朱越悅 譚濤

摘 要：本文以中年人子女為切入點，采用二元Logistic模型，探究影響中年居民參加城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險決策的相關因素。主要包括子女結構特征、子女經(jīng)濟特征、子女與中年父母關系三方面特征。分析配偶是否是職工等具有兵團特點的變量對中年居民參保決策的影響，結果顯示，子女數(shù)目、兒子數(shù)目、疆內(nèi)子女數(shù)量等變量是影響兵團中年居民參保與否以及繳費檔次選擇的顯著性因素。家庭收入、子女收入等并不是居民是否參保的顯著性影響因素，是否參保和繳費選擇的相關影響因素也有所差異。

關鍵詞：城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險 子女特征 中年人 參保決策 繳費選擇

中圖分類號：F842.67 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）08（b）-160-03

1 研究背景和問題提出

新疆生產(chǎn)建設兵團（簡稱兵團）組建于1954年，分布在新疆維吾爾自治區(qū)境內(nèi)，是中國最大的兼具戍邊屯墾，集“黨、政、軍、企”為一體的正省部級特殊社會組織。兵團的社會保障體制在很大程度上維持了兵團社會的穩(wěn)定和兵團的發(fā)展[2]。

然而，近年來兵團老齡化水平已經(jīng)超過了全國平均水平，老齡化形勢十分嚴峻。[3]尤其是由于“疆三代”群體（80、90后）長大或成人以后，遷入內(nèi)地尋求更廣闊發(fā)展空間的人不在少數(shù)。[12]這使得兵團中年父母（45～59歲）的養(yǎng)老問題更值得關注。

在兵團，具有農(nóng)業(yè)職工身份的農(nóng)民可以享受保障力度較強的職工養(yǎng)老保險，因此本文關注的是兵團團場非職工群體的養(yǎng)老保險參與情況。2015年3月，新疆兵團正式審議通過《兵團貫徹國務院〈關于建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的意見〉的實施辦法》。當?shù)貜?016年12月底開始進行“全民參保調研”，本研究便是結合當?shù)氐恼{研和自己進一步的調研進行的實證研究，力求為兵團城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險的進一步推進提供微小的參考依據(jù)。

2 文獻回顧

以往學者對于城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險的研究主要停留在“新農(nóng)?！睍r期，自2014年城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險“誕生”以來，相關研究數(shù)量較少。且由于兵團地區(qū)偏遠，對兵團地區(qū)居民養(yǎng)老保險的研究幾乎空白。

以往學者對于居民養(yǎng)老保險參保決策影響因素的研究主要從個體因素、家庭因素、政策認知因素、養(yǎng)老觀念以及經(jīng)辦機構服務等方面進行研究[4～8]。研究因素比較全面，但相對也比較散、泛。子女因素可以理解為家庭因素中的一部分，但以往研究對于子女因素的研究較少，鮮有提及的文獻中學者主要從子女結構、子女個數(shù)、子女性別對居民參保決策產(chǎn)生顯著影響[1，9，19]。但是，沒有文獻針對性的從代際角度就子女因素對居民參加養(yǎng)老保險的影響進行專門、深入的分析。

因此，本文基于代際支持理論中的觀點，假設當前青年子女的相關特征以及與中年父母的交互關系會影響中年父母對子女對自己老年贍養(yǎng)情況的推測判斷，從而影響中年父母當前對參保行為的選擇。

3 數(shù)據(jù)來源和參保概況

本次調研采取抽樣調研的方式，抽取3個團場的居民，一一訪談，填寫問卷。共抽樣624人，有效問卷只有518份，問卷有效率為83%。其中，參保者問卷367份，未參保者問卷201份，雖然當?shù)鼐用耩B(yǎng)老保險總參保率僅為36.9%，但45～59歲居民的參保率卻達到71.0%，這個問卷比例與71.0%的參保率大致相符。

4 計量模型分析

4.1 模型選擇與假設

在模型選擇上選取二元Logistic模型。

將“是否參保”設置為因變量，其中“參加城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險”賦值“1”，“未參加城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險”賦值“0”，構建二項 Logistic邏輯回歸分析模型。本文建立如下的回歸模型：

