史順超,周世軍

(安徽工業(yè)大學 商學院,安徽 馬鞍山 243032)

一、問題的提出

養(yǎng)老保險是整個社會保障體系較為重要的部分,一個國家社會保障制度是否獲得健康、持續(xù)的發(fā)展,這通常取決于養(yǎng)老保險制度的發(fā)展情況,而面向居民的基本養(yǎng)老保險制度又構成了整個養(yǎng)老保險制度的主體與核心[1]。自2009年、2011年新型農村社會養(yǎng)老保險和城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險先后啟動試點以來,通過對社會養(yǎng)老的逐步嘗試和養(yǎng)老政策的貫徹落實,我國在較大程度上促進了社會養(yǎng)老保險的發(fā)展、提高了居民的養(yǎng)老水平、保障了人民的基本生活。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險到2012年基本實現(xiàn)了制度全覆蓋,2014年2月國務院頒布文件,決定將新型農村社會養(yǎng)老保險制度和城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險制度合并實施,進而建立全國統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度。

同時,隨著我國經濟的快速發(fā)展,政府和個人更加重視生活質量的提高,努力提高幸福感水平成為人們共同努力的方向。關于居民幸福感的研究一直備受關注[2-5]。居民的主觀幸福感受多種因素的影響[6]。其中,性別、年齡、戶籍、健康狀況、婚姻狀況、受教育狀況、收入、工作、戶籍等個體特征,家庭年收入、家庭成員等家庭因素,政府質量、社會保障、人際關系、社會制度等社會因素都會影響居民的主觀幸福感[7-18]。

那么,城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度作為社會保障的重要組成部分,對我國居民的幸福感有沒有產生影響,如果有,影響機制是什么?再者,城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度對農村居民和城鎮(zhèn)居民幸福感的影響是否存在差異?如果存在,這種差異又是什么?這些問題的研究,有助于提高我國居民的幸福感水平,對城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的發(fā)展和完善也有很大幫助。因此,本文利用2011年CHFS微觀數據,采用有序probit模型對城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度與居民主觀幸福感之間的關系進行研究,探討城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度對居民主觀幸福感的影響機制以及對城鄉(xiāng)居民幸福感影響的差異。

二、文獻綜述

現(xiàn)階段,研究社會保障、養(yǎng)老保險對幸福感影響的文獻很多,大部分學者主要采用實證調研、構建模型等方法考察社會保障與居民幸福感的關系。一些學者研究政府的社會保障支出對居民幸福感的影響,發(fā)現(xiàn)增加社會保障支出、財政社會保障支出與社會保險基金支出人均值有利于提高居民的幸福感水平,但人均財政醫(yī)療衛(wèi)生支出會抑制居民幸福感的提高[19]。一個國家社會保障水平的高低對這個國家國民幸福感水平有顯著影響,社會保障水平高的國家,國民幸福感較高[20]。但一個國家內部社會保障水平也會存在差異,社會保障對一個國家的不同居民幸福感的影響也會不同[21]。

在國內,社會保障主要由養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、工傷保險、失業(yè)保險、生育保險與住房公積金組成,簡稱“五險一金”。這“五險一金”對居民幸福感的影響存在差異[22]。有學者研究發(fā)現(xiàn),公費醫(yī)療對農村老年人幸福感的提高有顯著影響,城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險和新型農村合作醫(yī)療分別對城鎮(zhèn)和農村老年人的幸福感有積極作用[23]。而養(yǎng)老保險、失業(yè)保險和工傷保險對居民的主觀幸福感也會產生重要影響[24]。住房問題是現(xiàn)階段人們較為關心的話題,作為公共部門的員工,享受到住房公積金待遇的員工比那些沒有享受到住房公積金待遇的員工主觀幸福感更高[25]。

