黄雅雯 许海平

(海南大学 管理学院，海南 海口 570288)

0 引言

2019年末，中国65岁及以上人口达总人口的12.6%，预计“十四五”期间，这一比例将提高到约15%。在广大的农村地区，其老龄化速度快于城镇，且未富先老的问题更加突出[1]。同时，随着城镇化的推进，农村空心化和农村家庭空巢化的格局日益凸显。代际关系的严重失衡弱化了“养儿防老”的传统养老模式[2]，新型农村社会养老保险制度(简称“新农保”)是我国对于社会养老模式的积极探索。新农保政策在2012年末覆盖了全国所有县级行政区，截至2018年参保人数达5.2亿人，成为世界上覆盖人口最多的养老项目[3]。

参考国际经验，包括南非、巴西、印度等发展中国家，其公共转移支付的政策效果存在显著差异，这就使得中国新农保政策的成效成为国内学者关注的重点。现有研究大都关注新农保提高农民收入、改善农户生活的情况[4-6]，关于其与农村居民幸福感的研究还较为单薄，且其内在影响机理更是鲜有文章探寻。幸福是人们终其一生的追求，新农保政策能否提升农村居民幸福感？具体又是通过何种途径影响农村居民幸福感？从实证角度探寻以上问题尤为必要。因此，本文进行了以下两方面的工作：①验证新农保政策对农村居民幸福感的影响效果；②将心理状态、社交状态、自评经济、自评健康作为中介变量，从以上四个维度探寻新农保政策对农村居民幸福感的影响机理。

1 理论分析与研究假设

1.1 新农保与农村居民幸福感

目前，关于实施新农保政策对农村居民幸福感影响的研究并不十分丰富。何泱泱、周钦[7]用抑郁症状作为衡量主观福利的反向指标，探究新农保对农村居民抑郁症状的影响，发现新农保显著提高农村居民的主观福利状况。陶鹏[8]得出新农保政策的实施有利于提高农村老年人口幸福感，但对处于45～59岁年龄阶段的人口无显著影响的结论。王成勇等[9]研究参加新农保显著提升了老年群体的生活满意度，能显著减少老年群体的消极情绪，提升积极情绪，有效提高老人的情绪幸福感。社会保障是公民幸福的源泉，而提升公民幸福感则是所有养老政策的终极目标。新农保作为的一种重要的社会保障形式，是不完全具备非竞争性和非排他性的准公共产品。根据福利经济学理论，新农保具有收入再分配功能，在老年时给予必要的收入，提供基本生活保障，同时参与新农保的老人会相对减少劳动力的供给，进而改善个人的社会福利。综上，本文提出：

假设1：新农保对农村居民幸福感有显著正向影响。

1.2 新农保如何影响农村居民幸福感

老年人的心理健康问题往往掩盖于诸多的养老问题之下，拥有良好的心理状态对于幸福养老十分重要。已有研究表明养老金会直接影响老年人心理健康，对于缺乏稳定收入来源的老人来说，生活资源的缺乏会让其陷入紧张和焦虑，在情感上产生被剥夺感，而领取养老金则会有效降低这种不安[10]。心理状态的稳定和平和，让老人积极、乐观地面对生活中出现的问题，更容易感受到愉悦和幸福。综上，本文提出：

假设2：新农保通过改善农村居民心理状态进而影响其幸福感。

根据马斯洛需求层次理论，社交需求主要是情感方面的需求，在生理需求、安全需求这类基本需求之上。新农保能提高参保老人的经济独立性，保障了老人的基本需求，为满足社交需求提供有力的支持，使得其与亲戚、朋友的交往更加密集。社交形成的社会网络不但带给其拥有者在经济或社会文化等方面的益处，而且拥有更多社会网络储备的个人或集体在面对贫困和脆弱的环境时往往处于更强有力的位置，在解决争端和利用新机会上都处于优势。所以参与新农保的农村老年居民拥有了更发达的社会网络，进而拥有更强烈的幸福感。综上，本文提出：

