社会互动、信任与农村居民养老保险参与行为研究

吴玉锋，西北大学 公共管理学院，陕西 西安710127

孙金岭，兰州理工大学 经济管理学院，甘肃 兰州730050

一、引言

2012年上半年，国务院决定在我国农村全面实施新型农村社会养老保险(简称新农保)制度。2014年初，中央又出台新文件将新农保合并到城乡居民养老保险制度中。在建设城乡居民养老保险制度的背景下，新农保演化为农村居民养老保险(简称农居保)，农居保遵循自愿参与的原则，农民的参与行为决定着制度实际覆盖面的扩展。学者已经对农民参与农居保的影响因素进行了一系列研究:一种研究是宏观制度分析，农居保制度存在经办难、管理难、衔接难等问题［1］193－201［2］81－85，地方政府融资难、基金安全、保值增值难都会影响到农民的参保行为［3］14－16［4］86－92;另一种研究是微观实证分析，农民个体人口特征因素［5］4－10［6］55－61、家庭经济因 素［7］107－110、对政策的主观了解与评价［8］10－14［9］73－82均会对其参与行为产生影响。

已有研究主要侧重于制度因素和经济因素的分析，认为农民参保是一个理性的斤斤计较的结果。农民不是纯粹的经济理性人，而是社会人，尤其当面临一项新制度时，农民参保更易受一些非经济因素的影响。格兰诺维特提出了嵌入性观点，经济决策行为嵌入在社会结构之中，社会结构因素对经济决策也有不可忽视的影响［10］481－510。本研究突破学界多从经济因素和制度因素出发解释农民参保的局限，从社会互动和信任理论视角深入剖析社会结构及其特征对农民参与农居保的影响，以期对有关部门采取措施激励农民参保提供借鉴。

二、理论分析与研究假设

国内外学者研究了社会互动、信任对金融参与的影响，形成了解释金融参与的社会互动范式和信任范式。社会互动范式提出了社会结构对金融投资行为的影响，社会互动会通过内生互动和外生互动两种途径对金融投资选择产生影响，主张内生互动具有正向影响，而外生互动的影响效应视具体而定。信任范式把金融参与置于社会资本理论框架下，主张社会资本通过信任能够降低交易成本，提高金融投资者对投资产品未来收益的期望值和数额，提高金融合同的签约率。

社会互动研究范式以Hong 等为代表。社会互动通过两种作用机制促进金融投资行为:一是内生互动，即投资者和周围人群的互相影响，投资者自身的决策行为受到周围人群的影响，同时其决策行为也会影响周围人群，表明个体不是孤立地做出经济决策，而是与周围人群在互相影响中做出决策，因此也称为伙伴群体效应;二是外生互动，即投资者自身的决策行为会受到周围人群的影响，反过来则不成立，这种影响类似于模仿行为，影响具有单向性，故也称为群体示范效应［11］115－136［12］2173－2242。李涛以投资选择为被解释变量分析了内生互动的三个影响途径，一是帮助投资者获得必要的信息和投资知识，降低信息搜寻成本;二是通过和他人交流投资经历和感受，投资者改变了原来的投资偏好;三是互动中产生了规范，约束了投资者投资行为的选择［13］45－57。社会互动对金融投资的作用机制在文献中已有充分的论述。有学者梳理了有关社会互动在投资决策中具有信息效应的文献［14］1－56，学者也发现投资者和周围人群交流获得的愉悦感有利于其做出相似的决策［15］1109－1116，交流双方在互动中建立了对双方投资行为有约束作用的期望［16］23－48。社会互动在金融投资中的作用被实证研究检验。Hong等基于美国数据研究发现，拜访邻居或者去教堂次数越多，交流股市投资的次数越多，投资股票的成本越低。观察性学习获得了股票信息知识，交流股市话题增加了投资者主观效用，改变了投资偏好。与同辈群体效应的发现一致，股票投资率越高的地区，社会互动对股票投资的影响效应越大［17］137－163。

