“养儿防老”与“新农保”：替代还是互补——基于福建省厦门、漳州和龙岩三市的问卷调查，本文主要内容关键词为：漳州论文,养儿防老论文,福建省论文,厦门论文,问卷调查论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
当前，我国农村人口老龄化比重达15.5％，比全国水平高出2.14个百分点，已提前进入重度人口老龄化的平台期。老龄化情势的加剧，使农村“未富先老”的矛盾日益突出。在“后养儿防老”时代的农村，“老无所依、老无所养”的社会问题逐步凸显，面对这一突如其来的变革，多数的农村居民却无所适从。对此，农村居民养老保险不失为一个很好的应对之策。自上世纪80年代起，各地陆续推出了农村居民养老保险(称为“旧农保”)，但受政府责任缺失、制度本身不稳定及参保人经济能力有限等因素影响，农村居民参保率一直维持在较低水平上，基本处于停滞状态。为了更好地破解这一难题，国务院于2009年颁布了《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，在全国范围内320个县市开展了新型农村社会养老保险(以下简称“新农保”)的试点工作。该政策一经推出，就受到农民的普遍欢迎，政策效果显著。截至2011年末，全国参保人数已达3.26亿人，比上年末增加22367万人。全年“新农保”基金收入1070亿元。其中，个人缴费415亿元，较上年分别增长135.9％和84.0％。
尽管如此，传统的基于血缘关系的“亲养”模式，即“养儿防老”的观念在农村由来已久，根深蒂固，与“新农保”之间的关系很难厘清。不少人认为，“新农保”的出现意味着农村同“养儿防老”时代的彻底告别，二者存在替代关系。另有观点则对“新农保”政策的长期性与稳定性表示担忧，认为农村“养儿防老”绝不会消亡，“新农保”充其量只能作为补充，二者属互补关系(谢广英和李婷，2010)。一时间，各界对“新农保”的政策意义众说纷纭。那么，农村居民作为“新农保”的使用者与受益者，他们对“新农保”的认知及参保行为有何特点?其中，“养儿防老”与“新农保”之间究竟是何关系呢?鉴于此，本文通过实地调查，采用计量经济学模型，实证分析农户对“新农保”的认知和参与行为的影响因素，探究“养儿防老”与“新农保”的关系所在，最后提出相应的政策建议。
二、文献综述
当前，国内学者关于“新农保”的研究成果已颇丰。本文主要从研究的地域、研究的视角和实证方法选择三个方面加以归纳。一是全国性的研究。徐立强(2010)以全国“新农保”试点地区的参保调查数据为基础，采用SPSS分析方法，探讨了不同地区农民选择参加“新农保”的影响因素；王媛(2011)结合Logit回归模型对参保影响因素的实证分析表明，参保意愿受到农户的职业、性别、年龄、地理区域和子女的数量等显著影响。二是区域性研究。张朝华(2010)通过对广东珠海与茂名茂南“新农保”试点地区农户的调查发现，户主的教育年限、家庭纯收入、家庭规模、务农年限以及非农收入所占比重对农户的参保意愿影响显著；郝金磊和贾金荣(2011)对西部地区实证分析的结果表明，年龄、健康状况、个人年收入、家庭劳动力数、家庭男孩数、家庭女孩数、家庭承包土地数以及是否了解“新农保”等变量对农民参保意愿影响显著；林本喜和王永礼(2012)的实证分析则显示，影响农户参保意愿和参保行为的因素不尽相同。对“新农保”的认识、区域及其他因素对农民参保意愿和参保行为影响效果一致；婚姻状况及家庭收入虽有显著影响，但这种影响在实际参保行为中没有得到体现；农民的性别、文化程度以及家庭人均耕地和老人养老模式有显著影响。三是特定视角的研究。吴玉锋(2011)以村域社会资本为视角，实证分析了村域社会资本对“新农保”参与行为的影响。结果表明：村域信任和村域互动因子有助于农民参与，村域认同因子不利于农民参与，村域社会资本的其他维度没有影响。此外，老年农民参与的可能性高于中青年农民，已婚农民高于未婚农民，所在村距离县城越远，其参与的可能性越低。
