社會保障、社會經濟地位與城鄉(xiāng)居民幸福感
——基于2015年CGSS數據的分析

（湖南工業(yè)大學商學院，湖南 株洲 412007）

一、引言

在中國，古代社會對幸福生活向往的反映有“大同社會”、“生平治世”，現代有“小康社會”。在西方，早在亞里士多德時期就用人們的幸福感或者生活滿意度作為評估社會及其公民質量的一種方式。18世紀末“功利主義”的代表人物邊沁提出用“最大多數人的最大幸?！钡姆椒▉碛嬃咳藗兊目鄻罚M而提出如何選擇人們的行為以最大限度提高社會總體福利。幸福是人們長久以來一直追求的美好愿望，讓人們過上幸福美滿的生活也是我們國家和政府一直努力的方向。獲得感、幸福感、安全感這三感都是國家和人民追求美好生活的反映。

社會保障是政府為了幫助生活陷入窘境的人們而制定出的社會福利制度，社會保障最初的目的是“兜底”,即保障人們最基本的生活需求。隨著經濟發(fā)展和社會進步，總體來講人們的生活水平有了大幅的提升，人們對生活有了更高的追求。人們追求的變化也意味著社會保障的功能和方向也應該發(fā)生相應的調整。社會保障在現代社會的功能已經從單純的“兜底 ”轉變?yōu)榻o人們提供更廣泛的、更高質量的公共服務，使人們享受到經濟發(fā)展、社會進步所帶來的便利，提高人們的物質和精神生活質量。但是據聯(lián)合國對全球156個國家調查分析后公布的 《世界幸福報告》顯示，2019年中國排名為93，較2018年下滑7位，2018年排名86，2017年排名79，中國經濟增長的同時，國民的幸福感水平卻在連續(xù)下滑，這與我們國家經濟發(fā)展及政策目標相違背，如何使人們生活的更加幸福成為眾多學者研究的重要方向。居民參加社會保障、其經濟狀況與主觀幸福感的聯(lián)系也成為我們關注的焦點。

二、文獻綜述與理論假設

近年來非常多的學者對居民幸福感進行關注，研究的方向與方法也非常廣泛多樣。根據已有的文章，研究影響居民幸福感的要素大致包括性別、年齡、受教育程度、個體收入、健康狀況、生活環(huán)境、公共服務質量、政府支出等。Wilsion(1967）將幸福的人的特征進行了總結：青年人、身體康健、教育程度較高、足夠的收入、愛交際的、積極的、無憂無慮、篤信宗教的。[1]

社會保障是國家為了滿足人們的基本生活需求而制定的政策，但是隨著社會的發(fā)展和人們生活質量的提高，人們對幸福生活的向往也使得人們對其要求越來越高，社會保障是否會提高人們的幸福感成為我們關注的熱點。Ruut Veenhoven（2000）研究發(fā)現國家福利預算規(guī)模與平均福利水平之間沒有聯(lián)系。在一些高福利國家，人們并不會比同等經濟水平但具有更少的國家福利計劃國家的人們更健康或者更幸福，增加或減少社會保險開支并不會影響公民的健康或者幸福的不平等。[2]

但是國內的研究結果大體一致，即社會保障與人們的幸福感是正向相關的。如孫鳳（2007）在中國社會經濟轉型的背景下，基于性別與職業(yè)的差異研究影響人們主觀幸福感的因素。發(fā)現人們的社會保障公平感對主觀幸福感有重要的作用，而且相比男性而言對女性具有更重要的影響。[3]陳望（2018）在控制個人特征后采用實證分析的方法研究醫(yī)療保險與居民幸福感的關系時發(fā)現，社會醫(yī)療保險與商業(yè)醫(yī)療保險對人們幸福感的作用程度不同，社會醫(yī)療保險對居民幸福感的作用強于商業(yè)醫(yī)療保險，但是兩種不同的保障措施均對人們的幸福感具有顯著的積極作用。[4]張洪源、周海川、苗潤蓮（2018）在研究社會保險對農民主觀幸福感的影響時，將農民按代際劃分為新老兩代，研究現有的社會保障措施對新老農民的不同影響，結果表明城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險與城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險對新老兩代農民的幸福感均有積極影響。[5]因此，本文提出以下假設：