参保决策行为类似金融决策，学界也实证研究了社会互动在参保决策中的作用。基于医疗保险和养老保险的研究发现，居民个体的参保决策受到经常来往的邻居的影响［18］925－938［19］121－148。拥有社会网络的农民更可能购买农业保险，原因在于社会网络具有知识传播效应，对缺乏保险知识的年轻人而言，社会网络影响效应更强［20］539－566。具体到农居保而言，农民的社会互动水平越高，其信息搜寻成本越低，周围参保农民通过共同话题交流和参保示范机制促进其参保的可能性越大。据此，本文形成研究假设1。

假设1:农民的社会互动水平越高，参与农居保的可能性越高

信任研究范式以Guiso 等为代表。学者从理论上解释了信任对金融参与的作用机制。金融交易中有违约的风险，金融契约无法有效列举所有的不确定性，且金融契约的有效执行取决于外部法律环境。金融契约自身的缺陷和对法律环境的依赖决定了信任的重要性，信任可以弥补金融契约和外部法律环境效力不足的缺陷。Guiso 等基于意大利的数据检验了社会资本通过信任对金融参与的作用。研究发现，意大利金融发展水平有地区差异，社会资本含量高的地区，家户更积极参与金融投资，在低教育人群和法律薄弱地区中尤其如此［21］526－556。在面对金融合同不确定性风险时，投资者会对签约方遵守合同情况进行判断，此时信任尤其重要，它降低了不确定性带来的交易成本［22］1－33。信任虽然不能替代金融契约和法律，但信任能够提高投资者对金融交易的期望，降低因惧怕损失而不合作的可能性。Guiso 等基于荷兰和意大利的数据检验了信任对股市参与的正效应。研究发现信任水平低的居民不参与股市，即便参与也是低度参与。在控制风险厌恶等变量的条件下，信任水平每增加一个单位，居民投资股票的机率提高50%，股票持有额增加3．4%［23］2557－2600。

基于我国商业保险购买的研究发现，作为社会资本的核心因素，信任提高了居民对商业保险未来收益的期望值，从而对城镇居民购买商业保险具有促进作用［24］116－132。定量分析我国农村社区合作医疗的调查资料，发现在控制了相关变量后，农民信任度的增加可以提高其支付合作医疗的意愿及支付水平［25］15－18。就农居保来说，制度尚处于逐步完善阶段，还存在基金保值增值和安全管理等很多问题，信任有助于农民打消诸多顾虑，积极参保。据此，形成假设2。

假设2:农民的信任水平越高，参与农居保的可能性越高

三、数据来源与变量测量

本研究在农居保推行次年(2010年)进行了问卷调查，访问对象为16 岁以上60 岁以下的农村居民，按照制度规定，这部分农民需要缴费才能参保。研究以陕西省神木县、耀州区和山东省即墨区为调查点。在每个地区用多阶段抽样方法获得被访农民。在神木县发放问卷800 份，耀州区700 份，即墨区200 份，回收有效问卷1 595份。问卷调查主要分为三个部分:第一部分涉及农民的个体、家庭、社区等特征;第二部分涉及农民的社会资本、社会关系状况，主要包括农民的交往状况、信任状况、互惠状况和规范状况;第三部分涉及农民对农居保的满意度、信任度、知晓度等主观评价和参保行为、缴费档次选择等客观行为。调查样本从性别看，男性占64．4%，女性33．2%。男性农民在访问中占比例较大，主要是因为男性在家庭经济事务决策中占主导地位，是我们优先考虑的访问对象。从年龄看，16 岁至30 岁农民占7．2%，31 岁至40 岁农民33．8%，41 岁至50 岁农民51%，51 岁至59 岁农民8%。被访问的青壮年农民比例较小，是因为调查期间多数青壮年农民进城务工的缘故。尽管样本不能很好模拟农村总体人口，但反映了农村人口真实现状。

