韋 璞

(貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院，貴州貴陽，550025)

一、提出問題與文獻(xiàn)綜述

國務(wù)院決定“從2009年起開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)(以下簡稱新農(nóng)保)試點(diǎn)”，由此開始了我國新農(nóng)保工作的探索。新農(nóng)保與舊農(nóng)保的主要區(qū)別在于:新農(nóng)保由政府主導(dǎo)，增加了政府補(bǔ)助。因而也增強(qiáng)了新農(nóng)保的制度激勵(lì)，提高了農(nóng)民參與的積極性。但從現(xiàn)有的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和調(diào)研結(jié)果來看，雖然參保人數(shù)迅速增長，覆蓋面迅速擴(kuò)大，①但一些地方的參保率卻不盡如人意，新農(nóng)保并沒有激發(fā)農(nóng)民普遍參與的熱情，相當(dāng)一部分農(nóng)民沒有參與。［1］也存在著村莊層面的參保率差異問題。［2］這些問題引起學(xué)界廣泛關(guān)注，大多數(shù)研究從新農(nóng)保制度本身的激勵(lì)性、個(gè)人家庭因素等對新農(nóng)保的參保狀況進(jìn)行了研究，［3－7］側(cè)重從經(jīng)濟(jì)理性的角度解釋農(nóng)民的參保行為。［7－8］這一研究進(jìn)路常常忽視了農(nóng)村參保決策中非理性因素的影響，以及決策環(huán)境的制約。［9］實(shí)際上，除了制度本身的激勵(lì)性、個(gè)人家庭因素以外，農(nóng)民參保決策還是基于所生存的社會(huì)環(huán)境進(jìn)行判斷和選擇的結(jié)果，不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)特征、地域特征會(huì)對農(nóng)民參保決策產(chǎn)生外在影響。［10］根據(jù)決策理論的分析，農(nóng)民作為參保行為的決策者，在高度不確定和極其復(fù)雜的現(xiàn)實(shí)決策環(huán)境中，參保行為選擇的理性是相對的。農(nóng)民參保行為既受個(gè)體自身因素的影響，也受環(huán)境因素制約。［11］尤其是，理性分析邏輯無法解釋相同的新農(nóng)保政策在不同地域的參保率差異問題。造成這種分析缺陷的原因被一些學(xué)者認(rèn)為是這種分析缺少一個(gè)中觀層面的中介解釋變量，這個(gè)中介變量就是村莊的性質(zhì)特征。［11］

近年來，一些敏銳的研究者開始將注意力轉(zhuǎn)向這一研究領(lǐng)域，將村莊特征對新農(nóng)保參與率的影響納入分析視野，并取得了一定的研究成果。如，趙德余、梁鴻從村莊層面分析了新農(nóng)保參與率差異的決定因素，這些因素包括村莊地理位置、人口規(guī)模、村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度等。［2］吳玉峰的研究考慮了村莊層面的社會(huì)互動(dòng)、信任、互惠等因素對農(nóng)民參保行為的影響，拓寬了這一研究領(lǐng)域。但主要關(guān)注村域社會(huì)資本因素，沒有考慮村莊屬性的其他方面。［12－14］目前，村莊屬性構(gòu)成了影響農(nóng)民參與新農(nóng)保的重要變量，已經(jīng)達(dá)成了一定共識(shí)。［4］［11］［14］但對于造成新農(nóng)保參與率差異的村莊層面的影響因素究竟包括哪些，以及這些因素的影響強(qiáng)度大小等問題，仍然存在繼續(xù)探討的空間。一方面，由于我國各地發(fā)展不平衡，不同區(qū)域在新農(nóng)保制度設(shè)計(jì)和補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)上存在較大差異，激勵(lì)機(jī)制也不同，以及各地村莊性質(zhì)存在較大差別，［15］導(dǎo)致政策結(jié)果迥異;另一方面，村莊特征包括許多維度，在研究上需要不斷拓展，以期將更多的村莊維度納入分析框架，全面展現(xiàn)村莊層面的各種特征對新農(nóng)保政策效果差異的影響。

