農村集體產權制度改革如何影響農民幸福感？
——基于中國鄉村振興調查數據的實證分析

劉澤琦，陳海江，陳亞東

（1.清華大學 中國農村研究院，北京 100084；2.紹興文理學院 商學院，浙江 紹興 312000）

當前，中國社會主要矛盾已經轉變為“人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發展之間的矛盾”，而“三農”與城鄉分割問題正是中國社會不平衡、不充分發展的突出表現[1]。為賦予農民更加充分的財產權益，推動城鄉協調發展，2016年末，中共中央、國務院發布《關于穩步推進農村集體產權制度改革的意見》。農村集體產權制度改革的目標是建立歸屬清晰、權能完整、流轉順暢、保護嚴格的產權制度，以此激發集體經濟活力，引領農民實現共同富裕[2]。農村集體產權制度改革2017年在全國鋪開之后，到2019年底全國299.2萬個擁有農村集體經營性、非經營性和資源性資產的清產核資單位完成數據上報，清產核資工作已經基本完成，全國超過36萬個村完成集體產權制度改革，共確認集體經濟組織成員6億多人[3]。目前，農村集體產權制度改革的重點在于：“鞏固提升農村集體產權制度改革成果，構建產權關系明晰、治理架構科學、經營方式穩健、收益分配合理的運行機制，探索資源發包、物業出租、居間服務、資產參股等多樣化途徑發展新型農村集體經濟，健全農村集體資產監管體系，保障婦女在農村集體經濟組織中的合法權益①見2023年中央一號文件《中共中央 國務院關于做好2023年全面推進鄉村振興重點工作的意見》?！?。習近平總書記在黨的二十大報告中指出“增進民生福祉，提高人民生活品質”的施政目標，新福利經濟學也將居民幸福感作為評價社會政策成敗的主要指標[4]，那么，作為“三農”領域具有“四梁八柱”性質的重大改革[5]，農村集體產權制度改革如何影響農民幸福感？回答這一問題不僅能為理性認識當前階段農村集體產權制度改革的成效提供重要依據，同時也可為進一步完善農村集體產權制度改革指明方向。此外，考慮到中國經濟高速增長并沒有伴隨居民幸福感的顯著提升[6]，而第七次人口普查數據顯示鄉村常住人口依然占總人口數的36.11%，因此，關注農村集體產權制度改革如何影響農民幸福感還可能為破解中國的“Easterlin幸福悖論”提供新的思路。

圍繞農村集體產權制度改革給農村社會帶來的影響研究，已有文獻主要包括以下幾方面：一是盤活、壯大農村集體資產。農村集體產權制度改革通過明晰產權，不僅激發了內部成員的積極性，同時也為集體資產的市場交易提供了制度基礎[7]。改革后農村集體資產完善的產權權能，能夠促進各類要素的自由流動，并由此實現產品市場拓展與產業鏈延伸，進而盤活、壯大集體資產[8-9]。二是促進農民增收。農村集體產權制度改革通過清核資產、量化折股、確權到戶，保障了農民的財產收益權[10]。孫雪峰等發現農村集體經濟改革后，村集體經濟能夠通過提高農戶財產性收入和非農就業水平實現農民增收[11]；丁忠兵等基于全國總量數據從宏觀層面實證發現新型農村集體經濟對農戶增收的貢獻超過1%[12]。三是促進村莊公共品供給。農村集體產權制度改革解決了集體所有權“虛置”問題，通過確權到戶，大大縮短了村莊公共品供給的委托代理鏈條，能夠極大提高村莊公共品的供給效率[13]。趙一夫等基于全國八?。▍^）117個行政村7年的非平衡面板數據實證分析發現，農村集體產權制度改革能夠有效提升村莊公共品自給能力[14]。四是具有減貧效應。隨著中國進入后脫貧時代，相對貧困成為中國貧困治理的主要對象，集體產權制度改革能夠通過提升發展能力、促進收入穩定增長、改善公共品供給，以及提高服務質量緩解農村相對貧困[15]。崔超等基于陜西省丹鳳縣的實地案例調查發現，集體產權制度改革由于盤活了集體資產和促進各類要素的自由流動，促進了該縣農村的內生發展，是當地目前農民增收和農村減貧的主要手段之一[16]。此外，部分學者還發現農村集體產權制度改革能夠促進農業高質量發展[17]、改善村莊治理與信任水平[18-19]、提升農民市民化能力[20]，以及降低城鄉收入差距[21]。

