乡村振兴战略对返乡农民工幸福感的影响
——基于CHFS 的分析

2023-03-06 04:34曹宗平胡鑫辰

广西财经学院学报 2023年6期

曹宗平，胡鑫辰

（华南师范大学经济与管理学院，广东广州 510006）

一、引言

近十年来，中国农民工总数整体呈上升态势，如图1 所示。然而，受逆全球化、中美贸易争端和城镇产业转型进入阵痛期等多重因素的影响，近几年中国部分城镇出现了一定规模的农民工求职难问题［1］。如何妥善安置农民工就业，成为当下政府应全力应对的现实问题。

图1 2013—2022 年农民工总数

在乡村振兴战略背景下，伴随着政策引导、市场作用、家庭驱动等因素的影响，新一轮的农民工回流趋势愈发明显，这一方面增加了家乡就业压力，另一方面也为乡村振兴增添了新生力量。研究返乡农民工的幸福感状况，准确把握农民工在返乡就业创业过程中的所需和所想，便于政策制定者针对性地提供职业培训、创业、社会保障以及资源配置等方面的政策帮扶，从而进一步提升该群体的幸福感。因此，加强对返乡农民工幸福感的研究，有助于从微观视角剖析乡村振兴战略的实际效果，为相关政策的制定和完善提供参考意见，从而高质量推进乡村振兴事业。

随着乡村振兴战略有序推进，农村地区基础设施不断完善、营商环境持续优化，农村地区承接了越来越多发达地区转移的劳动密集型企业，拥有了更多的就业创业机会，一些外出务工者敏锐地发现了返乡就业创业的商机，因此选择主动回流。其中一部分返乡农民工抓住了乡村振兴战略所带来的创业机遇，通过灵活多样的方式在家乡开展创业，获得更多经济收入，由此在物质层面上脱贫致富进而获得幸福感。同时，农民工返乡后不仅能够获取较为稳定的工资性收入，还可以经常与家人团聚，与以往外出务工时只能借助电话、视频交流和春节期间返乡相聚而获得的短暂心理慰藉相比能获得更多的幸福感。再者，乡村振兴战略的实施除了为返乡农民工拓宽就业创业渠道外，还能够推进乡村的基础设施、公共服务（包括教育、医疗等）建设水平和提高自身的生活品质，从而提升个体生活质量和幸福感。此外，乡村振兴战略强调传承和弘扬乡村文化，这无疑增强了返乡农民工对家乡的情感认同，提高了返乡农民工的安全感和幸福感。

研究乡村振兴战略的实施对返乡农民工幸福感的影响具有重要意义，本文将从理论和实证的角度分析乡村振兴水平如何影响返乡农民工的幸福感，并剖析如何通过优化乡村振兴工作进一步提高返乡农民工的幸福感和生活水平，为推进乡村振兴战略提供有益启示和借鉴。

二、文献综述与理论假设

（一）文献综述

1.乡村振兴

近年来关于乡村振兴的研究主要包括实施乡村振兴战略的重要性、实现乡村振兴的有效路径、影响乡村振兴水平的因素以及乡村振兴与其他因素的耦合关系等几个方面。一些学者认为，乡村振兴战略为“三农”工作的开展指明了方向，是促进城乡融合发展的重要路径和解决中国农村社会主要矛盾的关键举措，全面实施该战略有助于增强广大农民的幸福感。罗必良［2］提出实施乡村振兴战略的根本途径在于促进城乡要素双向流动和产业融合，强调“人、地、钱”是实施乡村振兴战略的主线；张海鹏等［3］通过追溯乡村振兴战略的思想渊源，凝练出建立城乡统一的要素市场、振兴乡村产业、完善城乡统一的公共服务体系等乡村振兴战略的实现路径；李新和汤恒运［4］认为智慧乡村建设对实现乡村振兴战略中的长期目标具有重要推动作用；刘善庆和周琪［5］认为乡村振兴战略成功的基础和关键是产业兴旺，而产业兴旺的关键要素是资本。吕承超和崔悦［6］构建了测度乡村振兴发展水平的指标评价体系，指出各省份乡村振兴发展水平处于非均衡状态；陶克涛等［7］认为营商环境是影响乡村振兴的重要外在动因；徐雪和王永瑜［8］测度了乡村振兴发展水平，结果显示乡村振兴发展水平和五个子系统总体呈稳步上升趋势，同时五个子系统的区域差距均呈下降趋势。学者们还从不同的角度分析了影响乡村振兴发展水平的因素以及与其耦合相关的因素。

