村庄民主能够增加幸福吗？①——基于中国中西部120个贫困村庄1 800个农户的调查，本文主要内容关键词为：村庄论文,农户论文,中国论文,贫困论文,民主论文，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。
20世纪80年代中期，中国开始试行村庄选举，并于1998年正式颁布了《村民委员会组织法》，从此选举向全国所有的村庄迅速推广。目前，中国已有60多万个村庄定期进行选举，这一进程曾燃起了中国社会从基层开始实行民主政治的希望。21世纪初，在城乡发展差距不断扩大的背景下，中国政府相继提出了建设“和谐社会”和“社会主义新农村”的战略。战略实施过程中，各级政府对村庄投入了大量的财政资金。外部资源投入的效率和效果与村庄民主发育程度之间有着非常紧密的联系。正是基于村庄民主对中国农民政治生活和经济生活的重要性，从21世纪初开始，众多政治学家、社会学家和经济学家对中国村庄民主的研究产生了持续的、浓厚的兴趣。政治学家、社会学家主要关注以下两个方面的问题。第一，国家推行的民主对乡土社会产生怎样的影响(吴毅，2002②)？第二，农村地区的民主制度创新的动力和根源是什么？这种制度创新对于农村地区、农民，以及基层干部产生的影响是什么(郭正林，2003③；孙秀林，2008④)？经济学家则关注，村庄民主是如何影响村庄公共产品提供、经济增长，以及村庄内部收入不平等的。一些学者研究了中国村庄民主与村庄公共产品提供的关系，研究的结论大致相同：村庄民主的实行会改善村庄的治理结构，从而显著地增加村庄内的公共品支出(Zhang et al.，2004；Luo et al.，2007)。沈艳、姚洋(2006⑤、2008)的研究发现，村庄选举制度的引入降低了村庄的收入不平等程度。然而，鲜有文献探讨村庄民主与幸福之间的关系。
理论上，民主是否能够增加幸福是一个颇有争议的话题。Frey and Stutzer(2000)认为，民主能够增加幸福，原因有二。第一，公众在政治决策中的角色越活跃，政府行为越能够被更好地监督和控制，政府决策能够更加贴近公众的意愿。民主产生的结果有助于提高居民主观幸福感。第二，不仅民主产生的结果有助于增加幸福，民主过程中的参与本身也能增加幸福。然而，Lane(2000)认为，民主制度并不一定带来幸福。就民主过程而言，它充满了痛苦，并需要付出高昂成本；就民主决策的性质而言，它所能满足的是强势群体的“要求”，而不是社会实实在在的“需求”；就民主结果而言，西方社会相当多的公众并不满意，民主并没有改善他们的生活品质。Inglehart and Klingemann(2000)也认为民主不一定让人们更加幸福，尽管民主和幸福感之间存在正向联系，但不是民主导致了幸福的增加，而是幸福的人们赋予了民主的合法性。第一次世界大战后，德国居民幸福感的下降导致魏玛共和国(Weimar)的民主制度最终毁于一旦，走向纳粹专制。第二次世界大战后，联邦德国经济繁荣带来的幸福感的增加帮助新的民主制度确立了合法性。历史证据表明，幸福感的急降会逐渐削弱社会最基本的制度；但相反的，高水平的幸福感将带来制度的持续。
与西方社会具有数百年的民主传统相比，中国的村庄民主只是一个大约有30年历史的“舶来品”。中国的村庄民主发育程度与农民幸福感之间存在相关关系吗？如果存在，是村庄民主增加了幸福，还是幸福的农民创造了村庄民主？对于穷人和非穷人，村庄民主对其主观幸福感的影响有什么不同吗？村庄民主是否满足了强势群体的“要求”？如果村庄民主增加了幸福，村庄民主的货币价值为几何？本文试图使用中国中西部地区7个省15个县120个贫困村庄和1 800个农户的调查数据回答上述问题。对这些问题展开研究，对当前国内关于经济、社会发展目标的讨论有着深刻的启示意义，也对完善村庄民主建设具有重要的参考意义。
本项研究不仅可能是首次研究中国村庄民主与幸福之间的关系，还为民主与幸福之间关系的国际讨论增添了新的证据，且这种证据来自一个拥有众多人口的发展中国家。使用生活满意度法(life satisfaction approach，LSA)来测量村庄民主的货币价值进一步地丰富了该方法的使用领域。
