一、引言

随着我国农村经济体制改革的深入和现代化建设的推进，农村剩余劳动力开始在城市寻找工作和生活的机会，形成了所谓的“民工潮”。我们将这些民工界定为城市务工人员。改革开放以来，城市务工人员对中国城市经济发展和城市化推进做出了卓越贡献。但长期以来，处于社会底层的城市务工人员却遭受了严重歧视。刘翠霄(2005)对城市务工人员遭受歧视的描述主要有四点：(1)城市务工人员遭受着就业歧视，即他们很难成为国有企业事业单位和行政机关的正式职工。(2)他们要忍受职业歧视，即他们大多只能从事城市人不愿干的又累又脏又危险的工作。2007年中国家庭收入调查数据库的统计资料显示，大部分城市务工人员从事的职业集中在生产加工(占34.92%)和建筑行业(占29.32%)。(3)他们要经受工资待遇歧视，即他们劳动强度大、劳动时间长，却不能同工同酬，且工资待遇低，拖欠现象普遍。2007年中国家庭收入调查数据库的统计资料显示，城市务工人员每小时的平均工资为7.9908元，而城市居民每小时的平均工资为20.7917元，是城市务工人员的两倍多。从劳动时间强度来看，城市务工人员每周工作51.4774个小时，而城市居民每周工作46.9152个小时，比城市务工人员每周少工作4个多小时。(4)他们并不能像城市居民一样享受生病或伤残以及失业的保障，长此以往，由此衍生的社会问题和社会冲突将给和谐社会发展带来极大的负面影响。因此，建立城市务工人员的社会保障制度，增进他们的主观幸福感就显得尤为重要和迫切。当前，中国正处于经济转型的关键时期，一系列由政治和经济体制改革引发的经济环境不确定因素对城市务工人员的生活造成了直接的负面冲击。在社会保障体制不健全的情况下，未来的不确定性会将整个社会转型的成本转嫁给城市务工人员。这主要是因为经济结构的调整和改革举措的推进会产生一系列的不确定因素，从而导致城市务工人员因企业结构的调整而成为最直接的裁员对象，因通货膨胀而引发收支预期不确定等诸多风险。此外，大多数城市务工人员在城里往往从事危险系数较高、突发工伤事故可能性较大的工作，这又引发他们对预期医疗支出的不确定性。由此可见，不确定性的负面冲击可能会扰乱城市务工人员的正常生活，从而弱化他们的幸福感。因此，消除城市务工人员对未来可能遭遇厄运的不安全感和恐惧心理，实现老有所养、病有所医、弱有所帮、贫有所济、失业者能解困等目标便成为政府保民生、促和谐的重要途径。虽然不确定性对居民幸福感的重要性被众多学者认可，但是鲜有经验证据表明两者之间存在关联性。

随着中央政府对民生问题的日益关注，如何能让人幸福已经成为当前政府工作的重要主题(陈刚、李树，2012)。与此同时，近年来，国内也有大量文献针对居民幸福感的影响因素进行了理论分析和实证检验(何强，2011；何立新、潘春阳，2011；陈钊等，2012；李涛等，2011；陈刚、李树，2012)。以往研究利用绝对收入(罗楚亮，2009；官皓，2010；张学志、才国伟，2011；邢占军，2011；黄嘉文，2013)、相对收入(罗楚亮，2009；何强，2011；何立新、潘春阳，2011；谢识予等，2010；鲁元平、王韬，2011；王鹏，2011)、户籍状况(陈钊等，2012)、住房状况(李涛等，2011)、社会关系网络(李树、陈刚，2012)、社会犯罪(鲁元平、王韬，2011)、价值观(张学志、才国伟，2011)、婚姻状况(李后建，2013)和就业状况(罗楚亮，2006)等诸多因素来解释居民主观幸福感的差异，试图通过各种途径来提升居民的主观幸福感。值得注意的是，大部分研究将焦点集中于如何破解“幸福悖论”或“Easterlin”悖论。很多学者皆认为收入差距扩大是导致居民幸福感降低的主因。但在这些实证研究中，普遍存在选择性偏差的问题，即收入差距也可能会受到个体禀赋特征(如教育水平、户籍、政治身份等)等诸多混淆变量的影响，若轻易将这些因素同时纳入对幸福感的考察，势必引致内生性问题。此外，不能轻易将个体之间的收入进行比较，因为个体收入来源的背后包含着许多需要思考的现象，例如个体收入来源背后的劳动强度、劳动时间和工作环境等都存在着明显的异质性，倘若不将这些信息嵌入个体之间收入比较的过程中，那么所得结论必定经不起推敲。更重要的是，这些文献可能忽略了一种更重要的作用机制，即不确定性防范有助于缓解预防性储蓄动机，促进居民消费，从而提高居民的主观幸福感。

事实上，自20世纪90年代末以来，越来越多的学者通过研究发现，在中国经济结构转型和相关改革举措推进的过程中，居民的不确定感会明显增加(沈坤荣、谢勇，2012)。因此，众多研究以预防性储蓄理论为基础，考察了不确定性对居民消费的影响。例如，沈坤荣和谢勇(2012)的研究发现，参加养老保险和医疗保险可以显著降低城镇居民的预防性储蓄动机，其主要原因是养老保险和医疗保险有利于缓解城镇居民未来收支的不确定，从而提高家庭消费。汪浩瀚和唐绍祥(2010)指出，农村居民收入不确定性与储蓄强度正相关，即不确定性增加了农村居民的预防性储蓄动机。也有一些学者(Baiardi, et al., 2013)的实证研究结论发现，金融风险和环境风险以及两者的交互项对居民消费皆有显著影响，且他们的研究结论支持了预防性储蓄理论。