在定性分析方面，邓大松和刘远风(2010a)从社会保障制度风险的角度对“新农保”作了探析。文章认为，新农保制度具有坚实的事实依据和价值基础，但仍面临着保障无效、制度分割、城乡断裂、激励扭曲、动态失衡和政治刚性等风险，为此新农保制度的建设必须兼顾各方利益，整合农村养老制度。进一步地，邓大松和刘远风(2010b)通过对新农保制度全面的规范性分析后得出，该制度在同其他制度的衔接与协调中，应遵循养老利益、行政简化、激励有效和城乡统筹等原则，应以新农保制度为基础，进行制度替代与整合，消除社会保障制度的碎片化，为城乡养老制度的统一创造条件。麻学峰等(2011)以民族地区为例，基于公共政策的利益视角对农村“新农保”进行了研究。强调新农保政策实施过程中可能会导致多维利益主体之间的利益矛盾，因此必须利用公共管理工具，对新农保政策进行适应性调整。刘晓梅，卢立群(2013)则对国外养老金改革的经验进行了梳理，通过对比发现，我国现行的新农保养老金存在着替代率低、城乡制度分割等问题，为此建议，可以从制度完善与衔接、养老金弹性领取、加强信息化建设等方面进行改革。
在定量分析方面，当前针对新农保而进行的实证研究多采用二元logistic回归分析方法。由于该模型只拥有单因变量，而主体的参保行为与认知程度之间存在着强相关性，因此，该模型对影响因素的估计不够准确，有必要寻找一个能够有效处理相关关系的双因变量的模型。而Bivariate Probit联立方程的特点在于无需对两个因变量中的任意一个采取约束并使用二维极大似然方法进行估计，模型通过构建两个相互之间具有较强相关性的联立方程组，能有效消除两个因变量之间的内生性导致的偏误，使结果更加准确，从而解决了单变量模型产生的偏误。目前，Bivariate Probit模型在国内外诸多领域都有应用。Poirier(1980)最早使用Bivariate Probit模型分析了农户信贷供给和农户信贷需求之间的相互影响，将农户的个体及家庭特征、生产状况等影响因素对两因变量进行了回归，解释了既定条件下农户信贷供给和需求的变化情况。罗楚亮(2010)也使用该模型研究了农村贫困的动态变化问题。黄祖辉等(2009)采用需求可识别Bivariate Probit模型，同时从需求和供给两个方面考察了中国贫困地区农户的正规借贷行为。
综合已有研究，不难发现，定性研究多关注于宏观层面，侧重从整体角度把握参与新农保的各利益主体间的关系，对于“新农保”的直接受益者——农民的关注程度不高。定量研究在分析方法上又忽略了农户对“新农保”的认知和参保行为间的相互影响。因此，本文运用Bivariate Probit联立方程模型，以农户为研究对象，系统探究农户的个体特征、家庭特征、主观认知和政策变量等因素对农村居民在“新农保”上的认知程度和参保行为的相互关系，以期为新农保的推广提供借鉴。
三、数据来源及样本说明
本文使用的数据来源于2011年5月在福建省厦门、漳州和龙岩三市的农村调研数据，主要采取随机入户调查和访谈的形式，共发放调查问卷250份，剔除掉不合格的问卷以后，有效问卷230份，合格率高达92％。其中，厦门46份，漳州155份，龙岩29份。本次调查问卷分为五个部分，第一部分是被调查者的个人信息，包括被调查者的性别、年龄、居住地点、教育程度等；第二部分是被调查者的家庭特征，包括家庭劳动人口数、家庭人口数、是否有60周岁以上的老人、60周岁以上老人的人数、个人月收入、家庭人均月收入、家庭耕作(养殖)的面积和农作物品种等；第三部分是被调查者的参保情况，包括被调查者是否参加“新农保”、参加“新农保”的缴费金额以及领取的养老金标准；第四部分是被调查者对“新农保”政策的主观态度；包括被调查者是否了解“新农保”、是否赞同“养儿防老”观点、是否认为“新农保”缴费合理以及是否认为“新农保”发放的养老金充足；第五部分是被调查农村居民的政策认知，主要涉及是否信任当地的农村社会保障政策、是否信任当地的“新农保”推广人员、是否认为过去对“新农保”的政策宣传、推广力度到位以及是否认为过去养老金发放和缴纳的程序方便等问题。
