一、问题的提出
农村社会养老保险制度具有很强的社会福利性质，但农民缴费是享受社会福利的前提条件。2009 年9 月，国务院正式发布了《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，在全国 10%的县（ 市、区、旗）进行新农保试点工作，计划到2012 年底实现制度的全覆盖[1].截至2011 年底，全国已有15 个省区市完成新农保制度全覆盖目标[2].新农保强调了政府主导下的自愿参保，农民个人强烈的养老保险需求是开展该项工作最基本的社会支持条件，制度推行的顺利与否与农民参保的积极性直接相关。然而，无论是新农保还是之前的地方新农保实践以及过往的老农保，都或多或少地存在着农民参保率低的现象，进而影响了制度功能的发挥。本文立足于农民参保的决策过程，通过探究各影响因素对农民参保决策的作用机理，力求找到调动农民参保积极性的突破口，从而推动新农保制度进一步完善和长久的发展。
新农保具有很强的社会福利性质，但农民参保缴费是享受社会福利的前提条件，因此不少机构和学者开始对农民参保意愿问题开展调查分析。这其中既有定性的研究[3],也有定量研究[4]; 既有基于实地调查基础的研究[5],也有通过与其他国家进行历史比较以及逻辑推理为方法的研究[6]; 既有就某一因素对农民参保影响的研究[7],也有把诸多因素纳入模型之中进行系统的研究[8].最初的研究多将农民的参保行为视作经济理性的过程，普遍认为家庭收入等经济原因是制约农民参保的重要因素[9].随着新农保制度的推进，对农民参保意愿的研究逐步转向对农民参保决策行为的分析，对农民行为的设定也从完全理性转向有限理性[10].但是，新农保推行中农民参保行为和参保意愿是存在差别的[11],而目前针对农民参保行为进行以大规模农户问卷为基础的数量分析还是较少。并且从研究框架上看，过往的研究大多缺乏系统的理论框架，研究方法和研究对象也略显单一； 从研究方法上说，多数研究是从数量分析的基础上探究何种因素影响了农民的参保意愿，但对这些因素对农民参保决策的影响程度以及作用途径并没有深入分析； 从研究对象上看，现有研究一般是针对特定的地区、特定的养老保险模式，因而较难看出新农保作为一种特殊商品，其消费者（ 农民） 对商品异质性的不同反应。
本文在已有研究的基础上，结合实地调研，以个体特征、家庭特征、乡村治理、参保认知等四个方面探析农民的参保决策过程。本文从制度需求者---农民的角度出发，将新型农村养老保险一般化为跨时期交付的商品，将农民的参保行为视为对跨期交付商品的消费，从而以消费者行为理论为框架对农民参保行为进行解释。
二、研究对象、资料与方法
本文的研究对象是《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》所列的农村适龄参保居民，即 16~60 周岁（ 不含在校学生） 、未参加城镇职工基本养老保险的农村居民。所用资料来自“新型农村社会养老保险制度试点情况调研”课题组 2010 年 7-10 月在河南、河北、重庆、江苏四省展开的入户问卷调查，最终将采集到的 917 名适龄参保农民列为本文的研究样本。
就样本农民个人特征而言，男、女性被调查者各占51.4%和48.6%,基本平衡； 从年龄分布上来看，将16~60 岁的适龄参保群体按 15 年一个年龄段划分，被调查者以中年龄组（ 30 岁以上，45 岁以下） 居多，占39.7%,（ 16,30） 岁年轻群体样本略少，约占 25%,但 3 个年龄段样本数分布基本均匀； 已婚农民占总样本的83.4%; 81.4%的被调查者具有初中及以上文化程度； 党员占 7.5%.就样本的家庭特征而言，近 70%的农民家庭承包地超过 0.2 hm2; 超过一半的样本农民子女不止一个，并且 65.1%的农民家中至少有一个儿子，但同时 18%的样本农民没有子女，约 35%的农民家中没有儿子； 根据收入分组，中等收入组农民占 77.2%.
