(廣西大學(xué)商學(xué)院 廣西 南寧 530000)

一、引言

近年來，隨著經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的不斷發(fā)展，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的投保率不斷上升，但限于實(shí)際條件的束縛，無法得出具體的數(shù)字，只能肯定我國(guó)仍有一部分居民尚未購(gòu)買基本養(yǎng)老保險(xiǎn)。一直以來，農(nóng)村和城市的養(yǎng)老保險(xiǎn)問題都是民生問題的一大關(guān)注點(diǎn)，直接影響到我國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)的持續(xù)發(fā)展。盡管現(xiàn)在大多數(shù)國(guó)家都用購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)的方式來解決養(yǎng)老問題，但實(shí)現(xiàn)真正意義上的全民參保仍然需要政府與人民的共同努力才能實(shí)現(xiàn)。在農(nóng)村，“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念長(zhǎng)久扎根于農(nóng)村居民心中，他們的主要經(jīng)濟(jì)來源就是土地租金和子女贍養(yǎng)費(fèi)，十分缺乏購(gòu)買基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的意識(shí)；相比之下，我國(guó)城市居民的養(yǎng)老保險(xiǎn)投保率遠(yuǎn)高于農(nóng)村居民；但是在我國(guó)政策的驅(qū)動(dòng)下，城鄉(xiāng)一體化不斷推進(jìn)，農(nóng)村居民的參保意識(shí)也不斷增強(qiáng)。

根據(jù)戶籍劃分標(biāo)準(zhǔn)，我國(guó)居民戶口可以分為農(nóng)村戶口和城市戶口，而城市居民又可以按照就業(yè)與否進(jìn)行區(qū)分，對(duì)于不同的群體我國(guó)均有不同的保障制度。根據(jù)黨的十八大和十八屆三中全會(huì)的要求，國(guó)務(wù)院頒布了《關(guān)于建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的意見》，旨在把“新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度”和“城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)”相結(jié)合，逐步實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化。本文試圖從農(nóng)村與城市兩個(gè)方面出發(fā)，研究城鄉(xiāng)居民購(gòu)買基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響因素，進(jìn)而豐富基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參與影響因素的研究。

二、文獻(xiàn)綜述

本文研究人際信任對(duì)居民參與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響，主要研究人與人之間的交流與交往對(duì)于居民參保是否有明顯作用，并將人際信任作為解釋變量對(duì)被解釋變量居民參與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)情況進(jìn)行研究。另外，一些研究還從其它角度對(duì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)情況作了研究，如孫紅敏、潘煒迪(2019)研究發(fā)現(xiàn)政府信任對(duì)于人們參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)呈顯著正相關(guān)的關(guān)系，丁冰(1996)認(rèn)為政府在實(shí)施政策時(shí)充分調(diào)查了民意，這種做法對(duì)于執(zhí)行政策帶來了一定的幫助，還有陳晨(2019)將基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的購(gòu)買需求作為解釋變量，將社會(huì)公平感作為被解釋變量并進(jìn)行研究之間的相關(guān)關(guān)系；而田玲、劉章艷(2017)則是將基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的購(gòu)買對(duì)于生活消費(fèi)的壓力做了研究。

此外，由于人際信任屬于社會(huì)資本的一部分內(nèi)容，還有一些學(xué)者是從社會(huì)資本方面進(jìn)行研究，如福山(2001)認(rèn)為研究表明社會(huì)資本通常被認(rèn)為是人際信任，而社會(huì)資本的大小則表示人際信任的高低；科爾曼(1999)則認(rèn)為社會(huì)資本不一定是一層不變的，隨著人們溝通交流方式的轉(zhuǎn)變，科爾曼認(rèn)為應(yīng)該講社會(huì)資本視為解決集體行為問題的資源。但最準(zhǔn)確的是帕特南(2001)，他把社會(huì)資本詳細(xì)定義為人們信任、網(wǎng)絡(luò)交流、行為規(guī)范等內(nèi)容，學(xué)者們根據(jù)微觀角度對(duì)社會(huì)資本進(jìn)行分析。本文也是從人際信任這一微觀角度出發(fā)進(jìn)行研究，并且這一概念也被學(xué)者們廣泛討論并深入研究。

三、實(shí)證研究

(一)主要數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)，該數(shù)據(jù)庫(kù)是人文社會(huì)科學(xué)類做研究的主要數(shù)據(jù)來源，信息真實(shí)可靠。

