張 琪，王拉娣，杭 斌

（1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山西太原030006；2.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)金融數(shù)學(xué)研究所，山西太原030006；3.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，山西 太原030006）

一、引言

黨的十九屆四中全會(huì)指出，要完善覆蓋全民的社會(huì)保障體系，堅(jiān)持應(yīng)保盡保原則，健全統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、可持續(xù)的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，穩(wěn)步提高保障水平。作為基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的重要組成部分，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的出現(xiàn)不僅可為養(yǎng)老保險(xiǎn)制度起到補(bǔ)充作用，而且可為脫貧攻堅(jiān)助力，起到兜底保障作用。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度是新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保┲贫群统擎?zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱“城居保”）制度合并實(shí)施之后的統(tǒng)稱，非國(guó)家機(jī)關(guān)、事業(yè)單位人員以及未被城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度覆蓋的城鄉(xiāng)居民均可參加該養(yǎng)老保險(xiǎn)。

目前，我國(guó)人口老齡化增速快、規(guī)模大，養(yǎng)老問(wèn)題引起了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。鑒于大量農(nóng)村勞動(dòng)力人口從農(nóng)村流向城鎮(zhèn)，使得農(nóng)村人口老齡化程度高于城鎮(zhèn)，加之工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，這對(duì)農(nóng)村傳統(tǒng)土地和家庭養(yǎng)老方式提出了巨大挑戰(zhàn)，因此我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老問(wèn)題更值得關(guān)注。新農(nóng)保制度的實(shí)施距今已有11 個(gè)年頭，①為了解該項(xiàng)政策在農(nóng)村的推行情況，獲取最新的一手資料，筆者于2019 年7 月走訪了山西省太原市大吳村（該村是太原市典型的城中村，村民較為富裕）。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，雖然農(nóng)村居民的參保率在逐年提高，但參保者都集中選擇了最低繳費(fèi)檔次。2018 年該城中村共有341 位繳費(fèi)農(nóng)民，其中有85.34%選擇了最低繳費(fèi)檔次，3.81%選擇了最高繳費(fèi)檔次。②無(wú)獨(dú)有偶，筆者從仙桃市財(cái)政局網(wǎng)站公示的2018 年度城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)的征收情況（農(nóng)村居民）中發(fā)現(xiàn)，2018 年該市繳費(fèi)農(nóng)民有380 225 位，其中選擇最低繳費(fèi)檔次的人數(shù)占比高達(dá)95.96%，選擇最高繳費(fèi)檔次的參保者僅占0.05%。③如果農(nóng)村居民選擇不參保，或者參保所選擇的繳費(fèi)檔次太低，就意味著到齡后無(wú)法領(lǐng)取養(yǎng)老金或僅可領(lǐng)取較低的養(yǎng)老金，這將導(dǎo)致無(wú)法從根本上解決農(nóng)村居民的養(yǎng)老問(wèn)題。那么，農(nóng)村居民的新農(nóng)保參保行為究竟會(huì)受何種因素的影響？為什么大多繳費(fèi)農(nóng)民都集中選擇了最低繳費(fèi)檔次？破解這些問(wèn)題對(duì)于提高農(nóng)村居民養(yǎng)老保障水平具有重要意義。

農(nóng)村居民在做參保決策時(shí)需要同時(shí)做出兩個(gè)決定，即是否參保以及參保的繳費(fèi)檔次。對(duì)于參保農(nóng)民，我們可以觀測(cè)到其選擇的繳費(fèi)檔次，而對(duì)于未參保農(nóng)民，其繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)就無(wú)法觀測(cè)，即農(nóng)村居民參保繳費(fèi)檔次是典型的樣本選擇數(shù)據(jù)。針對(duì)這類數(shù)據(jù)，如果直接進(jìn)行研究，可能會(huì)出現(xiàn)樣本選擇偏倚。為此，本文選取西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2017 年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，建立Heckprobit 模型，研究農(nóng)村居民的新農(nóng)保參保行為，探尋農(nóng)村居民參保繳費(fèi)檔次低的原因，從而為提高參保農(nóng)民的養(yǎng)老保障水平提供理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

新農(nóng)保作為中國(guó)特有的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，自2009年實(shí)施以來(lái)，受到了很多學(xué)者的關(guān)注，相關(guān)研究比較豐富。根據(jù)研究?jī)?nèi)容，本文將農(nóng)村居民參保行為的相關(guān)研究分為兩大類，一類是農(nóng)村居民是否參保的影響因素研究，另一類是參保農(nóng)民的繳費(fèi)檔次研究。

（一）農(nóng)村居民是否參保的影響因素

研究農(nóng)村居民是否參保的影響因素的文獻(xiàn)眾多，其大多基于從某個(gè)或某些試點(diǎn)地區(qū)實(shí)地調(diào)研獲得的截面數(shù)據(jù)，通過(guò)建立Logistic、Probit 等模型分析個(gè)體特征、家庭特征、社區(qū)特征、地區(qū)特征、制度設(shè)計(jì)等眾多因素對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響。由于不同學(xué)者設(shè)計(jì)的調(diào)查問(wèn)卷的側(cè)重點(diǎn)不同，因此研究結(jié)果也存在差異。

