农村内部的收入差距与农民的生活满意度，本文主要内容关键词为：满意度论文,收入差距论文,农民论文,农村论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言
生活满意度又称为快乐或幸福感(happiness)、满意感(satisfaction)、主观福利(subjective well-being)和福利(welfare)等，作为评价生活质量的一个重要指标，已在美国、日本、欧洲和东欧等许多国家或地区得到应用，是近10多年来西方福利经济学的一个重要研究领域。在中国，社会学家和心理学家对幸福感进行了探讨（王芳、陈福国，2005），经济学家也意识到了对幸福感进行经济学考察的重要性（奚恺元等，2003），但研究主要是描述性的（罗楚亮，2005），规范性研究仅刚出现（田国强、杨立岩，2006）。近年来，幸福感还受到了中国媒体、官方和普通民众越来越多的关注。研究幸福感及其决定因素具有重要的意义，因为幸福是人们生活的终极目标(Ng,1997)，人们追求尽可能好的工作、尽可能高的地位、尽可能多的权利和金钱，不是为了这些本身，而是因为它们能够带来幸福(Frey and Stutzer,2002)。本文拟考察农村内部的收入差距对农民生活满意度的影响。
收入差距通常被认为具有负的公共物品特征，收入差距越大，人们受到的负面影响也越大(Thurow,1971;Pauly,1973)，幸福感越低。Morawetz等(1977)通过对以色列两个收入差距悬殊的社区的案例分析验证了这一假说。他们的计量分析表明，收入差距较大的社区，居民的幸福感显著低于收入分配较为平均的社区居民。
改革开放以来，随着经济的快速增长，城乡之间和城乡内部的收入差距也出现了扩大趋势，引起了社会各界的广泛关注。在中国，收入差距同样被认为具有负的公共物品特性。为了缩小收入差距，学术界对其大小进行了测算，分析了其原因，探讨了解决对策，得到了一些有价值的成果（张平，1998；李若建，1996；万广华等，2005）。但中国学者没有就收入差距对居民福利具有负面影响这一核心假说进行检验，提供有说服力的经验事实支持。本文利用在湖北和湖南两省收集的农户数据考察村组范围内的收入差距对农民生活满意度的影响，以充实现有研究。
选择村组作为考察范围的原因在于，同一村组内的农民相互认识，接触密切，对彼此的收入状况和收入差距比较了解，相互之间容易进行攀比（赵国峰、李建民，2007），因此，这种收入差距对农民生活满意度的影响更为直接。农民不大在意与自己相距较远地区的农民之间的收入差距。例如，尽管甘肃农民与浙江农民的收入相差悬殊，但因两地相距遥远，两地的农民对他们之间的收入差距难以产生实感，这种收入差距不会对农民的幸福感产生显著影响。
农民收入包括农业收入和非农业收入两部分。与非农业收入相比，农业收入数据较难获得。由于农业投入种类多，价格变动大，自给农产品占相当大的比重，而农民又没有记账的习惯，要准确获得农业投入、产出和收入的数据极为困难。本文用种植面积近似表示农业收入。除种植面积外，农业收入还取决于投入的种类、数量和农作物构成等，但农业收入与种植面积高度正相关，因此可近似替代。本文既考察种植面积差距对农民生活满意度的影响，也考察非农业收入差距对农民生活满意度的影响。
二 变量特征
参考现有研究，结合中国农村的特殊环境，本研究选择以下四类解释变量：(1)个人特征变量(PERSONAL)，包括性别、年龄、文化程度、健康、婚姻状况、是否嗜好抹牌、宗教信仰、职业、儿子数、企业家精神、期望种植面积（欲望的代理变量）和对未来收入的预期（乐观度的代理变量）；(2)经济状况变量(ECONOMIC)，包括家庭人均非农业收入、家庭人均耕地面积、住房、摩托车、家庭净债务和上年全家医药费；(3)社会关系变量(SOCIAL)，包括兄弟人数和家人担任各类干部的状况；(4)基础设施变量(INFRA)，包括灌溉条件、农村新型合作医疗和农户距全天候公路的里程；(5)收入差距变量(INCOMESD)，包括非农业收入差距和耕地面积差距。模型如下：
LIFES是非连续序数(ordered)变量，在进行回归分析探询其决定因素时应使用序数概率模型(ordered probit model)或序数逻辑模型(ordered logit model)(Zavoina and Mckelvey,1975)。与通常的回归模型不同，序数概率模型和序数逻辑模型的回归系数不是解释变量对生活满意度影响的边际效应。第k个变量
对回答为“满意(LIFES=2)”的农民做出这一回答的概率的边际影响与回归系数的符号一致，而对回答“不满意(LIFES=0)”的农民做出这一回答的概率的边际影响与回归系数的符号相反，对回答“不好说(LIFES=1)”的农民做出相应回答的概率的边际影响的符号不能预先确定。
