社會互動、信任與農村居民養老保險參與行為研究

吳玉鋒，西北大學 公共管理學院，陜西 西安710127

孫金嶺，蘭州理工大學 經濟管理學院，甘肅 蘭州730050

一、引言

2012年上半年，國務院決定在我國農村全面實施新型農村社會養老保險(簡稱新農保)制度。2014年初，中央又出臺新文件將新農保合并到城鄉居民養老保險制度中。在建設城鄉居民養老保險制度的背景下，新農保演化為農村居民養老保險(簡稱農居保)，農居保遵循自愿參與的原則，農民的參與行為決定著制度實際覆蓋面的擴展。學者已經對農民參與農居保的影響因素進行了一系列研究:一種研究是宏觀制度分析，農居保制度存在經辦難、管理難、銜接難等問題［1］193－201［2］81－85，地方政府融資難、基金安全、保值增值難都會影響到農民的參保行為［3］14－16［4］86－92;另一種研究是微觀實證分析，農民個體人口特征因素［5］4－10［6］55－61、家庭經濟因 素［7］107－110、對政策的主觀了解與評價［8］10－14［9］73－82均會對其參與行為產生影響。

已有研究主要側重于制度因素和經濟因素的分析，認為農民參保是一個理性的斤斤計較的結果。農民不是純粹的經濟理性人，而是社會人，尤其當面臨一項新制度時，農民參保更易受一些非經濟因素的影響。格蘭諾維特提出了嵌入性觀點，經濟決策行為嵌入在社會結構之中，社會結構因素對經濟決策也有不可忽視的影響［10］481－510。本研究突破學界多從經濟因素和制度因素出發解釋農民參保的局限，從社會互動和信任理論視角深入剖析社會結構及其特征對農民參與農居保的影響，以期對有關部門采取措施激勵農民參保提供借鑒。

二、理論分析與研究假設

國內外學者研究了社會互動、信任對金融參與的影響，形成了解釋金融參與的社會互動范式和信任范式。社會互動范式提出了社會結構對金融投資行為的影響，社會互動會通過內生互動和外生互動兩種途徑對金融投資選擇產生影響，主張內生互動具有正向影響，而外生互動的影響效應視具體而定。信任范式把金融參與置于社會資本理論框架下，主張社會資本通過信任能夠降低交易成本，提高金融投資者對投資產品未來收益的期望值和數額，提高金融合同的簽約率。

社會互動研究范式以Hong 等為代表。社會互動通過兩種作用機制促進金融投資行為:一是內生互動，即投資者和周圍人群的互相影響，投資者自身的決策行為受到周圍人群的影響，同時其決策行為也會影響周圍人群，表明個體不是孤立地做出經濟決策，而是與周圍人群在互相影響中做出決策，因此也稱為伙伴群體效應;二是外生互動，即投資者自身的決策行為會受到周圍人群的影響，反過來則不成立，這種影響類似于模仿行為，影響具有單向性，故也稱為群體示范效應［11］115－136［12］2173－2242。李濤以投資選擇為被解釋變量分析了內生互動的三個影響途徑，一是幫助投資者獲得必要的信息和投資知識，降低信息搜尋成本;二是通過和他人交流投資經歷和感受，投資者改變了原來的投資偏好;三是互動中產生了規范，約束了投資者投資行為的選擇［13］45－57。社會互動對金融投資的作用機制在文獻中已有充分的論述。有學者梳理了有關社會互動在投資決策中具有信息效應的文獻［14］1－56，學者也發現投資者和周圍人群交流獲得的愉悅感有利于其做出相似的決策［15］1109－1116，交流雙方在互動中建立了對雙方投資行為有約束作用的期望［16］23－48。社會互動在金融投資中的作用被實證研究檢驗。Hong等基于美國數據研究發現，拜訪鄰居或者去教堂次數越多，交流股市投資的次數越多，投資股票的成本越低。觀察性學習獲得了股票信息知識，交流股市話題增加了投資者主觀效用，改變了投資偏好。與同輩群體效應的發現一致，股票投資率越高的地區，社會互動對股票投資的影響效應越大［17］137－163。