石紹賓等（2009）[1]基于山東省 10 市 16 縣 163個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，選取了個(gè)人、家庭、社區(qū)、制度設(shè)計(jì)等8 類因素共計(jì)17 個(gè)自變量，以農(nóng)民是否參加新農(nóng)保作為因變量，運(yùn)用Probit 模型進(jìn)行了研究。結(jié)果表明，農(nóng)民參保主要受健康狀況、子女養(yǎng)老能力、兒子數(shù)、家中是否有黨員、社區(qū)區(qū)位、農(nóng)民的未來(lái)預(yù)期等因素的影響，而性別、年齡、受教育程度、家庭土地面積、家庭收入、村莊類型、有無(wú)村集體補(bǔ)助、信息對(duì)稱等變量對(duì)農(nóng)民參保的影響并不顯著。穆懷中和閆琳琳（2012）[2]以2010 年在遼寧省阜新市彰武縣24個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)實(shí)施問(wèn)卷調(diào)查所得的2 363 個(gè)有效樣本為基礎(chǔ)，運(yùn)用Logistic 回歸分析方法進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)性別、年齡、受教育程度等因素會(huì)影響參保決策，而經(jīng)濟(jì)水平、政策信任度、村干部信任度、“新農(nóng)?！毖a(bǔ)貼信心的影響則不顯著。與上述直接利用個(gè)體、家庭、社區(qū)等特征建立Logistic、Probit 等模型研究農(nóng)村居民參保影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)不同，常芳等（2014）[3]通過(guò)建立多水平隨機(jī)效應(yīng)Logistic 回歸模型，分析了個(gè)體、家庭、社區(qū)、縣級(jí)四個(gè)層面因素對(duì)農(nóng)民參保的影響，研究表明，不同層面的因素對(duì)農(nóng)村居民參加新農(nóng)保的影響各不相同。吳玉鋒（2011）[4]從村域社會(huì)資本視角研究了農(nóng)民參保行為，結(jié)果表明，村域社會(huì)資本的不同維度對(duì)參保行為的影響并不一致。其中，村域信任和村域互動(dòng)會(huì)對(duì)參保行為產(chǎn)生正向影響，村域互惠和村域安全規(guī)范對(duì)參保行為的影響不顯著，村域認(rèn)同規(guī)范對(duì)參保行為具有負(fù)向影響。此外，農(nóng)民對(duì)自身健康狀況的預(yù)期、對(duì)社會(huì)公平的感知（鄭沃林等，2020；鄭雄飛、黃一倬，2020）[5,6]以及所具備的金融知識(shí)（李云峰、徐書(shū)林，2020）[7]和宗族網(wǎng)絡(luò)（陶東杰等，2019）[8]也會(huì)顯著影響其參保行為。但是，如上研究并未考慮參保行為的自選擇問(wèn)題，黃宏偉和展進(jìn)濤（2012）[9]認(rèn)識(shí)到該問(wèn)題并構(gòu)建 Heckman 兩階段模型克服了這一問(wèn)題，他們利用農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)2011 年全國(guó)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，重點(diǎn)考察了家庭經(jīng)濟(jì)條件和家庭成員結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶參加新農(nóng)保概率和繳費(fèi)金額二者的影響。結(jié)果表明：家庭總收入對(duì)農(nóng)戶參保概率有負(fù)向影響，對(duì)繳費(fèi)金額有正向影響；常住人口數(shù)量對(duì)二者均有正向影響，老人數(shù)量、在校學(xué)生數(shù)量對(duì)二者均有負(fù)向影響，學(xué)齡前兒童數(shù)量對(duì)二者的影響均不顯著。馬紅鴿（2016）[10]認(rèn)為，新農(nóng)保已實(shí)現(xiàn)全覆蓋，仍使用是否參保這一二元變量研究農(nóng)民參保行為的影響因素并不合適，她將農(nóng)村居民的參保年份分為三個(gè)階段，利用CFPS2012 年調(diào)查數(shù)據(jù)，建立多項(xiàng)Logit 模型考察了各因素對(duì)參保積極性的影響，發(fā)現(xiàn)身體健康狀況越好的個(gè)體越傾向于較晚參保，對(duì)社會(huì)信任度越高的個(gè)體參保時(shí)間越早。

（二）參保農(nóng)民的繳費(fèi)檔次

研究者們將農(nóng)村居民繳費(fèi)行為中出現(xiàn)的集中選擇最低繳費(fèi)檔次現(xiàn)象稱為“最低繳費(fèi)檔次困境”“最低繳費(fèi)檔次陷阱”“象征性繳費(fèi)策略”“逆向選擇困境”等。學(xué)界有關(guān)新農(nóng)保最低繳費(fèi)檔次困境的研究大致可分為兩類：一類側(cè)重定性分析，另一類則主要以定量研究為主。

在前一類研究中，學(xué)者們大多通過(guò)實(shí)地調(diào)研獲得相關(guān)數(shù)據(jù)，并通過(guò)描述性分析法解析參保居民選擇最低繳費(fèi)檔次的原因。比如，魯歡（2012）[11]利用2010 年從遼寧省彰武縣獲得的392 份有效調(diào)查問(wèn)卷發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)收入水平低、對(duì)政策的不信任、從眾心理、政策設(shè)計(jì)缺陷和宣傳問(wèn)題等導(dǎo)致大多農(nóng)民偏向選擇最低繳費(fèi)檔次。姚?。?013）[12]將新農(nóng)保制度實(shí)施過(guò)程中出現(xiàn)的參保率高而繳費(fèi)檔次低的現(xiàn)象稱為“一高一低”式參保困境，并從嵌入性視角進(jìn)行了解釋，認(rèn)為新農(nóng)保是一種利益導(dǎo)向型政策工具，由于嵌入了與其適配度低的離散型政策共同體，所以才造成這一困境。聶建亮和鐘漲寶（2014）[13]發(fā)現(xiàn)，受內(nèi)部約束（自身經(jīng)濟(jì)水平、對(duì)政策信任與否）和外部約束（從眾行為、基層干部對(duì)政策的解讀）的影響，農(nóng)村居民選擇最低繳費(fèi)檔次的占比高達(dá)93.1%，他們將其稱為“象征性繳費(fèi)策略”。

在后一類研究中，學(xué)者們從收入、制度、個(gè)體屬性等不同角度，通過(guò)建立Logistic、Ordered Probit 等回歸模型實(shí)證分析了參保農(nóng)民繳費(fèi)檔次選擇的影響因素。比如，王國(guó)輝等（2013）[14]采用 Logistic 模型，選取經(jīng)濟(jì)承受能力、制度設(shè)計(jì)、對(duì)制度的了解與信任等五個(gè)方面共計(jì)八個(gè)解釋變量，研究了居民選擇最低繳費(fèi)檔次的影響因素，結(jié)果表明，認(rèn)為參保不劃算、家中有老人、學(xué)歷為初中及以下、對(duì)制度不了解、對(duì)干部不信任均增大了居民選擇最低繳費(fèi)檔次的概率，而家庭收入的影響則不顯著。張寧等（2017）[15]的研究表明，收入水平和時(shí)間偏好對(duì)農(nóng)村居民參保決策有重要影響。鄧道才和蔣智陶（2014）[16]認(rèn)為，知溝（Knowledge Gap）效應(yīng)的存在導(dǎo)致農(nóng)民對(duì)政策認(rèn)知程度不高，這是農(nóng)村居民陷入最低繳費(fèi)檔次困境的重要原因，并利用Logistic 回歸驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)。董麗和陳燕平（2016）[17]將新農(nóng)保視為一種金融產(chǎn)品，采用有序Logit 模型回歸的結(jié)果表明，越是偏好風(fēng)險(xiǎn)的參保者，越傾向于選擇低繳費(fèi)檔次。“大饑荒”經(jīng)歷會(huì)影響農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，從而影響其繳費(fèi)檔次的選擇（陽(yáng)義南、唐鴻鳴，2018）[18]。張廣科和祝月明（2019）[19]認(rèn)為，養(yǎng)老金替代率偏低、資金鎖定周期過(guò)長(zhǎng)導(dǎo)致農(nóng)戶認(rèn)為參保不劃算，加上對(duì)工作網(wǎng)絡(luò)和財(cái)務(wù)機(jī)制缺乏信任，使其更加傾向選擇最低繳費(fèi)檔次，而地方政府“行政異化”進(jìn)一步強(qiáng)化了這一行為。此外，張寧和李曠奇（2020）[20]基于增量貼現(xiàn)效用模型的敏感性分析研究了政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)民繳費(fèi)積極性的影響，結(jié)果表明，個(gè)人繳費(fèi)累進(jìn)補(bǔ)貼會(huì)促使農(nóng)民提升繳費(fèi)檔次，但基礎(chǔ)養(yǎng)老金固定待遇及其年增長(zhǎng)率會(huì)對(duì)農(nóng)民繳費(fèi)積極性產(chǎn)生負(fù)向影響。

