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Well-being of eco-migrants: A multidimensional analysis of drivers and constraints in the northern foothills of the Qilian Mountains

  • WANG Ya , 1 ,
  • LI Jun-hao 1, 2 ,
  • ZHOU Li-hua , 2, 3
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  • 1. State Key Laboratory of Ecological Safety and Sustainable Development in Arid Lands, Northwest Institute of Eco-Environment and Resources, CAS, Lanzhou 730000, China
  • 2. University of Chinese Academy of Sciences, Beijing 100049, China
  • 3. Institutes of Science and Development, CAS, Beijing 100190, China

Received date: 2024-04-08

  Revised date: 2025-06-03

  Online published: 2025-09-28

Abstract

Ecological migration is an important means to achieve green and high-quality development and a key subject for rural revitalization. Identifying the truth of eco-migrants' lives and their original image of happiness is a crucial prerequisite for creating an ideal living situation of "poetic dwelling" for eco-migrants and achieving the ultimate goal of rural revitalization in the New Era. By employing the survey data of 30 villages and 500 eco-migrants in Wuwei city at the northern foothills of the Qilian Mountains, the subjective sense of happiness of eco-migrants and their group differences were clarified. An Ordered Probit model was utilized to identify the obstacles and potential of happiness under multi-situation. The results show that: In Wuwei, about 55% of the respondents report feeling "happy" and they tend to be "relatively happy". There is no "Easterlin paradox" between income and happiness. The potential of economic income to enhance happiness increases slightly with the introduction of variables related to rights protection, yet decreases with the inclusion of variables of relative deprivation. The government's acceptance of recommendations, perceptions of fairness, satisfaction with public facility construction, social integration capacity, and availability of financial opportunities all significantly enhance immigrants' sense of happiness, with the government's acceptance of recommendations exerting the most significant enhancing effect. The multiplicity of livelihood risks, relative consumption, the availability of training opportunities, and attachment to the emigration area are key obstacles to enhancing immigrants' sense of happiness. Improving the livelihood level, acceptance of suggestions, and belonging sense for the new village should be the ideal solution and the final destination of improving happiness.

Cite this article

WANG Ya , LI Jun-hao , ZHOU Li-hua . Well-being of eco-migrants: A multidimensional analysis of drivers and constraints in the northern foothills of the Qilian Mountains[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2025 , 40(10) : 2682 -2700 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20251007

“幸福”作为人类发展的共同愿望和终极目标,融合了人们对美好的所有憧憬与想象。随着国家治国理念由过去单一聚焦“生产导向”的国民经济账户体系向“幸福导向”转变,重新认识、评价、追寻与增进“幸福”就成为政府和学术界聚焦的核心议题[1],亟需辨明各类群体的幸福感现状、差异、影响因素及作用机制。移民作为经济全球化的产物,其流动与迁移现象日益普遍。据国际移民组织统计,全球移民数量持续增长,2020年已接近2.72亿人[2],2050年预计将达4.05亿人[3]。这一趋势引发了迁移对人类福祉与发展影响的思考(特别是对生产生活福利、幸福感),如何削弱各类风险对其可持续生计的影响,提高移民福祉成为当前研究的热点。现有研究多关注于迁移给移民带来的收益与损失、迁移前后移民幸福感或福利状况的变化、移民与当地人的幸福差距[4]等问题,对特殊移民群体关注不足(如生态移民、扶贫移民等)。作为乡村重构的重要形态和乡村振兴不可或缺的关键对象,生态移民一直是学界关注的热点[5]。在巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接的关键节点,如何更好地实现生态移民的移居愿景,建设、生成、持续海德格尔“诗意地栖居”的理想生活情境是当前移民研究亟待回应的关键科学问题。
“诗意地栖居”是环境哲学、环境伦理学及人类学等多个学科关注的重点,最初由荷尔德林在其诗作《人,诗意地栖居》中提出,1951年海德格尔将其阐释为用生活中的诗意去对抗科学技术导致的生活僵化、碎片化及与自然的疏离[6],是探讨人与自然和谐共生的重要理念。其核心主旨意在辩证思考栖居空间的生存本义与物理建构、诗性空间的文化秩序与生成逻辑,为理想生存处境与状态的本真解读、空间建构提供理论支撑[7,8]。所谓“诗意地栖居”即是对个体生存状态的诗意追求和理想表征,其关键在于能动者内心的安详和谐及对幸福的感知。因此,幸福感就成为测度“栖居空间诗意化”的重要维度和解答“诗意化栖居空间建构与持续”的关键切入点。当前,公共媒体和学界对移民搬迁后的现实生活图景刻画存在既“幸福”又“不幸福”的矛盾描述。那么,生态移民生活的现实底色和心境原像到底如何?其幸福感提升的关键障碍为何?为解答上述问题,本文以中国祁连山北麓武威市生态移民为案例,基于移民问卷数据,系统分析移民主观幸福感评价的空间分布及群体差异,运用Ordered Probit模型揭示影响移民主观幸福感的内在机制和关键阻点,探索“诗意地栖居”愿景的实现路径,为中国高山、绿洲、荒漠区乃至全球范围内搬迁移民的福祉保障机制构建提供借鉴与启示。

