一、引言

本文旨在探讨社区中草根组织发育情况对居民幸福感的影响。亚里士多德(2003)曾写道：“我们把那些始终因其自身而不因他物而值得欲求的东西称为最完善的。与其他事物相比，幸福似乎最会被视为这样一种事物。因为，我们永远只是因它自身而不因它物而选择它。”可以说，破解幸福密码，已成为社会科学最值得研究的重要问题之一。经济学家Easterlin(1974)的研究成果是幸福经济学的研究基石，此后，越来越多的经济学家开始关注主观幸福感的研究。众多经济学文献从不同角度对影响幸福感的因素进行了研究，如个体特征(性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、民族、宗教信仰、健康状况、政治面貌等)，家庭因素(家庭收入、子女数量、劳动力占比、住房情况等)，社会经济环境(GDP、经济波动、政府质量、公共服务、环境、地理等)(Easterlin, 1995, 2005；Diener et al., 1999；Frey and Stutzer, 2002；Senik，2004；Dolan et al., 2008；Stevenson and Wolfers, 2008；Clark et al., 2010；MacKerron，2012)。除上述因素外，国内经济学者结合中国实际，考察了就业情况、住房情况、政府质量、村庄民主化水平等因素对中国居民幸福感的影响(罗楚亮、2006；李涛等，2011；陈刚、李树，2012；陈前恒等，2014)。

众多研究幸福感的文献中，个人参与社会组织和个人生活环境中的社会组织发育情况对幸福感的影响也得到了关注。理论上，个人参与社会组织具有工具价值和非工具价值，有助于提升幸福感。一方面，个人参与社会组织可以丰富社会经历、扩展关系网络，进而获取非正规互助或有价值的信息。另一方面，社会组织创造了社会公共空间，满足了成员的社会交往和情感的需要，从而增加了成员的幸福感(Meier and Stutzer, 2008)。然而，个人社会组织参与能否提升幸福感的实证研究并未达成完全一致的结论。Helliwell(2003)和Pichler(2006)的研究发现，个人参与除教会类社会组织的数量越多，幸福感越高。但是，Bjørnskov(2003)和Li et al.(2005)的研究则发现，个人社会组织参与和幸福感之间没有显著的相关关系。

仝志辉(2005)认为，不同种类的社会组织提供了各种公共便民服务，不仅提高了成员的物质生活水平，还提高了其在医疗、教育、环境、文化生活等方面的水平，增强了社区凝聚力，改善了成员的综合福利。Putnam et al.(1993)认为，社会组织能增强社会自主性，对地方政体发挥“外部效应”(如平衡地方权力)；而作为社会资本的一种形式，社会组织有助于建立良好的社会治理体系。除此之外，社会组织可以补充市场和国家功能的缺失，即弥补市场失灵和政府失灵(陶传进，2004)。一个地区社会组织越多，社会治理越好，居民幸福感越高。Helliwell(2003)和Helliwell and Putnam(2004)的研究都发现，一个国家人均参与社会组织数量越多，该国居民幸福感越高。

上述实证研究主要在发达国家展开，研究发现是否适用于发展中国家还不清楚。本文使用中国22个省111个县325个样本村庄的4863个农村居民的混合截面数据，探讨乡村草根组织发育情况对农村居民幸福感的影响。本文试图重点回答以下两个问题：第一，村庄中草根组织多寡对农村居民幸福感有影响吗？第二，如果乡村草根组织发育情况对农村居民幸福感具有正面影响，草根组织的货币价值为多少？本文研究意义有二：首先，首次利用全国性的调查数据对乡村草根组织发育情况与农村居民幸福感之间的关系进行实证研究，为社会组织发展情况和幸福感之间关系的讨论增添了新证据；第二，研究结果有助于解决如何提升中国居民幸福感的问题。持续40年的高速经济增长是中国留给世界的最深刻印象，但中国居民幸福感是否随着国家强大和经济快速增长得到相应提高这一问题，学术界莫衷一是。Easterlin et al.(2012)研究发现，虽中国经济保持持续高速增长，但中国人的幸福感并没有得到相应提升。根据《2017年世界幸福报告》，中国幸福排名在全世界155个国家和地区中仅为第79位，与中国作为世界第二大经济体的地位极不相称。从社会组织发展视角，找到打开中国居民幸福大门的钥匙，提升中国居民幸福感，是中国社会科学家的重要任务之一。

