陳碧沁

海南大學(xué)公共管理學(xué)院，海南 ?？?570228

1 問(wèn)題的提出

第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，截至2020 年底，我國(guó)農(nóng)村60 歲及以上老年人口規(guī)模達(dá)到1.21 億人，其中65 歲及以上的人口數(shù)量占農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)量的17.72%［1］。由此可見(jiàn)，我國(guó)農(nóng)村人口的老齡化程度正在不斷加大，農(nóng)村居民的養(yǎng)老問(wèn)題亟待解決。

目前，我國(guó)已建立起覆蓋城鄉(xiāng)的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，包括城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)。但是，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)之間的待遇差距仍較為明顯，難以滿足農(nóng)村居民的養(yǎng)老需求［2］?，F(xiàn)有的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)體系并不能全面有效地解決農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老問(wèn)題。

2022 年，國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于推動(dòng)個(gè)人養(yǎng)老金發(fā)展的意見(jiàn)》提出，推動(dòng)發(fā)展適合中國(guó)國(guó)情、政府政策支持、個(gè)人自愿參加、市場(chǎng)化運(yùn)營(yíng)的個(gè)人養(yǎng)老金，與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、企業(yè)（職業(yè)）年金相銜接，實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)補(bǔ)充功能，協(xié)調(diào)發(fā)展其他個(gè)人商業(yè)養(yǎng)老金融業(yè)務(wù)，健全多層次、多支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)體系［3］。目前，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)已在城市地區(qū)得到一定發(fā)展，但并未在農(nóng)村地區(qū)發(fā)揮應(yīng)有的作用。農(nóng)村地區(qū)潛藏著極大的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)市場(chǎng)，推動(dòng)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展，是面對(duì)農(nóng)村居民養(yǎng)老問(wèn)題可考慮的一項(xiàng)良策。

對(duì)于農(nóng)村地區(qū)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的發(fā)展，較多學(xué)者展開(kāi)了一定研究。徐文芳［4］基于調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)發(fā)展滯后的原因主要有政府部門提供的政策支持力度不夠、保險(xiǎn)公司供給不足和農(nóng)民的有效需求不足。陳其芳［5］運(yùn)用Probit模型分析認(rèn)為，農(nóng)村居民年齡、受教育程度、家庭年純收入、對(duì)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的了解程度、對(duì)養(yǎng)兒防老的態(tài)度、政府宣傳商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的程度等，均是其購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)行為的重要影響因素。秦寧［6］通過(guò)對(duì)2017 年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，指出年齡、文化程度、個(gè)人全年總收入、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)狀況等因素都會(huì)對(duì)農(nóng)村居民商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)購(gòu)買行為產(chǎn)生顯著影響。孫成偉等［7］基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）中的數(shù)據(jù)展開(kāi)研究，發(fā)現(xiàn)居民的工作性質(zhì)、學(xué)歷、人均家庭純收入與是否持有金融產(chǎn)品4 個(gè)因素對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的意愿影響顯著。唐慧娟［8］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)產(chǎn)品本身的質(zhì)量、農(nóng)村居民個(gè)人的素質(zhì)特征、政府政策的扶持程度等因素都會(huì)對(duì)農(nóng)民是否購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)產(chǎn)生影響。

綜上所述，目前學(xué)術(shù)界對(duì)相關(guān)問(wèn)題的研究成果較為豐富，為正確認(rèn)識(shí)農(nóng)村地區(qū)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)發(fā)展滯緩的原因及農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)行為的影響因素提供了理論基礎(chǔ)，但仍存在些許不足。為此，筆者基于2021 年CGSS 數(shù)據(jù)，對(duì)影響農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)行為的因素進(jìn)行分析，試圖探討在農(nóng)村地區(qū)大力發(fā)展商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的可行性，在助力我國(guó)農(nóng)村居民養(yǎng)老問(wèn)題緩解、推動(dòng)我國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的同時(shí)，及時(shí)更新該領(lǐng)域的相關(guān)討論。此外，筆者在以“農(nóng)村居民”為整體樣本的基礎(chǔ)上，以“性別”為依據(jù)，對(duì)不同性別的農(nóng)村居民進(jìn)行分析，以期為相關(guān)討論提供更進(jìn)一步的數(shù)據(jù)參考。