1 文献回顾与研究假设

1.1 生态移民及其幸福感研究综述

当前生态移民的研究多聚焦于移民生计风险[9]、社会融合[10,11]、生活满意度[12]、空间资源配置与生活空间演化[5,13]、乡村重构与后续产业发展[14]等方面,对其幸福感的研究较少。已有研究通常将幸福感拆解为主观幸福感、物质财富满意度、社会福祉水平三个维度[15],研究设计多基于一年期的截面数据,难以从动态视角进行幸福感变化的来源与组态分析。在测度方法上,现有研究主要采用两种路径:一是自评方式,通过生活地图法还原移民的心理感知以反映其主观幸福感;二是构建多维幸福感评价指标体系,运用线性加权法、因子分析法及TOPSIS法进行综合测度。现有研究视角存在一定局限性,缺少对移民幸福感的动态影响机制及系统化提升策略方面的深入探讨。因此,真实复刻移民的幸福“原像”,探寻其幸福的损益机制及关键障碍,构建个体幸福的提升策略、适配路径与跨层次配方对回应“诗意化栖居空间建构与持续”至关重要。
幸福感研究已从早期哲学、宗教领域的本体论探索,拓展至社会学、经济学及心理学范畴的本真与规律研究[16],呈现交叉、融合、综合性的发展趋势。幸福测度、影响机制及提升策略是其研究核心,依托幸福的现实场景又衍生出幸福感流失、幸福感损益与主观幸福感代际再生产效应等研究热点。现有研究多围绕主观幸福感测度、“收入—幸福”悖论的存在性及形成机制、幸福的时效性等问题展开,并开发出萨缪尔森幸福指数、娥妮指数、体验取样法、PERMA模型等一系列分析范式[17],形成了“踏水车理论”“赫希曼隧道效应”“幸福跑步机”等代表性观点(表1)。尽管学界在实证层面对幸福感的测度及其影响因素进行了一定探索,但各量表测量学指标的考证和影响因素分析尚缺乏跨学科研究,有待将经济的、社会的及心理的解释机制融合进一个综合性框架来考察各项机制间的独立影响及交互作用。
表1 幸福感的多学科研究总结

Table 1 Summary of multidisciplinary research on happiness

学科 概念 研究
视角
内涵偏向 重要理论 代表人物 方法/模型 调整
策略
哲学 美好生活各方
面的总称,是
通过美好的生
活和具有价值
的事情而获得
积极影响或满
足感
享乐观 追求或实现目标而伴随产生的积极影响 享乐论、生活
满意度
伊壁鸠鲁、赫拉克里特、德谟克利特、费尔巴哈、边沁 生态瞬时评估法
(Steptoe)
调整心态、控制欲望
实现观 个人追求卓越、美德和自我实现的过程 实现论、欲望实现论、非实现论客观清单 亚里士多德、苏格拉底、柏拉图、黑格尔、伯特兰·罗素、卡尔·马克思
社会学 是许多社会、
文化和经济变
化的一种间接
因果关系
社会人
立场、
互动论
幸福是从与他
人的互动过程
中获得的,要重视社会支持、社会参与、价值观、信仰
基于自利理论的“结构决定论”、基于相对剥夺感的“局部比较论”、基于制度环境的“集体机制论”和基于价值观念的“文化归因论”、公平论、社会融入理论 Runciman、黄有光、Frey和Stutzer、Inglehart ① 社区幸福=亲仁善邻+社区培力
② 娥妮指数=平均净快乐指数-人均环保危害
③ 快乐星球指数=已过平均幸福年数/人均生态足迹
调整行为方式
经济学 经济效用最
大化带来的
满足感
理性人假设、效用论、社会比较理论 幸福感源自个人需求的满足、亦可通过比较获得 踏水车理论、收入—幸福悖论、赫希曼隧道效应、向上流动期望假设、同质性参照群体假设 保罗·萨缪尔森、伊斯特林、边沁、杰文斯 幸福=效用/欲望
人类发展指数HDI
卡尼曼的“日重构法”
体验取样法
调控
收入
和欲望
心理学 主观的、存在
于个人经验中的、运用积极
而非消极的方式,对一个生
活领域的全面
性评估
自我实现观、自我决定论 幸福感的主观
感知、心理幸
福感、实现幸
福感
认知理论、情感理论、心流理论 Seligman、Newman、Ryff和Keyes、Waterman PERMA模型
DRAMMA模型
幸福的持久度=幸福范围+生活环境+自我可控因素
总幸福指数=先天的遗传素质+后天的环境+你能主动控制的心理力量
调整心
理基线,积累心
理资本
定点理论、完全适应理论 心理距离、心理适应机制、时间偏好 幸福跑步机、期待效应、损失厌恶、聚焦错觉 Silver、Diener、Kahneman

1.2 理论回顾与研究假设

1.2.1 绝对收入、相对偏好理论与主观幸福感

在古典经济学效用函数框架下,效用即幸福,收入增加促进幸福提升[18]。Diener等[19]、Easterlin[20]和Blanchflower等[21]已证实绝对收入与主观幸福感显著正相关。高收入代表更多的选择权和消费能力,能有效满足个体的偏好与需求。中国现已全面脱贫,但生态移民仍处于马斯洛需求层次的底层,其绝对收入水平远低于城镇居民。绝对收入对移民主观幸福感依然存在显著的边际贡献,故假设:
H1:家庭总收入与移民的主观幸福感显著正相关。
然而,收入与幸福感呈现倒“U”曲线关系[22],Easterlin[23]的“收入—幸福悖论”指出经济增长不一定带来幸福感的提升,影响主观幸福感的核心在于相对收入,会受到“享乐主义”(与自己过去经历的纵向比较)和“社会比较”(与社会参照群体的横向比较)的影响[24]。而Duesenberry的“相对偏好理论”却认为相对消费水平才是解释“幸福悖论”的关键[23,25]。消费水平作为个体相对社会地位和相对经济收入的体现,故假设:
H2:搬迁后家庭相对消费的提升会显著降低移民的主观幸福感。

