社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響機制——基于文化消費行為中介變量的實證分析

彭開麗，楊　宸

社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響機制——基于文化消費行為中介變量的實證分析

彭開麗，楊宸

（華中農業大學 公共管理學院，湖北 武漢 430070）

基于CGSS2017的調查數據，通過構建“社會經濟地位-文化消費行為-農民主觀幸福感”的理論框架，結合OLS線性回歸模型和中介效應模型，從文化消費行為的中介視角實證檢驗社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響效應。研究表明：客觀收入水平與主觀階層定位均在1%的顯著性水平上促進農民主觀幸福感的提升；個人文化消費在社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響中存在部分中介效應，而公共文化消費在社會經濟地位影響主觀幸福感的路徑中不存在中介效應；客觀收入水平對農民主觀幸福感的促進作用在西部地區更強，而其中介路徑在東部地區更為明顯。鑒于此，政府需要進一步提高農民收入，重點關注我國農村社會轉型，推進文化基礎設施建設，通過政策傾斜加強東西部協作以及定點幫扶，從而進一步提升農民主觀幸福感。

主觀幸福感；社會經濟地位；文化消費；客觀收入水平；主觀階層定位

一、問題的提出

改革開放以來，我國經濟發展水平已經實現重大飛躍，農民生活水平得到極大改善。當前，滿足農民精神層面的訴求、提高農民主觀幸福感成為新時代的民生目標。據2021年公布的第七次全國人口普查數據，居住在鄉村的人口為50 979萬人，占總人口的36.11%①，因而農民作為社會發展中的弱勢群體，其主觀幸福感是我國民生工作的著力點。解決農民這一龐大群體在城市化過程中面臨的社會經濟地位和消費水平等問題，提升農民主觀幸福感，對我國全面建設小康社會具有助推作用。

長期以來，學界對主觀幸福感的測量與影響因素已展開廣泛研究，也已經形成了較為充分的認識。主觀幸福感除了受到民生因素[1]、政府質量[2]、戶籍制度[3]、宗教信仰[4]等社會環境因素的影響外，個體收入[5]、家庭消費水平[6]、社會階層[7]等表明社會經濟地位的指標也是其重要的影響因素。就個體收入而言，羅楚亮認為絕對收入對農民主觀幸福感有正向影響[8]，蘇鐘萍、尤亮等研究也同樣得出絕對收入可以顯著提高農民主觀幸福感的結論[9,10]；但Knight和邢占軍等的研究發現，絕對收入與主觀幸福感之間相關并不明顯[11,12]，官皓也認為絕對收入對主觀幸福感的正向影響并沒有理論預測的那么重要[13]。上述學者得到了不一致的結論，一是可能源于數據的覆蓋范圍與研究方法的不同，二是可能源于主觀幸福感影響因素的復雜性，往往容易忽視經濟發展與政策文化的差異性[10]。

隨著社會發展，近年來對主觀幸福感影響因素的研究逐漸多元化，開始關注除收入之外的社會經濟因素。在新型城鎮化背景下，李光明等得出文化消費在提高新市民群體主觀幸福感的路徑中發揮著重要作用[14]，高質量就業與較高的社會信任感是農民工獲得幸福的重要渠道[15]，吳奇峰等也認為社會關系網絡和社會信任對農民工主觀幸福感存在著顯著正向影響[16]。同時，居民的社會階層定位越高，其主觀幸福感就會越強[17,18]，自我評估社會階層地位提升越大和預期提升越大的個體，其感受到的主觀幸福感越高[19]。

文獻梳理表明，以往研究多采用單一指標衡量社會經濟因素對主觀幸福感的影響，且主要聚焦于客觀因素對主觀幸福感的影響，同時研究主、客觀社會經濟地位對主觀幸福感的影響較少；較少研究文化消費行為與農民主觀幸福感的關系，將文化消費行為作為中介變量的研究更是匱乏。當前，隨著收入水平與社會階層的提高，農民社會經濟地位也隨之提升，對文化消費的需求也逐漸加強[20]。農民主觀幸福感是否隨著社會經濟地位的提升和文化消費頻率的提高有所提升呢？同時，農民文化消費是否在社會經濟地位對主觀幸福感的影響中發揮了中介作用呢？筆者擬聚焦于以上問題，通過建立社會經濟地位-文化消費行為-農民主觀幸福感的研究框架，探究農民主觀幸福感的影響機制，為進一步提高農民主觀幸福感提供相應政策建議。

