农村居民新农保参保行为及其影响因素

边芳，张林秀，罗仁福，赵启然

（1. 中国科学院大学公共政策与管理学院，北京 100049；2. 中国科学院地理科学与资源研究所，中国科学院农业政策研究中心，北京 100101；3. 北京大学现代农学院，北京大学中国农业政策研究中心，北京 100871；4. 中国农业大学经济管理学院，北京 100083）

随着人口老龄化程度的不断加深，我国农村老年人养老保障问题日益突出，为应对上述挑战，国家开始实施新型农村社会养老保险。根据国家统计局的数据，从2000年到2015年，我国65岁及以上人口占总人口的比例从6.96% 提高到了10.47%[1]。根据联合国人口司的预测，2050年我国60岁及以上人口比例将达到33.9%[2]。有研究指出，我国农村地区常住人口的老年人数量更多，老龄化程度更高，但是农村老年人的养老保障水平却远远落后于城市[3-4]。在城乡二元体制下，我国农村居民养老主要依靠传统的家庭养老和土地养老，社会养老保障较弱，随着外出务工人员增加和社会经济发展，农村传统养老模式不断弱化，农村居民的养老问题面临更为严峻的挑战[5-7]。为应对上述挑战，我国于2009年开始试点新型农村社会养老保险并逐步在全国推广。到2012年新型农村社会养老保险已覆盖全国所有省、地市和2 853个县，实现了制度全覆盖[8]。在2014年又进一步决定将新型农村社会养老保险和城镇居民社会养老保险两项制度合并实施，在全国范围内建立统一的城乡居民基本养老保险制度（文中统一使用“新农保”替代）。现阶段新农保的主要目标是在2020年前基本实现法定人员全覆盖[9-10]，而农民是否参保是实现法定人员全覆盖的关键，因此研究农民的参保行为对提高新农保参保率和增进农民养老保障水平具有重要意义。

如何提高农民新农保参保比例近年来获得了政府和社会各界的广泛关注。根据人社部“十三五”规划报告，2015年底全国基本养老保险参保率为82%[10]，但新农保参保率的准确信息仍然缺乏。尽管在新农保政策实施后，越来越多的学者就农村居民参保情况进行研究[11-12]，但样本大多集中于个别省份甚至是单个区县，不同研究得出的农村居民参保率介于40%～90%之间，存在较大差异。尽管有部分研究使用全国代表性大样本调研数据[13-14]，但这些截面调查数据只能给出新农保试点阶段（2012年前）的参保率，难以了解和把握新农保政策试点和全国推广后农村居民参保行为的变化，也很难从个体、家庭和政策等不同层面系统分析农民参保行为的影响因素。

综上所述，本文将使用作者新收集的江苏、四川、陕西、河北和吉林5省25县50乡101村2 028户9 396名农村居民的微观调查数据，分析新农保在实现制度全覆盖后（2012—2016年）农民参保行为的动态变迁，在此基础上构建固定效应模型，探讨不同层面因素对农民参保行为的影响，并探索和总结提高农民参保率和实现法定人员全覆盖的可行有效办法，为完善新农保制度设计和实施方案提供科学依据和相应的政策建议。

1 研究方法

1.1 数据来源

本文使用的数据来自于2012年和2016年中国科学院农业政策研究中心组织的中国农村发展长期跟踪调查。在这两次调研中收集了2012—2016年间样本农户家庭成员的参保情况、个人特征、家庭特征及其所在地区的新农保政策等信息。

该调查按照分层随机抽样的方法选取样本农户，首先根据经济发展水平和农业生态条件将全国（除北京、天津、上海和台湾外）分为五大区域，并在每个区域中根据各省人均工业总产值排序随机选取一个样本省。选用人均工业总产值作为排序指标是因为相关研究[15]指出它能很好地预测各个地区的生活标准和发展潜力，同时相比农民人均纯收入等其他综合性指标有更高的可信度。根据上述程序选出江苏省代表东部沿海地区（浙江、山东、福建和广东）；四川省代表西南地区（重庆、贵州、云南、广西和西藏）；陕西省代表西北地区（甘肃、宁夏、青海和新疆）；河北省代表中部地区（山西、内蒙古、河南、安徽、湖北、湖南和江西）；吉林省代表东北地区（辽宁和黑龙江）。其次根据样本省内各县人均工业总产值将各样本省所有县进行降序排列，平均等分为5组，每组随机选取1个县作为样本县。按照相同的方法将每个样本县各乡镇按照人均工业总产值分为高收入组和低收入组，在每个组中随机抽取1个乡镇作为样本乡镇。在每个样本乡镇中将村按照农民人均纯收入分为高收入组和低收入组，在每个组中随机抽取1个村作为样本村。最后运用随机数表在每个样本村根据农户花名册随机抽取20户开展问卷调查。最终调查了5省25县50乡101村2 028户9 396名农村居民（在吉林省做第一轮调查时恰好有两个样本村合并后又分开了，所以将两村的信息一起收集，因此吉林多调查了一个村。由于样本家庭调研期间分家的原因，最后总样本是2 028户）。