通过统计分析，在被调查者基本特征方面，有155名被访者参加了“新农保”，占全部被访者的67.39％。从被调查者的性别来看，男性173人，占75.21％，这主要是因为男性在家庭中一般处于主导地位，是家庭的主要决策者；从被访者的年龄分布来看，主要集中在30-49岁和60岁以上，分别占比40.00％和33.04％，而16-29岁的仅占比17.39％；从被访者的受教育程度来看，76.96％为小学学历，高中以上学历的仅占全部被访者的12.17％，可见，该地区的农村居民受教育程度较低，从而使其对“新农保”的认知程度和参保行为受到一定影响；从被访者的家庭人口结构来看，家庭中有60周岁以上老人的占总体的86.52％；从家庭个人月收入来看，分布相对较为均匀，其中1000元以下的占总体的比重最高，为37.39％，2500-4000元占26.09％，4000元以上的占20.00％，1000-2500元占16.52％，这充分说明本次调查有效选取了经济发展水平高低不同的样本，提高了本研究的广泛适用性；从被访者的职业类别来看，78.70％务农，其中有13.48％的被访者回答“无业”，务工和经商的仅占全部被访者的6.08％，这说明该地区农村居民以务农为主，外出务工和经商较少，这就使“新农保”在该地区推行具备高度的必要性。在对“新农保”缴费标准是否合理方面，有56.09％的被访者认为当前的缴费标准合理，但仍有27.39％认为不合理；在养老金是否充足方面，有57.39％的被访者认为当前实施的养老金标准发放的养老金充足，但仍有31.30％认为养老金发放额不足。受访者中有近三成表示不满意，也间接影响了农村居民对“新农保”的参保行为，尤其是青年农村居民的参保行为。关于这一点，本文将通过计量模型进行深入探讨。在“新农保”缴费标准方面，漳州市和龙岩市的缴费标准为每人100元/年，地方财政每人补贴30元/年；厦门为参保农村居民全额代缴。在养老金标准方面，龙岩市基础养老金标准为每人55元/月，漳标准为65元/月，厦门市为200元/月。
四、计量模型
Bivariate Probit联立方程模型放松了“主体完全了解参保信息”的前提假定，不仅可以解释在该前提假定下自变量对农户参保行为的影响，还能解释在“主体不完全了解参保信息”的情况下主体的参保行为。在实证研究中有效消除了主体认知程度差异所带来的研究偏误，使得因变量的设计更加灵活合理，在结果分析上更加具有效率。本文采用
和
表示观测主体对“新农保”的了解程度和参保行为，那么上述四种组合用排列组合可分别表示为(1，1)、(1，0)、(0，1)和(0，0)，如表1所示。
五、估计结果
(一)变量选取
为准确观测到被调查者的参保行为，进一步识别出主体认知程度变量，首先，设计第一个问题“你是否参加了政府组织的新型农村社会养老保险”，其中选择“是”的即为参加了“新农保”，否则为未参加“新农保”，以此来确定。其次，设计第二个问题“你对‘新农保’的政策规定是否了解”，其中选择“很了解”的即为
，否则为
，从而根据的值进一步识别因变量。在此，我们把“非意愿参保”的个体单独分离出来，这部分个体的特征是尽管参保，却仍然对“新农保”的政策信息缺少了解，其参保行为并不遵从其主观意愿，从而有必要对其认知与行为进一步研究。同时，也识别出了那部分不了解“新农保”政策信息，不具备构成主观参保意愿的条件的未参保者。
本文选取以下四类影响因素：首先，个人特征。主要包括被访者的性别、年龄和受教育程度。该类变量对农村居民的认知程度和参保行为的影响主要体现在个人由于对信息的搜集和理解程度不同，对事物的判断存在差异，从而使得其决策各异；其次，家庭特征。主要包括家庭人口结构和家庭人均月收入，二者是家庭的支付能力和家庭负担的直观反映，在很大程度上影响了农村居民对“新农保”的参保行为。本文预期家庭老人比例越高，参保积极性越高，家庭人均月收入越高，参保积极性越低。再次，主观认知态度。主要包括是否赞同养儿防老的观念和是否认为缴费合理。本文预期赞同养儿防老观念的参保积极性较低，认为“新农保”缴费合理的农村居民参保积极性越高；最后，政策变量。主要包括政府对“新农保”相关政策的宣传是否到位和“新农保”参保程序是否便捷。政府的宣传推广力度很大程度上影响了农村居民对“新农保”的认知程度，而参保程序是否便捷则会影响到其参保行为。本文预期到位的政府宣传及便捷的参保程序将会提高农户对“新农保”的认知程度和参保积极性。表2给出了各变量的说明和其统计特性。
(二)计量结果
本文运用stata11.0统计软件对该模型进行计量回归，结果见表3。从模型的拟合优度检验结果来看，模型Wald检验值为108.80，所对应的概率值远小于1％，这表明模型的拟合优度较好。Rho=0.634，在10％统计水平上显著，说明农村居民的认知程度和参保行为之间是相互影响的，放松对方程“主体的认知程度一致”的约束后，有效消除了不完全信息和主体认知差异带来的偏误，检验结果有效，所以本节有必要进行Bivariate Probit联立方程的估计。
