新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿及影響因素*——基于安徽省調查數(shù)據

楊 哲 王茂福

(1華中科技大學社會學系，湖北 武漢，430074;2安徽工業(yè)大學文法學院，安徽 馬鞍山，243002)

一、問題的提出

國家統(tǒng)計局2010年在全國抽取10個省進行了新生代農民工①國家統(tǒng)計局給予新生代農民工定義是:2009年外出從業(yè)6個月及以上、并且在1980年及之后出生的農村勞動力。學者劉志英、劉超(2011)也以同樣方法進行劃分，即出生在農村，于1980年以前的農民工為第一代農民工，1980年之后出生的為第二代農民工或新生代農民工。而王春光(2001)最先提出了新生代農村流動人口的社會認同與城市融入問題。本文新生代農民工是指戶籍在農村，其年齡在18－35周歲，且在城市就業(yè)群體，在城市就業(yè)時間至少在1年以上，留守農村就業(yè)青年不在本次調查之中。專項調查，其中一項調查結果表明:新生代農民工總人數(shù)為8487萬，占全部外出農民工總數(shù)的58.4%，已經成為外出農民工的主體，但該群體社會保障參與率低，其中單位或雇主為新生代農民工繳納了養(yǎng)老保險比例僅為7.6%。那么，養(yǎng)老保險參與率低是否意味著新生代農民工不愿意參與?學者從不同的角度進行了研究:首先，從微觀角度來研究。如青壯年農民工性別對其參與養(yǎng)老保險顯示積極的影響，進城時間和婚姻狀況并沒有顯示出統(tǒng)計意義(肖云、石玉珍，2005)。低繳費年限限制、保險關系轉移難、繳費年限與養(yǎng)老金統(tǒng)籌金無法接續(xù)所形成的養(yǎng)老保險“便攜性損失”，構成了農民工參加養(yǎng)老保險低主要原因(劉傳江、程建林，2008)。簽訂勞動合同的農民工參與養(yǎng)老保險的數(shù)量是沒有簽訂勞動合同農民工的9.2倍，參加過職業(yè)技能培訓的農民工參與養(yǎng)老保險的數(shù)量是沒參加培訓的農民工的近2倍，農民工的收入、外出工作年限與農民工參與養(yǎng)老保險具有正向作用，青壯年農民工對養(yǎng)老保險需求最弱(胡央娣，2009);其次，從中觀角度來研究。分析村莊層面農民對農保和鎮(zhèn)保的參與率差異及其決定因素，得出農民參保的激勵及保障水平在很大程度上不僅與村莊的地理位置、人口規(guī)模、村莊經濟發(fā)達程度以及集體經濟管理的模式等相關，而且還受村莊的被征地規(guī)模和集體經濟支出結構模式等因素的影響(趙德余、梁鴻，2009;吳玉峰，2011)。最后，從宏觀角度來研究。如從養(yǎng)老保險制度層面揭示了現(xiàn)有的農民工養(yǎng)老保障制度安排存在的瓶頸，特別“外來農民工”及其家屬不能與城市有戶籍從業(yè)人員及其家屬享有同等社會保障等權利和待遇(華迎放，2004;彭宅文，2006;顧海英等，2011)。通過以上文獻梳理，國內關于新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿及影響因素的研究較少，這與中國推行城鄉(xiāng)覆蓋社會保障體系的大背景下嚴重不符。因此，本文對新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿方程進行估計，實現(xiàn)全面研究新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿目的。對非經理性變量處理，考慮研究可行性，本文采用認知理性變量來替代非經理性變量，力爭對影響新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿做出全面解釋。

二、研究設計

(一)數(shù)據來源與樣本描述

文章調查方法采用判斷抽樣，選擇安徽省馬鞍山花山區(qū)、蕪湖鏡湖區(qū)、合肥廬江縣、阜陽潁上縣以及淮北濉溪縣為調查點，2012年7－10月課題組成員在選定農村地區(qū)對18－35周歲農村青年進行調研，在各個調研區(qū)，課題組成員采用隨機抽樣的方法，共發(fā)放問卷400份，每個地區(qū)80份，從五個市農村地區(qū)分別收回78份、77份、79份、79份和78份，共收回391份，剔除數(shù)據缺失與填寫有誤等原因的失效問卷39份，實際有效問卷為352份，有效率為88%。從實際調研數(shù)據來看，新生代農民工愿意參與養(yǎng)老保險的人數(shù)為276，占總數(shù)的78.4%，而實際真正參與養(yǎng)老保險的人數(shù)為136，參與率為38.6%，沒參加養(yǎng)老保險占61.4%。

