新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與行為實(shí)證分析

新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與行為實(shí)證分析

一、引言為有效解決農(nóng)村的養(yǎng)老問(wèn)題，從2009年下半年起，中國(guó)開(kāi)始在部分縣（區(qū)）試點(diǎn)推行新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)“新農(nóng)?！保┲贫?。在自愿參與的原則下，新農(nóng)保的受益面和政策實(shí)施效果在很大程度上取決于農(nóng)民的參與行為。從政府部門(mén)公布的數(shù)據(jù)和學(xué)界調(diào)研的結(jié)果來(lái)看，新農(nóng)保參保率不盡如人意。以人力資源和社會(huì)保障部公布的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)，截至2010年6月底，全國(guó)32個(gè)試點(diǎn)縣和4個(gè)直轄市的參保率僅為63.82％①。華中師范大學(xué)中國(guó)農(nóng)村問(wèn)題研究中心對(duì)全國(guó)68個(gè)試點(diǎn)縣（市）68個(gè)村莊進(jìn)行了調(diào)研。調(diào)查報(bào)告顯示，截至2010年春節(jié)前，68個(gè)村莊的參保率為57.59％②。新農(nóng)保并沒(méi)有激發(fā)農(nóng)民普遍參與的熱情，相當(dāng)一部分農(nóng)民沒(méi)有參與，因此，分析農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為顯得非常必要。目前，學(xué)界鮮有關(guān)于新農(nóng)保參與行為的實(shí)證研究，已有相關(guān)文獻(xiàn)集中在對(duì)老農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的研究上。研究發(fā)現(xiàn)，影響農(nóng)民參與農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的主要因素是其個(gè)人和家庭特征等變量。首先，農(nóng)民的性別、年齡、受教育程度和是否擔(dān)任村組干部等個(gè)人特征是重要變量（例如史清華，2009；樂(lè)章，2004；王海江，1998）。其次，家庭子女?dāng)?shù)量和家庭人均收入是重要因素（例如李連重，1999；吳羅發(fā)，2008）。有學(xué)者從村域的角度進(jìn)行了研究，結(jié)論認(rèn)為，農(nóng)民參與行為不僅是個(gè)體選擇的結(jié)果，還是村域自然環(huán)境、社會(huì)經(jīng)濟(jì)和政治民主影響的結(jié)果（趙德余、梁鴻，2009）。村域是影響農(nóng)民參與農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的重要變量，已經(jīng)得到學(xué)界的一致認(rèn)同（例如石紹賓等，2009；史清華，2009；王海江，1998）。村域通過(guò)不同的信息獲得途徑、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和民俗民風(fēng)影響了農(nóng)民的參與行為。但是，已有研究多從村域經(jīng)濟(jì)水平等方面分析農(nóng)民對(duì)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與行為，而忽略了對(duì)村域非經(jīng)濟(jì)因素的探究。吳玉鋒、吳中宇（2011）從村域社會(huì)資本和互動(dòng)的理論視角對(duì)新農(nóng)保參與行為進(jìn)行了初步分析，一定程度上彌補(bǔ)了已有文獻(xiàn)的不足。但是，其研究存在繼續(xù)深入的空間，例如，他們沒(méi)有就社會(huì)資本中互惠和規(guī)范維度對(duì)參與行為的影響進(jìn)行文獻(xiàn)歸納、理論和實(shí)證分析，而且把社會(huì)互動(dòng)獨(dú)立于社會(huì)資本概念，忽略了二者的有機(jī)聯(lián)系。DurlaufandFafchamps（2004）分析認(rèn)為，社會(huì)資本對(duì)群體成員的行為具有正外部性，這種外部性源自于網(wǎng)絡(luò)中共享的信任、規(guī)則和價(jià)值觀，這些規(guī)則和價(jià)值觀又產(chǎn)生于社會(huì)互動(dòng)，因此，社會(huì)互動(dòng)是社會(huì)資本的一個(gè)維度。