地区差异、受教育程度对农民参加养老保险行为的影响

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　　摘要：社会基本养老保险是基础，商业养老保险是支撑，均助力解决农村养老难题。利用2015年中国综合社会调查数据，通过多元有序Probit模型分析地区差异和受教育程度对18～59周岁农民参保2类养老保险、仅参保1类、2类都不参保等3种情况的影响。结果表明，农民参保2类保险的比例最低，仅2.65%，而仅参保1项的比例最高，达到58.97%，参加商业养老保险比例仅为3.49%。受教育程度和地区差异均对农民参保产生显著的影响，受教育程度越高，农民参与积极性越高，东部地区农民参与2类保险的概率高于中西部地区。因此，提高农民的教育水平、分区域制定参保引导政策、创新符合农民需求的商业养老保险可能是提高参保率的有效途径。
　　关键词：社会基本养老保险;商业养老保险;地区差异;受教育程度;农村居民
　　中图分类号： F840.67文献标志码： A
　　文章编号：1002-1302（2020）04-0310-07
　　收稿日期：2019-01-07
　　基金项目：国家自然科学基金青年科学基金（编号：71804078）。
　　作者简介：赵丽娟（1981—），女，新疆乌鲁木齐人，硕士，副教授，主要从事旅游经济管理、公共服务与管理研究。E-mail：83983488@qq.com。
　　自2000年开始，我国便已步入老龄化社会，情势逐年加剧。据中国老龄协会统计数据显示，截至2017年底，我国60岁及以上老年人口已有2.41亿人，占总人口的17.3%。有关数据显示，2018年我国人口开始出现负增长，出生的人数是清朝中期以来最少的。说明我国人口老龄化加剧，养老问题更加严峻。在这种形势下，养老保险事业是助推养老服务产业发展，解决重要社会问题的关键举措之一。当前，我国的养老保险体系主要由2类构成：一种是城市或农村的基本养老保险，是由国家强制实施的一种社会保障;另一种是商业养老保险，由商业保险机构提供，以养老风险保障、养老资金管理等为主要内容的保险产品和服务是养老保障体系的重要组成部分。2类保险并非互斥，而是相互补充和依存的关系，社会基本养老保险是基础，具有“广覆盖、保基本、多层次、可持续”的特点，但仅靠社会基本养老保险只能满足最基本的生活，无法全面解决养老担心的医疗、看护、环境、居住等问题。商业养老保险能进一步满足人们日益增长的养老保障需求，以弥补社会基本养老保险的保障力度。2017年国务院发布《关于加快发展商业养老保险的若干意见》，将发展商业养老保险上升为国家战略，提出到2020年商业养老保险将成为个人和家庭商业养老保障计划的主要承担者。然而，我国农民养儿防老的传统观念根深蒂固，仍以子女的赡养作为主要养老方式，不够重视国家和商业养老保险。据中国综合社会调查的官方统计数据显示，2015年在1 632 个60周岁及以上农民当中，靠领取养老金（商业/国家）作为主要生活来源的农民仅占3.92%，其中，有54.69%的农民还担心可能会失去这个主要生活来源。但随着城镇化加快，农村人口结构变化，青壮劳动力比例减少，农村人口老龄化的比重增加，高于全国平均水平，依靠子女养老显得越来越不现实，而参加养老保险才是长远之计。因此，我国农民同时参加社会基本养老保险和商业养老保险得到的养老保障度要高于仅参加其中1类保险，尤其比不参加任何保险，仅通过养儿防老的保障性要高。由于自然资源、人口密度、经济、文化等差异，我国形成东中西部3级阶梯，不同地区的农民参保行为可能具有明显的差异。由于发展不平衡，中西部农村青壮劳动力向城镇或东部转移，中西部的留守老人和空巢老人数量激增，农村养老负担越发加重。所以，从地区差异视角探析农民参加养老保险对制定差异化的区域引导参保政策具有重要的现实意义。百年大计，教育为本。