對于因變量，本文采用Y=1表示新生代農民工愿意參與養(yǎng)老保險，Y=0表示新生代農民工不愿意愿意參與養(yǎng)老保險，而表1是有關本文自變量定義和描述性的統(tǒng)計。從表1中可以看出，新生代農民工男女性別比例為63%，男性新生代農民工的比例要高于女性，這與我國人口結構特征以及農村人口流動特點基本相符。受訪者年齡均值為2.31，表明大部分農民工年齡在25周歲左右。①在預調研中，涉及年齡具體值時候，課題組成員發(fā)現(xiàn)，很多女性新生代農民工不愿意透露自己年齡，所以在正式調研中，課題組成員一致同意用區(qū)間段替代年齡具體數(shù)值。平均受教育均值為2.91，說明新生代農民工文化水平有了進一步提高，人均受教育水平與高中畢業(yè)水平相當?；橐龅木禐?.36，說明多數(shù)新生代農民工屬于未婚狀態(tài);新生代農民工月收入為3.57，大約為2000元左右，而新生代農民工每月支出后普遍感到錢基本夠用。對于養(yǎng)老金來源，新生代農民工84.4%都認為主要靠自己積累，對于繳費比例額，新生代農民工繳費均值為1.85，傾向個人繳費比例為4%左右。63%的新生代農民工都比較信任養(yǎng)老保險政策，而只有25%的新生代農民工對國家養(yǎng)老保險政策比較了解。對于自己未來的養(yǎng)老問題，61%的新生代農民工都不關心，而對于未來的養(yǎng)老方式均值為3.42，多數(shù)新生代農民工希望是社會養(yǎng)老與商業(yè)養(yǎng)老保險養(yǎng)老。

表1 有關變量的定義以及描述性統(tǒng)計

(二)分析架構

在討論新生代農民工是否參與養(yǎng)老保險問題中，可建立新生代農民工參與養(yǎng)老保險效用函數(shù)，將其參與養(yǎng)老保險用數(shù)字1表示，而將新生代農民工不參與養(yǎng)老保險用數(shù)字0表示。用表示第i個人參與養(yǎng)老保險的效用，表示第i個人不參與養(yǎng)老保險的效用。其效用均為隨機變量，于是有

由于樣本對于總體參與意愿是刪失的，符合審查回歸模型的特點，因此，可以用Tobit模型估計，在方程6中，表示第i個新生代農民工參與意愿，是一個隱性函數(shù)，其受到眾多因素影響，如解釋變量M1、解釋變量M2、解釋變量M3以及隨機誤差項μ。

解釋變量M1表示個人特征向量，包括性別、年齡、教育以及婚姻等，作為養(yǎng)老保險參與意愿的行為主體，新生代農民工是否參與養(yǎng)老保險，受行為主體特征向量影響。徐琴、鮑磊(2009)選擇在江蘇省的江陰市、無錫市、昆山市、阜寧縣、溧水縣對農民工養(yǎng)老保險參保進行調研，將性別、年齡和文化程度納入Logistics回歸模型中，發(fā)現(xiàn)受教育程度對農民工參保影響并不算太大，也沒有達到特別顯著程度，反倒是性別和年齡經受了顯著性的檢驗。姚俊(2010)研究發(fā)現(xiàn)受教育程度對選擇回鄉(xiāng)參加新農?；蚴窃趧展さ貐⒓印俺潜！庇酗@著影響，而對于回鄉(xiāng)還是在務工地參加“城?！睕]有顯著影響。初中和高中文化程度的農民工更愿意回鄉(xiāng)參加“新農?！?，特別是初中文化的農民工參保意愿明顯上升。

解釋變量M2表示新生代農民工經濟理性特征向量，包括新生代農民工月收入、月支出、養(yǎng)老保險資金來源以及交費比例。吳海盛、江巍(2008)通過對蘇州、無錫、常州、南京和鎮(zhèn)江調研，得出結論是中青年農民所持有的財富越多，其支付能力相對較強，故參與養(yǎng)老保險意愿較強。按照經濟理性人邏輯，收入越高的參與養(yǎng)老保險意愿概率越大，如果新生代農民工的收入水平僅夠維持自己生活水平，其養(yǎng)老問題是暫時不在其考慮的之列。