其中p是城鄉(xiāng)是否參保的概率值，β0為模型常數(shù)項，β1—βn為模型的回歸系數(shù)是模型的殘差項，∑i為協(xié)方差。

4.2 自變量選取

本文將核心解釋變量分為子女照料支持和子女經(jīng)濟支持兩部分。

反映子女照料支持方面的因素包括：兒子數(shù)量、疆內(nèi)子女個數(shù)、是否有子女同居、子女看望頻率；反映子女經(jīng)濟支持的因素包括：子女經(jīng)濟收入能力和經(jīng)濟支持方向。此外設置的自變量還包括：子女是否參加養(yǎng)老保險、父母是否參保、配偶是否是職工。

控制變量分為中年居民個體特征、家庭情況、對政策了解程度和商業(yè)養(yǎng)老保險參與情況。個體特征包括年齡、收入、文化程度、籍貫；家庭特征包括家庭結構、婚姻狀況、家庭人均收入等，其他特征包括配偶是否為兵團職工。

4.3 模型回歸結果分析

本文采用邏輯回歸方法中的Wald方式，這種方式根據(jù)Wald統(tǒng)計量的相關概率值自動刪除相關變量，以此來解決變量之間的多重共線性問題。

對模型的一個綜合性檢驗，最終卡方值為26.497，顯著性水平（Sig）為0.000，模型整體檢驗顯著；對模型的擬合度進行檢驗，其中-2似然對數(shù)為115.451，整體的擬合度為0.471，最終的擬合效果相對較好。

表1是對最終統(tǒng)計量模型的解釋，它顯示了最終進入模型的變量，從結果中我們可以看到，最終進入模型的變量的Sig值都在0.1或者更高的顯著性水平上通過檢驗。

從回歸結果中可以看出，配偶是否是職工、子女數(shù)量、兒子數(shù)量、子女看望頻率、與子女經(jīng)濟支持方向、子女是否參保、父母是否參保、子女是否陪同前來接受訪談對中年人參保的影響顯著，而年齡、婚姻狀況、受教育程度、家庭年收入、子女人均收入、子女收入最高數(shù)以及籍貫未通過顯著性檢驗，對參保者是否參保沒有顯著影響。

4.3.1 子女結構

從回歸結果可以看出，子女數(shù)量、兒子數(shù)量與參保者參保成反向關系，即子女數(shù)量和兒子數(shù)量越多，中年居民參保的可能性就越小。說明中年居民“養(yǎng)兒防老”的觀念仍然比較深刻。

4.3.2 子女經(jīng)濟因素

從回歸結果可以看出，不論是中年居民自己的收入，還是子女收入和子女最高收入這三個變量都未能通過顯著性檢驗，究其原因可能有兩點，第一，是因為參保的最低繳費金額對于居民的經(jīng)濟并無什么壓力。子女經(jīng)濟收入雖然也未能通過顯著性檢驗。但經(jīng)濟支持方向因素則通過顯著性檢驗，子女給予經(jīng)濟支持的中年父母傾向于參保。

4.3.3 子女來往因素

回歸結果顯示，子女在疆內(nèi)個數(shù)、是否與子女同一團場居住、子女看望頻率、子女是否陪同前來接受訪談都在統(tǒng)計學意義上顯著。

第一，子女在疆內(nèi)個數(shù)；子女在疆內(nèi)個數(shù)越少，沒有與自己同團場居住的中年人更偏向于參保。且子女在疆內(nèi)個數(shù)這一變量在5%的統(tǒng)計水平上顯著，在疆內(nèi)子女的數(shù)目也就影響到了中年父母對未來子女為自己養(yǎng)老照料多少的一種預期，進而影響中年人選擇社會養(yǎng)老保險保障自己的需求和動機。第二，子女看望頻率；子女看望頻率一方面取決于子女居住的遠近，另一方面也體現(xiàn)了子女與父母關系的親疏、子女孝心的輕重。子女看望的頻率也會影響中年父母對于子女為自己養(yǎng)老照顧的預期，子女看望頻率越低，父母越傾向于選擇參保。

4.3.4 子女參保因素

回歸結果顯示，子女是否參加養(yǎng)老保險在10%的水平上顯著。說明子女參加養(yǎng)老保險的意識可能會對中年父母的參保意識產(chǎn)生影響。

4.3.5 其他因素

模型回歸結果顯示，配偶是否是職工這一變量在1%的水平上顯著，說明配偶是職工的居民更偏向于參保。這是因為職工與連隊或團機關接觸較頻繁，對于政策信息的接觸更加方便和緊密，對養(yǎng)老保險的認知水平也更高，因此會對家人進行宣傳和引導，也說明了家屬對配偶參保思維的影響較高。

