新型农村社会养老保险参与行为实证分析

新型农村社会养老保险参与行为实证分析

一、引言为有效解决农村的养老问题，从2009年下半年起，中国开始在部分县（区）试点推行新型农村社会养老保险（以下简称“新农保”）制度。在自愿参与的原则下，新农保的受益面和政策实施效果在很大程度上取决于农民的参与行为。从政府部门公布的数据和学界调研的结果来看，新农保参保率不尽如人意。以人力资源和社会保障部公布的数据为准，截至2010年6月底，全国32个试点县和4个直辖市的参保率仅为63.82％①。华中师范大学中国农村问题研究中心对全国68个试点县（市）68个村庄进行了调研。调查报告显示，截至2010年春节前，68个村庄的参保率为57.59％②。新农保并没有激发农民普遍参与的热情，相当一部分农民没有参与，因此，分析农民的新农保参与行为显得非常必要。目前，学界鲜有关于新农保参与行为的实证研究，已有相关文献集中在对老农村社会养老保险的研究上。研究发现，影响农民参与农村社会养老保险的主要因素是其个人和家庭特征等变量。首先，农民的性别、年龄、受教育程度和是否担任村组干部等个人特征是重要变量（例如史清华，2009；乐章，2004；王海江，1998）。其次，家庭子女数量和家庭人均收入是重要因素（例如李连重，1999；吴罗发，2008）。有学者从村域的角度进行了研究，结论认为，农民参与行为不仅是个体选择的结果，还是村域自然环境、社会经济和政治民主影响的结果（赵德余、梁鸿，2009）。村域是影响农民参与农村社会养老保险的重要变量，已经得到学界的一致认同（例如石绍宾等，2009；史清华，2009；王海江，1998）。村域通过不同的信息获得途径、经济发展水平和民俗民风影响了农民的参与行为。但是，已有研究多从村域经济水平等方面分析农民对农村社会养老保险的参与行为，而忽略了对村域非经济因素的探究。吴玉锋、吴中宇（2011）从村域社会资本和互动的理论视角对新农保参与行为进行了初步分析，一定程度上弥补了已有文献的不足。但是，其研究存在继续深入的空间，例如，他们没有就社会资本中互惠和规范维度对参与行为的影响进行文献归纳、理论和实证分析，而且把社会互动独立于社会资本概念，忽略了二者的有机联系。DurlaufandFafchamps（2004）分析认为，社会资本对群体成员的行为具有正外部性，这种外部性源自于网络中共享的信任、规则和价值观，这些规则和价值观又产生于社会互动，因此，社会互动是社会资本的一个维度。鉴于此，本文将社会互动纳入社会资本理论框架中对农民的新农保参与行为进行实证分析，以期弥补现有研究的不足。二、文献综述与理论分析已有文献表明，社会资本中的互动、信任和规范有助于个体参与保险，而互惠对参与保险具有正负两种效应。首先，社会互动促进了个体参与保险。Desmetetal.（1999）发现了社会互动在提供保险信息中的作用。他们研究认为，社会互动降低了信息搜寻成本，促进了个体参与社区医疗保险。Sorensen（2001）研究了美国加州大学教师参与健康保险的影响因素。研究发现，教师的参与行为决策受到经常拜访的邻居的影响，邻居的决策是其决策的主要参考依据。DufloandSaez（2002）研究了大学退休教师对养老保险的选择。研究发现，社会互动通过传递信息对个体购买养老保险决策产生影响，参考群体的决策影响了他们的选择。Beiseitovetal.（2004）利用1998年美国健康与退休调查数据，研究了社会互动对老年人购买商业医疗保险行为的影响。结果表明，社会互动程度越高，美国老年人购买商业医疗保险的可能性反而越低。这可能是因为社会互动的负效应大于正效应。国内学者也实证分析了社会互动对个体参与保险的影响。何兴强、李涛（2009）实证检验了城市居民的社会互动对其购买商业保险的影响。分析结果表明，城市居民的社会互动对其购买商业保险没有显著作用，这可能是因为社会互动的正效应和负效应相互抵消，所以，以上结果不能表明社会互动对保险购买没有影响。