社会资本对农民主观幸福感的影响
——基于CGSS2017 的实证分析

张宇争 徐 阳 凌 巍

（1.云南大学人口研究所，云南 昆明 650091；2.云南大学民族学与社会学学院，云南 昆明 650091；3.贵州师范学院数学与大数据学院，贵州 贵阳 550018 ）

一、引言及文献回顾

“为中国人民谋幸福”是对新时代社会主要矛盾转换的有效呼应，是对人民日益增长的美好生活需要的真切回应。如何有效提高居民幸福感，是我国当前发展阶段面临的治理难题。帕特南（2001）[1]的社会资本理论认为，社会资本作为一种有效的社会机制，各种各样的社会资本会密切人们之间的合作、交换，提高社会效率。社会资本对我国农村获取社会支持，实现国家治理体系和治理能力现代化具有重要作用。高质量发展意味着从增速到增质、从物质到精神的转变，我国民众的整体幸福感是衡量高质量发展的一个重要方面，而农村是我国目前发展的重点和洼地。因此，关注社会资本与农民的主观幸福感，对于我国推动治理能力现代化和实现高质量发展具有重要意义。

国际上对幸福感的研究起源于20 世纪中叶，各国学者基于心理学、社会学、经济学甚至地理学等不同角度给出了自己的观点。经济学对主观幸福感研究主要从收入角度切入，其中较著名的理论当属“伊斯特林悖论”，其核心观点即收入在国家层面上不会对幸福感产生显著影响，仅在个人层面发挥作用，比如在富裕阶层和贫困阶层之间[1]。心理学对幸福感的定义研究较多，更喜欢采取量表进行测量，不同于经济学，心理学并不简单地把主观幸福感当作快乐。Diener（2000）[2]对幸福感作出了如下定义：幸福感是个体通过实际生活状态和理想生活状态的比较而产生的肯定态度和积极感受。而在社会学领域，社会学家将幸福感视作社会产物，更强调社会因素对幸福感的影响，如Campbell 和Converse 等（1976）[3]认为婚姻因素可提高主观幸福感，原因是配偶带来的社会支持。

而关于社会资本对主观幸福感的影响，学界大多持肯定态度。Helliwell 和Putnam（2004）[4]对多种社会资本进行研究后发现，生活中常见的社会资本对主观幸福感均产生了显著影响。裴志军（2010）[5]基于浙江农村的调研数据发现，家庭社会资本对主观幸福感的不同维度都具有显著影响。申云和贾晋（2016）[6]的研究发现社会资本对主观幸福感产生显著正向影响，且这种影响可以减少收入不平等对主观幸福感产生的负面影响。社会资本对不同群体的差异性作用，也有学者进行了讨论。李平和朱国军（2014）[7]发现，现代社会资本对人们幸福感的作用要远大于传统社会资本，且现代社会资本对外地以及独生子女的影响要大于对本地户籍和非独子女的影响。计小青和赵景艳（2020）[8]通过实证研究发现，社会资本对女性的主观幸福感具有补偿机制。杨晶和孙飞等（2019）[9]发现，结构型社会资本对农村居民幸福感的作用会随年龄增大而减弱。学者们也关注到了社会资本对穷人的特殊作用，认为社会资本对穷人的收益比富人更大，提出社会资本是“穷人的资本”这一假说[10]。但也有学者对这一假说提出了质疑，Gertler 和Levine（2006）[11]最早进行了反驳，其实证研究验证了对遭受意外负向冲击的家庭，社会资本并不能够平滑其消费。赵剑治和陆铭（2010）[12]发现社会网络会扩大农户收入差距，并不能称之为“穷人的资本”。

现有文献主要存在以下问题：（1）学者们虽对社会资本对农民幸福感的异质性进行了讨论，但是鲜有基于地区异质性的视角。我国各地因资源禀赋及历史条件存在巨大差异，导致各地社会资本存量不同，这种存量不同进而直接导致各地农民的主观幸福感受到的影响不同。（2）学者们对是否存在“穷人的资本”这一现象有分歧，主要原因是对社会资本的定义有差异，不同的定义导致不同的操作化过程，进而导致实证结果不同。更加重要的是，学者们对“穷人的资本”这一现象的验证局限于个体的收入或者经济领域。实际上，如果想说明社会资本并非是“穷人的资本”，除了经济维度之外，还需要从社会层面进行考量。因此，基于以上两点不足，本文将基于帕特南对于社会资本的定义进行概念的操作化，建立恰当的计量模型，对社会资本的地区异质性以及社会资本是否是“穷人的资本”这一现象从社会层面进行实证研究。