綜上可知，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)村居民參保行為的研究大多是基于不同角度，利用從某個(gè)或某些地區(qū)實(shí)地調(diào)研獲得的截面數(shù)據(jù)，通過(guò)建立Logistic、Probit、有序Logit、有序Probit 等模型，分別考察個(gè)體特征、家庭特征、社區(qū)特征、地區(qū)特征、制度設(shè)計(jì)等眾多因素對(duì)農(nóng)村居民是否參保以及參保居民繳費(fèi)檔次選擇的影響，所得結(jié)果略有差異。一方面，現(xiàn)有研究囊括了諸多影響農(nóng)村居民參保行為的因素，為本文提供了很好的借鑒。另一方面，單獨(dú)對(duì)參保農(nóng)民繳費(fèi)檔次進(jìn)行研究可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇問(wèn)題，而現(xiàn)有研究并未考慮這一點(diǎn)。本文可能的創(chuàng)新之處主要有三點(diǎn)。第一，選擇Heckprobit 模型解決參保農(nóng)民繳費(fèi)檔次選擇中可能出現(xiàn)的樣本選擇偏倚問(wèn)題。農(nóng)村居民繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)為典型的樣本選擇數(shù)據(jù)，如果直接進(jìn)行分析，可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇問(wèn)題。第二，從定量角度分析了從眾效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響。以往文獻(xiàn)對(duì)從眾效應(yīng)的研究大多是基于描述性分析，而本文則分別用上一年參照組平均參保率、上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)對(duì)農(nóng)村居民是否參保和參保居民繳費(fèi)檔次選擇中的從眾效應(yīng)進(jìn)行了測(cè)度，并據(jù)此研究了從眾效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響方向和影響程度。第三，考慮了新農(nóng)保制度強(qiáng)福利性對(duì)農(nóng)村居民繳費(fèi)檔次選擇的影響。

三、影響機(jī)制

本文認(rèn)為，除現(xiàn)有研究涉及到的影響因素外，農(nóng)村居民的從眾心理也會(huì)影響其參保行為。另外，本文認(rèn)為新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性會(huì)對(duì)參保居民繳費(fèi)檔次的選擇產(chǎn)生重要影響。為此，本文提出兩個(gè)假說(shuō)。假說(shuō)1：從眾效應(yīng)會(huì)影響農(nóng)村居民的參保行為。由于人們的行為并非相互獨(dú)立，而是會(huì)受到他人的影響，因此對(duì)于農(nóng)村居民這一生活環(huán)境相似、交往密切頻繁、知識(shí)水平有限的群體而言，其參保行為可能存在明顯的從眾效應(yīng)。從眾是一種隨處可見(jiàn)的社會(huì)現(xiàn)象，可被定義為個(gè)人由于受到來(lái)自群體的真實(shí)或想象的壓力而導(dǎo)致其行為或觀點(diǎn)的改變，在行為上與眾人趨于一致（朱智賢，1989）[21]。有關(guān)從眾現(xiàn)象的兩大經(jīng)典研究為Sherif（1935）[22]所做的“自主運(yùn)動(dòng)效應(yīng)”（autokinetic effect）實(shí)驗(yàn)和 Asch（1951）[23]所做的線段比較實(shí)驗(yàn)。在前一個(gè)實(shí)驗(yàn)中，Sherif 要求處于黑暗房間中的被試者判斷一個(gè)由于沒(méi)有參照點(diǎn)而導(dǎo)致視覺(jué)上移動(dòng)但本質(zhì)上靜止的光點(diǎn)的移動(dòng)距離。研究發(fā)現(xiàn)：如果先讓被試者單獨(dú)作答，他們所給出的答案差異很大，當(dāng)再將他們置于不同組內(nèi)后，他們所給出的答案會(huì)收斂于組均值，這兩種結(jié)果之間存在類似于漏斗形狀的關(guān)系（funnel-shaped relationship）；如果先將被試者置于不同組內(nèi)，每個(gè)組都會(huì)給出其特有的答案，當(dāng)再單獨(dú)要求每個(gè)被試者作答時(shí)，每個(gè)個(gè)體仍會(huì)堅(jiān)持組內(nèi)所給答案。該實(shí)驗(yàn)表明，由于被試者處于模糊情境（ambiguous situations），無(wú)法作出明確判斷，因而會(huì)參照他人行為，導(dǎo)致被試者的選擇與群體選擇相一致。在后一個(gè)實(shí)驗(yàn)中，Asch 要求八名被試者從三條不同長(zhǎng)度的線段中選出與標(biāo)準(zhǔn)線段等長(zhǎng)的一條線段。三個(gè)備選項(xiàng)中的正確答案顯而易見(jiàn)，不過(guò)實(shí)驗(yàn)中的真正被試者只有一位，其余七位成員此前曾與實(shí)驗(yàn)者會(huì)面，并收到指示，要求他們?cè)谀承r(shí)刻做出一致的、錯(cuò)誤的判斷。在該實(shí)驗(yàn)中，被試者處于明確情境（unambiguous situations），能夠明顯看出線段的長(zhǎng)短，但在實(shí)驗(yàn)同謀者的錯(cuò)誤引導(dǎo)下，被試者會(huì)給出與他人一致的、錯(cuò)誤的答案。導(dǎo)致如上兩種從眾行為的原因并不同：前者可稱之為信息性社會(huì)影響（informational social influence），指?jìng)€(gè)體接受來(lái)自他人的信息作為對(duì)現(xiàn)實(shí)的正確理解而選擇與他人行為保持一致；后者可稱之為規(guī)范性社會(huì)影響（normative social influence），指?jìng)€(gè)體為了避免受到來(lái)自群體的懲罰（如被排擠或被嘲笑）或者為了得到來(lái)自群體的獎(jiǎng)勵(lì)（如被喜歡或者被接受）而選擇與他人保持一致（Deutsch and Gerard，1955）[24]。Aronson （1972）[25]認(rèn)為，在很多種情況下人們之所以選擇遵從他人，是因?yàn)樗说男袨槭瞧湫袆?dòng)的唯一指南。當(dāng)客觀現(xiàn)實(shí)尚不清楚時(shí)，他人就成了信息的一種主要來(lái)源，人們會(huì)經(jīng)常依賴于他人作為決定現(xiàn)實(shí)的一種方法。相比于為獲得來(lái)自群體的獎(jiǎng)賞或?yàn)槊馐軄?lái)自群體的懲罰所引發(fā)的從眾行為，為了獲得有關(guān)恰當(dāng)行動(dòng)的信息而去觀察別人所引發(fā)的從眾行為更具有廣泛性。