因此，本文盡可能將影響新農(nóng)保參保率的各項(xiàng)村莊特征變量引入線性回歸模型，這些變量包括客觀變量與主觀變量、經(jīng)濟(jì)變量與非經(jīng)濟(jì)變量。同時(shí)，現(xiàn)有研究對新農(nóng)保政策宣傳、實(shí)施、推廣力度等在推進(jìn)新農(nóng)保建設(shè)、提高參保率方面的關(guān)注也比較少。尤其是，現(xiàn)階段新農(nóng)保還是一種新制度和新事物，政府工作人員和村組干部的宣傳動(dòng)員對于參保率的提高肯定具有特殊的重要作用。因而本文同時(shí)也將這些體現(xiàn)行政強(qiáng)度的變量引入模型，以期系統(tǒng)地考察村莊各種特征變量和行政強(qiáng)度變量對新農(nóng)保參保率的影響，從村莊層面全面認(rèn)識(shí)和理解農(nóng)民參保決策的影響因素及其影響程度，從而為新農(nóng)保參保率在不同村莊形成的差異提供一個(gè)解釋。

二、數(shù)據(jù)來源與變量測量

本文的數(shù)據(jù)來自課題組于2012年7～8月和2013年1～2月在貴州、云南、四川3省進(jìn)行的調(diào)查，調(diào)查范圍覆蓋貴州9個(gè)市(州)，云南9個(gè)市(州)，四川7個(gè)市(州)。以村莊為調(diào)查單位，資料收集采用知情人訪談、小組討論、個(gè)案調(diào)查、問卷調(diào)查等調(diào)查方法相結(jié)合，樣本容量N=74。用線性回歸模型檢驗(yàn)存在特征對新農(nóng)保參保率差異的影響。

因變量是各個(gè)調(diào)查村莊的新農(nóng)保參保率，我們通過知情人訪談(主要是村干部)得到村莊新農(nóng)保參保率，這個(gè)參保率構(gòu)成回歸分析模型的因變量。

自變量及其操作化:自變量包括行政強(qiáng)度變量和村莊特征變量。行政強(qiáng)度變量有兩個(gè)，②一個(gè)變量是政府人員和村組干部的宣傳力度(主觀變量，調(diào)查員根據(jù)被訪者回答判斷)。新農(nóng)保作為一種政府主導(dǎo)推進(jìn)的新制度，宣傳力度直接關(guān)系到農(nóng)民對新制度的認(rèn)識(shí)和理解，同時(shí)也表明政府的決心，影響農(nóng)民對政策穩(wěn)定性的預(yù)期。宣傳力度越大，參保率就應(yīng)該越高。第二個(gè)變量是政府人員的視察頻度(客觀變量，按季度計(jì)算)。一項(xiàng)制度，如果領(lǐng)導(dǎo)重視，檢查頻率較高，那么這項(xiàng)制度必然實(shí)施得比較好，在制度運(yùn)行初期，檢查頻度表明了該項(xiàng)制度的重要性。

自變量中的村莊特征變量有10個(gè)，5個(gè)客觀變量和5個(gè)主觀變量?？陀^變量是村莊人口規(guī)模、村莊民族構(gòu)成、人均收入水平、村莊距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)的里程和外出人口占比，這些指標(biāo)的測量均由具體調(diào)查所得數(shù)據(jù)組成，其中村莊規(guī)模按10級計(jì)量進(jìn)行處理，200人以下計(jì)為1，201—500人計(jì)為2，其后每隔500人一個(gè)級別計(jì)量，人數(shù)多于4 000人計(jì)為10;“人均收入水平”以年度為計(jì)量單位，按10級進(jìn)行分組，從1 500元(因?yàn)闆]有人均年收入低于1 500元的村莊)開始，每提高500元為一個(gè)計(jì)量級，高于6 000元計(jì)為10。民族構(gòu)成、距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)里程和外出人口占比按實(shí)際調(diào)查所得數(shù)據(jù)作為自變量進(jìn)入回歸模型。

主觀變量包括村莊在該鄉(xiāng)鎮(zhèn)中的收入位次、村內(nèi)貧富差距、村莊團(tuán)結(jié)程度、村民生活面向、商業(yè)化程度5個(gè)變量，根據(jù)調(diào)查員的觀察和受訪者的回答，由調(diào)查員判斷該村在各變量上的得分，主觀變量采用10級計(jì)分方法，這主要考慮到我國特有的計(jì)分習(xí)慣常常是10分制和100分制，課題為便于調(diào)查員計(jì)分而采用10分制。計(jì)分規(guī)則為:收入位次越落后，村內(nèi)貧富差距越大;村莊團(tuán)結(jié)程度越高，村民生活越傾向村外;商業(yè)化程度越高，得分越高。回歸分析中將這些變量作為自變量納入模型。表1給出了所有變量的統(tǒng)計(jì)描述。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、結(jié)果與分析

