“新農?！笨沙掷m(xù)發(fā)展影響因素的實證研究

人口老齡化是中國面臨的重要難題。在此背景下，實現農村地區(qū)的“老有所養(yǎng)，老有所依”已成為政府與學界共同關心的焦點社會問題。2009年9月，國務院發(fā)布了《關于開展新型農村社會養(yǎng)老保險試點的指導意見》（國發(fā)〔2009〕32號），啟動了中國新型農村養(yǎng)老保險制度（以下簡稱“新農?！保┙ㄔO，并于2012年提前完成了制度全覆蓋目標。值得關注的是，“新農?！敝贫鹊目沙掷m(xù)發(fā)展面臨農村居民人口基數大，老齡化現象突出，參保居民參保金額小、參保人數少、歷史欠賬多、領取金額大等因素的阻礙 程杰、高文書：《“十三五”時期養(yǎng)老保險制度與勞動力市場的適應性》，載《改革》，2015年第8期，第84-95頁。。世界銀行提出，養(yǎng)老保險“可持續(xù)性”改革的首要目標是實現財政收支平衡，不出現財政赤字，即以確定的繳費率路徑支付當前與未來的待遇，不用進行特殊調整王宇熹、汪泓、陳群民等：《國際養(yǎng)老保險體系可持續(xù)發(fā)展改革政策評析》，載《商業(yè)研究》，2012年第8期，第120-124頁。。在此背景下，本文以徐州市的三個縣市為例，分析阻礙新型農村社會養(yǎng)老保險制度可持續(xù)發(fā)展的主要因素，進而為該制度的進一步改革發(fā)展提供經驗與借鑒。

一、相關文獻及調查說明

針對現有農村養(yǎng)老保險制度能否可持續(xù)發(fā)展，有學者進行了相關研究。王媛（2011）基于全國大部分省份的研究樣本，發(fā)現農民持續(xù)參保認知與農民從事職業(yè)、地理地域因素呈現顯著正相關，與農民的性別、年齡、子女數量等因素呈現負相關。楊麗等（2012）以昆明市農戶為調查對象的研究發(fā)現，農民家庭純收入、文化程度、對“新農?！钡牧私獬潭取φぷ鞯臐M意程度成為影響農民參保意愿的重要因素。薛惠元（2014） 以仙桃市農戶為調查樣本的研究發(fā)現，農民的性別、是否了解“新農?！闭?、對自己未來老年生活的擔心程度等會顯著影響農民參保意愿。此外，Barr（1992）認為除了財政的可持續(xù)外，政治的可持續(xù)也是影響?zhàn)B老保險可持續(xù)發(fā)展的重要條件。

綜合已有文獻研究發(fā)現，農村養(yǎng)老保險制度能否可持續(xù)發(fā)展，主要受到三類因素的影響：一是參保認知，即已參加養(yǎng)老保險的農村居民對于養(yǎng)老保險平衡生命周期內收入與支出狀況這一功能的了解程度。農民持續(xù)參保行為的實施意愿是影響農村養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展的重要因素，當農民愿意持續(xù)參加農村養(yǎng)老保險，農村養(yǎng)老保險制度才有可能持續(xù)發(fā)展。二是參保水平，即參加養(yǎng)老保險的農村居民所領取的養(yǎng)老金金額能否維持他們的日?；旧铧S瑞芹：《新型農村社會養(yǎng)老保險制度保障能力及其評價——基于湖北6個試點縣（區(qū)、市）的調查》，載《中南民族大學學報（人文社會科學版）》，2011年第2期，第132-135頁。。參保水平影響著農村領取養(yǎng)老保險的參保人生活水平的實際狀況，同時是周圍農村居民是否愿意參與或繼續(xù)參與農村養(yǎng)老保險的重要參照物。三是基金平衡能力，即養(yǎng)老保險基金收支能否處于動態(tài)平衡水平錢振偉、卜一、張艷：《新型農村社會養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展的仿真評估——基于人口老齡化視角》，載《經濟學家》，2012年第8期，第58-65頁。?；鹌胶饽芰τ绊懼r村養(yǎng)老保險制度能否持續(xù)發(fā)展，如果基金無法實現動態(tài)平衡，在現有狀態(tài)下，會出現入不敷出的狀態(tài)，長久下去，農村養(yǎng)老保險制度將無法維持。

為深入了解以上三類因素對于新型農村養(yǎng)老保險制度可持續(xù)發(fā)展的具體影響，2016年8月1日至15日，在江蘇省徐州市下屬的邳州市、沛縣、豐縣三個縣市的部分農村開展簡單隨機抽樣問卷調查。為消除主觀因素的影響，對總體樣本采用隨機偶然的方法進行抽樣，沒有采用分組或排序的方式。調查以戶為單位，被訪者年齡處于18至60周歲區(qū)間。調查期間共獲取有效問卷327份。