(二)不同變量的選擇

1.被解釋變量

本文的被解釋變量選擇的是居民是否參加了基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，在CGSS中主要依據(jù)調(diào)查者對(duì)“您目前是否參加了城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)？”這一問題的回答進(jìn)行分析，根據(jù)答案建立虛擬變量“基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與”，設(shè)置變量名為insurance，如果問卷的答案是參加了則賦值為1；如未參加則設(shè)置為0；若回答的是不適用則以缺失值處理，不予考慮。

2.解釋變量

本文是根據(jù)CGSS問卷中“您覺得下列人士中可以信任的人多不多呢？”這一問題對(duì)解釋變量進(jìn)行分析，該問題共有13個(gè)選項(xiàng)，包括鄰居、遠(yuǎn)鄰或同村居民等。本文將回答的選擇界定如下：

選項(xiàng)A:絕大多數(shù)不可信賦值為1選項(xiàng)B:多數(shù)不可信賦值為2選項(xiàng)C:可信與不可信各半賦值為3選項(xiàng)D:多數(shù)可信賦值為4選項(xiàng)E:絕大多數(shù)可信賦值為5

然后需要對(duì)13個(gè)問題進(jìn)行主成分分析，提取可用的公因子。通過分析前三個(gè)主成分與原始變量的相關(guān)性，由于第二個(gè)主成分與原始變量相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均小于0.5，而第一個(gè)主成分變量與所有原始變量的相關(guān)系數(shù)均大于0.5，故本文選取第一個(gè)主成分變量，命名為人際信任。

基于此，提出以下假設(shè)：人際信任程度與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參與顯著正相關(guān)。

《意見》按照“河長(zhǎng)負(fù)責(zé)、分工協(xié)作；統(tǒng)籌兼顧、分步實(shí)施；建管并重、強(qiáng)化管理；上下聯(lián)動(dòng)、協(xié)調(diào)配合；屬地為主、以獎(jiǎng)代補(bǔ)”五個(gè)基本原則，提出了2013年、2015年和2020年三個(gè)階段管理目標(biāo)以及加強(qiáng)截污治污和水資源保護(hù)、加強(qiáng)堤岸水面保潔和違章建筑清理、加強(qiáng)河道綠化和景觀建設(shè)、建立長(zhǎng)效管理機(jī)制四項(xiàng)主要任務(wù)。

3.控制變量

本研究選擇戶籍、性別、婚姻狀況、居民的身體健康狀況作為控制變量，具體的界定和描述性統(tǒng)計(jì)見下表所示。

變量名稱變量名變量界定養(yǎng)老保險(xiǎn)參與Insurance參加了設(shè)定為1;沒有參加設(shè)定為0年齡Age根據(jù)實(shí)際值來賦值戶籍Hukou農(nóng)業(yè)戶設(shè)為0;城市戶口設(shè)為1婚姻狀況Marriage已婚賦值為0;其他賦值為1身體健康狀況Health很不健康定為1;比較不健康定為2;一般定為3;比較健康定為4;很健康定為5人際信任Rjxr主成分分析

(三)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如下

variable全體居民農(nóng)村居民城市居民variableNmeansdminmaxNmeansdminmaxNmeansdminmaxinsurance108000.6980.4590168360.6560.4750139520.7720.42001性別110000.4680.4990169310.4610.4990140190.4800.50001婚否110000.2230.4160169310.1960.3970140190.2690.44401戶口110000.3670.482016931000040191011健康110003.6081.0751569293.5591.1081540143.6911.00915信任457302.510-9.1066.47729130.1632.407-9.1066.4771656-0.2872.661-9.1066.477

(四)模型選擇

由于被解釋變量養(yǎng)老保險(xiǎn)參與為二分變量，只有參保和未參保兩種結(jié)論，故選擇采用基本的二元Logit模型進(jìn)行實(shí)證研究。

本文設(shè)置如下:被解釋變量insurance，當(dāng)取值為1時(shí)則說明人們決定參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，取值為0則說明人們尚未參與，具體模型于下:

insurancei=α+βxi+γZi+εi

其中：α為常數(shù)項(xiàng),x為解釋變量人際信任，β為解釋變量的系數(shù)，主要反映解釋變量人際信任對(duì)是否參與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響大小及影響方向，即正向影響還是反向影響；Zi為控制變量，表示婚姻、性別、戶口、健康狀況；ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，反應(yīng)可能對(duì)人們是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)產(chǎn)生影響的可能潛在因素。

