社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感的提升效應(yīng)與中介機(jī)制檢驗(yàn)

摘要：本文實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感的提升效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制。結(jié)果顯示：（1）總體上社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民的幸福感具有促進(jìn)作用，其中養(yǎng)老保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感的作用強(qiáng)度顯著大于醫(yī)療保障。（2）提升效應(yīng)對(duì)不同的群體存在異質(zhì)性。低收入群體從參加社會(huì)保障中得到的幸福感最強(qiáng)。養(yǎng)老保障的幸福促進(jìn)效應(yīng)隨著年齡的增加而提升，醫(yī)療保障的促進(jìn)效應(yīng)在50～60歲群體中最為明顯;養(yǎng)老保障對(duì)于不同健康水平的群體均具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，而醫(yī)療保障的促進(jìn)效應(yīng)只在非常健康的人群中顯著。（3）養(yǎng)老保障通過(guò)刺激家庭總支出以及改善健康水平這一中介機(jī)制發(fā)揮作用，但實(shí)證并未找到醫(yī)療保障通過(guò)改善健康水平提高幸福感的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。總之，當(dāng)前的農(nóng)村社會(huì)保障特別是養(yǎng)老保障具有較強(qiáng)的福利性，發(fā)揮著民生保障和社會(huì)穩(wěn)定雙重功效，但醫(yī)療保障還需要進(jìn)一步優(yōu)化，未來(lái)應(yīng)提升其保障水平，改善農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，從而提高醫(yī)療保障在農(nóng)村居民中的主觀(guān)感受和實(shí)際效用。

關(guān)鍵詞：社會(huì)保障;養(yǎng)老保障;醫(yī)療保障;幸福感;中介機(jī)制

中圖分類(lèi)號(hào)：E323.89

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1672-626X（2021）06-0050-12

一、引言

隨著中國(guó)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，“保證全體人民在共建共享發(fā)展中有更多幸福感”已經(jīng)成為衡量改革成敗得失的基本指標(biāo)。但是物質(zhì)資料的豐富和收入水平的提高，并不必然帶來(lái)人們幸福感的提升[1]，尤其是中國(guó)農(nóng)村地區(qū)，收入分配不公、城鄉(xiāng)差距擴(kuò)大、教育以及醫(yī)療等民生保障滯后等問(wèn)題，已經(jīng)成為制約農(nóng)村居民幸福感提升的重要因素[2]。為了讓農(nóng)村居民更多地分享改革發(fā)展成果，提升幸福感，近年來(lái)中國(guó)已經(jīng)開(kāi)始著力扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)二元體制，其中于2003年、2009年在農(nóng)村地區(qū)逐步試點(diǎn)和推行的新型農(nóng)村合作醫(yī)療（簡(jiǎn)稱(chēng)新農(nóng)合）以及新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡(jiǎn)稱(chēng)新農(nóng)保）最為引人關(guān)注。新農(nóng)合自2003年開(kāi)始試點(diǎn)，2009年正式確定為農(nóng)村基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度，為了增加保障水平，2013年開(kāi)始逐步在新農(nóng)合中引入大病保險(xiǎn)，2016年新農(nóng)合進(jìn)一步與城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)合并為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)。隨著經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變化，農(nóng)村土地養(yǎng)老和家庭養(yǎng)老功能在不斷弱化，2009年中國(guó)開(kāi)始在農(nóng)村地區(qū)試點(diǎn)新型農(nóng)村養(yǎng)老制度，新農(nóng)保實(shí)行社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人賬戶(hù)相結(jié)合，國(guó)家財(cái)政提供基本養(yǎng)老金，居民個(gè)人繳費(fèi)形成個(gè)人賬戶(hù)，多繳多得。截至2020年，農(nóng)村超過(guò)90%的人口享有醫(yī)療和養(yǎng)老保障，醫(yī)療與養(yǎng)老保障作為農(nóng)村居民主要的社會(huì)保障地位得以正式確立。