二、理论分析及研究假设

从个体客观上看，社会资本理论认为，各种各样的社会资本会提高社会效率。社会资本的各个方面，如社会网络、社会信任加强了人与人之间交流、交易的频率，增加了个体获取的资源总量，而资源总量增加后，个体也获得了更多的平均资源，这些资源会对个体的经济实力、健康程度、生活预期产生显著的正向作用，进而提高个体的主观幸福感。从个体主观上看，社会比较理论认为，个体之所以感到幸福是因为个体基于外在或内在的标准，与他人进行了横向比较，当个体优于他人时，便产生了幸福感。而社会资本高的个体，得益于关系网络的存在，比那些低的个体拥有更多的社会信息，也有更多的机会进行社会比较，同时也拥有更多的社会资源，更容易通过比较获得幸福感。因此，社会资本从主观与客观上共同作用，提高了个体的幸福感。而对于农民群体来说，这一作用可能更强，因为中国农村整体上更偏向“关系社会”，市场化程度较低，而社会资本的作用会随市场化程度的增加而降低[13]。市场化过程中，市场的资源配置作用逐渐占据主导地位，传统的精英阶层由于无法再掌握资源配置，绝大部分精英会滑落，其权力及资源会向市场进行转移，随着市场发展，会产生一批新的精英。而国内市场化程度低的地区，往往是农村或者欠发达地区，所以，市场化程度越低，社会资本的作用越强。基于上述分析，本文提出以下假设：

H1：社会资本对农民主观幸福感存在显著的正向影响。

H2：社会资本是“穷人的资本”，对地区经济发展水平较差，收入较少的农民作用更大。

社会资本理论在发展过程中逐渐被运用于多个领域，其中一个重要领域就是健康领域。学界对于社会资本影响健康的机制及过程进行了充分讨论。学者们认为，一方面，社会资本高的个体拥有更多社会支持、社会交往以及信任环境，减少了个体所面临的压力，进而减少了因压力导致的幸福感下降，增加了个体的健康程度；另一方面，社会资本高的个体，获得医疗设施、服务的可能性更高，为提高和维持健康水平提供了可能[14]。此外，张文宏和于宜民（2020）[15]通过对我国北、中、南部十个城市的调查，发现农民的社会信任水平对心理健康有积极的促进作用，而社会资本对农村居民健康的影响比城市居民健康的影响要高。而对于城市农民来说，由于在生活中与同事、同学、同乡的接触机会多，如果对这三者的信任程度高，那么所带来的社会信任就可以显著提高自身的心理健康[16]。因此，总的来看，拥有社会资本较多的个体更有机会也更倾向于主动与身边人进行沟通，逐渐提高彼此间信任，对事物也有更加积极的看法，健康程度随之提高，进而提高了自己的主观幸福感。基于以上分析，本文提出以下假设：

H3：健康在社会资本与农民主观幸福感之间存在部分中介作用，社会资本可通过影响农民的健康，进而影响其主观幸福感。

三、数据来源与模型建构

（一）数据来源

本文采用2017 年度中国综合社会调查（CGSS）的调查统计数据，覆盖了28 个省（区、市）不同性别、年龄、婚姻状况、户籍、受教育程度、工作状况的人群。该数据资料相对来说较为全面，对反映总体状况具有较高的科学性、可行性以及代表性。2017 年度中国综合社会调查共计样本12582 份，经筛选处理后得到有效样本6289 份。

（二）变量选择

本文的因变量为农民主观幸福感，在将城市居民样本剔除后，以问卷中第a36 题“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”作为衡量标准，并且在Stata 上将“不知道”及“拒绝回答”的样本剔除，1—5 分分别对应“非常不幸福”“比较不幸福”“说不上幸福不幸福”“比较幸福”“非常幸福”，即分值越高，农民的主观幸福感越强。

本文的自变量为社会资本，从社会信任、社会网络两方面进行衡量。社会信任以问卷中第a33 题“总的来说，您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”作为衡量标准，并且在Stata 上将“不知道”及“拒绝回答”的样本剔除，1—5 分分别对应“非常不同意”“比较不同意”“说不上同意不同意”“比较同意”“非常同意”，即得分越高，社会信任程度越高。社会网络以问卷第a31 题“在过去一年中，您是否经常在您的空闲时间社交或串门？”作为衡量标准，1—5 分分别对应“从不”“很少”“有时”“经常”“总是”，即得分越高，社会网络程度越高。

