雷顯凱，羅明忠*，丁柏超

非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響及機制分析

雷顯凱1，羅明忠1*，丁柏超2

（1.華南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，廣東 廣州 510642；2.曼徹斯特大學(xué) 社會科學(xué)學(xué)院，英國 曼徹斯特 M139PL）

基于2017年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）6 023份數(shù)據(jù)，實證檢驗非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響，并分析其作用機制。結(jié)果表明：非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生正向影響；作用機制檢驗表明，認知水平和可行能力在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)；年齡等控制變量對農(nóng)民主觀幸福感的影響各異；不同非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的狀態(tài)對農(nóng)民主觀幸福感的影響存在差異。為此，增進農(nóng)民的主觀幸福感，應(yīng)繼續(xù)完善非農(nóng)就業(yè)政策，發(fā)展縣域經(jīng)濟，為農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)提供便利，并尊重不同就業(yè)經(jīng)歷農(nóng)民的差異性訴求；農(nóng)民個體也應(yīng)重視既往經(jīng)歷所帶來的效應(yīng)，努力提升自身認知和能力水平。

主觀幸福感；非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷；農(nóng)民；影響機制

一、問題的提出

幸福是人類孜孜不倦的追求目標?！?020年世界幸福指數(shù)報告》數(shù)據(jù)顯示，2019年中國居民幸福指數(shù)為5.124，位列世界第94位，與2018年相比，居民幸福指數(shù)和排名均有所下降。在經(jīng)濟社會發(fā)展和人民生活水平逐漸提高的同時，作為反映民生的重要指標，幸福問題備受社會各界關(guān)注[1]。農(nóng)民主觀幸福感是其對整體生活質(zhì)量評價后的主觀感受，不僅反映了其物質(zhì)生活狀況，也體現(xiàn)了其對當(dāng)前生活的滿足感。

關(guān)于主觀幸福感的定義，在經(jīng)濟學(xué)中，常用個體經(jīng)濟效用衡量[2]。目前，國內(nèi)外學(xué)者從多個方面探索農(nóng)民主觀幸福感的影響因素。從宏觀視角來看，國家或者地區(qū)的經(jīng)濟穩(wěn)定能夠給農(nóng)民生產(chǎn)生活提供可靠的外部保障，滿足農(nóng)民的物質(zhì)生活所需，提升其主觀幸福感[3]，與之相反，經(jīng)濟危機或者經(jīng)濟沖擊會引起農(nóng)民恐慌，顯著降低其主觀幸福感[4]。除經(jīng)濟環(huán)境外，生態(tài)環(huán)境對農(nóng)民主觀幸福感的影響也不可忽視，良好的生態(tài)環(huán)境可以提升農(nóng)民主觀幸福感[5]，空氣污染則會抑制其主觀幸福感的提升[6]。此外，政府治理方式、社會保障水平和農(nóng)村金融發(fā)展程度也與農(nóng)民主觀幸福感緊密相關(guān)[7-9]。從微觀視角而言，農(nóng)民工作為城市中的弱勢群體，就業(yè)質(zhì)量的好壞直接影響其主觀幸福感[10]，伴隨機會不均等的擴大，農(nóng)民主觀幸福感會進一步降低[11]。社會資本能夠加強農(nóng)民群體內(nèi)部的合作，其中認知型社會資本的提高，會提升農(nóng)民主觀幸福感[12]。農(nóng)民的年齡、收入、身體健康和心理健康也與其主觀幸福感密切相關(guān)[13,14]。

以往研究對農(nóng)民主觀幸福感的影響因素進行了深入研究，但非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響研究較為缺乏。2019年中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)表明，第一產(chǎn)業(yè)人員在鄉(xiāng)村就業(yè)人員中所占比重逐年降低，由1978年的92.4%降低為2018年的59.3%，表明越來越多的農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)或者非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷是一種隱形財富，其是否對農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生影響？如果有影響，其機制為何？為此，筆者擬基于2017年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，從認知和能力兩個維度分析非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響及其機制。

二、理論分析與研究假設(shè)