需要指出的是，虽然现有文献从预防性储蓄动机方面来研究不确定性对居民消费的影响，但目前尚未有文献直接分析不确定性防范¹对居民幸福感的影响。与以往研究相比，本文的特色主要体现在以下四个方面：(1)利用微观调查数据对城市务工人员主观幸福感的研究相对较少。基于此，本文利用一项大型的微观调查数据——中国家庭收入调查数据库(Chinese Household Income Project Survey 2007, CHIP2007)，在控制个体异质性的基础上，首次研究了不确定性防范对城市务工人员主观幸福感的影响。(2)本文考察了养老保险、医疗保险、失业保险和工伤保险这四种不确定性防范措施对城市务工人员主观幸福感的影响，并且评判了四种不确定性防范措施影响的差异性。(3)本文利用倾向值匹配的方法弱化了样本选择性偏差的问题，“净化”了不确定性防范对城市务工人员主观幸福感的影响。(4)本文利用基于夏普利值过程的回归分解评判了各个因素对城市务工人员之间主观幸福感差异的贡献率。

二、文献综述 (一) 背景因素与幸福感

自伊斯特林(Easterlin, 1974)在其开创性研究中提供的关于美国的经验证据表明，收入的增长并不会带来幸福感的提高，即“Easterlin悖论”。随后, Kahneman等(1997)将主观幸福感引入到经济学研究中来，并将其视为体验效用(experienced utility)。体验效用是一种与行为选择有关的事后享乐主义，而决策效用则是体验效用的事前期望。事实上，新古典经济学使用的效用概念就是体验效用，而在当代经济学的应用中，体验效用可被视为新功利主义。自20世纪90年代初开始，有关幸福感的相关研究文献如雨后春笋般出现，研究者们从心理学(Diener, et al., 2003)、社会学、医学和经济学(Easterlin, et al., 2010；Oswald and Wu, 2010；Kahneman and Deaton, 2010；Rayo and Becker, 2007)等诸多学科领域对幸福感进行了深层次研究。为了获得有关幸福感的相关数据，研究者们亦展开了大规模调查。一些调查仅涉及单个国家，如美国综合社会调查(General Social Surveys in the U.S.)、德国社会经济追踪调查(German Socio-Economic Panel)和中国社会综合调查(Chinese General Social Survey)等。还有一些调查则涉及多个国家，如欧洲晴雨表调查(Eurobarometer Surveys)和世界价值观调查(World Values Surveys)。除了调查主观幸福感外，所有的相关调查都涉及了受试者最重要的社会人口学特征，如性别、年龄、家庭规模、婚姻、职业状况、受教育程度和收入等。并且, 诸多研究发现，这些最重要的社会人口学特征对居民主观幸福感有着重要的影响(Becchetti and Antoni, 2010；Kalyuzhnova and Kambhampati, 2008；黄嘉文，2013)。

决定主观幸福感的社会经济因素可以区分为微观因素和宏观因素两个层面。在微观层面上，最重要的决定性因素包括个人收入(家庭收入)和就业状况：一个重要的发现是收入确实能够提升居民幸福感，其中绝对收入和相对收入均对幸福感有着重要的影响(Clark, et al., 2008)；失业状态往往与居民主观幸福感存在着强烈的负相关关系。即使在控制收入因素影响的情况下，失业仍是导致居民不幸的重要微观因素(Frey and Stutzer, 2002a)。在宏观层面上，最重要的决定性因素包括宏观经济状况(如失业率、通货膨胀率和经济增长率)、制度状况(政治自由、民主和法治、税负)、公害品(恐怖主义、内战和腐败)和社会环境质量。其中，失业率和通货膨胀率对居民幸福感有显著的负面影响(Di Tella, et al., 200)，恐怖主义、内战和腐败极大地降低了居民的主观幸福感(Frey, et al., 2009; Welsch, 2008)，而较高的经济增长率和有效的制度安排会带给居民更多的幸福感(Welsch, 2007b; Frey and Stutzer, 2002b；谢舜等，2012)。同样，社会环境质量也对居民主观幸福感有着非常重要的影响(Welsch, 2009)。

(二) 不确定性与幸福感

通过对既有理论和文献的爬梳，能够发现不确定性可能影响居民幸福感的作用机制：第一，不确定性可能通过影响居民消费惯性，进而影响居民主观幸福感。以往的研究表明，由于不确定性的影响，当居民不能正确地做出与现有消费习惯相适应的消费决策时，消费者往往要不断地调整和重新适应新的消费水平，这有可能引致居民幸福感的下降(Gilbert, et al., 1998；Wilson and Gilbert, 2005；Loewenstein, et al., 2003)。例如动力平衡理论(Headey and Wearing, 1992)表明，居民的幸福感不仅受控于长期稳定的人格特质，还会遭受短期正负生活事件的影响。在大部分时间里，居民因受到人格特质因素的影响，其幸福感会呈现稳定平衡，但当发生特别或不同于过往生活经验的生活事件时，幸福感便会偏离基线水平，从而失去动力平衡。举例而言，当个体失业时，个体可能无法保持目前的消费惯性，最终可能给个体幸福感带来巨大而持久的负面影响(Clark, et al., 2001)。