本文以下内容的结构安排如下：第二部分主要阐述本文所使用的研究方法和数据来源，提供主观幸福感、村庄民主等关键变量的描述性统计结果；第三部分分析计量结果并进行讨论；第四部分是结束语。
二、研究方法和数据来源
(一)研究方法
目前，国外一些学者主要使用生活满意度法对具有公共产品特性的非市场物品的货币价值或产生的社会成本进行估计，主要涉及气候(Frijters and Van Praag，1998; Rehdanz and Maddison，2005)的货币价值估计，以及空气污染(Welsch，2002，2006; Luechinger，2009)、噪声(Van Praag and Baarsma，2005)、自然灾害(Luechinger and Raschky，2009; Carroll et al.，2009)、犯罪(Cohen，2008)、腐败(Welsch，2008)、内战冲突(Welsch，2008)和恐怖主义(Frey et al.，2008)等产生的社会成本的估计。然而，就我们所知，国内外还没有使用生活满意度法来估计民主的货币价值的研究文献。本文使用生活满意度法对村庄民主的货币价值进行估计的过程介绍如下。
假设农户主观幸福感的决定函数为：
为了估计村庄民主的货币价值，我们采取简化的农户主观幸福感决定函数形式：
SWB=F(D，I)
(2)
为了保持农户主观幸福感不变，村庄民主的价值变化需要多少农户年人均纯收入的变化呢？用dD和dI表示D和I的微小变化。要保持农户幸福感不变，则农户主观幸福感的变化必定为0，所以
(5)式中，
为i农户自我报告的主观幸福感。
为i农户所在村庄的民主发育程度。对村庄民主发育程度取自然对数的原因在于村庄民主发育程度对幸福感的增加是边际递减的。起初，民主权利的赋予会给农村居民带来很大的幸福感，但随着民主程度的进一步深化，农村居民幸福感的增加会逐渐减少。国外相关研究中，幸福感多被视为效用的近似替代，为了反映效用边际递减的特征，收入通常取自然对数。因此，本文也把农民年人均纯收入取自然对数。
表示一组农户和其他微观水平的特征向量。
村庄民主与农户年人均纯收入之间的边际替代率(MRS)为：
根据(5)式也可以得出，为了保持主观幸福感不变，村庄民主发育程度变化1个百分点，需要农民年人均纯收入变化
个百分点。
本文用于实证估计的农户主观幸福感决定模型为：
(二)数据来源
本文研究所使用的数据来自“中央专项彩票公益金支持革命老区整村推进项目”基线调查。调查对象为山西、安徽、河南、湖南、广西、四川、贵州等7个省(自治区)15个国家级贫困县的120个贫困村庄(除贵州为3个县各8个样本村外，其余6个省都为2个县各8个样本村)和1 800个农户(每个村庄随机抽取约15个农户)。该项调查从2010年7月开始，持续到该年12月中旬结束。农户调查和村庄调查(村庄问卷调查和村干部访谈)都采用面对面访谈的调查方式。农户调查主要涉及农户在2009年的生产生活、村庄政治参与、借贷、环境保护意识等内容。村庄调查主要涉及村庄在2008年和2009年的经济、政治、财务、人口、基础设施和公共服务情况等内容。
1.主观幸福感
本文研究中的被解释变量——农户主观幸福感通过以下调查问题获得：“如果评价一下去年您家过得是否幸福，您给自己家打多少分？”其中1表示“非常不幸福”，10表示“非常幸福”。很多读者可能存在一个疑问，被调查者的答案代表他自己的主观幸福感还是家庭的主观幸福感？Bookwalter et al.(2006)的研究发现，户主对家庭的幸福感的评价着实反映了家庭的福利，而不是户主个人的生活满意度水平。Kingdon and Knight(2007)的研究进一步表明，被调查者对家庭的幸福感的评价反映了家庭的福利，而不是被调查者个人的生活满意度水平。我们的调查也直接表明，当让被调查者对家庭主观幸福感水平和个人主观幸福感水平分别进行评价时，被调查者能够清晰地区分家庭和个人的主观幸福感水平。很多被调查者的家庭主观幸福感水平和个人主观幸福感水平不一致，且能够清楚地说出存在差异的原因。因此，本文认为，被调查者有关家庭幸福感调查问题的回答代表的是家庭的福利，而非个人的幸福感水平。1 800个农户的幸福感平均水平为6.33。表1列出了样本农户主观幸福感水平分布情况。