1.2.2 相对剥夺、社会比较理论与主观幸福感

马克思的社会效用观认为个体的需要和快乐根植于社会比较之中[26]。社会比较理论将他人视为比较的尺度来进行自我评价,并通过“攀比效应”或“隧道效应”对其产生影响[27]。何立新等[28]认为主观幸福感“正向隧道效应”的实现取决于机会均等。生态移民在空间重构、社会整合、资本重聚的过程中,受系统脆弱性与社会排斥的交互影响,易诱发多尺度风险传导(如微观个体层面的返贫风险、中观家庭层面的回迁现象、宏观社区层面的制度脱嵌),较其他群体面临更多的机会缺失,而这种机会均等更多地体现在机会获取(金融和培训)与权力公平(享有数量相当、质量相同和结果一致的服务、资源或选择权)上[29],故假设:
H3:金融机会的可得性与移民的主观幸福感之间存在显著的正向影响。
H4:培训机会的可得性与移民的主观幸福感之间存在显著的正向影响。
H5:公共设施建设满意度越高,移民越感到幸福。
“负向隧道效应”的生成可用相对剥夺理论解释,其源于行动者对价值期待与价值能力之间认知上的不一致[30]。行动者的价值期待多来源于参照群体、过去的生活条件和公平理念(可用横向群体的分配正义和资源公平、政府对移民的关注和民主来表征)[31]。当个体层面无法实现物质和心理上的全要素公平与匹配时,这种以相对剥夺形式表征的心理落差会改变其幸福导向。作为生态环境变迁作用挤压下的产物,生态移民面临生计转型、经济、自然灾害、健康、资源和福利受损等共性风险及传统习俗流失等特殊风险的多重冲击[9]。风险作为家庭或社会生计脆弱性的主要诱因,是影响居民生活质量、降低其需求实现程度、产生“相对剥夺”心理落差的重要因素[32]。综上,假设如下:
H6:房屋土地分配的公平感知与移民的主观幸福感之间存在显著的正向影响。
H7:政府对移民建议的采纳程度与移民的主观幸福感之间存在显著的正向影响。
H8:对生态移民而言,面临的生计风险越多幸福感越低。

1.2.3 社会融入、多元机制交互与主观幸福感

丘海雄等[29]认为幸福源自社交互动,社会参与、社会资本、社会支持会积极影响个体的幸福感知。英国Warm研究揭示了人际交往及地方身份创建会促进地理认同的物理性边界生成,进而增强归属感和社区凝聚力,社区幸福是由亲仁善邻与社区培力共同构成的[1]。对生态移民而言,地方融入本质上是一种空间重构的社会化进程(即从原生地域剥离到新环境调适、重构),涵盖身份建构、地方认同、建构家三个适应阶段,可通过社会融入能力和地方认同感进行多维度评估[10]。故假设:
H9:社会融入能力与移民的主观幸福感之间存在显著的正向影响。
H10:老家(迁出区)认同感强的移民其幸福感知显著低于新村归属感强的移民。
现有研究多聚焦相对收入或单一社会互动因素的影响,很少进行交互性、跨学科甚至综合性的诊断研究。王元腾[33]认为已有研究忽略了收入状况与城乡分割的交互效应对居民主观感受的影响,“结构决定—集体机制”和“局部比较—集体机制”的交互是一个新的解释思路。随着研究转向多因素的组态效应探索[34],故假设:
H11:家庭总收入对移民主观幸福感的正向影响随相对剥夺、权益保障、社会融入、风险机会等变量的引入而产生显著的改变。

2 研究方法与数据来源

2.1 研究区概况

祁连山地处青藏高原、蒙新高原、黄土高原交界处,横跨甘肃省和青海省的37个县(区),乃河西走廊内陆河流的发源地和水源涵养生态功能区。聚居着汉、蒙古、裕固、藏等多个民族,涵盖“三西”移民、工程移民、水库移民、生态移民、易地扶贫搬迁移民及少数民族移民等多种搬迁类型。武威市,位于甘肃省河西走廊东端,南靠祁连山,北临腾格里沙漠,总面积3.32×104 km2,其中荒漠化面积占65.5%,划入祁连山国家公园的面积约33.37×102 km2。该市气候干旱少雨,境内流经黄河和石羊河两大水系,资源性缺水和季节性用水矛盾突出。武威市辖一区(凉州区)三县(天祝藏族自治县、古浪县、民勤县),2020年全市农村人口占比52.99%。区域经济以“牛羊鸡菜果菌薯药”八大产业为主。为改善生态环境并促进祁连山生态系统的良性循环,2007年12月发布的《石羊河流域重点治理规划》中提出了生态移民试点工程。2011年,凉州区、天祝藏族自治县、古浪县启动了高深山区贫困农牧民“下山入川”生态移民工程,采取集中有土安置方式,将“一高五区”的8.43万农牧民全部移居至川区。2016年,“易地扶贫搬迁工程”通过整村整组搬迁、集中建点安置等方式,将山区中易受地质灾害影响的居民搬迁到黄花滩、南阳山片和邓马营湖等移民安置地。“十二五”时期以来,武威市累计搬迁4.42万户、17.02万人,建成移民集中安置点93个。作为祁连山北麓生态移民需求迫切的区域,武威市以其显著的工程效益、多样的安置类型、庞大的搬迁规模以及面临的突出现实问题,成为中国生态移民的典型代表。

2.2 数据来源

2019—2021年间中国科学院“第二次青藏科考”生态工程绩效评价调研组在甘肃省武威市开展了4次“生态移民”迁入区农牧户搬迁情况问卷调查(图1),共收回753份有效问卷。考虑到研究内容的关联性及数据支撑性,剔除无效样本后,课题组筛选出30个移民村、500位移民的调查数据。
图1 武威市行政区划及调研点分布

Fig. 1 Administrative divisions and survey points of Wuwei city

2.3 移民类型划分

为识别各类移民的幸福感知差异,从四方面对其分类:(1)现居地区:祁连山北麓各县域地理环境、经济基础、文化氛围差异显著,移民政策实施力度、资金扶持、配套设施略有不同,导致移民面临的问题、挑战、生计适应能力与文化认同程度各不相同。因此,按天祝藏族自治县、古浪县、凉州区及民勤县进行县区分类,以深入分析不同区域移民的幸福感受,探寻适合当地特色的幸福路径。(2)搬迁时段:武威市“十一五”时期实施了多样化的移民工程(民勤湖区移民流域外搬迁、易地扶贫搬迁试点工程及祁连山保护区生态移民等),因搬迁时间久远、资料不全,难以准确确定移民具体依托的工程类型。进入“十二五”时期,武威市移民基本为“下山入川”生态移民,“十三五”时期则为易地扶贫搬迁移民。值得注意的是,“十一五”时期的易地扶贫搬迁在搬迁政策、房屋土地分配、产业支持及后续保障政策方面与“十三五”时期的政策不同,不宜归为一类。故按“十一五”“十二五”“十三五”三个时期进行划分,以更合理地反映不同阶段移民的幸福感知差异。(3)收入变化:划分收入增加者、不变者、减少者三类。(4)文化类型:基于Mary[35]的格群文化理论和钟方雷等[36]的判定方法将移民文化类型划分为宿命论者、等级主义者、个体主义者、平均主义者和自治主义者五类,以有效解析群体差异性,提出有针对性的调适策略,具体的划分方式、测度问题、判定步骤见图2
图2 文化类型理论的分类矩阵及判定