2 研究假設(shè)

所有能影響農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)行為的因素皆屬于該研究所探討的影響因素范疇。筆者根據(jù)已有研究成果，將可能對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)行為產(chǎn)生影響的因素分為4 類，即居民的個(gè)人素質(zhì)、經(jīng)濟(jì)狀況、家庭結(jié)構(gòu)與基本社會(huì)保險(xiǎn)的參保情況，并基于這4類因素提出研究假設(shè)。

2.1 居民的個(gè)人素質(zhì)

居民的個(gè)人素質(zhì)一般會(huì)受其年齡、受教育程度、健康狀況的影響，故筆者以這3 項(xiàng)變量說(shuō)明居民個(gè)人素質(zhì)水平的高低。趙麗娟［9］利用2015 年CGSS 數(shù)據(jù)，通過(guò)多元有序Probit模型分析受教育程度對(duì)18～59周歲農(nóng)民參保行為的影響，發(fā)現(xiàn)受教育程度對(duì)農(nóng)民參保產(chǎn)生顯著的影響（受教育程度越高，農(nóng)民參與積極性越高）。陳其芳［5］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民的年齡與受教育水平均會(huì)在一定程度上影響其購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的意愿。相較于社會(huì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)存在門檻高的問(wèn)題：一方面體現(xiàn)在其目前覆蓋范圍有限，對(duì)其有清晰認(rèn)知的人本就不多；另一方面則是因?yàn)樯虡I(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)需要參保人有一定的養(yǎng)老金融知識(shí)儲(chǔ)備，不像社會(huì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)一般有著統(tǒng)一的運(yùn)作模式。由于有著這樣的門檻，其對(duì)農(nóng)村居民的個(gè)人素質(zhì)水平便有一定的要求。個(gè)人素質(zhì)越高的居民，其知識(shí)面越廣，接受新事物的能力越強(qiáng)。由此，筆者提出第1 個(gè)研究假設(shè)。

H1：個(gè)人素質(zhì)水平對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為具有顯著影響；農(nóng)村居民的個(gè)人素質(zhì)水平越高，其購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率越大。

2.2 居民的經(jīng)濟(jì)狀況

居民的經(jīng)濟(jì)狀況一般包括居民個(gè)人的收入狀況與居民所在家庭的收入狀況。相較于基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的產(chǎn)品數(shù)量更多，還可以采用多種組合方式，不同的產(chǎn)品、不同的組合方式所對(duì)應(yīng)的價(jià)格與收益率均有所不同，靈活性高，可選空間大，但在價(jià)格上基本高于基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的最低檔次。目前，農(nóng)村居民在購(gòu)買城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)時(shí)都傾向于最低檔次。由此可見(jiàn)，居民經(jīng)濟(jì)狀況在很大程度上會(huì)影響其養(yǎng)老保險(xiǎn)購(gòu)買行為的決策。由此，筆者提出第2 個(gè)研究假設(shè)。

H2：經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為有著顯著影響；經(jīng)濟(jì)狀況越好的農(nóng)村居民，其越有可能購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)。

2.3 居民家庭結(jié)構(gòu)的完整度

居民家庭結(jié)構(gòu)的完整度通常會(huì)受子女個(gè)數(shù)、婚姻狀況2 方面的影響。鄒龍等［10］通過(guò)分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民對(duì)家庭養(yǎng)老的認(rèn)可程度會(huì)影響其購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的意愿，且兩者呈負(fù)相關(guān)，即當(dāng)農(nóng)村居民將更多希望寄托在家庭養(yǎng)老這一方式時(shí)，其購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的意愿就會(huì)降低。而對(duì)家庭養(yǎng)老的認(rèn)可程度往往會(huì)受到居民自身家庭結(jié)構(gòu)完整度的影響，具有良好婚姻與多個(gè)子女的完整家庭，才能提供更有保障的家庭養(yǎng)老服務(wù)?；诖耍P者認(rèn)為，農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為會(huì)受到居民家庭結(jié)構(gòu)完整度的影響。該影響的產(chǎn)生有兩方面原因：一是家庭結(jié)構(gòu)越完善，家庭中的人均可負(fù)擔(dān)支出越低，在經(jīng)濟(jì)角度上不利于居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為；二是家庭結(jié)構(gòu)越完善，居民越有可能依賴家庭養(yǎng)老，降低對(duì)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)作用的預(yù)估。由此，筆者提出第3個(gè)研究假設(shè)。

