農村居民新農保參保行為及其影響因素

邊芳，張林秀，羅仁福，趙啟然

（1. 中國科學院大學公共政策與管理學院，北京 100049；2. 中國科學院地理科學與資源研究所，中國科學院農業政策研究中心，北京 100101；3. 北京大學現代農學院，北京大學中國農業政策研究中心，北京 100871；4. 中國農業大學經濟管理學院，北京 100083）

隨著人口老齡化程度的不斷加深，我國農村老年人養老保障問題日益突出，為應對上述挑戰，國家開始實施新型農村社會養老保險。根據國家統計局的數據，從2000年到2015年，我國65歲及以上人口占總人口的比例從6.96% 提高到了10.47%[1]。根據聯合國人口司的預測，2050年我國60歲及以上人口比例將達到33.9%[2]。有研究指出，我國農村地區常住人口的老年人數量更多，老齡化程度更高，但是農村老年人的養老保障水平卻遠遠落后于城市[3-4]。在城鄉二元體制下，我國農村居民養老主要依靠傳統的家庭養老和土地養老，社會養老保障較弱，隨著外出務工人員增加和社會經濟發展，農村傳統養老模式不斷弱化，農村居民的養老問題面臨更為嚴峻的挑戰[5-7]。為應對上述挑戰，我國于2009年開始試點新型農村社會養老保險并逐步在全國推廣。到2012年新型農村社會養老保險已覆蓋全國所有省、地市和2 853個縣，實現了制度全覆蓋[8]。在2014年又進一步決定將新型農村社會養老保險和城鎮居民社會養老保險兩項制度合并實施，在全國范圍內建立統一的城鄉居民基本養老保險制度（文中統一使用“新農?！碧娲，F階段新農保的主要目標是在2020年前基本實現法定人員全覆蓋[9-10]，而農民是否參保是實現法定人員全覆蓋的關鍵，因此研究農民的參保行為對提高新農保參保率和增進農民養老保障水平具有重要意義。

如何提高農民新農保參保比例近年來獲得了政府和社會各界的廣泛關注。根據人社部“十三五”規劃報告，2015年底全國基本養老保險參保率為82%[10]，但新農保參保率的準確信息仍然缺乏。盡管在新農保政策實施后，越來越多的學者就農村居民參保情況進行研究[11-12]，但樣本大多集中于個別省份甚至是單個區縣，不同研究得出的農村居民參保率介于40%～90%之間，存在較大差異。盡管有部分研究使用全國代表性大樣本調研數據[13-14]，但這些截面調查數據只能給出新農保試點階段（2012年前）的參保率，難以了解和把握新農保政策試點和全國推廣后農村居民參保行為的變化，也很難從個體、家庭和政策等不同層面系統分析農民參保行為的影響因素。

綜上所述，本文將使用作者新收集的江蘇、四川、陜西、河北和吉林5省25縣50鄉101村2 028戶9 396名農村居民的微觀調查數據，分析新農保在實現制度全覆蓋后（2012—2016年）農民參保行為的動態變遷，在此基礎上構建固定效應模型，探討不同層面因素對農民參保行為的影響，并探索和總結提高農民參保率和實現法定人員全覆蓋的可行有效辦法，為完善新農保制度設計和實施方案提供科學依據和相應的政策建議。

1 研究方法

1.1 數據來源

本文使用的數據來自于2012年和2016年中國科學院農業政策研究中心組織的中國農村發展長期跟蹤調查。在這兩次調研中收集了2012—2016年間樣本農戶家庭成員的參保情況、個人特征、家庭特征及其所在地區的新農保政策等信息。

該調查按照分層隨機抽樣的方法選取樣本農戶，首先根據經濟發展水平和農業生態條件將全國（除北京、天津、上海和臺灣外）分為五大區域，并在每個區域中根據各省人均工業總產值排序隨機選取一個樣本省。選用人均工業總產值作為排序指標是因為相關研究[15]指出它能很好地預測各個地區的生活標準和發展潛力，同時相比農民人均純收入等其他綜合性指標有更高的可信度。根據上述程序選出江蘇省代表東部沿海地區（浙江、山東、福建和廣東）；四川省代表西南地區（重慶、貴州、云南、廣西和西藏）；陜西省代表西北地區（甘肅、寧夏、青海和新疆）；河北省代表中部地區（山西、內蒙古、河南、安徽、湖北、湖南和江西）；吉林省代表東北地區（遼寧和黑龍江）。其次根據樣本省內各縣人均工業總產值將各樣本省所有縣進行降序排列，平均等分為5組，每組隨機選取1個縣作為樣本縣。按照相同的方法將每個樣本縣各鄉鎮按照人均工業總產值分為高收入組和低收入組，在每個組中隨機抽取1個鄉鎮作為樣本鄉鎮。在每個樣本鄉鎮中將村按照農民人均純收入分為高收入組和低收入組，在每個組中隨機抽取1個村作為樣本村。最后運用隨機數表在每個樣本村根據農戶花名冊隨機抽取20戶開展問卷調查。最終調查了5省25縣50鄉101村2 028戶9 396名農村居民（在吉林省做第一輪調查時恰好有兩個樣本村合并后又分開了，所以將兩村的信息一起收集，因此吉林多調查了一個村。由于樣本家庭調研期間分家的原因，最后總樣本是2 028戶）。