吴玉锋（2011[a]）实证分析了社会互动对农民参与新农保的影响。研究发现，社会互动水平越高，农民参与新农保的可能性越大。其次，社会信任有助于个体参与保险。张里程等（2004）利用哈佛大学中国农村合作医疗项目的数据，对社会资本与农民参与农村合作医疗意愿之间的关系进行了定量分析。结果表明，信任水平越高，农民参与农村合作医疗的可能性越高，而互惠没有通过显著性检验。李涛（2006[b]）在验证社会互动对个体投资决策作用的同时，控制了普遍信任变量。分析表明，普遍信任对于个体参与保险等项目有促进作用。文莉等（2006）在对1757位农民调查的基础上，分析了特殊信任对农民参与农村社会养老保险的促进作用。研究发现，政府信誉度不高的问题不利于农民参与养老保险。何兴强、李涛（2009）检验了社会互动和社会资本对居民购买商业保险的影响。在控制其他产生或维持信任的各种机制例如政府、法院、媒体等变量后，较高的社会资本（信任）有助于居民购买保险。吴玉锋（2011[b]）从信任的视角实证分析了农民参与新农保的影响因素。研究发现，农民的信任可以分为特殊信任和村域信任，村域信任对农民参与新农保有显著的促进作用。信任可以降低信息搜寻成本，还可以增加农民对新农保制度的期望值。再次，社会规范能够促进个体参与保险。Guisoetal.（2006）发现，社会规范导致了个体和参考群体一致的决策行为；社会规范作为不同于政策、法律和市场的调节机制，被认为是文化在对个体的经济行为起作用。Guisoetal.（2004）认为，社会规范反映了个体对参考群体决策行为的认同，遵守这种规范可以获得群体的尊重和声望，否则会有被排斥和被孤立的可能。社会规范对特定参与决策的认同显著地影响了个体在参与选择方面的差异。李涛（2006[b]）采用2005年中国12座城市投资者行为调查数据研究发现，总体而言，个体遵循参考群体成员的投资选择所体现的社会规范推动了个体当前和未来对保险等投资项目的参与。最后，互惠对于个体参与保险具有正负两种效应。互惠对个体参与保险具有“挤入效应”，互惠可以动员人们通过共同参与、互助共济以化解未知的风险，这暗合了对正式保险的要求。相关研究也发现了这一点。左延莉等（2004）在分析中国新型农村合作医疗参与率时指出，从缴费能力来讲，农民是有能力承担的，决定农民参与意愿的关键是农民是否具有互助共济精神。这种互助共济精神也体现在农民在缴费中互相帮助方面。乐章（2004）在研究中发现，村民互相帮助的程度越高，他们越愿意参加养老保险，原因是互惠使得村民在缴费中互相帮助。互惠对个体参与保险也会产生“挤出”效应。这是因为亲朋好友间的馈赠和礼金支出等互惠形式是一种重要的非正式保险，对正式保险有一定的替代效应。AttanasioandRios-Bull（2000）通过墨西哥的Progresa项目对非正式保险和正式保险之间的替代关系进行了研究。他们发现，存在强制性协议的情况下，正式保险使非正式保险受到损害，产生“挤出效应”。范飞（2008）预期互惠这种非正式保险会对农民参与正式保险产生负效应，其实证结果证实了这一点，在中国农村，家庭的婚嫁馈赠支出与家庭收入的比例越大，该家庭购买正式保险的可能性越小。婚嫁馈赠等互惠形式在一定程度上代替了正式保险的作用。笔者借鉴Putnam（1993）的定义，将村域社会资本定义为村域中农民之间的互动和在互动过程中产生的关系特征，包括信任、互惠和规范。Putnam（1993）明确地解释了社会资本四个维度之间的相关关系。信任、互惠和规范是社会互动的产物，而信任、互惠和规范又强化了社会互动。社会资本范式认为，一定空间内的社会互动和关系特征会对个体的经济行为产生影响。具体到新农保来说，农民的参与行为嵌于村域社会资本之中。需要指出的是，鉴于社会互动和信任、互惠、规范之间存在相关关系，需要在同一个理论框架下对农民的新农保参与行为进行实证分析，以排除它们和农民的参与行为之间存在虚假因果关系的可能。村域社会资本促进了农民对新农保信息的传播。农民是否参与新农保首先取决于是否获得新农保信息。