Fig. 2 Classification matrix and determination of cultural types

2.4 影响机制评估模型

本文聚焦于移民的幸福感知,关注的是认知面向,即个体基于自身的价值标准和主观偏好对其生活状况做出的满意度判断[19]。2012年Lucas等[37]基于多变量潜在状态—特质模型和四波德国社会综合调查证实了单维度幸福感测量有较高的效度。Easterlin[20]认为单维度幸福感的直观评估是具有研究价值的,其测量结果可用来进行跨文化和跨群体的比较研究。因此,本文使用单维度的自评幸福感作为因变量[38],通过问题“总体来说,您觉得您的生活过得幸福吗?”及从“很不幸福”至“非常幸福”5个等级选项进行判定,采用Ordered Probit模型 [式(1)] 诊断分析其影响机制。基于前述研究假设与理论模型,从经济效用、相对剥夺、社会融入、权益保障、风险机会等角度选取解释变量(表2)。以个体居住时长和文化类型及其家庭人口变量作为控制变量,构建模型 [式(2)] :
y * = E y i X = X i β + ε i
* = 1 ~ 2 β 1 + 1 ~ 3 β 2 + 1 ~ 2 β 3 + 1 ~ 2 β 4 + β 5 + 1 ~ 2 β 6 + 1 ~ 6 β 7 + ε i
式中: y *是隐变量或潜在变量,表示移民的幸福程度,分别为很不幸福、较不幸福、一般、比较幸福、非常幸福,按1~5赋值; E y i X 表示在给定解释变量X的条件下,被解释变量 y i的期望值,其中,E是条件期望算子, y i是被解释变量,代表第i个观测样本的幸福感, X代表解释变量; β 1,   β 2,⋯,   β 7是估计参数; ε是随机扰动项。
表2 模型中各变量的定义或赋值

Table 2 Definition and assignment of variables in the model

变量 代理指标 定义或赋值 均值
因变量 移民幸福感 很不幸福=1,较不幸福=2,一般=3,比较幸福=4,非常幸福=5 3.460
经济收入 绝对收入 家庭年总收入取对数值 10.250
相对消费 您家总开支较搬迁前:大幅减少=1,减少一些=2,无变化=3,增加了一些=4,大幅增加=5 4.390
相对剥夺 公平感知 房屋、土地分配的公平性:很不公平=1,较不公平=2,一般=3,比较公平=4,非常公平=5 3.916
受重视度 政府对移民新村的产业资金投入:很小=1,较小=2,一般=3,较大4,很大=5 2.981
建议采纳度 移民建议被移民方案采纳的程度:很低=1,较低=2,一般=3,较高=4,很高=5 2.669
社会融入 社会融入能力 融入现在的生活及文化氛围:完全不能=1,比较不能=2,还行=3,比较能=4,完全能=5 3.696
地方认同感 您已经成为新村的一份子还是仍觉得自己属于老家:新村人=1,迁出区(老家)=2 1.203
权益保障 现居地生态环境 存在水资源短缺、土地沙化、盐碱化、空气污染、水污染、水土流失、沙尘暴:无=1,一种问题=2,两种问题=3,三种问题及以上=4 2.471
公共设施建设满意度 您对新村配套基础设施(如水、电、厕、网络等):很不满意=1,不满意=2,一般=3,较满意=4,非常满意=5 3.848
生计风险 生计风险多重性 参考文献 [9],移民后您家受到的风险冲击的数量 2.296
发展机会 金融机会可得性 能否获批贷款:肯定不能=1,不能=2,一般=3,较大=4,肯定能=5 2.895
培训机会可得性 能否获得政府提供的农牧业技术改良推广培训:能=1,不能=0 1.524
家庭及个
体特征
未成年人抚养比 家庭中16岁以下未成年人口数/家庭劳动力人口数 0.177
老龄人口赡养率 家庭中61岁以上老龄人口数/家庭劳动力人口数 0.233
安置地居住时长 在安置地居住时长/月 56.600
家庭流动人口比 常年外出打工人数/家庭总人口数 0.216
家庭所居地区 凉州区=1,天祝藏族自治县=2,古浪县=3,民勤县=4 2.754
移民文化类型 宿命论=1,个体主义=2,平均主义=3,等级主义=4,自治主义=5 3.621

3 结果分析

3.1 各类移民的家庭特征与生计风险

在空间上,样本分布比例如下:民勤县13.68%、天祝藏族自治县21.81%、古浪县39.93%、凉州区24.58%(表3)。凉州区移民的居住时长、绝对收入和相对消费在四地中最高,而天祝藏族自治县移民的老龄人口赡养率、生计风险多重性和金融机会可得性最高。从搬迁时段来看,“十二五”和“十三五”是武威市移民的密集搬迁期,分别占总样本的47.8%和49.4%。“十一五”搬迁移民的流动人口比例、绝对收入、生计风险多重性及金融机会可得性均高于其他两阶段,“十三五”搬迁移民的老龄人口赡养率和培训机会可得性最高,但金融机会的可得性最低且为负值(-0.19)。受访移民的平均年收入为50368元,户均非农收入32177元,50.09%的移民较搬迁前收入有所增加,收入稳定不变的人群仅占总样本的7.02%,其培训机会可得性明显高于其他两类人群。
表3 不同属性移民的家庭特征