已有研究從不同角度分析了農村集體產權制度改革的成效，這為政府繼續深入推進農村集體產權制度改革提供了重要的經驗支持。然而，已有研究也存在需要接續、補充和拓展的地方。首先，由于農村集體產權制度改革是2017年開始在全國鋪開的，因此，已有研究大多是基于個案式研究，這種研究方法具有探索性，也為改革初期政府制定、執行和完善政策提供了重要啟示，但是其研究結論的因果性和代表性值得商榷，因此，隨著微觀數據的積累和改革重點轉向鞏固和完善改革成果的背景下，有必要利用有代表性的大樣本對政策開展評估，這可為在宏觀層面認識改革整體成效、完善改革成果提供更加堅實的經驗證據；其次，集體經濟壯大、農民增收、農村公共品高效供給、減貧等方面當然是農村集體產權制度改革的重要目標，但是作為一項重大改革，其推進過程是循序漸進的，而政府的政策資源是有限的，如何高效配置政策資源涉及政策目標的優先序。幸福感不僅包含了人類對財富的滿足程度，同時也包含對財富利益分配和其他欲望的滿意程度，是一個綜合性評價指標[22]?？紤]到農村集體產權制度改革的內容和目標不僅涉及集體經濟的壯大與發展，同時也涉及到集體經濟收益的分配和監督，因此，以農民幸福感為皈依，評估農村集體產權制度改革的成效，有助于從更全面的視角評判農民對各項改革議程需求的緊迫程度，而現有研究大多聚焦于農村集體產權制度改革帶來某方面的影響，這可能會在整體層面上影響對改革的客觀認知；第三，幸福感具有“傳染性”，社區的平均幸福程度能夠提升個體的幸福感[23]，因此，基于農民幸福感視角制定農村集體產權制度改革的推進策略，能夠放大改革的政策效應。

本文基于中國鄉村振興調查（CRRS）數據庫2019 年數據，實證分析農村集體產權制度改革對農村居民幸福感的影響，并細致探究其作用機制和異質性影響。相較于已有研究，本文將在以下方面作出改進：首先，聯合國2012 年開始發布的年度報告《世界幸福報告》對各國政府設計和修正改善人民生活水平的公共政策提供了切實、可靠的指導作用[24]，本文嘗試以農民幸福感作為評估農村集體產權制度改革成效的依據，可為政府后續優化農村集體產權制度改革推進策略提供更有針對性的依據；其次，本文基于全國層面的大樣本調查數據，運用計量方法識別農村集體產權制度改革與農民幸福感的因果關系，因而研究結論具有更加堅實的基礎；最后本文使用的樣本基于全國東、中、西部10省份（自治區）的308個行政村，相較于已有研究普遍采用案例式的研究方法，本文的研究結論更具說服力。

一、理論分析與研究假說

多項研究表明中國經濟的高速增長并沒有伴隨居民幸福感的顯著提升，存在中國的“Easterlin幸福悖論”[6,25-26]，中國存在“Easterlin 幸福悖論”并不是否認經濟建設的重要性，因為如果經濟收縮居民幸福感也會隨之降低[27]，而是表明經濟增長的紅利并不會自動轉化成居民幸福感。種聰等在梳理近40 年的幸福經濟學文獻后發現，幸福感不僅與收入有關，同時還與個體特征、生態環境，以及經濟與政治環境有關，而中國的城鄉分割與收入不平等顯著抑制了居民幸福感的提升[28]。

農村集體產權制度改革作為“三農”領域重大的制度性改革，其目標是要建立歸屬清晰、權能完整、流轉順暢、保護嚴格的產權制度，進而推動共同富裕和城鄉協調發展[2]。那么，農村集體產權制度何以能夠影響農村居民的幸福感呢？首先，良好的產權保護制度是增加居民幸福感的重要先決條件。陳剛等利用CGSS（2006）數據實證分析發現，財產權利保護能夠顯著促進居民幸福感，并且其促進作用要大于政府效率與公共物品供給，作者由此認為完善財產權利保護制度可能是當前最有效率的增加中國居民幸福感的策略[29]。其次，已有研究顯示農村集體產權制度改革具有綜合效應，不僅能夠壯大集體經濟[9]、增加農民收入[11]，同時還有助于增加農村公共品供給[14]、改善村莊治理水平與信任水平[18-19]，以及降低城鄉收入差距[21]。而已有研究表明收入水平、公共品供給、治理有效、社會信任與收入差距都是影響居民幸福感的重要因素[29-33]。最后，收入差距作為影響居民幸福感的核心因素之一，其產生的原因包括努力不均等和機會不平等兩個部分，前者可以通過“正向隧道效應”，提升人們預期，從而增加居民幸福感；而后者會影響人們的公平感知和社會信任，進而降低居民幸福感[25]。根據萬廣華等的估算，中國縣區收入差距大約三分之一是由個人努力之外的環境因素造成的[34]，考慮到中國嚴重的城鄉分割現實，預計環境因素對城鄉收入差距的影響將超過三分之一。因此，改革戶籍制度、實現集體土地和國有土地同地同權、保障農村集體成員的收益分配權等將是落實農民平等參與和平等發展權利的有力舉措。農村集體產權制度改革通過明晰集體資產產權、量化折股、確權到戶等舉措，切實保障農村集體成員的收益分配權，可以消除部分環境因素導致的城鄉收入差距，因而，可能有助于提升農民幸福感?；谝陨侠碚摲治?，本文提出假說：