在新农保推行过程中，政府加大了宣传力度，通过媒体和村民会议等形式让农民充分了解政策的实惠。在村域中，农民从政府宣传等制度性渠道和人际网络等非制度性渠道获得新农保信息。鉴于政府宣传具有临时j生、突击性和文本性等特征，农民更倾向于从易得易懂的人际网络中获取信息。村域社会资本充当了信息流通的网络，农民通过互动获得和交换新农保信息，降低了信息搜寻成本。村域社会资本通过信任也能促进农民之间的信息传播。信任使得农民更愿意彼此传播有价值的信息。村域社会资本不仅降低了农民搜寻信息的成本，还直接影响着农民的新农保参与行为。村域社会资本对农民新农保参与行为的影响机制有四个：促进对新农保制度的信任，产生互动、互惠和规范效应。村域社会资本促进了农民对新农保制度的信任。农民是否参与新农保取决于其对政府和新农保制度的信任程度。目前，新农保还处在试点阶段，制度缺乏法律依据，缺乏稳定性，部分地方政府融资能力差，新农保基金安全无保障，基金保值、增值缺乏途径，这些问题会导致农民对该制度缺乏信任感和安全感。因此，信任在农民是否参与新农保中起着关键作用。信任可以降低制度交易成本，村域社会资本在农民和政府、办事人员、新农保制度之间架起了一个桥梁，农民信任水平越高，越相信政府会保证新农保基金安全，越相信新农保制度对未来养老的保障能力。正如Paxton（1999）指出的那样，社会资本中富含一种积极的情感，这种情感激发了普遍信任和制度信任的产生。而之前的分析也表明，信任将有助于农民传播新农保信息，降低信息搜寻成本。据此，形成假说1：假说1：村域信任水平越高，农民参与新农保的可能性越高。村域互动有助于农民做出参与新农保的决策。Manski（2000）在社会互动的经济学分析中解释了同一群体成员行为趋向一致性的原因，并把社会互动分为内生互动、外生互动和交互效应。内生互动和外生互动都表明个体行为要受到参照群体的影响。Durlauf（2004）在研究社会互动对居民金融决策的影响时把社会互动分为内生互动和情景互动，他认为，社会互动通过内生互动和情景互动这两种机制影响居民的金融决策行为。具体到农民参与新农保，内生互动实际上是农民和参照群体成员之间的相互影响，是一种“伙伴效应”，表现为“别人参与了，我也要参与；别人缴费多，我也缴费多”；情景互动则强调农民的参与行为受到参照群体行为结果的影响，表现为“我是否参与，看别人参与结果的好坏”。情景互动被Hongetal.（2004）视为“结果示范性”效应。情景互动使农民了解了更多的参与结果。农民认为参与“结果较好”时，“结果示范性”效应为正，从而做出参与的决策；农民“感觉受到欺骗”时，“结果示范性”效应为负，从而做出不参与的决策。总体来看，社会互动在个体的参与决策中呈现出正效应。之前的分析也指出了村域互动对降低信息搜寻成本的作用。据此，形成假说2：假说2：村域互动水平越高，农民参与新农保的可能性越高。村域互惠不利于农民做出参与新农保的决策。互惠对农民的参与行为具有正负两种效应。第一是“挤入效应”。互惠有助于农民在缴费中互相帮助，也契合了正式保险对人们互助共济的要求。这使得互惠对农民的参与行为产生促进作用。第二是“挤出效应”。互惠为农民养老提供了一种非正式支持，这种非正式支持在一定程度上会削弱农民对新农保的需求，从而产生保险替代效应，不利于其参与新农保。互惠对农民的参与行为同时存在正负效应，考虑到新农保制度实行弹性缴费③，加上近些年来农民收入增加，农民的缴费能力应该没有问题。也就是说，在新农保制度推行中，互惠对参与的正效应削弱。因此，本文预期互惠的负效应大于正效应。据此，形成假说3：假说3：村域互惠水平越高，农民参与新农保的可能性越低。村域规范推动农民做出参与新农保的决策。规范能够调节农民的经济决策行为，遵循规范可以获得尊重，违反规范则可能会被孤立。村域中，潜在参与农民受到其他参与农民的行为所反映的规范的影响，从而保持与参与农民一致的决策行为。通过观察周围其他农民的参与决策，潜在参与农民可以了解到他所属群体的适当行为，并希望选择与参照农民类似的决策。