上文已经进行了理论假设，健康可能会在社会资本与农民的主观幸福感之间存在部分中介作用，因此将中介变量操作化为心理健康以及身体健康。心理健康选取问卷第a17 题“在过去的四周中，您感到心情抑郁或沮丧的频繁程度是？”作为衡量标准，并且在Stata上将“不知道”及“拒绝回答”的样本剔除，1—5 分分别对应“总是”“经常”“有时”“很少”“从不”，即得分越高，心理越健康。身体健康选取问卷第a15 题“您觉得您目前的身体健康状况是？”作为衡量标准，1—5 分分别对应“很不健康”“比较不健康”“一般”“比较健康”“很健康”。

根据研究需要和相关文献，本文将控制变量设定为教育程度、性别、全年总收入、社会等级、婚姻状况、互联网使用、年龄、民族等微观层面的变量。需要说明的是，收入这项原始数据中存在大量为0 的样本（占15%），因此如果直接取对数或者删除为0 的样本会因丢失大量样本造成信息丢失，进而造成回归结果估计不准。因此本文将收入样本进行四等分，这样既能将收入进行区分，又不会因丢失样本造成伪回归，使结果更加准确。具体赋值结果见表1。

表1 控制变量赋值及来源问题

表2 变量描述统计

（三）模型构建

在关于主观幸福感的众多研究中，使用较多的模型有OLS、Oprobit、Ologit 三种。部分学者将其认定为连续变量，采取OLS 模型进行回归，但这种认定并不科学，因为连续变量需要变量定类、定序、定比，而主观幸福感显然不满足定比的要求，因此本文将主观幸福感认定为定类有序变量，采用Ologit 模型作为基准模型进行回归。基准模型设定如下：

其中，Happiness 是农民主观幸福感，α1是常数项，β1是社会信任的系数，γ1是社会网络的系数，trust 代表社会信任，net 代表社会网络，δ1是控制变量的系数，ε1是随机误差项。

四、实证结果分析

（一）基准回归

在基准回归前，考虑到各变量间的作用关系，可能存在多重共线性问题，因此本文进行了多重共线性检验。检验结果表明，各变量的VIF 值最大为2.4，最小为1.01，平均值为1.4，远远小于多重共线性的临界值，因此各变量间均不存在多重共线性问题。然后进行基准回归，回归结果见表3。模型1 为仅加入社会信任、社会网络的Ologit 模型估计结果，结果显示社会信任和社会网络的回归系数分别为0.332 和0.155（p<0.01），说明这两项社会资本对农民主观幸福感产生了显著的正向影响，社会信任及社会网络高的农民，获得幸福感的概率越高，本文的假设H1 得到证明。从模型2 的结果看，加入全部控制变量后，模型的R2明显提高，而社会信任、社会资本对农民主观幸福感仍然存在十分显著的正向影响，但其系数有所下降。从模型2 的结果还可以看出，社会信任对农民幸福感的影响大于社会网络。除了收入之外，其他变量均对农民的主观幸福感产生了显著影响。年龄对农民主观幸福感的影响系数为0.009（p<0.01），说明随着年龄提高，农民感到幸福的概率增加。性别对农民的主观幸福感的影响系数为0.112（p<0.05），说明女性的主观幸福感要高于男性。民族也显著影响农民的主观幸福感，系数为-0.24（p<0.01），说明汉族农民的幸福感显著低于少数民族农民。教育程度也对农民的主观幸福感起到了显著影响，系数为0.234（p<0.01），说明教育程度越高的农民，主观幸福感越高。社会等级对农民的主观幸福感起到了显著影响，系数为0.552（p<0.01），说明社会等级越高的农民，主观幸福感也越强。收入增加对农民主观幸福感的影响并不显著，呈现出一定的“伊斯特林悖论”，有研究指出，绝对收入的增加并不一定能增加人们的主观幸福感，相对收入的增加更加有效。婚姻状况、互联网使用都可以对农民的主观幸福感产生显著的正向影响，说明已婚农民主观幸福感要高于未婚农民，使用互联网农民的主观幸福感要高于不使用互联网的农民。

表3 社会资本对农民主观幸福感的基准回归结果

（二）稳健性检验

为了保证回归结果的稳健性，本文进行稳健性检验：有学者在实证分析中是将主观幸福感当作一种离散的有序变量进行处理的，因此可采用Oprobit 模型代替原本的Ologit 模型进行估计，在此基础上再添加Ols 模型，二者的回归结果见表4。表4 显示，无论是Oprobit 模型还是OLS 模型，社会信任、社会网络对农民主观幸福感的回归系数都显著为正，并且大部分控制变量的显著性与方向均与基准回归保持一致，进一步证明了上文回归结果的稳健性。