2.幸福感

关于幸福感的定义。Fredrickson et al.［9］将幸福定义为在具有可接受的身心健康的社会环境中快乐地生活。在经济学领域，对幸福感的探讨最早始于“伊斯特林悖论”（Easterlin Paradox），Easterlin［10］认为提高所有人的收入并不能提高所有人的幸福感。部分学者将幸福感视为个体对生活的整体满意度和幸福程度的主观评价［11］。

关于幸福感的影响因素。Easterlin［12-13］提出幸福感与收入的关系取决于相对收入，幸福感对短期收入和长期收入的反应并不一致。李涛和吉木拉衣［14］也通过实证分析得出民族地区居民相对收入越高、幸福感越强的结论。更多文献从人口统计学的角度分析幸福感的影响因素，这些因素主要包括年龄、受教育程度、婚姻状况、环境与创业等。（1）年龄与幸福感之间呈现“U”型关系。Blanchflower&Oswald［15］研究发现幸福感在整个生命周期过程中大致呈“U”型，在中年时期最低。（2）受教育程度与幸福感之间存在正向、负向和倒“U”型关系。大部分学者认为教育可以显著提升幸福感。（3）婚姻有助于提升个人幸福感。许多学者研究表明，已婚群体的幸福感最高，未婚群体次之，分居、离婚群体幸福感再次之，丧偶者幸福感最低［16］。（4）环境对幸福感的影响。环境对个人的身心健康也尤为关键，主要包括自然环境和社会环境两个方面。其中，自然环境对幸福感的影响集中在环境污染层面［17］；社会环境对幸福感的影响集中于制度环境层面，包括政府行政效率、地方政府质量和民主法治等制度因素［18-19］。（5）创业对幸福感的影响。创业对幸福感的影响较为复杂，相关影响会因创业类型、创业阶段的不同而呈现显著差异［20-21］。

3.实施乡村振兴战略与提升返乡农民工幸福感之间的关联性

迄今为止，关于乡村振兴战略对返乡农民工幸福感影响的研究较为有限，已有文献的研究对象相对宽泛，主要讨论乡村振兴战略对农村发展、农民增收和就业创业等方面的积极影响。（1）关于农村发展。蒲实和袁威［22］研究发现影响农民幸福感的首要因素是“对社会重大问题的关切”，强调在乡村振兴中要激活农民主体地位，形成政府主导和农民主体的有机统一；詹国辉［23］基于村庄调查的经验证据，探讨乡村治理质量与农民幸福感提升间的关联效应；郑方辉［24］认为，在全面推进乡村振兴战略的过程中，政府绩效目标与农民获得感之间存在倒“U”型关系，在实施该战略的进程中，政府绩效目标和价值目标（群众需求）可能发生脱节、错位的现象，这可能导致政府对公共产品的供给越多而公众的获得感越低。（2）关于农民增收。党若涵［25］通过分析农村居民生活现状，发现收入增幅、住房成本、社会保险财政投入、政府公共服务水平都会影响农民幸福感水平；王姗姗等［26］剖析了收入不平等、乡村振兴与农民幸福感三者间的关系，指出乡村振兴战略的本质要求和提升农村居民幸福感具有高度一致性。（3）关于就业创业。徐慧等［27］提出长期外出务工会显著降低返乡农民工的幸福感水平，而导致这一现象的原因是较大的城乡差异，主要体现为就业机会和就业环境的差异。同时，研究还显示创业在一定程度上有助于提高返乡农民工的幸福感。

以上研究成果为本研究提供了乡村振兴战略对农村地区的影响的理论基础。但目前的研究主要从宏观角度出发，鲜少从微观视角开展研究。本文旨在弥补相关研究空白，以便补充和完善现有文献的不足。