第二，不确定性会强化居民的预防性储蓄动机，压制居民当期消费，从而挤走居民获取幸福感的消费支出。Guven (2012)指出，不同的消费会给居民带来不同的幸福水平，储蓄率高的居民，其幸福感一般较低，因为不确定性可能造成了他们悲观的收入预期；储蓄率高的居民可能更加厌恶负债，他们往往实行紧缩的消费决策，以致挤出了更多增加幸福感所需的必要支出。Simms等(2010)利用享乐适应理论解释了储蓄率高的居民为何幸福感低的原因，即当居民的基本生活需求得到满足时，现有水平的消费并不一定能够转化为更高水平的幸福。Abdallah等(2009)也同样指出，人们很容易适应更好的物质生活标准，同样也很容易恢复到以往的幸福水平。更重要的是，消费攀比效应也会使得个体幸福感发生变异和扭曲。例如，服装消费多的人可以给他人留下更好的印象以便获得工作和客户，教育消费多的人可以让自己成为更具吸引力的雇主(Frank, 1999)，商品消费更多的人可以显示自己更高的地位和财富。因此，如果过多地压制当期消费，不仅难以满足居民攀比心理需求，而且容易产生挫折感和自卑心理，最终降低居民的幸福感(Cole, et al., 1992)。不确定性导致的居民预防性储蓄还可能挤走其维持社会关系网络所需的支出，而社会关系网络往往是居民获得幸福感的重要渠道(李树、陈刚，2012)。Kimball and Willis (2006)强调社会资本/社会关系是居民幸福感的重要源泉，这主要是因为被嵌入信任、互助、协调等机制的社会关系网络可以实现资源共享、风险共担和关怀互动等，同时还有利于个体的健康(Kawachi and Berkman, 2001)。社会关系网络具有较强的正向外部性，且大多数居民的主观幸福感都直接建立在这些外部性上(Myers, 2000；丘海雄、李敢，2012)。

需要强调的是，不确定性防范是增加居民幸福感的重要手段之一，早期的实证研究也给出了相关解释。例如，Veenhoven(2000)研究了不同国家的社会福利支出对居民幸福感的影响，研究表明，就同等富裕国家而言，社会保障体系更加完善的国家居民往往要更加幸福。

三、计量模型与变量说明 (一) 计量估计方法与模型设定

本文因变量为居民主观幸福感，为了最大程度弱化不可观测因素的干扰，减少因遗漏关键变量而导致的估计偏误，我们将样本分为两组，其中一组是采取了不确定性防范的城市务工人员，另一组是没有采取不确定性防范的城市务工人员。我们有理由相信，两组样本之间有着诸多方面的类似，例如，都有城市务工的经历，都曾生活和成长在农村等。

另一个需要注意的问题是，城市务工人员的异质性可能成为影响其是否采取不确定性防范的重要因素。因为教育年限越长、收入水平越高和社会网络关系越强的城市务工人员可能获得更多有关不确定性防范的重要信息。因此，两组样本之间存在着显著的禀赋差异和能力差异。如果我们直接将两组样本通过最小二乘法回归进行相关幸福感的比较，则会导致极大的估计偏误。一是因为残差项中可能包含了与不确定性防范能力有关但无法通过可观测变量控制的因素，二是因为即使可观测的变量可以用来解释未观测的变量，但两者之间的关系并非线性的，也会导致残差项中存在白噪音。为了解决上述问题，基于倾向值匹配的思想，通过引入一个代理变量，将不可观测因素抽取出来，从而使得残差与因变量之间呈现相互独立的关系(陈炜、刘阳阳，2010)。在倾向得分的估计过程中，仔细选择条件变量和Logit回归的正确设定对于倾向值匹配来说十分关键。尽管这一领域的学者提出了众多规则与方法，但仍未发现有确定无疑的方法。普遍的做法是根据Rosenbaum and Rubin(1984)的建议，应用逐步Probit回归来选择变量，根据Wald统计量来决定纳入或者排除条件变量。因此，我们在估计倾向值得分时采纳这一方法。

根据研究目的，本文采用的代理变量为是否采取不确定性防范的概率，通过将采取不确定性防范的倾向得分加入方程中后进行估计，这就是倾向得分的线性匹配。倾向得分是指在给定样本特征X的情况下，个体采取不确定性防范的条件概率，即：

$ \mathit{P}{\rm{(}}\mathit{X}{\rm{) = }}\mathit{P}{\rm{[}}\mathit{W}{\rm{ = 1|}}\mathit{X}{\rm{] = }}\mathit{E}{\rm{[}}\mathit{W}{\rm{|}}\mathit{X}{\rm{]}} $

(1)

其中, W是一个虚拟变量，如果城市务工人员采取了不确定性防范，则W=1，否则W=0。由于倾向得分是潜在不可观测的，因此，通常需要利用Probit概率模型进行估计。

对于个体i而言，假定其倾向得分已知，那么其不确定性防范限制条件下的平均处理效应(average treatment effect, ATE)为：

$ \mathit{ATE}{\rm{ = }}\mathit{E}{\rm{\{ [(}}{\mathit{Y}_{{\rm{1}}\mathit{i}}}{\rm{|}}{\mathit{W}_\mathit{i}}{\rm{ = 1) - (}}{\mathit{Y}_{{\rm{0}}\mathit{i}}}{\rm{|}}{\mathit{W}_\mathit{i}}{\rm{ = 0)]|}}{\mathit{X}_\mathit{i}}{\rm{\} }} $

(2)

其中，Y_1i和Y_0i分别表示同一个体在是否采取不确定性防范的两种情况下的主观幸福感。在现实中，由于Y_1i和Y_0i不能被同时观测到，因此在考察不确定性防范对城市务工人员幸福感影响时，如果直接比较采取和不采取不确定性防范的城市务工人员之间主观幸福感差异，将导致选择性偏误。代理变量的方法无法克服样本选择性问题，因而本文采用倾向值匹配的方法。具体做法是尽量将采取和不采取不确定性防范的城市务工人员相匹配，估计平均处理效应，从而达到降低选择性偏误的目的。因此，本文第二步是根据各种常见的匹配方法来估计不确定性防范对城市务工人员主观幸福感的影响效果。