H3：家庭結(jié)構(gòu)的完整度對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為有著顯著的負(fù)面影響；家庭結(jié)構(gòu)越完善的農(nóng)村居民，其購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的可能性越低。

2.4 基本社會(huì)保險(xiǎn)的參保情況

該研究所指的基本社會(huì)保險(xiǎn)的參保狀況指的是基本社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與基本社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)這兩類保險(xiǎn)的參保情況。馬可頡等［11］利用Logit模型進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，社保滿意度的上升與個(gè)人商業(yè)保險(xiǎn)的參保呈顯著負(fù)相關(guān)，即居民對(duì)社保越滿意，購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)的可能性越低。由此證實(shí)了社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)擠出效應(yīng)存在的可能性。受收入和傳統(tǒng)觀念等因素的影響，大多數(shù)居民在購(gòu)買基本社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)后便認(rèn)為已經(jīng)足夠，忽略了商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的作用。據(jù)此，筆者提出第4 個(gè)研究假設(shè)。

H4：基本社會(huì)保險(xiǎn)的參保狀況對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為具有顯著的負(fù)面影響；參與基本社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的居民，其購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的可能性更低。

2.5 異質(zhì)性分析

由于僅以“農(nóng)村居民”作為樣本進(jìn)行分析只能得到大樣本下的數(shù)據(jù)，不足以深層次地了解不同類別下的農(nóng)村居民商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)購(gòu)買行為的影響因素。因此，筆者在原本分析的基礎(chǔ)上，以“性別”為依據(jù)，把“農(nóng)村居民”分作兩類進(jìn)行進(jìn)一步分析。許閑等［12］研究提出，由于女性相比男性更長(zhǎng)壽且面臨老齡時(shí)期的收入問(wèn)題，因而其對(duì)購(gòu)置商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的需求更迫切。由于男性與女性之間的生理差異，男性與女性的人均壽命也存在一定差異，兩者對(duì)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的需求可能也會(huì)存在差異。因此，筆者提出第5個(gè)研究假設(shè)。

H5：個(gè)人素質(zhì)、經(jīng)濟(jì)狀況、家庭結(jié)構(gòu)的完整度與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參保情況4 個(gè)因素對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)行為的影響具有顯著的性別分異。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量設(shè)計(jì)與模型假設(shè)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

該研究采用2021 年CGSS 數(shù)據(jù)。CGSS 始于2003年，是我國(guó)最早的全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目。2003—2022年，CGSS進(jìn)行了15次年度調(diào)查，2021年開(kāi)展了第14 次年度調(diào)查。2021 年度CGSS 在全國(guó)范圍內(nèi)共完成8 148份有效樣本調(diào)查。筆者根據(jù)研究對(duì)象對(duì)8 148份有效樣本進(jìn)行篩選，篩選整理后得到3 148份樣本。

3.2 變量設(shè)計(jì)

3.2.1 因變量

因變量為“農(nóng)村居民是否購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)”，是只取“0”或“1”的二分類變量。在被調(diào)查者中，購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的人并不多，僅有4.28%（135份樣本）的樣本表示已購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)，而剩余95.72%的樣本則表示沒(méi)有購(gòu)買。

3.2.2 自變量

自變量主要包括居民的個(gè)人素質(zhì)、經(jīng)濟(jì)狀況、家庭結(jié)構(gòu)與基本社會(huì)保險(xiǎn)的參保情況。

居民個(gè)人素質(zhì)主要受其年齡、受教育程度、健康狀況3個(gè)方面的影響，故通過(guò)這3項(xiàng)變量衡量其個(gè)人素質(zhì)水平。三者的取值越高，表示居民的個(gè)人素質(zhì)水平越高。

居民的經(jīng)濟(jì)狀況包括個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況與所在家庭的經(jīng)濟(jì)狀況。兩者的取值越高，表示居民的經(jīng)濟(jì)狀況越好。

家庭結(jié)構(gòu)通常會(huì)受到居民子女個(gè)數(shù)、婚姻狀況兩個(gè)方面的影響，故以居民子女個(gè)數(shù)與婚姻狀況為指標(biāo)說(shuō)明居民的家庭結(jié)構(gòu)完整度。兩者的取值越高，表示個(gè)人的家庭結(jié)構(gòu)完整度越高。

