地區(qū)差異、受教育程度對農民參加養(yǎng)老保險行為的影響

摘要：社會基本養(yǎng)老保險是基礎，商業(yè)養(yǎng)老保險是支撐，均助力解決農村養(yǎng)老難題。利用2015年中國綜合社會調查數據，通過多元有序Probit模型分析地區(qū)差異和受教育程度對18～59周歲農民參保2類養(yǎng)老保險、僅參保1類、2類都不參保等3種情況的影響。結果表明，農民參保2類保險的比例最低，僅2.65%，而僅參保1項的比例最高，達到58.97%，參加商業(yè)養(yǎng)老保險比例僅為3.49%。受教育程度和地區(qū)差異均對農民參保產生顯著的影響，受教育程度越高，農民參與積極性越高，東部地區(qū)農民參與2類保險的概率高于中西部地區(qū)。因此，提高農民的教育水平、分區(qū)域制定參保引導政策、創(chuàng)新符合農民需求的商業(yè)養(yǎng)老保險可能是提高參保率的有效途徑。

關鍵詞：社會基本養(yǎng)老保險;商業(yè)養(yǎng)老保險;地區(qū)差異;受教育程度;農村居民

中圖分類號： F840.67文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2020）04-0310-07

收稿日期：2019-01-07

基金項目：國家自然科學基金青年科學基金（編號：71804078）。

作者簡介：趙麗娟（1981—），女，新疆烏魯木齊人，碩士，副教授，主要從事旅游經濟管理、公共服務與管理研究。E-mail：83983488@qq.com。

自2000年開始，我國便已步入老齡化社會，情勢逐年加劇。據中國老齡協(xié)會統(tǒng)計數據顯示，截至2017年底，我國60歲及以上老年人口已有2.41億人，占總人口的17.3%。有關數據顯示，2018年我國人口開始出現(xiàn)負增長，出生的人數是清朝中期以來最少的。說明我國人口老齡化加劇，養(yǎng)老問題更加嚴峻。在這種形勢下，養(yǎng)老保險事業(yè)是助推養(yǎng)老服務產業(yè)發(fā)展，解決重要社會問題的關鍵舉措之一。當前，我國的養(yǎng)老保險體系主要由2類構成：一種是城市或農村的基本養(yǎng)老保險，是由國家強制實施的一種社會保障;另一種是商業(yè)養(yǎng)老保險，由商業(yè)保險機構提供，以養(yǎng)老風險保障、養(yǎng)老資金管理等為主要內容的保險產品和服務是養(yǎng)老保障體系的重要組成部分。2類保險并非互斥，而是相互補充和依存的關系，社會基本養(yǎng)老保險是基礎，具有“廣覆蓋、保基本、多層次、可持續(xù)”的特點，但僅靠社會基本養(yǎng)老保險只能滿足最基本的生活，無法全面解決養(yǎng)老擔心的醫(yī)療、看護、環(huán)境、居住等問題。商業(yè)養(yǎng)老保險能進一步滿足人們日益增長的養(yǎng)老保障需求，以彌補社會基本養(yǎng)老保險的保障力度。2017年國務院發(fā)布《關于加快發(fā)展商業(yè)養(yǎng)老保險的若干意見》，將發(fā)展商業(yè)養(yǎng)老保險上升為國家戰(zhàn)略，提出到2020年商業(yè)養(yǎng)老保險將成為個人和家庭商業(yè)養(yǎng)老保障計劃的主要承擔者。然而，我國農民養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)觀念根深蒂固，仍以子女的贍養(yǎng)作為主要養(yǎng)老方式，不夠重視國家和商業(yè)養(yǎng)老保險。據中國綜合社會調查的官方統(tǒng)計數據顯示，2015年在1 632 個60周歲及以上農民當中，靠領取養(yǎng)老金（商業(yè)/國家）作為主要生活來源的農民僅占3.92%，其中，有54.69%的農民還擔心可能會失去這個主要生活來源。但隨著城鎮(zhèn)化加快，農村人口結構變化，青壯勞動力比例減少，農村人口老齡化的比重增加，高于全國平均水平，依靠子女養(yǎng)老顯得越來越不現(xiàn)實，而參加養(yǎng)老保險才是長遠之計。因此，我國農民同時參加社會基本養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險得到的養(yǎng)老保障度要高于僅參加其中1類保險，尤其比不參加任何保險，僅通過養(yǎng)兒防老的保障性要高。由于自然資源、人口密度、經濟、文化等差異，我國形成東中西部3級階梯，不同地區(qū)的農民參保行為可能具有明顯的差異。