在上述樣本中根據我國新農保政策對參保人員資格認定的要求，選出年滿16周歲（不含在校學生和現役軍人），非國家機關與事業單位工作人員和不屬于職工基本養老保險制度覆蓋范圍的農村居民作為本文的研究對象。由于政策規定新農保實施時已年滿60周歲的老人不用繳費，可以直接按月領取養老保險，因此本文在分析時剔除了這部分樣本。由于人口結構的變化，每年都有年滿60歲不再需要繳費的樣本，也有新滿足參保繳費條件的16歲以及剛結束學業和退伍的樣本，因此每年的參保樣本數量存在細微差異。2012年符合新農保參保條件的樣本居民數為4 626名，而2013年至2016年間符合新農保參保條件的樣本農村居民數則分別為4 531，4 405，4 293和4 180名。

1.2 變量選擇

由于本研究主要關注農村居民新農保參保行為及其影響因素，所以在調研中首先收集了2012—2016年間樣本農村居民的參保信息，并在分析時將2012—2016年間每年是否參加新農保作為因變量。參考常芳等[13]的研究并結合本研究實際情況，在調查中還收集了農村居民的個人特征、家庭特征和樣本地區的新農保政策等信息，并根據這些信息構建本研究的自變量。在個人特征層面，主要收集了年齡、性別、受教育年限、是否有婚史和是否參與非農就業等信息。在家庭層面，收集人均耕地面積和家庭撫養比（家庭中非勞動人口占勞動人口的比例）等信息。在新農保政策層面，收集了是否有“長繳多得”激勵政策，政府對最低檔繳費（多為100元）的補貼金額和基礎養老金金額等信息。這些和參保相關的政策是否對農民參保行為有激勵作用也是本研究關注的重點。上述主要變量的說明和描述性統計結果見表1。

表1 變量說明及其主要描述性統計分析結果Table 1 Definitions and descriptive statistics of the variables

1.3 模型選擇

為識別農村居民個體特征和家庭特征，以及新農保政策相關政策實施對農村居民參保行為的影響，本文構建分析模型為：

式中：i=1，2，…，n，代表第i個樣本農村居民；t=2012，…，2016，代表不同年份。Yit表示樣本農民i第t年是否參保，其中參保賦值1，不參保賦值0。INDit表示樣本農民i第t年的個人特征；HOUit表示樣本農民i第t年的家庭特征；POLit表示樣本農民i所在地區第t年的新農保政策。Xi表示樣本農民不隨時間變化的特征；Zt表示年度虛變量以及年度虛變量和地區虛變量的交叉項；vi表示樣本農民隨時間不變且難以觀測的特征，εit為隨機擾動項，β1、β2、β3、β4和 β5為待估計參數向量。

在使用樣本調查數據估計實證模型（1）時，由于式（1）中的誤差項包括個體層面難以觀測的特征vi和隨機擾動項εit兩個部分，如果vi同時與樣本農戶是否參保和其他特征之間存在相關，僅使用普通最小二乘法將會帶來估計偏誤。在本研究中，樣本農民隨時間不變且難以觀測的因素vi（如個人的風險偏好等）不僅和樣本農民新農保參保行為相關，還與樣本農民的個人和家庭特征間存在相關，因此使用最小二乘法估計結果是有偏的。為了克服上述估計偏誤，本文在樣本農民層面使用固定效應模型進行分析。

使用農民個體層面固定效應模型消除普通最小二乘法估計偏誤的原理為通過實證分析模型的變換消除vi，對式（1）在個體層面計算組內均值得到式（2）；用式（1）減去式（2），可以得到式（3）；在式（3）中已把導致估計偏誤的vi消除，從而有效減少樣本農民隨時間不變且不可觀測的個體異質性導致的估計偏誤。