二、理論分析與研究假設

主觀幸福感是衡量個人生活質量的綜合性心理指標，它既是對自身生活條件的一種事實判斷[5]，又是對社會生活體驗的一種價值判斷[21]，收入水平、社會階層等社會經濟地位指標是其重要的影響因素[22]。自1974年Easterlin提出“幸福悖論”以來，學術界開始關注個體收入對居民主觀幸福感的影響，盡管學者研究結論存在分歧，但不可否認的是，我國農村居民絕對收入的提高對其幸福感提高的邊際貢獻依然顯著[23]。而社會比較理論的發展，也使得學界開始研究社會階層對居民主觀幸福感的影響，當人們進行社會階層定位時發現自己優于其他人或者過去的自己，則會提高其自身幸福感[19]。與此同時，由于收入、財富等表明客觀經濟地位的指標最終要落實到消費上，以及人們對自身社會階層的評價最終是以自身消費水平為參考，因此文化消費作為當今日常消費的重要組成部分，在社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響中發揮著重要作用。基于上述理論，本研究構建“社會經濟地位-文化消費行為-農民主觀幸福感”的理論框架（圖1）。同時，借鑒有關研究，將社會經濟地位分為客觀社會經濟地位與主觀社會經濟地位兩個維度[22]，將文化消費行為按照消費形式分為公共文化消費和個人文化消費兩個方面[24]。

圖1　社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響機制

1．社會經濟地位與農民主觀幸福感

（1）客觀社會經濟地位與農民主觀幸福感。本研究用收入水平來反映農民的客觀社會經濟地位，因為收入水平能在一定程度上反映農民從事的職業、居住條件，能較好地反映其客觀經濟地位[22]。收入水平更高的農民大概率擁有更高的教育程度、更好的工作、更佳的居住條件，其物質需求更容易得到滿足。另外，與相對收入相比，絕對收入的提高更能增加農民實實在在的獲得感[7]。基于上述分析提出假設：

H1：客觀收入水平對農民主觀幸福感有正向影響

（2）主觀社會經濟地位與農民主觀幸福感。本研究用“主觀階層定位”來表示農民的主觀社會經濟地位，它是指個人對自己在整個社會結構中處于何種社會經濟地位的主觀感知與判斷[7]。“主觀階層定位”與絕對收入水平一樣，也能夠作為單獨變量直接影響居民幸福感[19,25]。如果人們在評估自己的階層定位時發現自己的生活不如其他人，便會產生“相對剝奪感”，降低其幸福感水平，反之，如果個體認為自身社會經濟地位高于其他人，則主觀幸福感可能會更高[26]。基于上述分析提出假設：

H2：主觀階層定位對農民主觀幸福感有正向影響

2．文化消費行為的中介效應

文化消費行為是指人們為滿足自身的精神文化需求，對社會及他人提供的精神財富的消耗[27]。從消費類型來看，公共文化消費一般發生在公共場所且群眾聚集程度較高，通常依托第三方組織承辦，如聽音樂會、觀看現場比賽、參加文化活動等；而個人文化消費對場所要求較低，一般在私人場所進行，不屬于集體性活動，如看電視、上網、讀書看報等。

社會經濟地位可通過影響農民文化消費行為，進而影響農民主觀幸福感。首先，從客觀經濟地位來看，一般而言，經濟基礎較好的農民家庭懂得如何享受生活，會選擇進行更多的公共或個人文化消費從而獲取更高的主觀幸福感。周春平運用江蘇1478個樣本數據進行實證研究后發現，收入水平對文化消費具有顯著正向影響[28]。其次，從主觀經濟地位來看，處在較高社會階層的人一般掌握更多的社會資源、更高的教育水平，而更高的教育水平，無論是對閑暇總時間還是對閑暇時間質量的影響都是積極顯著的[29]，可能會使處在社會高層的人比低層的人更快樂[7]。因此，自身階層定位越高的人，更易通過公共文化消費來維持社會關系，通過個人文化消費來提升自我，因此也可能具有更高的主觀幸福感。基于上述分析提出假設：