本文以下内容安排如下：第二部分简要介绍中国乡村的草根组织发展情况，提出本文的研究假说；第三部分对文章采用的研究方法和使用的研究数据进行说明，并对相关变量进行统计性描述；第四部分开展实证研究并对结果进行讨论，利用生活满意度法估计乡村草根组织发育的货币价值；最后一部分总结文章主要研究发现，提出相关政策建议。

二、制度背景与研究假说

陈前恒、魏文慧(2016)对“草根组织”进行如下定义：草根组织是指主要由基层民众自发成立、自主开展活动的自下而上的组织，该组织被视为一个独立于国家或者旧的宗族和封建纽带的个人行动自治空间的存在。在此基础上，结合其他的相关研究，将乡村草根组织定义为：由乡村组织或个人在乡村范围内单独或联合举办的、在乡村开展活动的、满足农村居民不同需求的组织^①。

① 对草根组织的定义，主要基于中国发展实践，对改革开放后新产生的乡村组织进行概念厘定。厘定过程中，我们着重区别他们与传统的宗族组织和乡村党政群组织(党支部、村委会、妇联、团委等)的差异。对草根组织，尤其是乡村草根组织的定义，是经过我们近10年对乡村组织发展实践的认识和总结而得到的。

20世纪70年代末到80年代初，国家对经济体制进行了改革，逐渐退出了对乡村社会生活的全面控制。基层国家政权日渐弱化，农村居民的需求日益多元化，开始追求更加活跃的结社生活，出现了大量的乡村草根组织。根据相关文献和调研经验，可以将这些草根组织基本上分为三类：经济类组织(如各种技术协会、合作经济组织等)；娱乐类组织(如老年协会、棋牌协会、文化体育团体)以及自我管理类组织(如用水者协会和红白喜事理事会等)。学者们对中国乡村草根组织的发育情况进行了深入的调查，经过对6省116个村庄的调查研究，刘永东等(2008)发现，三类草根组织共有181个，平均每个村庄1.560个。利用中西部7省120个贫困村庄的调研数据，陈前恒等(2014)发现120个村庄共有71个草根组织，平均每个村庄0.590个。这些文献表明乡村草根组织活动已经成为中国农村居民日常生活的一个重要构成部分，是“全球性结社革命”的一部分。

草根组织的发展，对中国乡村经济、政治、文化和社会生活等产生了比较大的影响。经济上，经济类草根组织能够有效解决小生产与大市场对接的问题，并在一定程度上实现规模经济，降低农户生产成本和交易成本，直接增加农村居民收入。另一方面，农户通过组织获取更多市场信息，从而有效规避风险，间接增加农村居民收入。蔡荣(2011)研究表明，“合作社+农户”这一模式能够显著降低市场的交易费用，提高农户的纯收入。尽管收入增长是否能够带来幸福增加仍存在一些争论，但对现阶段中国而言，收入与幸福感之间存在正相关关系(罗楚亮，2009；刘军强等，2012)，提高收入依然是增加幸福感的有效途径(王韬、鲁元平，2011)，而草根组织则通过增加农村居民收入提高其幸福感。刘同山(2017)研究发现，参与合作社会显著影响农户的幸福感，合作社社员的幸福感高于非社员幸福感。

政治上，草根组织的发展有助于促进乡村民主发展。第一，草根组织的发展能够促进村民参与村庄政治活动的热情。一些有关农村民主发展的研究表明，由于农民在村庄治理中缺乏公民性，合作能力不足以及社会资本的普遍不足，使得农民在获得充分民主权利的前提下，依然不能积极地参与到村庄的政治事务中，而草根组织的成立和发展则为解决这一问题提供了可行的方法。草根组织是民主培训学校，参与者能够从这里学习参与公共事务、力行民主生活所需的民主知识、态度和技能，形成一种人力资本，而拥有民主知识、态度和技能的参与者会更加积极地参与政治活动便是这种人力资本在政治领域的回报(Teorell，2003)。第二，草根组织可以对地方政体发挥“外部效应”，促进乡村治理发展。一方面，当合法权益受到侵害时，“善分不善合”的农民会选择“大事化小，小事化了”或者暴力冲突的方式解决问题，而乡村草根组织作为农民利益的代表，则会选择更理性的方式维护农民利益，监督政府权力，促进基层政府的职能转变；另一方面，草根组织的成立使得成员之间经常在一起活动，从而形成一个紧密的利益群体，为村民之间的信任和合作提供了基础，从而促进村级治理的民主(贺雪峰，2013)。陈前恒、魏文慧(2016)研究发现，村庄中的草根组织数量越多，村庄选举投票率越高。村庄民主程度的提高将带来幸福感的增加(陈前恒等，2014)。