1．非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響

首先，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷增加農(nóng)民收入，提升其主觀幸福感。與務(wù)農(nóng)相比，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)民增收的效果更加明顯，從而使得農(nóng)民個體效用達到較高水平[15]。在農(nóng)村社會保障體系不完善的情況下，絕對收入的增加，在保障自身生活水平的同時，能夠維持家庭生活開支，提升農(nóng)民家庭風(fēng)險抵御能力，增強其主觀幸福感[16]。此外，收入的增加使得農(nóng)民個人偏好和需求能更好地得到滿足，從而增強其主觀幸福感。

其次，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷強化農(nóng)民心理特質(zhì)，淬煉其心智，提升其主觀幸福感。心理感受是農(nóng)民評估其生活質(zhì)量的重要參考，而經(jīng)歷對個體心理特質(zhì)會產(chǎn)生持續(xù)的影響[17]。與簡單的務(wù)農(nóng)相比，非農(nóng)工作環(huán)境更加復(fù)雜，勞動者必須面對不同文化的碰撞以及工作壓力，可能會增強農(nóng)民的心理素質(zhì)。農(nóng)民由農(nóng)村向城市非農(nóng)就業(yè)崗位轉(zhuǎn)移，不可避免會遭受因個體交流方式的差異所帶來的“排擠”，產(chǎn)生心理落差。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠提高農(nóng)民面對困難時的應(yīng)對能力，不斷增強抗壓能力，推動農(nóng)民逐漸適應(yīng)城市生活節(jié)奏，融入感進一步增強，從而提升其主觀幸福感。在不同類型非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷中，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷更能增強農(nóng)民面對困境時所表現(xiàn)出的自信心，促進其主觀幸福感的提升[18]。基于此，提出以下假設(shè)：

H1：非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感有正向影響

2．認知水平的中介效應(yīng)

首先，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷提升農(nóng)民認知水平。認知是個體依據(jù)其在社會上獲取的各類信息，對自身、其他個體或者事物做出的判斷，具體包括人際關(guān)系認知和社會現(xiàn)象認知等方面[19]。在一定經(jīng)濟環(huán)境下，農(nóng)民認知水平的高低直接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為及收入水平[20]。個體在成年早期已經(jīng)形成自己特有的社會認知。對于一直生活在農(nóng)村的居民來說，對某些事物的認知受到傳統(tǒng)觀念、習(xí)俗和非正式制度的影響，使得原有的社會認知面較狹窄，可能會導(dǎo)致農(nóng)民形成某些錯誤認知。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠改變農(nóng)民原有錯誤的社會認知，使其在后期生產(chǎn)生活中的一些行為更貼合實際[21]。具有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民，往往具有敏銳的市場嗅覺，對風(fēng)險有著清醒、理性的認知，從而推動其認知水平的提升[22]。

其次，認知水平的提高對農(nóng)民主觀幸福感會有影響。農(nóng)民認知水平不同，對新事物的接受程度及其個人行為方式會有所差異。對于長期生活在農(nóng)村的農(nóng)民而言，受農(nóng)村傳統(tǒng)小農(nóng)思想和環(huán)境的影響，容易存在“認知陷阱”，其主觀幸福感相對較低。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，農(nóng)民認知水平有所提高，更能明辨產(chǎn)權(quán)穩(wěn)定的優(yōu)勢，推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的發(fā)生[23]，在一定程度上也增加了其農(nóng)業(yè)收入[24]，促進主觀幸福感的提升。因此，具有較高認知水平的農(nóng)民，其幸福感更強[25]。

正如前文分析，部分農(nóng)民認知水平的提高，可能來源于非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對其認知的影響。經(jīng)歷就是財富，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能拓寬農(nóng)民視野，豐富農(nóng)民的人生閱歷。農(nóng)民向城鎮(zhèn)或者非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)，以及在不同城市之間進行遷移，不僅僅是物理距離發(fā)生變化，也是構(gòu)建現(xiàn)代觀念的過程，加速塑造和引導(dǎo)其認知的改變，從而清楚地認知到自己的真實狀況，了解自己所處的社會環(huán)境。特別是具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民對其目前的經(jīng)濟狀況有更加理性的評價和認識，能夠更加客觀地理解差異形成的原因，真正體會到勞動付出能夠得到公平的回報，進而提升其主觀幸福感[26]。基于此，提出以下假設(shè)：