5 政策建議

5.1 針對“養(yǎng)兒防老”“子女養(yǎng)老”的觀念針對性修正

隨著時代的發(fā)展，尤其是“疆三代”群體大量遷入內(nèi)地尋求發(fā)展的現(xiàn)實變化，“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念已經(jīng)越來越不可靠，越來越不能滿足這一群中年人的養(yǎng)老需求了。即便是子女住在身邊、子女在疆內(nèi)，或者子女看望頻率較多的中年人，也應當通過具有“普惠”價值觀的社會養(yǎng)老保險來減輕子女負擔、減少養(yǎng)老風險。真正實現(xiàn)養(yǎng)老保險的全覆蓋，實現(xiàn)人人老有所依。因此在政策宣傳過時，應當注重修正這種觀念，主張通過社會養(yǎng)老保險進行養(yǎng)老。

5.2 加大對青年子女宣傳

因此，在進行政策宣傳時，應當加大對年輕人的宣傳力度。社保工作人員就表示，在政策宣傳過程中，由于中老年群體的理解能力十分有限，而社保工作人員人力也有限，許多中老年群體并不能充分理解和認可居保制度內(nèi)涵和細節(jié)。因此，即使年齡偏大的居民不能充分的了解居民養(yǎng)老保險的政策，也可以通過子女的宣傳吸收和接納。

5.3 減少行政壓迫、消除捆綁政策

以往學者的研究表明，許多內(nèi)地農(nóng)村地區(qū)有50%左右的農(nóng)民皆是在并不了解政策的基礎上，非自愿被迫參保。此外對于2011年滿60歲以上老人“免費”領取養(yǎng)老金的政策都附加了或多或少的捆綁政策，使得居民對于居保這一惠民政策的滿意度大大降低，甚至產(chǎn)生抵觸心理，而在新疆兵團地區(qū)，并未有強迫參保的現(xiàn)象，又加上也沒有捆綁政策，居民對具保政策的評價和滿意度普遍較高，有利于居民參保率的提升。且自愿參保的居民多是根據(jù)自身和家庭情況選擇的適合自己的繳費檔次，故而當?shù)乩U費檔次的選擇反而相對于內(nèi)地較高。

參考文獻

[1] Ebenstein，A，Leung，S.Son preference and access to social insurance：evidence from Chinas rural pension program[J].Population and Development Review，2010，36（4）.

[2] 新疆生產(chǎn)建設兵團統(tǒng)計局，國家統(tǒng)計局兵團調查總隊.新疆生產(chǎn)建設兵團統(tǒng)計年鑒（1983）[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，1984.

[3] 李慧娟.新疆兵團社會保障問題的若干思考田[J].遼寧行政學院學報，2008（2）.

[4] 金剛，張秋秋，閆琳琳.新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險參保意愿研究[J].遼寧大學學報（哲學社會科學版），2014（3）.

[5] 張娟，唐城，吳秀敏.西部農(nóng)民參加新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險意愿及影響因素分析——基于四川省雅安市雨城區(qū)的調查[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2010（12）.

[6] 封鐵英，戴超.以需求為導向的新型農(nóng)村養(yǎng)老保險參保意愿與模式選擇研究[J].人口與發(fā)展，2010（6）.

[7] 陳世金，李佳，李秀麗.河北省新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度問題及精算分析[J].河北科技師范學院學報（社會科學版），2010（4）.

[8] 余桔云.江西省新型農(nóng)村養(yǎng)老保險有效繳費水平的測算[J].經(jīng)濟問題探索，2011（1）.

[9] 王倩，郭文倩.子女結構對農(nóng)民新農(nóng)保繳費檔次選擇的影響因素分析——基于陜西省十地市的實證研究[J].中國勞動，2016（10X）.

[10] 王永禮，林本喜，鄭傳芳.新農(nóng)保制度下農(nóng)民參保行為影響因素分析——對福建656戶農(nóng)民的實證研究[J].福建論壇（人文社會科學版），2012（6）.

[11] 王成程.農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度變遷中中央、地方與農(nóng)民的多元互動[D].南開大學，2013.

[12] 李爽，許元博，丁亞球.人口老齡化趨勢預測分析下的新疆兵團養(yǎng)老保障問題研究[J].兵團改革與發(fā)展，2015（6）.