2.村庄民主
为了测量一个国家的民主程度，国际上有一些常用的民主指数，诸如自由之家民主指标(The Freedom House Democracy Indicators)、第四政治制度指数(Polity IV Index)、万哈宁民主指数(Vanhanen's Democracy Index)、民主主义指数(The Economist Intelligence Unit's Index of Democracy)等。然而，这些指数并不能被用来直接测量中国的村庄民主发育程度。如何测量中国的村庄民主发育程度呢？
由于村庄民主发端于村庄选举，早期的研究中，村庄民主的测量多从村委会选举入手，使用的指标一般为“差额选举”或者“竞争性/半竞争性选举”(Shi，1999；Oi and Rozelle，2000)。在绝大部分村庄都采取了“差额选举”的形式后，仅仅使用这一简单的测量指标已经难以体现村庄民主的实质内涵。随后，王淑娜和姚洋(2007⑥)的研究中，把村主任候选人的提名方式作为基层民主的一个测量指标。然而，徐志刚等人(2006⑦)的研究认为使用单一的指标来衡量村庄选举质量的做法并不能反映村庄选举的全面情况，需要考虑更多的村庄选举的关键程序。
与村庄民主选举受到重视相比，其他三个民主(民主决策、民主管理、民主监督)则不太受人们的关注。随着村庄选举制度的不断完善，一些研究者认为，与民主选举相比，后三个民主的实现也许更为重要，但也更为艰难(张晓山，2010⑧)。最近的一些研究开始使用反映民主决策和民主管理的指标来对村庄民主进行测量。孙秀林(2008⑨)的研究中使用“村民代表是否由民选产生”来测量村庄民主。然而，在另一项研究中，他则使用了“村民大会次数”来测量村庄民主(孙秀林，2009⑩)。此外，有学者认为，农民组织化程度是村庄民主发育程度的重要内容之一(张晓山，2005)(11)。因此，本文把村庄“草根组织”发育情况包括在村庄民主内容中。
本文设计的村庄民主测量体系包括5个一级指标：民主选举、民主决策、民主管理、民主监督、村庄“草根组织”发育。5个一级指标下设9个二级指标。民主选举由2个指标组成：最近一次村庄选举中村主任竞选激烈程度和投票方式。民主决策由3个指标组成：2008年和2009年村庄平均每年召开的村民代表会议次数、村民代表产生方式、村民代表反映村民意愿情况。民主管理由2个指标组成：农户对村庄政务公开满意情况、农户对村庄财务公开满意程度。文章使用村庄是否有村务监督小组或理财小组指标来表示民主监督情况，使用村庄中“草根组织”数量指标来表示村庄“草根组织”发育情况。
根据本文采用的测量方法，120个样本村的民主发育程度指数为59(12)，样本村民主发育程度最低值为19，最高值为89。表2进一步报告了比较详细的分省样本村民主发育程度测量结果。从二级指标看，村民代表产生方式、村民代表反映村民意愿、村庄是否有监督组织三个指标得分比较高。村庄“草根组织”发育情况指标得分比较低，只有15分。这也表明，要提高村庄的民主发育程度，要大力培育村庄“草根组织”。从分省样本村数据看，安徽、四川、山西、湖南样本村庄的民主发育程度高于河南、贵州、广西样本村庄的民主发育程度，但差异情况不大，最高与最低之间的差距只有11。总体上，7个省样本村庄的民主发育程度指数在53～64，民主发育程度差异程度不大。
3.农民年人均纯收入
2009年，样本农户年人均纯收入达到4 090.5元。从其来源结构看，劳务及工资性收入是家庭纯收入最主要来源，家庭经营性收入次之。在计量模型中，由于农户年人均纯收入变量取自然对数，经处理后存在年人均纯收入为负数(9户)或0(6户)的数据。为了不舍弃15个样本农户的相关数据，对这部分数据处理如下：首先，使用同村自评收入水平相同农户的收入均值替代负值，比如年人均纯收入为负值的样本农户认为自己在村中处于低收入水平，则使用该村其他所有自评为低收入的受访农户的年人均纯收入平均值替代；其次，把所有样本农户的年人均纯收入加上1后再取自然对数。
4.控制变量