基准模型的设定将借鉴李涛等(2011)和陈刚、李树(2012)的相关计量模型，即：

$ {\rm{happines}}{{\rm{s}}_\mathit{i}}{\rm{ = }}{\beta _{\rm{1}}}{\rm{uncert}}\mathit{i}{\rm{ + }}\mathit{\Gamma }{\mathit{W}_\mathit{i}} + \mathit{\Pi }{\mathit{Z}_\mathit{i}} + {\mathit{\varepsilon }_\mathit{i}} $

(3)

在上述回归方程(3)中，被解释变量是城市务工人员主观幸福感(happiness)。解释变量是城市务工人员不确定性防范(uncert)；²W是影响城市务工人员主观幸福感的个人和家庭特征变量矩阵，Γ是其对应的回归系数矩阵；Z是影响城市务工人员主观幸福感的宏观环境变量矩阵，Π是其对应的回归系数矩阵，ε是随机扰动项。

(二) 变量定义

1.城市务工人员主观幸福感。本文对城市务工人员主观幸福感的衡量来自受访者对调查问题的回答：“考虑到生活的各个方面，您是否觉得幸福”, 要求受访者在序数1到4之间进行选择，1表示很不幸福，4表示很幸福。当主观幸福感高于临界值(C1)时，城市务工人员会感觉“很不幸福”，高于临界值C₁而低于临界值C₂时，城市务工人员会感觉“不太幸福”，依次类推。由于主观幸福感是潜在变量，虽然无法观察和取得这些临界值，但可以从城市务工人员的回答中获取主观幸福感的相关信息。考虑到城市务工人员的主观幸福感是离散的有序变量，因此，基准计量方程(3)是有序的Probit模型。

2.不确定性防范。对于不确定性防范的测量，本文遵循国内相关文献(沈坤荣、谢勇，2012)的通常做法，选择了城市务工人员参加养老、医疗、失业和工伤等主要社会保险对不确定性防范进行测度。其主要原因是：社会保险能在很大程度上分散城市务工人员在社会生活中的风险，减少不确定性的负面事件对其收入的冲击，从而平滑其消费周期曲线；同时社会保险还能修正城市务工人员对未来收支预期的波动，从而为城市务工人员提供稳定预期。由此可见，参加社会保险可以视为城市务工人员不确定性防范的重要手段。

需要说明的是，在CHIP2007的调查问卷中，关于城市务工人员是否参加养老、医疗、失业和工伤等主要社会保险的回答设计是多选题。例如，“2007年您是否参加了以下医疗保险”，设计的回答选项是：“①公费医疗或统筹，②商业医疗保险，③农村合作医疗，④其他，⑤没有保险”。尽管不同种类的医疗保险的不确定性防范作用有一定的差异，但本文关注的重点并不在于此，而是考察是否参加医疗保险所带来的幸福感差异。因此，具体赋值时，参加医疗保险的任何险种，则赋值为1，若没有参加则赋值为0，其他情况也作类似处理。另外，本文还构造了一个不确定防范的综合指数，即将城市务工人员参加社会保险的类别相加，数值越大，表示不确定性防范程度越强(见表 1)。

3.控制变量根据以往关于主观幸福感的研究结论，本文选取了影响居民主观幸福感的一些重要特征变量(Easterlin, et al., 2010；Oswald and Wu, 2010；Kahneman and Deaton, 2010；Rayo and Becker, 2007；李树、陈刚，2012；陈钊等，2012；李涛等，2011)，包括性别(男=1，女=0)、年龄、受正规教育年数(edu_years)、³婚姻状况(初婚、再婚、同居、离异、丧偶和未婚；是=1，否=0)、⁴工作状况(有=1、其他=0)、身体健康状况(“非常不好”、“不好”、“一般”、“好”和“非常好”，依次赋值为1-5)、2007年的每小时工资数取自然对数。⁵此外，社会关系网络，即城市务工人员认识朋友/熟人数的对数；在回归中加入了省份的虚拟变量，以控制地区效应对城市务工人员主观幸福感的影响。

(三) 数据来源与描述

本文使用的数据全部来源于2007年的中国家庭住户收入调查数据(CHIP)。⁶该调查收集了中国16个省的10 000户农村家庭、13 000户城市家庭及9个省的4 978户迁移家庭的数据。需要强调的是，本研究分析的CHIP调查样本只是上述所有CHIP样本中的一部分，其农村数据包含了河北、江苏、浙江、安徽、河南、湖北、广东、重庆和四川等9省的5 003个家庭，共14 699个个体样本。本文仅使用当前(或返乡前)主要在县城从事非农工作的受试样本。剔除缺失数据后，符合本文要求的样本数为3 872，涵盖了9个省。表 1给出了主要变量的描述性统计。

表 1的结果显示，城市务工人员主观幸福感的平均赋值为3.2437，介于比较幸福和很幸福之间。此外，就不确定性防范手段而言，其中养老保险、医疗保险、失业保险和工伤保险的均值分别为0.0928、0.9449、0.0347和0.0751，这表明，截止2007年底，城市务工人员的养老保险、医疗保险、失业保险和工伤保险的普及率分别为9.28%、94.49%、3.47%和7.51%。这意味着就城市务工人员而言，医疗保险的普及率较高，而养老保险、失业保险和工伤保险的普及率仍然较低。