人们通过教育获得文化知识，增强风险意识，转变传统的养老观念，理解国家的养老支持政策和研判未来老龄化的发展形势，增加对养老保险的基本知识以及相关条例的清晰认识，从而影响他们参与养老保险的行为。因此，从受教育程度分析农民参保商业/国家养老保险的差异对农村教育改革有指导性意义。目前，已有学者重点探讨过居民参保养老保险的影响因素。性别方面，王永礼等认为，男性农村居民比女性参与农村基本养老保险的积极性高[1-2]。年龄方面，年纪大的居民倾向于参与养老保险，但随着年龄的增长，居民参与商业养老保险的概率有所降低[3-4]。受教育程度方面，学者们持有不同观点，朱垒等认为教育水平高的农民工和农民偏向参加养老保险[5-6];然而，王永礼等却认为教育水平越低，农民工越倾向于参加养老保险[1，7]。地区方面，地区差异对城市居民的养老参保行为有显著影响，但影响方向仍不确定，石人炳等认为，我国西部地区的城市居民比东中部居民更倾向于参加养老保险[2]，而陈洋林等却认为，与中西部地区相比，东部地区的居民偏向选择商业养老保险[4]。家庭收入方面，钟涨宝等认为，家庭收入水平越高，农民参加农村基本养老保险的可能性越大[8-9]。健康状况方面，学者们的观点并不一致，文雯认为健康状况良好的农民工参加养老保险的概率较高[10];侯志阳却认为身体健康的农民参与养老保险的可能性较低[11]。从事纯农业劳动的农民方面，纯农业劳动的农村居民参加农村养老保险的积极性较高[3]。家庭规模方面，高文书认为家庭人口少的成都农民参加新型农村养老保险的可能性较高[3]。家庭儿女数量方面，李婷等认为，子女数量少的农民工和农民倾向于参加农村基本养老保险[7，12]。是否参加新型农村合作医疗保险方面，陈洋林等认为，在我国参加新型农村合作医疗保险的居民对商业养老保险参保有负面影响[4]。是否赞成养儿防老方面，王志刚等认为赞成养儿防老的农民参加农村基本养老保险的积极性不大[13-14]。政府提供基本養老公共服务的满意度方面，陈其芳认为满意度越高的农民购买商业养老保险的意愿越高[14]。综上，当前的研究现状有3个特征：一是当前对农民参加农村基本养老保险的研究较多，但对参保商业养老保险的研究较少;二是将农民参与农村基本养老保险和商业养老保险的情况开展联合研究的关注较少;三是居民受教育程度、地区差异对自身参保行为的影响方向仍存在争议，有待进一步研究检验。根据《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》（国发〔2009〕32号）规定，新型农村社会养老保险（简称新农保）实施时，已年满60周岁、未享受城镇职工基本养老保险待遇的不用缴费参保。而商业养老保险方面，各个保险公司推出的商业养老保险产品不同，但共性特点之一是如果男性60周岁、女性55周岁或50周岁之前购买，之后能按投保额度领取相应的养老金。为便于分析，将农民养老年龄统一界定在60周岁及以上，仅对18～59周岁的农民进行研究，由于2012年底新农保在全国各个农村已覆盖，农民可以购买到新农保，故利用2015年中国综合社会调查数据的农民调查数据，考察他们的受教育程度和东中西部地区差异对参与农村基本养老保险和商业养老保险的影响机制。 　　1 数据来源与研究方法
　　1.1 数据来源
　　作为国内最早的综合性、连续性经济与社会数据采集平台，中国综合社会调查（CGSS）由中国人民大学中国调查与数据中心负责执行。从2003年开始，CGSS采用多阶分层概率抽样方法，以全国各省（市、区）1万多个城乡家庭为调查对象，开展面对面问卷调查，确保了样本规模的适当性和调查方法的科学性。截至2018年8月，CGSS最新公开的数据是2015年的数据，有效农户样本有4 498个，其中，受调查18～59周岁农民的有效样本有2 866个。利用CGSS 2015调查问题“您目前是否参加了农村基本养老保险”“您目前是否参加了商业性养老保险”衡量农民参加养老保险行为。采用调查问题“目前的户口登记地”衡量农民所在地区。采用调查问题“您目前的最高教育程度（包括目前在读的）”获取居民的受教育程度，分为小学及以下、初中、高中专、大专及以上4个类别。