H1:社會保障對居民幸福感有正向影響；

H1A：醫(yī)療保險對居民幸福感具有正向影響作用，但對城鎮(zhèn)與農村居民的影響可能存在差異；

H1B：養(yǎng)老保險對居民幸福感具有正向影響作用，但對城鎮(zhèn)與農村居民的影響可能存在差異；

H1C：商業(yè)醫(yī)療保險對居民幸福感具有正向影響作用，但對城鎮(zhèn)與農村居民的影響可能存在差異；

H1D：商業(yè)養(yǎng)老保險對居民幸福感具有正向影響作用，但對城鎮(zhèn)與農村居民的影響可能存在差異。

社會經濟地位大多是通過家庭收入與相對經濟狀況等指標來衡量個人在社會中的地位。對居民收入與幸福感關系的研究一直以來也是我們關注的焦點，如有名的Easterlin悖論也被叫做“幸福悖論”，就是研究收入與人們幸福感的關系。“幸福悖論”表明財富與人們的幸福感并不是正向相關的，收入的增加并不一定使人們的幸福感提高。Kotakorpiw、Laa-manenz（2010）研究發(fā)現提高當地的公共衛(wèi)生服務開銷對普通居民生活滿意度有積極影響，但是個人對醫(yī)療衛(wèi)生等私人物品的公共提供的首選水平可能與收入無關，中等收入者傾向于比低收入人群或高收入人士更高的公共支出。[6]Anderson,C Kraus,M.W.Galinsky,A.D（2011）使用局部階梯效應研究主觀社會經濟地位的另一種形式——社會測量地位，發(fā)現社會測量地位的增加與主觀幸福感的增加有關，尤其是個人在周邊團體中的社會測量地位對其主觀幸福感的作用更明顯。[7]艾洪山、袁艷梅、何新群（2015）研究發(fā)現社會階層、自評的相對經濟地位越高，人們的幸福感越強。[8]常保瑞、方建東（2018）在使用可協(xié)商命運觀作為中介來研究大學生社會經濟地位與主觀幸福感的關系，發(fā)現主觀社會經濟地位與幸福感和積極情緒是正向相關的。[9]孫亮順（2018）在2013年CGSS數據的基礎上，將數據分為全國、城鎮(zhèn)、農村三個樣本，選取絕對指標與相對指標來研究社會經濟地位與城鄉(xiāng)居民幸福感的關系時發(fā)現，社會經濟地位對城鄉(xiāng)居民幸福感的影響存在共性，即與居民的幸福感顯著正相關。[10]基于此，本文提出以下假設：

H2:社會經濟地位對居民幸福感有正向影響；

H2A：受教育程度對居民幸福感具有正向影響作用，但對城鎮(zhèn)與農村居民的影響可能存在差異；

H2B：家庭總收入對居民幸福感具有正向影響作用；

H2C：家庭經濟狀況對居民幸福感具有正向影響作用；

H2D：與同齡人相比的社會經濟地位對居民幸福感具有正向影響作用。

據已有文獻反映，調查對象的個人特征與其幸福感是顯著相關的。王慧慧（2014）采用因子分析法分析影響居民幸福感因素時發(fā)現，健康狀況對其影響最為明顯，此外性別、年齡、戶籍、政治面貌也與居民的幸福感有關。[11]因此選取性別、年齡、民族、戶籍、身體健康狀況、婚姻狀況、政治面貌作為控制變量。

根據現有文獻分析可以看出社會經濟地位與居民幸福感之間具有緊密聯(lián)系，而且社會保障作為國家對人民提供的一項福利政策，如何使人民的幸福感提高也是其考慮的重要方向，因此本文對社會保障、社會經濟地位與居民幸福感關系及城鄉(xiāng)差異進行分析，提出不斷完善社會保障支出，尤其是農村地區(qū)的新型農村合作醫(yī)療保險的建議，以期提高居民幸福感。