新農(nóng)合與新農(nóng)保的建立改變了農(nóng)村居民長(zhǎng)期以來(lái)缺少社會(huì)保障的局面，緩解了農(nóng)村居民養(yǎng)老、醫(yī)療等后顧之憂(yōu)。但是，農(nóng)村居民享有的社會(huì)保障在保障項(xiàng)目、保障層次以及保障力度上均與城市居民有較大差距，并且報(bào)銷(xiāo)手續(xù)繁瑣、限制條件多，使得農(nóng)村社會(huì)保障的實(shí)際作用受到嚴(yán)重制約。本文選擇主觀(guān)幸福感這一綜合性的指標(biāo)來(lái)評(píng)價(jià)社會(huì)保障的福利效應(yīng)，實(shí)證檢驗(yàn)社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感的影響大小、農(nóng)村不同特征群體之間的受益分布以及社會(huì)保障作用于居民幸福感的具體機(jī)制，對(duì)于評(píng)價(jià)和提升民生性支出效益，完善農(nóng)村社會(huì)保障制度具有理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

理論上，有著較強(qiáng)福利性質(zhì)的社會(huì)保障，能夠平滑居民消費(fèi)、減少不確定性以及增強(qiáng)安全感[3～6]，應(yīng)當(dāng)對(duì)居民幸福感具有正向促進(jìn)效應(yīng)。社會(huì)保障還是一種具有收入再分配性質(zhì)的公共產(chǎn)品，能夠改善低收入群體的生活和健康水平，提升其人力資本，因此理應(yīng)提升低收入群體的主觀(guān)幸福感[7～8]。但是也有文獻(xiàn)指出，當(dāng)存在信貸限制時(shí)，強(qiáng)制性的保障制度會(huì)迫使人們不自愿儲(chǔ)蓄，從而降低參保者的福利水平，因此社會(huì)保障制度的潛在福利效應(yīng)被夸大[9];社會(huì)保障繳款率越高，居民當(dāng)期收入越低，對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，同樣會(huì)降低居民幸福感[10];醫(yī)療保障可能會(huì)引發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)，其不但無(wú)助于居民健康改善，反而導(dǎo)致資源的無(wú)效率配置[11～12]。此外，社會(huì)保障對(duì)居民幸福感的實(shí)際影響還依賴(lài)于該國(guó)具體的制度設(shè)計(jì)。因此社會(huì)保障與居民幸福感的關(guān)系究竟如何，需要結(jié)合一國(guó)的具體情況進(jìn)行實(shí)證研究。有許多實(shí)證文獻(xiàn)證實(shí)了社會(huì)保障對(duì)居民幸福感具有正向影響。例如，B?rsch和Jürges（2006）利用德國(guó)GSOEP面板數(shù)據(jù)，證實(shí)了德國(guó)養(yǎng)老保障有助于提升退休者的主觀(guān)幸福感[13]。Keng和Wu（2014）針對(duì)中國(guó)臺(tái)灣的醫(yī)療保障研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體參與醫(yī)療保障后其幸福指數(shù)提高3～30個(gè)百分點(diǎn)[14]。Sarker和Jie（2017）研究證實(shí)，孟加拉國(guó)政府針對(duì)脆弱群體的社會(huì)保障有效增強(qiáng)了該群體的福利水平，提升了其主觀(guān)效用[15]。但也有相反的結(jié)論，例如，Ouwenee（l2002）研究發(fā)現(xiàn)失業(yè)保障支出的增加并沒(méi)有縮小失業(yè)者與就業(yè)者主觀(guān)幸福感的差距[16]。Hessam（i2010）通過(guò)對(duì)歐盟12個(gè)國(guó)家10年面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保障與居民主觀(guān)幸福感之間存在復(fù)雜的非線(xiàn)性關(guān)系[17]。