除了村庄民主和农民年人均纯收入变量外，本文在主观幸福感决定方程中加入了两组控制变量，一组是反映农户特征的变量，主要包括农户相对收入地位、农户户主年龄、户主受教育年限、农户家中厕所情况、居住房屋安全情况等；一组是反映农户所在村庄的特征变量，主要包括村庄到乡镇的距离、村道路硬化情况、村庄是否有小学、是否有卫生室、是否有健身场所、村庄规模、村庄内部收入不平等程度等变量。
Knight et al.(2009)的研究发现，2/3的中国农村被调查者把自己所在村庄情况作为自己进行比较的参照系(与邻居或本村人进行比较)。我们的调查则进一步发现，如果村民的聚居形式以村民小组或自然村为主，那么大部分会把自己所在村民小组或自然村情况作为比较的参照系；如果村民的聚居形式以行政村为主，大部分农民会把所在行政村情况作为比较的参照系。在相对收入地位变量选择上，根据调查村落的聚居情况，采用农户主观评价的方法获取数据。如果村民的聚居形式以村民小组或自然村为主，调查问题为：“您家在村民小组或自然村中的经济收入处于富裕/中等/低收入三个等级中的哪一级？”如果村民的聚居形式以行政村为主，调查问题为：“您家在村中的经济收入处于富裕/中等/低收入三个等级中的哪一级？”47.2%的样本农户认为自己的收入水平处于中等，19.6%的样本农户认为自己的收入水平处于富裕。1 800个样本农户户主平均年龄为50.73岁，其中约45%的户主的年龄在31～49岁；样本农户户主平均受教育年限为5.93年。14.6%(263户)的样本农户没有厕所，19.7%(355户)的样本农户居住在危房中。这表明，贫困村庄的一些样本农户的生活条件还比较差。
样本农户所在的120个村庄中，村庄到乡镇的平均距离为7.57公里，最远的为38公里；大约54.2%的村庄的道路得到硬化；分别有84.2%、67.5%和18.3%的村庄有小学、卫生室和健身场所。使用村庄农户数量来表示村庄规模，最小的村庄有81个农户，最大的村庄有1 736个农户。测量村庄收入不平等程度上，最适宜的办法是计算村庄内部的收入基尼系数。但由于本次调查只在每个村庄调查了15个农户，用15个农户年人均纯收入计算出的基尼系数来代表村庄内部收入不平等可能存在比较大的偏差。因此，本文采用村庄中年人均纯收入最高的5个样本农户的平均年人均纯收入与年人均纯收入最低的5个样本农户的平均年人均纯收入的比值作为测量村庄内部收入不平等程度的指标。考虑到个别农户年人均纯收入极高从而对村庄内部收入差距的计算结果产生比较大的影响，我们剔除了这部分样本(13)。120个村庄中，村庄内部收入不平等程度的平均值为6.56(14)，最高为13.7，最低为2.2。
表3比较详细地列出了模型变量的最大值、最小值、均值和标准差。
三、计量结果分析与讨论
(一)村庄民主与农户主观幸福感：初步考察
本文把样本农户的主观幸福感视作基数，模型1中没有加入其他任何控制变量，只对样本农户主观幸福感和所在村庄民主发育程度进行回归；模型2中添加了样本农户所在村庄的一组特征变量；模型3中继续加入了样本农户家庭情况的一组特征变量。我们使用Pearson方法估算了模型3中各解释变量的相关系数，同时还使用方差膨胀因子检验共线性的问题(15)。除了年龄和年龄的平方之间存在严重的共线性，其余解释变量之间不存在严重的共线性问题(解释变量的相关系数都不超过0.5，VIF不超过10)。
表4列出了对全部样本农户进行估计的结果。从表4模型1的估计结果可以看出，在没有加入其他变量情况下，村庄民主发育程度与农户主观幸福感之间呈正相关关系，且在1%的水平上显著。从模型2的估计结果可以发现，加入样本农户所在村庄的一组特征变量后，村庄民主发育程度与农户主观幸福感之间继续呈正相关关系，并在1%的水平上显著。从模型3的估计结果可以发现，加入农户特征变量后，村庄民主发育程度与农户幸福感的正相关关系仍在5%的水平上显著。
(二)稳健性检验
为了进一步检验村庄民主发育程度与农户主观幸福感之间具有正相关关系的结果的稳健性，我们采用了两种方法。第一，把农户主观幸福感视为有序变量，采用有序概率模型(Ordered Probit Model，OP)研究村庄民主发育程度与农户主观幸福感之间的相关关系。第二，我们把主观幸福感水平为“1”到“5”视为不幸福，赋值为“0”；把主观幸福感水平为“6”到“10”视为幸福，赋值为“1”；采取二值Probit模型(Binary Probit Model)探讨村庄民主发育程度与农民幸福感之间的相关关系。