H2：認知水平在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)民主觀幸福感之間發(fā)揮中介作用

技術(shù)創(chuàng)新給圖書館工作帶來了前所未有的生機和活力，也為閱讀推廣工作提供了很多新的可能。我館一直積極關(guān)注新技術(shù)的應(yīng)用，使用RFID技術(shù)實現(xiàn)圖書的自助借還、定位、順架工作，每年定期舉辦3D打印競賽，購買多種數(shù)據(jù)庫及設(shè)備滿足讀者移動閱讀，引進人臉識別技術(shù)使讀者能夠刷臉入館 [5] 。微信朋友圈中各種形式的打卡閱讀活動層出不窮，各種形式的打卡讀書很多，比較出名的有薄荷閱讀和精讀英語外刊等。本次活動中，我們引入微信小程序小打卡，讀者可以隨時查看其他讀者及自己之前的打卡記錄，非常方便快捷，同時也大大簡化了統(tǒng)計流程，為評獎及后期素材的整理提供了便利。

3．可行能力的中介效應(yīng)

首先，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷提升農(nóng)民可行能力。相對而言，農(nóng)村地區(qū)信息閉塞，農(nóng)民接觸到新知識、新技能的機會較少，不利于農(nóng)民行為能力的提升。工作經(jīng)歷是人一生中最重要的經(jīng)歷之一，相對于沒有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民來說，具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民可行能力更強[27]，即使后期農(nóng)民所處的環(huán)境發(fā)生變化，這種能力也依然存在[28]。一些研究也證實，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠彌補農(nóng)民在某方面能力不足的缺陷。農(nóng)民在非農(nóng)崗位就業(yè)，能夠提高其生產(chǎn)技能、思維能力、管理能力，并強化其人際交往能力，這種影響對先前經(jīng)驗匱乏的農(nóng)民表現(xiàn)更強。如果具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民再次返鄉(xiāng)從事農(nóng)業(yè)或非農(nóng)生產(chǎn)活動，他們能夠?qū)⒎寝r(nóng)就業(yè)所形成的某些能力轉(zhuǎn)變?yōu)楫?dāng)前工作的生產(chǎn)經(jīng)營能力，提高其收入水平。

其次，可行能力對農(nóng)民主觀幸福感會有影響。可行能力是指一個人“有可能實現(xiàn)的、各種可能的功能性活動組合”[29]。對農(nóng)民而言，其個體可行能力的提升，可以獲得更多的自由，從事其更愿意做的事情，增強其心理滿足感；還可以推動其在競爭激烈的市場中獲得談判地位，在經(jīng)濟活動中占據(jù)優(yōu)勢，增加其物質(zhì)收入，縮小與城鎮(zhèn)居民的收入差距，提升其主觀幸福感。相反，可行能力的不足，面對競爭的環(huán)境，可能會對自我發(fā)展失去信心，降低其主觀幸福感。

正如前文分析，農(nóng)民可行能力的提高，可能來源于非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷。農(nóng)民向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)以獲得經(jīng)濟報酬為主要目的，與此同時，這也是一個“干中學(xué)”的過程。對具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民而言，為了快速適應(yīng)環(huán)境，會主動加強人際交往，接受所從事行業(yè)的規(guī)范標準，學(xué)習(xí)相應(yīng)的技術(shù)和管理知識，不斷積累人生經(jīng)驗，逐漸形成與環(huán)境相匹配的能力，表現(xiàn)為可行能力的提升[30]。其一，通過人際關(guān)系處理能力的提升，能夠為農(nóng)民提供物質(zhì)和信息幫助，還可以緩解農(nóng)民孤獨感，促進其能夠快速地融入城市環(huán)境中，從而增強其主觀幸福感[31]。其二，農(nóng)民在非農(nóng)就業(yè)過程中，原有的知識體系受到挑戰(zhàn)，為了盡快適應(yīng)新的環(huán)境，農(nóng)民會不斷補充新知識和新理念，建立新的知識體系，滿足自身發(fā)展需要，提升其主觀幸福感[32]。另外，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷可以提升農(nóng)民的能力水平和物質(zhì)收入，提升其主觀幸福感?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