表1 变量的定义及特征值（样本数=240）
问卷调查于2006年7月进行，对象包括湖南省7个县市的138户农户和湖北省6个县市的238户农户，问题回答完整的有效问卷分别为109份和131份，样本共240个。表1给出了变量的定义及特征值。
在被调查者中，有74.6%为男性；年龄最大的为82岁，最小的为15岁，平均为45.64岁；文盲占6.7%，小学及初中文化占80%，高中以上文化占13.3%；身体健康的占92.1%；已婚者占95.0%；嗜好抹牌的占58.3%；信奉各种宗教的占8.3%；从事农业的占96.3%；平均有1.06个儿子，最多的有5个，也有无子户；曾经有过各种创业想法的占53.8%；期望家庭人均种植面积平均为1.98亩，最多为10亩，也有不希望种地的；将认为来年收入高于今年的取值2，认为不好说的取值1，认为比今年低的取值0，对来年收入的预期平均取值为1.36。
被调查者2005年家庭人均非农业收入为2329.13元，最多的为16666.67元，也有农户因从事非农业活动而人均欠债2250元；家庭人均耕地面积为1.86亩，最多的为9亩，也有农户没有种田；52.9%的被调查者住进了楼房；47.9%有摩托车；家庭净债务平均为1986.67元，最多的为40000元，也有农户拥有债权，最高的达15 000元；上年全家医药费平均为1338.31元，最多的为25000元，也有农户没有看病。
被调查者平均有2.51个男性兄弟，最多的有7个，也有的没有男性兄弟；在村干部、乡镇干部和其他政府部门干部中，有的农户有人担任其中之一，有的担任其中之二，有的三类都有，也有的都没有。如将这四种情况分别赋值1、2、3和0，则干部资源变量的平均值为0.24。
在被调查者中，有65.8%感到不同程度的缺水；61.7%的被调查者所在地区实行了农村新型合作医疗制度；农户与全天候公路之间平均相距1.26公里，最远的达18公里，最近的就在全天候公路边。
本文借鉴Morawetz等(1977)的做法，用村民小组范围内的家庭人均收入标准差表示收入差距。被调查者所在村民小组2005年家庭人均非农业收入标准差的平均值为2461.01元，人均耕地面积标准差的平均值为0.94亩。被调查者的生活满意度平均为1.41，分布在满意和不满意之间。
三 计量结果
表2给出了生活满意度函数(1)的序数概率模型的最大似然法回归结果，回归式(1)、(2)和(3)考察的分别是专业农户、兼业农户和全部农户。由于专业农户的CULA和EPLANTA高度相关（相关系数高达0.921），因此在回归式(1)中去掉了EPLANTA。三个回归式的最大似然比(LR statistic)为48.780～74.616，均高度显著，表明模型的模拟效果良好，应拒绝回归系数均为0的归无假设。在三个回归式中，解释变量的结果基本一致，而差异则正反映了专业农户和兼业农户被调查者之间的不同。
在个人特征解释变量中，SEX的回归系数在回归式(1)中显著为负，表明在专业农户中，女性的生活满意度较低，这与其他一些研究是相一致的，原因可能在于农村妇女承担了更多的家务和农业劳动；但SEX的回归系数在回归式(2)和(3)中不显著，表明兼业农户被调查者在生活满意度方面没有显著的性别差异。AGE的回归系数在三个回归式中均为正，且在10%以上统计水平显著，而ACE[2]的回归系数在三个回归式中均为负，且在回归式(1)和(3)中分别在2%和15%的统计水平显著，表明AGE和生活满意度之间呈倒U型关系，被调查者年轻时生活满意度较低，随着年龄的增长，生活满意度也在上升，但超过一定年龄之后，又开始下降，原因可能在于农民在年轻时面临的建房和结婚压力较大，而年老以后又缺乏社会保障和无人赡养。PRIS和HIGHS的回归系数在回归式(1)中至少在13%的统计水平显著为负，表明在专业农户被调查者中，与文盲相比，接受了教育的农民报告生活满意的概率较低，报告生活不满意的概率较高，教育降低了专业农户被调查者的生活满意度，可能是因为教育程度较高的农民感到怀才不遇。但PRIS和HIGHS的回归系数在另两个回归式中不显著，表明教育对兼业农户被调查者的生活满意度没有显著影响。PCARD的回归系数在回归式(1)中在6%的统计水平显著为正，而在另两个回归式中不显著，表明嗜好打牌提高了专业农户被调查者报告生活满意的概率，降低了其报告生活不满意的概率，提高了其生活满意度，但对兼业农户被调查者的生活满意度没有显著影响，导致这种差异的原因可能在于时间的机会成本不同，专业农户被调查者的时间较为充裕，机会成本相对较低。SONS的回归系数在三个回归式中均为负，且在第二和第三个回归式中分别在1%和10%的统计水平显著，表明儿子人数对专业农户被调查者的生活满意度没有显著影响，但提高了兼业农户被调查者报告生活不满意的概率，降低了其报告生活满意的概率。