从表4模型3和表5模型4的估计结果可以看出，线性回归模型(OLS)估计出的结果和有序概率模型(OP)估计出的结果相比，除了回归系数值有所不同外，显著性和系数的符号具有较高程度的一致性(16)。这也进一步验证了Ferrer-i-Carbonell and Frijters(2004)的研究结论。根据表5，村庄民主发育程度的自然对数的系数为正，在1%的水平上显著。这表明，村庄民主发育程度与农户主观幸福感之间正相关。从表5模型5的估计结果可以发现，在采取二值Probit模型的情况下，村庄民主发育程度对农户主观幸福感的影响系数为正，且在1%的水平上显著。也就说，村庄民主发育程度与农户主观幸福感之间具有正相关关系的结果是稳健的。
然而，虽然村庄民主发育程度与农户主观幸福感之间具有正相关关系，但二者之间可能存在反向因果关系，即实际上是幸福的农民创造了村庄民主，而非村庄民主带来了幸福；或者可能存在非常重要的未被观察到的遗漏变量同时影响了幸福与村庄民主，使得幸福与村庄民主之间呈现出显著但虚假的相关。
首先，我们通过简要地回顾村庄民主的发展历程对村庄民主与幸福之间的因果关系进行逻辑分析。1998年，民主选举向全国所有的村庄迅速推广。至于国家为什么在1998年开始决定在所有村庄开展民主选举，有必要联系20世纪90年代中期农民负担过重导致乡村干部与农民关系紧张的背景。民主选举的推行使得农民能够选择自己喜欢的村干部，从而在一定程度上缓解了干群关系紧张的局面，促进了农村社会的稳定。此后，村庄民主的每一步前进，比如推进民主决策、民主管理、民主监督等，都是在各级政府推动下进行的。可以说，在全国绝大部分村庄的民主建设过程中，村庄民主发育程度更多是政府自上而下推行的结果，村庄民主的实质内涵与村庄本身的因素之间没有太大的关系。幸福的农民创造村庄民主似乎不太可能。
其次，我们进一步通过引入工具变量来检验模型中村庄民主与幸福之间是否存在反向因果关系或是否存在遗漏变量同时影响了幸福与村庄民主从而使得幸福与村庄民主之间呈现出显著但虚假的相关的问题。本文采用“同一县内其他7个样本村庄的民主发育程度的均值”作为工具变量，这个工具变量满足相关性和外生性的要求。一方面，正如上面分析的那样，中国绝大多数的村庄民主发育程度主要是由各级政府尤其是县乡两级政府推动形成的结果，同一县内的村庄民主具有一定的相似性，因而同县内的其他村庄的民主发育程度均值和村庄的民主发育程度是正相关的。分析结果表明，同一县内其他7个村庄的民主发育程度均值和村庄民主之间存在非常显著的正相关关系。另一方面，我们认为同一县内其他7个村庄的民主发育程度均值不会间接影响村庄样本农户的幸福感。一些研究者可能会担心，由于相邻村庄的村庄民主之间存在交互作用，其他村庄的民主发育程度会影响农户的幸福感。这样的担心是没有必要的。同一县内被调查的8个村庄往往分布在不同的乡镇，两个村庄之间的最远距离在150公里以上，村庄民主之间交互作用并不存在。因而，同一县内其他7个村庄的民主发育程度均值对农户幸福感的影响仅仅通过与村庄民主相关来实现。
第一阶段回归中，Shea's Partial 
为0.103，稳健F统计量为186.531，且F统计量的P值为0.0000。根据实证经验，第一阶段回归的F值在10以上可以避免“弱工具变量”问题。同时，针对2SLS在弱工具变量存在时会带来“显著性扭曲”(size distortion)而设定的、名义显著性水平(normal size)为5%的沃尔德检验，其最小特征值为205.727，大于任何一个临界值(5.53～16.38)，即可以在所有给定可接受的“真实显著性水平”(true size)(10%～25%)上拒绝弱工具变量的原假设。由此，我们选定的工具变量不存在弱工具变量问题(陈强，2010(17))。进而，利用此工具变量，检验民主变量的内生性问题。Durbin-Wu-Hausman检验的P值为0.0000，接受村庄民主是内生变量的假设。由于传统的Hausman检验在异方差的情形下不成立，本文进行了异方差稳健的DWH检验，DWH检验的P值为0.0000，仍接受村庄民主是内生变量的假设。伍德里奇(2009)认为，如果存在内生性问题，OLS通常是不一致的，2SLS是一致的。表6模型6汇报了使用工具变量后估计出的结果，与使用OLS估计方法相比，村庄民主发育程度的自然对数的系数的方向没有发生变化，且在1%的水平上显著，但系数值增大了很多倍。
