劉元花　鄧大松（武漢大學(xué)社會保障研究中心，湖北武漢430072）

農(nóng)民參與新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險影響因素分析
——基于湖南省4縣（市、區(qū)）586位農(nóng)戶的調(diào)查

劉元花鄧大松
（武漢大學(xué)社會保障研究中心，湖北武漢430072）

［摘要］文章利用湖南省4縣（市、區(qū)）586位農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)民參與新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的影響因素展開實證研究，Logistic回歸分析表明：農(nóng)民是否參與新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險受到年齡、家中是否有60歲以上老人等多個變量的影響，而農(nóng)戶的性別、受教育程度、健康狀況、是否與兒女一起居住以及收入水平，家中承包的土地數(shù)量等變量對農(nóng)民的參保行為不存在顯著影響，但前者與后者有一定的相關(guān)性。

［關(guān)鍵詞］新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險；參與行為；Logistic回歸分析

一、引言

根據(jù)黨的十七大和十七屆三中全會精神，國務(wù)院從2009年起正式啟動新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險（簡稱新農(nóng)保）試點，計劃到2020年前基本實現(xiàn)全覆蓋，標志著我國向建立覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會保障體系目標邁出了重要的一步。新農(nóng)保制度的推廣速度超越了政策實施預(yù)期，取得了令人矚目的成就。但是，在本次實地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，制度在實施的過程中仍然存在一些問題，如有一部分農(nóng)民沒有參保，絕大多數(shù)農(nóng)民選擇的投保檔次較低，農(nóng)民對制度預(yù)期的滿意度普遍不高等等?？梢姡贫葘嵤┎]有達到最理想的效果。因此，在目前制度并不完善的背景下探討農(nóng)村居民對新農(nóng)保的認知程度，參保行為及其影響因素，對于全面了解與衡量新農(nóng)保實施的效果及在運行過程中存在的問題，從而進一步完善農(nóng)村居民養(yǎng)老保險制度具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

新農(nóng)保實施以來，學(xué)者們給予了較多關(guān)注，相關(guān)研究成果日益增加。在新農(nóng)保農(nóng)民參保行為的影響因素研究方面，國內(nèi)學(xué)者主要從個體、家庭、村莊社區(qū)、政策及政府等不同層面，探討了影響農(nóng)民參加社會養(yǎng)老保險的因素。一是個體因素，主要涉及年齡、受教育程度和婚姻狀況等農(nóng)民特征［1－3］；二是家庭因素，主要包括子女個數(shù)、家庭經(jīng)濟狀況、農(nóng)戶承包耕地面積等因素［1］［4］［5］；三是村莊、社區(qū)因素［6］［7］［8］；四是政策因素，主要是指政策設(shè)計、政策宣傳、農(nóng)民對政策預(yù)期以及對政府的認同［2］［5］［9］。但是，現(xiàn)有文獻資料在探討影響農(nóng)戶參與新農(nóng)保行為的主要因素時，對于農(nóng)戶家庭收入這一因素是否對農(nóng)戶參保存在影響上有很大的分歧，例如，黃陽濤調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)，家庭年均純收入與農(nóng)民的參保選擇之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，家庭年均純收入每提高一個層次，選擇參保的概率就增加63.5%［4］。但是，王永禮等研究發(fā)現(xiàn)家庭人均收入以及子女個數(shù)對實際參保行為沒有影響，而人均耕地與農(nóng)民參保率顯著呈正相關(guān)［1］。

上述文獻為本文研究提供了理論基礎(chǔ)。本文認為，不同的研究結(jié)論可能由于數(shù)據(jù)來源差異以及研究的側(cè)重點不同造成的。本研究根據(jù)被調(diào)查地點的實際情況，盡量把可能的影響因素都考慮進來，對新農(nóng)保農(nóng)戶參與行為的影響因素進行較全面的考查，希望能為政府有關(guān)部門完善新農(nóng)保制度、提高農(nóng)民參保率提供參考。

二、數(shù)據(jù)來源

本文研究所用數(shù)據(jù)來源于2014年7月和2015年1月筆者和所在團隊成員在湖南省長沙縣、湘潭市、耒陽市、衡山縣的實地調(diào)查。之所以選擇這4個市、縣作為調(diào)研地點，主要有以下兩個方面原因：一是綜合考慮到各個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平和新農(nóng)保發(fā)展的狀況，大體而言，長沙市和湘潭市的經(jīng)濟水平相對較高，新農(nóng)保的普及面較廣，而耒陽市和衡山縣經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，新農(nóng)保的普及面也較窄，因此，選取這4個地區(qū)可以較好地兼顧新農(nóng)保實施狀況的不同特點，有利于全面開展農(nóng)民參加新農(nóng)保行為影響因素研究；二是4個地區(qū)均為團隊成員家鄉(xiāng)所在地，更有利于調(diào)研活動的開展。