文化上，草根组织的发展有助于促进乡村公共文化的发展。自20世纪50年代开始形成的城乡二元结构不仅体现在经济方面，也体现在文化方面。与城市公共文化建设投入相比，国家对农村的相关投入明显不足，导致农民对精神文化产品的需求长期难以得到满足，直接造成了农民的精神贫困，精神贫困继续催生物质贫困，农民陷入“文化贫困陷阱”。更为严重的是，如不及时提供丰富多彩的精神文化产品，将会导致严重的社会文化安全问题，致使不健康文化(赌博、迷信、邪教等)在乡村盛行，危害农村发展环境。草根组织活跃了当地农村居民的文化生活，满足了农村居民的精神需求，在一定程度上解决了乡村公共文化供给不足的问题(张晓山，2016)。息晨等(2017)的研究则表明，村庄公共文化的供给和发展对农民的幸福感有着显著的正向影响，即所在村庄公共文化供给越丰富，发展程度越高，农民的幸福感越高。

基于上述分析，提出本文研究假说：草根组织数量越多的村庄，其居民幸福感越高。

三、实证研究方法与数据来源 (一) 研究方法

我们通过研究相关经济学文献发现，已有文献主要使用线性回归模型(OLS)和有序概率模型(Ordered Probit or Logit Model)估计不同因素对幸福感的影响。线性回归模型将幸福感视作基数，而有序概率模型则将幸福感看作序数。Ferrer-i-Carbonell and Frijters(2004)指出，两种方法估计得出的结果中，自变量的回归系数值有所不同，但其方向和显著性基本一致。由于使用OLS方法估计得到的结果更为直观，本文首先使用线性回归模型(OLS)估计和探讨村庄草根组织发展情况对农村居民幸福感的影响。随后研究中，我们将使用有序概率模型对使用OLS方法估计出的结果进行稳健性检验。

本文用于实证估计的农村居民幸福感决定模型为：

$ SW{B_{in}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}\ln \left( {GR{O_n}} \right) + {\alpha _2}\ln \left( {{I_{in}}} \right) + \beta 'Z + \lambda T + \sigma r + {\varepsilon _{in}} $

(1)

式(1)中，SWB_in表示第n个样本村庄i村民自我报告的幸福感；α₀为常数项；GRO_n表示第n个样本村庄拥有的草根组织数量。草根组织在建立和发展之初，能够给农村居民带来较大的幸福感，但是随着其数量不断增加，给农村居民带来的幸福感的增加逐渐减少。也就是说，村庄草根组织发育程度对农村居民幸福感的增加效应是边际递减的。因此，对村庄民草根组织数量取自然对数。另外，从计量角度看，有些村庄的草根组织数量比较多，为弱化极值对计量结果产生的影响，也应做此处理。I_in表示第n个样本村庄i村民的家庭人均收入。众多研究幸福感的经济学文献中，幸福感通常视作效用的替代。为反映效用边际递减的特征，将其取自然对数。Z表示一组反映样本村民个人、家庭和所在村庄特征的向量。由于本文采用了2012~2017年不同时期的混合截面数据，故设置年份的虚拟变量T。根据以往研究，由于一些宏观因素也会影响到居民幸福感，而不同地区的宏观条件会有很大不同，会影响到不同地区的居民幸福感，因此设置地区虚拟变量r，分为东、中、西部。ε_in为误差项。

(二) 数据来源

本文所使用的数据来自笔者于2012~2017年开展的6次村庄和农户调查。调查共涉及全国22个省112个县337个村庄4969个农户。每次调查先在每个省域挑选1~3个县，然后在每个县内抽取若干个村庄作为调查村庄，再在每个村庄中随机抽取约15个农户。调查全部采用面对面访谈的方式，分为村庄问卷和农户问卷。村庄问卷由该村的村支书或者村主任进行回答，主要涉及村庄基本特征、社区基础设施和公共服务供给、主要经济活动、政治活动与村庄治理、人口与社会关系、村庄项目建设等情况。每个农户中由一人做代表回答农户问卷，问卷主要涉及到农户生产生活状况、政治参与情况和个人幸福感情况等。