H3：可行能力在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)民主觀幸福感之間發(fā)揮中介作用

三、研究設(shè)計

1．?dāng)?shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心組織實施的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2017年的數(shù)據(jù)。調(diào)查范圍涉及全國28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），共獲得有效問卷12 582份。在剔除拒絕回答或者回答不知道的樣本的基礎(chǔ)上，選取戶口為農(nóng)村戶籍的相關(guān)樣本，最終得到有效問卷6 023份。

2．變量選取

被解釋變量：農(nóng)民主觀幸福感。依據(jù)調(diào)查問卷中設(shè)置的相關(guān)問題“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”將受訪者的回答分為5個層次，分別賦值1～5。表1報告了樣本農(nóng)民主觀幸福感情況，表明整體上農(nóng)民的主觀幸福感較強。表2給出了主觀幸福感和其他各變量的賦值與樣本統(tǒng)計結(jié)果。

表1　農(nóng)民主觀幸福感分布情況

核心解釋變量：非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷。依據(jù)CGSS的調(diào)查問題“您目前的工作經(jīng)歷及狀況”，根據(jù)受訪者回答“目前從事非農(nóng)工作”“目前務(wù)農(nóng)，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”“目前沒有工作，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”，則認為該受訪者有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷，賦值為1；受訪者回答“目前務(wù)農(nóng)，沒有過非農(nóng)工作”“目前沒有工作，而且只務(wù)過農(nóng)”“從未工作過”，則認為該受訪者沒有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷，賦值為0。

中介變量：認知水平包括經(jīng)濟地位認知和公平感知兩個方面。其中經(jīng)濟地位認知依據(jù)問卷中“綜合來看，在目前這個社會上，您本人的社會經(jīng)濟地位屬于哪個層次？”來衡量，受訪者的回答為“下層”賦值為1，“中下層”賦值為2，“中層”賦值為3，“中上層”賦值為4，“上層”賦值為5。公平感知依據(jù)問卷中“總的來說，您認為社會公不公平？”來反映農(nóng)民的總體公平感知，受訪者的回答為“完全不公平”賦值為1，“比較不公平”賦值為2，“一般”賦值為3，“比較公平”賦值為4，“完全公平”賦值為5。可行能力包括人際關(guān)系處理能力和知識獲取能力兩個方面。知識獲取能力用學(xué)習(xí)頻繁程度來刻畫，依據(jù)問卷中“在過去一年中，您是否經(jīng)常在空閑時間學(xué)習(xí)充電？”來衡量，受訪者的回答為“從不”賦值為1，“很少”賦值為2，“有時”賦值為3，“經(jīng)?！辟x值為4，“非常頻繁”賦值為5。人際關(guān)系處理能力用社會交往的頻繁程度來刻畫，依據(jù)問卷中“在過去一年中，您是否經(jīng)常在空閑時間社交或者串門？”受訪者的回答為“從不”賦值為1，“很少”賦值為2，“有時”賦值為3，“經(jīng)?！辟x值為4，“非常頻繁”賦值為5。

表2　變量定義、賦值與樣本統(tǒng)計結(jié)果

控制變量。從農(nóng)民個體和家庭兩個方面選取變量，具體包括性別、年齡、受教育年限、政治面貌、婚姻狀況、健康狀況、房產(chǎn)數(shù)量和汽車數(shù)量等。其中年齡變量根據(jù)受訪年份減去其出生年轉(zhuǎn)化而來。受教育年限變量根據(jù)“受教育程度”整理而來，借鑒許海平等的研究[33]，“沒有上過學(xué)”賦值為0，“私塾”賦值為2，“小學(xué)”賦值為5，“初中”賦值為8，“中?；蚋咧小辟x值為11，“專科”賦值為14，“本科”賦值為15，“研究生”賦值為18。將健康程度變量中的“很不健康”“比較不健康”“一般”“比較健康”“非常健康”分別賦值為1～5。

3．樣本交叉分析

在農(nóng)民的經(jīng)濟地位認知方面，從表3可見，隨著經(jīng)濟地位層次的變化，農(nóng)民主觀幸福感也發(fā)生變化，表明經(jīng)濟地位與農(nóng)民主觀幸福感有著正向關(guān)系。

