別對應“總是”“經?！薄坝袝r”“很少”“從不”，即得分越高，心理越健康。身體健康選取問卷第a15 題“您覺得您目前的身體健康狀況是？”作為衡量標準，1—5 分分別對應“很不健康”“比較不健康”“一般”“比較健康”“很健康”。

根據研究需要和相關文獻，本文將控制變量設定為教育程度、性別、全年總收入、社會等級、婚姻狀況、互聯網使用、年齡、民族等微觀層面的變量。需要說明的是，收入這項原始數據中存在大量為0 的樣本（占15%），因此如果直接取對數或者刪除為0 的樣本會因丟失大量樣本造成信息丟失，進而造成回歸結果估計不準。因此本文將收入樣本進行四等分，這樣既能將收入進行區分，又不會因丟失樣本造成偽回歸，使結果更加準確。具體賦值結果見表1。

表1 控制變量賦值及來源問題

表2 變量描述統計

（三）模型構建

在關于主觀幸福感的眾多研究中，使用較多的模型有OLS、Oprobit、Ologit 三種。部分學者將其認定為連續變量，采取OLS 模型進行回歸，但這種認定并不科學，因為連續變量需要變量定類、定序、定比，而主觀幸福感顯然不滿足定比的要求，因此本文將主觀幸福感認定為定類有序變量，采用Ologit 模型作為基準模型進行回歸?；鶞誓Ｐ驮O定如下：

其中，Happiness 是農民主觀幸福感，α1是常數項，β1是社會信任的系數，γ1是社會網絡的系數，trust 代表社會信任，net 代表社會網絡，δ1是控制變量的系數，ε1是隨機誤差項。

四、實證結果分析

（一）基準回歸

在基準回歸前，考慮到各變量間的作用關系，可能存在多重共線性問題，因此本文進行了多重共線性檢驗。檢驗結果表明，各變量的VIF 值最大為2.4，最小為1.01，平均值為1.4，遠遠小于多重共線性的臨界值，因此各變量間均不存在多重共線性問題。然后進行基準回歸，回歸結果見表3。模型1 為僅加入社會信任、社會網絡的Ologit 模型估計結果，結果顯示社會信任和社會網絡的回歸系數分別為0.332 和0.155（p<0.01），說明這兩項社會資本對農民主觀幸福感產生了顯著的正向影響，社會信任及社會網絡高的農民，獲得幸福感的概率越高，本文的假設H1 得到證明。從模型2 的結果看，加入全部控制變量后，模型的R2明顯提高，而社會信任、社會資本對農民主觀幸福感仍然存在十分顯著的正向影響，但其系數有所下降。從模型2 的結果還可以看出，社會信任對農民幸福感的影響大于社會網絡。除了收入之外，其他變量均對農民的主觀幸福感產生了顯著影響。年齡對農民主觀幸福感的影響系數為0.009（p<0.01），說明隨著年齡提高，農民感到幸福的概率增加。性別對農民的主觀幸福感的影響系數為0.112（p<0.05），說明女性的主觀幸福感要高于男性。民族也顯著影響農民的主觀幸福感，系數為-0.24（p<0.01），說明漢族農民的幸福感顯著低于少數民族農民。教育程度也對農民的主觀幸福感起到了顯著影響，系數為0.234（p<0.01），說明教育程度越高的農民，主觀幸福感越高。社會等級對農民的主觀幸福感起到了顯著影響，系數為0.552（p<0.01），說明社會等級越高的農民，主觀幸福感也越強。收入增加對農民主觀幸福感的影響并不顯著，呈現出一定的“伊斯特林悖論”，有研究指出，絕對收入的增加并不一定能增加人們的主觀幸福感，相對收入的增加更加有效?；橐鰻顩r、互聯網使用都可以對農民的主觀幸福感產生顯著的正向影響，說明已婚農民主觀幸福感要高于未婚農民，使用互聯網農民的主觀幸福感要高于不使用互聯網的農民。

表3 社會資本對農民主觀幸福感的基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

為了保證回歸結果的穩健性，本文進行穩健性檢驗：有學者在實證分析中是將主觀幸福感當作一種離散的有序變量進行處理的，因此可采用Oprobit 模型代替原本的Ologit 模型進行估計，在此基礎上再添加Ols 模型，二者的回歸結果見表4。表4 顯示，無論是Oprobit 模型還是OLS 模型，社會信任、社會網絡對農民主觀幸福感的回歸系數都顯著為正，并且大部分控制變量的顯著性與方向均與基準回歸保持一致，進一步證明了上文回歸結果的穩健性。