2012年的调查涉及河北、湖北、湖南和四川4省8个县的64个村庄。2013年的调查在山西、安徽、河南、广西和贵州5省(自治区)11个县的88个村庄内进行。2014年的调查于河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西、海南、重庆、四川、宁夏等19省(直辖市、自治区)19县的38个村庄内开展。2015年的调查覆盖了河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、福建、山东、河南、湖南、湖北、广东、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏等22个省(直辖市、自治区)的33县66个村庄。2016年的调查涉及河北、山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、福建、山东、河南、湖南、湖北、广东、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏等22个省(直辖市、自治区)22县43个村庄。2017年的调查覆盖了河北、山西、内蒙古、黑龙江、安徽、江西、福建、山东、河南、湖南、湖北、广东、广西、重庆、四川、贵州、陕西、甘肃、宁夏等19个省(直辖市、自治区)19县38个村庄。

由于6次调查为不在同一时点对不同对象进行调查，本文使用的数据为混合截面数据。对一些无效样本进行剔除后，本文最终获取22个省111个县325个有效村庄样本和4863个有效农村居民样本。

(三) 变量的选取及描述

1.幸福感。测量幸福感的方法比较多，大部分国家的调查研究常常使用单个题目来测量幸福感。世界价值调查向被调查者提问如下问题：“综合考虑所有因素，你如何评价这段时期的生活状况？”, 回答者可以从1(不满意)到10(满意)这十个数字中选择答案来评估其生活满意度。欧洲指数调查向被调查者提出一个问题：在考虑所有因素的基础上，您对自己的生活感到非常满意、一般满意、不是很满意还是一点也不满意？德国社会经济研究所的调查所包含的问题为：总体而言，你如何评价你当前的生活满意度水平？这一问题的答案对应着0至10之间的代表 11个等级的分数，其中0对应着“完全不满意”，10代表“完全满意”。美国总体社会调查包含的问题为：将所有的因素考虑进来，您如何评价最近的生活质量？针对这一问题有三个答案：非常幸福，一般幸福和不太幸福。Wilson(1967)研究发现，使用这样一个简单的问题来测量幸福感具有可靠性和有效性。

本文通过农户调查问卷中的“如果评价一下过去的一年您自己日子过得是否满意，您给自己打几分？”这一问题获得农村居民的幸福感数据。问卷设计1-10分，1分为非常不满意，10分为非常满意。对调查数据进行简单处理后可以发现，4863个样本农村居民的幸福感平均水平为7.41，其中自我评分在5分及以上、8分及以上的分别占92.64%和55.17%。其中打分为“8分”的比例最高，为24.16%，“10分”比例次之，为18.80%。这表明，大部分农村居民的幸福感较高。表 1汇报了4863个被调查农民居民的幸福感分布情况。

2.草根组织发育情况。这是本文关注的核心解释变量。根据调查发现，325个样本村庄中，共有874个草根组织。其中，经济类组织365个，娱乐类组织324个，自我管理类组织185个。平均每个样本村庄有2.69个草根组织。其中，平均每个村庄分别拥有1.12个经济类组织、1个娱乐类组织和0.57个自我管理类组织。需要说明的是，15.39%的被调查村庄没有草根组织，这表明，这些村庄的社会资本存量比较少。

3.控制变量。鉴于前人相关研究成果(MacKerron，2012)与调查数据可得性，本文在核心解释变量之外，还增加了三组控制变量，包括农民个人特征、家庭特征和所在村庄特征变量。这些控制变量的描述性统计见表 3。

个人特征变量方面，选取了被调查村民的性别、年龄、受教育年限、政治面貌、婚姻状况、宗教信仰、外出打工情况以及个人身体健康情况等变量。从样本的统计分布情况来看，被调查者平均年龄是51.06岁。83.47%的样本农村居民为男性。平均受教育年限为6.53年。86.20%的受访者为已婚。12.71%的被调查农村居民有宗教信仰。28.01%的被调查者有外出打工的行为。47.98%的被调查者认为自己的身体健康，34.34%的被调查者认为自己的身体健康状况为“一般”。

家庭特征变量方面，样本农村居民家庭人均总收入的平均值为11111.51元。将其加1取对数后，平均水平为8.78。

所在村庄特征变量方面，样本村距离主干道的平均距离为3.69公里，88.98%的村庄拥有医务室。除上述反应村庄地理和公共基础设施的特征变量外，还选取了“召开村民大会的次数”这一变量以反映村庄民主情况。为了减小极值对估计结果造成的影响，对该变量加1取对数。