假设3：新农保通过改善农村居民社交状态进而影响其幸福感。

参与新农保对农村居民经济状况的影响，可以通过生命周期模型进行一定的解释。居民消费除了受暂时性收入的影响外，还在一定程度上受到永久性收入的影响。养老金被视为永久性收入的重要来源，理性经济人将考虑到整个生命周期内个人的收入状况变化，进而进行消费和储蓄的跨期决策。参与新农保的农村居民可以预见自己在退休后拥有一笔稳定的收入即养老金，故会增加其对于老年生活的信心，并减少自己的预防性储蓄，合理提升消费水平。当前新农保的政策目标重在“保基本”[11]，养老金更多的用于生存型消费。基本消费得到满足，是农村居民从新农保政策的实施中获得幸福感的具体表现。综上，本文提出：

假设4：新农保通过改善农村居民经济状况进而影响其幸福感。

研究证明养老保障制度通过改善老年人的收入状况来提高老年人的消费水平，进而对老年人的健康状况产生正向的影响。有研究认为养老保险对居民健康影响的主要渠道包括：促进居民食物消费与饮食均衡；增加居民医疗服务消费、提升居民疾病预防能力；改善居民生活环境；提高居民闲暇水平、改善生活方式。身体健康作为一种安全需求，是一切活动的基础，直接影响到人们特别是老人对幸福的感受。综上，本文提出：

假设5：新农保通过改善农村居民健康状况进而影响其幸福感。

2 变量选取及统计描述

2.1 变量选取

本文使用了2013年和2015年的CGSS数据，覆盖了全国32个省市区。参考众多研究新农保的文献，仅保留45岁及以上的农村居民样本，在剔除缺失值以后得到4 595个有效样本数据，表1为本文的变量选取情况。需要解释的是，本文将从心理状态、社交状态、自评经济、自评健康四个维度去探寻新农保对农村居民幸福感的影响机制，其中心理状态和社交状态选取了调查问卷中的部分题目并通过因子分析法进行构建。

表1 变量定义

续表1 变量定义

2.2 变量描述性统计

关于本文关注的“生活是否幸福”这一问题，16.02%的受访者表示“非常幸福”，58.96%的受访者表示“比较幸福”，14.97%的受访者表示“说不上幸福不幸福”，8.34%的受访者表示“比较不幸福”，只有1.72%的受访者表示“非常不幸福”，所以有明显幸福感的农村居民占到了受访者的75%左右，说明农村居民整体的幸福感是较高的。表2报告了所有变量的描述性统计结果。农村居民幸福感的均值为3.79，中位数为4，同样验证了其整体幸福感较高的观点。参与新农保的均值为0.73，中位数为1，说明大多数受访的农村居民都参与了新农保，这将有利于研究的展开。宗教信仰的均值仅为0.04，说明拥有宗教信仰的受访者占比很小。受访者的年龄跨度较大，且女性居多，受教育程度普遍不高。有伴侣的受访者占比达83.13%。将受访者去年全年的总收入取自然对数，可以看出收入差距较大。受访者大多对居住环境、医疗卫生、社区氛围有较高的评价。不同的受访者的心理状态和社交状态均存在较大差距，大多数受访者认为自家的经济状况代表了当地平均水平，且对自己的健康情况评价较好。

表2 变量描述性统计

3 计量模型与结果分析

3.1 计量模型设定

根据研究内容，本文构建如下模型：Happiness=α1+β1Guarantee+β2Controls+ε1

(1)

M=α2+γ1Guarantee+γ2Controls+ε2

(2)

Happiness=α3+δ1Guarantee+δ2M+δ3Controls+ε3

(3)