參保決策行為類似金融決策，學界也實證研究了社會互動在參保決策中的作用?；卺t療保險和養老保險的研究發現，居民個體的參保決策受到經常來往的鄰居的影響［18］925－938［19］121－148。擁有社會網絡的農民更可能購買農業保險，原因在于社會網絡具有知識傳播效應，對缺乏保險知識的年輕人而言，社會網絡影響效應更強［20］539－566。具體到農居保而言，農民的社會互動水平越高，其信息搜尋成本越低，周圍參保農民通過共同話題交流和參保示范機制促進其參保的可能性越大。據此，本文形成研究假設1。

假設1:農民的社會互動水平越高，參與農居保的可能性越高

信任研究范式以Guiso 等為代表。學者從理論上解釋了信任對金融參與的作用機制。金融交易中有違約的風險，金融契約無法有效列舉所有的不確定性，且金融契約的有效執行取決于外部法律環境。金融契約自身的缺陷和對法律環境的依賴決定了信任的重要性，信任可以彌補金融契約和外部法律環境效力不足的缺陷。Guiso 等基于意大利的數據檢驗了社會資本通過信任對金融參與的作用。研究發現，意大利金融發展水平有地區差異，社會資本含量高的地區，家戶更積極參與金融投資，在低教育人群和法律薄弱地區中尤其如此［21］526－556。在面對金融合同不確定性風險時，投資者會對簽約方遵守合同情況進行判斷，此時信任尤其重要，它降低了不確定性帶來的交易成本［22］1－33。信任雖然不能替代金融契約和法律，但信任能夠提高投資者對金融交易的期望，降低因懼怕損失而不合作的可能性。Guiso 等基于荷蘭和意大利的數據檢驗了信任對股市參與的正效應。研究發現信任水平低的居民不參與股市，即便參與也是低度參與。在控制風險厭惡等變量的條件下，信任水平每增加一個單位，居民投資股票的機率提高50%，股票持有額增加3．4%［23］2557－2600。

基于我國商業保險購買的研究發現，作為社會資本的核心因素，信任提高了居民對商業保險未來收益的期望值，從而對城鎮居民購買商業保險具有促進作用［24］116－132。定量分析我國農村社區合作醫療的調查資料，發現在控制了相關變量后，農民信任度的增加可以提高其支付合作醫療的意愿及支付水平［25］15－18。就農居保來說，制度尚處于逐步完善階段，還存在基金保值增值和安全管理等很多問題，信任有助于農民打消諸多顧慮，積極參保。據此，形成假設2。

假設2:農民的信任水平越高，參與農居保的可能性越高

三、數據來源與變量測量

本研究在農居保推行次年(2010年)進行了問卷調查，訪問對象為16 歲以上60 歲以下的農村居民，按照制度規定，這部分農民需要繳費才能參保。研究以陜西省神木縣、耀州區和山東省即墨區為調查點。在每個地區用多階段抽樣方法獲得被訪農民。在神木縣發放問卷800 份，耀州區700 份，即墨區200 份，回收有效問卷1 595份。問卷調查主要分為三個部分:第一部分涉及農民的個體、家庭、社區等特征;第二部分涉及農民的社會資本、社會關系狀況，主要包括農民的交往狀況、信任狀況、互惠狀況和規范狀況;第三部分涉及農民對農居保的滿意度、信任度、知曉度等主觀評價和參保行為、繳費檔次選擇等客觀行為。調查樣本從性別看，男性占64．4%，女性33．2%。男性農民在訪問中占比例較大，主要是因為男性在家庭經濟事務決策中占主導地位，是我們優先考慮的訪問對象。從年齡看，16 歲至30 歲農民占7．2%，31 歲至40 歲農民33．8%，41 歲至50 歲農民51%，51 歲至59 歲農民8%。被訪問的青壯年農民比例較小，是因為調查期間多數青壯年農民進城務工的緣故。盡管樣本不能很好模擬農村總體人口，但反映了農村人口真實現狀。