表2是新農(nóng)保參保率差異影響因素的回歸模型分析結(jié)果，因變量是不同村莊的新農(nóng)保參保率。首先，總體來看，模型的解釋力較強(qiáng)，能夠解釋因變量變異的52.4%(擬合優(yōu)度)，且方程在p＜0.001水平下顯著。說明模型選擇較為合理，行政強(qiáng)度變量和村莊特征變量確實(shí)對新農(nóng)保參保率的差異具有影響作用。其次，從具體的變量影響及其影響強(qiáng)度來看，12個(gè)變量中，只有3個(gè)變量——宣傳力度、人均收入和外出人口比例變量在不同顯著性水平下對新農(nóng)保參保率差異產(chǎn)生影響，其余變量均未產(chǎn)生顯著性影響。在產(chǎn)生顯著性影響的3個(gè)變量中，行政強(qiáng)度變量中的宣傳力度變量的偏系數(shù)值最大，說明其影響強(qiáng)度最大，村莊特征變量中村莊人均收入水平變量的影響強(qiáng)度次之，村莊外出人口比例變量的影響強(qiáng)度排在第三。這一分析結(jié)果符合我們的預(yù)期，新農(nóng)保作為一項(xiàng)政府主導(dǎo)的新的制度安排，是由政府主導(dǎo)設(shè)計(jì)并強(qiáng)制實(shí)施的，農(nóng)民沒有參與設(shè)計(jì)過程，對制度的目的、意義了解甚少，尤其對參與制度所能夠獲得的收益、相關(guān)程序和制度的穩(wěn)定性等方面知之甚少，因此，政府工作人員和村組干部的宣傳工作是否到位是影響農(nóng)民參保率的關(guān)鍵因素。村莊人均收入高低表明村民的繳費(fèi)能力強(qiáng)弱，畢竟新農(nóng)保是繳費(fèi)的社保項(xiàng)目，繳費(fèi)或多或少增加了農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，減少當(dāng)期可支配收入，因而收入高的村莊具有相對強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)能力，參保率高，而收入低的村莊參保率低，也是在意料之中。對于外出人口比例較高的村莊參保率較低的情況，原因在于外出人口由于更少接觸到相關(guān)政策宣傳，對該項(xiàng)制度的了解更少，同時(shí)外出人口可能參與其他養(yǎng)老保險(xiǎn)，新農(nóng)保的吸引力下降，結(jié)果是外出人口比例高的村莊，參保率降低。

表2 新農(nóng)保參保率差異的影響因素分析

再次，還發(fā)現(xiàn)，村莊特征變量中的5個(gè)主觀變量均對新農(nóng)保參保率差異沒有產(chǎn)生顯著性影響。主觀變量主要測量的是村民③對村莊性質(zhì)的主觀理解(村莊團(tuán)結(jié)、生活面向、商業(yè)化程度)和對村莊收入方面的主觀判斷(村莊收入位次、貧富差距)。主觀變量對新農(nóng)保政策在不同村莊的差異性結(jié)果沒有產(chǎn)生顯著性影響，說明村民主要根據(jù)自身具體情況決定是否參保，而并非基于參考他人的參保決策。這一點(diǎn)正好說明農(nóng)民是理性的行動(dòng)者這個(gè)理論預(yù)設(shè)。盡管主觀變量測量的是村民基于自身社會(huì)身份、知識(shí)結(jié)構(gòu)和既有觀念對村莊特征進(jìn)行的主觀判斷和評價(jià)，這種判斷和評價(jià)肯定會(huì)影響農(nóng)民的個(gè)體行動(dòng)，但由于評價(jià)的對象是村莊整體情況，而真正到做出參與決策時(shí)，農(nóng)民還是主要根據(jù)自身的具體情況，包括對制度的信任、經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)能力等進(jìn)行綜合考慮和行為選擇。因此，模型分析得出的結(jié)果是主觀變量沒有顯著性，而客觀變量具有顯著性影響。

四、結(jié)論與討論

(一)結(jié)論

從上文的分析可知，行政強(qiáng)度變量和村莊特征變量均對新農(nóng)保參保率在不同村莊的差異產(chǎn)生顯著性影響。具體是政府人員和村組干部對新農(nóng)保的宣傳力度強(qiáng)弱、不同村莊人均收入多寡以及外出人口比例高低3個(gè)變量對新農(nóng)保實(shí)施的差異性效果產(chǎn)生了顯著性影響。這幾個(gè)變量均屬于客觀變量，而所有的主觀變量對因變量均沒有產(chǎn)生顯著性影響。上文對這一分析結(jié)果進(jìn)行了分析。但要真正理解這種差異的深層次原因，我們還需要將新農(nóng)保與農(nóng)村現(xiàn)存的社會(huì)救助、新農(nóng)合進(jìn)行比較，從農(nóng)民是理性個(gè)體這一理論預(yù)設(shè)出發(fā)進(jìn)行探討。