从模型回归结果来看，首先，考察认知程度方程。在个人特征方面，年龄、性别对认知程度的影响不显著。受教育程度在10％的显著水平上对农村居民“新农保”的认知程度有负向影响，即农村居民的受教育程度越高，其对“新农保”信息的认知程度越低。这主要是由于受教育程度较低的农村居民对未来养老有较大担忧，所以对农村社会养老的关注程度较高。而受教育程度较高的农户，一般而言收入水平较高，有着较强的收入保证，致使其对新农保的关注较低；在家庭特征方面，农村居民家庭中老人人口比例和家庭人均月收入因素对“新农保”的认知程度均没有显著影响，这说明家庭人口结构和经济能力并非决定农村居民参加“新农保”的关键因素；在主观认知方面，是否赞成养儿防老在1％的水平上显著表明对“新农保”的认知程度具有负向影响，呈现替代关系。这说明“养儿防老”的观念造成了一种认知规避，在很大程度上阻碍了农户对“新农保”的认知；而缴费是否合理、宣传是否到位、参保程序是否便捷对“新农保”的认知程度的影响不显著。
其次，考察参保行为方程。在个人特征方面，年龄在10％的水平上显著表明对居民的参保行为有正向影响，这主要是由于农村居民年龄越大，受到的政策照顾越多，从而提高了老年人的参保积极性；在家庭特征方面，家庭老人比率对参保行为的影响不显著，关于“老人越多，参保越划算”的实例并未得到体现。在主观认知方面，农村居民是否赞同“养儿防老”观念在1％的水平上显著说明对参保行为具有负向影响，呈现显著的替代关系。原因在于，持有“养儿防老”观念的农村居民对“新农保”的关注度不高，从而弱化了其对“新农保”的认知，最终影响了参保的积极性；缴费是否合理与参保程序是否便捷分别在10％和5％的水平上显著表明对农户的参保行为有正向影响，而宣传是否到位对参保行为的影响则不显著。这说明，相对而言，农户参保行为与政策宣传力度的联系不是太紧密，农户更看重的是缴费的价格水平及缴费程序繁简。
六、结论与政策建议
本文利用福建省三市的农村调研数据，通过构建Bivariate Probit联立方程模型，实证分析了影响农村居民对“新农保”的认知程度和参保行为的因素。结果表明，第一，赞成“养儿防老”观念对“新农保”的认知及参与行为均有显著的负向影响。这说明，当前“养儿防老”与“新农保”存在着显著的替代关系，前者对后者具有较大阻碍。第二，农村居民的受教育程度对“新农保”认知程度具有负向影响，受教育程度越高对“新农保”相关信息的认知程度越低。第三，年龄、对参保缴费是否合理以及参保程序是否便捷对农村居民的参保行为具有显著影响。年龄越大、认为参保缴费比较合理和参保程序较为便捷的农村居民，参保积极性较高。第四，农户对“新农保”认知程度与其对新农保的参与密切相关，二者具有很强的关联性。
基于上述研究，本文提出以下三点政策建议：首先，政府部门一方面应切实履行社会服务和公共管理职能，针对我国人口日趋老龄化的现实，加快建立老龄人口社会保障与服务体系，加大资金投入力度，创新合作形式，引导资本进入社会保障领域。另一方面，逐步破除城乡养老二元结构的体制性壁垒，加大对于农村地区养老保险资金投入，平抑城乡差异，为新型养老保险的推广创造良好的体制环境。其次，充分发挥媒体的舆论导向作用，增强对于“新农保”的宣传力度。通过教育、培训等形式，逐步扭转农村居民，特别是老年人的传统养老观念，树立科学的社会养老意识，以提高其“新农保”的认知水平。使农民由被动接受转变为主动认知，最终使农户积极参与到新农保中来。同时，有效利用好已参与“新农保”农户的示范效应，利用农村的社会网络，不断放大“新农保”的影响力，为“新农保”的推广奠定良好的社会环境。最后，各地应积极落实“新农保”的惠农政策，结合地区实际，确定合理的“新农保”资费标准，切实减轻农民负担。此外，相关部门应强化为民服务的意识，简化“新农保”参保手续，优化参保流程，增强农村居民参保的便捷性，减少其参与阻力，为“新农保”的推广创造良好的服务环境。
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