H1：農村集體產權制度改革能夠增強農民幸福感。

農村集體產權制度改革之前由于集體資產產權歸屬不明晰、經營收益不清楚，以及成員收益分配權缺乏保障等原因導致集體資產權能不完整、產權流動效率不高，最終影響集體經濟的發展和壯大；農村集體產權制度改革通過資產清核、股權量化、構建企業制度等方式充分利用市場機制配置資源，能夠盤活村莊資產資源、激發成員內生動力和吸引外部先進的生產要素，進而壯大集體經濟[9]。而壯大集體經濟可以改善村莊的公共基礎設施，增強農民公共性福利和對集體的認同，是提高集體行為能力的基礎，也是人民獲得感、幸福感和安全感更加充實的有力保障[35-36]。同時，產權明晰、權能完整的產權秩序是市場交易得以開展的前提，也是培育新型經營主體、吸引工商資本下鄉的重要制度保障[8]。當前,農村呈現出空心化、空巢化和老齡化等困境,農民難以被有效組織動員,農村共同體面臨消解[37]。農村空心化的本質是農村經濟機會的缺乏，一旦農村成為新型經營主體和工商資本的沃土，就可以恢復或增強農村經濟社會活力，實現農村勞動力的本地就業[38]。已有研究顯示，農民工不僅受城市參照點的影響，“相對剝奪感”更強[39]，而且由于面臨社會交往的困境和身份的歧視，遷移對農民工幸福感具有顯著的負向影響[40-41]。據此，本文提出假說：

H2：農村集體產權制度改革會通過壯大集體經濟和減少家庭成員外出務工增強農民幸福感。

已有研究顯示收入差距、公共品供給、治理有效對居民幸福感的影響在不同收入階層之間存在顯著的異質性[25,29,31]，其可能的原因在于：按照馬斯洛需求層次理論，人們在低收入階段首先會追求基本生理需求滿足，之后才會追求更多基本需求之外的物質滿足和非經濟目標[42]。2020 年按人均可支配收入五等份分組，農村居民低收入組人均可支配收入只有4681.5 元（同年脫貧標準為4000 元），而高收入組人均可支配收入是低收入組的8.23 倍[43]。據此，對于農村低收入群體而言，對降低生活成本的公共品供給或有助于提高收入的治理有效可能具有更加迫切的需求，對其幸福感影響也較大；而對于高收入群體，收入差距內含的機會不均等或“正向隧道效應”會顯著影響其“自我實現”，因而可能對其幸福感產生較大影響。而如前文分析，縮小收入差距、提升公共品供給效率、提高村莊治理水平都是農村集體產權制度改革可能產生的溢出效應，也是農村集體產權制度改革影響農民幸福感的重要路徑。因此，農村集體產權制度改革可能對不同收入階層農民幸福感的影響存在差異。

在后扶貧時代，鄉村脫貧后的返貧風險識別和防范與貧困村民的福祉密切相關，也是當前政府鄉村治理的重要方面。而農村集體產權制度改革在農村改革中具有基礎性、長遠性和總體性地位，事關農村改革綜合性效應的釋放[44]，因此，本文還關注農村集體產權制度改革對曾經建檔立卡貧困戶幸福感的影響。根據幸福飽和理論，收入對幸福感的影響符合邊際效用遞減規律[45]，而收入門檻理論進一步認為，人們的幸福感存在收入門檻，門檻之前收入與幸福感呈正相關，而門檻之后兩者之間不存在顯著關聯[46]?？紤]到脫貧人口（曾經建檔立卡貧困戶）屬于相對弱勢的貧困邊緣人口，是未來相對貧困人口的潛在增量，返貧風險極大，收入也相對較低，因此，相對于其他群體，農村集體產權制度改革內含的增收效應可能對曾經建檔立卡貧困戶幸福感具有更大的促進作用。綜上，本文提出假說：