中國(guó)學(xué)者對(duì)居民幸福感的研究主要從經(jīng)濟(jì)因素與社會(huì)因素兩個(gè)視角展開(kāi)[18～20]。此外，政府治理對(duì)居民幸福感的影響也是許多學(xué)者的關(guān)注點(diǎn)，例如，謝舜等（2012）[21]、胡洪曙和魯元平（2012）[22]研究了宏觀(guān)稅負(fù)、財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與居民幸福感的關(guān)系，石華平和易敏利（2020）實(shí)證研究了環(huán)境治理與居民幸福感的關(guān)系[23]。也有部分文獻(xiàn)直接研究社會(huì)保障對(duì)居民幸福感的影響效應(yīng)。例如，亓壽偉和周少甫（2010）實(shí)證檢驗(yàn)了醫(yī)療保障對(duì)老年人幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)和合作醫(yī)療分別對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村老年人幸福感具有積極的作用，但是上述影響存在城鄉(xiāng)差異和地區(qū)差異[24]。程名望和華漢陽(yáng)（2020）研究表明，購(gòu)買(mǎi)社會(huì)保險(xiǎn)的農(nóng)民工比未購(gòu)買(mǎi)社會(huì)保險(xiǎn)的農(nóng)民工主觀(guān)幸福感高21.70%，每多購(gòu)買(mǎi)一種社會(huì)保險(xiǎn)，其主觀(guān)幸福感提高6.10%[25]。同樣也存在相反的證據(jù)，霍靈光和陳媛媛（2017）實(shí)證研究顯示，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民幸福感的提升并不理想，依照性別、年齡以及地區(qū)分組后新農(nóng)合的局部效果也不理想[26]。殷金朋等（2016）研究顯示，除財(cái)政社會(huì)保障水平外，其他各項(xiàng)社會(huì)保障水平與居民幸福感之間均存在u型關(guān)系，并且認(rèn)為社會(huì)保障支出規(guī)模與社會(huì)保障水平對(duì)居民幸福感的復(fù)雜作用路徑加大了政策制定和執(zhí)行的難度[27]。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外直接研究社會(huì)保障與居民幸福感關(guān)系的文獻(xiàn)比較有限，而且由于數(shù)據(jù)來(lái)源、研究視角以及研究方法的差異，導(dǎo)致結(jié)論并不一致。實(shí)際上，不同的社會(huì)保障類(lèi)型對(duì)居民收入、消費(fèi)以及主觀(guān)感受的影響并不相同，具體的影響機(jī)制也存在較大差異，已有的研究大多關(guān)注某一類(lèi)社會(huì)保障的影響，并且不同程度地忽略了作用機(jī)制的分析。本文基于微觀(guān)調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，在同一個(gè)計(jì)量模型內(nèi)量化和比較總體社會(huì)保障、醫(yī)療保障以及養(yǎng)老保障對(duì)居民幸福感的影響效應(yīng)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)不同社會(huì)保障項(xiàng)目對(duì)不同收入、年齡以及健康水平人群幸福感的異質(zhì)性效應(yīng)，最后本文采用政策中介效應(yīng)的因果分析方法，對(duì)上述影響的作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證評(píng)估，從而為更加深入地理解農(nóng)村社會(huì)保障的福利效應(yīng)提供了具體的依據(jù)。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源描述

本研究所用的數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實(shí)施的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS），CFPS記載了較為詳細(xì)的經(jīng)濟(jì)、就業(yè)、婚姻、健康以及社會(huì)保障等數(shù)據(jù)，并且從個(gè)體與家庭兩個(gè)層次展開(kāi)調(diào)查，這使得我們可以控制家庭和個(gè)人兩方面的信息，全面考察社會(huì)保障對(duì)居民幸福感的提升效應(yīng)。目前CFPS有2010、2012、2014、2016以及2018共計(jì)5年的調(diào)查數(shù)據(jù)，考慮到2010年農(nóng)村養(yǎng)老保障尚未正式實(shí)施，2018年社會(huì)保障基本實(shí)現(xiàn)了全覆蓋，因此本研究選擇社會(huì)保障實(shí)施期的2012、2014以及2016年的樣本。本文研究的對(duì)象是農(nóng)村居民，我們通過(guò)“戶(hù)口”變量提取成年農(nóng)村居民（年齡>;16歲），并通過(guò)“個(gè)人編碼”對(duì)個(gè)體加以識(shí)別，最終形成3年的面板數(shù)據(jù)。本研究考察的農(nóng)村社會(huì)保障為養(yǎng)老保障和醫(yī)療保障，對(duì)個(gè)體是否享有上述保障的判斷依據(jù)是：對(duì)于2012和2014年的樣本，根據(jù)其是否有“新農(nóng)合”和“新農(nóng)?！弊鳛榕袛嘁罁?jù)，由于農(nóng)村戶(hù)口的居民在城鎮(zhèn)打工，也可能辦理了城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)，因此是否有城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)也作為擁有醫(yī)療保障的判斷依據(jù)，已按月領(lǐng)取新農(nóng)保的老年人則視為享有養(yǎng)老保障，2016年有部分地區(qū)開(kāi)始實(shí)施城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)，因此2016年進(jìn)一步增加了城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)這一判斷依據(jù)。

