对农民新农保参保意愿的影响因素研究
——基于probit 分析
内容提要：本文在安徽省和县、蒙城、霍山、广德县400 个农户实地调查数据基础上，运用有序Probit 模型，从不同角度研究农户参与新农保的动机，并分析影响农户参保的主要因素。
关键词：新型农村社会养老保险 参与行为 Probit 模型 一． 引言
2009年9月1日, 国务院印发《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点指导意见》(国发[2009]32号) , 对新型农村社会养老保险(以下简称新农保)试点的基本原则、筹资方式、运行机制、监管体制等做了规定；决定2009—2010年在全国10% 的县进行试点, 以后逐步扩大试点, 计划到2020年前基本实现对农村适龄居民的全覆盖。
新农保是农户以个人为单位自愿参加、自担部分费用，且采取集体补助和政府补贴相结合的农村社会养老保障制度。在试点初期各级政府为了广覆盖的目标，更多地强调了参保率，对农户参与或不参与的动机缺乏了解即忽视了农户参保的真正意愿。新农保是农村公共物品，政府对于农村公共品的供给不仅要从宏观上考虑，更应该从微观上考量，在新农保的实施过程中充分满足农户的需求，这样才能更好地推行新农保，实现新农保的可持续发展。究竟哪些因素对农民的参与意愿及其参与行为产生影响？这些因素如何影响和制约了农民对
新农保的参与行为选择？它们的影响程度分别有多大？本文拟在实证研究的基础上，对这些问题的答案何在作些探索。
二．文献回顾
国内一些学者曾就农民参加老农村社会养老保险的影响因素进行了实证分析。梁鸿等人( 2002) 1996 年在苏南地区进行农村社会保障调查时发现, 农民是否参加养老保险更多地与个人年龄有关。李连重( 1999) 调查发现, 除了农民的经济收入因素外, 制约农村社会养老保险推行的两个重要因素是农民的预期和制度的缺陷。赵建国、韩军平( 2007) 则根据公共政策分析理论, 采用相关分析、回归分析等方法, 结合分省份统计数据, 实证分析了政策变量、经济发展水平变量对农民参保积极性的影响, 认为集体补助和GDP 的增长率与参保率有较高的相关关系。另有学者对欠发达地区的农村养老模式进行了研究，发现家庭养老在欠发达地区的农村已经弱化, 主要原因是社会变迁、社会流动、社会竞争和家庭结构的变化; 社区养老的覆盖面太窄, 发挥作用小;社会化养老还存在着接受程度的问题(程晓丽等, 2006)。在养老意愿的研究中, 相关研究认为代际之间的养老观念、养老意愿有很大的差别; 而且地区差别是影响养老观念、养老方式的重要因素(李建新等,2004)。还有学者利用MNL模型对我国东南部地区农民的养老意愿进行研究发现, 年龄、性别、受教育程度、职业状态等个体特征对农民养老意愿存在显著影响; 不同地区的农民养老意愿存在较大差异(孔祥智等, 2007)。
上述这些文献为本文研究提供了理论基础及假说，本文实证研究
的目的在于通过考察这些基本变量对农民参与新农保行为的影响，以寻求新农保制度供给与农户制度需求实现均衡的政策途径。
三．数据来源与研究方法
（一）数据来源
本文研究所用数据是在国家社科基金的资助下，2011年暑假期间和安徽大学中国三农问题研究中心老师、同学一起分赴安徽和县、广德县、蒙城县、霍山县实地调研所得，以上四县均为新农保试点县。本次调研采用入户一对一的问卷调查方式, 就问卷中所涉及的30 个变量指标（其中29个自变量、1 个因变量，本文只选取其中11个变量）对当地农民进行访谈。调查结束后对问卷进行了汇总集中检验, 共获得有效问卷451 份, 占问卷总数的90. 2%。
本次调查样本中男性占总数的59.61% , 女性占40.39%; 从年龄分布上来看, 45~59岁被调查者最多, 比重为40.48%; 在文化程度方面, 小学及以下的比例占61.27%,大专及以上( 1.97% )比重最少；家庭特征方面：子女数以2个为主，所占比重为44.84%，4个及以上最少为9.15%；非农收入为家庭主要收入来源，占比重为55.69%，而农业收入只占44.31%。具体数据见表1。
（二）研究方法
本文研究的问题是一个多元变量对一个二元选项的回归分析问题, 即利用多项个人特征、家庭特征、政府特征及其他因素等变量对农民是否参加新农保进行的计量分析。由于因变量农民是否参加新农保是一个二分变量, 因此不适应一般线性回归模型关于因变量必须是连续变量这一基本要求。而Probit模型则是基于积累正态概率函数的二元选择模型，由于它不需要严格的假设条件，克服了线性模型受到统计假设约束的限制，因此本文采用Probit模型进行分析, 即 P( y = 1 | x ) =(X) ( 1) 其中,() 为标准正态分布函数，x