在上述样本中根据我国新农保政策对参保人员资格认定的要求，选出年满16周岁（不含在校学生和现役军人），非国家机关与事业单位工作人员和不属于职工基本养老保险制度覆盖范围的农村居民作为本文的研究对象。由于政策规定新农保实施时已年满60周岁的老人不用缴费，可以直接按月领取养老保险，因此本文在分析时剔除了这部分样本。由于人口结构的变化，每年都有年满60岁不再需要缴费的样本，也有新满足参保缴费条件的16岁以及刚结束学业和退伍的样本，因此每年的参保样本数量存在细微差异。2012年符合新农保参保条件的样本居民数为4 626名，而2013年至2016年间符合新农保参保条件的样本农村居民数则分别为4 531，4 405，4 293和4 180名。

1.2 变量选择

由于本研究主要关注农村居民新农保参保行为及其影响因素，所以在调研中首先收集了2012—2016年间样本农村居民的参保信息，并在分析时将2012—2016年间每年是否参加新农保作为因变量。参考常芳等[13]的研究并结合本研究实际情况，在调查中还收集了农村居民的个人特征、家庭特征和样本地区的新农保政策等信息，并根据这些信息构建本研究的自变量。在个人特征层面，主要收集了年龄、性别、受教育年限、是否有婚史和是否参与非农就业等信息。在家庭层面，收集人均耕地面积和家庭抚养比（家庭中非劳动人口占劳动人口的比例）等信息。在新农保政策层面，收集了是否有“长缴多得”激励政策，政府对最低档缴费（多为100元）的补贴金额和基础养老金金额等信息。这些和参保相关的政策是否对农民参保行为有激励作用也是本研究关注的重点。上述主要变量的说明和描述性统计结果见表1。

表1 变量说明及其主要描述性统计分析结果Table 1 Definitions and descriptive statistics of the variables

1.3 模型选择

为识别农村居民个体特征和家庭特征，以及新农保政策相关政策实施对农村居民参保行为的影响，本文构建分析模型为：

式中：i=1，2，…，n，代表第i个样本农村居民；t=2012，…，2016，代表不同年份。Yit表示样本农民i第t年是否参保，其中参保赋值1，不参保赋值0。INDit表示样本农民i第t年的个人特征；HOUit表示样本农民i第t年的家庭特征；POLit表示样本农民i所在地区第t年的新农保政策。Xi表示样本农民不随时间变化的特征；Zt表示年度虚变量以及年度虚变量和地区虚变量的交叉项；vi表示样本农民随时间不变且难以观测的特征，εit为随机扰动项，β1、β2、β3、β4和 β5为待估计参数向量。

在使用样本调查数据估计实证模型（1）时，由于式（1）中的误差项包括个体层面难以观测的特征vi和随机扰动项εit两个部分，如果vi同时与样本农户是否参保和其他特征之间存在相关，仅使用普通最小二乘法将会带来估计偏误。在本研究中，样本农民随时间不变且难以观测的因素vi（如个人的风险偏好等）不仅和样本农民新农保参保行为相关，还与样本农民的个人和家庭特征间存在相关，因此使用最小二乘法估计结果是有偏的。为了克服上述估计偏误，本文在样本农民层面使用固定效应模型进行分析。

使用农民个体层面固定效应模型消除普通最小二乘法估计偏误的原理为通过实证分析模型的变换消除vi，对式（1）在个体层面计算组内均值得到式（2）；用式（1）减去式（2），可以得到式（3）；在式（3）中已把导致估计偏误的vi消除，从而有效减少样本农民随时间不变且不可观测的个体异质性导致的估计偏误。