由于個(gè)體的幸福感1會(huì)受到個(gè)體、家庭、周邊狀況的影響，我們收集并生成了個(gè)體、家庭和縣鄉(xiāng)的相關(guān)數(shù)據(jù)，具體數(shù)據(jù)描述見(jiàn)表1。

（二）基礎(chǔ)模型

面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型能夠有效解決個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)導(dǎo)致的變量?jī)?nèi)生性，因此我們基于3年的面板數(shù)據(jù)，設(shè)置如下的計(jì)量模型：

其中，satisfy為個(gè)體i在t年的生活滿(mǎn)意度，year年份取值為2012、2014和2016年份，medicare和pension為個(gè)體i在t年是否有醫(yī)療保障和養(yǎng)老保障，有則該值為1，否則為0，ε為干擾項(xiàng)。X為控制變量，具體包括年齡（age）、性別（gender）、個(gè)人總收入（aincome）、健康水平（health）、婚姻狀況（marriage）、孩子個(gè)數(shù)（child）、教育水平（edu）;由于家庭的情況對(duì)個(gè)體幸福感同樣具有重要影響，控制變量還包括如下的家庭變量：家庭人均收入（fincome）、家庭工資性收入（wincome）、家庭凈資產(chǎn)（assets）、家庭總負(fù)債（debts）、家庭總支出（expense）;根據(jù)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的有關(guān)理論，個(gè)體幸福感還來(lái)源于周邊環(huán)境的相對(duì)比較，因此控制變量進(jìn)一步包括了個(gè)體所在縣區(qū)的個(gè)體收入均值（dq_aincome）和家庭收入均值（dq_fincome）。

由于農(nóng)村的養(yǎng)老保障和社會(huì)保障是按地區(qū)逐步推動(dòng)的，各個(gè)地區(qū)的推動(dòng)力度和政府補(bǔ)貼不同，導(dǎo)致不同地區(qū)居民參與社會(huì)保障的激勵(lì)不同，同一地區(qū)參與社會(huì)保障存在相關(guān)性，從而存在聚類(lèi)問(wèn)題。由于CFPS沒(méi)有收集西藏、青海、新疆、寧夏、臺(tái)灣、香港、澳門(mén)的樣本，考慮到北京、天津、上海的農(nóng)村樣本不具有代表性，也給予剔除，因此納入實(shí)證研究的共有24個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）3年的數(shù)據(jù)，共計(jì)有72個(gè)聚類(lèi)。此外為了確保模型的穩(wěn)健性，考慮到生活滿(mǎn)意度（satisfy）是取值為1～5的定序變量，進(jìn)一步采用定序模型按不同年份分別進(jìn)行估計(jì)。表2給出了具體的估計(jì)結(jié)果。

表2的結(jié)果顯示，總體上社會(huì)保障對(duì)個(gè)體的幸福感具有顯著的正向影響。分項(xiàng)來(lái)看，在系數(shù)估計(jì)值上，養(yǎng)老保障遠(yuǎn)大于醫(yī)療保障;在顯著性上，養(yǎng)老保障在四個(gè)模型中均高度顯著，而醫(yī)療保障只在模型1和3中顯著。因此可以得到如下結(jié)論：當(dāng)前的農(nóng)村社會(huì)保障顯著提升了居民的幸福感，并且養(yǎng)老保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感的促進(jìn)作用顯著大于醫(yī)療保障。