受访者中，男性占56.06%，平均年龄接近43周岁，受正规教育平均年数介于7-8年。初婚、再婚、同居、离婚、丧偶和未婚者分别占82.86%、2.53%、0.5%、0.41%、1.14%和12.54%。有工作者占85.76%，自评健康状况介于一般到好之间。小时平均工资为7.9908元，标准差为12.3746，小时平均工资仍然较低，但差异较大。认识的朋友和熟人的平均人数为17人，社会关系网络比较广。

城市务工人员社保参与情况受数据限制，仅介绍城市务工人员2007年全年扣除各种报销后产生的实际医疗支出。由表 2可知，除河南、广东和重庆以外，城市务工人员参与医疗保险之后实际的医疗支出有所降低；反过来，也看到河南、广东和重庆的城市务工人员参与医疗保险之后，实际的医疗支出有所增加。一个可能的解释是，医疗保险释放了部分城市务工人员的医疗需求，增加了他们对医疗的支出。

四、回归结果分析 (一) 基准规范分析

本文借助STATA12.1软件，利用有序Probit模型估计了基准的计量模型，表 3报告了基准主观幸福感模型的估计结果，结果显示, 关于主观幸福感基本决定因素(性别、年龄、教育年限、婚姻状况、就业状况、健康状况、收入状况和社会网络关系)的研究与以往文献(陈刚、李树，2012；Knight, 2010；Appletion and Song, 2008; 李涛等，2011；鲁元平、王韬，2011)的研究结果是一致的，即男性的主观幸福感要显著低于女性，这主要与我国多重社会约束条件下的家庭性别分工方式和男性对主观幸福有更高的预期有关。城市务工人员的年龄与其主观幸福感之间呈“U”型关系。⁷正规教育年限对主观幸福感有显著的正向影响，这可能是因为高学历往往意味着较高的收入、较多的就业机会与较好的社会地位，从而有利于幸福感的提高。初婚、再婚者要比丧偶者、离婚者和未婚者更具幸福感，这主要说明了“婚姻溢酬”效应通过夫妻各自的比较利益进行分工，可以提升单位家庭的总产出，以使得夫妻双方各自获得最大效用。此外，夫妻之间的情感宣泄提高了初婚和再婚者的幸福感。有工作的城市务工人员要更幸福，可能的原因是社会规范、社会比较和参照值的选择都会影响个体对自身就业状况的评价，当自身就业状况恶化而参照群体的就业状况趋好时，个体就有不幸的感觉。自评健康状况对主观幸福感也有显著的积极影响，这是因为健康的身体才是居民幸福感的物质载体(Perneger, et al., 2004)。收入水平对居民主观幸福感有显著的正向影响，⁸实际上这可以用绝对收入假说来解释，就特定时间点而言，当经济体的收入水平较低时，居民拥有更多的物质财富可以改善生活环境，享受更好的服务、医疗和教育，因此绝对收入越高，居民的幸福感越强。就目前经济状况而言，中国属于发展中国家，城市务工人员的人均收入水平相对较低。在此情况下，城市务工人员物质条件的改善会为其带来更多的幸福感(Knight, 2010)。就特定的时间段而言，随着居民收入水平的提高，居民的主观幸福感亦会随之提升，但当居民的物质基本需求得到充分满足时，收入所带来的边际幸福感则会递减。由于中国目前还未全面实现小康社会，城市务工人员还停留在满足生存性消费需求的阶段，因此，绝对收入水平的增加会给他们带来一定的幸福感。社会关系网络对居民主观幸福感有显著的促增效应，主要的原因是，在正式制度未完全建立之前，社会关系网络仍是居民防范不确定性的重要手段，因为当居民在生活中遭遇负面事件冲击时，居民可以从嵌入了相互信任、相互协调、互惠互利和社会规则的社会关系网络中获得必要的资源来应对负面事件的冲击，从而在一定程度上缓解居民对未来负面事件冲击所带来的悲观预期程度。对于城市务工人员而言，社会关系网络这种“穷人的资本”，无疑在城市务工人员的相互借贷(杨汝岱等，2011)、消费(易行健等，2012)和就业(陆益龙，2011)等方面发挥着积极作用，从而有利于提升城市务工人员的主观幸福感。

表 2显示，第一，参与养老保险能够显著增进城市务工人员主观幸福感。主要原因有：首先，养老保险能够实现老有所养。由于养老保险是国家和社会根据一定的法律和法规，为解决劳动者在达到国家规定的解除劳动义务的劳动年龄界限，或因年老丧失劳动能力退出劳动岗位后的基本生活而建立的一种社会保险制度，因此，只要城市务工人办理了养老保险，那么当城市务工人员达到了法定的劳动年龄界限，⁹就可以按月从政府处领取养老金，从而使得城市务工人员对将来年老后的生活有了乐观的预期，免除了其后顾之忧，增强了现期的主观幸福感；其次，参与养老保险可以缓解代际赡养的经济压力，实现家庭养老和社会养老相结合，从而减少了城市务工人员对未来养老风险的预期，强化了其当期的主观幸福感；最后，参与养老保险可以降低对“自我储蓄”养老的依赖，提高城市务工人员现期的消费水平，从而“挤入”更多维持主观幸福感的支出，例如亲戚朋友聚会等维持社会关系网络的相关支出。