表3　樣本交叉分析

在農(nóng)民健康狀況方面，由表3可見，隨著農(nóng)民健康狀況由很不健康向非常健康轉(zhuǎn)化，其主觀幸福感也逐漸增強，表明農(nóng)民主觀幸福感與其健康狀況自我評價緊密相連。

4．模型設(shè)置

農(nóng)民主觀幸福感取值是1、2、3、4和5，這種有序離散數(shù)值屬于有序變量，因此選擇Oprobit模型進行實證檢驗，方程如下：

為分析認知水平和可行能力分別在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響機制，借鑒相關(guān)研究，運用中介效應(yīng)模型實證分析認知水平與可行能力在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)民主觀幸福感之間的作用機理。構(gòu)建以下回歸模型：

其中，表示農(nóng)民主觀幸福感變量，表示非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷變量，表示經(jīng)濟地位認知、公平感知和人際交往能力、知識獲取能力變量，表示不同的農(nóng)民，是控制變量，是常數(shù)項，ε表示隨機干擾項，、、、、為回歸系數(shù)。接著，采用Oprobit模型完成（2）至（4）方程的檢驗，并按照逐步回歸的方式進行。第一步，檢驗式（2）系數(shù)，如果顯著，繼續(xù)進行第二步檢驗，反之，如果不顯著，則中介效應(yīng)檢驗終止；第二步，檢驗式（3）系數(shù)；第三步，檢驗式（4）系數(shù)和。

四、實證研究及其結(jié)果分析

1．基準回歸

本研究運用Stata15軟件，采用Oprobit模型分析非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響。表4報告了實證檢驗結(jié)果。在進行實證檢驗之前，首先進行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示MaxVIF=2.03，MinVIF=1.00，MeanVIF=1.26，最大的VIF明顯小于10?？梢姡忉屪兞恐g沒有嚴重的多重共線性問題。

表4　非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，限于篇幅，未報告分割點。下同。

首先，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠提升農(nóng)民主觀幸福感。表4的第（1）至（3）列采取逐步回歸的方法驗證非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷和農(nóng)民主觀幸福感的關(guān)系，可見，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響系數(shù)分別為0.146、0.111和0.107，在1%的顯著性水平上通過檢驗，且均為正向，表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠提升農(nóng)民主觀幸福感。這驗證了H1。正如前文分析，農(nóng)民具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷，能夠豐富知識體系，改變社會認知，強化心理特質(zhì)，進而提升其主觀幸福感。此外，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷還可以發(fā)揮能力效應(yīng)，提升其主觀幸福感。

其次，經(jīng)濟地位認知和公平感知對農(nóng)民主觀幸福感的提升產(chǎn)生正向影響。具體來看，第一，從第（2）和第（3）列的回歸結(jié)果看，經(jīng)濟地位的認知對農(nóng)民主觀幸福感的影響均在1%的顯著性水平上通過檢驗，系數(shù)均為0.223，且為正向。個體與個體之間的收入比較，不僅影響個人的經(jīng)濟行為，還會對其主觀幸福感產(chǎn)生影響。對于一直務(wù)農(nóng)的農(nóng)民來說，其經(jīng)濟地位的比較范圍主要在農(nóng)村，比較的對象則是周圍的農(nóng)民，因比較范圍和對象的限制，對其經(jīng)濟地位的認知可能存在偏差。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能擴大農(nóng)民比較范圍，對自身經(jīng)濟地位的清楚認知能夠促進其主觀幸福感的獲得。第二，從第（2）和第（3）列的回歸結(jié)果看，公平感知對農(nóng)民主觀幸福感的影響均在1%的顯著性水平上通過檢驗，系數(shù)分別為0.033和0.032，且為正向，表明農(nóng)民對公平感知越清楚，對其主觀幸福感的促進作用越強?！安换脊讯疾痪?，更患不公”，反映個體對公平的追求，即使存在收入差距，只要有公平合理的分配制度，就能夠提高農(nóng)民的公平感知。公平感知是農(nóng)民對社會資源分配方式和結(jié)果的一種感受，涵蓋了權(quán)利、就業(yè)、教育和收入等方面，影響著其主觀幸福感。