　　1.2 研究方法
　　1.2.1 有序Probit模型
　　有序Probit模型的具体形式[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：观察值yj表示结果概率;i表示可能结果的数量，uj服从正态分布;x表示影响因素;β1，β2，…，βk表示待估系数;k1，k2，…，ki-1表示临界点。理论上，结合当前传统家庭养老、土地养老功能弱化的实际情况，从成本收益角度来看，农民参保可视为一种投资，按照当前农村养老形势，如果农民能同时参加社会基本养老保险和商业养老保险，则在养老保障方面得到的净收益将大于仅参加社会基本养老保险或商业养老保险的农民，更大于不参保而依靠其他养老保障的农民。因此，在公式（1）中，i=0表示既没有参加社会基本养老保险又没有参加商业养老保险，i=1表示仅参加社会基本养老保险或商业养老保险，i=2表示既参加基本养老保险又参加商业养老保险。
　　1.2.2 边际效应
　　自变量平均值的边际效应表达式如下。
　　MEM=E[y|x]xj|x=x=exp（x→β^）×β^j。（2）
　　式中：y表示因变量;x表示平均值;β^表示待估参数;β^j表示第j个待估参数;x表示模型的自变量;xj表示模型的第j个自变量。该表达式的含义为当自变量为均值时，每变动1个单位，因变量取值的概率如何变化。
　　2 结果与分析
　　2.1 样本描述性统计分析
　　由表1可知，受访18～59岁的2 866个农民参与养老保险的积极性不高，多数介于不参加和仅参加其中1项之间。受访农民以男性为主（占53%），多数来自中部省份，中年居多，平均年龄为43岁，身体较健康，初中文化水平兼業农户居多，平均为3口之家，每家有2个孩子左右，家庭年收入约为4.88万元，绝大多数农民参加新型农村合作医疗保险（超过90%），63%的受访农民仍较赞同养儿防老的观念，至于政府提供的基本养老公共服务，多数农民表示满意。
　　2.2 农民参加养老保险的情况
　　由表2可知，在2 866个受访农户中，参加农村社会基本养老保险较积极，有1 666人，占58.13%，而参加商业养老保险的仅有100人（仅占3.49%），既参加基本养老保险又参加商业养老保险的人数最少，仅有76人，占比不到3%，这种低参与率显然难以缓解农村人口老龄化带来的家庭与社会压力。基本和商业的养老保险均没有参加的有1 100人，占比38.38%，仅参加基本养老保险或商业养老保险其中1项的人数最多，有1 690人，占比接近60%。
　　2.3不同受教育程度的农民参加养老保险的情况
　　由表3可知，皮尔森卡方值为33.20，通过统计学显著性检验，说明受访2 866个农民不同的受教育程度与参加2类养老保险的行为存在关联性。在1 228 个小学及以下文化的农民中，仅参加1项养老保险的人数最多，有754人，占比61.40%;其次是2类养老保险都不参加的，有453人，占36.89%;2类养老保险都参加的人数仅有21人，占比不到2%。在1 107个初中文化的农民中，仅参加1项保险的人数最多，有657人，占比接近60%;其次是2类养老保险都不参加的有420人，占37.94%;2类保险都参加的人数只有30人，占比不到3%。在381个高中专文化的农民中，仅参加1项养老保险的人数有216人，占比接近57%;其次是任何1项保险都不参加的占39.90%;2类保险都参加的人数最少，占比仅有3.41%。在150个大专及以上文化的农民中，2类保险都不参加的农民数量最多，有75人，占50%;其次是仅参加1项的农民有63人，占42.00%;2类保险都参加的人数最少，仅有12人，占8%。可见，不同受教育程度比较而言，随着受教育程度增加，农民参加2类保险的比重增大，大专及以上的农民2类养老保险都参加的比重最大，小学及以下文化的农民参加2类养老保险的比重最小。