第二，参与医疗保险对城市务工人员主观幸福感有负面影响，但并不显著。这个结果虽然出人意料，但仍有足够的理由来解释它。首先，可以从享乐适应理论来解释这个现象。现阶段医疗保险的普及率已经越来越高，就CHIP(2007)而言，截止2007年底，城市务工人员的医疗保险普及率为94.49%，因此城市务工人员已经适应了医疗保险所带来的效用，导致现有医疗保险的质量和水平并不一定能够给城市务工人员带来更高的主观幸福感；其次，虽然医疗保险的普及率高，但这并不意味着医疗费用的报销率高，CHIP(2007)调查数据显示(如图 1所示)，城市务工人员的医疗保险费用报销率仍然较低，¹⁰因此，城市务工人员虽然参加了医疗保险，但医疗费用报销率低使得家庭将来面临沉重医疗负担的风险仍然较高，参与医疗保险仍不能改善城市务工人员关于疾病对其未来收入负面冲击的悲观预期；最后，医疗费用报销的程序复杂，限制多，滞后期限长，这在一定程度上限制了医疗保险所具备的不确定性防范作用。因此，提高医疗费用报销比例，解除跨区医疗费用报销限制，提高医疗费用报销效率对于增进城市务工人员福利，改善其幸福状况具有重要意义。

第三，参与失业保险对城市务工人员主观幸福感有积极影响。其可能的原因有以下两点：其一，失业保险可以降低失业对当期消费水平的负面冲击，从而起到平滑消费，维持城市务工人员现有消费惯性，最终维持城市务工人员现有的幸福感；其二，失业保险可以降低城市务工人员对失业的恐惧心理，以及由失业带来的预期经济压力，使得城市务工人员对未来失业境况有了更加积极的预期，强化了其现期的幸福感。

第四，参与工伤保险对城市务工人员主观幸福感有积极影响。其主要原因是，对于城市务工人员而言，他们往往从事着工作环境差，危险系数高的工作，因此他们对发生工伤事故有更高的心理预期，这种预期心理引发了他们对于发生工伤事故后巨额支出预期的担忧，这种担忧会直接消极影响城市务工人员现期的主观幸福感。而参与工伤保险可以保障工伤职工的医疗及基本生活、伤残抚恤和遗属抚恤，在一定程度上改善了城市务工人员对于发生工伤事故后的悲观预期，从而有利于增进其主观幸福感。

第五，不确定性防范的综合指数对城市务工人员主观幸福感有显著的增促效应。这意味着城市务工人员不确定性防范的措施越多，其主观幸福感会越高。换言之，更多的不确定性防范措施能在更大程度上消除各种不确定性对城市务工人员乐观预期的消极影响，以利于城市务工人员更好地做出合理的消费决策，最终强化其主观幸福感。

(二) 倾向匹配分析

上述研究结果表明，采取不确定性防范的城市务工人员具有更高的主观幸福感。但是我们仍然担心样本选择非随机性所产生的样本选择性偏差，因为异质性会导致个体不确定性防范措施的选择性偏好，例如，教育年限越长、收入水平越高、社会关系网络越强、身体自评状况越差的城市务工人员可能有动力选择更多的不确定性防范措施。因此，将采取不确定性防范措施与不采取不确定性防范措施的城市务工人员相比较来探讨不确定性防范对主观幸福感的影响时，必须克服样本选择性偏误。为此，本文接下来将根据Rosenbaum and Rubin(1984)提出的“倾向值匹配”的方法来克服样本选择性偏差。

1. 样本匹配效果

为了说明使用倾向值匹配方法在实证上的重要性与合理性，以核匹配法绘制的效果图(图 2至图 5)显示了处理组和控制组倾向得分在匹配前后的核密度分布。可以看出，在匹配前，处理组和控制组参与社会保险的倾向得分密度分布呈现出明显的差异性，如果直接比较这两组之间的主观幸福感，那么所得到的统计推断结果就是有偏的。而以往的研究可能忽视了该问题的严重性而导致了内生性问题的存在。相比之下，在匹配后，处理组和控制组参与社会保险的倾向得分密度分布几乎是一致的，这表明经过匹配后，两组之间的特征差异得到了有效的削减，匹配的效果令人满意。同样，采用其他的匹配方法也得到了类似的效果，不再赘述。

2. 倾向匹配模型估计结果

为了检验倾向匹配模型估计结果的稳健性，我们采用了常用的匹配方法对处理组和控制组进行匹配，包括最近邻匹配法、核匹配法、分层匹配法和半径匹配法。最近邻匹配法是最简单的匹配估计方法。它的基本思想是以样本的倾向得分值为依据，前向或后向搜寻出与处理组样本的倾向得分值最接近的控制组样本，作为处理组的匹配对象。表 4显示，利用最近邻匹配法求得养老保险、失业保险和工伤保险对城市务工人员主观幸福感影响平均处理效应分别为0.057、0.140和0.064，并且在5%的水平上显著，这表明，参与养老保险、失业保险和工伤保险可以使得城市务工人员主观幸福感分别增加5.7%、14%和6.4%，而参加医疗保险对城市务工人员主观幸福感的影响并不明显。核匹配法是非参数匹配估计的方法，它的基本思想是利用控制组中所有样本的加权平均值来构建一个反事实结果，因而使用该方法可以包含更多的信息，从而提高了匹配的精度。表 4显示，利用核匹配法求得的养老保险、失业保险和工伤保险对城市务工人员主观幸福感影响的平均处理效应分别为0.063、0.132和0.074，并且在5%的水平上显著, 医疗保险对城市务工人员主观幸福感影响的平均处理效应为-0.054，但在5%的水平上并不显著。同样分层匹配法和半径匹配法与前述方法所得出的结果都大体一致，进一步说明了本文研究结果的稳健性，不同的是, 传统的回归过高估计了不确定性防范对主观幸福感的影响水平。