据此，形成假说4：假说4：村域规范水平越高，农民参与新农保的可能性越高。三、数据和方法（一）数据来源由于新农保尚处在试运行阶段，本文研究调查采用了立意抽样方法，选择了陕西省神木县、铜川市耀州区、西安市长安区和山东省青岛市即墨区为调查点④。调查于2010年5～8月进行，调查对象为16～59岁的农民⑤。在各调查点，本文研究采用多阶段随机抽样方法抽取调查对象，共访问农民1612人。截止到2010年5月，神木县全县参保率为67％，长安区参保率达93％，耀州区参保率达84.05％⑥。调查中，在神木县发放问卷730份，回收694份；在耀州区发放问卷480份，回收432份；在长安区发放问卷320份，回收310份；在即墨区发放问卷200份，回收176份。从样本的性别结构看，男性较多，女性相对较少。从年龄结构看，30岁以下者比例最低，41～50岁者比例最高。从受教育年数来看，10年及以下者比例最高，13年以上者比例最低。从婚姻状况来看，已婚者占绝大多数。样本基本情况见表1。由于调查期间多数青壮年农民进城务工，本文研究所获得的样本结构不能很好地模拟总体。考虑到性别等变量对新农保参与行为的影响不是重要的考察对象，本文也没有对样本进行加权处理。样本75％的参保率低于陕西三县（区）平均参保率⑦，但考虑到官方统计数据采用了宽泛的统计方法，样本参保率与实际参保率相差不大。总之，这样一个分散范围广的样本能够满足本文研究的需要。本文目的在于弄清村域社会资本对农民新农保参与行为的影响，因此，村域社会资本和参与行为是本文研究的重点。（二）变量设计1.自变量。村域社会资本是本文的自变量。由于研究者的数据和视角所限，已有研究多从信任或者互惠的视角界定社会资本概念（例如Guisoetal.,2004；张里程等，2004；何兴强、李涛，2009），且把社会互动独立于社会资本来处理（例如李涛，2006[a]；2006[b]）。本文在操作中把社会互动视为结构型社会资本，把信任、互惠、认同和规范视为关系型社会资本，将二者统一到社会资本理论框架中，从而避免了以往研究中的割裂。据此，本文把村域社会资本操作化为村域互动、村域信任、村域互惠和村域规范4个维度⑧。村域互动反映了村域中农民和不同对象之间的交往情况。在问卷调查中，通过询问被访者与亲戚、本家族成员、同小组村民、同自然村村民、同行政村村民以及村干部的交往情况来测量村域互动。答案按照李克特量表的格式设计，分为“经常来往”、“有时来往”、“较少来往”和“很少来往”四个等级，根据被访者的不同回答分别记4分至1分。村域信任反映了村域中农民对不同对象的信任情况。通过询问被访者对亲戚、本家族成员、同姓村民、同小组村民、同自然村村民、同行政村村民以及村干部的信任情况来测量村域信任。测量农民信任情况的7个项目的答案也分为四级，即“非常信任”、“比较信任”、“有点信任”和“不信任”，分别记4分至1分。村域互惠反映了村域中农民之间在“借物”、“借款”和“帮工”等事情上的互助情况。通过询问农民对“邻里之间应该互相帮忙”、“邻里之间应该互相借东西”、“邻里之间应该互相借钱”和“邻里之间帮忙不求回报”四个陈述的认同程度来测量村域互惠，答案分为“非常赞同”、“比较赞同”、“有点赞同”和“不赞同”，分别赋值4分到1分。村域规范提供了一种非正式控制手段，规范程度高的村域，其秩序安全性高，农民的认同感强。本文通过以下4个问题测量农民对村域的认同感：“邻村的姑娘是否愿意嫁到本村？”“你认为在本村生活有安全感吗？”“你经常会因为你是本村的村民而感到光荣吗？”“与周围的村相比，本村的社会风气好不好？”；通过以下3个问题测量农民对村域的安全感：“你村是否经常发生地里庄稼被盗的事情？”“你村是否经常发生家里东西被盗的事件？”“你村是否经常发生邻里争吵事件？”。有关村域认同和安全规范方面的问题答案分别为4级或5级：“邻村的姑娘是否愿意嫁到本村？”这一问题的答案分为“很愿意”、“较愿意”、“一般”、“很不愿意”和“较不愿意”5个等级，分别赋值5分至1分。