鉴于村庄内个人之间主观幸福感可能相关，我们进一步采取了稳健簇差异估计量(robust cluster variance estimations)处理估算模型时的标准误差，以克服“簇内相关”(within-cluster correlation)。根据表6模型7估计的结果并与模型6的估计结果进行比较发现，村庄民主对农村居民的幸福感依然具有显著的正影响。根据模型7的估计结果，村庄民主发育程度的自然对数的系数为3.454，表明村庄民主发育程度每上升1个百分点，农户主观幸福感增加0.03454。尽管数值比较小，但考虑到模型中的因变量取值范围为1～10，村庄民主发育程度对农户幸福感的影响是具有经济意义的。
(三)对于穷人与非穷人，村庄民主发育程度对其主观幸福感的影响存在差异吗
表7列出的是分别对贫困户和非贫困户进行估计得出的结果。由于对贫困的定义不同以及识别穷人的标准不同，确定谁是穷人是一个难以回答的问题。本文采用2009年国定贫困线作为区分贫困农户和非贫困农户的标准，即年人均纯收入在1 196元及以下的农户为贫困农户，其余农户则为非贫困农户。根据这一标准，1 800个样本农户中有444个贫困农户。根据表7可以发现，对于非贫困户，村庄民主发育程度对其主观幸福感具有非常显著的正向作用，在1%的水平上显著，与对总样本分析得出的结论相一致。对于贫困户，尽管村庄民主发育程度对其幸福感的影响系数要大于村庄民主发育程度对非贫困户幸福感的影响系数，但系数不显著，这表明，村庄民主发育程度对贫困户主观幸福感没有显著的影响。
对于村庄民主发育程度为什么能够显著影响非贫困户的幸福感，而不能显著影响贫困户的幸福感的一个可能的解释是：对于贫困户，他们所关心的是物质生活的问题，而很少关注村庄民主建设；而对于非贫困户，他们在物质生活条件提高后会更加关注村庄民主的建设。然而，从表7可以看出，非贫困户的收入增加能够显著提高其幸福感，贫困户的收入增加则难以显著提高其幸福感。根据我们的实地调查发现，由于能力差或歧视的原因，贫困户对村庄事务的参与程度显著低于非贫困户。因此，村庄民主化进程中对贫困户的排斥可能是村庄民主发育程度能够非常显著影响非贫困户的幸福感而不能显著影响贫困户的幸福感的缘由所在。由于村庄民主程度的提高可以显著增加富人的主观幸福感，乡村富人阶层有动力推进村庄民主建设。这在一定程度上解释了乡村出现富人政治且趋势得到强化的原因。
由于贫困户的幸福感比非贫困户的幸福感低0.762，本文进一步使用Blinder-Oaxaca分解方法研究村庄民主对这一差异的贡献程度。从表8中可以看出，Blinder-Oaxaca分解结果表明，贫困户与非贫困户幸福感差异来源中，村庄民主发育程度的贡献绝对值为0.014，占全部贡献的比率约为1.84%(见表8)。
(四)村庄民主的价值估计
从表4模型3回归结果中可以发现，村庄民主发育程度的自然对数对农户主观幸福感的系数为0.487，农民年人均纯收入的自然对数对农户主观幸福感的系数为0.178。为了保持农户主观幸福感不变，村庄民主发育程度每增加1个百分点带来的主观幸福感的增加相当于农民年人均纯收入增加2.74(0.487÷0.178=2.74)个百分点带来的主观幸福感的增加。在有序概率模型回归结果中，尽管系数并不存在精确的定量意义，但我们尝试一下比较使用有序概率模型估计出的结果和线性回归模型估计出的结果来测算村庄民主价值是否存在差异。从表5模型4的估计结果可以看出，村庄民主发育程度的自然对数对农户主观幸福感的系数为0.272，农户纯收入的自然对数对农户主观幸福感的系数为0.101。为了保持农户主观幸福感不变，村庄民主发育程度每增加1个百分点带来的主观幸福感的增加相当于农民年人均纯收入增加2.69(0.272÷0.101=2.69)个百分点带来的主观幸福感的增加。可以看出，无论使用线性回归模型(OLS)还是使用有序概率模型，估计结果近乎相同。