上述研究结果也反映出不确定性是造成城市务工人员不幸福的重要原因。实际上，不确定性的冲击是造成城市务工人员可利用资源现期约束的重要原因。尤其在经济转型时期，政策环境的变化会给城市务工人员的生活带来极大的不确定性，这种不确定性在某种程度上“挤走”了城市务工人员维持幸福感的相关支出。在这种情况下，稳定而又良好的社会保险政策能够在一定程度上抚平城市务工人员未来生活所面临的波动性，有利于消除其后顾之忧，从而增进其主观幸福感。

(三) 不确定性防范对城市务工人员影响的进一步讨论 1. 不确定性防范对不同倾向得分群体的影响

在这部分，我们利用多层线性模型进一步考察城市务工人员获得社会保险的倾向得分是否会影响其主观幸福感。根据Jann等(2010)所采取的方法，即异质性处理效应分析(heterogeneous treatment effect analysis)。该方法假定每个倾向匹配得分层次有不同的平均处理效应，并且能克服倾向值匹配因为样本匹配效果不好所带来的问题(见表 5)。

第一，在倾向得分最低的前四个层次上，参与养老保险对主观幸福感的因果效应不具统计显著性。但在倾向得分较高的层次上，即第5层至第7层，参与养老保险对主观幸福感的影响比较明显，即养老保险能够显著增加城市务工人员的主观幸福感。从第8层至第10层，参与养老保险对城市务工人员主观幸福感的因果效应亦不明显。但总体而言，随着参与养老保险概率的增加，城市务工人员主观幸福感会增强。并且因果效应随着倾向得分层次的递进而呈现递增的趋势，即倾向得分层次每递进一层，城市务工人员的主观幸福感就会上升1.1%。

第二，在倾向得分最低的前两个层次上，参与医疗保险对主观幸福感的因果效应并不显著。但在第3层和第4层，参与医疗保险对主观幸福感的消极影响在10%的水平上呈现统计显著性。从第5层至第7层，参与医疗保险对城市务工人员主观幸福感的因果效果亦开始不明显。总体而言，随着参与医疗保险概率的增加，城市务工人员主观幸福感并无明显的变化趋势。

第三，在倾向得分最低的前三个层次上，参与失业保险和工伤保险对主观幸福感的因果效应不具统计显著性。但在倾向得分较高的层次上，即第4层和第5层，参与失业保险和工伤保险对主观幸福感的影响比较明显。在第6层和第7层上，参与失业保险和工伤保险对城市务工人员主观幸福感的因果效应亦不明显。但总体而言，随着参与失业保险和工伤保险概率的增加，城市务工人员主观幸福感会增强。并且，因果效应随着倾向得分层次的递进而呈现出递增的趋势，即失业保险和工伤保险的倾向得分层次每递进一层，城市务工人员的主观幸福感会分别上升6.0%和4.8%。

对上述结果一个可能的解释是:城市务工人员的主观幸福感变化符合享乐适应理论，即当城市务工人员适应了社保所带来的幸福时，他们的幸福感又会很快返回到享受社保前的水平。这也说明, 社保倾向得分较高层次的城市务工群体往往难以再次感受到社保所带来的幸福，换言之，他们的幸福感最有可能又返回到了享受社保前的水平。

2. 基于夏普利值过程的回归分解

回归分析中各个变量的影响，虽然意味着城市务工人员主观幸福感的异质性，但不能具体确定这些变量对城市务工人员主观幸福感差异的贡献率，因此, 需要通过回归分解来解决这个问题。

基于此，本文利用夏普利值过程回归分解来评判各个影响因素的贡献。表 6显示，养老保险、医疗保险、失业保险和工伤保险对城市务工人员主观幸福感差异的贡献率分别达到了2.43%、1.05%、4.65%和1.81%。由此可知，缩小城市务工人员主观幸福感差异的不确定性防范手段以失业保险的贡献率最大，其他依次为养老保险、工伤保险、医疗保险。就其他因素而言，收入水平对城市务工人员主观幸福感差异的贡献率达到5.33%，这表明收入水平仍是导致居民主观幸福感差异的重要因素，因此提升城市务工人员小时工资水平对于强化其主观幸福感有着重要的作用。个体特征，即异质性因素对城市务工人员主观幸福感差异的贡献率达到了32.34%，这表明异质性仍能在较大程度上解释个体主观幸福感的差异。最后，地区效应对城市务工人员主观幸福感差异的贡献率达到了52.22%，这表明地区社会经济特征的不平衡仍是导致城市务工人员主观幸福感差异的最重要因素。因此，缩小地区之间的特征差异，对于缩小居民主观幸福感差异有着至关重要的作用。

五、结论与政策涵义

近年来，政府逐渐把改善民生福利放在突出位置，并相继出台了一系列“民生工程”和“幸福工程”。毋庸置疑，政府确实为改善民生倾尽心力，然而效果却不尽如人意。造成这种结果的一个可能的解释就是，政府在推行一系列改善民生措施的过程中往往忽视了这些措施的运行质量。

本文首先从理论上探究了不确定性防范影响城市务工人员主观幸福感的重要机制，拓展了现有文献关于不确定防范影响城市务工人员幸福感渠道的研究。随后，基于2007年中国家庭收入调查数据，评估了不确定性防范对城市务工人员主观幸福感的影响。