Table 3 Family characteristics of immigrant households with different attributes

类型 样本
比例/%
家庭特征 家庭收入 风险与机会
居住时长/月 流动人口比例/% 未成年人抚养比 老龄人口赡养率 绝对收入(对数值) 相对
消费
生计风险多重性 金融机会可得性 培训机会可得性
天祝藏族自治县 21.81 47.92 23.00 0.19 0.25 10.09 1.36 2.59 0.01 0.31
民勤县 13.68 45.15 24.00 0.08 0.20 10.24 1.38 1.68 -0.19 0.53
古浪县 39.93 59.85 18.00 0.20 0.25 10.25 1.40 2.29 -0.19 0.50
凉州区 24.58 65.38 24.00 0.18 0.21 10.41 1.45 2.38 -0.02 0.31
“十一五”时期 2.80 154.50 25.00 0.02 0.09 11.08 1.29 2.57 0.36 0.43
“十二五”时期 47.80 78.60 21.00 0.20 0.22 10.46 1.39 2.49 0.02 0.48
“十三五”时期 49.40 30.72 22.00 0.17 0.24 10.07 1.39 2.06 -0.19 0.49
收入减少者 42.70 54.50 20.00 0.19 0.26 9.92 1.33 2.42 -0.19 0.46
收入不变者 7.02 45.55 18.00 0.18 0.27 9.95 1.43 1.97 -0.05 0.73
收入增加者 50.09 60.07 24.00 0.17 0.21 10.59 1.54 2.23 0.11 0.46
宿命论者 34.80 52.76 22.00 0.13 0.22 10.02 1.49 2.24 0.22 0.43
个人主义者 20.40 53.96 19.00 0.19 0.25 10.45 1.52 2.09 -0.16 0.71
平均主义者 17.80 54.35 27.00 0.20 0.24 10.10 1.25 2.42 -0.22 0.56
等级主义者 22.00 65.94 22.00 0.24 0.20 10.57 1.28 2.31 -0.21 0.39
自治主义者 5.00 70.48 22.00 0.18 0.19 10.90 1.32 2.72 -0.52 0.12

注:相对消费指标选项:大幅减少、减少一些、无变化、增加了一些、大幅增加依次赋值-2、-1、0、1、2;金融机会可得性指标选项:肯定不能、不能、一般、较大、肯定能依次赋值-2、-1、0、1、2;培训机会可得性,能赋值为1,反之为0;依据移民类型进行加总平均。生计风险多重性指数,即移民户当前面临的各种生计风险,将其遭受的每一种生计风险计为1,加总求和。

受访移民中宿命论者、个体主义者、平均主义者、等级主义者和自治主义者分别占到总样本的34.8%、20.4%、17.8%、22.0%和5.0%,各类移民的收入构成差异显著。归属于高格—低群的宿命论者,秉持逆来顺受、人命靠天的价值观念,家庭中未成年人抚养比和绝对收入最低,但容易获得金融资源,金融机会的可得性高于其他四种文化类型(均为负值)。与之相反的低格—低群个体主义者,他们不受规范和群体的束缚,崇尚个人努力、追求财富和竞争性市场,其老龄人口的赡养率和培训机会的可得性最高,相对消费水平较搬迁前大幅提高。作为信任权威和崇尚秩序的典型,等级主义者遵循政策的安排,家庭中未成年人抚养比最高(0.24)。而秉持“人生而平等”、支持公众参与的平均主义者,其家庭中流动人口的比例最高(27%),“无地可耕”、发展机会和配套产业“双缺失”的现实迫使他们只能选择离土离乡的谋生方式。位于格群象限原点的自治主义者,具有较高的文化、技能及管理水平,追求自身的心境淡泊[36],其家庭绝对收入和生计风险的多重性五类移民中最高。

3.2 移民主观幸福感的类型特征

武威市约55%的受访移民表示感到“幸福”,其中选择“比较幸福”的比例达到45.2%(图3)。不同县域、搬迁时段的移民在主观幸福感知上无显著差异(Kruskal-Wallis H检验的P值分别为0.998、0.522),且多数移民倾向于选择“比较幸福”。尽管国家及地方政府对移民搬迁(山区旧房拆迁、新房购置及特色产业补助)给予了大力扶持,并改善了安置地教育、医疗、交通等基础设施,为移民的生活提供了物质上的舒适圈,但搬迁后“无地耕种”引发的“生产真空期”“空心化”“孤岛效应”等问题,迫使移民们采取外出打工的普适策略来应对生计风险。留守儿童的孤独、独居老人的寂寞、生活的焦虑、经济的拮据、身份认同的模糊以及适应新环境的艰难,使得14.2%的受访移民感知“不幸福”。
图3 不同类型生态移民的主观幸福感

Fig. 3 Subjective well-being of eco-migrants in different types

不同收入变化、文化类型的移民,其主观幸福感差异显著(Kruskal-Wallis H检验的P值分别为0.012、0.059),且多数移民倾向于选择“比较幸福”。具体来看,50.55%的收入增加者认为自己生活得“比较幸福”,其幸福感得分最高(0.57),而18.7%的收入减少者表示生活不幸福,幸福感得分仅为0.33。而在文化类型方面,等级主义者和自治主义者的“比较幸福”选择率高达51.82%和56.0%。个体主义者的主观幸福感得分最高(0.64),其“非常幸福”和“比较幸福”的选择分别为15.69%和42.16%,其次是等级主义者(0.63)。相比之下,家庭中流动人口比例最高的平均主义者,其主观幸福感得分最低(0.33),“非常不幸”和“不太幸福”的选择率分别为4.49%和12.36%。

3.3 生态移民主观幸福感影响机制及关键阻点辨识

采用SPSS 22.0软件进行多元线性回归,模型的容差<1,方差膨胀因子VIF均<1.359,Durbin-Watson值为1.622,调整后的R2为0.176,不存在共线性问题且残差独立,可进行Ordered Probit回归。模型1~9的Loglikelihood均在 (-∞, 0),近似服从于卡方分布且似然比检验的P值均为0,模型有效(图4)。
图4 Ordered Probit回归模型及稳健性检验估计结果

注:颜色梯度表示Ordered Probit模型的回归系数,绿色代表正相关,红色代表负相关,颜色越深(或矩形面积越大)表示回归系数的绝对值越大;******分别表示在10%、5%、1%的置信水平上显著;圆圈代表回归结果中的Z值,圈越大表示Z值的绝对值越大。