四、實(shí)證回歸的結(jié)果及具體分析

根據(jù)實(shí)證研究的結(jié)果，本文將四個(gè)控制變量和解釋變量人際信任依次帶入二元logit模型中，下圖模型1是只有控制變量的原始模型，模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入了解釋變量人際信任。

(1)insurance(2)insuranceinsurance性別0.0700(1.6312)0.0099(0.1487)婚姻-0.6402???(-12.9407)-0.7750???(-10.2479)戶口0.6523???(14.0441)0.7604???(10.4022)健康-0.1495???(-7.1898)-0.2055???(-6.2637)人際信任0.0805???(6.0027)_cons1.2815???(15.5329)1.4752???(11.1449)N1.1e+044.5e+03

tstatistics in parentheses

*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.01

1.人際信任對(duì)全體居民參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響

從上表看出，模型1中只有控制變量，其中的婚姻狀況、戶口、健康狀況都在0.001水平上對(duì)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)參與有顯著影響，但是性別并未呈現(xiàn)出顯著性的影響。其中，在婚姻狀況方面，已婚群體比非已婚群體更傾向于參保，可能是因?yàn)橐鸦槿后w有了家庭的概念，對(duì)于自身和家庭的保護(hù)防范意識(shí)較強(qiáng)，因此增加對(duì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的投保力度；而未婚群體由于缺乏家庭的束縛，大部分會(huì)選擇選擇把經(jīng)濟(jì)重心放在社交和日常生活上，對(duì)于保險(xiǎn)的意識(shí)不夠深刻，需求量也不大，所以在可以選擇的時(shí)候，保險(xiǎn)往往不是這類群體的第一首選。健康程度越低，養(yǎng)老保險(xiǎn)參與的可能性越高，大概是因?yàn)樯眢w越差的人越注重自己的生活，故參保的意愿更加強(qiáng)烈；而身體素質(zhì)較好的人一般是年輕人居多，這類群體距離獲得養(yǎng)老保險(xiǎn)還需多年，而這段時(shí)間里都處于繳納保險(xiǎn)金的階段，加上正值打拼來購(gòu)房購(gòu)車的年齡，很可能由于經(jīng)濟(jì)不足或者參保意愿不強(qiáng)烈從而不參保。

模型2在控制變量的基礎(chǔ)上加了解釋變量人際信任，顯著性方面沒有出現(xiàn)較大的改變，依然是只有控制變量，其中的婚姻狀況、戶口、健康狀況都在0.001水平上對(duì)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)參與有顯著影響，只是程度加深，影響更加明顯。

2.人際信任分別對(duì)城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)參與的影響

本文分別研究社會(huì)資本對(duì)城市居民和農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)參與的影響，如下圖所示。研究方法與上述一致，按照控制變量為基準(zhǔn)模型，在此基礎(chǔ)上加上人際信任進(jìn)行研究，模型2和模型4分別是人際信任對(duì)城市居民和農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)參與影響的最終結(jié)果。

(1)(2)(3)(4)insuranceinsuranceinsuranceinsuranceinsurance農(nóng)村居民城市居民性別0.1210??(2.3416)0.0976(1.2238)-0.0554(-0.7161)-0.1924(-1.5972)婚姻-0.5544???(-8.8877)-0.7529???(-7.8719)-0.7938???(-9.8216)-0.8312???(-6.7017)健康-0.1463???(-6.1117)-0.2065???(-5.4189)-0.1556???(-3.7380)-0.2047???(-3.1913)人際信任0.0855???(5.1437)0.0708???(3.1172)_cons1.2284???(13.1404)1.4307???(9.4252)2.0683???(12.0673)2.3479???(8.8214)N6.8e+032.9e+033.9e+031.6e+03

tstatistics in parentheses

*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.01

首先，控制變量中婚姻和健康呈現(xiàn)顯著性影響，但是性別在加上解釋變量后性別則不呈現(xiàn)顯著性影響，婚姻和健康狀況的影響程度和影響系數(shù)有所不同。結(jié)論認(rèn)為，未婚的而且身體較差的居民有更大的投保傾向。