鑒于此，本文將社會(huì)互動(dòng)納入社會(huì)資本理論框架中對(duì)農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為進(jìn)行實(shí)證分析，以期彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足。二、文獻(xiàn)綜述與理論分析已有文獻(xiàn)表明，社會(huì)資本中的互動(dòng)、信任和規(guī)范有助于個(gè)體參與保險(xiǎn)，而互惠對(duì)參與保險(xiǎn)具有正負(fù)兩種效應(yīng)。首先，社會(huì)互動(dòng)促進(jìn)了個(gè)體參與保險(xiǎn)。Desmetetal.（1999）發(fā)現(xiàn)了社會(huì)互動(dòng)在提供保險(xiǎn)信息中的作用。他們研究認(rèn)為，社會(huì)互動(dòng)降低了信息搜尋成本，促進(jìn)了個(gè)體參與社區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)。Sorensen（2001）研究了美國(guó)加州大學(xué)教師參與健康保險(xiǎn)的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，教師的參與行為決策受到經(jīng)常拜訪(fǎng)的鄰居的影響，鄰居的決策是其決策的主要參考依據(jù)。DufloandSaez（2002）研究了大學(xué)退休教師對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的選擇。研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)通過(guò)傳遞信息對(duì)個(gè)體購(gòu)買(mǎi)養(yǎng)老保險(xiǎn)決策產(chǎn)生影響，參考群體的決策影響了他們的選擇。Beiseitovetal.（2004）利用1998年美國(guó)健康與退休調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了社會(huì)互動(dòng)對(duì)老年人購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)行為的影響。結(jié)果表明，社會(huì)互動(dòng)程度越高，美國(guó)老年人購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性反而越低。這可能是因?yàn)樯鐣?huì)互動(dòng)的負(fù)效應(yīng)大于正效應(yīng)。國(guó)內(nèi)學(xué)者也實(shí)證分析了社會(huì)互動(dòng)對(duì)個(gè)體參與保險(xiǎn)的影響。何興強(qiáng)、李濤（2009）實(shí)證檢驗(yàn)了城市居民的社會(huì)互動(dòng)對(duì)其購(gòu)買(mǎi)商業(yè)保險(xiǎn)的影響。分析結(jié)果表明，城市居民的社會(huì)互動(dòng)對(duì)其購(gòu)買(mǎi)商業(yè)保險(xiǎn)沒(méi)有顯著作用，這可能是因?yàn)樯鐣?huì)互動(dòng)的正效應(yīng)和負(fù)效應(yīng)相互抵消，所以，以上結(jié)果不能表明社會(huì)互動(dòng)對(duì)保險(xiǎn)購(gòu)買(mǎi)沒(méi)有影響。吳玉鋒（2011[a]）實(shí)證分析了社會(huì)互動(dòng)對(duì)農(nóng)民參與新農(nóng)保的影響。研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)水平越高，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性越大。其次，社會(huì)信任有助于個(gè)體參與保險(xiǎn)。張里程等（2004）利用哈佛大學(xué)中國(guó)農(nóng)村合作醫(yī)療項(xiàng)目的數(shù)據(jù)，對(duì)社會(huì)資本與農(nóng)民參與農(nóng)村合作醫(yī)療意愿之間的關(guān)系進(jìn)行了定量分析。結(jié)果表明，信任水平越高，農(nóng)民參與農(nóng)村合作醫(yī)療的可能性越高，而互惠沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。李濤（2006[b]）在驗(yàn)證社會(huì)互動(dòng)對(duì)個(gè)體投資決策作用的同時(shí)，控制了普遍信任變量。分析表明，普遍信任對(duì)于個(gè)體參與保險(xiǎn)等項(xiàng)目有促進(jìn)作用。文莉等（2006）在對(duì)1757位農(nóng)民調(diào)查的基礎(chǔ)上，分析了特殊信任對(duì)農(nóng)民參與農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的促進(jìn)作用。