農民的參與行為是因變量，通過詢問被訪農民今年是否已經繳納農居保費用進行測量。分析結果表明，在1 595個被訪農民中，有75%的農民繳費參保，25%的農民未交費參保。鐘漲寶和李飛的研究指出，農居保推行中存在地方政府動員農民參保的現象［26］139－156。這是因為農居保制度推行效果關乎地方政府政績，這導致一些農民被強制參保。本調查結果顯示，有11．6%的農民被強制繳費。本研究剔除被強制繳費的農民，以尋求在自愿參與原則下，社會互動、信任對農居保參與行為的影響。剔除被強制參保的農民后，參保農民1 060個，占72．8%，未參保農民396 個，占27．2%。

社會互動是本文的自變量之一。基于文化背景原因，國外研究多以居民個體與鄰里之間的交往或者去教堂的次數作為測量社會互動的指標［27］1－34，測量指標比較單一，不能全面反映社會互動的豐富內涵，也不能有效反映我國農民的社會互動狀況。隨著社會流動的加快和城鄉一體化的發展，我國農民的交往對象早超出了村子的地理限制，具有一定的異質性和分散性。不過本文旨在分析農民的參與行為，這一行為決策過程主要發生在其所生活的村子里。因此，本文只研究農民在行政村區域內的社會互動。通過調查問卷訪問農民與親戚、本家族成員、同小組農民、同自然村農民、同行政村農民及村干部六類對象的來往程度來測量，答案分經常來往、有時來往、較少來往和很少來往，均采用4 點李克特量表測量方式賦值，記4 至1分。表1 統計了農民社會互動的平均值和標準差。統計分析結果顯示，農民與親戚的互動程度最高，均值為3．73 分，其次是和本家族成員的互動程度，均值為3．68 分，農民與村干部、同行政村農民互動程度最低，均值為2．61 分。

采用因子分析方法分析農民社會互動的結構，經最大方差法旋轉后獲得2 個因子。表1報告了因子分析結果，農民的社會互動可以分為血緣互動和地緣互動兩個因子①地緣互動與地緣信任的皮爾遜系數為0．461，血緣互動與血緣信任的系數為0．370，都在0．01 水平下顯著。，前者包括農民與親戚及本家族成員的互動，后者包括農民與同小組、同自然村、同行政村農民和村干部的互動。因子分析結果印證了格蘭諾維特依據交往的頻度將社會關系區分為強關系和弱關系的觀點［28］1360－1380，血緣互動是農民的強關系，農民與他們互動的程度較高;地緣互動是弱關系，農民與村里其他人互動的程度較弱。費孝通在六十多年前根據我國鄉村社會的關系狀況提出了差序格局的概念，與西方社會的關系格局不同，我國農村社會關系的格局不是一捆捆柴，而是一圈圈以己為圓心推出去的水紋，圈子半徑長短代表關系的親疏［29］20－25。半個多世紀后，我國農村社會關系形態依然如此，維持著親疏有序的關系格局。

表1 農民社會互動的均值及因子分析結果

信任是本文的自變量之二。國外研究對信任的測量一般遵循世界價值觀的測量方法，測量指標為“您認為大多數人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好”［30］1328－1349。這種單一指標的測量方法降低了信任的效度。信任反映了農民對不同置信對象的信任狀況。如同社會互動的測量，本研究只測量了被訪農民對六類互動對象的信任狀況，答案分為十分信任、比較信任、有點信任和不信任，也采用4 點李克特量表測量方式賦值。表2 列出了農民對不同對象的信任狀況。統計結果顯示，農民對親戚的信任程度最高，均值為3．45 分，其次是對本家族成員的信任，最后是對其他對象的信任。

同樣采用因子分析方法對信任指標進行分析。表2 報告了因子分析結果，結果表明農民的信任可以分為血緣信任和地緣信任，前者包括農民對親戚及本家族成員的信任，后者包括農民對村里其他人的信任。因子分析結果印證了格蘭諾維特依據信任程度可以將關系區分為強關系、弱關系的觀點，血緣信任是農民的強關系，農民對親戚及本家族成員的信任度較高;地緣信任是弱關系，農民對村里其他人信任度較低。這也符合費孝通差序格局的論斷，農民信任的核心是以親戚和家族成員為核心的血緣信任，然后才是對其他農民的地緣信任。

表2 農民信任的均值及因子分析結果

為了獲得社會互動和信任對農民參與行為的凈效應，需要構造控制變量。本文的控制變量分別涵蓋了農民個體、家庭和地區特征。性別等定類變量采用虛擬方法建造變量。家庭年純收入是定序變量，取值為1 到10 分。年齡、受教育年數、家庭老人數、所在村與縣城的距離和地緣互動、血緣互動、地緣信任、血緣信任都是定距變量。所有變量的基本統計情況見表3。

表3 所有變量的基本情況

四、實證分析結果

本節實證分析社會互動和信任對農民參與農居保的影響。為檢驗社會互動和信任對農民參與農居保的作用是獨立存在的，需要將二者置于同一個模型中進行觀察。社會互動與信任既有區別也有聯系，社會互動反映了農民社會關系的結構，而信任則是農民社會關系結構的特征與質量。帕特南解釋了互動和信任的密切關系，信任是在互動中產生的，信任又強化了互動，互動建立在信任的準則之上［31］195－200。相關分析結果表明，社會互動和信任確實存在較強的相關關系。為避免共線性問題，本文對測量社會互動和信任的12 個指標重新進行因子分析。KMO 測度顯示KMO 值為0．832，Bartlett球形檢驗達到了0．01 的顯著水平，適合進行因子分析。采用最大方差法旋轉，根據特征值大于1 的原則獲得3 個因子，共抽取61．669%的方差。表4 給出了農民社會互動和信任的因子分析結果。第一個地緣信任因子依然包括了農民對同小組農民、同自然村農民、同行政村農民和村干部的信任4 個指標;第二個地緣互動因子依然包括農民與同小組農民、同自然村農民、同行政村農民和村干部的互動4 個指標;第三個親屬關系因子包括農民對親戚信任、對同家族成員信任和農民與親戚互動、與同家族成員互動4 個指標，親屬關系因子合并了之前的血緣互動和血緣信任因子，此4 項指標具有較高的相關性，集中反映了農民的核心關系。

表4 農民社會互動、信任的因子分析結果

以此3 個因子為自變量，以農民是否參與農居保為因變量進行Logistic 回歸分析。表5建立了3 個模型，模型1 反映了地緣信任與親屬關系對農民參保的影響，模型2 反映了地緣互動與親屬關系的影響，模型3 是完全模型，反映了地緣信任、地緣互動和親屬關系3 個因子的共同影響。

實證分析結果發現，社會互動和信任對農民參與農居保的影響作用是獨立存在的。模型1 顯示，地緣信任對農民是否參保具有正效應，通過了0．01 水平的顯著性檢驗。模型2 顯示，地緣互動對農民是否參保具有正效應，達到了0．05 水平的顯著。模型1、2 中，親屬關系因子都沒有通過顯著性檢驗。模型3 顯示，地緣信任和地緣互動都通過了0．05 水平的顯著性檢驗，在其他因素不變的情況下，地緣信任水平每增加一個單位，農民參保的機率提高21．2%，地緣互動水平每增加一個單位，參保的機率提高18．3%。模型3 結果表明，地緣信任與地緣互動對農民參保的影響是獨立存在的，社會互動和信任對農民參與農居保具有獨立的影響機制和效應。假設1 和假設2 得到檢驗，社會互動和信任水平越高，農民參與農居保的可能性越高。反映強關系的親屬關系因子對農民參與農居保沒有顯著性影響，而反映弱關系的地緣互動和地緣信任因子對農民參與農居保有顯著性影響。類似其他工具性行為，農民的參保決策中也存在弱關系效應，強關系對農民參保沒有影響。