（二）理论假设

传统经济学认为幸福感近似于效用，主观幸福感是一个有效可信的指标，然而，幸福感与效用并非完全等同。Frey&Stutzer［28］提出幸福感可以作为效用的代理变量。本文借鉴王洁菲和姚树洁［29］的研究，假定幸福感是个体效用水平的增函数，即，如式（1）所示，其中Happiness代表个体幸福感水平，U（·）为个体效用水平。

关于效用函数的设定，本文参考Chen&Chen［30］的做法，将环境因素纳入其中，由于柯布—道格拉斯效用函数满足效用函数的使用条件并易于计算，因而将其纳入本文的模型推导。把乡村振兴水平视作返乡农民工最直观、最贴切的影响其效用的环境因素，设定的具体效用函数形式如式（2）所示，消费者所面临的预算约束如式（3）所示。其中E代表个体的生活环境水平，在本文特指乡村振兴水平；X=X（X1，X2，···，Xn）代表个体的消费束，为简化计算，本文假设只有两类商品，X1与X2代表个体消费这两类商品的数量；U为E、X的效用函数；I为个体的收入水平。

由此推导出直接效用函数如式（4）所示：

根据上述分析及相关文献，本文提出以下假设。

假设：乡村振兴水平的提高可以增强返乡农民工的幸福感。

三、数据来源、变量描述与模型选择

（一）数据来源

本文数据来源于中国家庭金融调查（China Household Finance Survey，CHFS）2019 年的数据①由于CHFS 2021 的相关数据尚未正式公布，而且2020—2021 年期间全球遭受了新冠疫情的冲击，疫情的不确定性和持续变化使得2021 年数据的准确性和可比性受到较大影响，因而本研究选择CHFS 2019 的数据。，结合本文研究对象，对CHFS 原始数据进行处理。根据返乡农民工的定义，本文选择户口性质为农村户口、在户籍所在地级市以外地方工作半年及以上且回到户籍所在地级市的样本数据，最终得到7 012 个有效数据。

（二）变量描述

1.幸福感（happiness）

幸福感是被解释变量，采用CHFS 2019 问卷中“总的来说，您现在觉得幸福吗？”这一问题对个体幸福感进行衡量，将幸福感赋值为1-5 的整数，表示从“非常不幸福”到“非常幸福”。

2.乡村振兴水平（rural revitalization）

乡村振兴水平是核心解释变量，本文借鉴徐雪和王永瑜［8］测度乡村振兴的方法，运用熵值法对乡村振兴总水平及乡村振兴五个子系统发展水平进行测度。从五个维度测度乡村振兴水平，如表1所示。所有指标数据均来源于《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国社会统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国工业统计年鉴》、中国经济社会大数据研究平台等。

表1 乡村振兴五大维度指标体系

首先对各评价指标进行无量纲化、标准化处理，如式（5）所示，xij代表省份i第j项原始数据，和为第j项指标的最大值和最小值，xij是标准化后的指标值：

其次进行归一化处理，pij代表样本权重，即第j项指标下第i个样本占该指标的比重，如式（6）所示：

再次计算熵值ej，如式（7）所示，k为样本数量：

然后计算信息冗余度dj，如式（8）所示：

最后确定每个指标的权重wj，如式（9）所示：

由此求出最终的乡村振兴水平rural_revitalization如式（10）所示：

3.控制变量

基于既有研究成果，本文将婚姻状况、家庭规模、性别、年龄、教育水平、党员状况、收入状况、储蓄状况、健康状况等九个要素纳入个体微观层面的控制变量，并参考曹宗平［1］的做法，将人均GDP、平均工资水平和失业率纳入省级层面的控制变量。主要变量的描述性统计如表2 所示。

表2 主要变量的描述性统计

四、模型构建

（一）实证模型

返乡农民工幸福感是典型的离散型排序变量，为了探究乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的影响，若直接使用OLS 模型则可能会忽视幸福感的内在排序，进而会直接将排序数据当作基数进行处理。因此，本文考虑构建有序Probit 模型（ordered probit model）开展计量分析。具体计量模型如下：

其中，happinessj表示第j个省第i个受访者的幸福感，Xj表示个体层面的控制变量，Yj表示省级层面的控制变量，εj为随机扰动项并服从正态分布。

在模型（11）中，当happiness*小于临界值c1时，调查者会感到“非常不幸福”，取值为1；大于等于临界值c1小于临界值c2时，调查者会感到“不幸福”，取值为2；大于等于临界值c2小于临界值c3时，调查者会感到“一般”，取值为3；大于等于临界值c3小于临界值c4时，调查者会感到“幸福”，取值为4；大于等于临界值c4时，调查者会感到“非常幸福”，取值为5，即：