研究發(fā)現(xiàn)，政府信譽(yù)度不高的問(wèn)題不利于農(nóng)民參與養(yǎng)老保險(xiǎn)。何興強(qiáng)、李濤（2009）檢驗(yàn)了社會(huì)互動(dòng)和社會(huì)資本對(duì)居民購(gòu)買(mǎi)商業(yè)保險(xiǎn)的影響。在控制其他產(chǎn)生或維持信任的各種機(jī)制例如政府、法院、媒體等變量后，較高的社會(huì)資本（信任）有助于居民購(gòu)買(mǎi)保險(xiǎn)。吳玉鋒（2011[b]）從信任的視角實(shí)證分析了農(nóng)民參與新農(nóng)保的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民的信任可以分為特殊信任和村域信任，村域信任對(duì)農(nóng)民參與新農(nóng)保有顯著的促進(jìn)作用。信任可以降低信息搜尋成本，還可以增加農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保制度的期望值。再次，社會(huì)規(guī)范能夠促進(jìn)個(gè)體參與保險(xiǎn)。Guisoetal.（2006）發(fā)現(xiàn)，社會(huì)規(guī)范導(dǎo)致了個(gè)體和參考群體一致的決策行為；社會(huì)規(guī)范作為不同于政策、法律和市場(chǎng)的調(diào)節(jié)機(jī)制，被認(rèn)為是文化在對(duì)個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行為起作用。Guisoetal.（2004）認(rèn)為，社會(huì)規(guī)范反映了個(gè)體對(duì)參考群體決策行為的認(rèn)同，遵守這種規(guī)范可以獲得群體的尊重和聲望，否則會(huì)有被排斥和被孤立的可能。社會(huì)規(guī)范對(duì)特定參與決策的認(rèn)同顯著地影響了個(gè)體在參與選擇方面的差異。李濤（2006[b]）采用2005年中國(guó)12座城市投資者行為調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，總體而言，個(gè)體遵循參考群體成員的投資選擇所體現(xiàn)的社會(huì)規(guī)范推動(dòng)了個(gè)體當(dāng)前和未來(lái)對(duì)保險(xiǎn)等投資項(xiàng)目的參與。最后，互惠對(duì)于個(gè)體參與保險(xiǎn)具有正負(fù)兩種效應(yīng)?；セ輰?duì)個(gè)體參與保險(xiǎn)具有“擠入效應(yīng)”，互惠可以動(dòng)員人們通過(guò)共同參與、互助共濟(jì)以化解未知的風(fēng)險(xiǎn)，這暗合了對(duì)正式保險(xiǎn)的要求。相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)了這一點(diǎn)。左延莉等（2004）在分析中國(guó)新型農(nóng)村合作醫(yī)療參與率時(shí)指出，從繳費(fèi)能力來(lái)講，農(nóng)民是有能力承擔(dān)的，決定農(nóng)民參與意愿的關(guān)鍵是農(nóng)民是否具有互助共濟(jì)精神。這種互助共濟(jì)精神也體現(xiàn)在農(nóng)民在繳費(fèi)中互相幫助方面。樂(lè)章（2004）在研究中發(fā)現(xiàn)，村民互相幫助的程度越高，他們?cè)皆敢鈪⒓羽B(yǎng)老保險(xiǎn)，原因是互惠使得村民在繳費(fèi)中互相幫助?；セ輰?duì)個(gè)體參與保險(xiǎn)也會(huì)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)。這是因?yàn)橛H朋好友間的饋贈(zèng)和禮金支出等互惠形式是一種重要的非正式保險(xiǎn)，對(duì)正式保險(xiǎn)有一定的替代效應(yīng)。AttanasioandRios-Bull（2000）通過(guò)墨西哥的Progresa項(xiàng)目對(duì)非正式保險(xiǎn)和正式保險(xiǎn)之間的替代關(guān)系進(jìn)行了研究。他們發(fā)現(xiàn)，存在強(qiáng)制性協(xié)議的情況下，正式保險(xiǎn)使非正式保險(xiǎn)受到損害，產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。范飛（2008）預(yù)期互惠這種非正式保險(xiǎn)會(huì)對(duì)農(nóng)民參與正式保險(xiǎn)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，其實(shí)證結(jié)果證實(shí)了這一點(diǎn)，在中國(guó)農(nóng)村，家庭的婚嫁饋贈(zèng)支出與家庭收入的比例越大，該家庭購(gòu)買(mǎi)正式保險(xiǎn)的可能性越小?；榧摒佡?zèng)等互惠形式在一定程度上代替了正式保險(xiǎn)的作用。