农民的参与行为是因变量，通过询问被访农民今年是否已经缴纳农居保费用进行测量。分析结果表明，在1 595个被访农民中，有75%的农民缴费参保，25%的农民未交费参保。钟涨宝和李飞的研究指出，农居保推行中存在地方政府动员农民参保的现象［26］139－156。这是因为农居保制度推行效果关乎地方政府政绩，这导致一些农民被强制参保。本调查结果显示，有11．6%的农民被强制缴费。本研究剔除被强制缴费的农民，以寻求在自愿参与原则下，社会互动、信任对农居保参与行为的影响。剔除被强制参保的农民后，参保农民1 060个，占72．8%，未参保农民396 个，占27．2%。

社会互动是本文的自变量之一。基于文化背景原因，国外研究多以居民个体与邻里之间的交往或者去教堂的次数作为测量社会互动的指标［27］1－34，测量指标比较单一，不能全面反映社会互动的丰富内涵，也不能有效反映我国农民的社会互动状况。随着社会流动的加快和城乡一体化的发展，我国农民的交往对象早超出了村子的地理限制，具有一定的异质性和分散性。不过本文旨在分析农民的参与行为，这一行为决策过程主要发生在其所生活的村子里。因此，本文只研究农民在行政村区域内的社会互动。通过调查问卷访问农民与亲戚、本家族成员、同小组农民、同自然村农民、同行政村农民及村干部六类对象的来往程度来测量，答案分经常来往、有时来往、较少来往和很少来往，均采用4 点李克特量表测量方式赋值，记4 至1分。表1 统计了农民社会互动的平均值和标准差。统计分析结果显示，农民与亲戚的互动程度最高，均值为3．73 分，其次是和本家族成员的互动程度，均值为3．68 分，农民与村干部、同行政村农民互动程度最低，均值为2．61 分。

采用因子分析方法分析农民社会互动的结构，经最大方差法旋转后获得2 个因子。表1报告了因子分析结果，农民的社会互动可以分为血缘互动和地缘互动两个因子①地缘互动与地缘信任的皮尔逊系数为0．461，血缘互动与血缘信任的系数为0．370，都在0．01 水平下显著。，前者包括农民与亲戚及本家族成员的互动，后者包括农民与同小组、同自然村、同行政村农民和村干部的互动。因子分析结果印证了格兰诺维特依据交往的频度将社会关系区分为强关系和弱关系的观点［28］1360－1380，血缘互动是农民的强关系，农民与他们互动的程度较高;地缘互动是弱关系，农民与村里其他人互动的程度较弱。费孝通在六十多年前根据我国乡村社会的关系状况提出了差序格局的概念，与西方社会的关系格局不同，我国农村社会关系的格局不是一捆捆柴，而是一圈圈以己为圆心推出去的水纹，圈子半径长短代表关系的亲疏［29］20－25。半个多世纪后，我国农村社会关系形态依然如此，维持着亲疏有序的关系格局。

表1 农民社会互动的均值及因子分析结果

信任是本文的自变量之二。国外研究对信任的测量一般遵循世界价值观的测量方法，测量指标为“您认为大多数人是可以信任的，还是和人相处要越小心越好”［30］1328－1349。这种单一指标的测量方法降低了信任的效度。信任反映了农民对不同置信对象的信任状况。如同社会互动的测量，本研究只测量了被访农民对六类互动对象的信任状况，答案分为十分信任、比较信任、有点信任和不信任，也采用4 点李克特量表测量方式赋值。表2 列出了农民对不同对象的信任状况。统计结果显示，农民对亲戚的信任程度最高，均值为3．45 分，其次是对本家族成员的信任，最后是对其他对象的信任。