二、變量設定與研究假設

影響新型農村養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展的三大類因素可進一步具體化為農民個體、農民家庭、政府財政、制度特征等潛在變量，各潛在變量又可做如下細化：農民個體潛在變量包括農民性別、年齡、文化程度、健康程度、參保認知、養(yǎng)老觀念等觀察變量；農民家庭潛在變量包括家庭成員數量、兒子數量、家庭收入、家庭成員態(tài)度等觀察變量；政府財政潛在變量包括政府財政補貼、繳費率、養(yǎng)老金領取金額等觀察變量，制度特征潛在變量包括制度保障程度、政府宣傳力度、長繳多補激勵措施、制度設計等觀察變量。農村養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展的理論模型如圖1所示。同時，圍繞潛在變量提出以下研究假設：

H1a：農民個體變量對政府財政變量存在顯著的正向影響

H1b：農民個體變量對制度特征變量存在顯著的正向影響

H1c：農民個體變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)存在顯著的正向影響

H2a：農民家庭變量對政府財政變量存在顯著的正向影響

H2b：農民家庭變量對制度特征變量存在顯著的正向影響

H2c：農民家庭變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)存在顯著的正向影響

H3a：政府財政變量對制度特征變量存在顯著的正向影響

H3b：政府財政變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)存在顯著的正向影響

H4：制度特征變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)存在顯著的正向影響

圖1農村養(yǎng)老保險可持續(xù)理論模型

依據以上的研究假設、潛在變量及觀察變量，選取了17類對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展產生影響的因素，并對其進行編碼，如表1所示。

表1量表各變量定義、編碼、取值范圍

潛在

變量編碼觀察變量編碼取值范圍農

民

個

體IF性別Q1男=1.女=2年齡Q2實際調查數據文化程度Q3文盲=1，小學=2，初中=3，高中=4，大專及以上=5健康程度Q4非常健康=1，健康=2，一般=3，不健康=4，非常不健康=5參保認知Q5非常了解=1，了解=2，一般=3，不了解=4，非常不了解=5養(yǎng)老觀念Q6非常傳統(tǒng)=1，傳統(tǒng)=2，一般=3，不傳統(tǒng)=4，非常不傳統(tǒng)=5農

民

家

庭PF家庭成員數量Q71人=1，2—3人=2，3—5人=3，5—8人=4，9人以上=5兒子數量Q8無=1，1個=2，2個=3，3個=4，4個以上=5家庭收入Q9年收入低于2000=1，2001—5000=2，501—10000=3，

10001—20000=4，20001以上=5家庭成員態(tài)度Q10非常支持=1，支持=2，一般=3，不支持=4，非常不支持=5政府財政GF財政補貼Q11非常滿意=1，滿意=2，一般=3，不滿意=4，非常不滿意=5繳費率Q12100=1，200=2，300=3，400=4，500及以上=5養(yǎng)老金領取

金額承諾Q13非常相信=1，相信=2，.一般=3，不相信=4，非常不相信=5制

度

特

征SC制度保障程度Q14非常相信=1，相信=2，一般=3，不相信=4，非常不相信=5政府宣傳力度Q15非常大=1，大=2，一般=3，不大=4，非常不大=5長繳多補

激勵措施Q16非常滿意=1，滿意=2，一般=3，不滿意=4，非常不滿意=5制度設計Q17非常滿意=1，滿意=2，一般=3，不滿意=4，非常不滿意=5

三、實證分析結果

根據調查數據，使用SPSS21.0和AMOS21.0統(tǒng)計分析軟件對調查數據進行信度與效度檢驗，如表2所示。首先，使用Cranach′s α系數檢驗量表的信度，各潛在變量的Cranach′s α均大于0.700，表示使用的量表信度較好；各潛在變量的KMO值也均大于0.700，Bartlett球形檢驗統(tǒng)計量Sig值小于0.01，表示各變量之間存在顯著的相關性，說明適合進行因子分析。通過采取主成分分析法提取因子，最大方差正交法（Varimax）旋轉因子。各觀察變量在各自歸屬的因子上載荷均大于0.50，這說明量表具有良好的收斂效度與區(qū)別效度。同時，各潛在標量的組合信度，即CR值均大于0.700，平均方差提取值，即AVE值也都大于0.500，這說明量表內部一致性與效度良好。以上的信度與效度檢驗表明用于調研的量表數據具有良好的信度與效度，可用于進一步對潛在標量之間的關系進行分析。接下來，采用絕對適配統(tǒng)計量，對測量數據與新型農村養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展的結構方程模型進行適配度分析，包括卡方值、GFI、CFI、RMR。根據適配度檢驗結果，發(fā)現假設模型整體適配度合理，即假設的理論模型與實際調查數據適配。