筆者借鑒Putnam（1993）的定義，將村域社會(huì)資本定義為村域中農(nóng)民之間的互動(dòng)和在互動(dòng)過(guò)程中產(chǎn)生的關(guān)系特征，包括信任、互惠和規(guī)范。Putnam（1993）明確地解釋了社會(huì)資本四個(gè)維度之間的相關(guān)關(guān)系。信任、互惠和規(guī)范是社會(huì)互動(dòng)的產(chǎn)物，而信任、互惠和規(guī)范又強(qiáng)化了社會(huì)互動(dòng)。社會(huì)資本范式認(rèn)為，一定空間內(nèi)的社會(huì)互動(dòng)和關(guān)系特征會(huì)對(duì)個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生影響。具體到新農(nóng)保來(lái)說(shuō)，農(nóng)民的參與行為嵌于村域社會(huì)資本之中。需要指出的是，鑒于社會(huì)互動(dòng)和信任、互惠、規(guī)范之間存在相關(guān)關(guān)系，需要在同一個(gè)理論框架下對(duì)農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為進(jìn)行實(shí)證分析，以排除它們和農(nóng)民的參與行為之間存在虛假因果關(guān)系的可能。村域社會(huì)資本促進(jìn)了農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保信息的傳播。農(nóng)民是否參與新農(nóng)保首先取決于是否獲得新農(nóng)保信息。在新農(nóng)保推行過(guò)程中，政府加大了宣傳力度，通過(guò)媒體和村民會(huì)議等形式讓農(nóng)民充分了解政策的實(shí)惠。在村域中，農(nóng)民從政府宣傳等制度性渠道和人際網(wǎng)絡(luò)等非制度性渠道獲得新農(nóng)保信息。鑒于政府宣傳具有臨時(shí)j生、突擊性和文本性等特征，農(nóng)民更傾向于從易得易懂的人際網(wǎng)絡(luò)中獲取信息。村域社會(huì)資本充當(dāng)了信息流通的網(wǎng)絡(luò)，農(nóng)民通過(guò)互動(dòng)獲得和交換新農(nóng)保信息，降低了信息搜尋成本。村域社會(huì)資本通過(guò)信任也能促進(jìn)農(nóng)民之間的信息傳播。信任使得農(nóng)民更愿意彼此傳播有價(jià)值的信息。村域社會(huì)資本不僅降低了農(nóng)民搜尋信息的成本，還直接影響著農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為。村域社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民新農(nóng)保參與行為的影響機(jī)制有四個(gè)：促進(jìn)對(duì)新農(nóng)保制度的信任，產(chǎn)生互動(dòng)、互惠和規(guī)范效應(yīng)。村域社會(huì)資本促進(jìn)了農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保制度的信任。農(nóng)民是否參與新農(nóng)保取決于其對(duì)政府和新農(nóng)保制度的信任程度。目前，新農(nóng)保還處在試點(diǎn)階段，制度缺乏法律依據(jù)，缺乏穩(wěn)定性，部分地方政府融資能力差，新農(nóng)?；鸢踩珶o(wú)保障，基金保值、增值缺乏途徑，這些問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民對(duì)該制度缺乏信任感和安全感。因此，信任在農(nóng)民是否參與新農(nóng)保中起著關(guān)鍵作用。信任可以降低制度交易成本，村域社會(huì)資本在農(nóng)民和政府、辦事人員、新農(nóng)保制度之間架起了一個(gè)橋梁，農(nóng)民信任水平越高，越相信政府會(huì)保證新農(nóng)?；鸢踩较嘈判罗r(nóng)保制度對(duì)未來(lái)養(yǎng)老的保障能力。正如Paxton（1999）指出的那樣，社會(huì)資本中富含一種積極的情感，這種情感激發(fā)了普遍信任和制度信任的產(chǎn)生。而之前的分析也表明，信任將有助于農(nóng)民傳播新農(nóng)保信息，降低信息搜尋成本。據(jù)此，形成假說(shuō)1：假說(shuō)1：村域信任水平越高，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性越高。村域互動(dòng)有助于農(nóng)民做出參與新農(nóng)保的決策。Manski（2000）在社會(huì)互動(dòng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析中解釋了同一群體成員行為趨向一致性的原因，并把社會(huì)互動(dòng)分為內(nèi)生互動(dòng)、外生互動(dòng)和交互效應(yīng)。