1．政策宣傳力度和農(nóng)民對政策的穩(wěn)定性預(yù)期是影響農(nóng)民參保的關(guān)鍵因素

新農(nóng)保收益兌現(xiàn)需要較長時(shí)間，其對政策的可持續(xù)性和穩(wěn)定性要求更高，畢竟對于農(nóng)村年輕人來說，需要參保較長時(shí)間才能領(lǐng)取養(yǎng)老金，相當(dāng)于做一個(gè)長期投資。因而政策宣傳尤其是政府對待新農(nóng)保的態(tài)度很大程度決定了農(nóng)民對新農(nóng)保政策的預(yù)期評估，從而決定了農(nóng)民的參保行為。當(dāng)然農(nóng)民的參保行為還可能受到其自身對政策信息的有效解讀，以及當(dāng)?shù)鼗鶎痈刹康墓帕栴}影響。［6］農(nóng)民(尤其是年輕人)普遍采取觀望態(tài)度和選擇低檔次參保的行為傾向，正好說明了農(nóng)民對當(dāng)前新農(nóng)保政策的信任度較低。當(dāng)村民對制度的穩(wěn)定性信心不足的情況下，通過加強(qiáng)宣傳力度，增強(qiáng)制度穩(wěn)定性，能夠降低信息獲取成本，④有助于提高理性農(nóng)民的參保行為。但政策宣傳的效果和政策對象對政策的穩(wěn)定性預(yù)期需要一個(gè)較長的時(shí)間才能顯現(xiàn)。

2．個(gè)體經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)能力是影響農(nóng)民參保的重要因素

新農(nóng)合目前每人每年繳費(fèi)僅30元，且當(dāng)年結(jié)算;而新農(nóng)保需要繳納的費(fèi)用較多(相對于新農(nóng)合、低保而言)，新農(nóng)保繳費(fèi)的最低檔次也在100元，且繳費(fèi)年限和等待期較長，未來能夠領(lǐng)取多少、貨幣貶值多少、制度變動(dòng)大小、政府最后兌現(xiàn)承諾的可能性大小等，都是農(nóng)民不得不慎重考慮的問題。重要的是，繳費(fèi)項(xiàng)目必定涉及經(jīng)濟(jì)承受能力問題，農(nóng)民需要根據(jù)自身經(jīng)濟(jì)情況決定是否參保。許多研究均得出個(gè)人和家庭經(jīng)濟(jì)收入與參保存在正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。［16－17］而本文的分析也認(rèn)為:人均收入水平越高的村莊，參保率就越高。因此，可以說繳費(fèi)的社保項(xiàng)目均涉及農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)收入高低問題，而非經(jīng)濟(jì)因素的影響力比較弱或沒有影響。

3新農(nóng)保的互濟(jì)性較差，集體特征變量的影響力度較弱

新農(nóng)保設(shè)立個(gè)人賬戶，采用個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)貼和國家補(bǔ)助的籌資模式，這些資金一并直接計(jì)入個(gè)人賬戶，個(gè)人賬戶可以繼承，但調(diào)劑功能很弱。因而與個(gè)人特征尤其是個(gè)人和家庭的經(jīng)濟(jì)收入狀況緊密聯(lián)系，而與村莊特征的關(guān)聯(lián)性較弱。一般而言，互濟(jì)性較強(qiáng)的項(xiàng)目，集體特征和集體行動(dòng)對項(xiàng)目運(yùn)作效果的影響力度較大，個(gè)人特征對執(zhí)行過程和效果的影響較小;相反，互濟(jì)性較弱的項(xiàng)目，個(gè)人和家庭特征及其主觀理解和評價(jià)對項(xiàng)目的運(yùn)作效果的影響力度較大，而集體特征的影響力較小。

(二)討論與政策建議

基于以上分析結(jié)果得到的政策啟示是，若要提高農(nóng)民新農(nóng)保的參保率，需要在三個(gè)方面下功夫。

1．持續(xù)加大宣傳力度，增強(qiáng)政策公信度是關(guān)鍵

新農(nóng)保在農(nóng)村吸引力不夠，存在村莊參保率差異問題，很大程度上可以由宣傳力度不夠和不同村莊的宣傳力度差異來解釋。同時(shí)，政策的穩(wěn)定性也是農(nóng)民采取觀望態(tài)度的重要原因。而政策宣傳的效果和提升農(nóng)民對政策的信任度，需要假以時(shí)日才能體現(xiàn)。因此，新農(nóng)保需要政府人員和村組干部持續(xù)加大政策宣傳力度，才能增強(qiáng)農(nóng)民對新農(nóng)保的信心。