H3：農村集體產權制度改革對不同收入階層、是否為曾經建檔立卡貧困戶幸福感的影響存在差異。

二、數據、變量與方法

1.數據來源

本研究數據來源于中國鄉村振興調查（CRRS)數據庫。該數據庫依托中國社會科學院重大經濟社會調查項目，圍繞“居民人口與勞動力”“農民收支與社會福祉”和“農村綜合改革”等農村發展的重要內容開展調查。項目組于2020年8-9月在廣東省、浙江省、山東省、安徽省、河南省、黑龍江省、貴州省、四川省、陜西省和寧夏回族自治區10 個?。ㄗ灾螀^）開展。項目所調查的省份分屬東、中、西部三個不同的經濟地區，且均是農村集體產權制度改革試點省份。調查綜合考慮經濟發展水平、區域位置以及農業發展情況，采用分層抽樣和隨機抽樣的方法，確定樣本省份、縣（市、區）、鄉（鎮）、村及農戶。

具體而言，其一，確定樣本省份。從不同經濟地區抽取省份數量的1/3 作為樣本省份。其二，確定樣本縣（市、區）。根據縣級人均GDP 等距分組，進而隨機抽樣（每個樣本省份根據GDP 平均分為五組，每組隨機抽取一個縣（市、區），即每個樣本省份共抽取5個縣（市、區）。其三，確定樣本鄉（鎮）。方法與樣本縣（市、區）類似，每個縣（市、區）抽取3個鄉（鎮）。其四，確定樣本村。根據同鄉鎮內的行政村經濟發展情況（“較好”和“較差”）進行抽樣，每組抽取一個村，即每個鄉（鎮）抽取2 個村。其五，確定樣本戶。根據村委提供的花名冊，篩選出在家農戶，進行等距分組，每組抽取1戶，一村共抽取14戶，其中2戶為備選。調查數據覆蓋全國50個縣（市、區）、156個鄉（鎮），共獲得308個行政村和3833戶農戶。在數據具體處理過程中，參照學界的一般做法，本文對個別數據缺失樣本采用插入中位數的方法補充缺失數值并剔除異常值。照此處理后，本文共得到有效個人樣本3793個。調查數據分為農戶、家庭和村莊三部分。個人調查數據包括年齡、性別及受教育程度等人口特征變量。家庭調查問卷包括外出從業、種植結構、家庭收支狀況等家庭人口特征變量。村莊調查內容包括土地狀況、農村生產經營及集體經濟發展等方面。

2.變量選取與描述性統計

（1）被解釋變量：農村居民幸福感。Miret等將幸福感分為兩類，分別是可評估的幸福和體驗的幸福，其中，可評估的幸福指代個體對生活質量多方面的評價，也可表述為生活滿意度；而體驗的幸福也被叫作主觀幸福感，是人們對積極或消極情緒的反應[47]。生活滿意度和主觀幸福感在一定程度上可以相互替代，但也存在差異。一般而言，主觀幸福感不能很好地體現非精神事物的偏好，而只能體現體驗效用，因此，如果將主觀幸福感作為政策評估的目標，可能低估政策的實際效應[48]?？紤]到本文的研究目的和數據的可得性，文中采用農村居民對經濟狀況、住房情況、生存環境、公共安全和公共服務5個維度的生活滿意度來衡量其幸福感。具體而言，參考羅明忠等的做法，采用等權重方法計算出農村居民個體上述五個部分分數的均值[49]，然后將其加總來表征農村居民幸福感。具體指標如表1所示。

表1 農村居民幸福感多維度指標體系構建及描述性統計

（2）核心解釋變量：農村集體產權制度改革。參照蘆千文等的研究[9]，本文選取“是否完成農村集體產權制度改革”進行表征。其中，已完成農村集體產權制度改革村莊的農村居民樣本賦值為1，將尚未完成（包括“還沒開始”和“正在進行”）改革村莊的農村居民樣本賦值為0。

（3）中介變量：村莊集體經濟發展水平和家庭成員是否外出就業（包括受訪者自己）?！按迩f集體經濟發展水平”同樣參考蘆千文等的研究[9]，選取“人均集體經濟凈收入”定義村莊集體經濟發展水平。其中，村莊集體經濟凈收入=村莊經營性收入-村莊經營性支出。而關于“家庭成員是否外出就業”，本文將家庭成員中有外出就業的賦值為1，將沒有外出就業的賦值為0。

（4）識別變量：縣域內其他村莊改革情況。由于農村居民是否進行農村集體產權制度改革可能受到外界政策環境及自身特征的“自選擇”問題影響，同時，由于存在不可觀測因素可能影響農村居民的改革情況，這將導致樣本選擇偏誤和內生性問題。因此，本文首先將采用傾向得分匹配法來解決文中可能存在的樣本選擇偏差問題。然而，這一方法并不能解決不可觀測因素導致的樣本選擇偏誤。對此，本文進一步采用內生轉換回歸模型（ESR），這一模型可以同時考慮可觀測因素和不可觀測因素造成的樣本選擇偏差問題，通過構建反事實框架，比較完成改革和未完成改革農村居民的幸福感差異，進而分析農村集體產權制度改革對提升幸福感的平均處理效應。