調(diào)查采用偶遇式入戶問卷調(diào)查與重點對象結(jié)構(gòu)訪問相結(jié)合方式，共發(fā)放調(diào)查問卷600份，實際回收586份，有效問卷回收率為97.7%。問卷調(diào)查內(nèi)容主要涉及4個方面：一是農(nóng)民的個人特征，包括性別、年齡、受教育程度和自評健康狀況等；二是農(nóng)民的家庭特征，包括農(nóng)民所在家庭年收入、子女?dāng)?shù)量、家中是否有60歲以上老人以及家庭承包土地數(shù)量等；三是農(nóng)民對新農(nóng)保制度的了解程度；四是外部環(huán)境因素，主要是指周圍的鄰居是否參保。

三、模型構(gòu)建與變量設(shè)定

本文反映農(nóng)民參保行為影響因素的數(shù)據(jù)主要是以分類數(shù)據(jù)為主的離散數(shù)據(jù)，而分析離散選擇問題時，采用概率模型是理想的估計方法，本文因變量只涉及兩類離散數(shù)值，在研究過程中采用logistic回歸模型是有效的估計方法，由于因變量農(nóng)戶參與行為是一個二分變量，即農(nóng)戶參保時用“1”表示，反之用“0”表示，因而選擇二元logistic回歸模型最為理想。

本文把“農(nóng)民的參與行為”作為被解釋變量，賦值為：未參保＝0，參保＝1，根據(jù)已有的研究成果，主要選取了個體特征和家庭特征、農(nóng)民對新農(nóng)保的了解等方面的相關(guān)變量，作為研究農(nóng)民的參與行為的解釋變量。具體包括性別、年齡、受教育程度、自評健康狀況、是否與兒女一起居住、自評家庭年收入、子女?dāng)?shù)量、家中是否有60歲以上老人、承包土地數(shù)量、對新制度的了解程度、鄰居是否參保，各變量的具體定義如表1所示。具體假設(shè)如下：

1.農(nóng)民個體特征對農(nóng)民參保行為有影響。（1）從性別的角度看，一般來說，男性的創(chuàng)收能力強于女性，也愿意接受新事物，女性則更傾向于依靠傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老，所以男性有更高的參保率［10］；（2）農(nóng)民的年齡與參保意愿成正相關(guān)，即年齡越大，養(yǎng)老的需求越迫切，從而越傾向于參加新農(nóng)保；（3）農(nóng)民的受教育程度與農(nóng)民的參保行為正相關(guān)，一般而言，文化程度較高的農(nóng)民養(yǎng)老風(fēng)險意識較強，易于理解新農(nóng)保制度，因而更易于接受這一新型養(yǎng)老方式，參保傾向較強；（4）農(nóng)民的身體健康狀況與農(nóng)民的參保行為負相關(guān)，身體健康狀況差的農(nóng)民，依靠自身養(yǎng)老的能力較弱，因而更需要靠社會保險防范未來的養(yǎng)老風(fēng)險；（5）農(nóng)民是否與兒女一起居住對其參保可能有影響。

2.農(nóng)民家庭特征對農(nóng)民參保行為有影響。（1）家庭年均收入與農(nóng)民的參保行為正相關(guān)，家庭年均純收入越高，農(nóng)民越有能力繳費參保；（2）子女?dāng)?shù)量與農(nóng)民的參保行為呈負相關(guān)，一般來說，子女較多所能提供的家庭養(yǎng)老保障相應(yīng)較高，因而對其他養(yǎng)老保障的依賴強度相應(yīng)也越低；（3）家中是否有60歲以上老人與農(nóng)民的參保行為正相關(guān)，一般而言，對于家中有60周歲以上老人的村民來說，為了讓自己的父母能領(lǐng)到基礎(chǔ)養(yǎng)老金，參保意愿較強，對于家中沒有60周歲以上老人的村民來說，他們覺得自己同樣也繳費了，但是眼下距離領(lǐng)取養(yǎng)老金時日較長，再加之擔(dān)心政策會變，可能選擇不參保；（4）家中承包土地數(shù)量與參保行為負相關(guān)，即家庭承包土地越多，土地保障功能相對較強，因而對其他養(yǎng)老保障的參與意愿相對較低。

3.對新農(nóng)保制度的了解影響農(nóng)民參保行為且呈正相關(guān)。一般來說，農(nóng)民越了解新農(nóng)保制度和政策就越傾向于參保。

4.鄰居是否參保對農(nóng)民參保行為有影響。一般而言，農(nóng)民的總體文化水平、自主意識和決策水平不太高，從眾心理和鄰里效應(yīng)特別突出。因此，鄰居是否參保將會影響他們的參保行為。