具體到本文研究中，農(nóng)村居民參保行為存在從眾效應(yīng)的根本原因是信息不完全。當(dāng)農(nóng)村居民面臨新農(nóng)保這樣一種新制度時(shí)，由于其文化水平較低，加之政策設(shè)計(jì)較為復(fù)雜，農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保的繳費(fèi)檔次、政府補(bǔ)貼、待遇發(fā)放與繼承等內(nèi)容并不了解，導(dǎo)致掌握的相關(guān)信息有限，使其很難做出準(zhǔn)確判斷。為避免犯錯(cuò)，農(nóng)民在做參保決策時(shí)會(huì)將他人所掌握的信息視為其信息來(lái)源，選擇與他人的行為保持一致。從眾效應(yīng)意味著當(dāng)其他人做出同樣的選擇時(shí)，來(lái)自特定行為的效用會(huì)增加（Durlauf and Ioannides，2010）[26]。

假說(shuō)2：新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性導(dǎo)致參保居民繳費(fèi)時(shí)偏好選擇最低繳費(fèi)檔次。

新農(nóng)保具有“弱保險(xiǎn)性、強(qiáng)福利性”的特點(diǎn)（王雯，2017；鄭秉文，2020）[27,28]。弱保險(xiǎn)性表現(xiàn)為農(nóng)村居民可自愿參加新農(nóng)保，并不具有強(qiáng)制性。強(qiáng)福利性表現(xiàn)為，與此前實(shí)行的自我儲(chǔ)蓄模式的老農(nóng)保相比，新農(nóng)保的顯著不同之處在于增加了政府補(bǔ)貼。政府補(bǔ)貼分為“入口補(bǔ)貼”和“出口補(bǔ)貼”，前者指農(nóng)村居民繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)時(shí)，可按照所選繳費(fèi)檔次享受政府補(bǔ)貼，繳費(fèi)檔次越高，補(bǔ)貼也越高，后者指達(dá)到領(lǐng)取養(yǎng)老金年齡的農(nóng)村居民可終身領(lǐng)取由國(guó)家財(cái)政全額支付的基礎(chǔ)養(yǎng)老金。

新農(nóng)保制度保障水平的高低取決于參保農(nóng)民到齡后每月領(lǐng)取的養(yǎng)老金數(shù)額。新農(nóng)保養(yǎng)老金待遇由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個(gè)人賬戶養(yǎng)老金兩部分構(gòu)成，前者由國(guó)家財(cái)政全額支付，后者與居民選擇的繳費(fèi)檔次密切相關(guān)。舉例來(lái)看，假設(shè)某個(gè)農(nóng)村居民2009 年開(kāi)始繳費(fèi)，選擇最低繳費(fèi)檔次100 元/年，忽略集體補(bǔ)助，④加上政府入口補(bǔ)貼30 元/年，以每年金融機(jī)構(gòu)人民幣一年期存款利率計(jì)息，⑤當(dāng)其繳夠15 年，即到2023 年末，其個(gè)人賬戶總額約為2 263.87 元，⑥每月可從個(gè)人賬戶領(lǐng)取的養(yǎng)老金約為16.29（=2 263.87/139）元，基礎(chǔ)養(yǎng)老金為 88 元/月，⑦因此每月可領(lǐng)取養(yǎng)老金總額約為104.29 元。其中，個(gè)人賬戶部分占比約為15.62%，基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分占比約為84.38%。由此可見(jiàn)，領(lǐng)保人員的養(yǎng)老金領(lǐng)取額主要來(lái)源于基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分，而繳費(fèi)檔次的選擇并不影響基礎(chǔ)養(yǎng)老金的領(lǐng)取，參保居民選擇最低繳費(fèi)檔次即可領(lǐng)取和選擇其他繳費(fèi)檔次人員相同的基礎(chǔ)養(yǎng)老金。加之目前基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分逐年上調(diào)，因此參保居民并無(wú)提升繳費(fèi)檔次的動(dòng)力。對(duì)于有些省份規(guī)定的延長(zhǎng)繳費(fèi)年限即可加發(fā)基礎(chǔ)養(yǎng)老金，這一激勵(lì)機(jī)制最多起到鼓勵(lì)農(nóng)村居民盡早參保的作用，無(wú)法促進(jìn)參保人員提升繳費(fèi)檔次。

由此，本文繪制出農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為影響機(jī)制分析圖，見(jiàn)圖1。

圖1 農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為影響機(jī)制

四、研究設(shè)計(jì)與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)“中國(guó)家庭金融調(diào)查”（China Household Finance Survey，CHFS） 數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。目前，CHFS 共有 2011 年、2013 年、2015 年和2017 年四輪追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)具有全國(guó)代表性，涉及的中國(guó)農(nóng)村家庭信息比較完整，涵蓋了人口特征、資產(chǎn)負(fù)債、收入支出、社會(huì)保障等多個(gè)方面。由于2011 年和2013 年的CHFS 問(wèn)卷只調(diào)查了受訪者及其配偶的參保情況，而2015 年和2017 年的問(wèn)卷則調(diào)查了家中16 周歲及以上所有家庭成員的參保情況，這恰好覆蓋了新農(nóng)保制度的適用人群，因此，本文未使用2011 年和2013 年的相關(guān)數(shù)據(jù)。CHFS 2017 年的數(shù)據(jù)涉及到了除新疆、西藏外的29 個(gè)省市355 個(gè)區(qū)縣1 428 個(gè)村（居）委會(huì)40 011 個(gè)家庭的共計(jì)127 012 個(gè)個(gè)體，具有較強(qiáng)的代表性。為克服從眾效應(yīng)內(nèi)生性問(wèn)題，研究中也用到了2015 年的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于本文的研究對(duì)象為新農(nóng)保參保及繳費(fèi)人員，因此只保留符合新農(nóng)保參保條件的樣本作為研究對(duì)象，即年滿16 周歲（不含在校生）、未參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民，經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)處理，最終得到29 個(gè)省市的共計(jì)54 194 個(gè)樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量，即農(nóng)村居民是否參保以及參保者是否選擇最低繳費(fèi)檔次。2017 年CHFS 家庭問(wèn)卷“第三部分：保險(xiǎn)與保障”中，針對(duì)家中16 周歲及以上所有家庭成員（在校學(xué)生除外），設(shè)置了如下問(wèn)項(xiàng)：“F1001a 目前，您參加的是下列哪種社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)？”“F1008 去年平均每個(gè)月養(yǎng)老保險(xiǎn)自己繳納多少錢？”。利用Stata13.0 軟件，首先根據(jù)F1001a 生成農(nóng)村居民是否參保的虛擬變量，之后根據(jù)F1008 生成新農(nóng)保參保者每年的繳費(fèi)額，最后根據(jù)年繳費(fèi)額是否為最低繳費(fèi)檔次生成參保者是否選擇最低繳費(fèi)檔次的虛擬變量。