另外,也有一些學者直接研究養(yǎng)老保險與幸福感的關系。一些學者認為,養(yǎng)老問題、養(yǎng)老保險政策、養(yǎng)老保險金收入等與居民幸福感有顯著關系[26-30]。另外一些學者研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險與老年人主觀幸福感沒有顯著關系[31]?；攫B(yǎng)老保險作為居民老年生活的重要保障,它的實施情況會對居民的幸福感產生很大影響。為此,研究基本養(yǎng)老保險與城鄉(xiāng)居民幸福感的關系就顯得尤為重要,但現(xiàn)階段將城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險從養(yǎng)老保險制度中獨立出來進行研究的文獻不多。本文實證研究了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與居民幸福感的關系、影響機制和城鄉(xiāng)差異,這將是對以上文獻的進一步發(fā)展和補充,對于探究居民幸福感這個問題具有重要意義。

三、數據與樣本選取

(一)數據來源

本文所利用數據來源于西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心“中國家庭金融調查(CHFS)”2011年的調查數據。此次調查抽取的數據樣本涵蓋了全國25個省份(自治區(qū)、直轄市)的80個市縣,共涉及8 400多個家庭,29 000多個調查對象,具有大樣本、分層抽樣等優(yōu)良性質。由于CHFS調查數據只詢問每個家庭受訪者的幸福感情況,因此本文只分析了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對家庭受訪者幸福感的影響。刪除數據缺失的部分調查對象,本研究共包括了5 063個樣本。

(二)樣本選取

首先,對于受訪者主觀幸福感(Subjective Well-Being)的衡量,來自CHFS問卷中“總體來說,您現(xiàn)在覺得幸福嗎?”,依據受訪者的回答“非常不幸福”“不幸?！薄耙话恪薄靶腋！薄胺浅Ｐ腋！币来钨x值1、2、3、4、5。最終,在全部8 421名受訪者中,回答回答“非常不幸福”“不幸?！薄耙话恪薄靶腋！薄胺浅Ｐ腋！钡谋壤謩e為1.08%、5.56%、30.01%、48.31%和15.01%。不過,由于一些受訪者的個人和家庭特征數據以及城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險數據缺失,本文在最終計量分析時可用的樣本量實際上只有5 063個樣本。表1是樣本刪除缺失值前后的居民主觀幸福感的分布情況。從表1可以得出,上述5 063個受訪者主觀幸福感的分布與原樣本并未有明顯的差異。在本文的5 063名受訪者中,回答“非常不幸?！薄安恍腋！薄耙话恪薄靶腋！薄胺浅Ｐ腋！闭急确謩e為0.99%、5.35%、30.56%、49.06%、14.04%。

四、城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與幸福感的基本特征描述

(一)參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的基本特征描述

表1　居民主觀幸福感調查結果的分布情況

根據表2可以得出,在樣本的5 063位受訪者中,參保的有2 257人,占全樣本的44.58%;沒有參保的有2 806人,占全樣本的55.42%,這說明沒有參保的人比參保的人多。在考慮年齡分組的情況下,60歲以下和60歲及以上在參保和沒有參保中的比例與全樣本基本一致,都是沒有參保的比例要高于參保的比例。在考慮城鄉(xiāng)居民分組的情況下,在農村居民樣本中,參保的人數為1 067人,占農村居民樣本的30.46%,而沒有參保的人數為2 436人,占農村居民樣本的69.54%。在城鎮(zhèn)居民樣本中,參保的人數為1 190人,占城鎮(zhèn)居民樣本的76.28%,而沒有參保的僅有370人,占城鎮(zhèn)居民樣本的23.72%。比較城鄉(xiāng)居民參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的數據,可以看出,農村居民的參保率要遠遠低于城鎮(zhèn)居民。

表2　不同年齡、城鄉(xiāng)居民參與情況統(tǒng)計分組

(二)居民幸福感的基本特征描述

1.全樣本及城鄉(xiāng)居民幸福感分布情況

從表3給出的全樣本及城鄉(xiāng)居民幸福感的分布可以得出,全樣本及城鄉(xiāng)居民樣本的幸福感分布大致相同,并且城鄉(xiāng)居民的幸福感差異不大,同時城鄉(xiāng)居民幸福感的差異不具有統(tǒng)計顯著性——城鄉(xiāng)樣本的幸福感均不服從正態(tài)分布,采用非參數的威爾克森秩和檢驗得出,雙樣本均值差異的Wilcoxon檢驗統(tǒng)計量的雙尾p值大于0.359 8。