表1　變量設(shè)定及賦值

三、樣本描述與回歸分析

（一）樣本基本特征

1.個體特征。在全部調(diào)研對象中，男性占44.71%，女性占55.29%，基本符合實際的人口學(xué)特征；45－60歲的被調(diào)查者最多，比重為41.30%，其次為30－45歲（30.72%）和60歲以上（21.16%），最后為30歲以下（6.82%）；51.88%的為初中文化水平，小學(xué)、高中或中專的被調(diào)查者所占比例分別為25.26%、16.04%，沒上學(xué)及大專以上的被調(diào)查者只占很小的比例，分別為2.73%和4.10%；被調(diào)查者對身體狀況自評較好，其中72.35%的調(diào)查對象認為自身的身體狀況良好，27.65%的認為身體狀況不好；擁有子女的被訪者中選擇與兒女居住在一起的占到82.94%，而其中表示未與兒女居住在一起的主要出現(xiàn)在60歲以上受訪者中，這一比例達到12.29%。

2.家庭特征。被訪者自評家庭收入為中等的比重最大，高達65.53%，而自認為家庭收入較高、偏低和很低的比例相對而言較小，分別為16.72%、6.48%以及0.68%，總體而言，被訪者所在家庭的經(jīng)濟狀況處于中上水平，有能力參加新農(nóng)保；農(nóng)戶家庭子女?dāng)?shù)量為1個和2個的所占比例之和達到70.31%，而擁有3個以上子女的家庭僅占16.72%，可見，農(nóng)村家庭規(guī)模趨向于由中型家庭轉(zhuǎn)向小型家庭；家中有60歲以上老人的被訪者所占比例為65.87%，而表示沒有的比例僅為34.13%；58.36%的農(nóng)戶所在家庭承包的土地數(shù)量為1－4畝，沒有承包土地的所占比重達到32.76%，而承包土地數(shù)量為4畝以上的家庭僅占8.88%，這反映了土地在農(nóng)村家庭中保障功能的逐漸弱化。

3.其他方面的特征。被訪者中對新農(nóng)保制度表示比較清楚和不清楚所占的比例分別為59.04%和33.79%，而表示很清楚所占的比例僅為7.17%；84.98%的被訪者表示鄰居已參保，而表示鄰居未參保所占的比例則為15.02%。

（二）數(shù)據(jù)結(jié)果分析

根據(jù)前文所述估計方法，運用SPSS17.0進行數(shù)據(jù)處理，得到的回歸結(jié)果如表2所示。表2中，B代表回歸系數(shù)，反映了自變量對事件發(fā)生概率的影響方向，Exp（B）代表發(fā)生比率，表示自變量每增加一個單位時事件發(fā)生比的變化。

從模型的對數(shù)似然值、類R2等指標可以看出，該回歸模型顯著，模型整體效果良好。各變量影響情況具體分析如下：

1.個體特征。（1）年齡在1%的顯著性水平上對農(nóng)民參保有影響。其回歸系數(shù)和標準化回歸系數(shù)均為正值，說明不同的年齡階段影響農(nóng)民的參保行為，而且兩者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，發(fā)生比率為1.209，由此可知，年齡較大者的參保比率是年齡較小者的1.209倍，這是因為隨著年齡的增長，農(nóng)民的養(yǎng)老意識增強，對“新農(nóng)?！钡年P(guān)注度較之于年輕人會更高，可能更容易參保。（2）性別、受教育程度及身體健康狀況對農(nóng)民參保行為的影響都不顯著，與原假設(shè)不一致，原因可能是，新農(nóng)保尚處于試點推廣階段，尚未形成一套完善而成熟的體系，不論男女以及農(nóng)戶的受教育程度如何，對新農(nóng)保都持觀望的態(tài)度，因此，農(nóng)民的性別、受教育程度并不影響農(nóng)戶的參保行為；現(xiàn)行新農(nóng)保制度的待遇水平較低，對參保農(nóng)民因身體狀況不佳而產(chǎn)生的就醫(yī)費用方面的補償作用甚微，農(nóng)民并不會基于身體狀況而選擇是否參保。