2.核心解釋變量。

（1）從眾效應(yīng)。如前所述，由于信息不完全，農(nóng)村居民參保行為可能會(huì)受從眾效應(yīng)的影響，即農(nóng)村居民參?？赡艽嬖凇皠e人參加，我就參加，別人交多少，我就交多少”的從眾心理。要對(duì)從眾效應(yīng)進(jìn)行研究，首先需要明確“從”的對(duì)象是什么。Sherif（1961）[29]認(rèn)為，從眾從的是參照對(duì)象（referent），參照對(duì)象可能是普遍的、通常的或預(yù)期的個(gè)人周邊環(huán)境中他人做事的方式。這就涉及到兩個(gè)問(wèn)題，一個(gè)是“周邊環(huán)境”，即選擇什么群體作為參照組，另一個(gè)是“他人做事的方式”，即參照組的一致行動(dòng)。對(duì)于參照組的選擇，一般考慮人口統(tǒng)計(jì)特征（如性別、年齡、受教育程度等）相似的群體，或者地域臨近（如同一省/市、同一縣/區(qū)、同一村居）的群體（杭斌、曹建美，2017）[30]。對(duì)于參照組的一致行動(dòng)，一般用參照組的平均值或者眾數(shù)表示。考慮到平均值易受極端值的影響，而眾數(shù)則代表了群體中大多數(shù)人的選擇，因此在有極端值出現(xiàn)的情形中，選擇眾數(shù)要優(yōu)于平均數(shù)。此外，由于個(gè)體隸屬于參照組，會(huì)對(duì)參照組產(chǎn)生影響，而參照組也會(huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生影響，這就導(dǎo)致在研究參照組對(duì)個(gè)體的影響時(shí)會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，解決辦法之一就是將參照組的值滯后一期（Manski，1993）[31]。

考慮到農(nóng)村居民長(zhǎng)期生活在一個(gè)相對(duì)固定的生活環(huán)境中，相互之間交往密切頻繁，可以大致做到信息互通有無(wú)，因此本文根據(jù)地域臨近原則，選擇個(gè)體所在省/市為參照組。針對(duì)選擇方程，本文選取上一年參照組的平均參保率對(duì)從眾效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度。為避免受極端值的影響，本文選擇繳費(fèi)額的眾數(shù)對(duì)結(jié)果方程中的從眾效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度。為克服內(nèi)生性問(wèn)題，此處選擇上一年而非當(dāng)期參照組的平均參保率及參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)。具體而言，本文根據(jù)2015 年CHFS 家庭問(wèn)卷中的問(wèn)項(xiàng)：“F1001a 目前，您參加的是下列哪種社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)？”“F1008 去年平均每個(gè)月養(yǎng)老保險(xiǎn)自己繳納多少錢？”生成個(gè)人是否參加新農(nóng)保和參保者的繳費(fèi)額變量，據(jù)此求得參照組的平均參保率（參照組參?？?cè)藬?shù)/參照組符合參保條件的總?cè)藬?shù)）和繳費(fèi)額的眾數(shù)，以分別測(cè)度選擇方程和結(jié)果方程中的從眾效應(yīng)。

（2）省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)。按照現(xiàn)行新農(nóng)保制度，參保居民無(wú)論選擇何種繳費(fèi)檔次，在當(dāng)?shù)仡I(lǐng)取到的基礎(chǔ)養(yǎng)老金都是相同的。顯然，基礎(chǔ)養(yǎng)老金領(lǐng)取額越高，制度的福利性就越強(qiáng)，居民越傾向于選擇最低繳費(fèi)檔次。根據(jù)省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)，本文還計(jì)算了省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金領(lǐng)取額占比，等于省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)/各省領(lǐng)保樣本每年領(lǐng)取的養(yǎng)老金平均值。為了保證解釋變量的外生性，本文選取省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)衡量制度的福利性。

3.控制變量。

（1）是否屬于繳費(fèi)困難群體。2009 年9 月，《國(guó)務(wù)院關(guān)于開(kāi)展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》中明確指出，對(duì)農(nóng)村重度殘疾人等繳費(fèi)困難群體，地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)。2009 年9 月15 日，原人力資源社會(huì)保障部副部長(zhǎng)胡曉義在接受中國(guó)政府網(wǎng)專訪時(shí)明確指出，困難群體中最具代表性的當(dāng)屬重度殘疾人，因?yàn)樗麄兪遣豢赡娴?、長(zhǎng)期的、穩(wěn)定的困難群體，因此《指導(dǎo)意見(jiàn)》將重度殘疾人作為困難群體的代表，對(duì)于其他困難群體的確定則需依靠地方政府在試點(diǎn)過(guò)程中逐步積累經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行識(shí)別。專訪中指明，新農(nóng)保與農(nóng)村低保、五保等制度可以并行。事實(shí)上，各地在制度實(shí)施過(guò)程中都將低保、五保等困難群體納入了代繳群體。人社部發(fā)〔2017〕59 號(hào)明確指出，應(yīng)減輕貧困人員參保繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，對(duì)于建檔立卡未標(biāo)注脫貧的貧困人口、低保對(duì)象、特困人員等困難群體，地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)。

考慮到農(nóng)村重度殘疾人、低保戶、五保戶、特困戶等生活困難群體會(huì)被自動(dòng)納入新農(nóng)保，養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)也由地方政府代繳，他們的參保行為可能有別于其他群體，因此本文控制了是否屬于繳費(fèi)困難群體這一虛擬變量，是則取值為1，否則為0。由于CHFS數(shù)據(jù)中沒(méi)有詢問(wèn)受訪樣本是否為殘疾，故此處的繳費(fèi)困難群體指受訪樣本所在家庭為低保戶、五保戶或特困戶的群體。