如果happiness*

如果c1≤happiness*

如果c2≤happiness*

如果c3≤happiness*

如果happiness*≥c4，则happiness=5

在该模型中，happiness*是happiness背后不可测量的连续变量，为返乡农民工幸福感的潜变量，用以推导极大似然估计量，与happiness存在一定数量关系。模型中的εj假定为正态分布，用φ（·）表示其累积分布函数，被解释变量happiness的分布可以表达如下：

（二）基准回归结果

乡村振兴（rural revitalization）涵盖农村生产生活的五大维度，即产业兴旺（industrial prosperity）、生态宜居（ecologically habitable）、乡风文明（rural civilization）、治理有效（effective governance）和生活富裕（prosperity in life），用熵值法分别测度乡村振兴水平和五大维度的发展水平。表3 列（1）-列（6）显示了乡村振兴总体发展水平及其五大维度发展水平对返乡农民工幸福感的影响，其中“乡村振兴”水平、“生态宜居”水平、“治理有效”水平在1%的统计水平下促进了返乡农民工幸福感的提升，“产业兴旺”水平和“生活富裕”水平分别在5%和10%的统计水平下促进了返乡农民工幸福感的提升，均与预期相符，但“乡风文明”水平在5%的统计水平下抑制了返乡农民工幸福感的提升。可能的原因是，农村公共服务供给水平作为评价“乡风文明”发展程度的重要组成部分①在使用熵值法对“乡风文明”发展程度进行测度时，文化娱乐设施的可及性、村庄公共建筑建设投入这两大指标的权重之和超过60%，说明农村公共文化设施供给对“乡风文明”发展的重要作用。，显著降低了返乡农民工幸福感。由于农村公共服务供给的资金一部分来源于农村居民自有资金，因而该群体十分注重资金的利用效率，出于认知的局限性，他们并不十分看重乡风文明的发展程度，反而更希望将资金配置到与生活更为密切的教育、医疗及社会保障等领域，若把资金更多地投入“乡风文明”建设上，对农村居民而言并非效用最大化的选择，由此导致幸福感降低。

表3 乡村振兴水平对幸福感的影响：基于有序probit 模型的分析结果

除乡村振兴水平外，其他的控制变量对返乡农民工幸福感也有一定影响。1. 婚姻可以显著提升返乡农民工幸福感。目前农村仍有大量尚未结婚的单身男士，家庭经济条件较差的男性面临更大的“打光棍”风险，意味着无法延续香火、实现圆满人生，这种精神上的挫败与来自周围人的评判，可能导致这类返乡农民工的幸福感更低。2. 家庭规模和性别并未显著影响幸福感。可能的解释是，家庭规模的扩大一方面可以使个体获得更多的精神慰藉和亲情体验，另一方面增加了物质需求方面的压力，两种效应相互抵消，表现为未能显著影响幸福感。对于性别这一控制变量，以往的文献认为“男主外、女主内”的现象导致男性承担更多生活压力，男性的幸福感偏低，而本文的研究对象是返乡农民工，不论男女在返乡前都会承担赚钱养家的重任，由此表现为男女幸福感之间无明显差异。3.年龄是影响幸福感非常重要的因素。幸福感随着年龄的增长大致呈现出“U”型曲线的形态，说明人在中年的幸福感是最低的，因为中年人面临“上有老、下有小”的压力，这与其他经验分析的结果是一致的。根据模型测算幸福感最低的年龄为34 岁，这与其他文献提出的40 岁～45 岁相比更为提前，也与农村居民的实际情况（即穷人的孩子早当家）相符。4.党员身份可以显著提升返乡农民工幸福感。农村地区党员数量较少，党员身份则更能凸显个体的身份价值，进而增强返乡农民工中党员的身份认同，从而促进自身幸福感的提升。5.储蓄、收入与工资均可以显著影响返乡农民工幸福感。经验结果表明这三者都能够推动幸福感的提升，说明对返乡农民工而言尚未达到Easterlin 所提出的收入拐点。6. 健康状况同样显著影响返乡农民工幸福感，健康状况更好的返乡农民工表现出更高的幸福水平，实证结果与理论分析结果一致。