解釋變量M3表示新生代農民工非經濟理性特征向量，包括是否擔心養(yǎng)老問題、是否信任養(yǎng)老保險、是否了解養(yǎng)老保險以及未來養(yǎng)老方式等，即認知理性特征向量。顧永紅(2010)認為農民工社會風險意識越強、繳費能力越高、對相關制度的信任程度越高，農民工越有可能參加養(yǎng)老保險;反之，農民工參與養(yǎng)老保險的可能性越低。田北海、徐燕(2011)提出農民工的養(yǎng)老保險參與實踐不可避免地受到結構情境的制約，其參保實踐并非基于成本收益最大化的經濟理性行為，而是行動者不斷與行動環(huán)境發(fā)生互動，并不斷地對行動環(huán)境及行動本身做出新的主觀解釋，進而在情境制約下做出的有限理性選擇。按照認知理性人邏輯，新生代農民工對養(yǎng)老保險的認知是影響其參保的重要因素，對養(yǎng)老保險信任度、了解程度越高其參與度也就越高。

三、結果分析

表2是新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿的影響因素回歸結果。模型一是文章的基本模型，考察了在控制性別、年齡、文化程度以及婚姻等個人特征的情況下，新生代農民工養(yǎng)老保險參與情況，不包括經濟理性變量與認知理性變量。模型二是文章拓展模型，考察了在控制新生代農民工月收入、月支出后剩余資金、養(yǎng)老金來源以及繳費比例等經濟理性特征變量的情況下，新生代農民工養(yǎng)老保險參與情況，不包括認知理性變量。模型三包括了個人特征變量、經濟理性變量以及認知理性變量，重點考察認知理性變量對新生代農民工養(yǎng)老保險參與影響。三個模型似然比檢驗統(tǒng)計量在1%的水平上是顯著的，模型三卡方值為21.95610，在三個模型中最大，所以模型三的解釋能力強。

表2 Tobit模型的回歸結果

(續(xù)表2)

表2的Tobit模型回歸結果顯示:從系數(shù)統(tǒng)計顯著性可以看出，在控制其他變量情況下，性別在10%顯著水平下影響其養(yǎng)老保險參與決策，與男性新生代農民工相比，女性養(yǎng)老保險參與概率要低，不同性別新生代農民工受到自身的生理心理、城市就業(yè)以及傳統(tǒng)文化等影響，表示出來養(yǎng)老保險差異。男性新生代農民工在生理占優(yōu)勢，在城市就業(yè)率以及就業(yè)層次要好于女性，所在企業(yè)會給他們繳納養(yǎng)老保險概率要高于女性。在實際調研中，傳統(tǒng)養(yǎng)老文化觀念也促進男性新生代農民工養(yǎng)老保險參與，如個案1。

個案1:霍某某，男，27歲，安徽廬江江村人;秦某某，女，26歲，安徽廬江江村人;二人是夫妻關系，現(xiàn)在已經生了一個女兒，準備再生一個，他們希望生一個兒子。當問及到是否愿意參加養(yǎng)老保險?霍某某回答是:愿意參加，我是男的，以后父母、老婆的養(yǎng)老都要靠我，現(xiàn)在覺得自己能掙點錢，自己先參加，等我有保障他們就有保障了。秦某某的回答是，我老公參加了，我就有保障了，反正他以后管我生活，把這錢存下來給娃以后上學用。課題組成員在其他地區(qū)調研，發(fā)現(xiàn)持這樣觀點群體很多(訪談時間2012年8月20日上午9點)。

從表2中模型三中可以看出，新生代農民工年齡并不顯著影響其養(yǎng)老保險的參與，但26－30歲年齡段養(yǎng)老保險參與率要高于其他年齡段，這與國家統(tǒng)計局數(shù)據相似，根據中華人民共和國國家統(tǒng)計局2011發(fā)布的《新生代農民工的數(shù)量、結構域特點》的調查報告(國家統(tǒng)計局，2011)，新生代農民工的數(shù)量達到8487萬人，而參與養(yǎng)老保險的人數(shù)為645萬人，新生代農民工參加養(yǎng)老保障的比例很低，與其他年齡段的外出農民工參加養(yǎng)老保障的情況沒有顯著差異。新生代農民工有初中以及高中以上學歷，與小學及以下教育水平的新生代農民工養(yǎng)老保險參與沒有顯著的差別，但是對有著初中以及高中以上學歷說，平均養(yǎng)老保險參與率要比學歷最低的新生代農民工(小學及以下)分別要高4.1%與6.4%。在控制其他變量不變的情況下，婚姻變量在5%顯著水平下影響其養(yǎng)老保險參與，與未婚新生代農民工相比，已婚的新生代農民工養(yǎng)老保險參與概率要高，婚后新生代農民工可能更加注意家庭的未來生活以及自己對家庭的責任，對未來家庭養(yǎng)老風險預估，從而促使他們養(yǎng)老參與率較未婚要高。