為了保證選擇方程和結果方程的可識別性，要求轉換方程中至少要有一個控制變量不包含在結果方程中，這一變量應直接影響農村居民是否完成改革，而非農村居民的幸福感。本文選擇“縣域內其他村莊改革情況”作為識別變量?！翱h域內其他村莊改革情況”可以作為識別變量是因為從相關性來看，中國地方政府在分權體制下的“標尺競爭”常常表現為各級地方政府間決策行為的“同群效應”[50]，因此，“縣域內其他村莊改革情況”會影響鄉鎮政府和村干部對農村集體產權制度改革進程的對標，進而對村莊農村集體產權制度改革產生影響；從外生性來看，“縣域內其他村莊改革情況”與外村村民的福祉直接相關聯，但與本村村民幸福感顯然沒有利益關系，因而很難直接影響本村居民的幸福感。

（5）控制變量。參考種聰等關于幸福感影響因素的研究[28]，同時結合本文的研究內容，分別控制了人口特征變量：性別、年齡、受教育水平、居民年收入、婚姻情況、健康狀況、是否擔任村干部、村莊治理參與情況、互聯網使用時間；村莊特征變量：對村干部信任程度、村莊治安情況和村莊市場環境。而考慮到不同地區的農村集體產權制度改革情況有所差異，本文還進一步對地區虛擬變量①地區虛擬變量設定：根據國家“七五”計劃，按經濟發展水平與地理位置相結合劃分不同區域，將樣本中山東省、浙江省、廣東省設定為東部地區；黑龍江省、安徽省、河南省設定為中部地區；四川省、貴州省、陜西省、寧夏回族自治區設定為西部地區。進行控制（東部、中部、西部，以東部地區為基準）。表2顯示了文中涉及的變量定義與描述性統計。

表2 變量定義及其描述性統計

由表2 可知，農村居民幸福感均值為4.064，這意味著樣本中農村居民對自身生活狀態滿意程度較高，幸福感較強。從農村集體產權制度改革的完成情況來看，截至2019年，樣本中約有66.2%的農村完成了改革。此外，樣本中中老年受訪居民較多，健康狀況良好，其中男性受訪村民占絕大部分，教育水平多在初中以下，擔任村干部的較少，總體來看對村干部比較信任。而鑒于本文的研究目的，表3進一步展示了已完成改革和未完成改革村莊村民幸福感的差異。

表3 農村集體產權制度改革與農村居民幸福感變量均值差異N=3793

由表3 可得，全國范圍內，相較未完成農村集體產權制度改革的農村居民，完成改革的農村居民幸福感更高，且平均高了0.063 個單位。進一步來看，相對于其他子樣本，農村集體產權制度改革顯著對中低收入村民、曾經建檔立卡貧困戶幸福感的促進作用更明顯。

3.模型設定

根據以上解釋變量的選取，本文首先構建如下實證模型：

式（1）中，Yi為被解釋變量即農村居民幸福感；Reformi為核心解釋變量，表示農村集體產權制度改革完成情況，Zi為包括地區虛擬變量、人口特征變量等在內的控制變量，α1和α2為變量相關系數，εi為隨機擾動項。

為檢驗農村集體產權制度改革對農村居民幸福感的作用機制，本文還進一步構建了中介效應檢驗模型，具體如下：

式（2）和式（3）中，Mi為中介變量即村莊集體經濟發展水平和家庭成員是否外出就業（包括受訪者自己），其他變量與式（1）的定義一致。

三、實證分析及檢驗結果

1.基準回歸分析

表4 中的模型3 在模型1、模型2 的基礎上多加了控制變量及地區虛擬變量，R2不斷提升，表明模型的解釋力在不斷增強。而農村集體產權制度改革的系數一直在0.01 水平下顯著為正，說明改革能夠顯著提高農村居民幸福感，假說1 得到驗證。通過模型3可知，完成改革的農村居民感到幸福的概率比未完成改革的農村居民高4.8%。

表4 農村集體產權制度改革對農村居民幸福感影響的估計結果N=3793

總體來看，控制變量影響系數符合預期。居民年收入、年齡、年齡的平方、性別、健康情況、互聯網使用時間、對村干部信任程度等控制變量與農村居民幸福感呈現顯著的正相關。

同時，本文的實證結果還顯示受教育程度和婚姻情況與農村居民幸福感之間呈現顯著的負相關，可能的原因是受教育程度高的人，對自身預期也較高，當現狀與預期存在差距時，個體便會產生自我懷疑，進而負向影響居民幸福感[51]；而婚姻經歷會降低居民幸福感，可能的原因是：一方面，本文的婚姻經歷代表的是未婚外的所有狀態（已婚、離異、喪偶）；另一方面，在調查樣本中47.4%的家庭存在家庭成員外出就業，因此，許多家庭存在夫妻兩地分居現象。而已有研究顯示分居、離婚和守寡會大大降低居民的幸福感[52]。