三、數據來源與研究設計

（一）數據來源

本文研究所采用的數據是由中國人民大學中國調查與數據中心最新公布的2015年度中國綜合社會調查 （CGSS2015)。2003年開始該活動的第一次調查，這是我國首個全面性、全國性、持續(xù)性的大型社會調查。CGSS包括人口屬性、生活方式、社會態(tài)度、社會保障等多層面的數據，總結了社會變遷的趨勢，為學者進行社會問題研究提供了重要幫助，現已成為我國社會問題研究領域較為權威的數據來源。CGSS2015采用多階分層PPS隨機抽樣，調查對象均滿18周歲，此次調查共有10968個調查樣本，在剔除不適用，無法回答之后，剩余8690個有效樣本。

（二）變量設置

1.因變量

本文的因變量是居民幸福感。幸福是一種內在的心理狀態(tài)，從外部我們無法得知人們是否對他的生活狀態(tài)滿意，所以我們大多采用調查問卷的方式進行測量。根據CGSS調查問卷A36問題“總的來說，您覺得您的生活是否幸福”來衡量居民的幸福感。由表1可知，從總體樣本來看，感覺生活幸福的居民有6828，占比較大，約78.58%，由此可見，大多數居民是對生活感到幸福的。并且在城鎮(zhèn)樣本中對其生活狀態(tài)滿意的有81.1%，農村為76.64%，可見城鄉(xiāng)居民間的幸福感存在差異，城鎮(zhèn)居民幸福感高于農村居民。

表1 居民幸福感分布情況

2.核心解釋變量

本文的解釋變量是社會保障和社會經濟地位。根據以往學者的研究，通常將參加醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險作為是否參加社會保障的標準，本文也將沿用此標準。社會保障在CGSS中主要是通過問題A61“您是否參加城市基本醫(yī)療保險/新型農村合作醫(yī)療保險/公費醫(yī)療，城市/農村基本養(yǎng)老保險，商業(yè)性醫(yī)療保險，商業(yè)性養(yǎng)老保險”來測量。

社會經濟地位方面，孫良順（2016）在研究社會經濟地位對居民幸福感影響時，將社會經濟地位分為絕對指標和相對指標。本文借鑒孫良順的絕對指標與相對指標的分類，并在受教育程度的絕對指標基礎上加入全年家庭總收入，以更加全面的反應經濟情況與居民幸福感間的關系。在相對指標選取上，選擇“您家的家庭經濟狀況在所在地的哪一檔，與同齡人相比，您認為您本人的社會經濟地位是”作為研究指標。

3.控制變量

大量調查顯示，調查對象的個體特征與其幸福感會有相關性。因此為了減少調查對象的個體特征對研究結果的干擾，對其個體特征進行控制。選取性別、年齡、民族、戶籍、身體健康狀況、婚姻狀況、政治面貌作為本文的控制變量。各變量的詳細情況見表2。

表2 各變量的定義說明及描述性統(tǒng)計

四、模型構建與結果分析

（一）模型構建

由于本文的因變量居民幸福感是有序多分類變量，因此本文采用ordered logit模型。ordered logit模型是目前應用最為廣泛的解決離散性問題的模型，多用于生物學、生物統(tǒng)計學、計量經濟學等領域。模型設計如下：