Fig. 4 Estimation result of Ordered Probit regression model and robustness test

模型1中,家庭及个体特征对移民的幸福感影响不显著,但家庭年总收入却在1%的水平显著正向影响。当所有解释变量处于均值时,家庭年总收入每提高1个单位,移民自评“不太幸福”和“一般”的概率会下降4.13%和3.97%,“比较幸福”和“非常幸福”的概率则上升5.07%和3.93%(图5a)。当引入相对剥夺变量后(模型2),家庭年总收入对移民“不太幸福”的影响增强,“比较幸福”和“非常幸福”的概率则下降4.74%和3.79%,出现回落。当引入权益保障变量后(模型4),家庭年总收入的影响微弱增强,当其每提高1个单位时,移民“不太幸福”和“一般”的概率分别下降4.07%和3.91%,其下降程度要弱于基准模型结果。当同时引入社会融入、权益保障和风险机会变量后(模型8),移民“不太幸福”和“一般”的下降概率值明显小于基准模型结果。当综合考虑四种影响机制时(模型9),家庭年总收入提升带来的幸福感提升概率明显较低,“比较幸福”与“非常幸福”的提升概率仅为3.09%。综上,家庭经济资本积累虽能显著提升移民主观幸福感,但其增益效应受到权益保障机制的微弱正向调节和相对剥夺机制的负向调节,呈现显著的条件依赖性。
图5 各类变量的边际效益变化

Fig. 5 Changes in marginal benefit of various variables

当所有解释变量取均值时,家庭相对消费每提高1个单位,移民自评“不太幸福”和“一般”的概率会提升4.37%和4.20%,而“比较幸福”和“非常幸福”的概率则下降5.37%和4.17%(图5b)。当引入权益保障变量后(模型4),家庭相对消费对负向幸福感知的边际效应进一步放大,移民自评“不太幸福”和“一般”的概率提升至4.54%和4.36%,而“比较幸福”和“非常幸福”的概率则继续降低0.23%和0.16%。故家庭相对消费对消减移民的不幸福感有明显作用,但其在幸福感提升上却呈现显著的负向影响,且随权益保障变量的引入而显著增强。消费水平的高低本质上反映了收入的“相对性”。依据“相对偏好理论”,个人的幸福感知来源于自身消费水平与他人比较的相对水平。基于损失厌恶的心理,移民更惧怕“失去”引致的负面影响而非希望“获得”的正面回馈[39],故而相对消费的提升只能显著提高移民对“不太幸福”的选择概率。当整体社会消费规范提升且个人相对消费水平增大时,移民的生活压力增大,资源匮乏加之收入不稳定带来的贫困风险及压力会诱发他们的不幸感,故而相对消费的提升会大大降低移民对“比较幸福”和“非常幸福”的感知。
模型2基于分配正义、资源公平与尊重民主的相对剥夺视角,揭示出公平感知(5%水平显著)和建议采纳度(1%水平显著)对移民幸福感的正向激励效应。具体而言,当移民对房屋、土地等生计资源的分配公平感知提高1个等级,移民自评为“不太幸福”和“一般”的概率会下降2.03%和1.89%,同时“比较幸福”和“非常幸福”的概率相应增加2.43%和1.94%。当政府对移民建议的采纳度提高1个等级时,“不太幸福”和“一般”的概率降幅扩大至4.29%和4.01%,“比较幸福”和“非常幸福”的概率提升至5.14%和4.10%(图5c)。当引入社会融入变量后(模型6),政府的建议采纳度对正向幸福感知的边际效应出现衰减,其每提升1个单位时,“比较幸福”和“非常幸福”的增幅收窄0.6%和0.46%。当再次引入权益保障变量后(模型7),政府的建议采纳度对移民“比较幸福”“非常幸福”的选择概率与基准模型相比有所减弱。当综合考虑四种影响机制时(模型9),政府对移民建议采纳度的提升会使幸福感提升概率明显降低。政策民主性的不足,会限制其价值目标的实现和公共价值的输出,塑造出移民“被边缘化”的假象,削弱移民甚至其他利益主体对搬迁政策的满意度和支持度。故而,政府对移民建议的采纳度虽能显著提升移民幸福感,但其正向效应随社会融入、权益保障、风险机会变量的引入而减弱。
模型4显示,现居地生态环境对移民的幸福感影响不显著,而公共设施建设满意度与幸福感在1%的水平上显著正相关,当其每提高1个等级,移民自评为“不太幸福”和“一般”的概率会下降2.0%和1.92%,同时“比较幸福”和“非常幸福”的概率相应上升2.44%和1.04%(图5d)。当引入相对剥夺与社会融入变量后(模型7),公共设施建设满意度每提高1个单位时,“非常幸福”的概率则上升至1.94%,其余幸福等级概率不变。当引入社会融入和风险机会变量后(模型8),公共设施建设满意度对“不太幸福”概率的抑制效应增强至2.38%,而“非常幸福”和“比较幸福”的概率则上升至2.97%和2.27%。作为社会弱势群体,移民仅关注直接影响自身或家庭生计的经济性因素,对外部环境品质的要求并不高。尽管因地形限制导致移民新村选址于北部荒漠边缘区域引发部分移民不满,但这种因客观条件制约产生的心理落差并未对整体幸福感知形成实质性影响。
在社会融入模型3中,地方认同感显著负向影响移民幸福感(1%水平显著),老家认同感强的移民认为自己“很不幸福”和“较不幸福”的概率高于新村认同感强的移民。当所有协变量处于均值时,移民对老家的认同感每增加1个单位,其感到“比较幸福”和“非常幸福”的概率会降至6.14%和4.92%(图5e)。当引入相对剥夺变量后(模型6),老家认同感强的移民“很不幸福”的概率较基准模型下降了1.03%。当同时引入权益保障和风险机会变量后(模型8),移民对老家的认同感每增加一个单位,其感到“比较幸福”和“非常幸福”的可能性会显著下降8.31%和6.36%。在上述因素的共同作用下,移民在安置地的幸福感随居住时间的延长而提升(5%水平显著)。移民在安置地居住的时间越久,他们对安置地环境、习俗和规则越熟悉,会加速其环境适应与社会网络重构,有助于获取和利用当地信息资源,有效识别机会,促进个人发展和权益保障,同时规避风险,减轻不确定性带来的压力。这给移民带来了心理上的舒适感和安全感,从而提升了整体幸福感。
在控制了个体、家庭及收入因素后,社会融入能力对移民幸福等级提升具有显著促进作用(1%水平显著),即社会融入能力每提升1个单位,移民自评“很不幸福”和“较不幸福”的概率分别下降0.62%、2.74%,而“比较幸福”和“非常幸福”的概率相应提升3.32%和2.66%(图5f)。随着相对剥夺、权益保障及风险机会变量的引入(模型9),社会融入能力变量的边际效应保持一致,对不幸感的消解作用明显但在移民幸福感提升上却显著减弱。李洋洋等认为移民融入新环境是一个老家—新家互动的建构家的过程,移民难以割断与老家的联系(如功能性依赖、情感依恋及社会支持等),这种密切的空间行为联系与长期居住所产生的老家认同会从不同角度影响移民的生计转型与新社会网络的建立[10]。这一过程中“双重社会网络”的运营会使移民产生被边缘化或地方疏离的感受,给移民带来经济与心理上的双重压力,降低移民的幸福感知。
模型5基于风险机会视角,发现生计风险累积与培训机会供给显著抑制移民幸福感提升,而金融机会可得性则呈现正向激励效应(上述结果均在5%的水平显著)。当所有解释变量取均值时,生计风险多增加一种,“比较幸福”和“非常幸福”的概率会下降1.98%和1.50%;培训机会可得性每提升1个单位,“很不幸福”和“较不幸福”的概率提高0.75%和3.43%,同时“比较幸福”和“非常幸福”的概率相应下降4.25%和3.22%;获批贷款的可得性每提升1个等级时,正向幸福感知概率则显著提升1.79%和1.36%。随着其他变量的引入,生计风险多重性对移民幸福感的影响不再显著,金融与培训机会的可得性仅在10%的水平影响幸福感。综上,风险机会要素对幸福感的影响具有条件依赖性,其作用强度受制度性调节变量的中介传导。

