社會保障對農村居民幸福感的提升效應與中介機制檢驗

摘要：本文實證檢驗了社會保障對農村居民幸福感的提升效應及其傳導機制。結果顯示：（1）總體上社會保障對農村居民的幸福感具有促進作用，其中養(yǎng)老保障對農村居民幸福感的作用強度顯著大于醫(yī)療保障。（2）提升效應對不同的群體存在異質性。低收入群體從參加社會保障中得到的幸福感最強。養(yǎng)老保障的幸福促進效應隨著年齡的增加而提升，醫(yī)療保障的促進效應在50～60歲群體中最為明顯;養(yǎng)老保障對于不同健康水平的群體均具有顯著的促進效應，而醫(yī)療保障的促進效應只在非常健康的人群中顯著。（3）養(yǎng)老保障通過刺激家庭總支出以及改善健康水平這一中介機制發(fā)揮作用，但實證并未找到醫(yī)療保障通過改善健康水平提高幸福感的經驗證據(jù)。總之，當前的農村社會保障特別是養(yǎng)老保障具有較強的福利性，發(fā)揮著民生保障和社會穩(wěn)定雙重功效，但醫(yī)療保障還需要進一步優(yōu)化，未來應提升其保障水平，改善農村醫(yī)療服務質量，從而提高醫(yī)療保障在農村居民中的主觀感受和實際效用。

關鍵詞：社會保障;養(yǎng)老保障;醫(yī)療保障;幸福感;中介機制

中圖分類號：E323.89

文獻標志碼：A

文章編號：1672-626X（2021）06-0050-12

一、引言

隨著中國進入高質量發(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”已經成為衡量改革成敗得失的基本指標。但是物質資料的豐富和收入水平的提高，并不必然帶來人們幸福感的提升[1]，尤其是中國農村地區(qū)，收入分配不公、城鄉(xiāng)差距擴大、教育以及醫(yī)療等民生保障滯后等問題，已經成為制約農村居民幸福感提升的重要因素[2]。為了讓農村居民更多地分享改革發(fā)展成果，提升幸福感，近年來中國已經開始著力扭轉城鄉(xiāng)二元體制，其中于2003年、2009年在農村地區(qū)逐步試點和推行的新型農村合作醫(yī)療（簡稱新農合）以及新型農村社會養(yǎng)老保險（簡稱新農保）最為引人關注。新農合自2003年開始試點，2009年正式確定為農村基本醫(yī)療保險制度，為了增加保障水平，2013年開始逐步在新農合中引入大病保險，2016年新農合進一步與城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險合并為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險。隨著經濟形勢的變化，農村土地養(yǎng)老和家庭養(yǎng)老功能在不斷弱化，2009年中國開始在農村地區(qū)試點新型農村養(yǎng)老制度，新農保實行社會統(tǒng)籌與個人賬戶相結合，國家財政提供基本養(yǎng)老金，居民個人繳費形成個人賬戶，多繳多得。截至2020年，農村超過90%的人口享有醫(yī)療和養(yǎng)老保障，醫(yī)療與養(yǎng)老保障作為農村居民主要的社會保障地位得以正式確立。

新農合與新農保的建立改變了農村居民長期以來缺少社會保障的局面，緩解了農村居民養(yǎng)老、醫(yī)療等后顧之憂。但是，農村居民享有的社會保障在保障項目、保障層次以及保障力度上均與城市居民有較大差距，并且報銷手續(xù)繁瑣、限制條件多，使得農村社會保障的實際作用受到嚴重制約。本文選擇主觀幸福感這一綜合性的指標來評價社會保障的福利效應，實證檢驗社會保障對農村居民幸福感的影響大小、農村不同特征群體之間的受益分布以及社會保障作用于居民幸福感的具體機制，對于評價和提升民生性支出效益，完善農村社會保障制度具有理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