所选变量建模如下， 设Yi=
表示1n、表示n1的向量。根据
1,第i个农户参保
10
i1
，建立Probit模型：
0，第i个农户不参保
Y=0+
iXi +
（三）变量选择
本文选取以下10个自变量，即农户个人特征变量（性别、年龄、文化程度）、家庭特征变量（子女个数、子女目前状况、家庭承包地面积）、政府重视程度、参保所采用的缴费标准、参保后担心的问题、主要收入来源；因变量则选择农户的参保行为。
表2 变量定义及赋值表
变量符号
Y
变量名 是否参加新农保
变量类型 因变量
变量赋值 参加=1；未参加=0
X 1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10
性别 年龄
文化程度
子女个数 子女目前状况
家庭承包地面积 政府重视程度 家庭收入
主要收入来源 参保后担心的问题 个人禀赋变量 个人禀赋变量
个人禀赋变量
家庭特征变量 家庭特征变量
家庭特征变量 政府特征变量 家庭特征变量
家庭特征变量 参保担忧
男=1；女=2
16-29=1；30-44=2；45-59=3；60及以上=4
小学及以下= 1; 初中= 2; 高中= 3；大专及以上=4
1个=1；2个=2；3个=3；4个及以上=4 全部外地务工=1；部分外地务工=2；本地务农=3；未到工作年龄=4
1亩以下=1；1-2亩=2；2亩及以上=3 非常重视=1；比较重视=2；不重视=3 每年4000以下=1；4000-7000=2；7000-10000=3；10000及以上=4 农业收入=1；工资性收入=2
不能及时领到钱=1；物价上涨=2；政策变化=3；养老待遇不能提高=4
四．计量分析
本文选择了反映西部地区农民个人特征、家庭特征、社会特征等三个方面的10个解释变量, 利用Eviews 5.0 软件对农民参保意愿进行了Probit 模型估计。具体分析结果如表3所示：
表3 Pro bit 模型估计结果表
Dependent Variable: CANJIA Method: ML - Binary Probit Date: 03/04/12 Time: 16:13 Sample(adjusted): 1 453 Included observations: 400
Excluded observations: 43 after adjusting endpoints Convergence achieved after 5 iterations
Covariance matrix computed using second derivatives
Variable C X1
X2 X3 X4 X5 X6 X7
Coefficient -0.734203 -0.006082 0.183060 0.287145 0.211659 -0.249415 -0.090212 0.709374
Std. Error 0.816109 0.195720 0.156809 0.134422 0.134722 0.245936 0.187816 0.185814
z-Statistic -0.899639 -0.031077 1.167404 -2.136140 1.571077 -1.014144 -0.480321 3.817651
Prob. 0.3683 0.9752 0.2430 0.0327 0.1162 0.3105 0.6310 0.0001
X8 X9 X10
Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood LR statistic (19 df) Obs with Dep=0 0.075180 0.010751 0.769947
0.129216 0.004567 0.391335
0.581818 2.353963 1.967485
0.5607 0.0186 0.0491 0.324787 0.640659 0.836569 0.718166 -0.271549 0.257966
0.880488 S.D. dependent var 0.288096 Akaike info criterion 32.36982 Schwarz criterion -111.3350 Hannan-Quinn criter. -150.0403 Avg. log likelihood 77.41053 McFadden
R-squared
44 Total obs
400
1. 个人禀赋对农民参保意愿的影响。
由上表可以看出，性别、年龄状况对于农户的参保影响不是很明显。原因可能是当前农户养老习惯还受传统思想影响，农村社会养老保险制度没有得到很好的宣传；文化程度对农民参保影响很明显，说明文化程度高的农户对新农保政策的了解程度以及未来的走势把握得更加准确。