（2）其他控制變量。鑒于年齡、受教育年限等變量也可能會(huì)影響農(nóng)村居民的參保行為，如年齡越大的群體，參保意愿越強(qiáng)烈，越有可能選擇參加新農(nóng)保，而受教育年限可能會(huì)影響農(nóng)村居民對(duì)制度的認(rèn)知，因此在借鑒以往文獻(xiàn)及整理2017 年CHFS 相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，本文控制了農(nóng)村居民的性別、年齡、受教育年限、健康狀況、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭人均收入、地區(qū)虛擬變量等相關(guān)變量。其中，健康狀況根據(jù)CHFS 問(wèn)項(xiàng)“A2025b 與同齡人相比，您現(xiàn)在的身體狀況如何？”進(jìn)行整理，將回答非常好和好的樣本的健康狀況取值為1，其余為0。是否有醫(yī)療保險(xiǎn)根據(jù)CHFS 問(wèn)項(xiàng)“F2001a 您目前擁有以下哪種社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)?”“F2001b 除社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)外，您目前擁有以下哪些醫(yī)療保險(xiǎn)?”整理所得，擁有醫(yī)療保險(xiǎn)的樣本取值為1，否則為0。

為消除離群值的影響，本文對(duì)新農(nóng)保繳費(fèi)額、養(yǎng)老金領(lǐng)取額、家庭人均收入等變量均進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。為減輕異方差的影響，本文對(duì)其均做取對(duì)數(shù)處理。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1 所示?？梢钥闯觯?4 194 個(gè)樣本中，有62.63%的居民參加了新農(nóng)保，而CHFS 2015 年數(shù)據(jù)顯示的新農(nóng)保參加人數(shù)占比為59.19%，說(shuō)明新農(nóng)保參保率在逐年提高。對(duì)于決定參加新農(nóng)保的農(nóng)民，66.90%都選擇了最低繳費(fèi)檔次，說(shuō)明在新農(nóng)保實(shí)施過(guò)程中，繳費(fèi)農(nóng)民集中選擇最低繳費(fèi)檔次的現(xiàn)狀普遍存在。上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)的均值為123.97（=e4.82）元/年，說(shuō)明大多數(shù)參保人的繳費(fèi)額都很少，在從眾效應(yīng)的影響下，參保居民都集中選擇了最低繳費(fèi)檔次。省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)的平均值為1 107.65（=e7.01）元/年，省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金領(lǐng)取額占比的均值為0.50，說(shuō)明對(duì)于領(lǐng)取養(yǎng)老金的群體而言，領(lǐng)取的養(yǎng)老金中有半數(shù)都是來(lái)源于基礎(chǔ)養(yǎng)老金，也即來(lái)源于養(yǎng)老制度的福利。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（續(xù)表1）

五、實(shí)證分析

（一）研究方法

農(nóng)村居民的參保行為存在兩個(gè)不可分割的決策過(guò)程，即是否參保以及參保后的繳費(fèi)檔次選擇。在國(guó)發(fā)〔2014〕8 號(hào)文件中，全國(guó)共設(shè)了12 檔繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，并允許各省根據(jù)自身情況對(duì)總繳費(fèi)檔次進(jìn)行調(diào)整，因此各省的總繳費(fèi)檔次會(huì)有等于、少于或多于12 檔三種情況。結(jié)合表1 的描述性統(tǒng)計(jì)可知，雖然可供選擇的繳費(fèi)檔數(shù)較多，但選擇非最低繳費(fèi)檔次的樣本較少，因此本文選取農(nóng)民是否參保、參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次作為被解釋變量。

根據(jù)前文分析，對(duì)于參保的農(nóng)村居民，我們可以觀測(cè)到其選擇何種繳費(fèi)檔次，而對(duì)于未參保者，其繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)則無(wú)法觀測(cè)。如果以繳費(fèi)檔次作為被解釋變量進(jìn)行研究，就需要在受限被解釋變量（limited dependent variable）的框架下進(jìn)行實(shí)證分析，加之繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)取值受限與農(nóng)村居民是否參保這一變量有關(guān)，此時(shí)是否參?？煞Q為選擇變量，而繳費(fèi)檔次即為典型的樣本選擇（sample selection）數(shù)據(jù)。針對(duì)這類數(shù)據(jù)，如果直接進(jìn)行研究，可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇偏倚。由于參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次是二元變量，因此可建立 Heckprobit （Probit Model with Sample Selection）模型進(jìn)行分析。

假設(shè)parti、scalei分別表示可觀測(cè)到的農(nóng)民是否參保、參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次的虛擬變量，分別表示它們各自對(duì)應(yīng)的不可觀測(cè)的潛變量。Heckprobit 模型假設(shè)存在潛變量方程：

其中，εi~N（0，1），μi~N（0，1），corr（ε，μ）=ρ，X1、X2分別為影響的解釋變量?？捎^測(cè)變量parti、scalei只有在它們各自的潛變量為正時(shí)取值為1，否則取值為 0，且只有當(dāng) parti=1 時(shí)，scalei才能被觀測(cè)到，即：

式（3）和（4）分別被稱為結(jié)果方程和選擇方程。當(dāng) ρ≠0 時(shí)，直接對(duì)方程（1）進(jìn)行 Probit 回歸，估計(jì)結(jié)果會(huì)有偏，而Heckprobit 模型可以得到一致、漸進(jìn)有效的估計(jì)，此時(shí)應(yīng)建立Heckprobit 模型進(jìn)行研究。因此，在利用Stata 軟件進(jìn)行Heckprobit 估計(jì)時(shí)，需要對(duì)ρ 是否取值為0 進(jìn)行檢驗(yàn)。需要注意的是，如果估計(jì)時(shí)使用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的選項(xiàng)，回歸得到的是Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，否則得到的是LR 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。為了識(shí)別模型，Heckprobit 模型要求 X1≠X2（Christopher，2006）[32]。

（二）估計(jì)結(jié)果及經(jīng)濟(jì)意義解釋

利用Stata13.0 軟件對(duì)Heckprobit 模型進(jìn)行估計(jì)，由于同一家庭中個(gè)體的繳費(fèi)決策并非相互獨(dú)立，因此估計(jì)時(shí)使用了家庭層面群穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，估計(jì)結(jié)果如表2 所示。

表2 Heckprobit 模型的估計(jì)結(jié)果及邊際效應(yīng)分析

需要說(shuō)明的是，原則上年滿60 周歲便不需要再繳費(fèi)，可以開(kāi)始按月領(lǐng)取養(yǎng)老金，而樣本中仍存在60 歲及以上的繳費(fèi)者，這可能是由于他們此前從未繳費(fèi)或者在部分年份斷繳，只有將此前年份應(yīng)繳金額一次性補(bǔ)齊才能領(lǐng)取養(yǎng)老金。這種一次性補(bǔ)齊繳費(fèi)與按年繳費(fèi)明顯不同，因此在實(shí)證研究中未考慮60 歲及以上的樣本。