由于發(fā)展不平衡，中西部農村青壯勞動力向城鎮(zhèn)或東部轉移，中西部的留守老人和空巢老人數量激增，農村養(yǎng)老負擔越發(fā)加重。所以，從地區(qū)差異視角探析農民參加養(yǎng)老保險對制定差異化的區(qū)域引導參保政策具有重要的現(xiàn)實意義。百年大計，教育為本。人們通過教育獲得文化知識，增強風險意識，轉變傳統(tǒng)的養(yǎng)老觀念，理解國家的養(yǎng)老支持政策和研判未來老齡化的發(fā)展形勢，增加對養(yǎng)老保險的基本知識以及相關條例的清晰認識，從而影響他們參與養(yǎng)老保險的行為。因此，從受教育程度分析農民參保商業(yè)/國家養(yǎng)老保險的差異對農村教育改革有指導性意義。目前，已有學者重點探討過居民參保養(yǎng)老保險的影響因素。性別方面，王永禮等認為，男性農村居民比女性參與農村基本養(yǎng)老保險的積極性高[1-2]。年齡方面，年紀大的居民傾向于參與養(yǎng)老保險，但隨著年齡的增長，居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險的概率有所降低[3-4]。受教育程度方面，學者們持有不同觀點，朱壘等認為教育水平高的農民工和農民偏向參加養(yǎng)老保險[5-6];然而，王永禮等卻認為教育水平越低，農民工越傾向于參加養(yǎng)老保險[1，7]。地區(qū)方面，地區(qū)差異對城市居民的養(yǎng)老參保行為有顯著影響，但影響方向仍不確定，石人炳等認為，我國西部地區(qū)的城市居民比東中部居民更傾向于參加養(yǎng)老保險[2]，而陳洋林等卻認為，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)的居民偏向選擇商業(yè)養(yǎng)老保險[4]。家庭收入方面，鐘漲寶等認為，家庭收入水平越高，農民參加農村基本養(yǎng)老保險的可能性越大[8-9]。健康狀況方面，學者們的觀點并不一致，文雯認為健康狀況良好的農民工參加養(yǎng)老保險的概率較高[10];侯志陽卻認為身體健康的農民參與養(yǎng)老保險的可能性較低[11]。從事純農業(yè)勞動的農民方面，純農業(yè)勞動的農村居民參加農村養(yǎng)老保險的積極性較高[3]。家庭規(guī)模方面，高文書認為家庭人口少的成都農民參加新型農村養(yǎng)老保險的可能性較高[3]。家庭兒女數量方面，李婷等認為，子女數量少的農民工和農民傾向于參加農村基本養(yǎng)老保險[7，12]。是否參加新型農村合作醫(yī)療保險方面，陳洋林等認為，在我國參加新型農村合作醫(yī)療保險的居民對商業(yè)養(yǎng)老保險參保有負面影響[4]。是否贊成養(yǎng)兒防老方面，王志剛等認為贊成養(yǎng)兒防老的農民參加農村基本養(yǎng)老保險的積極性不大[13-14]。政府提供基本養(yǎng)老公共服務的滿意度方面，陳其芳認為滿意度越高的農民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的意愿越高[14]。綜上，當前的研究現(xiàn)狀有3個特征：一是當前對農民參加農村基本養(yǎng)老保險的研究較多，但對參保商業(yè)養(yǎng)老保險的研究較少;二是將農民參與農村基本養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險的情況開展聯(lián)合研究的關注較少;三是居民受教育程度、地區(qū)差異對自身參保行為的影響方向仍存在爭議，有待進一步研究檢驗。根據《國務院關于開展新型農村社會養(yǎng)老保險試點的指導意見》（國發(fā)〔2009〕32號）規(guī)定，新型農村社會養(yǎng)老保險（簡稱新農保）實施時，已年滿60周歲、未享受城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險待遇的不用繳費參保。而商業(yè)養(yǎng)老保險方面，各個保險公司推出的商業(yè)養(yǎng)老保險產品不同，但共性特點之一是如果男性60周歲、女性55周歲或50周歲之前購買，之后能按投保額度領取相應的養(yǎng)老金。為便于分析，將農民養(yǎng)老年齡統(tǒng)一界定在60周歲及以上，僅對18～59周歲的農民進行研究，由于2012年底新農保在全國各個農村已覆蓋，農民可以購買到新農保，故利用2015年中國綜合社會調查數據的農民調查數據，考察他們的受教育程度和東中西部地區(qū)差異對參與農村基本養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險的影響機制。