2.穩健性分析

上述回歸結果得出“農村集體產權制度改革會顯著增強農村居民幸福感”這一結論，但仍需進一步驗證結果的穩健性。

考慮到農村集體產權制度改革變量為二值變量，因此本文將采用傾向得分匹配法（PSM）來進一步檢驗研究結論的穩健性。首先，選擇前文中的控制變量作為協變量；其次，采用Logit 模型估計出是否已經完成改革農村居民的傾向得分；再次，進行傾向得分匹配；最后根據匹配后樣本計算平均處理效應。是否已經完成改革對農村居民幸福感的平均處理效應（ATT）的表達式如下：

式（4）中，YiT為農村居民幸福感，T和U分別代表處理組和控制組，Di為是否已經完成農村集體產權制度改革（完成=1；未完成=0）。

本文首先采用一對一近鄰匹配，通過對比匹配前后的變量標準化偏差和觀察共同支撐區域發現，協變量的標準化偏差在匹配后明顯縮小，符合匹配后標準化偏差應小于20%的建議。同時，絕大部分的樣本觀測值均在共同取值范圍內，故在進行傾向得分匹配時只損失少量樣本。

除一對一近鄰匹配外，本文還采用了一對四近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配進行PSM估計以考察匹配結果的穩健性，四種匹配結果如表5所示。表5估計結果表明，農村集體產權制度改革顯著提高農村居民幸福感，研究結論具有穩健性。

表5 傾向得分匹配（PSM）的處理效應N=3793

3.內生性檢驗

農村集體產權制度改革對農村居民幸福感的估計結果如表6所示。根據結果可得，Wald檢驗在1%的水平上拒絕選擇方程和結果方程相互獨立的原假設，且lnσ0、lnσ1均在1%的顯著性水平上不為0，說明不可觀測因素的存在會同時影響農村居民是否進行改革的決策行為以及其幸福感，必須對內生性問題予以修正，從而避免估計系數偏誤，本部分采用內生轉換模型進一步進行估計。

表6 農村集體產權制度改革與農村居民幸福感的內生轉換模型估計N=3793

內生轉換模型測算結果顯示：ATT=0.062，ATU=0.086。ATT的估計結果表明，在反事實假設下，完成改革的農村居民若未完成改革，其幸福感程度將下降0.062 個單位；ATU的估計結果表明，在反事實假設下，未完成改革的農村居民若完成改革，其幸福感程度將會提升0.086 個單位。通過ATT和ATU的對比，說明完成改革提高了農村居民的幸福感，且未完成改革農村居民完成改革后幸福效應明顯。

4.機制分析

本部分運用兩步回歸分析和Sobel分析方法檢驗農村集體產權制度改革對農民幸福感影響的作用機制?；谇拔牡氖剑?）得到了模型1 和模型3，基于式（3）得到了模型2 和模型4，具體回歸結果如下：

（1）村莊集體經濟發展水平。通過表7 中模型1 和模型2 可得，村莊集體經濟發展水平中介效應顯著，且發揮著部分中介作用。這意味著，農村集體產權制度改革能夠通過促進村莊集體經濟發展水平進而提升農村居民的幸福感。但根據Sobel檢驗結果，該中介效應占總效應的比重僅為8.16%。這說明雖然存在部分中介效應，直接效應對農村居民幸福感提升的作用卻更加明顯?？赡艿脑蚴?，農村集體產權制度改革作為中國農村改革的頂層設計，是一場深入人心的變革。經濟效應只是改革帶來的一小部分，更多的可能是改革讓廣大的農民群眾增強了信心，對未來有了更積極的預期。改革本身給農村居民帶來的這些直觀、積極感受對影響該群體幸福感的作用更大。

表7 農村集體產權制度改革對農村居民幸福感影響的機制檢驗估計結果N=3793

（2）是否外出就業。通過表7 中模型1 和模型2 可得，家庭成員是否外出就業（包括受訪者自己）中介效應顯著，且發揮著部分中介作用。首先，農村集體產權制度改革能顯著降低農村居民家庭成員外出就業概率；其次，改革會通過減少農村居民家庭成員外出就業進而增加其幸福感。根據Sobel檢驗結果，該中介效應占總效應的比重為8.33%，直接效應對農村居民幸福感提升的作用更加明顯?？赡茉蚺c前述一致，在此不加贅述。