2. 家庭特征对农民参保意愿的影响。
家庭特征变量中只有家庭收入来源对于农户参保有较为明显的正相关影响。原因可能是本地务农收入较低，农户舍不得；在外打工收入较高、生活相对宽裕，且在外接触的比较多对于养老保险有一定的了解。这说明生活水平的提高对于农户采取多元化的养老方式有积极的正面效应。而对于子女方面因素则说明当前农民受“养儿防老”的观念还是比较深刻的，对于参保有迟滞的影响。 3.政府特征对农民参保意愿的影响。
表3中，政府重视程度变量对农户参保影响显著，且正相关影响，说明政府的宣传力度、贯彻执行程度对于农户的参保有明显的影响作用。这在调查中也可以得以证实。
4.参保担忧因素对于农民参保意愿的影响。
这一变量的影响因素主要体现在，担心不能及时领到钱以及政策的变化，透漏出农民参保还是比较谨慎的，对于新农保政策不是十分了解。
五．结论与政策启示
本文通过对四县调查数据的分析得出，当前农民参保积极性还不是十分的高，在选取的众多因素中农民自身文化程度、家庭收入水平和来源以及政府重视程度等对农民参加新型养老保险有显著的积极影响效应。
在新型养老保险制度建设的过程中，农民参保意愿受到多种因素影响。在单一养老模式承担起养老重负之前, 多种养老模式将长期共存。各地应重视鼓励农民转变观念,积极通过各种有效途径增强对社会养老保障体系的宣传力度, 提高农民参与新农保等正规化养老模式的积极性。
参考文献：
[1]沈苏燕, 李放, 谢勇. 中青年农民养老意愿及影响因素分析— 基于南京五县区的调查数据[J] . 农业经济问题, 2009(11) : 84- 89.
[2]孔祥智, 涂圣伟. 中国现阶段农民养老意愿探讨-- 基于福建省永安、邵武、光泽三县( 市) 抽样调查的实证研究[J] . 中国人民大学学报, 2007(3) : 71- 77.
[3]郭继. 农村发达地区中青年女性的养老意愿与养老方式--以浙江省为例[J].
人口与经济: 2002(6) : 32- 37.
[4]郝金磊, 贾金荣.西部地区农民养老模式选择意愿的影响因素分析-基于有序Probit 模型和结构方程模型的实证研究[J].统计与信息论坛2010(11):107-112.
对农民新农保参保意愿的影响因素研究
——基于probit 分析
内容提要：本文在安徽省和县、蒙城、霍山、广德县400 个农户实地调查数据基础上，运用有序Probit 模型，从不同角度研究农户参与新农保的动机，并分析影响农户参保的主要因素。
关键词：新型农村社会养老保险 参与行为 Probit 模型 一． 引言
2009年9月1日, 国务院印发《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点指导意见》(国发[2009]32号) , 对新型农村社会养老保险(以下简称新农保)试点的基本原则、筹资方式、运行机制、监管体制等做了规定；决定2009—2010年在全国10% 的县进行试点, 以后逐步扩大试点, 计划到2020年前基本实现对农村适龄居民的全覆盖。
新农保是农户以个人为单位自愿参加、自担部分费用，且采取集体补助和政府补贴相结合的农村社会养老保障制度。在试点初期各级政府为了广覆盖的目标，更多地强调了参保率，对农户参与或不参与的动机缺乏了解即忽视了农户参保的真正意愿。新农保是农村公共物品，政府对于农村公共品的供给不仅要从宏观上考虑，更应该从微观上考量，在新农保的实施过程中充分满足农户的需求，这样才能更好地推行新农保，实现新农保的可持续发展。究竟哪些因素对农民的参与意愿及其参与行为产生影响？这些因素如何影响和制约了农民对
新农保的参与行为选择？它们的影响程度分别有多大？本文拟在实证研究的基础上，对这些问题的答案何在作些探索。
二．文献回顾
国内一些学者曾就农民参加老农村社会养老保险的影响因素进行了实证分析。梁鸿等人( 2002) 1996 年在苏南地区进行农村社会保障调查时发现, 农民是否参加养老保险更多地与个人年龄有关。李连重( 1999) 调查发现, 除了农民的经济收入因素外, 制约农村社会养老保险推行的两个重要因素是农民的预期和制度的缺陷。赵建国、韩军平( 2007) 则根据公共政策分析理论, 采用相关分析、回归分析等方法, 结合分省份统计数据, 实证分析了政策变量、经济发展水平变量对农民参保积极性的影响, 认为集体补助和GDP 的增长率与参保率有较高的相关关系。另有学者对欠发达地区的农村养老模式进行了研究，发现家庭养老在欠发达地区的农村已经弱化, 主要原因是社会变迁、社会流动、社会竞争和家庭结构的变化; 社区养老的覆盖面太窄, 发挥作用小;社会化养老还存在着接受程度的问题(程晓丽等, 2006)。在养老意愿的研究中, 相关研究认为代际之间的养老观念、养老意愿有很大的差别; 而且地区差别是影响养老观念、养老方式的重要因素(李建新等,2004)。还有学者利用MNL模型对我国东南部地区农民的养老意愿进行研究发现, 年龄、性别、受教育程度、职业状态等个体特征对农民养老意愿存在显著影响; 不同地区的农民养老意愿存在较大差异(孔祥智等, 2007)。