H3：公共文化消費行為在社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響中具有中介效應

H4：個人文化消費行為在社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響中具有中介效應

早在上個世紀，歷史機遇、地域淵源、關愛情緣早已把云南與上海緊緊連在了一起。抗日戰爭時期，上海一批企業和仁人志士轉移到云南興辦實業；新中國成立初期，云南的鋼鐵、化工、煙草等工業建設，得到上海的技術援助；上個世紀60年代以來，數萬名上海知青到云南支援邊疆建設，在云南留下一段段感人的故事，與云南各族人民建立了深厚的情誼；1996年9月，中央正式確定上海與云南開展對口幫扶，兩省市的對口幫扶合作進入了新的歷史階段。

三、研究設計

1．數據來源

本研究數據來源于2017年中國綜合社會調查項目（Chinese General Social Survey，CGSS），該項目由中國人民大學聯合全國各地的學術機構共同執行，具有全國性、綜合性、連續性的特點。該調查采取分層的四階段不等概率抽樣，數據覆蓋全國28個省（自治區、直轄市），是目前學界公認的具有科學研究價值的權威數據，該項目實際完成樣本量為12 582個，具有較好的代表性。在經過樣本篩選后，最終得到農民樣本4 392個。

2．變量選取及描述性統計

（1）被解釋變量為主觀幸福感。選用CGSS2017問卷對應的問題“總的來說，您認為您的生活是否幸福？”來測量農民的主觀幸福感，將回答為“非常不幸福、比較不幸福、說不上幸福不幸福、比較幸福、非常幸福”分別賦值“1、2、3、4、5”。通過表1的描述性統計發現，全樣本主觀幸福感均值為3.771，處于“說不上幸福不幸福”和“比較幸福”之間。

（2）核心解釋變量為社會經濟地位。因為社會經濟地位是集個人收入、受教育程度、職業層次以及聲望水平的綜合體現[30]，因此選取社會經濟地位為衡量指標。具體從兩個維度進行衡量：一是客觀經濟地位，將問卷調查結果中的個人總收入取自然對數后作為主要衡量指標；二是主觀經濟地位，將問卷中“綜合來看，在目前這個社會上，您本人屬于社會的哪一層？”作為主要衡量指標，其中，最底層=1，最高層=10，分值越高意味著等級越高。

（3）中介變量為文化消費行為。根據馬斯洛需求理論，社會經濟地位的提升可能會帶來更高層次的社會需求，導致文化消費行為會有所改變，選取CGSS問卷中包含的8種居民文化消費活動，即“看電視或者看碟”“出去看電影”“讀書/報紙/雜志”“參加文化活動”“在家聽音樂”“現場觀看體育比賽”“做手工”“上網”，借鑒羅茜[31]的研究，將出去看電影、參加文化活動、現場觀看體育比賽這三項活動歸并到公共文化消費，將其余五項活動如看電視或看碟、讀書等歸并到個人文化消費。對于每種文化消費活動，根據參與頻率劃分為5個等級，從不參加到頻繁參加分別賦值為1～5。公共文化消費變量和個人文化消費變量由上述3項和5項文化消費活動參與頻率的均值來表示，以此衡量農民文化消費行為。

（4）控制變量。借鑒崔紅志[32]、劉曉柳[19]等的研究，并結合CGSS的數據特征，將一系列控制變量納入實證分析。如表1所示，選取個人特征中的性別、年齡、教育、政治面貌、健康狀況，家庭特征中的婚姻狀況、養老保險與醫療保險作為影響農民主觀幸福感的控制變量。樣本顯示：個人特征方面，被訪者中男性約占54%，略高于女性樣本，總體平均年齡為51歲；平均受教育程度為2.526，介于小學和初中之間，并且絕大多數農民不是黨員；被訪者自評健康狀況均值為3.402，接近“比較健康”。家庭特征方面，已婚人士約為91%，遠高于未婚人士；醫療保險和養老保險的均值分別為0.924和0.676，說明當前大多數農民有社會保障。