綜上，農村集體產權制度改革會通過壯大集體經濟和減少家庭成員外出務工增強農民幸福感，H2得到驗證。

5.異質性檢驗

本文從不同收入水平、是否為曾經建檔立卡貧困戶兩個角度，檢驗農村集體產權制度改革對農村不同群體幸福感影響的差異。

從不同收入水平的角度來看，表8結果顯示，在中低收入組群中，完成農村集體產權制度改革的農村居民幸福感顯著高于未完成改革的農村居民；在高收入組群中，完成改革的農村居民與未完成改革農村居民幸福感差異不顯著。這意味著，進行農村集體產權制度改革對中低收入農民幸福感的促進作用更明顯，對高收入農民的幸福感提升作用有限。

表8 農村集體產權制度改革對農村居民幸福感的異質性檢驗估計結果

而從是否為曾經建檔立卡貧困戶角度來看，由表8結果可得，相對非貧困戶，完成改革對曾經建檔立卡貧困戶幸福感的促進作用更明顯。綜上H3得證。

四、進一步研究：Oaxaca-Blinder分解分析

1.Oaxaca－Blinder分解原理及步驟

為進一步透視改革和未改革兩類群體幸福感差異的來源，除前文農村集體產權制度改革導致的兩個因素之外（中介變量），本文還關注其他影響兩類群體幸福感差異的因素，因為這不僅可為后續農村集體產權制度改革推進過程中的重點施策提供有針對性的指導，同時，還可為其他提高農村居民幸福感的涉農政策提供較有價值的參考。據此，本部分使用Oaxaca-Blinder分解來進一步估計各因素對未完成改革和完成改革農村居民幸福感差異的相對貢獻。該方法最初用于研究勞動力市場中的性別歧視[53-54]。如今已廣泛應用于其他領域，包括關于幸福感的研究[55]。該分解法的計算具體分為兩個步驟。

首先，分別對未完成農村集體產權制度改革和完成改革的農村居民幸福感制定如下方程：

其中，下角標A 和B分別表示未完成改革和完成改革，Y表示農村居民幸福感的均值，X①和式（1）中的控制變量一致。表示相關解釋變量的均值，γ表示回歸系數，ε表示隨機擾動項。

其次，對以上方程的各個因素進行估計，得到估計方程回歸系數，利用Oaxaca-Blinder分解將未完成改革和完成改革的農村居民幸福差異分解如下:

其中，γA×（XA-XB）為稟賦差異，即可以解釋的部分，該部分由可觀察的個體特征差異來解釋；XB×（γA-γB）為系數差異，即不可以解釋的部分，該部分可以看作是由未觀察到的因素得到的殘差。

2.Oaxaca－Blinder分解結果及分析

根據表9 結果可知，在全樣本中，未完成改革和完成改革農村居民幸福感總差異為-0.063。其中，稟賦差異為-0.036，占了總差異的57.14%，高于系數差異占比。由此可得，稟賦差異是造成全樣本兩類群體幸福感差異的最主要因素，即稟賦差異解釋了未完成改革和完成改革農村居民幸福感差異的絕大部分。其經濟學含義為，如果未改革的農村居民具有與改革的農村居民同樣的稟賦條件，其幸福感將提高0.036。而在稟賦差異（可解釋部分）中，人口特征①具體分類見變量選取中的控制變量部分。、村莊特征、地區特征分別貢獻了0.01、-0.027、-0.019。

表9 未完成改革和完成改革的農村居民幸福感差異的分解結果N=3793

考慮到政策的可干預性，本文重點關注稟賦差異中村莊特征變量（村莊治安情況、村莊市場環境、對村干部信任程度）對兩類農村居民幸福感差異的影響。進一步從表9中可知，在全樣本，以及中低收入、高收入和非貧困戶三類子樣本的分解中，村莊特征變量總體解釋了稟賦差異的75%、69.23%、80.49%和68.75%。其中，村莊治安情況（分項）解釋了稟賦差異的27.78%、20.51%、51.22%和20.83%；對村干部信任程度（分項）解釋了稟賦差異的47.22%、48.72%、26.83%和45.83%，而村莊市場環境對稟賦差異幾乎沒有影響。因此，從政策干預的角度來看，提高村民對村干部的信任和加強農村治安是改善未改革農村居民幸福感的重要途徑，這與已有相關研究的結論相一致[56]。而結合農村集體產權制度改革的實踐，意味著一方面，在后續改革過程中一定要在資產評估、量化折股、成員界定、股權分配等環節做到程序規范、公開、透明；充分聽取村民代表的意見，盡量降低干群分歧；如果后續改革過程中村莊設立集體股，則要構建良好的管理監督機制，避免代理人侵吞集體資產，激化干群矛盾。另一方面，鑒于村集體經營性收入是提供村莊公共品重要的資金來源之一[14]，因此，在農村集體產權制度改革過程中要將發展、壯大集體經濟放在突出位置，增強村莊公共品（包括治安在內）的自給能力，這與本文機制分析部分的研究結果相呼應。