此外，为获得更多的一手资料，我们还与调研地县（ 市） 、乡（ 镇） 级新农保经办机构及其他相关机构的工作人员、乡村干部进行了非结构性访谈。这些工作使我们对影响农民参保意愿有了更为全面、深刻的认识。
三、农民参保决策影响因素的 Logistic 回归模型分析
（ 一） 变量测量
本研究的因变量（ 是否参加新农保） 是一个二分变量。当农民参保时，变量赋值为 1; 未参保时，变量赋值为 0.
影响农民参保决策的因素作为本研究的自变量，可以分为客观特征因素（ 表 1） 和主观认知因素（ 表4） 两类，共计 23 个。为了更清晰的了解各类变量对农民参保决策的影响，本文采取分情境逐步回归的方法，分别考察客观特征变量和主观认知变量对农民参保决策的影响。
（ 二） 农民参保决策的客观特征因素分析
1.logistic 初步估计及显着性检验 在对农民参保客观特征影响因素变量进行 Logistic 回归分析。
首先对个体特征变量、家庭特征变量分别进行 Logistic 回归分析，即单独考虑个体特征因素和家庭特征因素对农民参保边际倾向的影响。接着，将两部分变量合并，综合考虑客观特征变量对农民参保边际倾向的影响。所有分析过程由 Eviews5.1 完成。从模型参数的估计结果看，在 0.1 的显着水平上，个体特征中的年龄、受教育年数、外出打工打算和政治面貌四个变量对农民参保的边际倾向有显着影响。家庭特征中的人均可储蓄收入、家庭承包地面积、子女数影响显着。综合影响农民参保的各项客观特征变量，年龄、受教育年限、外出打工打算、人均可储蓄收入、家庭承包地面积共 5 个变量对农民参保倾向影响显着。
2.对模型参数估计的修正和解释 Logit 模型虽然具有较高的估计效率，但由于自身缺陷不可避免的存在异方差，从而不能很好的解释各因素对农民参保决策的影响程度。为了弥补这一缺陷，本文通过在Logit 模型估计结果基础上设定因变量预测值的区间进而采用加权最小二乘估计法（ WLS） 对农民参保决策的边际倾向进行修正（ 表 3） .
结合以上对客观特征变量显着性检验结果得知，年龄（ 0.010 1） 、受教育年限（ 0.000 0） 、外出打工打算（ 0.051 9） 、人均可储蓄收入（ 0.062 8） 、家庭承包地面积（ 0.000 0） 等 5 个变量对农民参保倾向影响显着，其参数值分别为0.004 628、-0.024 977、-0.085 161、-4.20E-06、0.041 461.这意味着：
其一，农民年龄每增长 10 岁，参保概率将会提高 4.6%,这与前面的假设符合，从调查结果的统计中也可以得到印证。具体分析不同年龄段参保情况： 30 岁以下的适龄参保农民 229 人，其中 64 人参保，165 人未参保，参保率 27.9%; 30 ~ 45 岁年龄段的农民中，参保与未参保人数分别为 183 人和 181 人，基本持平； 而 45~59 岁的 324 名农民中，有 201 人参保、123 人未参保，参保率达 62.0%.从上述统计结果可以看出，新农保制度明显对 45 岁以上农民具有更强的吸引力。
其二，农民受教育程度越高，参保倾向越低。受教育年限每增加 1 年，参保可能性将降低 2.5%.从对不同学历水平群体参保率的统计结果看，新农保参保率随学历水平的提高而降低： 具有小学及以下学历、初中学历、高中及以上学历三类群体参保率依次为 60.3%、49.6%和 28.5%,呈下行态势。
其三，外出打工打算对农民参保决策有显着影响，有外出打工打算降低了农民参保的可能性。从统计结果看，有外出打工打算的 167 人中，57 人已参加新农保，参保率 34.1%; 无外出打工打算的 646 人中，有 353 人参保，参保率达 54.6%; 另有 12 人不清楚将来是否会外出打工。