其次，解釋變量方面，人際信任在1%水平上對(duì)農(nóng)村和城市居民養(yǎng)老保險(xiǎn)參與有顯著影響，但對(duì)農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)參與影響稍大。主要原因是農(nóng)村之間交流互通的頻率高于城市，消息傳遞的速度也比較快，而且農(nóng)村居民多數(shù)以大家庭為單位聚集，所以投保一般以家庭為主；而城市居民有部分是努力打拼的單身百姓，如果單位不幫忙購(gòu)買基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，則有部分員工會(huì)因經(jīng)濟(jì)狀況選擇暫時(shí)不購(gòu)買，加上城市人口基數(shù)大，所以相比之下農(nóng)村居民的投保幅度會(huì)大于城市投保力度。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增強(qiáng)研究結(jié)果的可信度，本文采取更換模型的方式檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，選擇更換OLS、Ologit和Oprobit三種模型再次進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見下表所示。不同模型的結(jié)果是基本一致的，說明本研究的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

(1)insurance(2)insurance(3)insurance(4)insurance(5)insurance(6)insurance(7)insurance(8)insurance(9)insurance樣本全體居民農(nóng)村居民城市居民性別0.0064(0.1598)0.0008(0.0624)0.0099(0.1487)0.0599(1.2277)0.0212(1.2018)0.0976(1.2238)-0.1038(-1.4851)-0.0339(-1.6418)-0.1924(-1.5972)婚否-0.4696???(-10.1495)-0.1672???(-9.9167)-0.7750???(-10.2479)-0.4641???(-7.8106)-0.1765???(-7.7612)-0.7529???(-7.8719)-0.4879???(-6.5996)-0.1595???(-6.3887)-0.8312???(-6.7017)戶口0.4543???(10.5281)0.1502???(11.0784)0.7604???(10.4022)健康-0.1204???(-6.1899)-0.0416???(-6.4451)-0.2055???(-6.2637)-0.1241???(-5.3986)-0.0453???(-5.5713)-0.2065???(-5.4189)-0.1133???(-3.1201)-0.0348???(-3.3482)-0.2047???(-3.1913)信任0.0485???(6.0258)0.0163???(6.0204)0.0805???(6.0027)0.0520???(5.1235)0.0190???(5.2146)0.0855???(5.1437)0.0422???(3.2011)0.0124???(3.1060)0.0708???(3.1172)_cons0.8203???(32.1348)0.8252???(26.2350)0.9591???(23.5050)cut1_cons-0.8851???(-11.3851)-1.4752???(-11.1449)-0.8709???(-9.6071)-1.4307???(-9.4252)-1.3697???(-9.2447)-2.3479???(-8.8214)

tstatistics in parentheses

*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.01

五、結(jié)論

本文根據(jù)中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查問卷(CGSS)2015年版本，從人際信任方面詳細(xì)分析了人與人之間的交流互信對(duì)城鄉(xiāng)居民是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響。上述實(shí)證研究表明，人際信任對(duì)于全體居民、農(nóng)村居民、城市居民參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響均是顯著的正相關(guān)關(guān)系，即有促進(jìn)作用，但是不同階層對(duì)于參保的程度有所不同，總的來說農(nóng)村居民的參保意識(shí)大于城市居民，這可能是因?yàn)橛捎诔擎?zhèn)一體化的推進(jìn)，農(nóng)村居民的參保意識(shí)大幅度增強(qiáng)。

從以上分析看出，為了實(shí)現(xiàn)真正的全民參保，讓每個(gè)人的老年都得到保障，可以從各個(gè)方面提出方法。首先，從有顯著影響的人際信任角度出發(fā)，提高人與人之間的信任程度，相關(guān)的養(yǎng)老保險(xiǎn)政策可以通過人們之間的信任交流進(jìn)行進(jìn)行傳播，培養(yǎng)良好的社會(huì)風(fēng)氣有利于增加居民的養(yǎng)老保險(xiǎn)投保率；其次，提出居民參保的利好政策，盡量縮小城鄉(xiāng)的養(yǎng)老待遇差距，實(shí)現(xiàn)人人都能“老有所養(yǎng)”；再者，加大對(duì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的宣傳力度。政府可以在不同社區(qū)進(jìn)行宣傳，對(duì)于農(nóng)村社區(qū)可以給予一定的財(cái)政支持，以免宣傳受阻導(dǎo)致宣傳不到位；對(duì)于城市社區(qū)可以采取分區(qū)分路進(jìn)行宣傳，保證落實(shí)到位，讓廣大居民了解基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的好處，加大我國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的投保率；最后，加強(qiáng)我國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的法律保護(hù)，國(guó)家可以提供一定的財(cái)政和人力支持，然后貫徹落實(shí)城鄉(xiāng)居民的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)政策，早日實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化。