值得注意的是，依據經濟理性人邏輯，新生代農民工收入越高，其參與養(yǎng)老保險意愿概率越大，如果新生代農民工的收入水平僅夠維持自己生活水平，其養(yǎng)老問題是暫時不在其考慮的之列，從表2的Tobit模型三回歸結果顯示，在控制其他變量情況下，新生代代農民工收入和月支出后剩余資金對其養(yǎng)老保險參與影響并不顯著，但對收入在1001元～1500元、1501元～2000元、2001元～2500元、2501元～3000元以及3001元以上來說，平均養(yǎng)老保險參與率要比收入最低新生代農民工(1000元以下)分別要高22.3%、14.3%、14.1%、16.1%與9.5%;對于未來的自己的養(yǎng)老保險資金的來源，在控制其他變量情況下，如果未來子女愿意為自己籌集繳納，在1%顯著水平下影響其養(yǎng)老保險參與，新生代農民工平均養(yǎng)老保險參與率要比自己籌資方式要低38.12%，自己貸款養(yǎng)老在5%顯著水平下影響其養(yǎng)老保險參與，新生代農民工平均養(yǎng)老保險參與率要比自己籌資方式要低26.5%，借款養(yǎng)老并不顯著影響其養(yǎng)老保險參與，但依靠貸款養(yǎng)老新生代農民工，其平均養(yǎng)老保險參與率要比自己籌資方式要低20.7%;對于養(yǎng)老保險繳費比例變量，在控制其他變量情況下，如果新生代農民工繳費比例在4% ～6%之間，在10%顯著水平下影響其養(yǎng)老保險參與，平均養(yǎng)老保險參與率要比繳費最低檔次(4%以下)要低9.6%，說明目前國家制定農民工個人繳費比例偏高。

按照認知理性人邏輯，新生代農民工對養(yǎng)老保險政策的認知是影響其參保的重要因素，在控制其他變量情況下，新生代農民工對未來養(yǎng)老保險認知變量中，擔心自己養(yǎng)老比不擔心自己的養(yǎng)老平均要多參與8.3%，并且在10%的水平上顯著(估計模型中的比較組是對自己養(yǎng)老保險擔心新生代農民工群體);對來養(yǎng)老保險政策信任認知變量中，新生代農民工對養(yǎng)老保險政策信任比不信任平均要多參與36.5%，并且在1%的水平上顯著(估計模型中的比較組是對養(yǎng)老保險信任新生代農民工群體);對來是否了解養(yǎng)老保險政策認知變量中，對新生代農民工養(yǎng)老保險參與沒有顯著影響，但對養(yǎng)老保險政策了解新生代農民工比不了解平均要多參與2.5%;新生代農民工對自己未來養(yǎng)老方式認知，在控制其他變量情況下，新生代農民工偏好社會養(yǎng)老、養(yǎng)老保險以及自己養(yǎng)老，并且在1%的水平上顯著(估計模型中的比較組是傳統(tǒng)的土地養(yǎng)老)，說明新生代農民工對社會養(yǎng)老以及商業(yè)養(yǎng)老方式逐漸認同。