2 结果和分析

2.1 农民新农保参保行为变化

根据调查数据，样本地区距离2020年前基本实现新农保法定人员全覆盖的目标还有一定差距，且不同地区参保率存在较大差异。从新农保制度全覆盖的角度看，5个样本省在2012年都已经实现了制度全覆盖，与国家统计数据一致。从法定人员全覆盖的角度看，最近5年样本地区新农保参保率基本稳定但有小幅下降，新农保参保率从2012年的74.56%小幅下降到2016年的72.13%，且这一下降趋势在不同样本省间都基本类似（表2）。从区域分布角度看，陕西省的参保率最高，连续5年均在86%以上，而四川省和吉林省在2012—2016年间的参保率均低于64%。

表2 农村各样本地区的新农保参保率（%）Table 2 The participation rate in NRSPP among sample individuals in rural China (%)

2.2 新农保参保率变化的原因探析

为了探究导致样本地区农民参保率下降的原因，本文对收集的16～59岁符合任何社会养老参保条件农村居民的社会养老保险参保信息做了进一步分析。从调查数据看，2012—2016年农村居民参加除新农保外其他社会养老保险的比例呈上升趋势（表3），确实存在部分没有参加新农保的农村居民参加其他社会养老保险的情况。这部分农村居民参加的社会养老保险主要是农村失地农民养老保险、农民工养老保险、城镇职工养老保险和国企职工养老保险。这一现象也客观反映了我国快速城市化和工业化过程中，由于城市扩张带来的失地农民和农民工进入企业或其它部门工作后农村居民社会养老保险需求和供给的多样化趋势。但即使考虑到农村居民参与其它社会养老保险的情况后，2012—2016年仍有22%～24%的农村居民未参加任何社会养老保险，且其比例仍然有微幅上升，说明这部分没有参加任何社会养老保险的人群需要更多关注。

表3 农民参加各类社会养老保险比例（%）Table 3 The participation rate of sample individuals in various social pension scheme (%)

为分析导致农民新农保参保率有所下降的可能原因，本文将样本分为2012—2016年间都满足新农保参保条件的样本，新满足新农保参保条件的样本和年满59岁即将不再满足新农保参保条件的样本（表4）。通过对比发现，2012—2016年全都符合参保条件的样本参保行为较稳定，基本没有变化，说明一旦农民满足新农保参保条件并参保后，退保的可能性非常小。通过对年满59岁即将不满足新农保参保条件样本农民的分析可知，这一群体的参保率较高，平均都在78%以上。而新满足新农保参保条件的样本，参保率均低于44%，远低于年满59岁即将不再满足新农保参保条件样本的参保率。

2.3 农民新农保参保行为单因素相关分析

从个人特征看，年龄、教育程度、是否有婚史和当年是否有非农工作与农民的参保行为显著相关。相对于年龄在45岁以下的农民，45岁及以上的农民参保比例更高。受教育程度高的农民其参保可能性要低于受教育程度低的农民。有婚史的农民参保比例要高于没有婚史的样本农民。而当年未参加非农工作农民参保比例要高于当年有非农工作的农民。在家庭层面，家庭人均耕地面积和家庭抚养比例与农民新农保参保行为间没有显著的相关关系（表5）。从新农保政策角度看，“长缴多得”的激励机制、新农保最低档缴费补贴金额和基础养老金金额与农民参保行为间的关系较为复杂，需要更进一步研究。导致上述现象的原因可能在于新农保政策实施过程中相应政策有一定变化，如全国基础养老金最低标准是根据经济发展和物价变动等情况适时调整，具体实施办法则由地方人民政府规定，因此各地基础养老金最低标准在不同年份并不完全相同。但这些政策的变化也为进一步探究这些政策和农民新农保参保行为间的因果关系提供很好的机会。

表4 不同参保阶段样本的 “新农保”参保率（%）Table 4 The participation rate of sample individuals in NRSPP in rural China by year (%)

表5 不同类型农村居民新农保参保率Table 5 The participation rate in NRSPP by individual, family and policy characteristics

2.4 农民新农保参保行为影响因素分析

为了分析农民新农保参保行为影响因素及其作用机制，有必要在相关分析基础上开展进一步的多变量回归分析。考虑到可能存在的内生性问题，本文使用固定效应模型识别个人、家庭特征和新农保政策等不同层面因素对农民新农保参保行为的影响（表6）。固定效应模型分析结果表明，农村居民年龄和参保行为间存在较为显著的倒U型曲线关系，随着年龄的增加，农民参保可能性有所上升。由于到了60岁后可以领取养老金，因此对于那些在实施新农保时年龄已经超过45岁的农民而言，年龄越接近60岁，每年参保的可能性越低，因为这些农民可选择到60岁时一次性补缴。上述发现说明只需缴费15年便可领取养老金且允许补缴等新农保政策确实影响了符合参保条件农民的参保行为。特别地，对于年轻人而言，由于仅需参保缴费15年就满足领取新农保基础养老金的要求，因此在刚满足新农保参保条件（且年龄远小于45岁）时可能不会选择马上参保，这一发现也和前期的一些研究结果基本一致[13,16]。