　　2.4 不同地区的农民参加养老保险的情况
　　由表4可知，皮尔森卡方值为38.45，通过统计学显著性检验，说明受访者的地区差异特征与参加2类养老保险的情况存在关联性。东部受访农民共774人，其中，仅参加1项养老保险的人数最多，有492人，占63.57%;其次是任何1项养老保险都不参加的有251人，约占32.43%;2类保险都参加的人数最少，仅有31人，仅占4.01%。中部受访农民有1 093人，仅参加1项养老保险的人数最多，有588人，占53.80%;其次是任何1项养老保险都不参加的有472人，占43.18%;2类保险都参加的人数是有33人，仅占3.02%。西部受访农民有999人，其中，仅参加1项养老保险的人数也最多，有610人，占61.06%;其次是都不参加的有377人，约占37.74%;2类保险都参加的仅有12人，占1.20%。可见，东、中、西部农民仅参加1项养老保险的比重都最高，均超过53%，但东部地区的农民比重稍高;在都不参加养老保险的受访者当中，中部地区的农民比重最高，占43.18%;2类养老保险都参加的受调查群体中，东部地区的农民比重最高，占4.01%。 　　2.5 推断性统计
　　为避免自变量间出现多重共线性问题，采用皮尔森相关系数法检验发现，自变量间不存在高度相关性（P<0.5）。然后采用方差膨胀因子法（VIF）进行检验。该原理是当检验结果同时达到2个标准时，即VIF的最大值>10，且VIF平均值>1时，才出现多重共线性问题[16]。检验结果表明，VIF最大值为1.66，VIF平均值为1.19，方程不存在多重共线性问题;再运用统计软件Stata 15.0对2 866个样本开展多元有序Probit模型回归，为消除异方差，接近正态分布，对家庭年收入取对数进行研究，并加入年齡的平方项进行检验，在回归过程中加上稳健标准误。回归结果（表5）表明，模型沃尔德检验值为302.85，所对应的概率值远小于1%，模型的拟合优度较好，临界值1和临界值2均通过显著性检验，说明采用多元有序Probit模型开展研究具有统计学意义。总体上看，农民的受教育程度、所在地区、年龄、年龄的平方项、家庭年收入、家庭规模、是否参加新型农村合作医疗保险是显著的影响因素。
　　核心变量方面，受教育程度通过1%水平的正相关检验，说明农民的教育水平对参加2类养老保险发挥了重要作用。随着受教育水平的提高，农民也深化了2类养老保险的认识，这与朱垒等的研究结论[5-6]相符;农民参保行为的地区差异在1%水平上显著，与石人炳等的结论一致，具体而言，中部和西部的负向影响显著，可见农民参加养老保险的行为具有显著的东、中、西部差异，与东部农民相比，中部和西部地区农民参与养老保险的积极性较低[2，4]。
　　控制变量方面，年龄和年龄的平方均显著地影响农民的参保行为，结论与高文书等的结论[3-4]相符。一般情况下，18～59周岁年龄段的农民随着年龄的增加，参与2类养老保险的积极性也提高，但达到一定年龄以后，随着年龄的增加，参与的积极性开始下降。家庭年收入在5%水平上显著，且系数为正，可见随着农民家庭年收入的增加，他（她）有经济实力购买2类养老保险的可能性就越高，这与钟涨宝等的结论[8-9]相吻合;农民的家庭规模有显著的正效应，说明在其他条件不变的情况下，家庭人数多的农民参与2类养老保险的概率较大，这与高文书的研究结论不相符，可能是因为部分家庭人数多的农民，同时购买2类保险的做法得到家庭成员的支持，同时，家庭其他成员也可能提供不了更好的养老方式[3]。农民参加新型农村合作医疗保险通过1%水平的显著性正相关检验，说明在其他条件不变的情况下，农民参加新型农村合作医疗保险有助于促进他们参加2类养老保险，这与陈洋林等的研究结论不同，或许是因为这些参加医疗保险的农民有较高的养老保险参与意识，不仅希望在60周岁之后身体健康得到保障，还想领取更多的养老金以提高生活品质[4]。
