社會養老保險政策對農村居民主觀福利的影響
——基于CFPS數據的實證分析

彭現美 李梅妮

（安徽財經大學財政與公共管理學院 安徽蚌埠 233030）

近年來，由于國家持續推進城鎮化發展，加之農村老齡化程度逐漸加深，土地用途和經濟結構的演變使得原有的土地經濟逐漸瓦解，進而消減了農村老年群體的家庭養老基礎[1]，同時數量龐大的農村年輕人口外出務工造成了農村勞動力轉移，這使得農村養老問題愈發嚴峻。包括“十四五”規劃在內的一系列文件均強調要健全和完善養老保險制度體系，以切實提升城鄉居民生活質量和水平。因此如何解決農村居民養老問題，實現老有所養并保證其生活質量，不僅是農村社會發展的關鍵，也是城鄉協調發展的核心問題。

新農保作為一項增進農民福祉、維護社會安定的惠民政策已經實施了較長一段時間，其經濟效果一直受到社會各界的研究和關注。大量文獻集中研究了新農保政策在影響農民消費、減貧、社會再分配等經濟福利方面產生的作用[2-4]。但農民福利狀況的提升不僅是指經濟福利，其精神層面的主觀福利也應給予重點關注。不僅要保證新農保制度能夠滿足農村老年群體的基本經濟生活需求、能夠切實提高農村居民的經濟生活水平，而且隨著經濟社會的快速發展和社會主要矛盾的轉變，政策的實施效果除了要關注經濟方面，還要重點關注政策受眾的主觀福利感受。所以探究新農保政策對農村居民的主觀福利效應具有重要的現實意義。

本文運用中國家庭追蹤調查(CFPS)2018年數據，系統分析了新農保政策對農村居民的主觀福利水平影響。創新之處在于：第一，本文運用Ordered Probit 模型，采用幸福程度、生活滿意度和未來信心程度多個指標共同衡量農村居民參加養老保險后的主觀福利水平，并進行穩健性檢驗，使所得結果更加全面可信，對有關學者的研究具有借鑒意義；第二，本文將研究群體聚焦于仍處于繳費階段的16-59歲年齡段人口，并按照不同收入狀況、年齡和性別三個維度分別探究了新農保政策對其主觀福利的影響，這不僅有利于更加全面綜合評估新農保政策實施效果，而且有利于針對不同群體制定差異化的養老保險政策，提升農村居民的整體生活質量和水平。

一、研究設計

（一）研究數據。本文選取的數據來自于2018年中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，簡稱CFPS)。該項調查所收集數據包括個體、家庭、社區三個層次，旨在反映中國社會發展、人口流動、教育健康等現實問題。CFPS調查覆蓋了全國25個省（區、市），樣本規模為16000戶。根據本文研究需求，我們所選定的樣本為CFPS成人問卷中年齡為16-59歲，同時當前戶口狀況為農業的群體，并且為緩解個體異質性，去除了參加其他類型養老保險的個體，在剔除缺失值后最終共篩選出13005個有效樣本。

（二）變量界定。首先，本文的被解釋變量為個體的主觀福利水平，參考已有文獻[5-6]，主觀福利水平采用幸福程度、生活滿意度、未來信心程度三個指標來衡量。其中，對于個體的幸福程度，問卷中受訪者的回答為0-10，數值越高幸福程度越高；對于個體對自己生活滿意度以及個體對自己未來信心程度，問卷中這兩個變量值的區間均為1-5，數值越高，即生活滿意程度越高或對自己未來越有信心。

其次，本文的解釋變量為受訪農村居民是否參加新農保，若參加則賦值為1，與之對應未參加則賦值為0。

第三，本文的控制變量主要包括年齡性別、健康狀況、婚姻狀況、抑郁程度等，以上各個變量的具體設定情況如表1所示。

表1 本文主要變量的描述性統計

全樣本中，農村居民的幸福程度、生活滿意度和未來信心程度的平均值分別為7.3468、3.9292和4.1575，這表明樣本中農村居民的主觀福利水平較高。除此之外，通過分析表1中控制變量的描述性統計結果，我們可以看到全樣本中男女比重基本持平，但男性樣本數略少些，其人數占比為48.9%；該樣本的平均年齡在38歲左右，說明受訪居民大多處于壯年；健康狀況變量的平均值大于3，居民總體健康狀況良好，但農村醫療條件畢竟有限，農民的居民的健康水平還存在可提升空間；從受教育程度的分類和統計數值來看，教育水平為小學及以下和初中的農村居民數約共占總體樣本的一半，整體偏低，大學以上學歷樣本占比極少；就婚姻狀況而言，樣本中居民大多處于在婚且有配偶狀態，其占比超過75%，其次是未婚占比約為19%，處于離婚、喪偶、同居狀態的樣本個數相對較少；全樣本個體每月稅后工資對數平均值約為4.2884，整體收入水平偏低；樣本中農村居民的抑郁和孤獨情緒的平均值分別約為1.7402和1.4909，總體來看居民情緒比較穩定。