關(guān)于參保情況，筆者以基本社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和基本社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的參保情況為指標(biāo)，說(shuō)明農(nóng)村居民基本社會(huì)保險(xiǎn)的參保情況。

3.2.3 控制變量

除上述變量外，筆者選取民族、宗教信仰與政治面貌等作為控制變量加入回歸模型進(jìn)行分析。

3.2.4 分類變量

在對(duì)以上變量進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，以性別為依據(jù)，把“農(nóng)村居民”這個(gè)總樣本分作“男性農(nóng)村居民”與“女性農(nóng)村居民”兩類，以進(jìn)行更進(jìn)一步的分析，考察4 類因素對(duì)不同性別農(nóng)村居民的影響程度。

相關(guān)變量的賦值情況與描述性解釋如表1所示。

表1 相關(guān)變量的賦值情況與描述性解釋

3.3 模型假設(shè)

二元Logistic 回歸的因變量為二分類變量，自變量既可以是區(qū)間變量，也可以是分類變量，還可以是區(qū)間變量與分類變量的混合變量。筆者采用二元Logistic 回歸模型對(duì)“農(nóng)村居民是否購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)”這一項(xiàng)二分類變量進(jìn)行實(shí)證分析，并將回歸方程設(shè)定為

式（1）中：Xn（n=1，2，3，…，13）為解釋變量，包括農(nóng)村居民年齡、受教育程度、健康狀況等13 個(gè)變量；βn是解釋變量的系數(shù)，β值越大，說(shuō)明其相關(guān)度越高。二元Logistic 是以Logit（P）即為因變量構(gòu)建的線性回歸模型。設(shè)農(nóng)村居民i購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率為pi，1 -pi則表示農(nóng)村居民i沒(méi)有購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率。

4 實(shí)證分析

4.1 相關(guān)性檢驗(yàn)

筆者采用相關(guān)性檢驗(yàn)方法對(duì)自變量進(jìn)行篩選，以剔除無(wú)意義的因素，結(jié)果如表2 所示。由表2 可知，個(gè)人素質(zhì)水平中的年齡、受教育程度和健康狀況，經(jīng)濟(jì)水平中的個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平和家庭經(jīng)濟(jì)水平，家庭結(jié)構(gòu)完整度中的子女個(gè)數(shù)，基本社會(huì)保險(xiǎn)參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)及控制變量中的政治面貌均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，與該研究的因變量（是否購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)）具有顯著的相關(guān)性。

表2 相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

除此之外，個(gè)人素質(zhì)水平中的年齡、受教育程度和健康狀況，家庭結(jié)構(gòu)完整度中的子女個(gè)數(shù)、婚姻狀況，基本社會(huì)保險(xiǎn)參保情況中的是否購(gòu)買基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，以及控制變量中的宗教信仰、政治面貌與性別這一變量具有顯著的相關(guān)性，尤其是個(gè)人素質(zhì)水平中的年齡、受教育程度和健康狀況均與性別變量呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)，這在一定程度上驗(yàn)證了假設(shè)H5。

4.2 二元Logistic回歸分析

基于在相關(guān)性檢驗(yàn)中具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量，利用Stata15.0 統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行二元回歸分析，結(jié)果如表3所示。由表3 可知，從農(nóng)村居民的總體效應(yīng)來(lái)看，與是否購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)具有顯著相關(guān)性的變量有個(gè)人素質(zhì)水平中的年齡、受教育程度，經(jīng)濟(jì)水平中的個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平，基本社會(huì)保險(xiǎn)參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)；從性別效應(yīng)來(lái)看，個(gè)人素質(zhì)水平中的年齡，經(jīng)濟(jì)水平中的個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平，基本社會(huì)保險(xiǎn)參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)是否購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)具有一定的性別分異情況。