（三）边际效应分析

表4 显示了乡村振兴水平对返乡农民工幸福感影响的边际效应，其中整体回归是Oprobit 模型的回归结果，平均边际效应是各变量在每个样本观测值上对返乡农民工各类别幸福感概率的影响，由此可见，各类别幸福感的概率随变量取值而改变。随着乡村振兴水平的提升，返乡农民工选择“非常不幸福”和“不幸福”的概率分别降低2.3%和5.2%，选择“幸福”和“非常幸福”的概率分别提升6.6%和20.8%。对其他控制变量而言，“已婚”状况使返乡农民工选择“非常幸福”的概率上升5%，党员身份使其选择“非常幸福”的概率上升了2.9%，储蓄状况和收入状况的提升使其选择“非常幸福”的概率上升0.3%和1.4%，健康水平的提升使其选择“非常幸福”的概率上升6.8%。上述结果表明，乡村振兴水平的上升对幸福感的提升影响最大，其次是健康水平和婚姻状况。

表4 乡村振兴水平对返乡农民工幸福感影响的边际分析

（四）内生性问题和稳健性检验

1.工具变量法

基准模型中可能存在遗漏对幸福感产生重要影响的解释变量的内生性问题。首先，式（12）中可能遗漏了同时影响乡村振兴水平和幸福感的关键变量，进而导致最终的回归结果是有偏的。其次，幸福感是主观评价的产物，不同微观个体对幸福的理解存在差异，因此可能存在测量误差的问题。另外，乡村振兴水平与农民工的幸福感可能存在双向因果的问题。所以，本文采用工具变量法对模型展开进一步分析，原因在于若使用基于连续变量的最小二乘法可能会导致模型失效。针对被解释变量幸福感是离散变量的特点，本文采取条件混合过程方法（Conditional Mixed Process，CMP）对模型重新估计，选取核心解释变量滞后一期作为工具变量，并借鉴王彩艳和刘修岩［31］的做法，尝试把夜间灯光数据作为工具变量进行佐证。

由表5 可知，使用CMP 方法和OLS 方法第一阶段均显示工具变量与乡村振兴发展指数显著相关。CMP 方法估计结果中的内生性检验参数atanhrho_12 在工具变量为乡村振兴指数滞后一期时并不显著，并不能说明乡村振兴水平为内生解释变量，但当工具变量变更为夜间灯光数据时，atanhrho_12 在1%的统计水平下显著，说明乡村振兴水平为内生变量；OLS方法下所进行的两阶段最小二乘的回归结果显示，两种工具变量在第一阶段的F 值均远远大于10，说明二者都不存在弱工具变量的问题。两种方法最终所得的估计系数比较接近，且回归系数均显著为正，由此进一步印证了乡村振兴水平的提高有效促进了返乡农民工幸福感的提升。再者，控制变量结果与前文基本保持一致。

表5 乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的影响：工具变量

2.替换被解释变量

根据CHFS 2019 的问卷设计，把幸福感分为五类，因而需要使用有序logit 模型进行分析。本文采用张卫国和程实［32］的做法，将幸福感设置为虚拟变量，即把幸福感得分1-3 取值为0，将幸福感得分4-5 取值为1，随后通过Probit、Logit 及线性概率模型进行回归，回归结果如表6 中的（1）（2）（3）列所示。三种模型的回归结果均与前文分析结果一致，乡村振兴水平的影响系数均在1%的统计水平下显著为正。

表6 替换被解释变量的稳健性检验

3.更换模型设定

本文基准回归基于有序probit 模型，随后使用有序logit、线性概率模型进行回归，如表6 中的（4）（5）列所示，结果依旧在1%的统计水平下显著为正。因此，不同的回归方法均能得到相同的结果，即乡村振兴水平有助于返乡农民工幸福感的提升，进一步表明估计结果是稳健的。

