田文澤 李 杰

（青島大學政治與公共管理學院 山東 青島266061）

一、引言

新中國已經成立70周年，滄海桑田的巨變在神州大地上發(fā)生。伴隨著社會翻天覆地的變化，我國的社會保障體系也逐漸實現了從無到有，從不健全到日益完善。作為被譽為生活安全網、經濟發(fā)展助推器、社會矛盾調節(jié)劑的社會保障制度，在促進經濟發(fā)展，保障人民生活，促進社會公平等方面正日益發(fā)揮著重要作用。在十九大上，習近平總書記指出，我國社會基本矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，這一深刻而重大的認識，也使得我國社會保障體系的完善與發(fā)展方向更加明晰：要更加關注社會保障在服務和改善民生、促進人民幸福生活方面的作用，更加關注人民對于社會保障的切實需求。

有關幸福的話題亙古不變，是人類的終極追求。而幸福感則是一種主觀反映，它體現了人們的價值和需求，同時與人民的日常生活有著高度的關聯。如果幸福感較高，則說明人們的美好需求得到了滿足，民生得到了良好保障，所以幸福感也可以被看作是衡量民生的一個重要指標。在1974年Easterlin提出了“Easterlin悖論”，即幸福感與經濟增長并不是完全匹配的。因此，在評論某項制度的作用時，不僅應考慮到對GDP的貢獻，也應考慮到對居民幸福感的影響。綜上所述，本文進行了社會保障滿意度對居民幸福感的影響研究，通過此研究分析社會保障在改善民生方面的作用，并提出一定的建議。

二、文獻評述

在關于社會保障對于居民幸福感影響方面，學者們做了以下研究：李云峰、徐書林等人（2019）基于2015年中國家庭金融調查的數據發(fā)現，擁有養(yǎng)老保障和養(yǎng)老計劃會對農村家庭的幸福感起到正向的影響，對于西部地區(qū)家庭的影響最大[1]。殷金朋、趙春玲等人（2016）對2013年社會綜合調查數據進行分析，研究得出社會保障的增長會促進居民的幸福感[2]。楊秀麗、謝文娜（2018）基于CGSS2015數據，認為社會保障會對居民的幸福感產生影響，但是否參保養(yǎng)老保險與醫(yī)保對于農村居民幸福感的提升影響不大[3]。桑林（2018）依據CSS2015數據，從社會醫(yī)療保險參與和社會醫(yī)療保險滿意度兩個角度研究社會醫(yī)療保險對居民主觀幸福感這一民生指標的影響，認為是否參加醫(yī)保以及對醫(yī)保的滿意度都影響到居民的主觀幸福感[4]。

縱觀以往的研究，還存在著以下問題：關于社會保障對居民幸福感的影響研究大多從是否參與這一指標來進行的，或者從醫(yī)療保險或養(yǎng)老保險等單個項目的參保情況或滿意度來展開的，而關于社會保障整體滿意度對居民幸福感的研究卻寥寥無幾。針對上述問題，本文基于CSS2015的數據來研究社會保障的滿意度對居民幸福感的影響。

三、研究設計

（一）數據來源

本文采取的研究數據來源為2015年中國社會狀況綜合調查（CSS）。該數據是中國社科院社會學研究所進行的覆蓋范圍為全國的一項大型綜合社會調查項目。該項目從2005年開始，通過概率進行抽樣、采用入戶的方式進行調查，調查所覆蓋的區(qū)域較廣，涵蓋到了全國的31個省份。對其中151個區(qū)縣和604個社區(qū)的居委會或村委會進行了調查走訪。調查訪問10000余個家庭；調查內容主要包括了勞動就業(yè)、社會生活以及社會態(tài)度和家庭等方面，此數據有較強的代表性。由于最新的CSS2017項目取消了關于居民幸福感的問題，因此本文選擇了CSS2015進行替代。

（二）變量選擇及說明

1.因變量選擇及說明

本文研究的因變量為居民的主觀幸福感，居民的幸福感一般為被劃分為幾個級別。在CSS2015調查問卷中，此變量通過“總的來說，我是一個幸福的人”來體現；選項為：“非常不同意”“不太同意”“一般”“比較同意”“非常同意”。從1到5分別賦值，數值越大代表幸福感越強烈。在剔除缺失值以及后，總樣本量為8849。居民幸福感變量分布如表1所示：

表1居民幸福感分布

2.自變量說明

本研究的核心解釋變量為居民的社會保障滿意度，在CSS調查問卷中相關的問題為“總的來說，社會保障的狀況”，選項賦值為數字1到10，依次為“非常不滿意”到“非常滿意”。數字越大代表越滿意，數字越小滿意度越低。

參考已有的關于居民幸福感影響因素的研究，本文選擇了其他的控制變量。在個人特征方面，選擇了性別、年齡、學歷、婚姻情況、民族、政治面貌作為控制變量。在家庭特征方面，選擇家庭年收入、家庭人口數作為控制變量，并參照相關研究納入地區(qū)虛擬變量作為控制變量。變量定義說明如表2所示，變量描述統計如表3所示。