表3 二元Logistic回歸分析結(jié)果

從總體效應(yīng)來(lái)看，個(gè)人素質(zhì)水平中的受教育程度（優(yōu)勢(shì)比為1.159）對(duì)其是否參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)在1%水平上呈顯著正相關(guān)，說(shuō)明農(nóng)村居民的受教育程度每提高一級(jí)，購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率就會(huì)提高15.9%。盡管個(gè)人素質(zhì)水平中的年齡與健康狀況2 個(gè)變量并不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但已足夠支持H1，即個(gè)人素質(zhì)水平會(huì)對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為產(chǎn)生顯著影響。之所以出現(xiàn)這樣的結(jié)果，是因?yàn)殡S著個(gè)體受教育程度的提高，知識(shí)面的擴(kuò)大，其接受新事物的能力也不斷增強(qiáng)。從性別效應(yīng)來(lái)看，年齡對(duì)不同性別的農(nóng)村居民是否參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響存在差異。

從總體效應(yīng)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)水平中的個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平（優(yōu)勢(shì)比為1.357）對(duì)農(nóng)村居民選擇購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)具有積極意義，并且在1%水平上呈顯著正相關(guān)，說(shuō)明個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平每提高一級(jí)，其購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率便會(huì)提高35.7%。盡管經(jīng)濟(jì)水平中的另一個(gè)變量家庭經(jīng)濟(jì)水平?jīng)]有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但這已經(jīng)證實(shí)了H2。這說(shuō)明農(nóng)村地區(qū)的居民在選擇養(yǎng)老保險(xiǎn)時(shí)，大多情況下會(huì)受到經(jīng)濟(jì)收入水平的限制，當(dāng)其經(jīng)濟(jì)收入水平足以滿足基本生活需求后，他們才有可能考慮商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)。此外，從性別效應(yīng)來(lái)看，個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平對(duì)不同性別的農(nóng)村居民的影響存在差異，其對(duì)男性農(nóng)村居民的影響較大，在5%的水平上顯著，而對(duì)女性居民的影響較弱，在一定程度上證明了H5。

從總體效應(yīng)來(lái)看，基本社會(huì)保險(xiǎn)參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)（優(yōu)勢(shì)比為0.616）每上升一個(gè)單位，農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的概率便會(huì)降低38.4%。這表明是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為具有負(fù)面影響，并且在5%的水平上顯著，驗(yàn)證了H4。該結(jié)果出現(xiàn)的原因?yàn)樯虡I(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)開(kāi)支較大，農(nóng)村居民認(rèn)為基本養(yǎng)老保險(xiǎn)可以滿足自身的養(yǎng)老需求。從性別效應(yīng)來(lái)看，參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的情況對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的行為具有性別分異，其對(duì)男性農(nóng)村居民的購(gòu)買行為具有顯著的負(fù)向影響，而對(duì)女性農(nóng)村居民購(gòu)買行為的影響則較弱，證實(shí)了H5。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)時(shí)效和數(shù)據(jù)有偏差的情況，使用替代變量法對(duì)該研究的評(píng)價(jià)指標(biāo)與模型的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)，以降低模型的不確定性對(duì)推論造成的影響。

筆者將家庭經(jīng)濟(jì)水平變量替換為家庭收入狀況（對(duì)應(yīng)的問(wèn)題為“您家2020 年全年家庭總收入是多少”），以檢驗(yàn)此次研究所采用評(píng)價(jià)指標(biāo)與模型的穩(wěn)健性，結(jié)果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

由表4 可知，個(gè)人素質(zhì)水平中的受教育程度、經(jīng)濟(jì)水平中的個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平與基本社會(huì)保險(xiǎn)參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)仍對(duì)農(nóng)村居民是否購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)具有顯著的影響。因此，上述研究結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

5 結(jié)論

采用二元Logistic 分析，發(fā)現(xiàn)個(gè)人素質(zhì)水平中的受教育程度、經(jīng)濟(jì)水平中的個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平與基本社會(huì)保險(xiǎn)參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民是否購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)具有顯著影響。其中，前兩者對(duì)農(nóng)村居民商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的購(gòu)買行為產(chǎn)生的是正向顯著影響，而后者產(chǎn)生的則是負(fù)向顯著影響。

此外，對(duì)樣本以“性別”為依據(jù)區(qū)分，對(duì)男性農(nóng)村居民與女性農(nóng)村居民進(jìn)行分析后，發(fā)現(xiàn)個(gè)人經(jīng)濟(jì)水平、參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的狀況對(duì)農(nóng)村居民購(gòu)買商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)行為的影響存在性別分異性。