四、计量结果分析与讨论 (一) 村庄草根组织发育与幸福感：基准回归

考虑到多重共线性问题，首先使用方差膨胀因子(Variance Inflation Factor)进行检验，结果表明除了年龄、年龄平方项之外，其他变量间均不存在严重的多重共线性问题。此外，考虑到同一村庄内个人之间幸福感可能相关，本文采用聚类稳健误进行处理。模型1中只加入了核心解释变量，即草根组织数量自然对数以及反映调查年份的时间虚拟变量和反映调查区域的区域虚拟变量；模型2加入了反映样本农民个人特征变量；模型3进一步加入了家庭人均收入这一家庭特征变量和反映农村居民所在村庄的特征变量。各模型的估计结果见表 4。

根据表 4所汇报的结果，在只有核心解释变量的情况下，农村居民幸福感与村庄草根组织数量之间呈正相关关系，且在1%的统计水平上显著(模型1)。加入农村居民个人特征变量、家庭特征变量和所在村庄特征变量后，农村居民幸福感与村庄草根组织发育之间继续呈显著的(5%水平上)正相关关系(模型2、模型3)。

(二) 内生性问题

上文结果初步表明了村庄中的草根组织数量与农民幸福感之间具有显著的正向相关关系，但这并不意味着能得出增加村庄中的草根组织数量就能提升农村居民幸福感的结论。首先，两者之间可能存在逆向因果关系，即实际上是幸福的村民更乐意建立一些草根组织，而不是增加草根组织的数量就能增强农村居民幸福感。其次，可能存在一些未被观测到的重要遗漏变量，导致了草根组织数量与农民幸福感之间的虚假相关。

为解决模型估计中可能存在的内生性问题，本文进一步利用工具变量法重新估计草根组织数量与农村居民幸福感之间的关系。本文所使用的工具变量分别为“村庄党支部书记的受教育年限”和“样本村民所在省域的人均民间组织数量”。

首先，本文从理论上确定两个工具变量的相关性和外生性。在中国，党支部领导村庄的事务管理，村庄党支部书记往往是村庄中最有影响力的人物。如村庄党支部书记受教育程度较高，他可能更清楚地认识到发展村庄草根组织的意义和重要性，从而更加支持村庄草根组织的建立和发展，村庄草根组织数量会更多。然而，村庄党支部书记的受教育年限并不会影响该村庄农村居民的幸福感。另一方面，“样本村民所在省域的人均民间组织数量”可以反映样本农村居民所在区域内群众建立民间组织的意愿和水平，但不会直接影响样本农村居民的幸福感。

其次，确定所选工具变量的有效性。由于选取了两个工具变量，需要进行过度识别检验。本文检验结果不能拒绝“所有工具变量均外生”的原假设(p值为0.2076)。第一阶段回归中，Shea's Partial R²是0.0163，稳健F统计量为35.5874，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。同时进行名义显著性水平为5%的沃尔德检验，其最小特征值为40.0585，大于任何一个临界值(7.25-19.93)，拒绝“弱工具变量”的原假设，从而避免了由于“弱工具变量”而带来的“显著性扭曲”问题。(陈强，2014)。为了稳健起见，使用有限信息最大似然法(LIML)对工具变量进行再次检验，两种方法所得到的系数及稳健标准误完全一致，也从侧面印证了“不存在弱工具变量”。

最后，利用选定的工具变量进行异方差稳健的DWH检验草根组织发育的内生性问题，DWH检验的p值为0.0585，草根组织发育的内生性问题并不严重。根据伍德里奇(2009)的研究，本文最终接受模型3的结果。村庄草根组织个数每增加1个百分点，农民幸福感增加0.00174。尽管数值较小，但考虑到模型中因变量取值范围为1~10，村庄草根组织发育程度对农村居民幸福感的影响具有经济意义。