表6 农村居民参加新农保影响因素固定效应模型分析Table 6 Fixed effects estimates of determining factors on participation in NRSPP

家庭抚养比与参保行为呈负相关关系。这可能是因为较重的经济负担迫使农民更关注目前的生活而无暇考虑未来的养老问题。意味着在家庭养老和儿童养育负担较大的情况下，服务于未来自己养老的新农保投入和目前较高家庭抚养比导致的支出压力间可能存在一定的替代效应[17-18]。

研究发现设计合理的激励机制确实有利于提高农民新农保参保比例。新农保制度设计中的“长缴多得”政策，也就是参保和缴纳保费超过最低缴费年限（15年）后，参保人基础养老金发放标准适度提高有助于增加农民新农保参保率。这说明将基础养老金发放标准和参保年限挂钩能对满足参保条件的农村居民提前参保起到一定激励效果。研究还发现政府对参保缴费最低档的补贴金额和基础养老金发放金额对农民的参保行为影响不大。

3 结论和政策启示

3.1 结论

近年来农民新农保参保率有所下降且存在一定区域差异，而参加其他社会养老保险和不参加任何社会养老保险的农民比例则有所上升。新农保要在2020年之前基本实现法定人员全覆盖的目标还需更多努力，并且不同地区间实现难度也有所不同。与此同时退出新农保转而参加其他社会养老保险的农民面临转移接续等问题，而不参加任何社会养老保险的农民则有可能在年老时面临社会养老保障缺乏的风险。

农民新农保参保率下降的主要原因是新满足新农保参保条件的样本农民参保率远低于年满59岁即将不再满足新农保参保条件样本农民的参保率，且农民年龄与参保行为呈倒U型曲线关系。年轻农民参保比例较低不仅影响个体未来养老保障，还可能会引发养老金缺口等问题，导致未来养老形势更加严峻。因此，鼓励年轻人早参保对新农保政策的有效实施和提高农民养老保障水平有重要意义。

家庭抚养比和参保行为间有负相关关系，新农保“长缴多得”政策对参保行为有正向激励作用。农村居民的参保行为确实受多种因素影响，经济负担较重的家庭可能因为没有足够的资金参保而在未来面临较重的养老压力，从而陷入未来缺乏社会养老保障的不利处境中，因此政府应该帮助经济状况较差的家庭和个人提高其参保比例。符合激励相容原则的一些政策，如“长缴多得”政策对农民参保行为有显著的激励效果，但最低档养老金补贴金额和基础养老金金额等政策对促进农民参保效果不大，因此需要在之后的新农保政策设计中更多考虑激励相容机制。

3.2 政策启示

1）政府需要采取有效措施提高新农保参保率，抓好不同社会养老保险间的转移接续工作，提高农村居民的养老保障水平。对于参保率低的区域，政府相关部门和村集体组织需加强对农民的政策宣传教育，也可以通过政府间交流的方式推进不同区域间的经验分享和学习。随着参加其他社会养老保险人员比例的增加，政府也应该完善新农保和其他社会养老保险之间的转移接续与制度衔接，保障农村居民的利益不受损害。

2）政府应该根据激励相容原则制定相关激励政策鼓励农村居民参保。年轻人早参保有利于提高新农保参保率，对新农保法定人员全覆盖目标的实现至关重要，同时也有助于缓解未来养老金缺口，实现新农保的可持续发展。政府可以在参保时间和激励强度方面根据激励相容的原则出台更多有效的激励政策鼓励和吸引年轻农民积极参保和早参保。

3）政府应该更多地关注家庭抚养负担重、经济压力大的家庭和个人，结合精准扶贫战略制定有针对性的措施，确保人人能够享有基本社会养老服务。政府部门需要统筹其他涉农政策，在新农保政策实施过程中就精准扶贫建档立卡户、低保户、残疾和因病致贫等农户的补贴和救助标准进行完善，做到应保尽保。

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