（三）模型構建

1.OLS模型

參照馬軍旗（2019）的研究，本文使用OLS對模型進行基準回歸[5]。根據Ferrell-i-Carbonel（2004）的研究[6]，當研究的被解釋變量為類似于心理測評的等級指標的時候，使用有序Probit等非線性模型所得到的估計結果與一般線性回歸所得到的估計結果差別很小，并且一般線性回歸的邊際效應是有意義的，而有序probit回歸的邊際效應意義不大。因此本文選擇OLS對模型進行基準回歸，本文的OLS模型設定如下：

表2變量定義說明

式（1）中，happinessi代表居民幸福感，securtiyi代表居民社會保障滿意度，xi代表控制變量，β1和λ是待估系數，εi是誤差項。

2.有序Probit模型

幸福感屬于有序離散變量，因此可以采用有序Probit模型進行回歸，將回歸結果與OLS回歸進行對比，用來檢驗OLS回歸的穩(wěn)健性。本文的有序Probit模型設定如下：

式（2）中，happinessi代表居民幸福感，securtiyi代表居民社會保障滿意度，xi代表控制變量，α1和γ是待估系數，εi是誤差項。

由于有序Probit模型將幸福感是做有序變量，因此需要使用潛變量來推導出MLE(極大似然估計)，規(guī)則如下所示：

表3變量描述性統計

其中，happinessi是潛變量，當低于臨界點C1時，居民感覺非常不幸福（happinessi=1），高于C1但小于C2時，感到不太幸福（happinessi=2），依次類推，當大于C4時，居民感覺非常幸福（happinessi=5）。

四、回歸結果分析

（一）OLS回歸結果

1.核心解釋變量回歸結果分析

如表4所示，社會保障滿意度對于居民幸福感的影響均通過了1%的顯著性檢驗，說明社會保障滿意度對于居民幸福感存在正向影響，且社會保障滿意度每提高一個單位，居民的主觀幸福感會提高9.9%。

2．控制變量回歸結果分析

在個人特征部分，將性別、年齡、婚姻狀況、教育程度、政治面貌作為控制變量納入回歸模型進行分析，其中年齡以及婚姻狀況度居民幸福感的影響不顯著。性別對于居民主觀幸福感的影響通過了5%的顯著性檢驗，與男性相比，女性更加幸福。政治面貌對于居民主觀幸福感的影響通過了1%的顯著性檢驗，與非黨員相比，黨員更加幸福。教育程度對于居民的主觀幸福感影響通過了1%的顯著性檢驗，隨著教育程度的提高，居民主觀幸福感會提高。

在家庭特征部分，將家庭人口數與家庭收入的對數都納入回歸模型。其中，家庭人口數對于幸福感的影響通過了1%的顯著性檢驗，其中家庭人口數越多的居民幸福感越高。而家庭收入對于幸福感的影響也通過了1%的顯著性檢驗，且家庭收入越多的居民主觀幸福感越強烈，這與實際情況基本相符。

表4回歸結果

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗所構建基準模型的穩(wěn)健性，本文參考了已有研究，選擇有序Probit模型，將所有變量包括因變量、核心解釋變量以及控制變量全部納入模型進行回歸分析，并將回歸結果與OLS模型歸結果比較，檢驗基準模型的穩(wěn)健性。

如表4所示，在進行有序Probit回歸后，社會保障滿意度在三個模型中對于居民主觀幸福感的影響均通過了1%的顯著性檢驗?？傮w而言，社會保障滿意度每增加一個單位，居民的幸福感會提高11.2%；對于城鎮(zhèn)居民來說，社會保障滿意度每增加一個單位，居民的幸福感會提高12.5%；對于農村居民來說，社會保障滿意度每增加一個單位，居民的幸福感會提高10.1%。而在控制變量方面，個人特征變量中的性別、政治面貌、教育程度對于居民幸福感的影響也通過了1%的顯著性檢驗，年齡與婚姻狀況對于居民幸福感的影響均不顯著。在家庭特征方面，家庭人口與家庭收入的對數對居民幸福感的影響通過了1%的顯著性檢驗。綜上所述，有序Probit的回歸結果與上文OLS回歸結果保持一致，因此使得模型的穩(wěn)健性得到了檢驗。

（三）異質性分析

由于上述分析僅僅按照總體進行了回歸分析，無法進一步解釋說明不同條件下社會保障對居民幸福感的影響。因此本文參考桑林（2018）的研究，分析不同年齡以及不同地區(qū)的居民社會保障滿意度對于幸福的影響程度。本文按照相關標準，將45歲以下的居民定義為青年人，將45～60歲之間的居民定義為中年人，將60歲以上的居民定義為老年人。同時，按照地區(qū)的劃分，將不同省份的居民分別劃分為東部、中部以及西部地區(qū)，以及按照城鄉(xiāng)進行了劃分。