值得一提的是，在曾經建檔立卡貧困戶組群中，人口特征在很大程度上縮小了改革和未改革兩類群體幸福感的差異，這可能是因為與其他群體相比，曾經建檔立卡貧困戶群體內部收入差距較小，“相對剝奪感”較弱，而群體成員對預期也比較容易滿足。羅楚亮在研究城鄉幸福感差異時也觀察到與此相類似的“城鄉幸福悖論”現象[57]。除此之外，從表9中還可知，對村干部信任程度依然是曾經建檔立卡貧困戶子樣本中影響改革與未改革兩類群體幸福感差異的重要因素，這意味著針對其他樣本給出的改善干群關系，提高村民對村干部信任程度的對策建議同樣適合于曾經建檔立卡貧困戶子樣本。

五、結論與啟示

農村集體產權制度改革作為中國農村社會重大的制度性變革，被寄予促進城鄉協調發展，推動農民實現共同富裕的重任。系統評估農村集體產權制度改革，不僅能為理性看待這一政策的成效提供客觀依據，同時也可為確定后續改革推進的優先序指明方向。與已有研究著重于探討農村集體產權制度改革帶來某方面的影響不同（如增收、壯大集體經濟、縮小城鄉收入差距、公共品提供等），本文依循新福利經濟學社會政策評價思路，選取“農村居民幸福感”這一更加立體的指標對農村集體產權制度改革展開系統評估，其研究結論更能體現農村居民對改革不同方面的偏好，因此，相應的政策啟示也更具針對性。

運用中國鄉村振興調查（CRRS)數據庫2019 年數據，本文細致考察了農村集體產權制度改革對農村居民幸福感的影響程度、作用機制，以及對不同收入階層、不同特征村莊的異質性影響。不僅如此，為使后續農村集體產權制度改革進路有更加清晰的指引，本文還進一步通過Oaxaca-Blinder 分解法探究了改革和未完成改革村民之間幸福感差異的影響因素及這些因素的影響程度。主要研究結論如下：

第一，農村集體產權制度改革明顯提高了農村居民幸福感，完成改革的農村居民感到幸福的概率比未完成改革的農村居民高4.8%。第二，農村集體產權制度改革會通過壯大村莊集體經濟發展水平、減少家庭成員外出就業進而增進農村居民幸福感。村莊集體經濟發展水平、家庭成員外出就業在改革影響農村居民幸福感的關系中，均存在部分中介作用，對農村居民幸福感的中介效應占總效應比重分別為8.16%、8.33%。第三，農村集體產權制度改革對農村居民幸福感的影響存在明顯的異質性。從不同收入水平角度來看，改革對中低收入農村居民幸福感的促進作用更明顯。從是否為曾經建檔立卡貧困戶角度來看，改革對曾經建檔立卡貧困戶具有更大程度的正向影響。第四，Oaxaca-Blinder分解結果顯示，在全樣本、中低收入組群、高收入組群和非貧困戶組群中，稟賦差異（可解釋部分）內含的政策可干預變量（村莊特征）“村莊治安情況”和“對村干部信任程度”是影響改革與未改革農民幸福感差異的重要原因；而在曾經建檔立卡貧困戶組群，政策可干預變量中（村莊特征），僅“村莊治安情況”依然是影響改革與未改革農民幸福感差異的重要原因。

基于以上研究結論，本文得到如下啟示：第一，繼續深化農村集體產權制度改革，積極壯大農村集體經濟，聚焦本地就業崗位創設。具體而言，可積極探索各類集體經濟發展模式，著力培育農村新型經營主體，為大學生返鄉創業、工商資本下鄉積極鋪路，充分利用市場力量和社會資本助推鄉村“產業興旺”。第二，改革要統籌兼顧，分類施策，有序推進。要認真聆聽不同收入階層對農村集體產權制度改革多樣的政策訴求，在吸取各方意見基礎上，統籌兼顧，平衡多方利益。同時，改革要結合不同區域、不同原始稟賦村莊的現實情況，政策推進不搞一刀切。此外，鑒于群眾對改革不同方面的迫切程度存在差異，因此政策推進也不能平均施力，需要按照輕重緩急和群眾的迫切程度有序推進。第三，提高村民對村干部的信任程度，增強農村治安類公共品的提供能力。要以農村集體產權制度改革為契機，通過壯大集體經濟為農村公共品供給提供資金支持。農村集體產權制度關涉群眾的切身利益，尤其是在資產評估、量化折股、成員界定、股權分配等與群眾切身利益密切相關的改革環節要充分吸取村民代表意見，做到程序規范、公開、透明，盡量降低干群分歧；對村干部代理管理的集體資產要構建良好的管理監督機制，避免代理人侵吞集體資產，激化干群矛盾。