表4 替換模型后的穩健性檢驗結果

（三）內生性問題

在前文的基準回歸中，已證實社會資本與農民的主觀幸福感存在相關性，但若要證明是社會資本影響了農民的主觀幸福感，則需要經過進一步的內生性檢驗，排除反向因果等內生性問題造成的偏差。為此，本文選取了兩個工具變量進行回歸，以期得到社會資本與農民主觀幸福感之間的凈效應。參照丁從明和吳羽佳等（2019）[17]的研究，選取的兩個工具變量分別是農民的利他性評價及在村委會選舉時是否參與投票，分別對應社會信任以及社會網絡，回歸結果見表5?？紤]到工具變量的情況下，社會信任與社會網絡兩階段系數均顯著，F 統計值遠大于10 的弱工具變量臨界值，工具變量的選擇有效，解決了內生性問題。

表5 工具變量回歸結果

（四）異質性檢驗

將樣本區域分為東、中、西部三組，分別進行回歸。從表6 可以看出，社會信任對東、中、西部地區農民的主觀幸福感都具有顯著的正向影響，且對東部農民的影響大于中、西部農民。社會網絡對東部地區雖產生了正向影響，但其系數小于中、西部地區，且并不顯著。說明產生了“窮人的資本”現象，網絡型社會資本對中、西部的收益更高，假設H2 成立。

表6 社會資本對農民主觀幸福感的異質性檢驗

為了進一步驗證上文的發現，在基準回歸中加入社會信任與收入、社會網絡與收入的交互項，回歸結果見表7。從表7 的回歸結果看，社會信任與收入交互項的系數為負，但并不顯著，社會網絡與收入的交互項系數顯著且為負，說明收入較低的農民群體在社會網絡中得到的收益更大，社會網絡的促增效應會隨收入的增加而降低。實證結果進一步驗證了上文的發現，論證了社會資本是“窮人的資本”這一現象，但僅存在于網絡型社會資本當中。對于信任型社會資本來說，并不存在這一現象，即相較于高收入農民來說，社會網絡對低收入農民的幸福感產生的作用更大，而社會信任并不會因收入的高低而對農民產生不同的影響。

表7 社會信任、社會網絡與收入的交互效應檢驗

（五）機制檢驗

將健康分為心理健康和身體健康，分別對其在社會資本對農民主觀幸福感中的作用機制進行檢驗。參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[18]的中介效應檢測方式，使用三步回歸法進行檢驗，模型設定如下：

其中，Happiness 為農民主觀幸福感，healthy 為中介變量健康，trust、net 分別為社會信任、社會網絡，α2、α3為常數，其余為系數。

回歸結果見表8、表9。從回歸結果可以看出，無論在社會信任還是在社會網絡中，心理健康都對農民的主觀幸福感產生了中介作用，即社會信任與社會網絡通過影響農民的心理健康，影響農民的主觀幸福感。身體健康在社會信任與農民的主觀幸福感之間的中介作用并不顯著，只在社會網絡與農民的主觀幸福感之間產生中介作用，即社會網絡會通過影響農民的身體健康，從而影響農民的主觀幸福感，而社會信任并不存在這種作用機制。

表8 心理健康在社會信任、網絡之間的中介作用

表9 身體健康在社會信任、網絡之間的中介作用

五、結論與建議

本文利用Ologit 模型，對社會信任、社會網絡這兩項社會資本進行實證分析，經過基準回歸、穩健性檢驗、異質性檢驗及機制檢驗后，得出以下結論：第一，社會信任、社會網絡會顯著提高農民主觀幸福感。第二，社會信任、社會網絡對農民主觀幸福感具有異質性。第三，心理健康可在社會信任、社會網絡與農民主觀幸福感之間起到中介作用，身體健康在社會網絡與農民主觀幸福感之間的中介作用顯著，但在社會信任與農民主觀幸福感之間并不存在作用機制。

結合本文的研究結論，得出以下政策啟示：第一，社會及政府應該及時關注農民的社會資本狀況，要縮小城鄉差距，同時對進城農民給予更高保障，幫助其建立在城市中的關系網絡，讓其感覺自己更像“本地人”，從而更好地融入城市，增加農民與市民的交流與信任程度，進而增加其社會資本，增強幸福感。第二，地方政府應做到因地施策，對東部地區農民可優先關注社會信任水平，利用社會信任對市場的作用，提高農民收入，進而提升其幸福感。而對于中部和西部地區的農民則應優先關注社會網絡水平，加強其與周邊流入地的交流與融合，進而提升其幸福感。第三，要持續提升農民的醫療保障水平，加快推進醫療體系改革和城鄉一體化建設，保證農民能去看病、看得起病。此外，除了身體健康外，還應該關注農民的心理健康，通過基層社區以及社會工作機構進行心理疏導，提升基層治理能力?！?/p>