（五）机制分析

上述研究显示，乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的提升具有显著的促进作用，且该结论在经过内生性检验后仍然成立。然而，乡村振兴战略影响幸福感的作用机制尚不明确。本文梳理出三大作用机制，即乡村振兴水平通过推动农村产业融合、缩小城乡收入差距和加强环境规制促进返乡农民工幸福感的提升。

1.农村产业融合（Rural industrial integration）

产业兴旺作为乡村振兴的重要任务之一，对于推动农村经济社会发展、实现农业现代化和提高农民收入水平意义重大。乡村振兴水平的提升不断促进农村产业链条的整合、延伸，持续推动乡村旅游、居民康养、现代农业产业园等农村新兴产业形态的衍生、升级和集成，稳步实现农村三次产业融合发展，从而助推农村经济效益和社会效益同步提升，满足农村居民日益增长的多元需求，显著改善乡村生活环境、营商环境及就业创业环境，由此有序提升返乡农民工的幸福感。

2.城乡收入差距（Urban-rural income gap）

近些年来，随着乡村振兴水平的提高，农民收入增长速度持续快于城镇居民，农村发展要素得到激活，农村优质人力资源不断被挖掘，农民变得更加富有，其绝对收入水平大幅提高，广大农民（包括返乡农民工）的幸福感日趋增强。另外，在乡村振兴水平提高的同时，农业现代化水平不断提升，返乡农民工的就业创业环境持续优化，农村日益完善的基础设施吸引了更多外来投资，城乡收入差距不断缩小，农民相对收入水平持续提高，幸福感也随之提升。

3.环境规制（Environmental regulation）

习近平总书记强调“生态经济化、经济生态化”的发展新路使得农村生态保护和产业发展的融合程度进一步加深。生态宜居也是实现乡村振兴的关键，建设美丽乡村有利于推进农村生活垃圾、污水、厕所粪污的绿色处理，不断优化农村生产、生活和生态环境。既有文献都强调自然环境对个体幸福感的重要影响，认为环境规制促进了人居环境的改善，推动了人与自然和谐共生，保障了居民身心健康，促进返乡农民工幸福感的提升。

农村产业融合、城乡收入差距与环境规制在乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的影响中的机制作用是否成立？若成立，农村产业融合、城乡收入差距与环境规制的影响程度如何？科学回答这些问题，有利于揭示中介变量在乡村振兴水平和返乡农民工幸福感之间的现实逻辑。本文采用逐步回归的方法构建中介效应模型，具体模型设定如式（12）（13）（14）所示：

式中：Mediating_variable表示农村产业融合、城乡收入差距、环境规制三个中介变量，α、β、γ 均为待估参数，其余变量与基准回归保持一致。中介变量在乡村振兴水平和返乡农民工幸福感的中介效应检验结果如表7 所示。（1）把农村产业融合纳入返乡农民工幸福感模型中，乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的影响系数从0.556 下降为0.482，显著性水平未发生变化，同时农村产业融合对返乡农民工幸福感的影响也在1%的统计水平下显著为正，表明农村产业融合在乡村振兴水平和返乡农民工幸福感中发挥了部分中介效应，平均有13.237%源自农村产业融合的中介效应。（2）把城乡收入差距纳入返乡农民工幸福感模型中，乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的影响系数从0.556 下降为0.416，结果在5%的统计水平下显著，同时城乡收入差距对返乡农民工幸福感的影响也在1%的统计水平下显著为负，表明城乡收入差距在乡村振兴水平和返乡农民工幸福感中发挥了部分中介效应，平均有25.050%来自城乡收入差距的中介效应。（3）把环境规制纳入返乡农民工幸福感模型中，乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的影响系数从0.556 下降为0.501，显著性水平未发生变化，同时环境规制对返乡农民工幸福感的影响也在1%的统计水平下显著为正，表明农村产业融合在乡村振兴水平和返乡农民工幸福感中发挥了部分中介效应，平均有9.652%来自环境规制的中介效应。