表4 替换模型后的稳健性检验结果

（三）内生性问题

在前文的基准回归中，已证实社会资本与农民的主观幸福感存在相关性，但若要证明是社会资本影响了农民的主观幸福感，则需要经过进一步的内生性检验，排除反向因果等内生性问题造成的偏差。为此，本文选取了两个工具变量进行回归，以期得到社会资本与农民主观幸福感之间的净效应。参照丁从明和吴羽佳等（2019）[17]的研究，选取的两个工具变量分别是农民的利他性评价及在村委会选举时是否参与投票，分别对应社会信任以及社会网络，回归结果见表5。考虑到工具变量的情况下，社会信任与社会网络两阶段系数均显著，F 统计值远大于10 的弱工具变量临界值，工具变量的选择有效，解决了内生性问题。

表5 工具变量回归结果

（四）异质性检验

将样本区域分为东、中、西部三组，分别进行回归。从表6 可以看出，社会信任对东、中、西部地区农民的主观幸福感都具有显著的正向影响，且对东部农民的影响大于中、西部农民。社会网络对东部地区虽产生了正向影响，但其系数小于中、西部地区，且并不显著。说明产生了“穷人的资本”现象，网络型社会资本对中、西部的收益更高，假设H2 成立。

表6 社会资本对农民主观幸福感的异质性检验

为了进一步验证上文的发现，在基准回归中加入社会信任与收入、社会网络与收入的交互项，回归结果见表7。从表7 的回归结果看，社会信任与收入交互项的系数为负，但并不显著，社会网络与收入的交互项系数显著且为负，说明收入较低的农民群体在社会网络中得到的收益更大，社会网络的促增效应会随收入的增加而降低。实证结果进一步验证了上文的发现，论证了社会资本是“穷人的资本”这一现象，但仅存在于网络型社会资本当中。对于信任型社会资本来说，并不存在这一现象，即相较于高收入农民来说，社会网络对低收入农民的幸福感产生的作用更大，而社会信任并不会因收入的高低而对农民产生不同的影响。

表7 社会信任、社会网络与收入的交互效应检验

（五）机制检验

将健康分为心理健康和身体健康，分别对其在社会资本对农民主观幸福感中的作用机制进行检验。参考温忠麟和叶宝娟（2014）[18]的中介效应检测方式，使用三步回归法进行检验，模型设定如下：

其中，Happiness 为农民主观幸福感，healthy 为中介变量健康，trust、net 分别为社会信任、社会网络，α2、α3为常数，其余为系数。

回归结果见表8、表9。从回归结果可以看出，无论在社会信任还是在社会网络中，心理健康都对农民的主观幸福感产生了中介作用，即社会信任与社会网络通过影响农民的心理健康，影响农民的主观幸福感。身体健康在社会信任与农民的主观幸福感之间的中介作用并不显著，只在社会网络与农民的主观幸福感之间产生中介作用，即社会网络会通过影响农民的身体健康，从而影响农民的主观幸福感，而社会信任并不存在这种作用机制。

表8 心理健康在社会信任、网络之间的中介作用

表9 身体健康在社会信任、网络之间的中介作用

五、结论与建议

本文利用Ologit 模型，对社会信任、社会网络这两项社会资本进行实证分析，经过基准回归、稳健性检验、异质性检验及机制检验后，得出以下结论：第一，社会信任、社会网络会显著提高农民主观幸福感。第二，社会信任、社会网络对农民主观幸福感具有异质性。第三，心理健康可在社会信任、社会网络与农民主观幸福感之间起到中介作用，身体健康在社会网络与农民主观幸福感之间的中介作用显著，但在社会信任与农民主观幸福感之间并不存在作用机制。

结合本文的研究结论，得出以下政策启示：第一，社会及政府应该及时关注农民的社会资本状况，要缩小城乡差距，同时对进城农民给予更高保障，帮助其建立在城市中的关系网络，让其感觉自己更像“本地人”，从而更好地融入城市，增加农民与市民的交流与信任程度，进而增加其社会资本，增强幸福感。第二，地方政府应做到因地施策，对东部地区农民可优先关注社会信任水平，利用社会信任对市场的作用，提高农民收入，进而提升其幸福感。而对于中部和西部地区的农民则应优先关注社会网络水平，加强其与周边流入地的交流与融合，进而提升其幸福感。第三，要持续提升农民的医疗保障水平，加快推进医疗体系改革和城乡一体化建设，保证农民能去看病、看得起病。此外，除了身体健康外，还应该关注农民的心理健康，通过基层社区以及社会工作机构进行心理疏导，提升基层治理能力。◆