其他控制變量的估計(jì)結(jié)果顯示，隨著時(shí)間的推移，農(nóng)村居民的幸福感逐年提升。年齡與性別在不同的模型中對(duì)居民幸福感的影響方向不定。健康水平越差的居民，其幸福感也越低。與未婚和再婚的人群相比，離異或喪偶的人群幸福感較低。孩子越多幸福感越低。受教育的多寡對(duì)居民幸福感的影響不定。反映居民收入的三個(gè)變量總體上來(lái)看對(duì)個(gè)人幸福感具有正向促進(jìn)作用。家庭凈資產(chǎn)與家庭總支出對(duì)居民幸福感總體上具有正向影響。但是家庭總負(fù)債對(duì)居民幸福感的影響也具有正向促進(jìn)作用，可能的原因是農(nóng)村家庭的負(fù)債主要是投資性的，例如建房、購(gòu)買(mǎi)經(jīng)營(yíng)設(shè)備等，因此此類(lèi)負(fù)債反而會(huì)增加居民的幸福感。本縣區(qū)居民的平均收入越高居民幸福感越強(qiáng)，而本縣區(qū)的家庭平均收入對(duì)居民幸福感影響不定。

式（1）的結(jié)果是在控制了醫(yī)療（養(yǎng)老）保障之后，估計(jì)養(yǎng)老（醫(yī)療）保障對(duì)居民幸福感的影響。下面本文將考察社會(huì)保障對(duì)居民幸福感的總體效應(yīng)。

satisfyit=αi+β1year+β2securityit+βXit+εit（2）

其中，security=satisfy+pension，取值為0、1、2，分別對(duì)應(yīng)沒(méi)有任何社會(huì)保障、只有一類(lèi)保障以及兩類(lèi)保障都有，式（2）估計(jì)結(jié)果顯示，社會(huì)保障估計(jì)系數(shù)在4個(gè)模型中均為正向影響，且高度顯著，這再一次證明了社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感具有正向提升作用。具體的估計(jì)結(jié)果如表3所示。

上述N模型采用“生活滿(mǎn)意度”作為幸福感的代理變量進(jìn)行估計(jì)，可能存在一定的測(cè)量誤差，下面更換代理變量，用“對(duì)未來(lái)的信心（confid）”作為代理變量，取值為1～5，值越大對(duì)未來(lái)越有信心。更換代理變量重新進(jìn)行估計(jì)。表4的結(jié)果顯示，在更換了代理變量后，結(jié)果與前述模型的結(jié)果基本一致，即社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民的幸福感具有顯著的提升作用，并且養(yǎng)老保障比醫(yī)療保障的影響更強(qiáng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.加權(quán)傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）

基礎(chǔ)模型主要采用OLS方法進(jìn)行估計(jì)，雖然利用了面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型，控制了個(gè)體效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，但是仍然不能完全解決“社會(huì)保障”的內(nèi)生性問(wèn)題，而PSM基于“可忽略性假設(shè)”通過(guò)協(xié)變量計(jì)算出傾向得分，可以得到實(shí)驗(yàn)組和反事實(shí)的“控制組”，PSM是常用的解決政策內(nèi)生性的方法。我們對(duì)3年的樣本分別進(jìn)行PSM估計(jì)，由于PSM只支持政策二值變量，因此在PSM估計(jì)中我們修改了Security的取值，即沒(méi)有任何社會(huì)保障該值取0，否則取1。具體估計(jì)時(shí)利用Probit函數(shù)估計(jì)傾向得分，僅使用有共同取值范圍內(nèi)的觀(guān)測(cè)值進(jìn)行匹配。協(xié)變量的選取與相應(yīng)基礎(chǔ)模型的控制變量相同，具體估計(jì)結(jié)果如表5所示。

由表5可見(jiàn)，在所有的模型中，匹配以后計(jì)算出的ATT值均為正，即有社會(huì)保障的人群的幸福度和與之相匹配的沒(méi)有社會(huì)保障的人群的幸福度之差均大于零，并且除了2012年的結(jié)果以外，其他年份的結(jié)果均高度顯著。我們通過(guò)PSM方法再次得到了與前述基礎(chǔ)模型一致的結(jié)論。

2.反向因果檢驗(yàn)

政策變量具有內(nèi)生性的一個(gè)重要原因是人們的自我選擇導(dǎo)致的反向因果，即不是因?yàn)橛猩鐣?huì)保障導(dǎo)致了人們幸福感的提升，而是幸福感高的人更有可能加入社會(huì)保障。為了排除反向因果的存在，我們將社會(huì)保障作為自變量，將生活滿(mǎn)意度（satisfy）作為因變量，其他控制變量保持不變，由于醫(yī)療保障（medicare）和養(yǎng)老保障（pension）是二值變量，所以采用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，表6給出了2012、2014和2016年兩類(lèi)社會(huì)保障的satisfy系數(shù)的估計(jì)結(jié)果。