其四，家庭人均可储蓄收入（ 0.062 8） 对农民参保决策有显着影响，它与农民参保倾向负相关。家庭人均可储蓄收入每提高10 000元，农民参保可能性降低 4.2%.同时，比较家庭人均可储蓄收入和人均纯收入对农民参保决策的边际倾向可以发现，前者对农民参保决策的影响更为显着。这说明家庭可储蓄收入，而非家庭纯收入，才是农民参保决策的关键性经济因素。从前文的描述性统计中也可以看出，虽然未参保农民家庭人均纯收入超过9 000元，但人均可储蓄收入仅为3 500元。而有限的可储蓄收入还要应对一些预期内或预期外的支出。在调查过程中，未参保农民经常提及“经济条件不允许”、“没钱”等作为其不参保的理由，可见这些理由也并非简单搪塞，这在一定程度上反映出农民收入的有限性、多用途性与保费不能流动之间的矛盾。
其五，家庭承包地面积（ 0.000 0） 与农民参保倾向有正向显着影响，家庭承包地面积每增加0.067 hm2,参保可能性增加 4.1%.调查结果也显示，家庭承包地面积在 2.01 hm2以下的 300 名农民中，有 110 人参保，参保率为 36.7%; 612 名家庭承包地面积在 2.01 hm2以上的农民中，有 335 人参保，参保率为 54.7%,比前者高 18 个百分点。该结果相比前文土地作为传统保障方式的一种，与新农保形成替代关系的假设相反。其可能的原因是源自近年来农民家庭收入结构的调整和土地比较收益的下降。农业收入在家庭收入结构中的比重下降，工资性收入、财产性收入等非农收入成为农民收入增长的主要源泉。土地越多的农民，其家庭收入结构中的农业收入比重相对较大，整体收入水平较低，从而更需要新农保弥补家庭养老保障功能的欠缺。
（ 三） 农民参保决策的主观认知因素分析。
1.Logistic 初步估计及显着性检验 以同样方式对农民参保主观认知影响因素变量进行 Logistic 回归分析。首先对农民对乡村治理情况的认知变量和对新农保制度认知变量分别进行 Logistic 回归分析，即单独考虑乡村治理因素和新农保制度认知因素对农民参保边际倾向的影响。接着，将两部分变量合并，综合考虑主观认知变量对农民参保边际倾向的影响。所有分析过程由 Eviews5.1 完成。
表 5 显示，在 0.1 的显着水平上，对乡村治理状况认知变量中，对干群关系认知和对村干部信任程度两变量通过检验。对制度的认知中，有是否知道政府入口补贴、是否知道养老金标准、养老金是否够养老、对新农保试点满意程度 4 个变量通过检验。综合影响农民参保决策的主观认知变量，是否知道政府入口补贴变量不再显着，只有对干群关系认知、对村干部信任程度、是否知道养老金标准、养老金是否够养老、对新农保试点满意程度共 5 个变量对农民参保倾向影响显着。
2.对模型参数估计的修正和解释 同样，为了弥补 Logit 模型的缺陷，提高变量解释能力，现用 WLS模型对农民参保决策的主观认知因素 Logit 估计结果进行修正（ 表 6） .
通过 WLS 显着性检验的变量与 Logit 模型中并无差异，仍是对干群关系认知（ 0.004 1） 、对村干部信任程度（ 0.000 0） 、是否知道养老金标准（ 0.015 5） 、养老金是否够养老（ 0.022 9） 、对新农保试点满意程度（ 0.000 0） 5 个变量对农民参保倾向影响显着，其参数值分别为-0.160 594、-0.198 214、0.101 516、0.360 488、-0.192 065.这意味着：
其一，干群关系的好坏、对干部的信任程度显着影响了农民的参保决策。模型结果表明，干群关系融洽度每提高一个百分点，将导致农民的参保倾向提高 0.16 个百分点； 对村干部信任度每提高一个百分点，将导致农民参保倾向提高 0.198 个百分点。反之，干群关系的恶化，对村干部信任度的降低都将对农民的参保决策产生负面影响。乡村治理对农民参保的这种影响，从与农民的访谈中可以得到比数字更直观的感受。比如，在干群关系较融洽、村民对干部较信任的村庄，村民觉得“上面的政策应该错不了”、“村干部到处宣传也不容易，干吗不给人家一个面子？”,因而比较容易接受新农保，也比较愿意参保； 反观乡村治理状况较差的村庄，村民对新农保以及其它许多政策都显得迟疑、冷淡，“如果真是好事他们能想到我？”、“他们收了钱会不会就卷走了，之前某事就是如此”等就是这一心理的典型代表； 甚至还有农民表示“干部不宣传的我可能会考虑参加，越是让参加我偏不参加”.