2 結果和分析

2.1 農民新農保參保行為變化

根據調查數據，樣本地區距離2020年前基本實現新農保法定人員全覆蓋的目標還有一定差距，且不同地區參保率存在較大差異。從新農保制度全覆蓋的角度看，5個樣本省在2012年都已經實現了制度全覆蓋，與國家統計數據一致。從法定人員全覆蓋的角度看，最近5年樣本地區新農保參保率基本穩定但有小幅下降，新農保參保率從2012年的74.56%小幅下降到2016年的72.13%，且這一下降趨勢在不同樣本省間都基本類似（表2）。從區域分布角度看，陜西省的參保率最高，連續5年均在86%以上，而四川省和吉林省在2012—2016年間的參保率均低于64%。

表2 農村各樣本地區的新農保參保率（%）Table 2 The participation rate in NRSPP among sample individuals in rural China (%)

2.2 新農保參保率變化的原因探析

為了探究導致樣本地區農民參保率下降的原因，本文對收集的16～59歲符合任何社會養老參保條件農村居民的社會養老保險參保信息做了進一步分析。從調查數據看，2012—2016年農村居民參加除新農保外其他社會養老保險的比例呈上升趨勢（表3），確實存在部分沒有參加新農保的農村居民參加其他社會養老保險的情況。這部分農村居民參加的社會養老保險主要是農村失地農民養老保險、農民工養老保險、城鎮職工養老保險和國企職工養老保險。這一現象也客觀反映了我國快速城市化和工業化過程中，由于城市擴張帶來的失地農民和農民工進入企業或其它部門工作后農村居民社會養老保險需求和供給的多樣化趨勢。但即使考慮到農村居民參與其它社會養老保險的情況后，2012—2016年仍有22%～24%的農村居民未參加任何社會養老保險，且其比例仍然有微幅上升，說明這部分沒有參加任何社會養老保險的人群需要更多關注。

表3 農民參加各類社會養老保險比例（%）Table 3 The participation rate of sample individuals in various social pension scheme (%)

為分析導致農民新農保參保率有所下降的可能原因，本文將樣本分為2012—2016年間都滿足新農保參保條件的樣本，新滿足新農保參保條件的樣本和年滿59歲即將不再滿足新農保參保條件的樣本（表4）。通過對比發現，2012—2016年全都符合參保條件的樣本參保行為較穩定，基本沒有變化，說明一旦農民滿足新農保參保條件并參保后，退保的可能性非常小。通過對年滿59歲即將不滿足新農保參保條件樣本農民的分析可知，這一群體的參保率較高，平均都在78%以上。而新滿足新農保參保條件的樣本，參保率均低于44%，遠低于年滿59歲即將不再滿足新農保參保條件樣本的參保率。

2.3 農民新農保參保行為單因素相關分析

從個人特征看，年齡、教育程度、是否有婚史和當年是否有非農工作與農民的參保行為顯著相關。相對于年齡在45歲以下的農民，45歲及以上的農民參保比例更高。受教育程度高的農民其參?？赡苄砸陀谑芙逃潭鹊偷霓r民。有婚史的農民參保比例要高于沒有婚史的樣本農民。而當年未參加非農工作農民參保比例要高于當年有非農工作的農民。在家庭層面，家庭人均耕地面積和家庭撫養比例與農民新農保參保行為間沒有顯著的相關關系（表5）。從新農保政策角度看，“長繳多得”的激勵機制、新農保最低檔繳費補貼金額和基礎養老金金額與農民參保行為間的關系較為復雜，需要更進一步研究。導致上述現象的原因可能在于新農保政策實施過程中相應政策有一定變化，如全國基礎養老金最低標準是根據經濟發展和物價變動等情況適時調整，具體實施辦法則由地方人民政府規定，因此各地基礎養老金最低標準在不同年份并不完全相同。但這些政策的變化也為進一步探究這些政策和農民新農保參保行為間的因果關系提供很好的機會。

表4 不同參保階段樣本的 “新農保”參保率（%）Table 4 The participation rate of sample individuals in NRSPP in rural China by year (%)

表5 不同類型農村居民新農保參保率Table 5 The participation rate in NRSPP by individual, family and policy characteristics

2.4 農民新農保參保行為影響因素分析

為了分析農民新農保參保行為影響因素及其作用機制，有必要在相關分析基礎上開展進一步的多變量回歸分析。考慮到可能存在的內生性問題，本文使用固定效應模型識別個人、家庭特征和新農保政策等不同層面因素對農民新農保參保行為的影響（表6）。固定效應模型分析結果表明，農村居民年齡和參保行為間存在較為顯著的倒U型曲線關系，隨著年齡的增加，農民參?？赡苄杂兴仙?。由于到了60歲后可以領取養老金，因此對于那些在實施新農保時年齡已經超過45歲的農民而言，年齡越接近60歲，每年參保的可能性越低，因為這些農民可選擇到60歲時一次性補繳。上述發現說明只需繳費15年便可領取養老金且允許補繳等新農保政策確實影響了符合參保條件農民的參保行為。特別地，對于年輕人而言，由于僅需參保繳費15年就滿足領取新農?；A養老金的要求，因此在剛滿足新農保參保條件（且年齡遠小于45歲）時可能不會選擇馬上參保，這一發現也和前期的一些研究結果基本一致[13,16]。