表1　各變量定義及樣本描述性分析

3．模型設定

參照溫忠麟等[33]的做法，將依次檢驗法與Bootstrap法相結合，對中介效應進行檢驗，并構建具體模型如下：

本研究的因變量農民主觀幸福感是一種有序離散變量，一般采取有序Probit模型或者有序Logit 模型，但孫計領等[35]指出，在樣本量較大的時候，采用OLS模型或者有序Probit模型的結果相差并不大，而且有序Probit模型難以直觀顯示解釋變量對被解釋變量的邊際效應，因此本研究主要使用OLS回歸模型進行實證分析。

四、實證結果與分析

1．社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響

在回歸分析之前，本研究檢驗了模型是否存在過度擬合和各變量的多重共線性，得出各變量的方差膨脹因子（VIF）平均值為1.27，遠小于10，故各變量之間不存在多重共線性，模型也不存在過度擬合的情況。

本研究應用stata15.0軟件對公式（1）進行回歸，結果見表2。從表2模型（1）和模型（3）可以看出，客觀收入水平與主觀階層定位對農民主觀幸福感存在顯著正向影響，模型（2）和模型（4）的估計結果表明，加入個人特征、家庭特征等控制變量后，客觀收入水平與主觀階層定位對農民主觀幸福感仍然存在顯著正向影響，均在1%的水平上顯著。模型（5）與模型（6）中為合并主、客觀經濟地位的回歸結果，可以看出，在控制了相關變量后，主、客觀經濟地位的作用均有所減弱，但是與農民主觀幸福感仍然存在顯著的正相關。客觀收入水平每提高1個百分點，農民主觀幸福感上升2.5個百分點，主觀階層定位每提高1個百分點時，農民主觀幸福感上升7.3個百分點。由此驗證了H1和H2。

表2　社會經濟地位對農民主觀幸福感的回歸結果

注：***、 **、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著，括號中為統計量。下同。

在控制變量中，從被訪者的個人層面來看，性別在1%的水平上對農民主觀幸福感產生負向影響，說明在農村社會中，女性的幸福感高于男性，這與已有研究基本類似[19]。年齡、受教育狀況、健康狀況均在1%的顯著性水平上對農民的主觀幸福感呈現正向影響[2]，黨員的主觀幸福感比非黨員更高[36]。從家庭層面來看，婚姻狀況、養老保險和醫療保險正向影響了農民的主觀幸福感[37]，也在一定程度上體現了家庭美滿、社會保險對農民的主觀幸福感有一定的提升作用。

2．文化消費行為的中介效應檢驗

利用公式（2）、（3）進行回歸，結果見表3。根據表3模型（8）和模型（9）可知，主、客觀社會經濟地位越高，農民參與公共和個人文化消費的頻率越高，且均在1%水平上顯著。客觀收入水平每提升1個百分點，公共文化消費的頻率提高4.4%，個人文化消費的頻率提高6.5%；主觀階層定位每提升1個百分點，公共文化消費頻率提高1.6%，個人文化消費的頻率提高3.4%。可以看出，在促進文化消費行為方面，收入水平的提高要強于主觀階層定位的提升帶來的效應，這說明收入水平仍然是制約農民生活水平改善的重要因素。另外，個人文化消費較公共文化消費更受歡迎，這與國人固有的文化消費習慣有關，也與消費行為本身有關[31]。