“你认为在本村生活有安全感吗？”这一问题的答案分为4级，即“很有安全感”、“较有安全感”、“较少安全感”和“没有安全感”，分别赋值4分至1分。“你经常会因为你是本村的村民而感到光荣吗？”这一问题的答案分“经常”、“有时”、“很少”和“从不”4级，分别记4分至1分。“与周围的村相比，本村的社会风气好不好？”这一问题的答案分“很好”、“较好”、“一般”、“较差”和“很差”5级，分别记5分至1分。“你村是否经常发生地里庄稼被盗的事情”、“你村是否经常发生村民家里东西被盗的事件”以及“您村是否经常发生邻里争吵事件？”各个问题的答案分为4级，即“经常发生”、“有时发生”、“很少发生”和“没有发生”，分别记1分至4分。为简化村域社会资本指标，需要对以上24个项目进行因子分析。在进行因子分析之前，需要进行KMO测度和Bartlett球形检验。结果显示，KMO值为0.856，一般认为，KMO值为0.9以上表示效果很好，0.7以上表示适合因子分析，0.5以下表示不适合因子分析。Bartlett球形检验结果也达到了0.01显著性水平，表明本文数据适合因子分析。本文采用主成分因子分析方法，根据特征值大于1的原则，经过最大方差旋转法，共抽取6个因子，它们一共解释了57.778％的方差⑨。根据因子负载，这些因子分别命名为村域互动、村域信任、村域互惠、村域认同、亲属关系和村域安全因子。具体结果见表2。2.因变量。本文中，“农民是否参与新农保”是因变量，通过“您今年是否已经缴纳新农保费用”这一问题测量农民是否参与。调查结果表明，在1595个有效样本⑩中，参与的有1197个，占75％；未参与的有398个，占25％。3.控制变量。从已有文献的研究结论来看，农民的个体和家庭特征是影响其参与社会保险行为的重要因素。因此，本文选择农民的性别、年龄、婚姻、受教育年数、是否党员、是否干部、家庭子女数、家庭年纯收入和所在村与县城的距离作为控制变量。其中，性别、是否党员、是否干部和是否已婚为定类变量，采用虚拟变量方法构造；家庭年纯收入分为10个等级：5000元以下、5000～10000元、10000～15000元、15000～20000元、20000～25000元、251300～30000元、30000～350013元、35000～40000元、40000～50000元和50000元以上，分别赋值1～10分；年龄、受教育年数、家庭子女数和所在村与县城的距离为定距变量。本文主要变量的描述统计见表3。四、结果与分析（一）Logistic回归模型本文中的因变量“农民是否参与新农保”是一个两分变量（是＝1，否＝0），因此，采用两分变量的Logistic回归模型进行分析。Logistic回归拟合方程的公式是：（二）回归分析结果本文重点分析村域社会资本各因素对农民是否参与新农保的净效应，故引入控制变量。考虑到年龄和家庭收入对于是否参与新农保可能存在非线性影响（参见王海江，1998；Guisoetal.,2004），本文还构造了年龄和家庭年纯收入的平方项进入回归方程，其中，模型1未放入年龄平方项和家庭年纯收入平方项；模型2则放入了年龄平方项和家庭年纯收入平方项。回归分析结果见表4。首先，关注研究假说的证实情况。假说l和假说2预期村域信任和村域互动水平越高，农民越可能参与新农保。模型1和模型2中，村域信任、村域互动都达到了0.05的显著性水平，回归系数为正，表明村域信任和村域互动有助于农民参与新农保，假说1和假说2得到证实。从模型2来看，在其他变量相同的条件下，村域信任水平每提高1个单位，农民参与新农保的可能性会提高23.2％；村域互动水平每提高1个单位，农民参与新农保的可能性会提高18.1％。从两个模型来看，村域信任和村域互动对于农民参与新农保的正效应表现稳健。假说3预期村域互惠对农民参与新农保起到负向作用，这在模型中未得到证实。模型1和模型2中，村域互惠对农民是否参与新农保作用不显著。