然而，由于存在内生性问题，OLS通常是不一致的。根据表6模型6使用工具变量估计的结果，村庄民主发育程度的自然对数对农户主观幸福感的系数为3.454，农民年人均纯收入的自然对数对农户主观幸福感的系数为0.187。为了保持农户主观幸福感不变，村庄民主发育程度每增加1个百分点带来的主观幸福感的增加相当于农民年人均纯收入增加18.47(3.454÷0.187=18.47)个百分点带来的主观幸福感的增加。
(五)农户年人均纯收入、控制变量与主观幸福感
根据表6模型7的输出结果，把农户年人均纯收入、控制变量与农户主观幸福感之间的关系归纳讨论如下：
第一，农户年人均纯收入的自然对数的系数为0.187，且在1%的显著性水平上显著。这说明，农民年人均纯收入每增加1个百分点，农户主观幸福感增加0.00187。这一研究结果与Easterlin(1974，1995，2005)的研究得出的结论——在一个时点上，收入和主观幸福感之间存在正相关关系相一致，但影响系数非常小。
第二，农户主观评价的相对收入地位的系数为正，且都在1%的水平上显著。农户相对收入地位越高，农户的主观幸福感越强。
第三，户主年龄和农户主观幸福感之间存在“U”形曲线关系，即随着户主年龄的增加，农户主观幸福感逐渐降低，但降到最低点后，农户主观幸福感随户主年龄增加而增加。对于全体样本农户，约在49岁时主观幸福感最低。年龄和主观幸福感之间存在“U”形曲线关系的研究结论和国外一些研究得出的结论相一致(Winkelmann and Winkelmann，1998; Frey and Stutzer，2000；Alesina et al.，2004)。所不同的是，样本农户在主观幸福感最低点时的户主年龄与其他国家有所不同。
第四，户主受教育程度越高，农户主观幸福感越强。这一研究结果与Blanchflower and Oswald(2004)、Fahey and Smyth(2004)以及Ferrer-i-Carbonell(2005)研究得出的结果相一致。
第五，村庄内部收入不平等程度对农户主观幸福感影响不显著。这一研究发现与Helliwell(2003)、Senik(2004)的研究结果——收入不平等对居民主观幸福感没有显著影响相吻合。
第六，农户所在村庄到乡镇距离越远，幸福感越强。村庄规模越大，农户幸福感越强。
第七，其他变量对农户幸福感的影响不显著。
四、结束语
本文运用中国中西部7个省15个县120个贫困村庄和1 800个农户的调查数据探讨了村庄民主与幸福之间的关系。我们的研究结果显示：第一，对于全部农户，村庄民主发育程度的提高能够增加农户的主观幸福感，且这种正向影响的显著程度比较强；第二，把非贫困户和贫困户分开进行估计时，村庄民主发育程度与非贫困户主观幸福感之间存在显著的正相关关系，而与贫困户主观幸福感之间的关系不显著；第三，使用工具变量进行估计后发现，村庄民主发育程度每增加1个百分点带来的主观幸福感的增加相当于农民年人均纯收入增加18.47个百分点带来的主观幸福感的增加。
我们的研究表明，村庄民主建设能够增加农民的幸福，这为进一步完善村庄民主建设的必要性提供了比较有力的实证研究的证据。20世纪90年代末到21世纪初，在农民负担重、乡村干群关系紧张的情况下，维护农村社会稳定是中国农村工作的重点之一。村庄民主的推行在一定程度上有助于促进农村社会稳定，村庄民主政治发展得到了高度重视。然而，随着农业税费的取消，提高农民收入和保障粮食安全成为中国农村工作的重点的政策背景下，村庄民主的发展在这方面没有显示其功效，村庄民主政治发展受到了轻视。但村庄民主建设有助于增加农民幸福的研究结果提醒我们，应该把促进村庄民主建设作为长远策略，而不是把村庄民主建设仅仅视为用于维护农村社会稳定的权宜之计。
本文研究还表明，村庄民主对非贫困户幸福感影响非常显著，而对贫困户幸福感却没有非常显著的影响。村庄民主化进程中对贫困户的排斥可能是导致这一结果的原因。政府或许应该采取适当的政策促使村庄民主建设能够惠及贫困人群。