表3　文化消費行為的中介作用

（1）公共文化消費行為的中介效應檢驗。根據前文模型設定，首先檢驗公共文化消費變量是否在社會經濟地位促進農民主觀幸福感提高的過程中起到了中介作用。模型（7）表明，無論是客觀經濟地位的提升還是主觀經濟地位的提升均對農民主觀幸福感具有顯著正向影響，而且主觀經濟地位提升帶來的效應大于客觀經濟地位的提升。在模型（10）加入公共文化消費這一變量后，主、客觀社會經濟地位變量仍然顯著，然而公共文化消費變量不顯著，據此無法判斷中介效應是否存在，因此采用Bootstrap中介效應分析方法。

采用Percentile 和Bias-corrected兩種置信區間估計方式，分析社會經濟地位對農民主觀幸福感的直接效應和間接效應，將客觀收入水平和主觀階層定位分別進行中介效應檢驗。重復樣本數選擇為1000，置信區間為95%，分析結果如表4所示。客觀收入水平對農民主觀幸福感的直接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區間分別為[0.0156，0.0595]和[0.0142，0.0586]，均不包括0，因此中介效應可能存在。而在進一步檢驗中發現，客觀收入水平對農民主觀幸福感的間接影響（中介效應）Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區間分別為[-0.0001，0.0053]和[-0.0002，0.0053]，均包括0，因此認為公共文化消費在客觀收入水平對農民主觀幸福感的影響中并不存在中介效應。同理，主觀階層定位對農民主觀幸福感的直接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區間分別為[0.0579，0.0903]和[0.0583，0.0910]，均不包括0，間接影響Percentile 和Bias-corrected的95%的置信區間分別為[-0.0002，0.0021]和[-0.0001，0.0023]，均包括0，公共文化消費在主觀階層定位對農民主觀幸福感的影響中同樣不存在中介效應。因此，H3不成立。

表4　公共文化消費行為在社會經濟地位對農民主觀幸福感中的中介作用

（3）中介變量的內生性檢驗。在研究過程中，考慮到中介變量個人文化消費與農民主觀幸福感之間可能存在因果關系，即文化消費有助于提升農民的主觀幸福感，反過來具有更高主觀幸福感的農村居民更愿意花時間和金錢進行文化消費，以此來滿足更高層次精神需要。因此，借鑒資樹榮等[38]的研究，為文化消費尋找合適的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行進一步的檢驗。選取CGSS問卷中“您覺得自己聽普通話的能力是什么水平”作為個人文化消費行為的工具變量，設為變量“”，將聽普通話的能力分為“完全聽不懂、比較差、一般、比較好、很好”五個等級，分別賦值1～5。選取這一變量作為工具變量的原因是，一是語言作為文化的傳播工具，聽、說語言的能力是影響農民進行文化消費的前提條件，滿足相關性條件；二是農民聽普通話的能力與自身主觀幸福感并無直接關系，滿足外生性條件。

接下來使用工具變量進行2SLS估計，并通過弱工具變量檢驗與內生性檢驗來判斷農民文化消費行為變量的內生性以及工具變量的有效性，檢驗結果見表5。Hausman 檢驗的值為0.022，故可在5%的水平上顯著拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設，說明個人文化消費行為為內生變量。工具變量的F統計值為24.481，超過10，故認為不存在弱工具變量。因此，農民的“聽普通話能力”作為工具變量是合適的。由表5可知，在考慮了模型可能存在的內生性后，個人文化消費對農民主觀幸福感的回歸系數依然為正，且通過了1%水平的顯著性檢驗。說明在排除內生性偏誤后，個人文化消費行為仍會顯著提高農民的主觀幸福感。

表5　內生性檢驗結果

3．不同區域下文化消費行為的中介效應檢驗

按照區域劃分標準將CGSS問卷中的區域來源劃為東、中、西部3個區域，區域經濟發展程度越高，人們生活水平越高，那么在不同區域，社會經濟地位對農民的幸福感作用會不會受到影響？中介效應是否有所不同？利用上文公式（3）進行回歸，檢驗結果見表6。東、中、西部地區中，客觀收入水平在1%的顯著性水平上顯著，系數分別為0.008、0.009和0.033，可見，其對農民主觀幸福感的促進作用在西部地區更強，而主觀階層定位對幸福感的影響并無明顯區域差異。與全國性的數據分析相同，公共文化消費并未在社會經濟地位促進農民主觀幸福感中發揮中介效用，表6只計算了個人文化消費的中介效應占總效應的比重，從客觀收入水平的中介路徑來看，東、中、西部的比重分別為12.21%、5.96%、2.57%，可以看出，客觀收入水平通過個人文化消費提升幸福感的中介效應在東部地區更為明顯，而主觀階層定位通過個人文化消費提升幸福感的中介效應區域差異不大，分別為0.48%、0.35%、0.50%。