表2 信度與效度檢驗結果

潛在

變量編碼觀察變量編碼標準化

載荷αKMOCRAVE農

民

個

體IF性別Q10.612年齡Q20.667文化程度Q30.754健康程度Q40.683參保認知Q50.884養(yǎng)老觀念Q60.8450.8450.7140.8870.509農

民

家

庭PF家庭成員數量Q70.763兒子數量Q80.778家庭收入Q90.814家庭成員態(tài)度Q100.6860.8660.8410.8290.533政府財政GF財政補貼Q110.815繳費率Q120.567養(yǎng)老金領取金額承諾Q130.8660.8740.8150.8670.535制

度

特

征SC制度保障程度Q140.512政府宣傳力度Q150.887長繳多補激勵措施Q160.587制度設計Q170.6480.7860.8710.8220.538

通過應用AMOS21.0統(tǒng)計分析軟件對中國農村養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展的結構方程模型進行假設檢驗，得出標準化估計值的模型圖，如圖2所示。同時得到假設檢驗結果，如表3所示。

圖2標準化估計值的模型圖

表3研究假設檢驗結果

研究假設EstimateS.E.C.R.P結果H1a：IF→GF0.1430.0675.6810.657拒絕H1b：IF→SC0.2570.0511.7540.169拒絕H1c：IF→SI0.3640.05511.652***接受H2a：PF→GF0.2690.0472.3440.087拒絕H2b：PF→SC0.2420.0435.6140.261拒絕H2c：PF→SI0.2670.0696.745***接受H3a：GF→SC0.2360.0744.3380.934拒絕H3b：GF→SI0.4850.0564.172***接受H4：SC→SI0.5630.0643.6650.007接受注：***表示P<0.001

結果顯示：農民個體變量對政府財政的標準化路徑系數為0.14，C.R>1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設H1a，即農民個體變量對政府財政不存在顯著的正向影響；農民個體變量對制度特征的標準化路徑系數為0.26，C.R<1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設H1b，即農民個體變量對制度特征不存在顯著的正向影響；農民個體變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)發(fā)展的標準化路徑系數為0.36，C.R>1.96，在P<0.05的水平上顯著，說明該路徑有效，接受假設H1c，即農民個體變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)存在顯著的正向影響；農民家庭變量對政府財政的標準化路徑系數為0.27，C.R>1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設H2a，即農民家庭變量對政府財政不存在顯著的正向影響；農民家庭變量對制度特征的標準化路徑系數為0.24，C.R>1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設H2b，即農民家庭變量對制度特征不存在顯著的正向影響；農民家庭變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)的標準化路徑系數為0.27，C.R>1.96，在P<0.05的水平上顯著，說明該路徑有效，從而接受假設H2c，即農民家庭變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)存在顯著的正向影響；政府財政變量對制度特征的標準化路徑系數為0.24，C.R>1.96，在P<0.05的水平上不顯著，說明該路徑無效，從而拒絕假設H3a，即政府財政變量對制度特征不存在顯著的正向影響；政府財政變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)的標準化路徑系數為0.49，C.R>1.96，在P<0.05的水平上顯著，說明該路徑有效，從而接受假設H3b，即政府財政變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)存在顯著的正向影響；制度特征變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)的標準化路徑系數為0.56，C.R>1.96，在P<0.05的水平上顯著，說明該路徑有效，從而接受假設H4，即制度特征變量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)存在顯著的正向影響。制度特征與政府財政對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)的標準化路徑系數大于農民個體變量與農民家庭標量對農村養(yǎng)老保險可持續(xù)的標準化路徑系數，表示制度特征與政府財政變量的影響程度要高于農民個體與農民家庭變量的影響程度。

通過分析觀察變量與各潛在變量的標準化路徑系數可知，參保認知、養(yǎng)老觀念對農民個體變量的影響程度要高于文化程度、年齡、性別與健康程度。其中，文化程度對農民個體變量的影響程度也較高。家庭收入對農民家庭變量的影響程度要高于家庭成員數量、兒子數量與家庭成員態(tài)度。其中，兒子數量與家庭成員數量的影響程度也較高。財政補貼、養(yǎng)老金領取金額承諾對政府財政變量的影響程度要高于繳費率，而農民更關注于養(yǎng)老金領取金額。政府宣傳力度對制度特征變量的影響程度要高于制度保障程度、長繳多補激勵措施、制度設計的影響程度。

四、結論與建議

結構方程模型估計結果顯示，徐州市三縣新型農村養(yǎng)老保險制度可持續(xù)發(fā)展的主要影響因素，除政府財政補貼機制外，農民參保認知、養(yǎng)老觀念、文化程度、經濟收入有重要影響。此外，養(yǎng)老金領取金額承諾、政府宣傳力度的影響程度也較高。