根據(jù)表6的結(jié)果，將醫(yī)療保障和養(yǎng)老保障作為被解釋變量，生活滿(mǎn)意度作為解釋變量，得出的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，除了2014年以外，其余年份估計(jì)的結(jié)果均不顯著，因而基本可以排除二者存在反向因果關(guān)系，這也再次證明了本文得出的結(jié)論比較穩(wěn)健。

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

社會(huì)保障是具有收入再分配性質(zhì)的公共產(chǎn)品，政府提供社會(huì)保障的最終目的是提高居民福利，低收入群體是弱勢(shì)群體，社會(huì)保障理應(yīng)向弱勢(shì)群體傾斜，因而社會(huì)保障對(duì)不同收入群體的異質(zhì)性效應(yīng)值得重視。本研究將個(gè)體3年的平均收入由低到高分成10分位組，采用生活滿(mǎn)意度（satisfy）作為被解釋變量，變量secu?rity作為社會(huì)保障變量，取值為0、1、2，其他控制變量同前，采用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，收入異質(zhì)性效應(yīng)估計(jì)結(jié)果如圖1所示。

從圖1可見(jiàn)，低收入群體估計(jì)系數(shù)的大小和顯著性明顯高于高收入群體，其中收入2分位收入群體的系數(shù)達(dá)到0.35，且高度顯著，中等分位收入群體的系數(shù)穩(wěn)定在0.05～0.1之間，而最高的9～10分位收入群體估計(jì)系數(shù)接近0。上述結(jié)果表明，農(nóng)村社會(huì)保障對(duì)低收入群體的幸福感具有明顯的提升作用，而高收入群體對(duì)社會(huì)保障的依賴(lài)較低，因此對(duì)其幸福感的影響甚微，從這一點(diǎn)來(lái)看，社會(huì)保障作為一種福利性質(zhì)的公共產(chǎn)品，農(nóng)村弱勢(shì)群體從中受益更大。

醫(yī)療保障的目的是降低醫(yī)療服務(wù)價(jià)格，減輕個(gè)體在未來(lái)身患重病的收入風(fēng)險(xiǎn)，醫(yī)療保障對(duì)不同健康水平的群體其效果有何種差異？養(yǎng)老保障需要年輕時(shí)繳費(fèi)，年老時(shí)方能受益，養(yǎng)老保障對(duì)不同年齡群體其效果有什么樣的差異？我們進(jìn)一步按照年齡和健康分組，檢驗(yàn)了醫(yī)療保障（medicare）和養(yǎng)老保障（pension）的異質(zhì)性效應(yīng)。社會(huì)保障變量分別選用medicare和pension，估計(jì)方法采用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應(yīng)，控制變量同前。表7的結(jié)果顯示，在按年齡分組時(shí)，50歲以上的年齡組其估計(jì)的系數(shù)大于50歲以前的年齡組，而醫(yī)療保障對(duì)其幸福感的提升效應(yīng)在50～60歲群體中最顯著。在按健康分組時(shí)，養(yǎng)老保障效應(yīng)在不同的健康群體中均高度顯著，但強(qiáng)度沒(méi)有太大差異。醫(yī)療保障效應(yīng)反而在非常健康的人群中較為顯著，這也表明醫(yī)療保障作為一種風(fēng)險(xiǎn)的防范工具，能夠減少未來(lái)的不確定性，從而提高心理上的安全感，身體健康的人也會(huì)從中受益。

四、中介效應(yīng)檢驗(yàn)