其二，是否知道养老金领取标准和养老金是否够养老是农民关心的重点，也是影响农民参保决策的显着因素。调查中了解到，农民的参保决策过程也是理性决策的过程，对制度的充分了解，对新农保养老功能的肯定将提高农民的参保倾向。但同时，对样本的统计结果也显示，只有 29 人对现行养老金领取标准够养老持有肯定态度，仅占总样本的 3%.一方面可能是由于现行新农保政策本着“保基本”的原则，养老金标准确实偏低； 另一方面也源于农民对新农保制度本身并不了解，对养老金领取办法、标准等相关规定等没有具体概念。仅有 30%的农民知道 60 岁后养老金领取标准，并且多数人只是大概了解，并不清楚确切计算方法和标准。而新农保入口补贴的知晓度更低，仅为 5%,还包括了部分新农保经办人员。
其三，对新农保制度的满意度对农民参保决策也有显着影响。由于以较小的数值代表了对新农保试点的积极评价，因此参数-0.192 065表示对新农保满意度每提高 1 个百分点，农民参保倾向将提高 0.19%.
统计结果也表明，超过六成的农民对新农保试点表示非常满意或比较满意，在这一群体中参保率达65.6%,反观对新农保试点不太满意或无明确感受的群体中，参保率仅为 32%.
四、结论与启示
本文以新农保试点地区 917 个样本为例，分析了现阶段农民参加新型农村社会养老保险的意愿，得出以下结论并提出相应政策建议：
第一，农民的参保意愿表现出较明显的年龄特征，年轻农民参保意愿较低。新农保作为养老保险的一种，带有跨期交付的特性，对年长者来说贴现期相对较短，因而，年长者可能更倾向于参加新农保。根据新农保政策的规定，距领取年龄不足 15 年的只需补齐应缴费用，即可在 60 岁后享受养老金待遇，而60 岁以上老人则是可以直接领取待遇。因而从缴费年限上看，新农保政策对年纪较大、能在较短期内领取到养老金的农民更具吸引力，特别是 45 岁以上农民。
这一现象的产生，除了与新农保制度设计密切相关外，也是在农民参保意识薄弱情况下单纯依靠养老待遇吸引农民参保的宣传导向下的必然结果。如果长期忽视农民参保意识的培养，不扭转这种领取者多、缴费者少的参保结构，势必会给新农保资金的运转造成巨大压力，从而影响制度的持续性。吸引青年农民参保是新农保制度深入发展的关键，也是下一步工作的难点。为此，应该在政策制订中加大对青年农民的奖扶、改善政策实施细节使之更适应青年农民的特点、在宣传发动中加强对青年农民的引导。在政策制定和实施细节规定上设置更为灵活的缴费方法和标准，使制度适应青年农民流动性较强、缴费周期较长的特点，从而增加新农保制度对青年农民群体的吸引力，提高其主动参保积极性，确保新农保制度长期持续发展。
第二，农民家庭收入的多用途性与保费不能流动的矛盾，而非家庭纯收入本身，才是影响农民参保意愿的关键性经济因素。以人均可储蓄收入、家庭承包地面积等衡量的农民家庭收入水平、收入结构等经济因素是农民参保决策的基础。然而新农保政策的“低门槛”以及近年来农民人均纯收入的稳定增加，使得经济能力并不构成限制农民参保的主要障碍。但是，“家庭经济紧张”仍是许多农民不愿参保的重要原因。通过与农民的交流，我们能深切的感受到他们所说的“经济紧张”并非托词，而是指有限的收入必须合理分配于生产经营性支出以及应付日常生活中的医疗、教育、建房、人情开支等各类支出。现阶段影响农民参保决策的经济因素更为突出地表现为收入及积蓄的多用途性与保险费不能流动之间的矛盾，在可储蓄收入较为有限的情况下，农民更加注重的满足现有需求，而不是风险尚未到来的养老问题。针对这一矛盾，一方面通过优化产业结构、加快农村剩余劳动力转移等多种途径，保证农民收入稳定增长，另一方面要加快推动农村公共事业发展，减少农民在医疗、教育等方面的一次性大额度支出。同时，在保障安全的前提下，尝试创新新农保保费管理模式，探索与农民需求更切合的保费管理方式。