在控制了可能影响城市务工人员幸福感的各种变量后，回归结果显示，不确定防范措施中，参与养老保险、失业保险和工伤保险对城市务工人员主观幸福感有显著的促增效应，而参与医疗保险却没有显著影响。总体上，不确定防范确实能够显著提高城市务工人员的主观幸福感。但出人意料的是，医疗保险的参与并没有给城市务工人员带来相应幸福感的增加，可能的解释是：其一，这一现象符合享乐适应理论；其二，医疗保险运行中存在的质量问题使得城市务工人员难以从医疗保险中获得更多的利益。进一步研究发现，城市务工人员的主观幸福感变化符合享乐适应理论，即当城市务工人员适应了社保所带来的幸福时，他们的幸福感又会很快返回到享受社保前的水平。此外，通过倾向值匹配方法最大程度地弱化不可观测因素的干扰后发现，上述结果相当稳健，只不过传统的估计方法过高估计了不确定性防范对城市务工人员主观幸福感的影响。最后，通过夏普利值过程的回归分解发现，四种不确定性防范手段对城市务工人员之间主观幸福感差异的贡献率接近10%，其中贡献率最大的为失业保险。需要强调的是，在对城市务工人员之间主观幸福感差异的因素贡献率中，地区效应所占的比例最大，其次是个体特征因素，收入水平也占到了5.51%。

以上发现的政策涵义在于，城市务工人员的社保现状对其主观幸福感有着显著的积极影响，的确是关乎民生的重大社会问题，因此，政府对城市务工人员社保问题的重视值得肯定。但是，在实施推广社保的过程中，政府更应该着眼于提升社保制度长期发展的运行质量，例如，提高医保报销比例，解除跨区医疗保险费用报销限制，提高医保报销效率等。此外，尽快提高城市务工人员养老保险、失业保险和工伤保险的覆盖率亦是当前政府改善民生的首要任务之一。当然，在改善民生的过程中，不容忽视的问题是地区的不平衡发展仍是导致城市务工人员不幸的首要因素，因此，推动地区之间的均衡发展对于改善民生福利而言无疑是一个行之有效的举措。更要强调的是，提高城市务工人员单位时间的工资数亦是提升其主观幸福感的重要渠道，这也从另一个方面说明，政府不仅要提高居民收入，更重要的是同时降低居民的劳动强度，减少居民的劳动时间，改善居民的工作环境，这或许才是改善民生的实质性举措。

注释：

1.不确定性防范指城市务工人员为了防范未来不确定性风险的冲击而采取的一系列措施，本文将这些措施界定为社保参与。

2.在本文中，uncert泛指养老保险(pen_insur)、医疗保险(med_insur)、失业保险(une_insur)、工伤保险(inj_insur)和不确定性防范综合指数(unc_index)。

3.教育年数中扣除了跳级和留级的年数。

4.在回归过程中，本文以丧偶为参照组。

5.利用城市务工人员平均每月得到的总收入/平均每周工作时间/4。

6.需要说明的是，CHIP是由中国社会科学院经济研究所承担、国家统计局协助的家庭经济调查。调查内容涵盖家庭基本情况、家庭有收入成员的基本情况、工资收入、整个家庭的额外收入、家庭的支出情况等。对于农村家庭，调查还包括农户的资产与负债、产品出售和消费、农用生产资料购买等内容。自1988年起，该调查已组织了四期，最近一期是2008年的调查(调查的是2007年的家庭收入，习惯上称作CHIP2007)。

7.关于这一点的解释，可参见Frijters and Beatton(2012)。

8.需要强调的是，在本研究中，收入水平的衡量与以往研究是不一致的，主要是因为本文中的收入指标包含了更多的信息，即包含了个体收入背后所需的劳动时间。以往研究在衡量居民收入水平时，并没有考虑居民获得该收入所需的劳动时间、劳动强度、工作环境、工作的社会认同度等一系列因素，例如, 两个人的月均收入皆为3 000元，但其中一人的工作既体面又轻松，并且在这个月内有更多的闲暇时间，而另一个人则需要付出较多工作的劳动时间和更高的劳动强度，且工作的社会认同度也较低，倘若我们不考虑收入背后所包含的上述因素而直接考察这两个个体的收入水平与主观幸福感之间的关系，则会导致收入水平与主观幸福感之间的关系讳莫难明。因此，收入水平应该是一个综合因素，而非绝对的单个因素，这也在一定程度上解释了“Easterlin悖论”或“幸福悖论”。

9.就目前而言，法定劳动年龄界限是男60周岁，女工人50周岁，女干部为55岁。从事井下、高空、高温、特别繁重体力劳动或其他有害身体健康工作(以下称特殊工种)的，法定劳动年龄界限为男年满55周岁、女年满45周岁；因病或非因工致残，由医院证明并经劳动鉴定委员会确认完全丧失劳动能力的，法定劳动年龄界限为男年满55周岁、女年满45周岁。需要强调的是，领取养老金除了满足法定劳动年龄界限外，还必须满足另一个条件，即参保人累计缴费达15年。当然第二个条件并不是硬性条件，还有以下三种情况：第一，当地实施原新农保或城居保制度时，已年满60周岁，未享受职工基本养老保险待遇以及国家规定的其他养老待遇的，不用缴费，可以按月领取基础养老金。第二，当参保人年满60周岁但累计缴费年限没有达到规定缴费年限的，可继续逐年缴费，并享受相应的政府缴费补贴。逐年缴费至65周岁仍然没有达到规定缴费年限的，可以一次性补缴养老保险费至规定的缴费年限后，按月领取养老保险待遇，但一次性补缴不享受政府的缴费补贴。第三，当参保人年满60周岁、累计缴费年限没有达到规定缴费年限的，如不继续逐年缴费或补缴至规定的缴费年限的，不发基础养老金，可以申请按月领取个人账户养老金，发完为止。

10.报销率=1-实际医疗支付/医疗总支出。