相關回歸結果表明：分年齡來看，社會保障滿意度每增加一個單位，青年人幸福感提升8%，中年人幸福感提高9.9%，老年人幸福感提高10.6%。由此可見，社會保障滿意度對于老年人幸福感的影響最大。分城鄉(xiāng)來看，社會保障滿意度每增加一個單位，城鎮(zhèn)居民幸福感平均會提高10.8%，鄉(xiāng)村居民幸福感平均會提高9.2%，城鎮(zhèn)居民的社會保障滿意度對于幸福感的影響更高，這與楊秀麗（2018）所得出的結論基本相同。分地區(qū)來看，社會保障滿意度每增加一個單位，東部地區(qū)居民的幸福感提高10.8%，中部地區(qū)居民的幸福感提升9.9%，西部地區(qū)居民幸福感提升10.2%。由此可見，相較于中西部地區(qū)，東部地區(qū)居民的社會保障滿意度對主觀幸福感的影響更大。

五、結論與建議

本文利用2015年中國社會狀況綜合調查（CSS）數據，進行了社會保障滿意度對居民滿意度的影響的研究，研究過程中采用了OLS回歸模型作為基準模型進行回歸分析，之后為了檢驗所構建模型的穩(wěn)健性，本文有采取有序Probit回歸模型進行回歸，將二者結果進行比較后，使模型的穩(wěn)健性得到了檢驗。然后又按照城鄉(xiāng)、年齡和地區(qū)進行了異質性分析。最終得出結論，社會保障滿意度對于居民幸福感的影響均通過了1%的顯著性檢驗，會對居民的幸福感起到顯著影響，總體而言，社會保障滿意度每增加1個單位，居民的幸福感會平均提高9.9%。如果分開來看，城鎮(zhèn)居民的社會保障滿意度對幸福感的影響要略強于農村居民；社會保障滿意度對老年人主觀幸福感的影響要高于中青年人；社會保障滿意度東部地區(qū)居民主觀幸福感的影響要高于中西部地區(qū)。除此之外，其他的控制變量如性別、教育程度、政治面貌、家庭人口數、家庭收入對居民的主觀幸福感也會產生一定的影響。

社會保險是社會保障體系的重中之重，而養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險則是覆蓋面最廣的社會保險制度?；诖耍⒔Y合上述結論，為了更好地發(fā)揮社會保障在服務和改善民生、提高居民幸福感方面的作用，本文提出了以下幾條建議。

1.完善基本養(yǎng)老保險。第一，加強養(yǎng)老保險基金的保值增值。通過提高統籌層次的方式，將分散在地方的零散養(yǎng)老保險基金集中起來，由全國社會保障基金統一運作，提高基金的使用效率，形成規(guī)模優(yōu)勢。委托有資質且專業(yè)性強的投資機構進行投資，在確保資金的安全運作的前提下，盡可能選擇多種收益較高的投資產品進行投資。所取得的收益一方面可以彌補養(yǎng)老保險的隱性債務問題，另一方面可以提高養(yǎng)老金待遇，完善養(yǎng)老金的動態(tài)調節(jié)機制，隨經濟增長和物價變動來提高養(yǎng)老金水平，實現發(fā)展成果由人民共享。第二，要提高養(yǎng)老保險統籌層次，擴大養(yǎng)老保險的覆蓋面，立足于中央調劑金制度，促進養(yǎng)老保險盡快實現全國統籌，提高統籌層次可以方便勞動力流動，將包括農民工在內的勞動人口納入養(yǎng)老保險中。

2.縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)的社會保險待遇差距。在養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險方面城鄉(xiāng)居民和地區(qū)都有著不小的待遇差距，會影響社會的公平。首先，應當建立待遇的協調機制[7]，縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)居民之間的待遇差距，提高制度的公平性，促進居民幸福感的提高。其次，加大對于農村地區(qū)產業(yè)扶持力度，出臺更多的惠農政策，縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距；出臺更加有利于中西部開發(fā)的政策，東中西部之間的發(fā)展水平差距。最后，國家要加大對于農民繳納保險的補貼力度，使得農村居民有能力繳納檔次更高的保險，提高待遇；對于中西部地區(qū)，通過中央調劑金等措施，加強補貼。

3.完善基本醫(yī)療保險。第一，提高基本醫(yī)療保險的報銷比例，尤其是大病和慢性病報銷比例，防止因病致貧和因病返貧現象的發(fā)生。第二，要完善和建立醫(yī)藥服務價格談判機制[8]，對過高的醫(yī)藥費用進行控制，堅決保障醫(yī)療費用的增長處于一個穩(wěn)定和合理的區(qū)間，讓全體人民都能享受到先進醫(yī)療技術所帶來的福利。