1?數據來源與研究方法

1.1?數據來源

作為國內最早的綜合性、連續(xù)性經濟與社會數據采集平臺，中國綜合社會調查（CGSS）由中國人民大學中國調查與數據中心負責執(zhí)行。從2003年開始，CGSS采用多階分層概率抽樣方法，以全國各省（市、區(qū)）1萬多個城鄉(xiāng)家庭為調查對象，開展面對面問卷調查，確保了樣本規(guī)模的適當性和調查方法的科學性。截至2018年8月，CGSS最新公開的數據是2015年的數據，有效農戶樣本有4 498個，其中，受調查18～59周歲農民的有效樣本有2 866個。利用CGSS 2015調查問題“您目前是否參加了農村基本養(yǎng)老保險”“您目前是否參加了商業(yè)性養(yǎng)老保險”衡量農民參加養(yǎng)老保險行為。采用調查問題“目前的戶口登記地”衡量農民所在地區(qū)。采用調查問題“您目前的最高教育程度（包括目前在讀的）”獲取居民的受教育程度，分為小學及以下、初中、高中專、大專及以上4個類別。

1.2?研究方法

1.2.1?有序Probit模型

有序Probit模型的具體形式[15]如下。

Pr=（yj=i）=Pr（ki-1<β1x1j+β2x2j+…+βkxkj+uj≤ki），i=0，1，2;j=0，1，2。（1）

式中：觀察值yj表示結果概率;i表示可能結果的數量，uj服從正態(tài)分布;x表示影響因素;β1，β2，…，βk表示待估系數;k1，k2，…，ki-1表示臨界點。理論上，結合當前傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老、土地養(yǎng)老功能弱化的實際情況，從成本收益角度來看，農民參保可視為一種投資，按照當前農村養(yǎng)老形勢，如果農民能同時參加社會基本養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險，則在養(yǎng)老保障方面得到的凈收益將大于僅參加社會基本養(yǎng)老保險或商業(yè)養(yǎng)老保險的農民，更大于不參保而依靠其他養(yǎng)老保障的農民。因此，在公式（1）中，i=0表示既沒有參加社會基本養(yǎng)老保險又沒有參加商業(yè)養(yǎng)老保險，i=1表示僅參加社會基本養(yǎng)老保險或商業(yè)養(yǎng)老保險，i=2表示既參加基本養(yǎng)老保險又參加商業(yè)養(yǎng)老保險。

1.2.2?邊際效應

自變量平均值的邊際效應表達式如下。

MEM=E[y|x]xj|x=x=exp（x→β^）×β^j。（2）

式中：y表示因變量;x表示平均值;β^表示待估參數;β^j表示第j個待估參數;x表示模型的自變量;xj表示模型的第j個自變量。該表達式的含義為當自變量為均值時，每變動1個單位，因變量取值的概率如何變化。