表7 中介变量在乡村振兴水平和返乡农民工幸福感中的中介效应

（六）异质性分析

本节将从地区①地区按照东部、中部和西部进行划分，即东部包括辽宁、北京、天津、河北、山东、上海、江苏、浙江、福建、广东、海南，中部包括黑龙江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西，西部包括内蒙古、甘肃、青海、宁夏、陕西、四川、重庆、贵州、云南、广西。、性别、婚姻、年龄、学历②学历按照低学历、中学历和高学历进行划分。低学历指小学及以下学历，中学历指初中、高中学历，高学历指本科（大专）及以上学历。和风险偏好③风险偏好按照高风险偏好和低风险偏好进行划分。划分依据参考CHFS 2019 中的问题“如果您有一笔资金用于投资，您最愿意选择哪种投资项目？”，将选择“高风险、高回报的项目”和“略高风险、略高回报的项目”的受访者划分为高风险偏好的人群，选择其他选项的受访者则划分为低风险偏好人群。等六个维度分析乡村振兴水平对于返乡农民工幸福感影响的组群差异，回归结果如表8 所示。

表8 乡村振兴水平对返乡农民工幸福感影响的异质性分析

从地区分布来看，乡村振兴水平对东部地区返乡农民工幸福感的影响并不显著，对中部地区返乡农民工幸福感的影响在5%的水平下显著，对西部地区返乡农民工幸福感的影响在1%的水平下显著。由于中西部地区分组回归的结果显示出的置信区间并不重叠，通过影响系数的大小能够判断乡村振兴水平对西部返乡农民工幸福感提升的影响更大，可以看出这种影响随着地理位置由西向东而逐渐递减，原因可能是东部地区既有的医疗、教育、经济环境原本就比中西部地区更为优质，故乡村振兴战略对东部地区整体环境改善的边际影响相对有限。然而，乡村振兴战略会极大改善西部地区返乡农民工的生活状况，显著提升其生活质量、满意度乃至幸福感。

从性别差异来看，乡村振兴水平对幸福感的影响不存在较大的性别差异，从影响系数来看，女性幸福感受到乡村振兴的影响更大，但由于二者系数的置信区间存在重叠，故不能得出这种影响在性别间具有差异的结论。

从婚姻状况来看，返乡农民工中的已婚与未婚群体具有较强异质性。乡村振兴水平使已婚者对幸福感的评价提升78.2%，可能的原因是深受中国传统文化的影响，人们普遍追求“先成家后立业”，对已婚者而言乡村振兴可以增加其家庭收入，创造更为优良的就业创业环境，乡村振兴战略为已婚群体实现诸如赡养父母、教育子女等目标提供较大助力，而未婚者则不得不将首选目标锚定在“结婚”这一人生大事上，因此乡村振兴对未婚群体幸福感提升的助力十分有限。

从年龄区别来看，乡村振兴水平对返乡农民工中老年群体幸福感提升的影响更大，使其对幸福感的评价平均提高137.9%。老年群体“生于斯、长于斯”，一生中的绝大部分时间都在农村度过，经历过昔日农村极度贫瘠、一穷二白的样貌，随着乡村振兴水平的提升，农村“旧貌换新颜”，该群体因生活环境的巨大变化，幸福感得以显著提升。相比之下，中青年群体没有经历过“一贫如洗”的时代，而且对幸福的认知能力和期望值普遍高于老年群体，所以乡村振兴水平的提升未能显著增强其幸福感。

从学历状况来看，乡村振兴水平对返乡农民工中低学历群体幸福感的影响在1%的水平下显著为正，对高学历群体的影响在10%的水平下显著为正，但对中等学历群体的影响并不显著，可能的原因是低学历群体一般会选择“子承父业”而继续从事农业生产，乡村振兴的各项惠农政策使其通过务农也能不断增收致富，幸福感由此得以提升。自从乡村振兴战略实施后，农村发展日新月异，再加上城市生存压力过大，农村对高学历群体的吸引力增加，乡村振兴水平的提升给予他们更多发挥自身才能的平台、为其提供更为良好的就业创业环境，使其在满足自身物质生活需求的同时能够更方便地赡养长辈和教育子女，幸福感得以提升。对中等学历的群体而言，其返乡就业创业出路大多与农业并无直接关系，他们利用外出务工中所学会的一技之长，返乡后主要从事美容美发、厨师、物流、商贸等服务型行业，相关工种高度同质化必然引发激烈竞争，行业利润日趋稀薄，个人收益甚至不及昔日外出务工所得，因此乡村振兴水平的提升对该群体幸福感的影响较小。