上述这些文献为本文研究提供了理论基础及假说，本文实证研究
的目的在于通过考察这些基本变量对农民参与新农保行为的影响，以寻求新农保制度供给与农户制度需求实现均衡的政策途径。
三．数据来源与研究方法
（一）数据来源
本文研究所用数据是在国家社科基金的资助下，2011年暑假期间和安徽大学中国三农问题研究中心老师、同学一起分赴安徽和县、广德县、蒙城县、霍山县实地调研所得，以上四县均为新农保试点县。本次调研采用入户一对一的问卷调查方式, 就问卷中所涉及的30 个变量指标（其中29个自变量、1 个因变量，本文只选取其中11个变量）对当地农民进行访谈。调查结束后对问卷进行了汇总集中检验, 共获得有效问卷451 份, 占问卷总数的90. 2%。
本次调查样本中男性占总数的59.61% , 女性占40.39%; 从年龄分布上来看, 45~59岁被调查者最多, 比重为40.48%; 在文化程度方面, 小学及以下的比例占61.27%,大专及以上( 1.97% )比重最少；家庭特征方面：子女数以2个为主，所占比重为44.84%，4个及以上最少为9.15%；非农收入为家庭主要收入来源，占比重为55.69%，而农业收入只占44.31%。具体数据见表1。
（二）研究方法
本文研究的问题是一个多元变量对一个二元选项的回归分析问题, 即利用多项个人特征、家庭特征、政府特征及其他因素等变量对农民是否参加新农保进行的计量分析。由于因变量农民是否参加新农保是一个二分变量, 因此不适应一般线性回归模型关于因变量必须是连续变量这一基本要求。而Probit模型则是基于积累正态概率函数的二元选择模型，由于它不需要严格的假设条件，克服了线性模型受到统计假设约束的限制，因此本文采用Probit模型进行分析, 即 P( y = 1 | x ) =(X) ( 1) 其中,() 为标准正态分布函数，x
所选变量建模如下， 设Yi=
表示1n、表示n1的向量。根据
1,第i个农户参保
10
i1
，建立Probit模型：
0，第i个农户不参保
Y=0+
iXi +
（三）变量选择
本文选取以下10个自变量，即农户个人特征变量（性别、年龄、文化程度）、家庭特征变量（子女个数、子女目前状况、家庭承包地面积）、政府重视程度、参保所采用的缴费标准、参保后担心的问题、主要收入来源；因变量则选择农户的参保行为。
表2 变量定义及赋值表
变量符号
Y
变量名 是否参加新农保
变量类型 因变量
变量赋值 参加=1；未参加=0
X 1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10
性别 年龄
文化程度
子女个数 子女目前状况
家庭承包地面积 政府重视程度 家庭收入
主要收入来源 参保后担心的问题 个人禀赋变量 个人禀赋变量
个人禀赋变量
家庭特征变量 家庭特征变量
家庭特征变量 政府特征变量 家庭特征变量
家庭特征变量 参保担忧
男=1；女=2
16-29=1；30-44=2；45-59=3；60及以上=4
小学及以下= 1; 初中= 2; 高中= 3；大专及以上=4
1个=1；2个=2；3个=3；4个及以上=4 全部外地务工=1；部分外地务工=2；本地务农=3；未到工作年龄=4
1亩以下=1；1-2亩=2；2亩及以上=3 非常重视=1；比较重视=2；不重视=3 每年4000以下=1；4000-7000=2；7000-10000=3；10000及以上=4 农业收入=1；工资性收入=2
不能及时领到钱=1；物价上涨=2；政策变化=3；养老待遇不能提高=4
四．计量分析
本文选择了反映西部地区农民个人特征、家庭特征、社会特征等三个方面的10个解释变量, 利用Eviews 5.0 软件对农民参保意愿进行了Probit 模型估计。具体分析结果如表3所示：
表3 Pro bit 模型估计结果表
Dependent Variable: CANJIA Method: ML - Binary Probit Date: 03/04/12 Time: 16:13 Sample(adjusted): 1 453 Included observations: 400
Excluded observations: 43 after adjusting endpoints Convergence achieved after 5 iterations