2?結果與分析

2.1?樣本描述性統(tǒng)計分析

由表1可知，受訪18～59歲的2 866個農民參與養(yǎng)老保險的積極性不高，多數介于不參加和僅參加其中1項之間。受訪農民以男性為主（占53%），多數來自中部省份，中年居多，平均年齡為43歲，身體較健康，初中文化水平兼業(yè)農戶居多，平均為3口之家，每家有2個孩子左右，家庭年收入約為4.88萬元，絕大多數農民參加新型農村合作醫(yī)療保險（超過90%），63%的受訪農民仍較贊同養(yǎng)兒防老的觀念，至于政府提供的基本養(yǎng)老公共服務，多數農民表示滿意。

2.2?農民參加養(yǎng)老保險的情況

由表2可知，在2 866個受訪農戶中，參加農村社會基本養(yǎng)老保險較積極，有1 666人，占58.13%，而參加商業(yè)養(yǎng)老保險的僅有100人（僅占3.49%），既參加基本養(yǎng)老保險又參加商業(yè)養(yǎng)老保險的人數最少，僅有76人，占比不到3%，這種低參與率顯然難以緩解農村人口老齡化帶來的家庭與社會壓力。基本和商業(yè)的養(yǎng)老保險均沒有參加的有1 100人，占比38.38%，僅參加基本養(yǎng)老保險或商業(yè)養(yǎng)老保險其中1項的人數最多，有1 690人，占比接近60%。

2.3不同受教育程度的農民參加養(yǎng)老保險的情況

由表3可知，皮爾森卡方值為33.20，通過統(tǒng)計學顯著性檢驗，說明受訪2 866個農民不同的受教育程度與參加2類養(yǎng)老保險的行為存在關聯(lián)性。在1 228 個小學及以下文化的農民中，僅參加1項養(yǎng)老保險的人數最多，有754人，占比61.40%;其次是2類養(yǎng)老保險都不參加的，有453人，占36.89%;2類養(yǎng)老保險都參加的人數僅有21人，占比不到2%。在1 107個初中文化的農民中，僅參加1項保險的人數最多，有657人，占比接近60%;其次是2類養(yǎng)老保險都不參加的有420人，占37.94%;2類保險都參加的人數只有30人，占比不到3%。在381個高中專文化的農民中，僅參加1項養(yǎng)老保險的人數有216人，占比接近57%;其次是任何1項保險都不參加的占39.90%;2類保險都參加的人數最少，占比僅有3.41%。在150個大專及以上文化的農民中，2類保險都不參加的農民數量最多，有75人，占50%;其次是僅參加1項的農民有63人，占42.00%;2類保險都參加的人數最少，僅有12人，占8%。可見，不同受教育程度比較而言，隨著受教育程度增加，農民參加2類保險的比重增大，大專及以上的農民2類養(yǎng)老保險都參加的比重最大，小學及以下文化的農民參加2類養(yǎng)老保險的比重最小。

2.4?不同地區(qū)的農民參加養(yǎng)老保險的情況

由表4可知，皮爾森卡方值為38.45，通過統(tǒng)計學顯著性檢驗，說明受訪者的地區(qū)差異特征與參加2類養(yǎng)老保險的情況存在關聯(lián)性。東部受訪農民共774人，其中，僅參加1項養(yǎng)老保險的人數最多，有492人，占63.57%;其次是任何1項養(yǎng)老保險都不參加的有251人，約占32.43%;2類保險都參加的人數最少，僅有31人，僅占4.01%。中部受訪農民有1 093人，僅參加1項養(yǎng)老保險的人數最多，有588人，占53.80%;其次是任何1項養(yǎng)老保險都不參加的有472人，占43.18%;2類保險都參加的人數是有33人，僅占3.02%。西部受訪農民有999人，其中，僅參加1項養(yǎng)老保險的人數也最多，有610人，占61.06%;其次是都不參加的有377人，約占37.74%;2類保險都參加的僅有12人，占1.20%。可見，東、中、西部農民僅參加1項養(yǎng)老保險的比重都最高，均超過53%，但東部地區(qū)的農民比重稍高;在都不參加養(yǎng)老保險的受訪者當中，中部地區(qū)的農民比重最高，占43.18%;2類養(yǎng)老保險都參加的受調查群體中，東部地區(qū)的農民比重最高，占4.01%。