从风险偏好来看，乡村振兴水平对返乡农民工中低风险偏好群体幸福感提升的影响更大。高风险偏好的人群崇尚“富贵险中求”的思想，强调个人能力在其生活中的重要地位，环境因素对其影响不大。然而，低风险偏好群体更重视环境因素对个人发展的重要作用，乡村振兴水平大幅改善了该群体的生产生活环境，其幸福感自然也得以显著提升。

五、结论与政策建议

本文基于文献梳理及理论模型构建而提出假设，基于2019 年CHFS 数据对返乡农民工群体展开研究，实证分析了乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的影响。

研究结果表明，通过构建有序probit 模型，证明运用熵值法测度的乡村振兴水平显著提升了返乡农民工的幸福感水平，其中产业兴旺、生态宜居、治理有效、生活富裕等四大维度发展水平均显著提升了返乡农民工幸福感水平；随后进行有序probit 模型的边际效应分析，进一步说明乡村振兴水平对幸福感的促进作用；接着使用夜间灯光数据与核心解释变量滞后一期数据作为工具变量，借助IV-oprobit 模型解决内生性问题，结果与基准回归相比并无实质性变化；本文还采取替换被解释变量、更换回归模型等方式进一步确保研究结果的可靠性；然后基于农村产业融合、城乡收入差距与环境规制的中介视角探究乡村振兴水平提高返乡农民工幸福感的作用机制，结果表明乡村振兴水平通过促进农村产业融合、缩小城乡收入差距、加大环境规制力度来提升返乡农民工幸福感。在进行异质性分析时，本研究发现乡村振兴水平对返乡农民工幸福感的影响程度虽然受到地区、婚姻状态、年龄、风险偏好及学历等诸多因素的影响，但是存在明显的异质性。首先，这一影响程度随地区由西向东逐步递减；其次，已婚人士受到乡村振兴水平的影响更大；再次，年龄和风险偏好不同的群体受到乡村振兴水平的影响程度也不同，年龄越大、风险偏好越小的群体受到乡村振兴水平的影响越大；最后，低学历和高学历人群受到乡村振兴水平的影响更大，而中等学历群体的幸福感几乎未受到乡村振兴水平的影响。

基于以上研究结论，本文提出以下几方面的政策建议。

（一）出台乡村振兴战略的各项配套政策，采用更具针对性的治理举措提升包括返乡农民工在内的全体农民的幸福感。政府应积极创新农村经济发展模式，鼓励农村发展新型农业经营主体，培育壮大农村产业，推动农村经济多元化发展，支持农民合作社、农业龙头企业等，提高农业综合效益和农产品附加值。推动农村人才培养和引进，推进农村人才培养机制建设，鼓励高层次人才回乡创业，提供创业支持和优惠政策。引入专业人才和技术人才，提升农村人力资源质量。加强农村金融支持，创新农村金融服务模式，提供贷款、信用担保等金融支持，解决农民融资难题，鼓励农村金融服务机构提供专门的金融产品。在积极落实乡村振兴战略、提高乡村振兴水平的同时，不断提升返乡农民工幸福感水平。

（二）重视农村居民对于美好生活的多元诉求，多措并举提高返乡农民工深层次的幸福感。在制定政策时要充分考虑广大农民的意愿，以防政策实施效果与农民期望之间的偏差较大。政府在政策制定过程中务必注意地区之间的异质性，尤其应加大对中西部地区农村发展的政策干预力度，结合当地的资源禀赋与治理基础，创新农村社会基层民主权利的实现形式，积极倾听农民声音，及时修正原有政策或采取新举措以便最大程度发挥乡村振兴对返乡农民工幸福感提升的边际效应。

（三）推进农村三次产业融合发展，引导返乡农民工从自身获得的收益中体会到实实在在的幸福感。在提升经济效益的同时，拓展更多就业岗位并将更多的产品附加价值留给农村居民，以吸引更多返乡农民工投身乡村建设。创新农业经营模式，鼓励农民开展多元化经营，将农业生产与农村旅游、农产品加工等业态深度融合，最大化增加农产品附加值。培育和延伸农村产业链，将农产品的种植、加工、销售等环节有机结合起来。通过农产品品牌建设和市场拓展，提高农产品的附加值和竞争力。