式(1)～(3)中，Happiness代表农村居民幸福感，Guarantee代表新农保参保情况，M代表心理状态、社交状态、自评经济、自评健康四个维度的中介变量，Controls为一系列控制变量，α为常数项，β、γ、δ为变量系数，ε为误差项。式(1)用于检验假设1：参与新农保对农村居民幸福感的影响；式(2)用于检验参与新农保对心理状态、社交状态、自评经济、自评健康的影响；式(1)(2)(3)的结果，共同用于检验假设2～5：在新农保对农村居民幸福感的影响中心理状态、社交状态、自评经济、自评健康的中介效应。

3.2 新农保对农村居民幸福感的影响

被解释变量农村居民幸福感离散且有序，表3采用oprobit模型，所有估计结果均采用稳健标准误估计(下同)。由表3可知，新农保对农村居民幸福感的影响为正且在1%统计水平上显著，由此可知参与新农保提高农村居民幸福感，本文假设1得到了验证。

表3 新农保对农村居民幸福感的影响

同样，控制变量中的众多因素也对农村居民幸福感产生了显著影响。年龄和受教育程度都与农村居民幸福感呈正相关关系，表明随着年龄的增长和受教育水平的提高，农村居民幸福感也在逐步提高。女性比男性拥有更高的幸福感，“男主外、女主内”的传统思想让男性往往承担了更多的经济压力，这可能是导致男女幸福感存在差异的主要原因。有伴侣的农村居民更为幸福，其原因可能为，伴侣的存在增加了家庭劳动力数量，在经济方面可以分担压力，在生活方面可以互相照顾。收入对农村居民幸福感的正向影响十分显著，这表明现阶段提高农村居民收入依旧是提升其幸福感的重要途径。农村居民对居住环境、医疗卫生情况、社区氛围的满意程度均在1%的统计水平下正向影响其幸福感，这也为影响机制的讨论提供了浅层的证据。另外，工作对农村居民幸福感有负向影响，但这种影响在统计上并不显著。宗教信仰对农村居民幸福感的正向影响也并不显著，这可能是因为受访者中拥有宗教信仰的人占比太少，在整体上无法体现其重要性。

3.3 基于中介变量的影响机制分析

根据逐步法的中介效应判断标准，除了表3中式(1)的回归结果外，为了验证心理状态、社交状态、自评经济、自评健康四个维度在新农保对农村居民幸福感的影响中是否存在中介作用，还需要参考式(2)(3)的回归结果，见表4和表5。

3.3.1 心理状态的中介作用

首先，表3的结果已经表明参与新农保对农村居民幸福感的正向影响显著；其次，由表4的第(1)栏可知，参与新农保在1%的统计水平上正向影响了农村居民的心理状态，表明新农保对农村居民保持好的心理状态有正向的促进作用；再次，由表4的第(2)栏可知，加入了心理状态的中介变量后，中介变量在1%的统计水平下显著，而自变量新农保对农村居民幸福感的影响有所减弱，据此认为心理状态在新农保影响农村居民幸福感中起到部分中介作用，同时Sobel检验在1%的统计水平下佐证了这一结论。世界卫生组织提出，健康不仅仅指躯体上的健康，同时也包括心理上的健康，而农村居民的心理健康常常被忽视。在新农保缴费阶段，农村居民需要合理规划支出，一方面有利于缴费的连续性，另一方面也增加了对养老生活的信心；在领取养老金阶段，养老金既可直接给老人带来愉悦，又可通过获得家庭成员尊重提高家庭地位来改善老人的心理状态，所以新农保作为稳定的收入来源，改善农村居民心理状态方面发挥着积极的作用。由此可知，新农保在一定程度上改善了农村居民的生活，促使其拥有良好的心理状态，提升了农村居民的幸福感。本文的假设2得到验证：心理状态是新农保影响农村居民幸福感的重要机制。