2.5?推斷性統(tǒng)計

為避免自變量間出現(xiàn)多重共線性問題，采用皮爾森相關系數法檢驗發(fā)現(xiàn)，自變量間不存在高度相關性（P<0.5）。然后采用方差膨脹因子法（VIF）進行檢驗。該原理是當檢驗結果同時達到2個標準時，即VIF的最大值>10，且VIF平均值>1時，才出現(xiàn)多重共線性問題[16]。檢驗結果表明，VIF最大值為1.66，VIF平均值為1.19，方程不存在多重共線性問題;再運用統(tǒng)計軟件Stata 15.0對2 866個樣本開展多元有序Probit模型回歸，為消除異方差，接近正態(tài)分布，對家庭年收入取對數進行研究，并加入年齡的平方項進行檢驗，在回歸過程中加上穩(wěn)健標準誤。回歸結果（表5）表明，模型沃爾德檢驗值為302.85，所對應的概率值遠小于1%，模型的擬合優(yōu)度較好，臨界值1和臨界值2均通過顯著性檢驗，說明采用多元有序Probit模型開展研究具有統(tǒng)計學意義。總體上看，農民的受教育程度、所在地區(qū)、年齡、年齡的平方項、家庭年收入、家庭規(guī)模、是否參加新型農村合作醫(yī)療保險是顯著的影響因素。

核心變量方面，受教育程度通過1%水平的正相關檢驗，說明農民的教育水平對參加2類養(yǎng)老保險發(fā)揮了重要作用。隨著受教育水平的提高，農民也深化了2類養(yǎng)老保險的認識，這與朱壘等的研究結論[5-6]相符;農民參保行為的地區(qū)差異在1%水平上顯著，與石人炳等的結論一致，具體而言，中部和西部的負向影響顯著，可見農民參加養(yǎng)老保險的行為具有顯著的東、中、西部差異，與東部農民相比，中部和西部地區(qū)農民參與養(yǎng)老保險的積極性較低[2，4]。

控制變量方面，年齡和年齡的平方均顯著地影響農民的參保行為，結論與高文書等的結論[3-4]相符。一般情況下，18～59周歲年齡段的農民隨著年齡的增加，參與2類養(yǎng)老保險的積極性也提高，但達到一定年齡以后，隨著年齡的增加，參與的積極性開始下降。家庭年收入在5%水平上顯著，且系數為正，可見隨著農民家庭年收入的增加，他（她）有經濟實力購買2類養(yǎng)老保險的可能性就越高，這與鐘漲寶等的結論[8-9]相吻合;農民的家庭規(guī)模有顯著的正效應，說明在其他條件不變的情況下，家庭人數多的農民參與2類養(yǎng)老保險的概率較大，這與高文書的研究結論不相符，可能是因為部分家庭人數多的農民，同時購買2類保險的做法得到家庭成員的支持，同時，家庭其他成員也可能提供不了更好的養(yǎng)老方式[3]。農民參加新型農村合作醫(yī)療保險通過1%水平的顯著性正相關檢驗，說明在其他條件不變的情況下，農民參加新型農村合作醫(yī)療保險有助于促進他們參加2類養(yǎng)老保險，這與陳洋林等的研究結論不同，或許是因為這些參加醫(yī)療保險的農民有較高的養(yǎng)老保險參與意識，不僅希望在60周歲之后身體健康得到保障，還想領取更多的養(yǎng)老金以提高生活品質[4]。

由表6可知，在核心變量中，受教育程度方面，如果農民的受教育程度每提高一個層次，他們沒有參與2類養(yǎng)老保險的概率將下降0.06，僅參與其中1項的概率將上升0.05，2類養(yǎng)老保險都參與的概率將提高0.01;地區(qū)方面，地區(qū)因素對農民參保的影響存在較大差異，與東部地區(qū)相比，中部地區(qū)的農民和西部地區(qū)的農民都不參與2類養(yǎng)老保險的概率將分別增加0.11、0.07，中西部農民僅參加1項養(yǎng)老保險的概率將分別下降0.09、0.06，中西部農民2類養(yǎng)老保險都參加的概率均下降0.02。