（三）研究方法。本文的研究目的是分析參加新農保對農村居民的主觀福利效應。因衡量主觀福利水平的幸福程度、生活滿意度、對未來信心度三個被解釋變量均為離散且有序變量，故我們采用Ordered Probit 模型進行回歸分析。在回歸中，除了是否參加新農保這一解釋變量以外，還包括了年齡性別、婚姻狀況、抑郁程度等一系列控制變量。根據研究目標和內容，本文構建如下模型：

以上（1）～（3）式中，Happiness為被解釋變量幸福程度，LifeSatisfaction代表被解釋變量生活滿意度，Confidence表示被解釋變量對未來信心程度，這三個變量均為衡量居民主觀福利水平的指標；Pension表示解釋變量農村居民是否參加新農保；Controls表示本文一系列控制變量；β、γ、δ為變量系數，若其均為正，則說明農村居民參加新農保可提升其幸福程度、生活滿意度和未來信心程度；α為截距項，ε為殘差項。

二、實證結果與討論

（一）基準回歸。本文首先探究了參加新農保對農村居民自評幸福程度的影響，模型（1）表示個體是否參加新農保這一單一變量對其幸福程度的影響，結果顯示，參加新農保對農村居民的幸福程度有抑制作用，且在10%的統計水平上顯著。模型（2）是在是否參加新農保變量的基礎上加入了健康狀況、情緒狀況等一系列控制變量，以控制影響居民幸福程度的其他因素，結果呈正相關但并不顯著。

上述回歸結果顯示農村居民參加新農保并不能顯著提升其幸福程度，既然如此，為何國家要制定并推行此政策？這似乎自相矛盾。但事實并非如此，幸福程度固然重要，也只是衡量農村居民主觀福利水平的一個方面，通過后文的分析可知，參加新農保顯著提升了農村居民的生活滿意度和對未來的信心程度，即此政策可提高農村居民的生活質量以及增強其對未來美好生活的向往，有利于經濟社會的穩定發展，這些均是國家實施新農保政策的重要依據。

與模型（1）類似，模型（3）和模型（5）首先分析了是否參加新農保這一單一變量對生活滿意度和未來信心程度的影響，結果顯示均為正向影響且結果顯著。模型（4）和模型（6）在加入了一系列控制變量以后，結果仍然顯示參加新農保提升了農村居民生活滿意度和未來信心程度，但提升未來信心程度的顯著性水平由原來的5%變為10%，參加新農保會使人們對生活感到滿意這一結果依然在1%水平上顯著。總的來說，農村居民參加新農保在提升其生活滿意度方面效果較為顯著，在提升其未來信心程度方面效果次之，對提升其幸福程度無顯著作用。

除此之外，我們發現女性當前的幸福程度和生活滿意度要顯著高于男性，但對自己未來信心程度較低；年齡越大居民的生活滿意度越高；健康狀況良好對農村居民的幸福程度、生活滿意度以及未來信心程度有正向影響，且結果非常顯著；離婚農村居民的幸福程度、生活滿意度以及未來信心程度會顯著下降，與之對應的是，對于在婚有配偶的樣本來說，這三個衡量主觀福利水平的指標是顯著提升的。一般來說，人們抑郁和孤獨程度越高，個人主觀福利水平會越低，表2的結果也正好印證了這一說法，該結果顯示抑郁和孤獨情緒會對幸福程度、生活滿意度以及未來信心程度有明顯的抑制作用，且均在1%水平上顯著。

表2 參加新農保的主觀福利效應分析

（二）異質性分析。為了更加全面綜合地評估新農保政策實施效果，我們對參加新農保居民的主觀福利水平進行異質性分析。具體如表3所示。本文進一步按照不同收入狀況、年齡和性別三個維度分別探究了農村居民參加新農保對其主觀福利的影響。

表3 參加新農保的主觀福利效應異質性分析

首先，按照收入水平不同分為三個子樣本，即月稅后工資對數小于等于4的低收入組樣本，月稅后工資對數大于4小于等于8的中等收入群體樣本，月稅后工資對數大于8的高收入群體樣本。對于低收入組，參加新農保使得農村居民的自評幸福程度明顯下降，其系數為0.069，并且在5%的統計水平上顯著。但是低收入組農村居民參加新農保對其生活滿意度具有正向影響，對未來信心程度影響不顯著。對于中等收入組，參加新農保使得農村居民自評幸福程度和生活滿意度上升，系數分別為0.0924和0.1300，并且均在1%的統計水平上顯著，同時對其未來信心程度的正向影響在5%的統計水平上顯著。高收入組農村居民參加新農保并未對其主觀福利水平產生明顯影響。