表6 農村居民參加新農保影響因素固定效應模型分析Table 6 Fixed effects estimates of determining factors on participation in NRSPP

家庭撫養比與參保行為呈負相關關系。這可能是因為較重的經濟負擔迫使農民更關注目前的生活而無暇考慮未來的養老問題。意味著在家庭養老和兒童養育負擔較大的情況下，服務于未來自己養老的新農保投入和目前較高家庭撫養比導致的支出壓力間可能存在一定的替代效應[17-18]。

研究發現設計合理的激勵機制確實有利于提高農民新農保參保比例。新農保制度設計中的“長繳多得”政策，也就是參保和繳納保費超過最低繳費年限（15年）后，參保人基礎養老金發放標準適度提高有助于增加農民新農保參保率。這說明將基礎養老金發放標準和參保年限掛鉤能對滿足參保條件的農村居民提前參保起到一定激勵效果。研究還發現政府對參保繳費最低檔的補貼金額和基礎養老金發放金額對農民的參保行為影響不大。

3 結論和政策啟示

3.1 結論

近年來農民新農保參保率有所下降且存在一定區域差異，而參加其他社會養老保險和不參加任何社會養老保險的農民比例則有所上升。新農保要在2020年之前基本實現法定人員全覆蓋的目標還需更多努力，并且不同地區間實現難度也有所不同。與此同時退出新農保轉而參加其他社會養老保險的農民面臨轉移接續等問題，而不參加任何社會養老保險的農民則有可能在年老時面臨社會養老保障缺乏的風險。

農民新農保參保率下降的主要原因是新滿足新農保參保條件的樣本農民參保率遠低于年滿59歲即將不再滿足新農保參保條件樣本農民的參保率，且農民年齡與參保行為呈倒U型曲線關系。年輕農民參保比例較低不僅影響個體未來養老保障，還可能會引發養老金缺口等問題，導致未來養老形勢更加嚴峻。因此，鼓勵年輕人早參保對新農保政策的有效實施和提高農民養老保障水平有重要意義。

家庭撫養比和參保行為間有負相關關系，新農?！伴L繳多得”政策對參保行為有正向激勵作用。農村居民的參保行為確實受多種因素影響，經濟負擔較重的家庭可能因為沒有足夠的資金參保而在未來面臨較重的養老壓力，從而陷入未來缺乏社會養老保障的不利處境中，因此政府應該幫助經濟狀況較差的家庭和個人提高其參保比例。符合激勵相容原則的一些政策，如“長繳多得”政策對農民參保行為有顯著的激勵效果，但最低檔養老金補貼金額和基礎養老金金額等政策對促進農民參保效果不大，因此需要在之后的新農保政策設計中更多考慮激勵相容機制。

3.2 政策啟示

1）政府需要采取有效措施提高新農保參保率，抓好不同社會養老保險間的轉移接續工作，提高農村居民的養老保障水平。對于參保率低的區域，政府相關部門和村集體組織需加強對農民的政策宣傳教育，也可以通過政府間交流的方式推進不同區域間的經驗分享和學習。隨著參加其他社會養老保險人員比例的增加，政府也應該完善新農保和其他社會養老保險之間的轉移接續與制度銜接，保障農村居民的利益不受損害。

2）政府應該根據激勵相容原則制定相關激勵政策鼓勵農村居民參保。年輕人早參保有利于提高新農保參保率，對新農保法定人員全覆蓋目標的實現至關重要，同時也有助于緩解未來養老金缺口，實現新農保的可持續發展。政府可以在參保時間和激勵強度方面根據激勵相容的原則出臺更多有效的激勵政策鼓勵和吸引年輕農民積極參保和早參保。

3）政府應該更多地關注家庭撫養負擔重、經濟壓力大的家庭和個人，結合精準扶貧戰略制定有針對性的措施，確保人人能夠享有基本社會養老服務。政府部門需要統籌其他涉農政策，在新農保政策實施過程中就精準扶貧建檔立卡戶、低保戶、殘疾和因病致貧等農戶的補貼和救助標準進行完善，做到應保盡保。

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