首先，農民對保險制度本身缺乏正確認知。農村地區(qū)傳統(tǒng)消費觀念根深蒂固，農民更傾向于當下收入與當下消費，缺乏對未來養(yǎng)老保險的收入預期與理解。農村養(yǎng)老保險雖然已實行一定時間，但是相對農民而言，仍是新生事物，持續(xù)參保意愿不強。這與農村居民普遍的文化程度較低有直接關系，與政府的宣傳力度不夠也不無關系。

其次，傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老、土地養(yǎng)老觀念根深蒂固。“養(yǎng)兒防老”是傳統(tǒng)的養(yǎng)老觀念，也是農村根深蒂固的傳統(tǒng)思維王章華.影響農村社會養(yǎng)老保障制度的文化因素分析[J].貴州民族大學學報（哲學社會科學版），2004（2）：58-60.。即使是在東部地區(qū)農村，表現得也較為突出。以上觀念的更新難，與農民對政府主導的養(yǎng)老制度信任度存在很大疑問，尤其是投保后領取的養(yǎng)老金額承諾尚存疑問有直接關系。

最后，農村居民家庭經濟收入水平制約持續(xù)參保意愿。經濟收入水平及穩(wěn)定性是農民各項消費行為的基礎。農民收入相對于城鎮(zhèn)居民整體偏低，收入來源單一。年收入水平較低，甚至僅能維持基本溫飽水平時，農戶是不具備持續(xù)參保條件的。如果農戶家庭收入不具備在一定水平上的穩(wěn)定性時，同樣制約農戶的持續(xù)參保。

根據上述實證分析結果，對東部地區(qū)經濟發(fā)展一般地區(qū)新農保的可持續(xù)發(fā)展提出以下幾點建議：

（1）從法律、機制、宣傳層面轉變農民養(yǎng)老意識，提升持續(xù)參保意愿。進一步宣傳保險對于平衡居民生命周期收入與支出之間關系的重要意義。進一步完善《社會保險法》，并制定專門的《農村養(yǎng)老保險法》或《養(yǎng)老保險法》。明確個人與政府在養(yǎng)老保險層面的權責關系，明確相關的制度與政策。

（2）發(fā)揮各級政府主體責任，引導農民持續(xù)參保。政府在法律、信息傳播方面具有無可替代的權威性與公信力，在轉變農民養(yǎng)老模式觀念方面，政府的主體責任不容忽視。政府還要發(fā)揮在體系上的主體責任，實行統(tǒng)一多層次的養(yǎng)老保險體系，建立統(tǒng)一的全國性養(yǎng)老金制度，實現省級層面與全國層面的農村養(yǎng)老保險制度統(tǒng)籌。構建各級財政責任分擔與資金籌集保障機制李兆友、鄭吉友：《我國新型農村養(yǎng)老保險制度可持續(xù)發(fā)展探析》，載《求實》，2016年第4期，第88-96頁。。強化各級監(jiān)管機制與力度，包括對政府財政補貼、個人賬戶基金的科學管理與有效監(jiān)管、基金投資風險管控、基金支出與使用的監(jiān)管。

（3）構建財政支持為主體，多元化籌資的養(yǎng)老保險基金穩(wěn)定來源。農戶是否持續(xù)參保與對養(yǎng)老基金收支能否保持動態(tài)平衡及財政保障能力能否可持續(xù)的預期有著直接聯(lián)系薛惠元：《新型農村社會養(yǎng)老保險財政保障能力可持續(xù)性評估——基于政策仿真學的視角》，載《中國軟科學》，2012年第5期，第68-79頁。。同時，為了減輕政府財政負擔，也需要采用政府財政為主體的多元化農村養(yǎng)老保險基金籌措機制。除了政府財政補貼與個人繳納的保險費外，還可以通過其他方式籌資養(yǎng)老保險資金。如法國農民養(yǎng)老保險的資金來源除了財政補貼與農民個人繳納的金額外，來自于其他公共社會保險部門的轉移支付占30%，來自于農產品附加稅的資金占22%；巴西通過對農產品的第一購買者征收2.2%的農業(yè)產品稅以及發(fā)行國債籌措農村養(yǎng)老保險資金侯立平：《歐美養(yǎng)老保險改革及其啟示》，成都：西南財經大學出版社，2008年。。

（4）建立多渠道、多元化、收益穩(wěn)定的養(yǎng)老保險基金投資管理體制。國外許多國家在農村養(yǎng)老保險基金的保值增值方面進行了很多實踐，行之有效的方式是以市場化運作結合多渠道、多元化的基金投資管理政策。韓國通過對養(yǎng)老基金的投資運行實現了養(yǎng)老基金的保值增值韓國國民年金研究所基金評價組：《2011年國民年金基金運營成果評價》，韓國國民年金研究所，2012年第1期，第55-78頁。。其他國家在基金運行方面的經驗，也值得中國借鑒。

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（責任編輯：趙英杰）