理論上，有著較強福利性質的社會保障，能夠平滑居民消費、減少不確定性以及增強安全感[3～6]，應當對居民幸福感具有正向促進效應。社會保障還是一種具有收入再分配性質的公共產品，能夠改善低收入群體的生活和健康水平，提升其人力資本，因此理應提升低收入群體的主觀幸福感[7～8]。但是也有文獻指出，當存在信貸限制時，強制性的保障制度會迫使人們不自愿儲蓄，從而降低參保者的福利水平，因此社會保障制度的潛在福利效應被夸大[9];社會保障繳款率越高，居民當期收入越低，對消費產生擠出效應，同樣會降低居民幸福感[10];醫(yī)療保障可能會引發(fā)道德風險，其不但無助于居民健康改善，反而導致資源的無效率配置[11～12]。此外，社會保障對居民幸福感的實際影響還依賴于該國具體的制度設計。因此社會保障與居民幸福感的關系究竟如何，需要結合一國的具體情況進行實證研究。有許多實證文獻證實了社會保障對居民幸福感具有正向影響。例如，B?rsch和Jürges（2006）利用德國GSOEP面板數(shù)據(jù)，證實了德國養(yǎng)老保障有助于提升退休者的主觀幸福感[13]。Keng和Wu（2014）針對中國臺灣的醫(yī)療保障研究發(fā)現(xiàn)，個體參與醫(yī)療保障后其幸福指數(shù)提高3～30個百分點[14]。Sarker和Jie（2017）研究證實，孟加拉國政府針對脆弱群體的社會保障有效增強了該群體的福利水平，提升了其主觀效用[15]。但也有相反的結論，例如，Ouwenee（l2002）研究發(fā)現(xiàn)失業(yè)保障支出的增加并沒有縮小失業(yè)者與就業(yè)者主觀幸福感的差距[16]。Hessam（i2010）通過對歐盟12個國家10年面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，社會保障與居民主觀幸福感之間存在復雜的非線性關系[17]。

中國學者對居民幸福感的研究主要從經濟因素與社會因素兩個視角展開[18～20]。此外，政府治理對居民幸福感的影響也是許多學者的關注點，例如，謝舜等（2012）[21]、胡洪曙和魯元平（2012）[22]研究了宏觀稅負、財政支出結構與居民幸福感的關系，石華平和易敏利（2020）實證研究了環(huán)境治理與居民幸福感的關系[23]。也有部分文獻直接研究社會保障對居民幸福感的影響效應。例如，亓壽偉和周少甫（2010）實證檢驗了醫(yī)療保障對老年人幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險和合作醫(yī)療分別對城鎮(zhèn)和農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（2020）研究表明，購買社會保險的農民工比未購買社會保險的農民工主觀幸福感高21.70%，每多購買一種社會保險，其主觀幸福感提高6.10%[25]。同樣也存在相反的證據(jù)，霍靈光和陳媛媛（2017）實證研究顯示，新農合對農村居民幸福感的提升并不理想，依照性別、年齡以及地區(qū)分組后新農合的局部效果也不理想[26]。殷金朋等（2016）研究顯示，除財政社會保障水平外，其他各項社會保障水平與居民幸福感之間均存在u型關系，并且認為社會保障支出規(guī)模與社會保障水平對居民幸福感的復雜作用路徑加大了政策制定和執(zhí)行的難度[27]。

綜上所述，國內外直接研究社會保障與居民幸福感關系的文獻比較有限，而且由于數(shù)據(jù)來源、研究視角以及研究方法的差異，導致結論并不一致。實際上，不同的社會保障類型對居民收入、消費以及主觀感受的影響并不相同，具體的影響機制也存在較大差異，已有的研究大多關注某一類社會保障的影響，并且不同程度地忽略了作用機制的分析。本文基于微觀調查的面板數(shù)據(jù)，在同一個計量模型內量化和比較總體社會保障、醫(yī)療保障以及養(yǎng)老保障對居民幸福感的影響效應，并進一步檢驗不同社會保障項目對不同收入、年齡以及健康水平人群幸福感的異質性效應，最后本文采用政策中介效應的因果分析方法，對上述影響的作用機制進行實證評估，從而為更加深入地理解農村社會保障的福利效應提供了具體的依據(jù)。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源描述