同样采用因子分析方法对信任指标进行分析。表2 报告了因子分析结果，结果表明农民的信任可以分为血缘信任和地缘信任，前者包括农民对亲戚及本家族成员的信任，后者包括农民对村里其他人的信任。因子分析结果印证了格兰诺维特依据信任程度可以将关系区分为强关系、弱关系的观点，血缘信任是农民的强关系，农民对亲戚及本家族成员的信任度较高;地缘信任是弱关系，农民对村里其他人信任度较低。这也符合费孝通差序格局的论断，农民信任的核心是以亲戚和家族成员为核心的血缘信任，然后才是对其他农民的地缘信任。

表2 农民信任的均值及因子分析结果

为了获得社会互动和信任对农民参与行为的净效应，需要构造控制变量。本文的控制变量分别涵盖了农民个体、家庭和地区特征。性别等定类变量采用虚拟方法建造变量。家庭年纯收入是定序变量，取值为1 到10 分。年龄、受教育年数、家庭老人数、所在村与县城的距离和地缘互动、血缘互动、地缘信任、血缘信任都是定距变量。所有变量的基本统计情况见表3。

表3 所有变量的基本情况

四、实证分析结果

本节实证分析社会互动和信任对农民参与农居保的影响。为检验社会互动和信任对农民参与农居保的作用是独立存在的，需要将二者置于同一个模型中进行观察。社会互动与信任既有区别也有联系，社会互动反映了农民社会关系的结构，而信任则是农民社会关系结构的特征与质量。帕特南解释了互动和信任的密切关系，信任是在互动中产生的，信任又强化了互动，互动建立在信任的准则之上［31］195－200。相关分析结果表明，社会互动和信任确实存在较强的相关关系。为避免共线性问题，本文对测量社会互动和信任的12 个指标重新进行因子分析。KMO 测度显示KMO 值为0．832，Bartlett球形检验达到了0．01 的显著水平，适合进行因子分析。采用最大方差法旋转，根据特征值大于1 的原则获得3 个因子，共抽取61．669%的方差。表4 给出了农民社会互动和信任的因子分析结果。第一个地缘信任因子依然包括了农民对同小组农民、同自然村农民、同行政村农民和村干部的信任4 个指标;第二个地缘互动因子依然包括农民与同小组农民、同自然村农民、同行政村农民和村干部的互动4 个指标;第三个亲属关系因子包括农民对亲戚信任、对同家族成员信任和农民与亲戚互动、与同家族成员互动4 个指标，亲属关系因子合并了之前的血缘互动和血缘信任因子，此4 项指标具有较高的相关性，集中反映了农民的核心关系。

表4 农民社会互动、信任的因子分析结果

以此3 个因子为自变量，以农民是否参与农居保为因变量进行Logistic 回归分析。表5建立了3 个模型，模型1 反映了地缘信任与亲属关系对农民参保的影响，模型2 反映了地缘互动与亲属关系的影响，模型3 是完全模型，反映了地缘信任、地缘互动和亲属关系3 个因子的共同影响。

实证分析结果发现，社会互动和信任对农民参与农居保的影响作用是独立存在的。模型1 显示，地缘信任对农民是否参保具有正效应，通过了0．01 水平的显著性检验。模型2 显示，地缘互动对农民是否参保具有正效应，达到了0．05 水平的显著。模型1、2 中，亲属关系因子都没有通过显著性检验。模型3 显示，地缘信任和地缘互动都通过了0．05 水平的显著性检验，在其他因素不变的情况下，地缘信任水平每增加一个单位，农民参保的机率提高21．2%，地缘互动水平每增加一个单位，参保的机率提高18．3%。模型3 结果表明，地缘信任与地缘互动对农民参保的影响是独立存在的，社会互动和信任对农民参与农居保具有独立的影响机制和效应。假设1 和假设2 得到检验，社会互动和信任水平越高，农民参与农居保的可能性越高。反映强关系的亲属关系因子对农民参与农居保没有显著性影响，而反映弱关系的地缘互动和地缘信任因子对农民参与农居保有显著性影响。类似其他工具性行为，农民的参保决策中也存在弱关系效应，强关系对农民参保没有影响。