內(nèi)生互動(dòng)和外生互動(dòng)都表明個(gè)體行為要受到參照群體的影響。Durlauf（2004）在研究社會(huì)互動(dòng)對(duì)居民金融決策的影響時(shí)把社會(huì)互動(dòng)分為內(nèi)生互動(dòng)和情景互動(dòng)，他認(rèn)為，社會(huì)互動(dòng)通過(guò)內(nèi)生互動(dòng)和情景互動(dòng)這兩種機(jī)制影響居民的金融決策行為。具體到農(nóng)民參與新農(nóng)保，內(nèi)生互動(dòng)實(shí)際上是農(nóng)民和參照群體成員之間的相互影響，是一種“伙伴效應(yīng)”，表現(xiàn)為“別人參與了，我也要參與；別人繳費(fèi)多，我也繳費(fèi)多”；情景互動(dòng)則強(qiáng)調(diào)農(nóng)民的參與行為受到參照群體行為結(jié)果的影響，表現(xiàn)為“我是否參與，看別人參與結(jié)果的好壞”。情景互動(dòng)被Hongetal.（2004）視為“結(jié)果示范性”效應(yīng)。情景互動(dòng)使農(nóng)民了解了更多的參與結(jié)果。農(nóng)民認(rèn)為參與“結(jié)果較好”時(shí)，“結(jié)果示范性”效應(yīng)為正，從而做出參與的決策；農(nóng)民“感覺(jué)受到欺騙”時(shí)，“結(jié)果示范性”效應(yīng)為負(fù)，從而做出不參與的決策?？傮w來(lái)看，社會(huì)互動(dòng)在個(gè)體的參與決策中呈現(xiàn)出正效應(yīng)。之前的分析也指出了村域互動(dòng)對(duì)降低信息搜尋成本的作用。據(jù)此，形成假說(shuō)2：假說(shuō)2：村域互動(dòng)水平越高，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性越高。村域互惠不利于農(nóng)民做出參與新農(nóng)保的決策?；セ輰?duì)農(nóng)民的參與行為具有正負(fù)兩種效應(yīng)。第一是“擠入效應(yīng)”?；セ萦兄谵r(nóng)民在繳費(fèi)中互相幫助，也契合了正式保險(xiǎn)對(duì)人們互助共濟(jì)的要求。這使得互惠對(duì)農(nóng)民的參與行為產(chǎn)生促進(jìn)作用。第二是“擠出效應(yīng)”?；セ轂檗r(nóng)民養(yǎng)老提供了一種非正式支持，這種非正式支持在一定程度上會(huì)削弱農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保的需求，從而產(chǎn)生保險(xiǎn)替代效應(yīng)，不利于其參與新農(nóng)保?；セ輰?duì)農(nóng)民的參與行為同時(shí)存在正負(fù)效應(yīng)，考慮到新農(nóng)保制度實(shí)行彈性繳費(fèi)③，加上近些年來(lái)農(nóng)民收入增加，農(nóng)民的繳費(fèi)能力應(yīng)該沒(méi)有問(wèn)題。也就是說(shuō)，在新農(nóng)保制度推行中，互惠對(duì)參與的正效應(yīng)削弱。因此，本文預(yù)期互惠的負(fù)效應(yīng)大于正效應(yīng)。據(jù)此，形成假說(shuō)3：假說(shuō)3：村域互惠水平越高，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性越低。村域規(guī)范推動(dòng)農(nóng)民做出參與新農(nóng)保的決策。規(guī)范能夠調(diào)節(jié)農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)決策行為，遵循規(guī)范可以獲得尊重，違反規(guī)范則可能會(huì)被孤立。村域中，潛在參與農(nóng)民受到其他參與農(nóng)民的行為所反映的規(guī)范的影響，從而保持與參與農(nóng)民一致的決策行為。通過(guò)觀察周?chē)渌r(nóng)民的參與決策，潛在參與農(nóng)民可以了解到他所屬群體的適當(dāng)行為，并希望選擇與參照農(nóng)民類(lèi)似的決策。據(jù)此，形成假說(shuō)4：假說(shuō)4：村域規(guī)范水平越高，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性越高。三、數(shù)據(jù)和方法（一）數(shù)據(jù)來(lái)源由于新農(nóng)保尚處在試運(yùn)行階段，本文研究調(diào)查采用了立意抽樣方法，選擇了陜西省神木縣、銅川市耀州區(qū)、西安市長(zhǎng)安區(qū)和山東省青島市即墨區(qū)為調(diào)查點(diǎn)④。調(diào)查于2010年5～8月進(jìn)行，調(diào)查對(duì)象為16～59歲的農(nóng)民⑤。在各調(diào)查點(diