“新農(nóng)保”可持續(xù)發(fā)展影響因素的實(shí)證研究

人口老齡化是中國面臨的重要難題。在此背景下，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)的“老有所養(yǎng)，老有所依”已成為政府與學(xué)界共同關(guān)心的焦點(diǎn)社會(huì)問題。2009年9月，國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》（國發(fā)〔2009〕32號），啟動(dòng)了中國新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（以下簡稱“新農(nóng)保”）建設(shè)，并于2012年提前完成了制度全覆蓋目標(biāo)。值得關(guān)注的是，“新農(nóng)保”制度的可持續(xù)發(fā)展面臨農(nóng)村居民人口基數(shù)大，老齡化現(xiàn)象突出，參保居民參保金額小、參保人數(shù)少、歷史欠賬多、領(lǐng)取金額大等因素的阻礙 程杰、高文書：《“十三五”時(shí)期養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與勞動(dòng)力市場的適應(yīng)性》，載《改革》，2015年第8期，第84-95頁。。世界銀行提出，養(yǎng)老保險(xiǎn)“可持續(xù)性”改革的首要目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)財(cái)政收支平衡，不出現(xiàn)財(cái)政赤字，即以確定的繳費(fèi)率路徑支付當(dāng)前與未來的待遇，不用進(jìn)行特殊調(diào)整王宇熹、汪泓、陳群民等：《國際養(yǎng)老保險(xiǎn)體系可持續(xù)發(fā)展改革政策評析》，載《商業(yè)研究》，2012年第8期，第120-124頁。。在此背景下，本文以徐州市的三個(gè)縣市為例，分析阻礙新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度可持續(xù)發(fā)展的主要因素，進(jìn)而為該制度的進(jìn)一步改革發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)與借鑒。

一、相關(guān)文獻(xiàn)及調(diào)查說明

針對現(xiàn)有農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度能否可持續(xù)發(fā)展，有學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究。王媛（2011）基于全國大部分省份的研究樣本，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民持續(xù)參保認(rèn)知與農(nóng)民從事職業(yè)、地理地域因素呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，與農(nóng)民的性別、年齡、子女?dāng)?shù)量等因素呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。楊麗等（2012）以昆明市農(nóng)戶為調(diào)查對象的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民家庭純收入、文化程度、對“新農(nóng)保”的了解程度、對政府工作的滿意程度成為影響農(nóng)民參保意愿的重要因素。薛惠元（2014） 以仙桃市農(nóng)戶為調(diào)查樣本的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民的性別、是否了解“新農(nóng)保”政策、對自己未來老年生活的擔(dān)心程度等會(huì)顯著影響農(nóng)民參保意愿。此外，Barr（1992）認(rèn)為除了財(cái)政的可持續(xù)外，政治的可持續(xù)也是影響?zhàn)B老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展的重要條件。

綜合已有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度能否可持續(xù)發(fā)展，主要受到三類因素的影響：一是參保認(rèn)知，即已參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民對于養(yǎng)老保險(xiǎn)平衡生命周期內(nèi)收入與支出狀況這一功能的了解程度。農(nóng)民持續(xù)參保行為的實(shí)施意愿是影響農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展的重要因素，當(dāng)農(nóng)民愿意持續(xù)參加農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)，農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度才有可能持續(xù)發(fā)展。二是參保水平，即參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民所領(lǐng)取的養(yǎng)老金金額能否維持他們的日常基本生活黃瑞芹：《新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度保障能力及其評價(jià)——基于湖北6個(gè)試點(diǎn)縣（區(qū)、市）的調(diào)查》，載《中南民族大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會(huì)科學(xué)版）》，2011年第2期，第132-135頁。。參保水平影響著農(nóng)村領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保人生活水平的實(shí)際狀況，同時(shí)是周圍農(nóng)村居民是否愿意參與或繼續(xù)參與農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)的重要參照物。三是基金平衡能力，即養(yǎng)老保險(xiǎn)基金收支能否處于動(dòng)態(tài)平衡水平錢振偉、卜一、張艷：《新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展的仿真評估——基于人口老齡化視角》，載《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》，2012年第8期，第58-65頁。。基金平衡能力影響著農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度能否持續(xù)發(fā)展，如果基金無法實(shí)現(xiàn)動(dòng)態(tài)平衡，在現(xiàn)有狀態(tài)下，會(huì)出現(xiàn)入不敷出的狀態(tài)，長久下去，農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度將無法維持。

為深入了解以上三類因素對于新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度可持續(xù)發(fā)展的具體影響，2016年8月1日至15日，在江蘇省徐州市下屬的邳州市、沛縣、豐縣三個(gè)縣市的部分農(nóng)村開展簡單隨機(jī)抽樣問卷調(diào)查。為消除主觀因素的影響，對總體樣本采用隨機(jī)偶然的方法進(jìn)行抽樣，沒有采用分組或排序的方式。調(diào)查以戶為單位，被訪者年齡處于18至60周歲區(qū)間。調(diào)查期間共獲取有效問卷327份。

二、變量設(shè)定與研究假設(shè)

影響新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展的三大類因素可進(jìn)一步具體化為農(nóng)民個(gè)體、農(nóng)民家庭、政府財(cái)政、制度特征等潛在變量，各潛在變量又可做如下細(xì)化：農(nóng)民個(gè)體潛在變量包括農(nóng)民性別、年齡、文化程度、健康程度、參保認(rèn)知、養(yǎng)老觀念等觀察變量；農(nóng)民家庭潛在變量包括家庭成員數(shù)量、兒子數(shù)量、家庭收入、家庭成員態(tài)度等觀察變量；政府財(cái)政潛在變量包括政府財(cái)政補(bǔ)貼、繳費(fèi)率、養(yǎng)老金領(lǐng)取金額等觀察變量，制度特征潛在變量包括制度保障程度、政府宣傳力度、長繳多補(bǔ)激勵(lì)措施、制度設(shè)計(jì)等觀察變量。農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展的理論模型如圖1所示。同時(shí)，圍繞潛在變量提出以下研究假設(shè)：

H1a：農(nóng)民個(gè)體變量對政府財(cái)政變量存在顯著的正向影響

H1b：農(nóng)民個(gè)體變量對制度特征變量存在顯著的正向影響

H1c：農(nóng)民個(gè)體變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)存在顯著的正向影響

H2a：農(nóng)民家庭變量對政府財(cái)政變量存在顯著的正向影響

H2b：農(nóng)民家庭變量對制度特征變量存在顯著的正向影響

H2c：農(nóng)民家庭變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)存在顯著的正向影響

H3a：政府財(cái)政變量對制度特征變量存在顯著的正向影響

H3b：政府財(cái)政變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)存在顯著的正向影響

H4：制度特征變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)存在顯著的正向影響

圖1農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)理論模型

依據(jù)以上的研究假設(shè)、潛在變量及觀察變量，選取了17類對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生影響的因素，并對其進(jìn)行編碼，如表1所示。

表1量表各變量定義、編碼、取值范圍

潛在

變量編碼觀察變量編碼取值范圍農(nóng)

民

個(gè)

體IF性別Q1男=1.女=2年齡Q2實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)文化程度Q3文盲=1，小學(xué)=2，初中=3，高中=4，大專及以上=5健康程度Q4非常健康=1，健康=2，一般=3，不健康=4，非常不健康=5參保認(rèn)知Q5非常了解=1，了解=2，一般=3，不了解=4，非常不了解=5養(yǎng)老觀念Q6非常傳統(tǒng)=1，傳統(tǒng)=2，一般=3，不傳統(tǒng)=4，非常不傳統(tǒng)=5農(nóng)

民

家

庭PF家庭成員數(shù)量Q71人=1，2—3人=2，3—5人=3，5—8人=4，9人以上=5兒子數(shù)量Q8無=1，1個(gè)=2，2個(gè)=3，3個(gè)=4，4個(gè)以上=5家庭收入Q9年收入低于2000=1，2001—5000=2，501—10000=3，

10001—20000=4，20001以上=5家庭成員態(tài)度Q10非常支持=1，支持=2，一般=3，不支持=4，非常不支持=5政府財(cái)政GF財(cái)政補(bǔ)貼Q11非常滿意=1，滿意=2，一般=3，不滿意=4，非常不滿意=5繳費(fèi)率Q12100=1，200=2，300=3，400=4，500及以上=5養(yǎng)老金領(lǐng)取

金額承諾Q13非常相信=1，相信=2，.一般=3，不相信=4，非常不相信=5制

度

特

征SC制度保障程度Q14非常相信=1，相信=2，一般=3，不相信=4，非常不相信=5政府宣傳力度Q15非常大=1，大=2，一般=3，不大=4，非常不大=5長繳多補(bǔ)

激勵(lì)措施Q16非常滿意=1，滿意=2，一般=3，不滿意=4，非常不滿意=5制度設(shè)計(jì)Q17非常滿意=1，滿意=2，一般=3，不滿意=4，非常不滿意=5

三、實(shí)證分析結(jié)果

根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)，使用SPSS21.0和AMOS21.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行信度與效度檢驗(yàn)，如表2所示。首先，使用Cranach′s α系數(shù)檢驗(yàn)量表的信度，各潛在變量的Cranach′s α均大于0.700，表示使用的量表信度較好；各潛在變量的KMO值也均大于0.700，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Sig值小于0.01，表示各變量之間存在顯著的相關(guān)性，說明適合進(jìn)行因子分析。通過采取主成分分析法提取因子，最大方差正交法（Varimax）旋轉(zhuǎn)因子。各觀察變量在各自歸屬的因子上載荷均大于0.50，這說明量表具有良好的收斂效度與區(qū)別效度。同時(shí)，各潛在標(biāo)量的組合信度，即CR值均大于0.700，平均方差提取值，即AVE值也都大于0.500，這說明量表內(nèi)部一致性與效度良好。以上的信度與效度檢驗(yàn)表明用于調(diào)研的量表數(shù)據(jù)具有良好的信度與效度，可用于進(jìn)一步對潛在標(biāo)量之間的關(guān)系進(jìn)行分析。接下來，采用絕對適配統(tǒng)計(jì)量，對測量數(shù)據(jù)與新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展的結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行適配度分析，包括卡方值、GFI、CFI、RMR。根據(jù)適配度檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)假設(shè)模型整體適配度合理，即假設(shè)的理論模型與實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)適配。

表2 信度與效度檢驗(yàn)結(jié)果

潛在

變量編碼觀察變量編碼標(biāo)準(zhǔn)化

載荷αKMOCRAVE農(nóng)

民

個(gè)

體IF性別Q10.612年齡Q20.667文化程度Q30.754健康程度Q40.683參保認(rèn)知Q50.884養(yǎng)老觀念Q60.8450.8450.7140.8870.509農(nóng)

民

家

庭PF家庭成員數(shù)量Q70.763兒子數(shù)量Q80.778家庭收入Q90.814家庭成員態(tài)度Q100.6860.8660.8410.8290.533政府財(cái)政GF財(cái)政補(bǔ)貼Q110.815繳費(fèi)率Q120.567養(yǎng)老金領(lǐng)取金額承諾Q130.8660.8740.8150.8670.535制

度

特

征SC制度保障程度Q140.512政府宣傳力度Q150.887長繳多補(bǔ)激勵(lì)措施Q160.587制度設(shè)計(jì)Q170.6480.7860.8710.8220.538

通過應(yīng)用AMOS21.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對中國農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展的結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，得出標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值的模型圖，如圖2所示。同時(shí)得到假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，如表3所示。

圖2標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值的模型圖

表3研究假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

研究假設(shè)EstimateS.E.C.R.P結(jié)果H1a：IF→GF0.1430.0675.6810.657拒絕H1b：IF→SC0.2570.0511.7540.169拒絕H1c：IF→SI0.3640.05511.652***接受H2a：PF→GF0.2690.0472.3440.087拒絕H2b：PF→SC0.2420.0435.6140.261拒絕H2c：PF→SI0.2670.0696.745***接受H3a：GF→SC0.2360.0744.3380.934拒絕H3b：GF→SI0.4850.0564.172***接受H4：SC→SI0.5630.0643.6650.007接受注：***表示P<0.001

結(jié)果顯示：農(nóng)民個(gè)體變量對政府財(cái)政的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.14，C.R>1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設(shè)H1a，即農(nóng)民個(gè)體變量對政府財(cái)政不存在顯著的正向影響；農(nóng)民個(gè)體變量對制度特征的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.26，C.R<1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設(shè)H1b，即農(nóng)民個(gè)體變量對制度特征不存在顯著的正向影響；農(nóng)民個(gè)體變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)發(fā)展的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.36，C.R>1.96，在P<0.05的水平上顯著，說明該路徑有效，接受假設(shè)H1c，即農(nóng)民個(gè)體變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)存在顯著的正向影響；農(nóng)民家庭變量對政府財(cái)政的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.27，C.R>1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設(shè)H2a，即農(nóng)民家庭變量對政府財(cái)政不存在顯著的正向影響；農(nóng)民家庭變量對制度特征的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.24，C.R>1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設(shè)H2b，即農(nóng)民家庭變量對制度特征不存在顯著的正向影響；農(nóng)民家庭變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.27，C.R>1.96，在P<0.05的水平上顯著，說明該路徑有效，從而接受假設(shè)H2c，即農(nóng)民家庭變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)存在顯著的正向影響；政府財(cái)政變量對制度特征的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.24，C.R>1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設(shè)H3a，即政府財(cái)政變量對制度特征不存在顯著的正向影響；政府財(cái)政變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.49，C.R>1.96，在P<0.05的水平上顯著，說明該路徑有效，從而接受假設(shè)H3b，即政府財(cái)政變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)存在顯著的正向影響；制度特征變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.56，C.R>1.96，在P<0.05的水平上顯著，說明該路徑有效，從而接受假設(shè)H4，即制度特征變量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)存在顯著的正向影響。制度特征與政府財(cái)政對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)大于農(nóng)民個(gè)體變量與農(nóng)民家庭標(biāo)量對農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)可持續(xù)的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，表示制度特征與政府財(cái)政變量的影響程度要高于農(nóng)民個(gè)體與農(nóng)民家庭變量的影響程度。

通過分析觀察變量與各潛在變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)可知，參保認(rèn)知、養(yǎng)老觀念對農(nóng)民個(gè)體變量的影響程度要高于文化程度、年齡、性別與健康程度。其中，文化程度對農(nóng)民個(gè)體變量的影響程度也較高。家庭收入對農(nóng)民家庭變量的影響程度要高于家庭成員數(shù)量、兒子數(shù)量與家庭成員態(tài)度。其中，兒子數(shù)量與家庭成員數(shù)量的影響程度也較高。財(cái)政補(bǔ)貼、養(yǎng)老金領(lǐng)取金額承諾對政府財(cái)政變量的影響程度要高于繳費(fèi)率，而農(nóng)民更關(guān)注于養(yǎng)老金領(lǐng)取金額。政府宣傳力度對制度特征變量的影響程度要高于制度保障程度、長繳多補(bǔ)激勵(lì)措施、制度設(shè)計(jì)的影響程度。

四、結(jié)論與建議

結(jié)構(gòu)方程模型估計(jì)結(jié)果顯示，徐州市三縣新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度可持續(xù)發(fā)展的主要影響因素，除政府財(cái)政補(bǔ)貼機(jī)制外，農(nóng)民參保認(rèn)知、養(yǎng)老觀念、文化程度、經(jīng)濟(jì)收入有重要影響。此外，養(yǎng)老金領(lǐng)取金額承諾、政府宣傳力度的影響程度也較高。

首先，農(nóng)民對保險(xiǎn)制度本身缺乏正確認(rèn)知。農(nóng)村地區(qū)傳統(tǒng)消費(fèi)觀念根深蒂固，農(nóng)民更傾向于當(dāng)下收入與當(dāng)下消費(fèi)，缺乏對未來養(yǎng)老保險(xiǎn)的收入預(yù)期與理解。農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)雖然已實(shí)行一定時(shí)間，但是相對農(nóng)民而言，仍是新生事物，持續(xù)參保意愿不強(qiáng)。這與農(nóng)村居民普遍的文化程度較低有直接關(guān)系，與政府的宣傳力度不夠也不無關(guān)系。

其次，傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老、土地養(yǎng)老觀念根深蒂固。“養(yǎng)兒防老”是傳統(tǒng)的養(yǎng)老觀念，也是農(nóng)村根深蒂固的傳統(tǒng)思維王章華.影響農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保障制度的文化因素分析[J].貴州民族大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2004（2）：58-60.。即使是在東部地區(qū)農(nóng)村，表現(xiàn)得也較為突出。以上觀念的更新難，與農(nóng)民對政府主導(dǎo)的養(yǎng)老制度信任度存在很大疑問，尤其是投保后領(lǐng)取的養(yǎng)老金額承諾尚存疑問有直接關(guān)系。

最后，農(nóng)村居民家庭經(jīng)濟(jì)收入水平制約持續(xù)參保意愿。經(jīng)濟(jì)收入水平及穩(wěn)定性是農(nóng)民各項(xiàng)消費(fèi)行為的基礎(chǔ)。農(nóng)民收入相對于城鎮(zhèn)居民整體偏低，收入來源單一。年收入水平較低，甚至僅能維持基本溫飽水平時(shí)，農(nóng)戶是不具備持續(xù)參保條件的。如果農(nóng)戶家庭收入不具備在一定水平上的穩(wěn)定性時(shí)，同樣制約農(nóng)戶的持續(xù)參保。

根據(jù)上述實(shí)證分析結(jié)果，對東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展一般地區(qū)新農(nóng)保的可持續(xù)發(fā)展提出以下幾點(diǎn)建議：

（1）從法律、機(jī)制、宣傳層面轉(zhuǎn)變農(nóng)民養(yǎng)老意識(shí)，提升持續(xù)參保意愿。進(jìn)一步宣傳保險(xiǎn)對于平衡居民生命周期收入與支出之間關(guān)系的重要意義。進(jìn)一步完善《社會(huì)保險(xiǎn)法》，并制定專門的《農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)法》或《養(yǎng)老保險(xiǎn)法》。明確個(gè)人與政府在養(yǎng)老保險(xiǎn)層面的權(quán)責(zé)關(guān)系，明確相關(guān)的制度與政策。

（2）發(fā)揮各級政府主體責(zé)任，引導(dǎo)農(nóng)民持續(xù)參保。政府在法律、信息傳播方面具有無可替代的權(quán)威性與公信力，在轉(zhuǎn)變農(nóng)民養(yǎng)老模式觀念方面，政府的主體責(zé)任不容忽視。政府還要發(fā)揮在體系上的主體責(zé)任，實(shí)行統(tǒng)一多層次的養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，建立統(tǒng)一的全國性養(yǎng)老金制度，實(shí)現(xiàn)省級層面與全國層面的農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度統(tǒng)籌。構(gòu)建各級財(cái)政責(zé)任分擔(dān)與資金籌集保障機(jī)制李兆友、鄭吉友：《我國新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度可持續(xù)發(fā)展探析》，載《求實(shí)》，2016年第4期，第88-96頁。。強(qiáng)化各級監(jiān)管機(jī)制與力度，包括對政府財(cái)政補(bǔ)貼、個(gè)人賬戶基金的科學(xué)管理與有效監(jiān)管、基金投資風(fēng)險(xiǎn)管控、基金支出與使用的監(jiān)管。

（3）構(gòu)建財(cái)政支持為主體，多元化籌資的養(yǎng)老保險(xiǎn)基金穩(wěn)定來源。農(nóng)戶是否持續(xù)參保與對養(yǎng)老基金收支能否保持動(dòng)態(tài)平衡及財(cái)政保障能力能否可持續(xù)的預(yù)期有著直接聯(lián)系薛惠元：《新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)財(cái)政保障能力可持續(xù)性評估——基于政策仿真學(xué)的視角》，載《中國軟科學(xué)》，2012年第5期，第68-79頁。。同時(shí)，為了減輕政府財(cái)政負(fù)擔(dān)，也需要采用政府財(cái)政為主體的多元化農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)基金籌措機(jī)制。除了政府財(cái)政補(bǔ)貼與個(gè)人繳納的保險(xiǎn)費(fèi)外，還可以通過其他方式籌資養(yǎng)老保險(xiǎn)資金。如法國農(nóng)民養(yǎng)老保險(xiǎn)的資金來源除了財(cái)政補(bǔ)貼與農(nóng)民個(gè)人繳納的金額外，來自于其他公共社會(huì)保險(xiǎn)部門的轉(zhuǎn)移支付占30%，來自于農(nóng)產(chǎn)品附加稅的資金占22%；巴西通過對農(nóng)產(chǎn)品的第一購買者征收2.2%的農(nóng)業(yè)產(chǎn)品稅以及發(fā)行國債籌措農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)資金侯立平：《歐美養(yǎng)老保險(xiǎn)改革及其啟示》，成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2008年。。

（4）建立多渠道、多元化、收益穩(wěn)定的養(yǎng)老保險(xiǎn)基金投資管理體制。國外許多國家在農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的保值增值方面進(jìn)行了很多實(shí)踐，行之有效的方式是以市場化運(yùn)作結(jié)合多渠道、多元化的基金投資管理政策。韓國通過對養(yǎng)老基金的投資運(yùn)行實(shí)現(xiàn)了養(yǎng)老基金的保值增值韓國國民年金研究所基金評價(jià)組：《2011年國民年金基金運(yùn)營成果評價(jià)》，韓國國民年金研究所，2012年第1期，第55-78頁。。其他國家在基金運(yùn)行方面的經(jīng)驗(yàn)，也值得中國借鑒。

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（責(zé)任編輯：趙英杰）