模型一：分析居民幸福感與控制變量之間的關系

hapinessi=β1xI

模型二：在控制變量的基礎上分析參加社會保障對居民幸福的影響

happinessi=β1xI+β2insurance

模型三：在加入控制變量與社會保障變量的基礎上分析社會經濟地位對居民幸福感的影響

happinessi=β1xI+β2insurance+β3social econmi+εi

模型四：在模型三的基礎上控制戶籍變量，分析城鎮(zhèn)居民的幸福感影響因素

happinessi=β1xI+β2insurance+β3social econmic+εi+城鎮(zhèn)居民

模型五：在模型三的基礎上控制戶籍變量，分析農村居民的幸福感影響因素

（續(xù)表）

happinessi=β1xI+β2insurance+β3social econmic+εi+農村居民

其中，happiness是自變量——居民幸福感，social-economic（社會經濟地位指標）與insurance（社會保障指標）都為解釋變量，XI為控制變量。將有效樣本分別按五個模型進行處理，利用stata計量軟件計算，計算結果如下：

（二）結果分析

從模型一可以看出，控制變量中的性別、年齡、戶籍、健康狀況、婚姻狀況、政治面貌變量對居民幸福感具有顯著的正向作用，民族變量影響不顯著，這可能是因為少數民族在國家政策扶持的作用下，生活水平提高，與漢族居民的差距縮小。

由模型二可知，參加醫(yī)療和養(yǎng)老保險與居民的幸福感是正向相關的。雖然參加商業(yè)醫(yī)療保險與商業(yè)養(yǎng)老保險會提高居民的幸福感，但影響并無顯著性。

由模型三可知，加入社會經濟地位這一解釋變量后，參加醫(yī)療保險對人們的幸福感有顯著的正向作用，養(yǎng)老保險、商業(yè)醫(yī)療保險、商業(yè)養(yǎng)老保險對人們的幸福感作用不顯著，H1A假設成立。在社會經濟地位層面，除全年家庭總收入對人們幸福感的作用不顯著以外，剩余的受教育程度、家庭經濟情況在所在地的檔次、與同齡人相比的社會經濟地位變量都與居民的幸福感是正向相關關系，且通過了顯著性檢驗，H2A、H2C、H2D假設成立。其中家庭經濟狀況的回歸系數最大，作用最為顯著。家庭經濟條件越好，人們對生活滿意度越高。家庭總收入對人們主觀幸福感的作用不顯著這一結論與譚琨、謝舜龍（2012）的結果一致，即與家庭總收入相比相對收入對人們主觀幸福感的作用更為明顯。[12]

在模型四中，分析社會保障和社會經濟地位與城鎮(zhèn)居民幸福感的關系時發(fā)現，居民參加醫(yī)療保險和商業(yè)醫(yī)療保險與其主觀幸福感是正向相關的。H1A、H1C假設成立。這一結論與楊秀麗、謝文娜（2018）結論一致，參加醫(yī)療保險對城鎮(zhèn)居民幸福感作用顯著，但在農村地區(qū)卻相反。[13]在社會經濟地位層面，絕對指標通過了顯著性檢驗，但相對指標并未通過，即受教育程度和全年家庭總收入對居民主觀幸福感作用變得不顯著，家庭經濟狀況在所在地的檔次、與同齡人相比的社會經濟地位變量對居民的主觀幸福感作用顯著。因此，本文的H2C、H2D假設成立。

由模型五可知，在社會保障層面，參加醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險對農村居民的主觀幸福感沒有顯著的作用，但是參加商業(yè)醫(yī)療保險與商業(yè)養(yǎng)老保險對居民的幸福感具有正向的作用，且通過了顯著性檢驗，H1C、H1D假設成立。這一結論與孫良順（2016）結論一致。這可能是因為對農村地區(qū)來說，新型農村合作醫(yī)療保險還不完善，商業(yè)性醫(yī)療保險比其報銷的費用更多，覆蓋的范圍更大，能夠更多地彌補農村居民的醫(yī)療支出，而且，一般參加商業(yè)性醫(yī)療保險的農村居民經濟條件相對較好，因此幸福感更強。在社會經濟地位層面，受教育程度對居民主觀幸福感具有顯著的正向影響，家庭經濟狀況更好、與同齡人相比本人的社會經濟地位更高，居民感覺更加幸福。因此，本文的H2A、H2C、H2D假設成立。