從表2 可以看出，方程總體顯著性檢驗(yàn)的P 值為0.000，表明模型中的所有解釋變量是聯(lián)合顯著的。模型中兩個(gè)方程獨(dú)立性的Wald 檢驗(yàn)的P 值為0.000，因此應(yīng)拒絕原假設(shè)ρ=0，說(shuō)明結(jié)果方程與選擇方程并非獨(dú)立，即參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次與農(nóng)村居民是否參保這兩個(gè)決策之間存在相關(guān)性。這也說(shuō)明，本文建立Heckprobit 模型研究農(nóng)村居民參保行為是適宜的，可解決樣本選擇性偏倚問(wèn)題。表2 的研究結(jié)果可總結(jié)為五點(diǎn)。

1.從眾效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民是否參保以及參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次都具有顯著影響。上一年參照組的平均參保率越高，農(nóng)民越傾向于參保，上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)越大，參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率越小，說(shuō)明農(nóng)村居民在做出參保決策時(shí)會(huì)選擇從眾，假說(shuō)1 得以驗(yàn)證。

2.新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性會(huì)對(duì)居民繳費(fèi)檔次的選擇產(chǎn)生影響。省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)越高，參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率就越大。這是因?yàn)?，農(nóng)村居民所在省份的基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)越高，意味著政府補(bǔ)貼越多，政策福利性越強(qiáng)，此時(shí)參保人員更多的是將新農(nóng)保視為一種福利性政策，而非一種養(yǎng)老保障方式，驗(yàn)證了假說(shuō)2。

3.在選擇方程中，是否屬于繳費(fèi)困難群體的系數(shù)顯著為正，意味著繳費(fèi)困難群體更傾向于參加新農(nóng)保，說(shuō)明新農(nóng)保政策向繳費(fèi)困難群體傾斜在實(shí)踐中落實(shí)較好。在結(jié)果方程中，是否屬于繳費(fèi)困難群體的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明繳費(fèi)困難群體選擇最低繳費(fèi)檔次的概率大于選擇非最低繳費(fèi)檔次，這與地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)的現(xiàn)實(shí)相符。

4.控制變量的影響結(jié)果。（1）年齡越大，農(nóng)村居民越傾向于參保，且參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率越小。對(duì)此，本文給出的解釋是：農(nóng)村居民的年齡越大，老有所養(yǎng)的意愿就越迫切，使得新農(nóng)保這一惠農(nóng)政策的吸引力就越強(qiáng)，進(jìn)而越傾向于參保；參保農(nóng)民的年齡越大，意味著距離領(lǐng)取養(yǎng)老金年齡越近，鑒于交得越多、領(lǐng)得越多，因此年齡越大的參保人員越傾向于選擇高的繳費(fèi)檔次。（2）受教育年限越長(zhǎng)，參保的可能性越小，參保選擇最低繳費(fèi)檔次的概率也越小。這可能是因?yàn)?，農(nóng)村居民的受教育年限越長(zhǎng)，其外出務(wù)工的可能性越大，面臨的養(yǎng)老方式選擇會(huì)更多，進(jìn)而越傾向于不參保。對(duì)于參保者而言，其受教育年限越長(zhǎng)，對(duì)新農(nóng)保政策的理解越透徹，越傾向于選擇高的繳費(fèi)檔次，以便到齡后可以領(lǐng)取更多的養(yǎng)老金。（3）與健康狀況差的農(nóng)村居民相比，健康狀況好的農(nóng)村居民更傾向于不參保，健康狀況好的參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率更小。這可能是因?yàn)?，居民?duì)自己的身體狀況比較滿意，預(yù)期未來(lái)健康風(fēng)險(xiǎn)較小，故不愿參保。對(duì)于選擇參保的農(nóng)村居民而言，健康狀況越好，意味著自身預(yù)期壽命越長(zhǎng)，能夠領(lǐng)取養(yǎng)老金的年限越久，因此越傾向于選擇高的繳費(fèi)檔次。（4）男性比女性的參保概率更高，選擇最低繳費(fèi)檔次的概率更大，說(shuō)明新農(nóng)保參保行為存在性別差異。（5）是否有醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)顯著影響農(nóng)村居民是否參保，但對(duì)參保者是否選擇最低繳費(fèi)檔次的影響并不顯著。（6）家庭人均收入對(duì)農(nóng)村居民是否參保的影響不顯著，但會(huì)顯著影響繳費(fèi)檔次的選擇。參保者的家庭人均收入越高，選擇最低繳費(fèi)檔次的概率越小，說(shuō)明提高參保者的收入水平有助于提高參保者的繳費(fèi)檔次。（7）與東部地區(qū)相比，中西部地區(qū)農(nóng)村居民更傾向于參保，其中中部地區(qū)參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率更大。

5.Heckprobit 模型中參數(shù)估計(jì)值的含義并不直觀，只能據(jù)此判斷出各解釋變量對(duì)被解釋變量的影響方向。為了解釋各個(gè)變量對(duì)參保居民是否選擇最低繳費(fèi)檔次的影響程度，本文計(jì)算了結(jié)果方程的邊際效應(yīng)。從表2 可以看出，新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性的邊際效應(yīng)為0.054，說(shuō)明基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)的對(duì)數(shù)每提高1%，居民選擇最低繳費(fèi)檔次的概率會(huì)增大5.4%，意味著新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性會(huì)促使農(nóng)村居民選擇較低的繳費(fèi)檔次，當(dāng)前基礎(chǔ)養(yǎng)老金逐年上調(diào)的趨勢(shì)不利于參保居民繳費(fèi)檔次的提升。上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)（對(duì)數(shù)）的邊際效應(yīng)為-0.033，說(shuō)明上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)（對(duì)數(shù)）每增加1%，居民選擇最低繳費(fèi)檔次的概率會(huì)降低3.3%，因此只有讓更多的農(nóng)村居民了解并認(rèn)識(shí)到新農(nóng)保制度的優(yōu)越性，才能最終提高全民繳費(fèi)檔次。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用三種方法進(jìn)行檢驗(yàn)。第一，采用“掐頭去尾”的辦法，改變樣本數(shù)據(jù)范圍?？紤]到省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)存在較大差異，本文去掉基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)最高的樣本和最低的樣本。第二，改變測(cè)度從眾效應(yīng)的參照組范圍。CHFS 數(shù)據(jù)中除了包含省份變量prov_CHN 可以識(shí)別樣本是否屬于同一省市，還包含樣本是否屬于同一城市的識(shí)別碼city_lab，據(jù)此可以計(jì)算出上一年各城市的平均參保率和上一年各城市繳費(fèi)額的眾數(shù)，分別用來(lái)測(cè)度選擇方程和結(jié)果方程的從眾效應(yīng)。第三，改變樣本期。為了考察模型的適用性，本文選取CHFS2015 年數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法所得到的模型估計(jì)結(jié)果及結(jié)果方程的邊際效應(yīng)分別如表3 和表4 所示。從表3 可以看出，核心解釋變量從眾效應(yīng)和新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性的符號(hào)和顯著性均未發(fā)生改變，說(shuō)明假說(shuō)1 和假說(shuō)2仍然成立。從表4 可以看出，在使用2017 年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時(shí)，無(wú)論是改變樣本數(shù)據(jù)范圍還是改變從眾效應(yīng)的測(cè)度方法，從眾效應(yīng)和制度強(qiáng)福利性的邊際效應(yīng)變化都不大。然而，在使用2015 年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)，二者的邊際效應(yīng)都有所減小，這可能是由于隨著制度實(shí)施年限的增加，從眾效應(yīng)和制度強(qiáng)福利性對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響愈發(fā)凸顯?？偠灾N檢驗(yàn)方法均表明本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 Heckprobit 模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（續(xù)表3）