2.家庭特征。（1）家中是否有60歲以上老人在1%顯著水平上對農(nóng)戶的參保行為有影響，且回歸系數(shù)符號為正，說明家中有60歲以上老人的農(nóng)戶參保的可能性要大，這與我們的假設(shè)相符合。這是因為，新農(nóng)保政策規(guī)定已年滿60周歲的農(nóng)民不用繳費，可以直接按月領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，但其符合參保條件的子女應(yīng)當(dāng)參保繳費。而這條原則性規(guī)定在許多地方演變成了“家庭成員捆綁繳費”的強制性措施，子女不參保，父母就不能領(lǐng)取國家的基礎(chǔ)養(yǎng)老金，因此許多參保者都是抱著替父母親養(yǎng)老的心態(tài)而被強制參保［11］?？梢?，這一規(guī)定在制度實施初期有利于擴大新農(nóng)保覆蓋面、提高參保率。（2）是否與兒女一起居住以及子女?dāng)?shù)量對農(nóng)民參保行為的影響都不顯著。這可能的解釋是，由于現(xiàn)行新農(nóng)保的待遇相當(dāng)?shù)?，較低的養(yǎng)老金不足以替代家庭以及子女的養(yǎng)老保障，因此，在農(nóng)民考慮是否參保時，并未將其作為子女養(yǎng)老保障的一種替代。（3）家庭年收入對實際參保行為沒有影響。這可能的解釋是，最低100元／年的繳費水平，對于絕大多數(shù)農(nóng)民而言并不構(gòu)成實質(zhì)性的負擔(dān)，農(nóng)民家庭收入并不是影響其參保與否的關(guān)鍵因素。（4）家庭承包土地數(shù)量對農(nóng)民的參保行為也沒有顯著影響，這與前面的假設(shè)不符，可能的解釋是，由于現(xiàn)行農(nóng)村土地養(yǎng)老保障功能已逐漸弱化，因此，其對農(nóng)民參保行為的影響也是有限的。

表2　模型估計結(jié)果

3.農(nóng)民對新農(nóng)保的了解程度。農(nóng)民對新農(nóng)保的了解程度在1%顯著水平上對其參保行為產(chǎn)生影響，且估計系數(shù)符號為正，即農(nóng)民對新農(nóng)保的了解程度越高，越有可能完全自愿參與該項政策。從回收的問卷看，在回答“您對新農(nóng)保的了解程度”這一問題時，選擇“比較了解”這一選項的村民幾乎全部參保，而選擇“不是很了解”的村民參保率僅為20.48%，這與模型估計結(jié)果相符。

4.鄰居是否參保。鄰居是否參保對農(nóng)民參保行為的影響并不顯著，但回歸系數(shù)為正，說明鄰居參保的農(nóng)戶其參保的可能性較大，可能是由于農(nóng)民的總體文化水平、自主意識和決策水平不太高，從眾心理和鄰里效應(yīng)特別突出所致。

四、政策建議

（一）完善激勵機制，增強新農(nóng)保對中青年農(nóng)民的吸引力

研究結(jié)果顯示：年齡越大的農(nóng)民參保率越高，中青年農(nóng)民由于年齡相對較小，距離領(lǐng)取養(yǎng)老金待遇時限較長，參保率較低。因此，很有必要增強新農(nóng)保對這部分中青年農(nóng)民的吸引力，促使其參保。應(yīng)建立繳費年限與繳費的財政補貼之間的動態(tài)激勵機制，對繳費期限長的農(nóng)民加大繳費補貼力度，鼓勵農(nóng)民延長繳費年限，從而吸引更多中青年農(nóng)民提前參保。

（二）認真貫徹落實“捆綁式”繳費制度

研究表明，家中有60歲以上老人的農(nóng)民對新農(nóng)保的參與度較高，這說明當(dāng)前新農(nóng)保特有的“捆綁式”繳費制度在初期還是有利于擴大新農(nóng)保的覆蓋面。然而，從長遠來看，在新農(nóng)?！袄壥健崩U費制度的背景下，政府有關(guān)部門應(yīng)該更多向農(nóng)民講解參與新農(nóng)保對于自身的益處，讓他們明確現(xiàn)行繳費是在為自己以后積累養(yǎng)老金，自己才是最終的受益者，至于父母親們的基礎(chǔ)養(yǎng)老金并不會擠占他們所繳納的保險費，這樣讓農(nóng)民知道自身的益處所在，因而，更多的農(nóng)民就會自覺參保。

（三）加大宣傳力度，擴大新農(nóng)保政策效果

此外，農(nóng)民對新農(nóng)保的了解度也是影響其參保的一個重要因素。因此，為了提高新農(nóng)保的整體參保率，應(yīng)進一步完善宣傳方式，加大宣傳力度，以提高農(nóng)民對新農(nóng)保的了解度，具體可從以下兩個方面做起：第一，定期舉辦有關(guān)新農(nóng)保政策的知識講座活動，并組織村干部，社保機構(gòu)人員以及大學(xué)生村官入戶講解新農(nóng)保政策，解答農(nóng)民的疑惑；第二，實現(xiàn)宣傳的廣覆蓋，充分利用標語、廣播、手冊等形式廣泛開展政策宣傳。

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（責(zé)任編輯：李亞利）

［作者簡介］劉元花（1990－），女，湖南耒陽人，武漢大學(xué)社會保障中心碩士研究生，研究方向：社會保障；鄧大松（1949－），男，教授、博士生導(dǎo)師，教育部人文社會科學(xué)重點研究基地“武漢大學(xué)社會保障研究中心“主任，研究方向：社會保障理論與政。