表3 居民幸福感的實證回歸結果

在社會經濟地位層面的相對指標方面，模型三與模型四、模型五結果一致，即相對指標變量都與居民幸福感顯著正相關，這一結果與我國人民的幸福感有很大一部分來自與周圍人的比較這一現象有關。當與周圍人或同齡人比較發(fā)現，自己的生活狀況比他們好，主觀幸福感就會增強，反之，就會下降。

通過對比模型四與模型五的結果可知，社會保障這一解釋變量對城鎮(zhèn)居民與農村居民的影響不同，參加醫(yī)療保險對城鎮(zhèn)居民幸福感有顯著正向影響，但對農村居民影響不顯著。參加商業(yè)醫(yī)療保險和商業(yè)養(yǎng)老保險對農村居民幸福感有顯著的正向影響。在社會經濟地位方面，受教育程度對城鎮(zhèn)居民與農村居民的影響結果不一致，即對農村居民幸福感有顯著正向影響，對城鎮(zhèn)居民變得不顯著，其余變量影響一致，并且社會經濟地位的相對指標對城鎮(zhèn)居民與農村居民都具有顯著的正向影響。

五、結論

本文在2015年的CGSS調查數據之上，使用了ordered logit模型，來實證分析社會保障、社會經濟地位對居民幸福感的影響以及城鄉(xiāng)之間的差異。通過研究發(fā)現：首先，在有效樣本中分析可得出，受訪人群的生活幸福感平均值為3.88，這也正表明受訪人群所代表的居民對當前的生活態(tài)度較為積極，對其生活的滿意度頗高。第二，在社會保障這一解釋變量上可以發(fā)現，城鎮(zhèn)居民參加醫(yī)療保險、商業(yè)醫(yī)療保險和其主觀幸福感之間的關系是正相關的，然而參與養(yǎng)老保險與商業(yè)養(yǎng)老保險并不會對其主觀幸福感產生顯著影響。但是根據農村采集樣本的結果表明，參與醫(yī)療保險對其主觀幸福感并沒有產生顯著影響，而參加商業(yè)醫(yī)療保險、商業(yè)養(yǎng)老保險卻與其主觀幸福感有正相關的關系。第三，從社會經濟地位的角度來看，在全國樣本、城鎮(zhèn)樣本與農村樣本中分析發(fā)現，全年家庭總收入并不會對居民的主觀幸福感產生顯著影響。社會經濟地位的相對指標——家庭經濟狀況在所在地的哪一檔、與同齡人相比本人的社會經濟地位對居民主觀幸福感在三個樣本上都顯著正相關，也就是當居民家庭經濟狀況越好、與同歲人相比其經濟地位更高，其幸福感也就更強。

基于上述結論分析，我們應從以下幾點提高居民的幸福感：

第一，社會保障是提高居民幸福感的要素，我們需要加大社會保障支出，其中最重要的是新型農村合作醫(yī)療保險支出，慢慢使城鄉(xiāng)醫(yī)療保險并軌，讓新型農村合作醫(yī)療保險的報銷規(guī)模和報銷比例不斷擴大。在農村地區(qū)居民醫(yī)療衛(wèi)生支出的方面給予更多補助，才能有效解決農村居民“看病貴”的問題，從而顯著提升人民的滿意度。

第二，在上文中發(fā)現社會經濟因素會對人們的幸福感產生十分顯著的影響，因此需要著力推動經濟穩(wěn)步增長，使經濟發(fā)展帶來的好處惠及更多人民。要使居民的收入不斷增長，才可以使其滿意度得以提升。

第三，應該同時注意提高居民收入與縮小收入差距。根據對自變量中與同歲人對比自己所處的社會經濟地位同人們幸福感之間的關系可以看出，相比于同齡人，自己的社會經濟地位越高，就可以獲得更多的生活幸福感。與他人的經濟水平相比較也是影響中國人的幸福感的重要因素之一，因此需注意縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距，注意相對收入對人們生活滿意度產生的影響。