表6　不同區域的社會經濟地位、文化消費行為與農民主觀幸福感②

經濟發展水平的差異，不僅導致資源分配與消費市場的差異，也限制了農民提高主觀幸福感的渠道。研究發現，農村居民閑暇時間分布均衡程度和社會經濟發展水平有直接聯系[29]。相對而言，經濟發展較為落后的西部地區，農民收入水平較低，雖然其主觀幸福感也可通過個人文化消費來提高，但與經濟發展水平較高的東部地區相比，中介效應相對較弱。可能是西部地區的農戶兼業程度不夠，收入來源單一，閑暇時間配置更容易受到“農忙時節”的影響，再加上農村文化消費市場較不完善，基礎設施與消費條件仍相對薄弱，由此影響了其主觀幸福感的提升。

五、結論與政策啟示

本研究采用OLS線性回歸模型和中介效應模型，利用CGSS2017的數據分析了社會經濟地位對農民主觀幸福感的作用機理及其影響效果，并引入工具變量農民聽普通話能力克服了中介變量的內生性，得出以下結論：社會經濟地位的提高可以提升農民的主觀幸福感，具體表現為客觀收入水平與主觀社會階層均在1%的顯著性水平上促進農民主觀幸福感的提升；考慮文化消費行為的中介效應后，個人文化消費行為在社會經濟地位對農民主觀幸福感的影響中存在部分中介效應，具體表現為客觀收入水平與主觀階層定位的中介效應占比分別為37.44%和6.71%，公共文化消費行為在社會經濟地位影響主觀幸福感的路徑中不存在中介效應；異質性分析中，從東中西部地區來看，客觀收入水平對農民主觀幸福感的促進作用在西部地區更強，而客觀收入水平通過個人文化消費提升幸福感的中介效應在東部地區更為明顯。

上述結論可以得到如下政策啟示：

（1）客觀收入水平與主觀階層定位均對農民主觀幸福感產生積極影響，說明要想提高農民的主觀幸福感，需要進一步擴大農民收入以使農民有向更高層次需求轉型的物質基礎。政府應該根據不同農村地區的基礎條件，從經營性收入、工資性收入、財產性收入、轉移性收入等多方面促進農民收入水平提高。同時，在當前城鎮化的大背景下，政府的政策導向應該重點關注我國農村社會轉型，讓更多農民成為有恒產的中產階層，緩解農民的心理落差，在提升農民幸福感的基礎上提高社會整體幸福感。

（2）個人文化消費在社會經濟地位影響農民主觀幸福感之間發揮了中介作用，說明個人文化消費活動是提升農民主觀幸福感長效機制的一個關鍵點。除了物質生活水平的提高，也要著重發揮精神文化消費對農民主觀幸福感的作用效果。一方面，調整政府支出結構，加大文化基礎設施建設，幫助農民提高精神文明水平；另一方面，鼓勵農村居民多進行文化消費，在閑暇時間豐富自己的文化生活，以提升自身主觀幸福感。

（3）鑒于中西部地區相較于東部地區收入水平與文化教育水平相對較低，農民文化消費需求不足，政府需要在提升農民絕對收入的同時，圍繞發展不平衡不充分的問題，通過政策傾斜加強東西部協作以及定點幫扶，加大向農村的財政轉移力度，擴大中西部文化消費總量，扶持建立具有當地特色的文化場所，豐富落后地區老百姓的精神文化食糧。