前文證實(shí)了社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民的幸福感具有顯著的促進(jìn)作用，下面借助中介效應(yīng)模型進(jìn)一步分析這種促進(jìn)作用的內(nèi)在機(jī)制。一般來(lái)說(shuō)，社會(huì)保障除了在心理上給受保障人以安全感之外，還會(huì)通過(guò)改變?nèi)藗兊膶?shí)際行為間接影響人們的主觀(guān)感受。本文認(rèn)為存在兩種可能的渠道：一是社會(huì)保障刺激了消費(fèi)，有了社會(huì)保障之后，人們減少了預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，相應(yīng)增加了消費(fèi)特別是休閑娛樂(lè)消費(fèi)，而此類(lèi)消費(fèi)越多，人們主觀(guān)幸福感也越強(qiáng);二是社會(huì)保障改善了人們的健康水平，特別是醫(yī)療保障，降低了醫(yī)療服務(wù)的價(jià)格，提升了醫(yī)療服務(wù)的可及性，因此改善了人們的健康水平，而健康水平的改善又會(huì)進(jìn)一步提升人們的幸福感。

設(shè)定Y為居民幸福感變量，T為社會(huì)保障變量，M為中介變量（消費(fèi)、健康），社會(huì)保障通過(guò)消費(fèi)、健康等變量作用于幸福感的中介效應(yīng)為：δ（T）≡Y{T，M（1）}-Y（T，M（0））（3）

iiiii實(shí)踐中分別考察處理組的平均中介因果效應(yīng)δˉ（1）=E（δ（i1）），和未處理組的平均中介因果效應(yīng)

δˉ（0）=E（δ（i0））。常用的中介效應(yīng)模型為：

Y=α+βT+γ'X+ε（4）

M=α+βT+γX+ε（5）i22i2i'i2

i11i1'ii1

Y=α+βT+λM+γX+ε（6）i33ii3ii3

其中，X為控制變量，α為截距項(xiàng)，ε為干擾項(xiàng)。

在模型的上述設(shè)定下，中介效應(yīng)通過(guò)兩種方式進(jìn)行檢驗(yàn)：一是通過(guò)觀(guān)察模型變量的系數(shù)顯著性，檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否存在;二是通過(guò)考察λ*β或者λ*β/β判斷中介效應(yīng)強(qiáng)度。但是上述方法的因果效應(yīng)推斷

223需要建立在序貫可忽略性假設(shè)下（Sequent ialignorability，SI），在SI成立的前提下，Y與M均是連續(xù)變量，且模型是線(xiàn)性的情況下，上述方法得出的中介因果效應(yīng)才與式（3）一致，而本研究中Y與M為離散值，需要采用probit或logit等非線(xiàn)性模型進(jìn)行估計(jì)，用上述中介效應(yīng)測(cè)算方法得出的結(jié)果與式（3）并不一致。所以本研究采用Imai等（2010）提出的政策中介效應(yīng)的因果分析方法[28]，通過(guò)數(shù)據(jù)模擬生成不可觀(guān)測(cè)的反事實(shí)Y（1，M（0））與Y（0，M（1）），從而直接計(jì)算出式（3）。具體結(jié)果如表8所示。

表8顯示，除了醫(yī)療保障之外（95%的置信區(qū)間覆蓋0值），總支出在社會(huì)保障、養(yǎng)老保障的中介效應(yīng)較為顯著，并且控制了中介效應(yīng)之后的直接效應(yīng)也依然顯著，這表明社會(huì)保障，特別是養(yǎng)老保障對(duì)居民幸福感的提升主要通過(guò)兩種途徑實(shí)現(xiàn)：一是通過(guò)刺激家庭總支出，進(jìn)而間接提高居民幸福感;二是社會(huì)保障直接提升居民幸福感。但是休閑娛樂(lè)支出的中介效應(yīng)并不明顯，綜合上述結(jié)果，表明社會(huì)保障可能更多地促進(jìn)了居民建房、購(gòu)買(mǎi)生產(chǎn)以及經(jīng)營(yíng)設(shè)備等這種投資性的支出，此種支出更容易提升居民的幸福感。健康水平的中介效應(yīng)為負(fù)值但不顯著，其直接效應(yīng)雖然為正，但是在95%的置信水平下不顯著，所以擁有醫(yī)療保障→改善健康水平→幸福感提升，這樣的因果鏈條并不存在。而社會(huì)保障和養(yǎng)老保障的健康水平中介效應(yīng)較為顯著，在控制了中介效應(yīng)后，直接效應(yīng)仍然顯著。綜上表明，無(wú)論是養(yǎng)老保障還是醫(yī)療保障，主要是保障水平起著重要作用，當(dāng)前農(nóng)村醫(yī)療保障水平以及醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量較低，身體不健康的居民難以有效改善其健康水平，從而制約了其幸福感的提升。具體如圖2所示。