控制变量中，只有年龄和婚姻通过了显著性检验，农民的年龄越高，参保的可能性越高;已婚农民比未婚农民参保的可能性更高。

五、结论与政策含义

本文从非经济因素视角出发，实证分析了农民是否参与农居保的社会互动和信任解释。研究发现:第一，农民的社会互动和信任呈现差序格局的形态;第二，社会互动和信任对农民参与农居保的作用是独立存在的，二者具有不同的影响机制;第三，参保决策中存在弱关系效应。反映弱关系的地缘互动和地缘信任对农民的参保行为都有显著性作用，而反映强关系的亲属关系则没有作用。

农民的社会互动和信任呈现差序格局的形态。农民最重视与亲戚和本家族成员的特殊关系，对这种关系赋予了更多的交往与信任，而与其他农民的关系处于次要地位。信任通常是具有同质性、封闭性的共同体中的成员在长期交往中产生的，这种密切的社会互动能够产生严厉的制裁来惩罚投机行为，因而可以培育出深度信任。在我国农村社会，这种内聚性的同质性关系表现出明显的结构性特征，可以细分为血缘性关系和地缘性关系两种类型。血缘性关系寄托了农民更多的情感互动和厚信任，是农民的核心关系，这种关系的泛化和扩展才是农民对地缘关系的工具互动和浅信任，即费孝通所说的我国农民社会关系的差序格局。

表5 农民是否参与农居保的Logistic 回归分析

社会互动和信任对农民参与农居保的正向效应是独立存在的。社会互动和信任对农民参与农居保具有不同的作用机制。社会互动通过口头传递农居保知识获得信息，通过共同话题交流获得的愉悦感改变农民对农居保的观感和偏好，通过互动中形成的具有约束力的社会规范对农民的参与行为产生了促进作用。信任通过提高农民对参保预期收益的可能性和数额，弥补契约和法律不足的缺陷，降低制度交易成本对农民参与农居保产生促进作用。将社会互动和信任置于同一框架下的研究结果发现，社会互动和信任对股市参与确实存在各自的效应［32］34－45。基于欧盟及世界价值观调查数据分析也表明，社会交往通过口头相传信息降低了股市参与的成本，而普遍信任、对金融机构的特殊信任也能促进个体购买股票［33］693－725。由此来看，社会结构及其特征对农民的参保行为有不同的影响机理。

类似于求职等工具行为，农民的参保行为中存在弱关系效应。格兰诺维特分析了社会关系在求职中的作用，提出了弱连带优势理论。他将社会关系分为强关系与弱关系两种，在拥有很多强关系的关系网中，重复的路径多，信息的同质性强;在弱关系较多的关系网中，重复的路径较少，有利于获取新的有价值的信息，信息的异质性强。他认为在信息传播方面弱关系有更好的效果，在工具性行动中如果找到了弱关系，就找到了通往其他圈子的桥梁，获得有价值信息的机会就会增加，这个策略被格兰诺维特称为弱关系强度［28］。本文的研究也支持工具性行为中存在弱关系效应的观点，社会互动和信任对农民参保的正效应都是通过弱关系实现的，强关系的作用并不显著。

本文从社会结构因素出发对农民参与农居保给出了一个新的理论解释，为刺激农民参与农居保提供了一个可行的政策启示。促进农民参保是农居保有效推行的前提条件，农民参与农居保是一个多因行为，尽管制度因素和经济因素都很重要，但农民的社会结构及其特征的影响不容忽视。在农居保制度推行阶段，除了重视政府执行、动员能力和提高农民经济收入等长期措施之外，政府还需制定针对性措施，利用农民的社会关系优势来降低制度交易成本，激发农民参与农居保的热情。

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