由于我们的调查样本主要来自中国中西部地区的贫困村庄和农户，本项研究得出的相关结论是否适用于东部经济相对发达的农村，还有待进一步的研究。对村庄民主发育程度测量指数中的指标和权重选择上，也许存在很多不足的地方，还有待进一步完善。村庄民主影响幸福的传导机制上，需要进一步研究的是，村庄民主的过程和结果分别是怎样影响幸福的？不同的村庄民主形式，诸如直接民主和间接民主对幸福的影响是否存在差异？这些都是以后的研究取向。
本文是在“第十一届中国青年经济学者论坛”和“第十一届中国经济学年会”入选论文的基础上修改而成。调查得到了国务院扶贫开发领导小组办公室外资项目管理中心、7个省(山西、安徽、河南、湖南、广西、四川、贵州)扶贫办、15个县(娄烦、方山、金寨、太湖、范县、确山、邵阳、龙山、罗城、融水、平昌、宣汉、威宁、纳雍、习水)扶贫办、120个村庄村干部和村民的大力支持。陈前恒、吕之望、李力、李军培、李鹤、魏占祥、周小华、蔺扬杰、池桂娟、李育、高梅、张婧、梅照鹏、王文星、张杰、陈瑜全、蒋美鑫、谭小平等老师和学生参加了调查。白慧芳、池桂娟对数据进行了录入、整理。党国英、何秀荣、田维明、郑志浩、刘拥军，以及参加“第十一届中国青年经济学者论坛”和“第十一届中国经济学年会”的有关同仁和两位匿名审稿人对本文提出了宝贵的建议。对此表示感谢，但文责自负。
①国内外相关研究中，幸福、主观幸福感和生活满意度三个词语经常被交替使用。因此，本文也将交替使用幸福、主观幸福感和生活满意度三个词语。
②吴毅，《村治变迁中的权威与秩序：20世纪川东双村的表达》，北京：中国社会科学出版社，2002年。
③郭正林，“国外学者视野中的村民选举与中国民主发展：研究述评”，《中国农村观察》，2003年第5期，第70—77页。
④孙秀林，“村庄民主及其影响因素：一项基于400个村庄的实证分析”，《社会学研究》，2008年第6期，第80—107页。
⑤沈艳、姚洋，“村庄选举和收入分配——来自8省48村的证据”，《经济研究》，2006年第4期，第97—105,114页。
⑥王淑娜、姚洋，“基层民主和村庄治理——来自8省48村的证据”，《北京大学学报(哲学社会科学版)》，2007年第2期，第121—130页。
⑦徐志刚、刘明兴、陶然，“村庄选举最优规则的非一致性——对中国农村居民最优选举规则偏好的实证分析”，《中国农村观察》，2006年第6期，第62—71页。
⑧张晓山，“中国农村发展与改革：回顾、现状与趋势”，载《中国农村改革与发展概论》，北京：中国社会科学出版社，2010年。
⑨孙秀林，“村庄民主及其影响因素：一项基于400个村庄的实证分析”，《社会学研究》，2008年第6期，第80—107页。
⑩孙秀林，“村庄民主、村干部角色及其行为模式”，《社会》，2009年第1期，第66—88页。
(11)张晓山，“乡村治理结构的改革”，载《中国农村经济形势分析与预测2004—2005》，北京：中国社会科学文献出版社，2005年。
(12)如果采取五分法来判断村庄民主发育程度水平，即当0≤民主指数≤20，表示村庄民主发育程度“低”；20＜民主指数≤40，表示村庄民主发育程度“比较低”；40＜民主指数≤60，表示村庄民主发育程度“中等”；60＜民主指数≤80，表示村庄民主发育程度“比较高”；民主指数＞80，表示村庄民主发育程度“高”。按照这一标准，村庄的民主发育程度处于“中等”。
(13)剔除了年人均纯收入分别为17万元和25万元左右的两个样本农户。
(14)按年人均纯收入五等分分组，2009年全国农村高收入组和低收入组年人均纯收入的比值为8.0:1(参见王萍萍，“2010年城乡居民收入稳定增长”，http://www.stats.gov.cn/tjfx/grgd/t20110301_402706382.htm，2011年3月1日)。考虑到全国农村的收入差异比村内的收入差异大的原因，我们的数据能比较客观地反映村庄内部收入不平等情况。
(15)出于篇幅限制，未给出结果。有兴趣的读者可以向作者索取。
(16)我们发现，使用有序概率模型(OP)对贫困户和非贫困户子样本分别进行估计得出的结果与使用线性回归模型(OLS)估计得出的结果除了回归系数值有所不同外，显著性和系数的符号也具有较高程度的一致性。如读者有需要可向作者索取。
(17)陈强，《高级计量经济学及STATA应用》，北京：高等教育出版社，2010年。