本研究所用的數(shù)據(jù)來自北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）實施的中國家庭追蹤調查（CFPS），CFPS記載了較為詳細的經濟、就業(yè)、婚姻、健康以及社會保障等數(shù)據(jù)，并且從個體與家庭兩個層次展開調查，這使得我們可以控制家庭和個人兩方面的信息，全面考察社會保障對居民幸福感的提升效應。目前CFPS有2010、2012、2014、2016以及2018共計5年的調查數(shù)據(jù)，考慮到2010年農村養(yǎng)老保障尚未正式實施，2018年社會保障基本實現(xiàn)了全覆蓋，因此本研究選擇社會保障實施期的2012、2014以及2016年的樣本。本文研究的對象是農村居民，我們通過“戶口”變量提取成年農村居民（年齡>;16歲），并通過“個人編碼”對個體加以識別，最終形成3年的面板數(shù)據(jù)。本研究考察的農村社會保障為養(yǎng)老保障和醫(yī)療保障，對個體是否享有上述保障的判斷依據(jù)是：對于2012和2014年的樣本，根據(jù)其是否有“新農合”和“新農?！弊鳛榕袛嘁罁?jù)，由于農村戶口的居民在城鎮(zhèn)打工，也可能辦理了城鎮(zhèn)醫(yī)療保險，因此是否有城鎮(zhèn)醫(yī)療保險也作為擁有醫(yī)療保障的判斷依據(jù)，已按月領取新農保的老年人則視為享有養(yǎng)老保障，2016年有部分地區(qū)開始實施城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險和城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險，因此2016年進一步增加了城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險和城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險這一判斷依據(jù)。

由于個體的幸福感1會受到個體、家庭、周邊狀況的影響，我們收集并生成了個體、家庭和縣鄉(xiāng)的相關數(shù)據(jù)，具體數(shù)據(jù)描述見表1。

（二）基礎模型

面板數(shù)據(jù)雙向固定效應模型能夠有效解決個體效應和時間效應導致的變量內生性，因此我們基于3年的面板數(shù)據(jù)，設置如下的計量模型：

其中，satisfy為個體i在t年的生活滿意度，year年份取值為2012、2014和2016年份，medicare和pension為個體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。X為控制變量，具體包括年齡（age）、性別（gender）、個人總收入（aincome）、健康水平（health）、婚姻狀況（marriage）、孩子個數(shù)（child）、教育水平（edu）;由于家庭的情況對個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（assets）、家庭總負債（debts）、家庭總支出（expense）;根據(jù)行為經濟學的有關理論，個體幸福感還來源于周邊環(huán)境的相對比較，因此控制變量進一步包括了個體所在縣區(qū)的個體收入均值（dq_aincome）和家庭收入均值（dq_fincome）。

由于農村的養(yǎng)老保障和社會保障是按地區(qū)逐步推動的，各個地區(qū)的推動力度和政府補貼不同，導致不同地區(qū)居民參與社會保障的激勵不同，同一地區(qū)參與社會保障存在相關性，從而存在聚類問題。由于CFPS沒有收集西藏、青海、新疆、寧夏、臺灣、香港、澳門的樣本，考慮到北京、天津、上海的農村樣本不具有代表性，也給予剔除，因此納入實證研究的共有24個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）3年的數(shù)據(jù)，共計有72個聚類。此外為了確保模型的穩(wěn)健性，考慮到生活滿意度（satisfy）是取值為1～5的定序變量，進一步采用定序模型按不同年份分別進行估計。表2給出了具體的估計結果。

表2的結果顯示，總體上社會保障對個體的幸福感具有顯著的正向影響。分項來看，在系數(shù)估計值上，養(yǎng)老保障遠大于醫(yī)療保障;在顯著性上，養(yǎng)老保障在四個模型中均高度顯著，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論：當前的農村社會保障顯著提升了居民的幸福感，并且養(yǎng)老保障對農村居民幸福感的促進作用顯著大于醫(yī)療保障。

其他控制變量的估計結果顯示，隨著時間的推移，農村居民的幸福感逐年提升。年齡與性別在不同的模型中對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。受教育的多寡對居民幸福感的影響不定。反映居民收入的三個變量總體上來看對個人幸福感具有正向促進作用。家庭凈資產與家庭總支出對居民幸福感總體上具有正向影響。但是家庭總負債對居民幸福感的影響也具有正向促進作用，可能的原因是農村家庭的負債主要是投資性的，例如建房、購買經營設備等，因此此類負債反而會增加居民的幸福感。本縣區(qū)居民的平均收入越高居民幸福感越強，而本縣區(qū)的家庭平均收入對居民幸福感影響不定。

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

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

其中，security=satisfy+pension，取值為0、1、2，分別對應沒有任何社會保障、只有一類保障以及兩類保障都有，式（2）估計結果顯示，社會保障估計系數(shù)在4個模型中均為正向影響，且高度顯著，這再一次證明了社會保障對農村居民幸福感具有正向提升作用。具體的估計結果如表3所示。

上述N模型采用“生活滿意度”作為幸福感的代理變量進行估計，可能存在一定的測量誤差，下面更換代理變量，用“對未來的信心（confid）”作為代理變量，取值為1～5，值越大對未來越有信心。更換代理變量重新進行估計。表4的結果顯示，在更換了代理變量后，結果與前述模型的結果基本一致，即社會保障對農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。

（三）穩(wěn)健性檢驗

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

基礎模型主要采用OLS方法進行估計，雖然利用了面板數(shù)據(jù)雙向固定效應模型，控制了個體效應和時間效應，但是仍然不能完全解決“社會保障”的內生性問題，而PSM基于“可忽略性假設”通過協(xié)變量計算出傾向得分，可以得到實驗組和反事實的“控制組”，PSM是常用的解決政策內生性的方法。我們對3年的樣本分別進行PSM估計，由于PSM只支持政策二值變量，因此在PSM估計中我們修改了Security的取值，即沒有任何社會保障該值取0，否則取1。具體估計時利用Probit函數(shù)估計傾向得分，僅使用有共同取值范圍內的觀測值進行匹配。協(xié)變量的選取與相應基礎模型的控制變量相同，具體估計結果如表5所示。

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

2.反向因果檢驗

政策變量具有內生性的一個重要原因是人們的自我選擇導致的反向因果，即不是因為有社會保障導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保障。為了排除反向因果的存在，我們將社會保障作為自變量，將生活滿意度（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模型進行估計，表6給出了2012、2014和2016年兩類社會保障的satisfy系數(shù)的估計結果。

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

（四）異質性檢驗

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

從圖1可見，低收入群體估計系數(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分位收入群體估計系數(shù)接近0。上述結果表明，農村社會保障對低收入群體的幸福感具有明顯的提升作用，而高收入群體對社會保障的依賴較低，因此對其幸福感的影響甚微，從這一點來看，社會保障作為一種福利性質的公共產品，農村弱勢群體從中受益更大。

醫(yī)療保障的目的是降低醫(yī)療服務價格，減輕個體在未來身患重病的收入風險，醫(yī)療保障對不同健康水平的群體其效果有何種差異？養(yǎng)老保障需要年輕時繳費，年老時方能受益，養(yǎng)老保障對不同年齡群體其效果有什么樣的差異？我們進一步按照年齡和健康分組，檢驗了醫(yī)療保障（medicare）和養(yǎng)老保障（pension）的異質性效應。社會保障變量分別選用medicare和pension，估計方法采用面板數(shù)據(jù)雙向固定效應，控制變量同前。表7的結果顯示，在按年齡分組時，50歲以上的年齡組其估計的系數(shù)大于50歲以前的年齡組，而醫(yī)療保障對其幸福感的提升效應在50～60歲群體中最顯著。在按健康分組時，養(yǎng)老保障效應在不同的健康群體中均高度顯著，但強度沒有太大差異。醫(yī)療保障效應反而在非常健康的人群中較為顯著，這也表明醫(yī)療保障作為一種風險的防范工具，能夠減少未來的不確定性，從而提高心理上的安全感，身體健康的人也會從中受益。

四、中介效應檢驗

前文證實了社會保障對農村居民的幸福感具有顯著的促進作用，下面借助中介效應模型進一步分析這種促進作用的內在機制。一般來說，社會保障除了在心理上給受保障人以安全感之外，還會通過改變人們的實際行為間接影響人們的主觀感受。本文認為存在兩種可能的渠道：一是社會保障刺激了消費，有了社會保障之后，人們減少了預防性儲蓄，相應增加了消費特別是休閑娛樂消費，而此類消費越多，人們主觀幸福感也越強;二是社會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)療服務的價格，提升了醫(yī)療服務的可及性，因此改善了人們的健康水平，而健康水平的改善又會進一步提升人們的幸福感。

設定Y為居民幸福感變量，T為社會保障變量，M為中介變量（消費、健康），社會保障通過消費、健康等變量作用于幸福感的中介效應為：δ（T）≡Y{T，M（1）}-Y（T，M（0））（3）

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

δˉ（0）=E（δ（i0））。常用的中介效應模型為：

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，ε為干擾項。

在模型的上述設定下，中介效應通過兩種方式進行檢驗：一是通過觀察模型變量的系數(shù)顯著性，檢驗中介效應是否存在;二是通過考察λ*β或者λ*β/β判斷中介效應強度。但是上述方法的因果效應推斷