表4 結(jié)果方程邊際效應(yīng)分析的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

筆者基于兩個(gè)調(diào)研案例，了解到農(nóng)村居民新農(nóng)保繳費(fèi)行為存在最低繳費(fèi)檔次困境現(xiàn)象。農(nóng)村居民的參保行為存在兩個(gè)不可分割的過(guò)程，即是否參保以及參保繳費(fèi)檔次的選擇。新農(nóng)保繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)是典型的樣本選擇數(shù)據(jù)，為避免實(shí)證研究中可能出現(xiàn)的樣本選擇偏倚，本文基于具有全國(guó)代表性的CHFS 微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，建立Heckprobit 模型研究了農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為的影響因素，主要得到了三個(gè)結(jié)論。第一，從眾效應(yīng)會(huì)影響農(nóng)村居民是否參保以及繳費(fèi)檔次的選擇，即農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為存在從眾現(xiàn)象。第二，新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性會(huì)促使參保農(nóng)民選擇最低繳費(fèi)檔次，說(shuō)明農(nóng)村居民更多是將新農(nóng)保制度視作一種福利性政策，而非主要的養(yǎng)老方式。第三，繳費(fèi)困難群體可從新農(nóng)保制度中獲益，研究發(fā)現(xiàn)，繳費(fèi)困難群體更傾向于參加新農(nóng)保，且選擇最低繳費(fèi)檔次的概率大于選擇非最低繳費(fèi)檔次的概率，這都得益于新農(nóng)保政策向繳費(fèi)困難群體的傾斜。地方政府會(huì)為繳費(fèi)困難群體代繳部分或全部的最低標(biāo)準(zhǔn)養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，說(shuō)明新農(nóng)保制度在實(shí)踐中起到了重要的兜底保障作用。

（二）理論啟示

第一，針對(duì)從眾效應(yīng)影響農(nóng)村居民參保行為這一問(wèn)題，建議從改變政策宣傳方式和加大政策宣傳力度入手。由于對(duì)政策知之甚少，為避免遭受財(cái)務(wù)損失，農(nóng)村居民在做出參保決策時(shí)會(huì)從眾，大多都選擇最低繳費(fèi)檔次。只有讓農(nóng)村居民充分地認(rèn)識(shí)與了解新農(nóng)保，才能緩解參保人群的顧慮，減低其對(duì)政策的偏見(jiàn)，進(jìn)而選擇較高繳費(fèi)檔次。建議借助自媒體和電視廣播等平臺(tái)，以文藝節(jié)目、音頻解說(shuō)、漫畫雜談、視頻講解等方式將新農(nóng)保政策以通俗易懂的方式傳達(dá)給農(nóng)村居民，讓居民真正了解這一惠農(nóng)政策。也可在高校選拔志愿者，或從各行政村擇優(yōu)選拔基層協(xié)辦員，提高工作人員為居民答疑解惑的能力，以便征繳工作可以順利進(jìn)行。

第二，新農(nóng)保制度應(yīng)逐步弱化入口補(bǔ)貼，調(diào)整出口補(bǔ)貼機(jī)制。當(dāng)前，新農(nóng)保制度的調(diào)整重點(diǎn)應(yīng)放在基礎(chǔ)養(yǎng)老金的設(shè)定上，建議逐步弱化入口補(bǔ)貼，將原本用于補(bǔ)入口的財(cái)政支出放在補(bǔ)出口上。此外，將出口補(bǔ)貼與繳費(fèi)檔次相掛鉤，參保居民所選擇的繳費(fèi)檔次越高，可領(lǐng)取的基礎(chǔ)養(yǎng)老金就越多，以此激勵(lì)參保農(nóng)民選擇較高繳費(fèi)檔次，提升新農(nóng)保的養(yǎng)老保障水平。

注釋：

①由于本文的研究對(duì)象為農(nóng)村居民，因此文中仍將其稱為新農(nóng)保。

② 國(guó)發(fā)〔2009〕32 號(hào)規(guī)定，繳費(fèi)檔次共有五檔，分別為 100 元/年、200 元/年、300 元/年、400 元/年、500 元/年，地方可根據(jù)實(shí)際情況增設(shè)繳費(fèi)檔次。國(guó)發(fā)〔2014〕8 號(hào)將繳費(fèi)檔次增設(shè)為十二檔，分別為 100 元/年、200 元/年、300 元/年、400 元/年、500 元/年、600 元/年、700 元/年、800 元/年、900 元/年、1 000 元/年、1 500 元/年、2 000 元/年，各地可根據(jù)實(shí)際情況增設(shè)繳費(fèi)檔次。

③數(shù)據(jù)來(lái)源于仙桃市財(cái)政局發(fā)布的“2018 年度城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)的征收情況公示（農(nóng)村居民）”：http://czj.xiantao.gov.cn/gsgg/201812/t20181211_340858.shtml。公示數(shù)據(jù)中共有380 232 位繳費(fèi)農(nóng)民，其中7 位繳費(fèi)額為空，選擇最低繳費(fèi)檔次的為364 882 人。

④據(jù)了解，大部分的農(nóng)村繳費(fèi)居民均無(wú)集體補(bǔ)助。

⑤利率數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行，并假設(shè)未來(lái)年份利率不變，均為1.5%。

⑥個(gè)人賬戶總額=個(gè)人繳費(fèi)總額+補(bǔ)貼總額+利息總額，此處利用Excel 軟件采用復(fù)利進(jìn)行計(jì)息。

⑦人社部規(guī)〔2018〕3 號(hào)指出，自2018 年1 月1 日起，全國(guó)城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)為每人每月88 元，此處假定該標(biāo)準(zhǔn)在之后幾年不變。