表3　全樣本及城鄉(xiāng)居民幸福感分布

2.全樣本及城鄉(xiāng)居民是否參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與幸福感分布情況

分析表4可以看出:在全樣本、農村居民和城鎮(zhèn)居民樣本中,總體來看,參保的居民感到非常不幸福、不幸福的比例要比沒有參保的居民低,而參保的居民感到一般、幸福、非常幸福的比例要比沒有參保的居民高。這表明參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的居民總體幸福感要比沒有參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的居民總體幸福感要高。通過對全樣本和城鄉(xiāng)居民樣本進行威爾克森秩和檢驗,全樣本、城鎮(zhèn)居民和農村居民的幸福感均不服從正態(tài)分布,采用非參數的威爾克森秩和檢驗得出,雙樣本均值差異的Wilcoxon檢驗統(tǒng)計量的雙尾p值分別為0.000 0、0.000 0和0.061 2,均小于0.1,有理由拒絕全樣本和城鄉(xiāng)居民樣本中參保與沒有參保的居民幸福感相同的原假設。對表4二維列聯(lián)表的屬性變量進行獨立性檢驗,卡方檢驗結果表明,全樣本、農村居民和城鎮(zhèn)居民的卡方檢驗統(tǒng)計量的p值分別為0.000、0.000和0.002,都小于0.01,根據卡方獨立性檢驗,有理由拒絕表中城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與居民幸福感之間沒有關系的原假設,表明城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與居民幸福感存在顯著關聯(lián)。

五、城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對居民幸福感影響的實證分析

(一)變量選取

本文將變量主觀幸福感作為被解釋變量,將變量城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險和城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老金作為解釋變量,另外,個體和家庭特征,如性別、年齡、政治面貌、婚姻狀況、民族、戶籍、健康狀況、家庭年收入等可能影響幸福感的因素作為控制變量, 并將變量設置如表5所示。從表5可以看出:受訪者的主觀幸福感總體來說是偏向于幸福的;受訪者中參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的人數不到總數的一半;60歲及以上的受訪者領取養(yǎng)老金的人數很少;家庭年收入為估算的家庭年總收入,文中都是對家庭年收入取對數進行分析的;家庭人口規(guī)模是根據家庭人口數計算而得;年齡的賦值為受訪者在2011年時的周歲,本文為了檢驗年齡與幸福感是否存在“倒U型”關系,將變量年齡加了平方項。

表4　全樣本及城鄉(xiāng)居民是否參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與幸福感列聯(lián)表(單位:人)

表5　變量的統(tǒng)計性描述

(二)模型構建

為了考察城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對我國居民幸福感的影響機制及其城鄉(xiāng)差異,本文設定如下回歸方程:

happinessi=β0+β1rupension-insui+λXi+εi,

(1)

happinessi=β0+β1get-pensioni+λXi+εi.

(2)

式中,下標i表示第i個居民。被解釋變量happiness是衡量居民主觀幸福感的指標,解釋變量rupension-insu是城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的指標,get-pension是城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險金的指標。X是影響居民幸福感的個人和家庭特征變量矩陣,λ是相應的回歸系數矩陣,ε是隨機擾動項。

(三)回歸分析

被解釋變量主觀幸福感是一個有序變量,首先采用ordered probit模型、利用回歸方程(1)對全樣本進行估計,結果匯報在表6中。結果顯示,變量urpension-insu的回歸系數在1%的顯著性水平上顯著為正,說明參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的居民比沒有參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的居民有更高的幸福感,即參保的居民要比沒有參保的居民幸福感大約高0.117 6個單位。在控制變量方面,家庭年收入越高、家庭有房屋、受教育程度越高、女性比男性幸福感更高;年齡與幸福感之間存在顯著的負向關系,其中對年齡變量進行了年齡平方的分析,發(fā)現(xiàn)年齡與幸福感的關系呈現(xiàn)正U型特征,這符合幸福感在各年齡段的特點。