3.3.2 社交状态的中介作用

由表4的第(3)栏可知，参与新农保在5%的统计水平上正向影响了农村居民的社交状态，表明参与新农保可以提高农村居民的社交频率，拓宽其社交范围；由表4的第(4)栏可知，加入了社交状态的中介变量后，中介变量在1%的统计水平下显著，而自变量新农保对农村居民幸福感的影响有所减弱，据此认为社交状态在新农保影响农村居民幸福感中起到部分中介作用，同时Sobel检验在5%的统计水平下佐证了这一结论。社交需要一定的物质基础和积极的心理状态。参与新农保使得老年农村居民有了稳定的收入来源，并有助于其拥有良好的心态，积极参加各类社交活动。随着年龄的增加，老人更是需要适当的社交圈子来排遣寂寞。和亲戚、朋友的密切往来，将有助于拓宽农村居民的社会网络。参与新农保的农村老年居民拥有了更发达的社会网络，进而拥有更强烈的幸福感。故本文的假设3得到验证：社交状态是新农保影响农村居民幸福感的重要机制。

表4 心理状态、社交状态的中介效应

3.3.3 自评经济的中介作用

由表5的第(1)栏可知，参与新农保在1%的统计水平上正向影响了农村居民对自我经济的评价，这表明参与新农保可以改善农村居民的经济状况；由表5的第(2)栏可知，加入了自评经济的中介变量后，中介变量在1%的统计水平下显著，而自变量新农保对农村居民幸福感的影响有所减弱，据此认为自评经济在新农保影响农村居民幸福感中起到部分中介作用，同时Sobel检验在5%的统计水平下佐证了这一结论。在缴费阶段，参保人已经可以预估会有一笔稳定的养老金，而在领取养老金阶段，这种保障变成了现实，所以参与新农保能提高农村居民对自我经济情况的评价，增强了他们对生活的信心。本文的假设4得到验证：自评经济是新农保影响农村居民幸福感的重要机制。

3.3.4 自评健康的中介作用

由表5的第(3)栏可知，虽然参与新农保正向影响了农村居民对自我健康情况的评价，但这种影响在统计上并不显著；由表5的第(4)栏可知，加入了自评健康的中介变量后，虽然自变量和中介变量均在1%的统计水平下显著，但自变量新农保对农村居民幸福感的影响并未减弱，据此认为自评健康在新农保影响农村居民幸福感中并无中介作用，同时Sobel检验亦无法通过。部分研究认为由于农村居民的缴费水平和养老金水平较低，新农保的减贫增收作用比较有限。新农保增收的部分只能促进一些生存型消费，改善农村居民的基本生活，但对于医疗健康类的相对高水平支出，有限的养老金无法完全起到兜底保障的功能，所以这可能是新农保无法改善农村居民健康状况，且自评健康不能在新农保对农村居民幸福感的影响中起到中介作用的原因，假设5不成立。

表5 自评经济、自评健康的中介效应

4 结论与建议

随着经济不断发展，妥善应对老龄化问题，保障农村老年人口的养老生活是政府部门工作的重中之重。本文利用2013年和2015年的CGSS微观调查数据考察了参与新农保对农村居民幸福感的影响，oprobit模型有效证明了参与新农保有助于提高农村居民幸福感。同时，本文从心理状态、社交状态、自评经济、自评健康四个维度，探寻了新农保对农村居民幸福感的影响机制。结果发现，在新农保对农村居民幸福感的影响中，心理状态、社交状态、自评经济都起到了部分中介作用，而自评健康的中介作用并不显著。

提升居民幸福感是政策的终极目标，结合本文的研究结论可以发现，目前新农保政策在农村地区较好地发挥了基础性保障作用，对于进一步提高农村居民生活质量与幸福感，新农保政策任重而道远，据此本文提出如下几点建议。首先，新农保的积极作用值得被肯定，需要不断扩大农村地区的参保率，继续落实新农保的兜底保障功能，使更多农村居民的基本生活得到保障并从中受益；其次，积极引导缴费阶段的农村居民选择合理的缴费档次，并帮助其形成对于新农保养老功能的合理评估，使其理性规划跨期消费和预防性储蓄。同时，对于领取养老金的农村老年居民来说，新农保的直接增收作用是有限的，除了基础保障作用，其抵御重大风险疾病的能力存在不足，这就需要政策从多方位多角度予以补足。