五、結(jié)論與啟示

本文實(shí)證研究了社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感的促進(jìn)效應(yīng)及其作用機(jī)制?？傮w上，社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村居民的幸福感具有顯著的促進(jìn)作用，養(yǎng)老保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感的作用強(qiáng)度顯著大于醫(yī)療保障。該結(jié)果通過(guò)了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，低收入群體從參加社會(huì)保障中得到的幸福感最強(qiáng)，其次是中等收入群體，而高收入群體基本不受影響。此種效應(yīng)也存在年齡差異，養(yǎng)老保障的幸福促進(jìn)效應(yīng)大小隨著年齡的增長(zhǎng)而提升，醫(yī)療保障的提升效應(yīng)在50～60歲群體中最為明顯。不同的健康群體中養(yǎng)老保障均具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，而醫(yī)療保障效應(yīng)只在非常健康的人群中顯著。中介機(jī)制研究表明，社會(huì)保障特別是養(yǎng)老保障存在如下中介渠道：社會(huì)保障（養(yǎng)老保障）→刺激家庭總支出（改善健康水平）→提高居民幸福感。在控制這一中介效應(yīng)后，社會(huì)保障還能直接（或存在其他中介）提升居民幸福感，但是實(shí)證研究并沒(méi)有證實(shí)“醫(yī)療保障→改善健康水平→幸福感提升”這樣的中介機(jī)制存在。

本文實(shí)證研究結(jié)果具有如下的政策啟示：一是農(nóng)村社會(huì)保障作為政府提供的一項(xiàng)重要的公共產(chǎn)品，具有較強(qiáng)的福利性，其有效提升了農(nóng)村居民的幸福感，并且低收入群體從中受益最大，因此當(dāng)前的農(nóng)村社會(huì)保障發(fā)揮著民生保障和社會(huì)穩(wěn)定雙重功效;二是社會(huì)保障具有激勵(lì)家庭總支出的效應(yīng)，因此可以通過(guò)進(jìn)一步完善社會(huì)保障，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi);三是醫(yī)療保障對(duì)農(nóng)村居民幸福感的提升效應(yīng)弱于養(yǎng)老保障，其健康改善的中介機(jī)制也不顯著，這表明醫(yī)療保障制度尚需進(jìn)一步優(yōu)化，未來(lái)應(yīng)著力提升其保障水平，改善農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，從而真正提高醫(yī)療保障在農(nóng)村居民中的主觀(guān)感受和實(shí)際效用。

注釋?zhuān)?/p>

1“幸福感”目前還沒(méi)有一個(gè)公認(rèn)的準(zhǔn)確的衡量指標(biāo)，已有的文獻(xiàn)都是根據(jù)自己所用的微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，選擇最接近的變量，例如，胡洪曙和魯元平（2012）選擇CGSS中的“總體而言，您對(duì)自己所過(guò)的生活的感覺(jué)是怎么樣的呢？”作為幸福感的衡量指標(biāo)，程名望和華漢陽(yáng)（2020）選擇的上海統(tǒng)計(jì)局農(nóng)民工市民化進(jìn)程動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)中的“總體來(lái)看，您對(duì)現(xiàn)在的生活是否滿(mǎn)意”作為幸福感的代理變量，本文選擇的是CFPS微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，CFPS中與之最接近的是“您對(duì)當(dāng)前的生活是否滿(mǎn)意”，因此本文選擇該變量作為幸福感的代理變量，當(dāng)然，考慮到代理變量可能會(huì)有誤差，所以本文又選擇了“對(duì)未來(lái)的信心”作為幸福感的代理變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2橫坐標(biāo)為收入從低到高的10分位組，縱坐標(biāo)為security的估計(jì)系數(shù)，圓圈表示點(diǎn)估計(jì)的系數(shù)值，豎線(xiàn)表示95%的置信區(qū)間。

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（責(zé)任編輯：盧君）

收稿日期：2021-09-14

基金項(xiàng)目：安徽省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（AHSKF2018D57）

作者簡(jiǎn)介：趙為民（1974-），安徽蕪湖人，安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向?yàn)樨?cái)政稅收。