① 資料來源：國家統計局官方網站http://www.stats.gov. cn/。

② 限于篇幅，此表并未列出某一區域中介效應的具體檢驗步驟。

[1] 王慧慧．民生因素與城鄉居民幸福感——基于CGSS數據的實證分析[J]．中南財經政法大學學報，2014(5)：32-38．

[2] 陳剛，李樹．政府如何能夠讓人幸福? ——政府質量影響居民幸福感的實證研究[J]．管理世界，2012(8)：55-67．

[3] SHIQING JIANG，MING LU，HIROSHI SATO．Identity，inequality and happiness：evidence from urban China [R]. Working paper of school of economics，fudan university，2010．

[4] 雷衛．宗教信仰、經濟收入與城鄉居民主觀幸福感[J]．農業技術經濟，2016(7)：98-110．

[5] 龍斧，梁曉青．社會經濟地位、家庭核心消費壓力對中國家庭幸福感的結構性影響——基于CSS2013的實證研究[J]．社會科學研究，2019(2)：94-103．

[6] 銀輝.家庭消費與居民幸福——基于CGSS2013的實證分析[J].企業經濟,2017，36(11)：81-88.

[7] 許海平，張雨雪，傅國華．絕對收入、社會階層認同與農村居民幸福感——基于CGSS的微觀經驗證據[J]．農業技術經濟，2020(11)：56-71

[8] 羅楚亮.絕對收入、相對收入與主觀幸福感——來自中國城鄉住戶調查數據的經驗分析[J].財經研究，2009，35(11)：79-91.

[9] 蘇鐘萍，張應良．收入水平、社會公平認知與農村居民主觀幸福感[J]．統計與決策，2021，37(9):71-74

[10] 尤亮,霍學喜,杜文超.絕對收入、社會比較與農民主觀幸福感——基于陜西兩個整村農戶的實證考察[J].農業技術經濟，2018(4):111-125.

[11] KNIGHT J, LINA S, GUNATILAKA R. Subjective well-being and its determinants in rural China[J]. China economic review, 2009, 20(4): 635-649.

[12] 邢占軍.我國居民收入與幸福感關系的研究[J].社會學研究，2011，25(1)：196-219，245-246.

[13] 官皓.收入對幸福感的影響研究:絕對水平和相對地位[J].南開經濟研究,2010(5):56-70.

[14] 李光明，徐冬檸．文化消費對新市民主觀幸福感的影響機理研究——基于CGSS2015的數據分析[J]．蘭州學刊，2018(12)：158-168．

[15] 張經緯，陳志，丁士軍．就業質量、社會信任與農民工主觀幸福感研究[J]．華中農業大學學報(社會科學版)，2021(2)：128-137，181-182．

[16] 吳奇峰,蘇群,趙霞.社會資本對農民工主觀幸福感的影響[J].湖南農業大學學報(社會科學版)，2017，18(6)：51-59.

[17] 王敏，王峰．農民社會階層越高越幸福嗎? ——基于CGSS2010—2015年數據的微觀分析[J]．華中農業大學學報(社會科學版)，2019(3)：120-129，164-165．

[18] 劉同山，孔祥智．經濟狀況、社會階層與居民幸福感——基于CGSS2010的實證分析[J]．中國農業大學學報(社會科學版)，2015，32(5)：76-84．

[19] 劉曉柳，王俊秀．社會經濟地位與主觀社會階層對幸福感的影響——基于CGSS2010—2015的實證分析[J]．廣西師范大學學報(哲學社會科學版)，2020，56(5)：14-27．

[20] 米銀俊，王守忠，孫浩．淺析《資本論》中的文化消費[J]．地質技術經濟管理，2002(3)：63-66．

[21] DIENER E, SUH E. Measuring quality of life: Economic, social, and subjective indicators[J]. Social indicators research, 1997, 40(1): 189-216.