导致这种差异的原因可能在于，在专业农户中，儿子分家之后生活相对独立，但在兼业农户中，儿子人数越多，他们外出就业的比例就越大，给家人带来的家务负担也越大，而他们挣得的钱给留守家庭成员的却不多。ENTERPRISES回归系数在前两个回归式中不显著，但在第三个回归式中在14%的统计水平显著为正，表明企业家精神有利于提高被调查者的生活满意度。FINCOME的回归系数在回归式(1)和(3)中至少在5%的统计水平显著为正，而在回归式(2)中也为正，表明被调查者对未来的收入状况越乐观，报告生活满意的概率越高，报告生活不满意的概率越低，乐观态度提高了生活满意度，这和其他研究结果是相一致的。HEALT、MARTIAL、RELIGION和JOB的回归系数在三个回归式中均不显著，表明健康、婚姻状况、信奉宗教和被调查者的职业对人们的生活满意度没有显著影响。EPLANTA在后两个回归式中均不显著，表明收入欲望对农民的生活满意度也没有显著影响。
表2生活满意度函数的最大似然法回归结果（因变量=LIFES）
在经济状况解释变量中，INCOME的回归系数在回归式(2)和(3)中在3%以上的统计水平均显著为正，表明非农业收入提高了兼业农户被调查者的生活满意度；CULA的回归系数在回归式(1)和(3)中在14%的统计水平显著，在回归式(2)中也为正，表明人均耕地面积越大，农民报告生活满意的概率越大，报告生活不满意的概率越小，农业收入提高了农民的生活满意度。这些结果与新古典经济学的理论假说是一致的。HOUSE的回归系数在回归式(1)中显著为负，但在回归式(2)和(3)在通常的统计水平不显著，表明拥有楼房降低了专业农户被调查者报告生活满意的概率，提高了其报告生活不满意的概率，但对兼业农户被调查者的生活满意度没有显著影响，这种差异可能起因于两类农户的经济实力不同，专业农户的经济实力较差，建房时往往需要借钱，还债的压力降低了建房的福利效应。DEBT的回归系数在三个回归式中均为负，但仅在回归式(1)中在9%统计水平显著，表明负债降低了专业农户被调查者的生活满意度，但对兼业农户被调查者的生活满意度没有显著影响。MOTOR和MEDICEF的回归系数在三个回归式中均不显著，表明拥有摩托车和看病的医药费支出对被调查者的生活满意度没有显著影响。
在社会关系解释变量中，BROTHERS的回归系数在三个回归式中均为正，且在回归式(2)和(3)中至少在15%的统计水平显著，表明男性兄弟人数对专业农户被调查者的生活满意度没有显著影响，但提高了兼业农户被调查者的生活满意度，原因可能在于兄弟之间在农村时相互帮助并不多，而一旦进城从事非农活动，在信息、资金和技术等方面都能相互支持。CADRE的回归系数在三个回归式中均为正，且在回归式(1)和(3)中至少在6%的统计水平显著，表明家庭成员担任各种干部提高了专业农户被调查者的生活满意度，但对兼业农户被调查者的生活满意度没有显著影响，因为家庭成员担任干部可以为专业农户提供各种帮助，带来不少实惠，但对出外就业的农民的帮助却很有限，这与我们对农村的观察也是相一致的。
在基础设施解释变量中，WATER和COHOSPITAL的回归系数在回归式(1)中分别在2%的统计水平显著为负和1%的统计水平显著为正，但在回归式(2)和(3)中不显著，表明农田灌溉困难和农村新型合作医疗制度分别降低和提高了专业农户被调查者的生活满意度，但对兼业农户被调查者的生活满意度没有显著影响。ROAD的回归系数在回归式(3)中在14%的统计水平显著为负，表明从农户到全天候等级公路之间的农村道路建设的不足提高了被调查农民报告生活不满意的概率，降低了报告生活满意的概率，降低了其生活满意度。
在收入差距解释变量中，INCSD的回归系数在回归式(2)和(3)中均为正，但很小，接近0，且在通常的统计水平均不显著，表明人均非农业收入差距对农民的生活满意度没有显著影响。而CULASD在三个回归式中均为负，且至少在8%统计水平显著，表明人均耕地面积差距的扩大降低了农民报告生活满意的概率，提高了报告生活不满意的概率，对农民的生活满意度具有显著的负面影响。这种差异可能主要是由收入差距的起因不同所造成的：非农业收入差距主要是由个人能力不同所致，人们对此的不公平感较低；而人均耕地面积的差距则主要是由建立在农村土地集体所有制基础之上的土地使用权分配制度不合理造成的，人们对此的不公平感较强。
截稿：2007年9月
注释：
①生活满意度调查的典型设问是“总的来说，你对自己的生活是非常满意、不很满意、还是完全不满意”(Hayo and Seifert,2003)以及美国自1972年以来实施的一般社会调查(General Social Survey,GSS)中的问题，即“总的来说，这些天你是感到非常幸福、比较幸福、还是不很幸福”(Easterlin,2001)。