接著考察城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)居民幸福感影響的差異,將全樣本分為農村居民和城鎮(zhèn)居民分別進行回歸分析。從農村居民與城鎮(zhèn)居民的回歸結果,可以得出:在農村居民子樣本回歸中,城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的系數估計值在1%的水平下顯著為正,意味著參保的農村居民要比沒有參保的農村居民顯著地有更高的幸福感,即參保能夠顯著地提高我國農村居民的幸福感。而城鎮(zhèn)居民分樣本回歸中,ordered probit模型估計顯示變量ur-pension-insu不顯著,這說明參保的城鎮(zhèn)居民相比于沒有參保的城鎮(zhèn)居民沒有更高的幸福感,即是否參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民的幸福感沒有影響。究其原因可能是因為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險在城鎮(zhèn)比在農村有更高的普及率,從樣本中居民參與養(yǎng)老保險的數據可以得出,廣大農村地區(qū)還有許多居民沒有享受到養(yǎng)老保險政策,因而,農村居民相比于城鎮(zhèn)居民因能夠享受到國家的社會保障政策而提高了自身的幸福感。

表6城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對居民幸福感的影響:ordered probit模型估計

變量全樣本農村居民城鎮(zhèn)居民urpension-insu0.1176③0.1477③0.0883(0.0365)(0.0429)(0.0716)lnhh-income0.0510③0.0562③0.0495①(0.0139)(0.0166)(0.0264)hh-size-0.0120-0.0154-0.0063(0.0106)(0.0120)(0.0234)hh-house0.1807③0.09070.2905③(0.0623)(0.0893)(0.0883)man-0.0682②-0.0295-0.1723③(0.0327)(0.0404)(0.0569)age-0.0377③-0.0321③-0.0480③(0.0080)(0.0099)(0.0139)age20.0005③0.0004③0.0005③(0.0001)(0.0001)(0.0001)hanzu0.0126-0.0014-0.0161(0.0866)(0.1015)(0.1676)edu0.0110②0.0169③-0.0083(0.0051)(0.0061)(0.0097)communist0.1248②0.2545③0.0815(0.0524)(0.0779)(0.0733)local0.08520.06070.1630(0.0611)(0.0768)(0.1033)married0.5090③0.4861③0.5503③(0.0533)(0.0682)(0.0873)health0.2181③0.1935③0.2748③(0.0169)(0.0198)(0.0332)agriresid0.1099③- - (0.0421)- - eregion-0.02740.0317-0.2156③(0.0418)(0.0503)(0.0781)mregion-0.02210.0498-0.2714③(0.0411)(0.0467)(0.0880)

續(xù)表6城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對居民幸福感的影響:ordered probit模型估計

變量全樣本農村居民城鎮(zhèn)居民Constantcut1-0.9962③-0.9884③-1.4439③(0.2458)(0.2889)(0.4499)Constantcut2-0.1401-0.1198-0.6088(0.2422)(0.2846)(0.4424)Constantcut31.1148③1.1137③0.7186(0.2424)(0.2848)(0.4418)Constantcut42.5925③2.5972③2.2067③(0.2437)(0.2865)(0.4438)Observations506335031560PseudoR20.03420.03410.0454

注:括號里的數值表示標準誤差,① ② ③ 分別表示10%、5%、1%的顯著性水平,下同。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步研究和檢驗城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對我國居民幸福感產生影響的作用機制和上述結果的穩(wěn)健性,將農村居民和城鎮(zhèn)居民分別劃分為60歲以下與60歲及以上農村居民和城鎮(zhèn)居民進行實證分析。依據我國實施的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的規(guī)定,參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的居民年齡達到60歲就可以領取養(yǎng)老保險金,所以劃分60歲以下和60歲及以上城鄉(xiāng)居民樣本是為了分別分析城鄉(xiāng)居民參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險和領取城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險金對其幸福感的影響。從表7中農村居民分樣本的回歸結果可以得出,城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險變量的系數估計值在1%的水平下顯著為正,意味著城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險能夠顯著地提高農村60歲以下居民的幸福感,且其系數估計值為0.152 4,表明參保的60歲以下的農村居民會比那些沒有參保的農村60歲以下的居民幸福感高0.152 4個單位,即農村60歲以下居民通過參?？梢燥@著提高其主觀幸福感。而城鎮(zhèn)居民分樣本回歸中并不顯著,說明對于城鎮(zhèn)60歲以下居民而言,是否參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險不會影響其幸福感。這進一步驗證了農村居民參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險可以提高其幸福感,而城鎮(zhèn)居民不會提高其幸福感的結論。