再次，人際交往能力和知識獲取能力的提升有利于提升農(nóng)民主觀幸福感。第一，從第（3）列的回歸結(jié)果看，人際交往能力在1%的水平上通過顯著性檢驗，影響系數(shù)為0.035，且為正向，表明人際交往能力提升能夠增強農(nóng)民主觀幸福感。究其原因，可能在于，對于外出就業(yè)的農(nóng)民而言，農(nóng)民與城市居民之間以及不同地域之間的農(nóng)民交流，文化差異會增加彼此溝通的困難，進而影響其工作效率；而如果外出就業(yè)的農(nóng)民人際交往能力越強，發(fā)生信息不對稱的概率也就越低，就能更有效地進行信息傳遞，使農(nóng)民獲得更好的就業(yè)機會，也能促進農(nóng)民能夠快速地融入城市環(huán)境。第二，知識獲取能力在10%的水平上通過顯著性檢驗，影響系數(shù)為0.029，且為正向，表明知識獲取能力能夠增強農(nóng)民主觀幸福感。究其原因，可能在于，對于個體而言，知識的獲取是個體成長過程中一項重要的技能，不間斷地獲取知識能夠幫助外出就業(yè)的農(nóng)民應(yīng)對外部環(huán)境變化帶來的挑戰(zhàn)，增強其個人自信感和身份認同感，提升其主觀幸福感。

最后，控制變量對農(nóng)民主觀幸福感的影響各異。從第（1）至第（3）列的回歸結(jié)果看，農(nóng)民性別、年齡、政治面貌、受教育年限、健康狀況、房產(chǎn)數(shù)和家庭擁有汽車數(shù)量等變量對其主觀幸福感的影響均通過顯著性檢驗，但在影響方向和影響程度上有所差異。表明控制這些變量，也能提升農(nóng)民主觀幸福感。

2．作用機制檢驗

表5報告了非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的作用機制檢驗結(jié)果。借鑒經(jīng)典的研究方法，采用逐步回歸的方式檢驗經(jīng)濟地位認知、公平感知、人際交往能力和知識獲取能力在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)民主觀幸福感之間的作用機制。其中，第一步和第三步已在表4中完成，因此，表5僅報告第二步檢驗結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民經(jīng)濟地位認知和公平感知產(chǎn)生顯著影響，表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷有助于改變農(nóng)民的經(jīng)濟地位認知和公平感知。另外，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民人際交往能力和知識獲取能力的影響在5%的水平上通過顯著性檢驗，表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠促進農(nóng)民能力提升。依據(jù)前文模型設(shè)置的分析，表明經(jīng)濟地位認知、公平感知、人際交往能力和知識獲取能力變量在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷和農(nóng)民主觀幸福感中起到部分的中介效應(yīng)，這驗證了H2和H3。

表5 作用機制檢驗結(jié)果

3．穩(wěn)健性檢驗

首先，替換核心解釋變量。表6報告了非農(nóng)就業(yè)年限對農(nóng)民主觀幸福感影響的回歸結(jié)果。以農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)年限變量代替非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷變量，再次進行回歸檢驗，結(jié)果表明，非農(nóng)就業(yè)年限在1%的水平上通過顯著性檢驗，與表4的檢驗結(jié)果一致，表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感影響的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6　非農(nóng)就業(yè)年限對農(nóng)民主觀幸福感的影響回歸結(jié)果

其次，替換被解釋變量再估計，回歸結(jié)果見表7。借鑒崔巍等的研究[34]，用生活滿意度變量替換主觀幸福感變量，依據(jù)調(diào)查問卷設(shè)置“您對您的生活狀況感到滿意嗎？”受訪者回答“非常不滿意”賦值為1，“不滿意”賦值為2，“無所謂滿不滿意”賦值為3，“滿意”賦值為4，“非常滿意”賦值為5，其均值為3.64?；貧w結(jié)果顯示，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷在1%的水平上通過顯著性檢驗，也表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感影響的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表7　替換被解釋變量的回歸結(jié)果