其次，根據年齡大小劃分成低齡組（16-44 歲）和高齡組（45-59歲）兩個子樣本。對于低齡組，參加新農保對農村居民的生活滿意度和未來信心程度均有正向影響，其系數分別為0.0856和0.0515，但指標顯著性不同，提升生活滿意度在1%統計水平上顯著，提升未來信心程度在10%統計水平上顯著，對提升幸福程度不顯著。對于高齡組，該組農村居民參加新農保顯著提高了其生活滿意度，并在1%統計水平上顯著，對幸福程度的提升在10%水平上顯著，對未來信心程度的影響不顯著。

最后，按照性別不同分樣本研究了農村居民參加新農保對其主觀福利影響的異質性特征。對于男性，參加新農保對其生活滿意度有顯著正向影響，對幸福程度和對未來信心程度的影響均不顯著。對于女性，參加新農保會提升其生活滿意度和未來信心程度，顯著水平分別為5%和10%，對幸福程度影響不顯著。

綜上分析，參加新農保對農村居民主觀福利效應存在明顯的收入異質性特征，對中等收入群體的正向作用較大，對高、低收入群體的正向作用不顯著，甚至出現對某些主觀福利衡量指標作用為負的情況。此外，參加新農保對高齡、女性農村居民群體主觀福利水平的提升效果更好。

（三）穩健性檢驗。本文為了驗證以上實證研究結論的穩健性，我們主要使用以下兩種方法進行穩健性檢驗。第一種方式，我們使用Ordered Logit 模型替代上文Ordered Probit 模型檢驗上述實證結果的穩健性。第二種方式，我們將自評幸福程度、生活滿意度和未來信心程度轉換為二值虛擬變量，采用二值Probit模型進行估計。具體設定上，我們將自評幸福程度“0-5”設定為幸福程度較低（Happiness= 0），將自評幸福程度“6-10”設定為幸福程度較高（Happiness=1）；將自評生活滿意度“1、2”設定為生活滿意度較低（LifeSatisfaction= 0），將自評生活滿意度“3-5”設定為生活滿意度較高（LifeSatisfaction=1）；將自評未來信心程度“1、2”設定為未來信心程度較低（Confidence= 0），將自評未來信心程度“3-5”設定為未來信心程度較高（Confidence=1）。以上兩種穩健性檢驗方法的回歸結果如表4所示。

表4 穩健性檢驗結果

在表4 的模型（1）、模型（3）和模型（5）中，我們使用Ordered Logit 模型來分析農村居民參加新農保對其主觀福利水平的影響，結果顯示參加新農保并未對農村居民自評幸福程度產生顯著影響，同時農村居民參加新農保提升了其生活滿意度和未來信心程度，但提升顯著程度不同，提升生活滿意度在1%的統計水平上顯著，提升未來信心程度在10%的統計水平上顯著，與表2回歸分析結果保持一致。在模型（2）、模型（4）和模型（6）中，本文使用二值Probit模型來分析農村居民參加新農保對其主觀福利水平的影響，結果顯示參加新農保對其自評幸福程度的影響不顯著，提升生活滿意度在1%的統計水平上顯著，提升未來信心程度在5%的統計水平上顯著，這與表2回歸分析結果基本一致。因此，穩健性檢驗進一步支持了新農保政策具有顯著的主觀福利效應的實證結果，表明本文的研究結果是穩健可信的。

三、結論與啟示

研究結果顯示，在衡量主觀福利水平的三個指標中，參加新農保顯著提升了農村居民的生活滿意度和未來信心程度；對其自評幸福程度的影響不顯著，以上結果經過穩健性檢驗后依然成立。進一步分樣本分析其異質性特征發現，不同收入水平、性別和年齡農村居民參加新農保的主觀福利水平存在差異。中等收入組農村居民參加新農保對提升其主觀福利水平最為顯著，高收入組次之。低收入組參加新農保只對提升其未來信心程度較為顯著，對其幸福程度反而起到降低作用。在年齡和性別方面，參加新農保對提升女性和高齡組農村居民主觀福利水平效果更為顯著。

第一，在推動鄉村振興、努力實現共同富裕的大背景下，政府在調整和評估養老保險相關政策時，應充分考慮對居民生活、工作、情緒、心態等多個方面的主觀福利水平的影響。第二，政府應致力于進一步擴大養老保險的覆蓋面，國家及地方財政應加大對農村居民的繳費補貼，構建和完善養老金動態調節機制，改善收益不均等的情況。第三，在未來養老保險相關政策的修訂和執行過程中，應充分考慮低收入者等弱勢群體，加大對其參保的支持力度。同時針對不同群體制定不同的養老保險種類，以切實提升其主觀福利水平。第四，農村養老保險的首要目標是保證農村老年人的基本經濟需求得到保障，而后在此基礎上再提高農村居民的主觀福利水平，要適當提高養老保險金發放標準，增強其對未來生活的信心，切實提升農村居民的幸福感，使養老保險政策更好的造福人民。