另外,又采用ordered probit模型、利用回歸方程(2)對城鄉(xiāng)居民分樣本進行估計,城鎮(zhèn)居民分樣本的回歸結果顯示,城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險養(yǎng)老金這個變量系數估計值在5%的水平下顯著為正,意味著領取城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險金可以顯著地提高城鎮(zhèn)60歲及以上居民的幸福感,且其系數估計值為0.522 7,表明領取城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險金的60歲及以上城鎮(zhèn)居民會比那些沒有領取的城鎮(zhèn)60歲及以上居民幸福感高0.522 7個單位,即城鎮(zhèn)60歲及以上居民會因領取養(yǎng)老保險金顯著提高其主觀幸福感。而在表7農村居民子樣本回歸中并不顯著,這說明對于農村60歲及以上居民而言,是否領取城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險金不會影響其幸福感。究其原因可能是因為農村居民領取的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險金遠遠低于城鎮(zhèn)居民,從樣本中居民領取養(yǎng)老保險金的數據可以得出,農村居民領取的養(yǎng)老保險金遠遠低于城鎮(zhèn)居民且農村居民每月領取的養(yǎng)老保險金很低,因而,城鎮(zhèn)居民領取養(yǎng)老保險金提高了幸福感,而農村居民沒有提高幸福感。

六、結論與建議

以新型農村社會養(yǎng)老保險與城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險合并為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險為切入點,使用覆蓋城鄉(xiāng)居民的中國家庭金融調查數據, 驗證了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險對居民幸福感的影響、作用機制及其城鄉(xiāng)差異。發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度對城鄉(xiāng)居民的幸福感有顯著地促進作用。農村居民可以通過參與城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險顯著地提高自己的幸福感,而城鎮(zhèn)居民可以通過領取城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險金顯著地提高自己的幸福感。

表7　城鄉(xiāng)居民分樣本回歸結果:ordered probit模型估計

上述結論,一方面證實了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度對我國居民幸福感存在顯著的影響,從而說明了國家實施城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的重要性與必要性。另一方面,針對正在實施的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度,農村居民在參保時顯著地提高了自己的幸福感,但在領取養(yǎng)老保險金時卻沒有顯著地提高自己的幸福感;城鎮(zhèn)居民在領取養(yǎng)老保險金時顯著地提高了自己的幸福感,但在參保時卻沒有顯著地提高自己的幸福感。這說明城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度在實際的實施過程中仍然存在一些問題。例如,參保積極性不高,保障水平低,地區(qū)不公平,統(tǒng)籌層次低等[32]。

從增加居民幸福感的角度,提出以下兩方面的建議:一是研究城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與我國居民幸福感的關系要兼顧參與養(yǎng)老保險和領取養(yǎng)老保險金兩個維度。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度可以從參與養(yǎng)老保險與居民幸福感和領取養(yǎng)老保險金與居民幸福感兩個方面同時進行實證檢驗。因此,在制定具體的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的過程中,應該綜合考慮居民的參保行為和領取的養(yǎng)老保險金,使得居民在參保和領取養(yǎng)老保險金兩個方面獲得幸福感。二是在全國范圍里推行城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險,特別是廣大農村地區(qū),要加大宣傳力度,逐步提高人們的保險意識;加大政府的財政支持力度,適時提高基礎養(yǎng)老金水平,并鼓勵有能力的居民選擇較高的繳費檔次;加強城鄉(xiāng)之間的統(tǒng)籌,縮小城鄉(xiāng)居民之間的差距,避免形成新的養(yǎng)老金收入不公平。

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