4．內(nèi)生性檢驗

非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠提升農(nóng)民主觀幸福感，但可能存在反向因果關(guān)系，即農(nóng)民為了獲得幸福感而從事非農(nóng)工作，由此出現(xiàn)內(nèi)生性問題，導(dǎo)致研究結(jié)果存在偏差。為降低內(nèi)生性問題影響研究結(jié)果的可能性，本研究采取內(nèi)生性與拓展回歸模型（ERM）對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷影響農(nóng)民主觀幸福感進行準確估計，以解決內(nèi)生性問題。

為解決這一問題，選用“地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度”①作為農(nóng)民是否具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的工具變量。參考田紅宇等的研究[35]，用“農(nóng)村從業(yè)人員中二三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)量和農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)量之比，表示農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度”。理論上，工具變量必須滿足相關(guān)性和外生性的特點。從相關(guān)性來講，“農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度”所呈現(xiàn)的是一個地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移情況，一個地區(qū)農(nóng)村勞動轉(zhuǎn)移程度越大，表明農(nóng)民具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的可能性就越大；從外生性角度來看，地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度很難直接影響農(nóng)民主觀幸福感。因此，從邏輯上講，“農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移程度”滿足相關(guān)性和外生性特點。表8的內(nèi)生性檢驗結(jié)果表明，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷可以提高農(nóng)民主觀幸福感的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表8　內(nèi)生性檢驗

5．進一步分析

首先，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的異質(zhì)性影響。表9報告了非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的異質(zhì)性分析結(jié)果?；跇颖緮?shù)據(jù)，3 061份樣本農(nóng)民具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷，由于農(nóng)民個體差異，不同農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷狀態(tài)也有所差異，體現(xiàn)的主觀幸福感也會有所差異。基于此，依據(jù)調(diào)查問卷中“您的工作經(jīng)歷及狀況”的選項，“目前從事非農(nóng)工作”“目前務(wù)農(nóng)，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”“目前沒有工作，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”，進一步分析非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的異質(zhì)性影響，可以得出如下結(jié)果：“目前從事非農(nóng)工作”對農(nóng)民主觀幸福感在1%的水平上通過顯著性檢驗；“目前務(wù)農(nóng)，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”對農(nóng)民主觀幸福感在1%的水平上通過顯著性檢驗；“目前沒有工作，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”對農(nóng)民主觀幸福感沒有通過顯著性檢驗。

表9　非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的異質(zhì)性回歸結(jié)果

其次，年齡的異質(zhì)性影響。表10報告了不同年齡下非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感影響的回歸結(jié)果。由于在不同年齡農(nóng)民個人經(jīng)歷豐富程度有所差異，參考相關(guān)研究，將樣本農(nóng)民年齡分為30歲以下、31～60歲和61歲及以上等3個階段。回歸結(jié)果顯示，年齡在30歲以下的樣本農(nóng)民，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對其主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響，經(jīng)濟地位認知和知識獲取能力也均產(chǎn)生正向影響，可能原因在于青年進入非農(nóng)就業(yè)行業(yè)的時間較短，既往工作經(jīng)歷對其影響較小。年齡在31～60歲的樣本農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對其主觀幸福感的影響在1%的水平上通過顯著性檢驗，經(jīng)濟地位認知、公平感知、人際交往能力和知識獲取能力分別在1%、10%、5%和10%的水平上通過顯著性檢驗。年齡在61歲及以上的樣本農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對其主觀幸福感的影響均在1%的水平上通過顯著性檢驗，可能原因在于，隨著農(nóng)民年齡的增加，所謂“三十而立，四十不惑，五十知天命”，農(nóng)民生活閱歷越豐富，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對其價值觀以及社會認知影響越深，越能理性地看待周圍事物，增強其主觀幸福感。