在控制變量中，年齡方面，由于年齡對農民參加養(yǎng)老保險行為的影響呈顯著的倒“U”形，通過計算發(fā)現(xiàn)，農民在40歲之前，年齡每增加1歲，2類保險都不參與的概率將減少0.04，而到40歲之后，年齡每增加1歲，2類保險都不參與的概率將增加0.04;農民在30歲之前，年齡每增加1歲，僅參加其中1項保險的概率將增加0.03，而到30歲之后，年齡每增加1歲，2類保險都不參與的概率將減少0.03;農民在50歲之前，年齡每增加1歲，2類保險都參加的概率將增加0.01，而到50歲之后，年齡每增加1歲，2類保險都不參與的概率將減少0.01。可見，50～59周歲的農民由于養(yǎng)老需求緊迫，對同時參保2類保險的需求高于其他年齡段的農民。家庭年收入方面，當農民的家庭年收入每提高1%時，沒有參與2類養(yǎng)老保險的概率將下降0.02，僅參與其中1項的概率將上升0.02，2類養(yǎng)老保險都參與的概率將提高0.004;家庭規(guī)模方面，當農民的家庭人口每增加1人時，沒有參與2類養(yǎng)老保險的概率將下降0.01，僅參與其中1項的概率將上升0.01，2類養(yǎng)老保險都參與的概率將提高0.002;是否參加新型農村合作醫(yī)療保險方面，當農民參加新型農村合作醫(yī)療保險，沒有參與2類養(yǎng)老保險的概率將下降0.35，僅參與其中1項的概率將上升0.28，2類養(yǎng)老保險都參與的概率將提高0.06。可見，推動農民參保2類養(yǎng)老保險的影響因素的貢獻率從大到小依次是參加新型農村合作醫(yī)療保險、地區(qū)差異、受教育程度、年齡、家庭年收入、家庭規(guī)模。

3?結論與政策啟示

本研究基于CGSS2015中2 866名18～59周歲農民的調研數據，系統(tǒng)探討了受教育程度、地區(qū)差異對農民參加農村基本養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險的影響機制。結果表明，農民的養(yǎng)老保險意識較弱，尤其是參加商業(yè)養(yǎng)老保險方面，2類保險都參加的比重不到3%，都不參加的比重接近39%，參加其中1項的約占60%。受教育程度對農民參加農村基本養(yǎng)老保險與商業(yè)養(yǎng)老保險會產生積極影響，東部地區(qū)農民更傾向于同時參保2類保險。此外，年齡、年齡的平方項、家庭年收入、家庭規(guī)模、是否參加新型農村合作醫(yī)療保險也是顯著的影響因素。通過邊際效應分析發(fā)現(xiàn)，地區(qū)差異、受教育程度是推動農民參加養(yǎng)老保險的主要影響因素。因此有3點啟示：第一，提升農民的教育水平。受訪農民的受教育程度以初中學歷為主，很難理解農村基本養(yǎng)老保險尤其是商業(yè)養(yǎng)老保險的作用。因此，有關部門應組織農民參加養(yǎng)老保險知識的培訓和教育，增進對養(yǎng)老保險受益的了解，使農民由被動接受轉變?yōu)橹鲃诱J知;第二，我國在推進養(yǎng)老保險的過程中應關注地區(qū)差異對農民參保的影響，根據東部地區(qū)農民參與積極性較高，而中西部參與積極性較低的現(xiàn)象，應在引導全國性養(yǎng)老保險發(fā)展的同時，出臺支持中西部農民參與養(yǎng)老保險的優(yōu)惠政策和激勵措施;第三，政府應鼓勵商業(yè)保險機構針對農村居民的顧慮與訴求開發(fā)相應的商業(yè)養(yǎng)老保險產品，豐富保險產品在農村的供給，供農民多方選擇，從而提高參保率。

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