第三，对新农保的预期极大地左右着农民的参保意愿。新农保跨期交付的特性决定了制度供给的稳定性、持续性对农民参保意愿起到重要的影响。农民对制度可持续性的信心状况直接影响到其现在对养老保险的选择行为，现行制度的不稳定性会降低农民对新农保制度可持续性的预期，带来农民预期制度风险的增大进而预期风险成本的增大。
鉴于此，从国家宏观层面应加强相关立法，以法律保障新农保制度运行的稳定性、规范性。从法律上明确农村社会养老保险的性质和地位，明确新农保的基金来源、保障标准、收支程序、监督机制等。有了法律为依据，才能厘清各主体的权责，规范和协调人与人、人与事的关系，实现从“人治”向“法治”的转变，使参保农民的利益得到切实保障。
从乡村微观层面，应以新农保等惠农政策推进为契机，改善农村社区治理模式及状况。实证分析以及调研见闻都表明，良好的村治状况有利于加快新农保制度的推广速率，并降低制度推行的成本，最典型的代表就是河北青县。在青县，我们所调查的东马桥、辛集等四个村庄都在短时间内完成了新农保的宣传发动、参保收费工作，并且农民对制度的知晓度、配合度都相对较高。而这种高效率、低成本、高参保率现象也不仅仅是调查村庄所特有的，据了解，青县各村庄规模、发展水平和实际状况各有不同，但其新农保推行工作的成果并无明显差别。青县的成功范例正是源自其良好的村治模式为基础，而这基础性功效也将能在农村的其他政策、工作开展过程中得以体现。
参考文献：
[1]国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见[R].国发〔2009〕32 号，2009-09-01.
[2]温家宝。开展新型农村社会养老保险试点工作 逐步推进基本公共服务均等化---在全国新型农村社会养老保险试点工作会议上的讲话[EB/OL].
[3]卢海元。我国新型农村社会养老保险制度试点问题研究[J].毛泽东邓小平理论研究，2010（ 6） : 1-8.
[4]石绍斌，樊丽明，王媛。影响农民参加新型农村社会养老保险的因素---来自山东省入户调查的证据[J].财贸经济，2009（ 11） : 42-48.
[5]刘晓梅，楚廷勇。对新型农村社会养老保险试点方案的思考[J].东北财经大学学报，2010（ 4） : 68-71.
[6]张红梅，杨明媚，马强。现阶段阻碍农村养老保险制度发展的影响因素---基于农户参保意愿的实证分析[J].华南农业大学学报： 社会科学版，2009（ 3） : 11-17.
[7]邓大松，薛惠元。新型农村社会养老保险替代率的测算与分析[J].山西财经大学学报，2010（ 4） : 8-13.
[8]赵意焕。构建新型农村社会养老保险制度若干思考[J].经济研究导刊，2009（ 32） : 24-25.
[9]张朝华。农户参加新农保的意愿及其影响因素---基于广东珠海斗门、茂名茂南的调查 [J].农业技术经济，2010（ 6） : 4-10.
[10]史清华。民生化时代中国农民社会保险参与意愿与行为变化分析---来自国家农村固定观测点 2003-2006 年的数据[J].学习与实践，2009（ 2） : 20-36.
[11]林本喜，王永礼。农民参与新农保意愿和行为差异的影响因素研究[J].财贸经济，2012（ 7） : 29-38.