表10　不同年齡下非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

基于2017年中國綜合社會調(diào)查（CGSS）6 023份數(shù)據(jù)，探討非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民主觀幸福感的影響。通過數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，大部分（73.5%）農(nóng)民認為其生活是幸福的，說明農(nóng)民主觀幸福感較強。樣本的交叉分析發(fā)現(xiàn)，具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民主觀幸福感要強于沒有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民。進一步采用Oprobit模型和中介效應(yīng)模型進行實證檢驗，結(jié)果表明，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠增強農(nóng)民的主觀幸福感；經(jīng)濟地位認知、公平感知、人際交往能力和知識獲取能力的提升，對農(nóng)民主觀幸福感有著不同程度的正向影響。非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠通過增強農(nóng)民的經(jīng)濟地位認知、公平感知以及提升人際交往能力和知識獲取能力，對農(nóng)民主觀幸福感產(chǎn)生影響。進一步的異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，不同非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的狀態(tài)對農(nóng)民主觀幸福感的影響存在差異，年齡等控制變量對農(nóng)民主觀幸福感的影響各異。通過分別采取替換核心解釋變量和被解釋變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗，以及選取工具變量，采用ERM模型進行檢驗，發(fā)現(xiàn)研究結(jié)論是穩(wěn)健的。基于以上結(jié)論，可以得到如下啟示：

首先，必須持續(xù)完善非農(nóng)就業(yè)政策。比如，進一步推進包容性戶籍制度改革，為愿意在城市落戶的農(nóng)民提供便利；繼續(xù)完善農(nóng)民工社會保障體系，加快推動放開外省戶籍靈活就業(yè)人員在就業(yè)地參保的戶籍限制，切實維護農(nóng)民工利益，提升其主觀幸福感。同時，創(chuàng)新和完善支持農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的政策體系。加大財政等配套支持力度，在全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施中，加大力度引導(dǎo)具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民返鄉(xiāng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)并搭建平臺，為其在農(nóng)村展示非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷所積累的才能提供廣闊的空間。其次，要發(fā)展縣域經(jīng)濟，為農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移就業(yè)提供便利。縣域城鎮(zhèn)化鏈接縣城和鄉(xiāng)村，推進縣域城鎮(zhèn)化建設(shè)，不僅能夠誘導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，緩解農(nóng)村壓力，促進農(nóng)民增收，提升農(nóng)民的主觀幸福感，還利于城鄉(xiāng)經(jīng)濟融合發(fā)展，促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，緩解城鄉(xiāng)收入差距，提升農(nóng)民的主觀幸福感。更為重要的是，縣域城鎮(zhèn)化為農(nóng)民享受到與城鎮(zhèn)居民均等的基本公共服務(wù)增進了可能，有利于提升農(nóng)民的主觀幸福感。最后，農(nóng)民自身也應(yīng)利用非農(nóng)就業(yè)機會，不斷提升自我認知和能力水平，以適應(yīng)社會發(fā)展需求，確立正確的幸福觀，讓生活更加美好。

①數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和各省市2017年度《統(tǒng)計年鑒》。

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Influence of non-farm employment experience on farmers' subjective well-being and mechanism analysis

LEI Xiankai1，LUO Mingzhong1*，DING Bochao2

(1.School of Economics and Management, South China Agricultural University, Guangzhou 510642, China;2.School of Social Sciences, University of Manchester, Manchester M139PL, UK)

Based on the 6023 data of China Comprehensive Social Survey (CGSS) in 2017, the article empirically examines the impact of non-agricultural employment experience on farmers’ subjective well-being and analyzes its mechanism of action (MOA). The results show that non-agricultural employment experience has positive effect on farmers’ subjective well-being; the MOA test shows that the cognitive level and feasible ability play a partial mediating effect in the influence of non-agricultural employment experience on farmers’ subjective well-being; control variables like age have diversified impact on farmers’ subjective well-being; and differences exist in the effects of different states of non-farm employment experiences on farmers' subjective well-being. Hence, to enhance farmers’ subjective the happiness, it is advisable to continue improving the non-agricultural employment policy, developing the county economy, facilitating the transfer of rural surplus labor to non-agricultural industries. Simultaneously, it will be better for individual farmers to value the effect of their previous experiences and endeavor to strengthen their own cognition and ability.

subjective well-being; non-agricultural employment experience; farmers; influence mechanism

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2022.02.005

F323

A

1009–2013(2022)02–0036–09

2021－11－22

國家社科基金項目（20BJY141）；廣東省軟科學(xué)項目（2019A101002115）；廣東省基礎(chǔ)與應(yīng)用基礎(chǔ)研究基金聯(lián)合基金青年項目（2020A1515110466）

雷顯凱（1990—），男，河南信陽人，博士研究生，主要研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟。*為通信作者。

責(zé)任編輯：曾凡盛