[22] 王曉慧．社會經濟地位對老年人主觀幸福感的影響研究[J]．大連理工大學學報(社會科學版)，2021，42(3)：92-100．

[23] 程名望，史清華，Jin Yanhong，等．農戶收入差距及其根源：模型與實證[J]．管理世界，2015(7)：17-28．

[24] 歐翠珍．文化消費研究述評[J]．經濟學家，2010(3)：91-96．

[25] 閆丙金. 收入、社會階層認同與主觀幸福感[J]．統計研究，2012( 10) : 64-72

[26] 孫良順．社會經濟地位、社會保障、生態環境與城鄉居民幸福感——基于CGSS2013數據的實證分析[J]．湖南科技大學學報(社會科學版)，2016，19(6)：86-92．

[27] 徐淳厚．關于文化消費的幾個問題[J]．北京商學院學報，1997(4)：46-49．

[28] 周春平．文化消費對居民主觀幸福感影響的實證研究——來自江蘇的證據[J]．消費經濟，2015，31(1)：46-51．

[29] 王子權，章思銘，梁恩思，等．農村居民閑暇時間安排及影響因素分析——基于浙江省的農戶調查[J]．中國集體經濟，2019(16)：164-166．

[30] 王毅杰，茆農非．社會經濟地位、群際接觸與社會距離——市民與農民工群際關系研究[J]．南京農業大學學報(社會科學版)，2016，16(4)：60-70，156-157．

[31] 羅茜．文化消費行為的城鄉差異及其對主觀幸福感的影響——基于CGSS2012數據的實證研究[J]．文化產業研究，2018(1)：54-69．

[32] 崔紅志．農村老年人主觀幸福感影響因素分析——基于全國8省(區)農戶問卷調查數據[J]．中國農村經濟，2015(4)：72-80．

[33] 溫忠麟，葉寶娟．中介效應分析：方法和模型發展[J]．心理科學進展，2014，22(5)：731-745．

[34] 劉紅云，駱方，張玉，等．因變量為等級變量的中介效應分析[J]．心理學報，2013，45(12)：1431-1442．

[35] 孫計領，王國成，凌亢．收入不平等對居民幸福感的影響——基于FS模型的實證研究[J]．經濟學動態，2018(6)：77-91．

[36] 魯元平，王軍鵬，王品超．身份的幸福效應——基于黨員的經驗證據[J]．經濟學動態，2016(9)：29-40．

[37] 吳清華，冷晨昕，祝仲坤．人情消費與農村居民的幸福感——來自2015年CSS的經驗證據[J]．華中農業大學學報(社會科學版)，2018(4)：128-136，172-173．

[38] 資樹榮，張姣君．文化消費活動提升了農村地區居民主觀幸福感嗎？——基于CGSS數據的實證分析[J]．消費經濟，2020，36(6)：56-65．

Impact mechanism of socioeconomic status on farmers' subjective well-being：An empirical study based on cultural consumption behavior as mediator

PENG Kaili, YANG Chen

(School of Public Administration，Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China)

Based on the survey data of CGSS2017, this paper conducts an empirical study to examine the effects of socioeconomic status on farmers’ subjective well-being from the perspective of taking cultural consumption behavior as mediator by constructing the theoretical framework of Socio-Economic Status-Cultural Consumption Behavior-Farmers' Subjective Well-being in combination with OLS Linear Regression Model and Mediating Effect Model. The study shows that both objective income level and social stratum promote farmers’ subjective well-being at a significant level of 1%; individual cultural consumption behavior has a partial mediating effect in the influence of socioeconomic status on farmers' subjective well-being while public cultural consumption behavior has no mediating effect in the path of socioeconomic status affecting farmers’ subjective well-being; the objective income level exerts a stronger promotion in farmers’ subjective well-being in the western region whereas the mediating path is more obvious in the eastern region. Hence the government needs to further increase farmers’ income, focus on the transformation of our country's rural society, promote cultural infrastructure construction, and strengthen the collaboration and paired assistance between the east and the west and through policy support so as to further enhance farmers' subjective well-being.

subjective well-being; socioeconomic status; cultural consumption; objective income level; subjective class stratum

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2021.06.005

C912.82

A

1009–2013(2021)06–0037–09

2021－09－26

國家自然科學基金項目（71973050）

彭開麗（1975—），女，江西分宜人，教授,博士生導師，主要研究方向為土地資源經濟學。

責任編輯：曾凡盛