3.4 稳健性检验

为验证上述回归结果的稳健性,筛选“十二五”时期的搬迁移民为样本进行回归。结果显示,该模型中的绝对收入、相对消费、建议采纳度、社会融入能力、地方认同感及公共设施建设满意度的系数方向、效应幅度及其显著性均未发生显著变化,证实了图4核心机制的稳健性。培训机会可得性对移民幸福感的负向影响力在子样本检验中呈现效应放大特征。

4 结论与讨论

主观幸福感作为民众福祉的晴雨表,是生态工程绩效评价的重要指标,也是政府后续工作改进的参考依据。以海德格尔“诗意地栖居”为理论透镜,基于祁连山北麓武威市生态移民的幸福感评价与影响因素分析,揭示了经济要素、制度约束与心理适应动态博弈下移民幸福感的生成机制,丰富了移民幸福研究的群体类型和地域案例,明确了不同情境下生态移民幸福感变化的关键影响因子、阻力类型及提升潜能,为共同福祉与可持续发展理念下的移民“诗意地栖居”提供更为全面的案例支撑。

4.1 结论

武威市约55%的移民感到“幸福”,不同县域、搬迁时段的移民间主观幸福感知无差异,而不同收入变化、文化类型的移民间差异显著,其中收入增加者和个体主义者的幸福感得分最高。收入与幸福感之间未呈现“伊斯特林悖论”特征:相对收入对幸福感的增益效应受权益保障机制微弱正向调节,但被相对剥夺机制显著负向抵消;家庭相对消费则抑制正向幸福感知,且该抑制作用在权益保障介入后进一步强化。移民的幸福感并非单一经济要素驱动的线性过程,而受到多重非线性机制影响:生计风险多重性、相对消费、培训机会可得性及迁出区依恋度构成核心抑制因子;而公平感知、建议采纳度、公共设施建设、社会融入能力及金融机会可得性则形成关键驱动因子。值得注意的是,建议采纳度的提升作用最为显著,它与社会融入能力一样,在权益保障、风险机会的交互影响下增益递减,而公共设施建设却呈现反向增强趋势。移民幸福感是在多重制度约束与心理适应张力下形成的动态博弈结果,其影响路径具有显著的非线性特征与条件敏感性。

4.2 讨论

4.2.1 研究不足与展望

本文基于“诗意地栖居”视角,揭示了祁连山北麓生态移民的幸福感特征及其影响机制,但仍存在以下局限性:其一,数据动态性与关联性不足。受数据收集和问卷设计的局限,未系统追踪迁出区社会生态演变与移民幸福感之间的动态关联,例如搬迁前后社会网络重构、生态环境变迁对幸福感知的长期影响。未来,应进一步优化问卷设计,增设移民搬迁前后社会经济发展、生态环境变化、社会网络规模、关系强度、社会支持等测量模块,为更准确地理解生态移民幸福感的形成机制提供更丰富的数据支持。其二,样本代表性与测量维度单一。本文仅是基于500份随机样本的单维度自评数据,对移民家庭整体幸福感测度及调查对象的代表性、选择标准、数量等考量不足,未来可通过KISH选择法和生日法优化家庭受访者抽样策略,并通过多样本群体的长期动态跟踪调研,采集多时段面板数据,以增强研究结论的普适性与动态解释力。
生态移民的幸福感知是多元因素交织的复杂产物,其“诗意地栖居”理想生活状态的构建是一个综合性、系统性的复杂问题。未来可融合列斐伏尔的空间生产理论,构建“诗意地栖居”多维分析框架,阐释该视角下生态移民幸福感的内涵,明确幸福感研究的故事性脉络、时间性脉络、认知脉络和需求脉络,探索幸福认知、幸福呈现、幸福触发的因果条件、幸福干预的行动策略,揭示移民瞬时幸福、长期幸福和后发幸福三种状态的形成规律。借助mvQCA方法分析移民幸福感变化的来源与组态结构,开展多情境下关键要素与移民幸福感的仿真模拟,评估不同决策偏好或干预措施下移民幸福感提升的作用,为不同类型的搬迁移民提供差异化的管理方案。