Covariance matrix computed using second derivatives
Variable C X1
X2 X3 X4 X5 X6 X7
Coefficient -0.734203 -0.006082 0.183060 0.287145 0.211659 -0.249415 -0.090212 0.709374
Std. Error 0.816109 0.195720 0.156809 0.134422 0.134722 0.245936 0.187816 0.185814
z-Statistic -0.899639 -0.031077 1.167404 -2.136140 1.571077 -1.014144 -0.480321 3.817651
Prob. 0.3683 0.9752 0.2430 0.0327 0.1162 0.3105 0.6310 0.0001
X8 X9 X10
Mean dependent var S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Restr. log likelihood LR statistic (19 df) Obs with Dep=0 0.075180 0.010751 0.769947
0.129216 0.004567 0.391335
0.581818 2.353963 1.967485
0.5607 0.0186 0.0491 0.324787 0.640659 0.836569 0.718166 -0.271549 0.257966
0.880488 S.D. dependent var 0.288096 Akaike info criterion 32.36982 Schwarz criterion -111.3350 Hannan-Quinn criter. -150.0403 Avg. log likelihood 77.41053 McFadden
R-squared
44 Total obs
400
1. 个人禀赋对农民参保意愿的影响。
由上表可以看出，性别、年龄状况对于农户的参保影响不是很明显。原因可能是当前农户养老习惯还受传统思想影响，农村社会养老保险制度没有得到很好的宣传；文化程度对农民参保影响很明显，说明文化程度高的农户对新农保政策的了解程度以及未来的走势把握得更加准确。
2. 家庭特征对农民参保意愿的影响。
家庭特征变量中只有家庭收入来源对于农户参保有较为明显的正相关影响。原因可能是本地务农收入较低，农户舍不得；在外打工收入较高、生活相对宽裕，且在外接触的比较多对于养老保险有一定的了解。这说明生活水平的提高对于农户采取多元化的养老方式有积极的正面效应。而对于子女方面因素则说明当前农民受“养儿防老”的观念还是比较深刻的，对于参保有迟滞的影响。 3.政府特征对农民参保意愿的影响。
表3中，政府重视程度变量对农户参保影响显著，且正相关影响，说明政府的宣传力度、贯彻执行程度对于农户的参保有明显的影响作用。这在调查中也可以得以证实。
4.参保担忧因素对于农民参保意愿的影响。
这一变量的影响因素主要体现在，担心不能及时领到钱以及政策的变化，透漏出农民参保还是比较谨慎的，对于新农保政策不是十分了解。
五．结论与政策启示
本文通过对四县调查数据的分析得出，当前农民参保积极性还不是十分的高，在选取的众多因素中农民自身文化程度、家庭收入水平和来源以及政府重视程度等对农民参加新型养老保险有显著的积极影响效应。
在新型养老保险制度建设的过程中，农民参保意愿受到多种因素影响。在单一养老模式承担起养老重负之前, 多种养老模式将长期共存。各地应重视鼓励农民转变观念,积极通过各种有效途径增强对社会养老保障体系的宣传力度, 提高农民参与新农保等正规化养老模式的积极性。
参考文献：
[1]沈苏燕, 李放, 谢勇. 中青年农民养老意愿及影响因素分析— 基于南京五县区的调查数据[J] . 农业经济问题, 2009(11) : 84- 89.
[2]孔祥智, 涂圣伟. 中国现阶段农民养老意愿探讨-- 基于福建省永安、邵武、光泽三县( 市) 抽样调查的实证研究[J] . 中国人民大学学报, 2007(3) : 71- 77.
[3]郭继. 农村发达地区中青年女性的养老意愿与养老方式--以浙江省为例[J].
人口与经济: 2002(6) : 32- 37.
[4]郝金磊, 贾金荣.西部地区农民养老模式选择意愿的影响因素分析-基于有序Probit 模型和结构方程模型的实证研究[J].统计与信息论坛2010(11):107-112.