　　由表6可知，在核心变量中，受教育程度方面，如果农民的受教育程度每提高一个层次，他们没有参与2类养老保险的概率将下降0.06，仅参与其中1项的概率将上升0.05，2类养老保险都参与的概率将提高0.01;地区方面，地区因素对农民参保的影响存在较大差异，与东部地区相比，中部地区的农民和西部地区的农民都不参与2类养老保险的概率将分别增加0.11、0.07，中西部农民仅参加1项养老保险的概率将分别下降0.09、0.06，中西部农民2类养老保险都参加的概率均下降0.02。
　　在控制变量中，年龄方面，由于年龄对农民参加养老保险行为的影响呈显著的倒“U”形，通过计算发现，农民在40岁之前，年龄每增加1岁，2类保险都不参与的概率将减少0.04，而到40岁之后，年龄每增加1岁，2类保险都不参与的概率将增加0.04;农民在30岁之前，年龄每增加1岁，仅参加其中1项保险的概率将增加0.03，而到30岁之后，年龄每增加1岁，2类保险都不参与的概率将减少0.03;农民在50岁之前，年龄每增加1岁，2类保险都参加的概率将增加0.01，而到50岁之后，年龄每增加1岁，2类保险都不参与的概率将减少0.01。可见，50～59周岁的农民由于养老需求紧迫，对同时参保2类保险的需求高于其他年龄段的农民。家庭年收入方面，当农民的家庭年收入每提高1%时，没有参与2类养老保险的概率将下降0.02，仅参与其中1项的概率将上升0.02，2类养老保险都参与的概率将提高0.004;家庭规模方面，当农民的家庭人口每增加1人时，没有参与2类养老保险的概率将下降0.01，仅参与其中1项的概率将上升0.01，2类养老保险都参与的概率将提高0.002;是否参加新型农村合作医疗保险方面，当农民参加新型农村合作医疗保险，没有参与2类养老保险的概率将下降0.35，仅参与其中1项的概率将上升0.28，2类养老保险都参与的概率将提高0.06。可见，推动农民参保2类养老保险的影响因素的贡献率从大到小依次是参加新型农村合作医疗保险、地区差异、受教育程度、年龄、家庭年收入、家庭规模。
　　3 结论与政策启示
　　本研究基于CGSS2015中2 866名18～59周岁农民的调研数据，系统探讨了受教育程度、地区差异对农民参加农村基本养老保险和商业养老保险的影响机制。结果表明，农民的养老保险意识较弱，尤其是参加商业养老保险方面，2类保险都参加的比重不到3%，都不参加的比重接近39%，参加其中1项的约占60%。受教育程度对农民参加农村基本养老保险与商业养老保险会产生积极影响，东部地区农民更倾向于同时参保2类保险。此外，年龄、年龄的平方项、家庭年收入、家庭规模、是否参加新型农村合作医疗保险也是显著的影响因素。通过边际效应分析发现，地区差异、受教育程度是推动农民参加养老保险的主要影响因素。因此有3点启示：第一，提升农民的教育水平。受访农民的受教育程度以初中学历为主，很难理解农村基本养老保险尤其是商业养老保险的作用。因此，有关部门应组织农民参加养老保险知识的培训和教育，增进对养老保险受益的了解，使农民由被动接受转变为主动认知;第二，我国在推进养老保险的过程中应关注地区差异对农民参保的影响，根据东部地区农民参与积极性较高，而中西部参与积极性较低的现象，应在引导全国性养老保险发展的同时，出台支持中西部农民参与养老保险的优惠政策和激励措施;第三，政府应鼓励商业保险机构针对农村居民的顾虑与诉求开发相应的商业养老保险产品，丰富保险产品在农村的供给，供农民多方选择，从而提高参保率。 　　参考文献：
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