4.2.2 “诗意地栖居”视角下生态移民幸福生成的非线性机制

移民的幸福感受并非单一维度的体验,是涵盖了经济、社会、文化等多方面因素的综合感知,其生成机制本质上是“诗意地栖居”框架下结构要素交互影响与主体性调适的持续、动态博弈过程。作为“隐藏的国民财富”,幸福感的增进无法诉诸单向度的经济干预,而需直面文化惯习、社会网络与制度环境构成的非线性作用场域。明晰幸福生成的非线性、动态博弈机制,是幸福感增进的前提与基础。
本文发现,祁连山北麓生态移民“收入—幸福”之间并未遵循经典的“伊斯特林悖论”逻辑(这与样本群体对收入增长仍具敏感性且其收入尚未达到阈值有关),而是在社会比较与制度调节的双重张力中呈现出复杂的动态平衡:相对收入对幸福感的增益效应受权益保障机制微弱正向调节,但被相对剥夺机制显著削弱。这一发现突破了Easterlin[23]经典理论中经济要素与幸福感线性关联的结论,印证了Sen[40]关于“可行能力”框架中制度调节作用的论断。个人的幸福感取决于其拥有的“可行能力”,而权益保障是提升“可行能力”的重要途径,因此在为移民提供更多经济发展机会的同时,赋予其决策参与、资源分配的实质权利,这样他们便不再是现代化进程中被动的“安置对象”,而是在新家园中主动建构生活意义的“栖居者”。真正的“诗意地栖居”不在于单纯的经济指标跃升,而在于通过“可行能力”的系统培育,使个体在物质生存与精神超越的永恒辩证中,持续建构属于自身的“存在之家园”。
移民的幸福感并非单一经济要素驱动的线性过程,而是受到抑制因子与驱动因子交互牵引的动态博弈影响:前者包括生计风险多重性、相对消费、培训机会可得性及迁出区依恋度,后者涵盖公平感知、建议采纳度、公共设施建设、社会融入能力及金融机会可得性。这一发现突破了传统理论将物质改善等同于幸福增益的线性认知,在理论层面与海德格尔“诗意地栖居”形成深层对话——幸福本质是主体在异质空间中重构存在意义的实践过程。研究发现,机会要素的幸福感影响存在显著异质性:金融机会通过增强资源可及性产生幸福增益效用,培训机会可得性却因人力资本与社会资本的“双重网络张力”产生显著的负向影响,尤其子样本检验更为显著。当技能提升滞后、培训内容与本地产业不匹配时,培训投入会转化为焦虑源,导致移民不幸福的体验。这一现象反映了在现代化进程中人力资本投资与在地化社会资本积累的错配,提示政策设计需建立技能培训与社会支持的双向匹配机制。地方认同感作为关键抑制因子,多表现为移民对迁出区的依恋度,其实质是栖居理论中“场所精神”断裂的现代表征。移民在空间迁移与重构的过程中,原有的生计模式、社会关系网络、文化习俗和情感寄托被迫割舍,导致他们在新环境中难以觅得归属感,严重削弱其幸福体验。要破解此困境,需在“记忆场域”(承载着迁出区的过往与情感)与“希望空间”(代表新环境的发展与憧憬)之间构建动态平衡,借助文化空间营造促进场所精神再生,实现海德格尔“筑居”与“栖居”的统一。
幸福感知的双轮驱动机制由建议采纳度与社会融入能力共同构成,二者在权益保障与风险机会的交互作用下呈现增益递减特征。研究表明,建议采纳度对幸福感提升作用显著:当移民参与公共决策时,其角色从单纯的空间使用者转变为意义生产者,通过价值认同强化“栖居者”身份认知,进而提升其参与感、获得感、归属感以及幸福感,这与杨宝等[41]的研究相契合。这种赋权机制不仅增强了个体的社会地位和自我效能感,更推动了个体与社会的深度融合——移民在互动交往中重构社会关系网络,获得情感支持和认同感,提升幸福感,这与王艳萍[42]的总结一致。这两种驱动机制的效能实现依赖于物质空间与精神空间的协同演化——公共设施作为空间生产的物质载体,通过物质支撑(生活便利)、功能拓展(发展机遇)与社会催化(融合促进)三重机制,重构着权力关系与社会资本,催化幸福感知。透过“诗意地栖居”理论,本文发现:工具理性主导的发展叙事将人异化为“追求最大效用的理性经济人”,导致栖居本应具备的诗性维度被遮蔽。这种现代性困境的破解路径在于重构移民本体论认知,在制度设计中注入诗性维度,兼顾制度赋权与空间赋能。

4.2.3 “诗意地栖居”视角下生态移民幸福空间的三维建构

诗意,即一种对美好生活追求的态度,是对栖居本真的测度和筑造,是由文化秩序与生存逻辑实践演绎的互动结果。海德格尔认为人的本真存在及返回本真的途径就是诗意栖居,它是个体生存状态的理想表征,体现着个体对安全和归属的本能愿望与对乐园追寻的精神渴求。如何构建一个诗意的栖居环境,实现幸福生活的模式,需要从经济空间、社会空间及文化空间三维角度进行协同建构,通过“物质保障奠基—社会关系织网—文化认同固本”的治理路径,将海德格尔的哲学理念转化为可操作实践。首先,经济空间的重塑,应聚焦空间资源隐性剥夺的消解,完善农村普惠金融体系与差异化补偿标准,协同推进“增收渠道拓宽”与“生计风险缓释”。该路径既能规避“伊斯特林悖论”的效用局限,又可激活经济要素对幸福感的持续增益效应。其次,社会空间的再造,需重视移民的主体性表达,建立“政策制定—移民诉求”的双向反馈机制。通过人地、业态和城乡空间的有机融合,依托“山水田居”生态基底营造绿色生活意境与诗意场景,从而提升安置地居民的地方认同感及“家”的归属感,推动区域社会空间的同步公正发展。最后,文化空间的调适,针对研究发现的“迁出区依恋阻碍效应”,可采取社区记忆工程、文化适应性培训等方式,引导移民完成从“生存空间转移”到“文化空间再生”的认知跃迁,有效缓解空间变迁引发的心理疏离,逐步重构文化认同的连续性。
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Outlines

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