223需要建立在序貫可忽略性假設下（Sequent ialignorability，SI），在SI成立的前提下，Y與M均是連續(xù)變量，且模型是線性的情況下，上述方法得出的中介因果效應才與式（3）一致，而本研究中Y與M為離散值，需要采用probit或logit等非線性模型進行估計，用上述中介效應測算方法得出的結果與式（3）并不一致。所以本研究采用Imai等（2010）提出的政策中介效應的因果分析方法[28]，通過數(shù)據(jù)模擬生成不可觀測的反事實Y（1，M（0））與Y（0，M（1）），從而直接計算出式（3）。具體結果如表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），總支出在社會保障、養(yǎng)老保障的中介效應較為顯著，并且控制了中介效應之后的直接效應也依然顯著，這表明社會保障，特別是養(yǎng)老保障對居民幸福感的提升主要通過兩種途徑實現(xiàn)：一是通過刺激家庭總支出，進而間接提高居民幸福感;二是社會保障直接提升居民幸福感。但是休閑娛樂支出的中介效應并不明顯，綜合上述結果，表明社會保障可能更多地促進了居民建房、購買生產以及經營設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為負值但不顯著，其直接效應雖然為正，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。而社會保障和養(yǎng)老保障的健康水平中介效應較為顯著，在控制了中介效應后，直接效應仍然顯著。綜上表明，無論是養(yǎng)老保障還是醫(yī)療保障，主要是保障水平起著重要作用，當前農村醫(yī)療保障水平以及醫(yī)療服務質量較低，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、結論與啟示

本文實證研究了社會保障對農村居民幸福感的促進效應及其作用機制?？傮w上，社會保障對農村居民的幸福感具有顯著的促進作用，養(yǎng)老保障對農村居民幸福感的作用強度顯著大于醫(yī)療保障。該結果通過了一系列的穩(wěn)健性檢驗。異質性研究發(fā)現(xiàn)，低收入群體從參加社會保障中得到的幸福感最強，其次是中等收入群體，而高收入群體基本不受影響。此種效應也存在年齡差異，養(yǎng)老保障的幸福促進效應大小隨著年齡的增長而提升，醫(yī)療保障的提升效應在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效應，而醫(yī)療保障效應只在非常健康的人群中顯著。中介機制研究表明，社會保障特別是養(yǎng)老保障存在如下中介渠道：社會保障（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后，社會保障還能直接（或存在其他中介）提升居民幸福感，但是實證研究并沒有證實“醫(yī)療保障→改善健康水平→幸福感提升”這樣的中介機制存在。

本文實證研究結果具有如下的政策啟示：一是農村社會保障作為政府提供的一項重要的公共產品，具有較強的福利性，其有效提升了農村居民的幸福感，并且低收入群體從中受益最大，因此當前的農村社會保障發(fā)揮著民生保障和社會穩(wěn)定雙重功效;二是社會保障具有激勵家庭總支出的效應，因此可以通過進一步完善社會保障，促進農村居民消費;三是醫(yī)療保障對農村居民幸福感的提升效應弱于養(yǎng)老保障，其健康改善的中介機制也不顯著，這表明醫(yī)療保障制度尚需進一步優(yōu)化，未來應著力提升其保障水平，改善農村醫(yī)療服務質量，從而真正提高醫(yī)療保障在農村居民中的主觀感受和實際效用。

注釋：

1“幸福感”目前還沒有一個公認的準確的衡量指標，已有的文獻都是根據(jù)自己所用的微觀調查數(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，您對自己所過的生活的感覺是怎么樣的呢？”作為幸福感的衡量指標，程名望和華漢陽（2020）選擇的上海統(tǒng)計局農民工市民化進程動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)中的“總體來看，您對現(xiàn)在的生活是否滿意”作為幸福感的代理變量，本文選擇的是CFPS微觀調查數(shù)據(jù)，CFPS中與之最接近的是“您對當前的生活是否滿意”，因此本文選擇該變量作為幸福感的代理變量，當然，考慮到代理變量可能會有誤差，所以本文又選擇了“對未來的信心”作為幸福感的代理變量，進行穩(wěn)健性檢驗。

2橫坐標為收入從低到高的10分位組，縱坐標為security的估計系數(shù)，圓圈表示點估計的系數(shù)值，豎線表示95%的置信區(qū)間。

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（責任編輯：盧君）

收稿日期：2021-09-14

基金項目：安徽省社會科學規(guī)劃項目（AHSKF2018D57）

作者簡介：趙為民（1974-），安徽蕪湖人，安徽大學經濟學院副教授，經濟學博士，研究方向為財政稅收。