控制變量中，只有年齡和婚姻通過了顯著性檢驗，農民的年齡越高，參保的可能性越高;已婚農民比未婚農民參保的可能性更高。

五、結論與政策含義

本文從非經濟因素視角出發，實證分析了農民是否參與農居保的社會互動和信任解釋。研究發現:第一，農民的社會互動和信任呈現差序格局的形態;第二，社會互動和信任對農民參與農居保的作用是獨立存在的，二者具有不同的影響機制;第三，參保決策中存在弱關系效應。反映弱關系的地緣互動和地緣信任對農民的參保行為都有顯著性作用，而反映強關系的親屬關系則沒有作用。

農民的社會互動和信任呈現差序格局的形態。農民最重視與親戚和本家族成員的特殊關系，對這種關系賦予了更多的交往與信任，而與其他農民的關系處于次要地位。信任通常是具有同質性、封閉性的共同體中的成員在長期交往中產生的，這種密切的社會互動能夠產生嚴厲的制裁來懲罰投機行為，因而可以培育出深度信任。在我國農村社會，這種內聚性的同質性關系表現出明顯的結構性特征，可以細分為血緣性關系和地緣性關系兩種類型。血緣性關系寄托了農民更多的情感互動和厚信任，是農民的核心關系，這種關系的泛化和擴展才是農民對地緣關系的工具互動和淺信任，即費孝通所說的我國農民社會關系的差序格局。

表5 農民是否參與農居保的Logistic 回歸分析

社會互動和信任對農民參與農居保的正向效應是獨立存在的。社會互動和信任對農民參與農居保具有不同的作用機制。社會互動通過口頭傳遞農居保知識獲得信息，通過共同話題交流獲得的愉悅感改變農民對農居保的觀感和偏好，通過互動中形成的具有約束力的社會規范對農民的參與行為產生了促進作用。信任通過提高農民對參保預期收益的可能性和數額，彌補契約和法律不足的缺陷，降低制度交易成本對農民參與農居保產生促進作用。將社會互動和信任置于同一框架下的研究結果發現，社會互動和信任對股市參與確實存在各自的效應［32］34－45。基于歐盟及世界價值觀調查數據分析也表明，社會交往通過口頭相傳信息降低了股市參與的成本，而普遍信任、對金融機構的特殊信任也能促進個體購買股票［33］693－725。由此來看，社會結構及其特征對農民的參保行為有不同的影響機理。

類似于求職等工具行為，農民的參保行為中存在弱關系效應。格蘭諾維特分析了社會關系在求職中的作用，提出了弱連帶優勢理論。他將社會關系分為強關系與弱關系兩種，在擁有很多強關系的關系網中，重復的路徑多，信息的同質性強;在弱關系較多的關系網中，重復的路徑較少，有利于獲取新的有價值的信息，信息的異質性強。他認為在信息傳播方面弱關系有更好的效果，在工具性行動中如果找到了弱關系，就找到了通往其他圈子的橋梁，獲得有價值信息的機會就會增加，這個策略被格蘭諾維特稱為弱關系強度［28］。本文的研究也支持工具性行為中存在弱關系效應的觀點，社會互動和信任對農民參保的正效應都是通過弱關系實現的，強關系的作用并不顯著。

本文從社會結構因素出發對農民參與農居保給出了一個新的理論解釋，為刺激農民參與農居保提供了一個可行的政策啟示。促進農民參保是農居保有效推行的前提條件，農民參與農居保是一個多因行為，盡管制度因素和經濟因素都很重要，但農民的社會結構及其特征的影響不容忽視。在農居保制度推行階段，除了重視政府執行、動員能力和提高農民經濟收入等長期措施之外，政府還需制定針對性措施，利用農民的社會關系優勢來降低制度交易成本，激發農民參與農居保的熱情。

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