(三) 稳健性检验

本文使用两种方法检验村庄草根组织发育程度对农村居民幸福感具有显著正向影响的结论的稳健性。首先，由于农村居民幸福感的平均数为7.41分，因此将幸福感水平为“1~7分”的赋值为0，“8~10分”的赋值为1，采用二值Probit(Binary Probit Model)对二者的关系进行探讨(模型4)；其次，将幸福感看作有序变量，采用有序概率模型(Ordered Probit Model)进行稳健性检验(模型5)。两个模型估计所得结果如表 5所示。可以看出，使用二值Probit模型回归发现，村庄草根组织发育程度对农村居民的幸福感具有正向影响，且在5%的统计性水平上显著。使用有序概率模型回归发现，村庄草根组织发育程度对农村居民的幸福感具有正向影响，在10%显著性水平上显著。总体上，村庄草根组织发育程度对农村居民幸福感具有显著正向影响的结果是稳健的。

(四) 村庄草根组织的货币价值估计

上文已论证草根组织发育程度对农村居民幸福感具有显著正向影响，本节继续使用生活满意度法估计村庄草根组织的货币价值。目前，生活满意度法主要应用于估计具有公共产品特性的非市场物品的经济价值与具有负外部性的社会事件产生的社会成本。Welsh(2002)利用跨国的幸福感数据对经济增长和环境污染之间的关系进行了研究，发现空气质量改善具有相当大的货币价值。此后的实证研究也表明发达国家空气污染物排放的减少能显著地提高居民的生活满意度，因而具有很大的经济价值(Welsch H，2006；Luechinger S，2009)。还有一些学者利用莫斯科的数据(Frijters and Van Praag，1998)、澳大利亚的数据(Carroll et al., 2009)以及其他国家的数据(Rehdanz and Maddison, 2005)对气候变化的货币价值进行了估算。生活满意度法还被用于估计噪音产生的社会成本，如Praag and Baarsma (2005)；国内学者如陈前恒等(2014)使用调研数据对村庄民主的货币价值进行了估计，发现村庄民主发育程度每增加1个百分点带来的幸福感增加相当于农民年人均纯收入增加18.470个百分点带来的幸福感增加。除此之外，还有学者利用生活满意度法对内战冲突、犯罪、腐败和恐怖主义等产生的社会成本成本估算。

本文把使用生活满意度法估计草根组织货币价值的过程阐述如下。首先，假设农村居民的幸福感决定方程为：

$ SWB = F(GRO,I) $

(2)

用dGRO和dI分别表示GRO和I的微小变化。则当农村居民的幸福感变化为0时，可得式(3)：

$ dSWB = \left( {\partial \;SWB/\partial \;GRO} \right)\cdot dGRO + \left( {\partial \;SWB/\partial \;I} \right)\cdot dI = 0 $

(3)

则村庄草根组织个数与人均收入之间的边际替代率(MRS)为:

$ MRS = M{U_{GRO}}/M{U_I} = - dI/dGRO = \left( {\partial \;SWB/\partial \;GRO} \right)/\left( {\partial \;SWB/\partial \;I} \right) = MV $

(4)

(4) 式中MU_GRO表示村庄草根组织发育程度的边际效用，MU_I表示货币收入的边际效用。MV为村庄草根组织发育的边际价值。

具体而言，本文采用的具体幸福感决定模型(同上文(1)式，为了便于读者理解，在此复述一次)为：

$ SW{B_{in}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}\ln \left( {GR{O_n}} \right) + {\alpha _2}\ln \left( {{I_{in}}} \right) + \beta \prime Z + \lambda T + \sigma r + {\varepsilon _{in}} $

(1')

则村庄草根组织发育程度与人均收入之间的边际替代率为：

$ MRS = MV = \left( {\partial \;SWB/\partial \;GRO} \right)/\left( {\partial \;SWB/\partial \;I} \right) = \left( {{\alpha _1}/{\alpha _2}} \right)\cdot ({I_{in}}/GR{O_{in}}) $

(5)

其中，α₁表示村庄草根组织发育程度的自然对数对幸福感的影响系数，α₂为农民年人均纯收入的自然对数对主观幸福感的影响系数。式(5)表明，若要使农村居民的幸福感保持不变，村庄草根组织发育程度的变化率必须为家庭人均收入变化率的|α₁/α₂|倍。

根据模型3的结果，村庄草根组织数量的自然对数的系数为0.174，农村家庭人均总收入的自然对数的系数为0.261。因此，村庄中草根组织数量每增加一个百分点带来的幸福感增加相当于家庭人均总收入增加0.667(0.174÷0.261=0.667)个百分点带来的幸福感增加。

(五) 控制变量与幸福感

依据模型3估计的结果，本文得到以下基本发现：

1.年龄的一次项系数为负，二次项系数显著为正。这表明，农村居民幸福感与其年龄之间呈“U型”关系。即随着年龄的增长，居民的幸福感先下降；于中年时期达到幸福感的最低水平；随着年龄增长，幸福感又开始上升。这主要因为，中年人的家庭“上有老，下有小”，各种压力比较大。这一研究发现与Winkelmann and Winkelmann(1998)，Frey and Stutzer(2000)，Alesina et al.(2001)，何立新、潘春阳(2011)等人所得到的结论基本一致。但是本文的估计结果显示农村居民在30岁时的幸福感水平最低，与其他文献的结果有所不同。

2.受教育年限系数为正，且在1%的统计水平上显著，这说明，受教育年限高的农村居民具有更高的幸福感。本文研究发现进一步支持了Blanchflower and Oswald(2004)和Ferrer-i-Carbonell A and Frijters P(2004)的研究结论，但与Clark et al.(1994, 1996)的研究发现相反。

3党员系数为0.395，在1%的统计水平上显著。也就是说，党员的幸福感比非党员高0.395。一方面可能因为内心具有信仰的人会拥有更高的幸福感；另一方面在于党员身份有助于增加社会资本和社会地位，从而带来更高的幸福感。

4.是否处于婚姻状态的系数为0.487，在1%的统计水平上显著。换言之，处于婚姻状态的农村居民具有更高的幸福感，这与Dolan et al.(2008)的研宄结论相一致。究其原因，在于对个体而言，通过婚姻而建立的家庭具有重要的职能，如提供情感支持，提高风险承担水平等(袁晓燕，2017)。研究发现，越健康的人，幸福感越高。这与Frey and Stutzer(2002)和李涛等(2011)的研究结论相吻合。

5.家庭人均总收入与幸福感呈显著正相关。尽管收入增长与幸福感之间的关系仍存在一些争论，但对现阶段中国而言，收入增长能够显著提高农民的幸福感受，这一研究发现与Easterlin(1995, 2005)、Stevenson and Wolfers(2008)及陈前恒等(2014)研究发现一致。

6.生活在平原地区的农村居民的幸福感高于生活在丘陵和山地的农村居民。作为反映村庄民主状况的村民大会次数对农村居民幸福感的正向影响并不显著，这一研究发现与陈前恒等(2014)的研究发现不一致。有卫生室的村庄的农民具有更高的幸福感。

7.是否有宗教信仰、是否有外出打工经历、入村道路硬化情况、所在村庄与主干道距离、村庄内是否有自来水、路灯及图书馆等公共设施等变量对农村居民幸福感没有显著影响。

五、结束语

本文使用中国22个省111个县325个村庄和4863个农村居民的混合截面数据，研究了农村社区中草根组织发展情况与农村居民幸福感之间的关系。为社会组织发展和幸福感之间关系的讨论增添了新证据，且这一证据是来自一个拥有众多人口的发展中国家。研究发现，村庄中草根组织数量越多，其居民幸福感越高。进一步，使用生活满意度法对草根组织的货币价值进行估计后发现，村庄中草根组织数量每增加1个百分点带来的幸福感增加相当于家庭人均总收入增加0.667个百分点带来的幸福感增加。

研究结果对如何认识草根组织的价值具有重要的政策含义。草根组织的发育能够促进人类活动追求的终极目标——幸福的增加，这表明，草根组织之于幸福感的提升具有工具价值，为促进草根组织的发展提供了理论支持。但长期以来，由于社会对草根组织的作用没有给予足够的重视，草根组织的发展面临着各种阻碍，例如注册门槛较高，缺乏资金和高素质的管理人才等，这些困难使得草根组织很难高效运转，从而影响了草根组织效用的发挥。

本文的研究结果——农村草根组织的发育对农村居民的幸福感具有显著的正向影响，提醒我们应该重视农村草根组织的健康有效发展问题。

本文研究发现对如何提升中国居民幸福感也具有重要的政策含义。新时代背景下，人们不仅对物质文化生活提出了更高的要求，而且会更加注重对更高幸福感的追求(刘少波，2017)。尽管中国取得了令世界瞩目的经济增长奇迹，但幸福感上取得的成就并不令人满意。研究发现，收入影响人们的幸福感，但非收入因素对人们的幸福感也具有重要的影响。也就是说，要提升中国居民的幸福感，公共政策不能仅关注居民的收入增加，还需要关注其他方面的建设。研究表明，发展乡村草根组织是提升中国农村居民幸福感的一个有效途径。