但是，这并不意味着村域互惠对农民的参与行为没有影响，这很可能是村域互惠对农民参与行为正负效应相互抵消的结果，这点值得在以后的研究中继续求证。假说4预期村域规范会有助于农民参与新农保，而实证结果和理论预期相反。反映村域规范的村域认同因子不利于农民参与，而村域安全因子对农民参与并没有显著作用。这可能与本文中社会资本的测量指标有关，反映村域规范的指标没能有效测量农民的参与规则。模型1和模型2中，村域认同都通过了0.1水平的显著性检验，回归系数为负，表明村域认同不利于农民参与新农保。从模型2来看，在其他变量相同的条件下，村域认同水平每增加1个单位，农民参与的可能性就会下降10.8％。其次，本文关注农民的年龄、婚姻和所在村与县城的距离。模型1反映了年龄和参与新农保的线性关系，年龄通过了0.1水平的显著性检验，且回归系数为正。模型2加入了年龄平方项后，年龄和参与新农保之间的线性关系更显著，通过了0.05水平的显著性检验。年龄平方项虽然也达到了0.1的显著性水平，但其发生比（0.999）和1偏离很小。综合来看，年龄和新农保参与之间是一种线性关系(11)。年轻农民参与新农保的可能性最低，中年农民参与的可能性较高，老年农民参与的可能性最高。农民的婚姻状况也影响其新农保参与行为。模型1和模型2中，婚姻都通过了0.1水平的显著性检验。模型2显示，在其他条件不变的情况下，已婚农民比未婚农民参与新农保的可能性高出97.4％。农民所在村与县城的距离在模型1和模型2中都通过了0.05水平的显著性检验，回归系数为负。从模型2中该变量的发生比来看，农民所在村与县城的距离每增加1公里，其参与新农保的可能性会降低0.6％，这个结果与赵德余、梁鸿（2009）的发现不一致。可能的解释是，所在村与县城的距离越远，村域的信息水平和村民的风险意识就越低，农民越不参与新农保。再次，性别、是否党员、是否干部、受教育年数、家庭年纯收入和家庭子女数对“是否参与”新农保没有显著影响。在乐章（2004）的研究中，党员和干部身份是影响农民参与社会养老保险行为的重要变量。一是因为农村党员、干部有较高的理论水平和实践经验，可以通过会议宣传、电视报纸等途径获取较为详细的信息；二是因为党员、干部比较多的是农村社会的管理者，在老农村社会养老保险制度的推行中，可以享受较多的集体补助。本文中，是否党员或干部对其参与新农保没有影响。对此可能的解释，一是新农保制度注重公平性，干部、群众享受的权利一致，避免了对干部参与的不正当激励；二是政府加大了宣传力度，干部和群众在信息获得机会方面差异不明显。在以往研究中，家庭人均收入与购买保险可能存在正相关关系。而在本文中，家庭年纯收入对农民的新农保参与行为并没有显著影响，这可能是因为在新农保弹性缴费制度和农民收入水平提高的前提下，家庭年纯收入不再是农民参与新农保的顾虑。（三）稳定性检验新农保参保率是衡量地方政府政绩的一个标准，这可能会导致一些农民被强制参与，从而违背自愿参与的原则。华中师范大学中国农村问题研究中心的调查报告显示，部分地区存在强制参与的情况，其比例在3％以内。本文研究调查设计了一个问题来测量被访者是否自愿参与，结果显示，在1197个参与新农保的农民中，有114个农民回答他们是被强制参与的，占参与农民的9.5％。本文需要剔除这部分农民样本，以寻求在自愿参与原则下，村域社会资本对农民新农保参与行为的影响。表5报告了回归分析结果，结果显示，社会资本各因子的显著性水平是稳定的，而且，模型的解释力有所增强。五、结论从人力资源和社会保障部公布的参保率来看，新农保并没有激发农民普遍参与的热情，相当一部分农民没有参与。为什么农民对参与新农保做出了不同的选择，又有哪些因素影响了农民参与？本文从社会资本理论的视角出发，认为农民的参与行为是嵌入村域社会资本之中的，并在问卷调查的基础上，实证分析了农民是否参与新农保的影响因素。除了验证传统的解释因素外，本文还特别检验了村域社会资本对农民参与行为的影响，主要结论有如下三点：第一，村域信任、村域互动推动了农民的新农保参与行为。要理解农民的参与行为，单从理性