四、結語

文章利用安徽省調查數(shù)據，調查發(fā)現(xiàn)新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿較高，但實際參與率較低;實證分析并檢驗影響新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿的各個變量，包括個人特征變量、經濟理性變量以及認知理性變量。模型回歸結果表明:第一，性別與婚姻顯著的影響新生代農民工養(yǎng)老保險參與意愿，男性新生代農民養(yǎng)老保險參與率多于女性，已婚新生代農民工養(yǎng)老保險參與率多于未婚;收入與年齡并不會影響新生代農民工養(yǎng)老保險參與;第二，經濟理性變量中收入和月支出剩余資金對新生代農民工養(yǎng)老保險沒有顯著影響，反而未來養(yǎng)老資金來源與繳費比例是新生代農民工比較關心，如果資金來源是子女籌集或者貸款會有利于新生代農民工養(yǎng)老保險參與積極性，目前養(yǎng)老保險個人繳費比較為4% ～8%，新生代農民工可接受是繳費比例的下限;第三，新生代農民工對養(yǎng)老保險的認知程度會顯著影響群體的養(yǎng)老保險參與意愿，新生代農民工對養(yǎng)老保險政策信任度較高，會促進該群體對養(yǎng)老保險參與，但面臨一個嚴峻挑戰(zhàn)，對多數(shù)農民工對政策內涵不了解，這會妨礙其社會養(yǎng)老保險參與，一個可觀預期是多數(shù)新生代農民工對自己未來養(yǎng)選擇在變化，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老與土地養(yǎng)老模式逐漸被社會養(yǎng)老與商業(yè)保險模式替代，在這個轉變之中，新生代農民工對自己未來養(yǎng)老預期感到擔心，其養(yǎng)老保險參與概率要高于不擔心的。

上述研究結論可以看出，新生代農民工是作為理性選擇行動主體，其養(yǎng)老保險參與是基于自身合理利益的需求，但同時也是中國政府推行新型農村養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展的需要，雖然新生代農民工群體養(yǎng)老保險參與情況受到中央與地方政府高度關注，特別是黨的十八大報告明確提出了使社會保障制度覆蓋城鄉(xiāng)所有居民，實現(xiàn)人人享有社會保障的目標，但現(xiàn)實情況是新生代農民工參與率低，參與率低一個重要因素是其對養(yǎng)老保險政策認知度不夠，政府應加大對養(yǎng)老保險政策宣傳力度，同時各地加快完善農民工養(yǎng)老保險轉移接續(xù)工作，提高養(yǎng)老保險統(tǒng)籌層次，改變目前養(yǎng)老保險政策碎片化形式，以激勵新生代農民工養(yǎng)老保險參與的積極性。

[1]肖云、石玉珍:《青壯年農民工社會養(yǎng)老保險參與傾向微觀影響因素分析——對重慶市954名青壯年農民工的調查與分析》，載《中國農村經濟》，2005(4)。

[2]劉傳江、程建林:《養(yǎng)老保險“便攜性損失”與農民工養(yǎng)老保障制度研究》，載《中國人口科學》，2008(4)。

[3]趙德余、梁鴻:《農民參與社會養(yǎng)老保險行為選擇及其保障水平的因素分析——來自上海郊區(qū)村莊層面的經驗》，載《中國人口科學》，2009(1)。

[4]吳玉鋒:《新型農村社會養(yǎng)老保險參與行為實證分析——以村域社會資本為視角》，載《中國農村經濟》，2011(10)。

[5]胡央娣:《農民工參加社會保險的影響因素研究》，載《統(tǒng)計研究》，2009(4)。

[6]華迎放:《農民工社會保障:思考與政策選擇》，載《中國勞動》，2004(10)。

[7]彭宅文:《中國農民工社會保障發(fā)展緩慢的原因分析》，載《云南社會科學》，2006(8)。

[8]顧海英等:《現(xiàn)階段“新二元結構”問題緩解的制度與政策——基于上海外來農民工的調研》，載《管理世界》，2011(11)。

[9]徐琴、鮑磊:《農民工養(yǎng)老保險參保行為及其影響因素分析——基于江蘇五市(縣)的調查數(shù)據》，載《南京師范大學學報(社會科學版)》，2009(5)。

[10]姚俊:《農民工參加不同社會養(yǎng)老保險意愿及其影響因素研究——基于江蘇五地的調查》，載《中國人口科學》，2010(1)。

[11]吳海盛、江巍:《中青年農民養(yǎng)老模式選擇意愿的實證分析——以江蘇省為例》，載《中國農村經濟》，2008(11)。

[12]顧永紅:《農民工社會保險參保意愿的實證分析》，載《華中師范大學學報(人文社會科學版)》，2010(5)。

[13]田北海、徐燕:《制度安排與行動邏輯:農民工養(yǎng)老保險參與現(xiàn)狀的實證研究——以湖北籍農民工的調查為例》，載《學習與實踐》，2011(6)。

[14]劉志英、劉超:《農民工代際差異及其養(yǎng)老保險探析》，載《武漢大學學報(哲學社會科學版)》，2011(11)。