2．大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高農(nóng)民收入是根本

由于新農(nóng)保是繳費(fèi)型社會(huì)保障項(xiàng)目，農(nóng)民需要繳費(fèi)在先，受益在后，強(qiáng)調(diào)權(quán)利義務(wù)的對等性。且新農(nóng)保繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)和檔次對于西部地區(qū)，尤其是偏遠(yuǎn)地區(qū)的農(nóng)民來說，形成了一定的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，許多農(nóng)民沒有參保也是基于經(jīng)濟(jì)能力上的考慮。因而，提高農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)收入，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)承受力是提高新農(nóng)保參保率的根本因素。

3．提高補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，增強(qiáng)制度激勵(lì)是發(fā)展方向

強(qiáng)調(diào)權(quán)利義務(wù)對等削弱了新農(nóng)保的互濟(jì)性，難以照顧困難老人。外出人口較多的村莊，捆綁條款也阻礙了留守老人享有新農(nóng)保。因此，對于互濟(jì)性比較弱的社保項(xiàng)目，應(yīng)充分考慮增強(qiáng)項(xiàng)目的激勵(lì)性，補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)更具有吸引力，才能充分調(diào)動(dòng)廣大農(nóng)民的參與積極性。同時(shí)，農(nóng)村社會(huì)保障體系建設(shè)應(yīng)考慮低保補(bǔ)助向老年人傾斜，或干脆直接將新農(nóng)保建成非繳費(fèi)型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)(或稱為公共基礎(chǔ)養(yǎng)老金)，增強(qiáng)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障體系的互濟(jì)性，讓更多老年人尤其是貧困者能夠分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果。

注釋

①人力資源和社會(huì)保障部公布的數(shù)據(jù)顯示，2009年試點(diǎn)覆蓋面僅為全國10%的縣(市、區(qū)、旗)，到2011年底，試點(diǎn)已經(jīng)覆蓋全國約60%的縣(市、區(qū)、旗);2010年底，全國參保人數(shù)1.03億人，到2011年底，參保人數(shù)已達(dá)到3.26億人。

②必須承認(rèn)，政府對新農(nóng)保的資金支持力度大小肯定是導(dǎo)致參保率差異的非常重要的變量。但有兩個(gè)原因致使本文不得不舍棄這一變量:一是政府的資金支持并沒有體現(xiàn)出村莊層面的差異。如貴州省的新農(nóng)保政策的政府資金資助部分，除了貴陽市為每人115元以外，其他市縣均為55元。這樣，在村莊層面就體現(xiàn)不出資助力度差異;二是國家資金支持主要體現(xiàn)為對個(gè)人參保的激勵(lì)，而不是對村莊的激勵(lì)，這對分析村莊層面的參保率差異不具有實(shí)質(zhì)性意義。

③這里的“村民”一詞是集合名詞，包括所有村民，而并非單個(gè)村民，表示的是村民作為一個(gè)整體所表現(xiàn)出來的集體觀念和行為特征。

④有研究指出，諸如村民社會(huì)互動(dòng)水平、村域信任有助于農(nóng)民通過網(wǎng)絡(luò)傳播和政府宣傳來了解新農(nóng)保信息，從而降低了信息搜尋成本，提高參保率。但本文所選取的村莊團(tuán)結(jié)(作為社會(huì)互動(dòng)、信任的結(jié)果指標(biāo))并未對參保率差異產(chǎn)生顯著性影響。這可能是因?yàn)槲鞑看迩f更加貧困，需要更多考慮經(jīng)濟(jì)收入問題，同時(shí)距離行政決策中心更遠(yuǎn)，對制度的信任更多依賴宣傳及制度的穩(wěn)定性，而不是村莊的團(tuán)結(jié)程度。甚至在政策難以被理解和不明了的情況下，村莊團(tuán)結(jié)有可能對提高參保率起相反作用。因?yàn)檫@時(shí)村莊對這些項(xiàng)目預(yù)期充斥著各種負(fù)面的主觀猜測和不確定性。基于理性人的思考方式，人們總是首先關(guān)心可能的損失，而不是可能的收益。

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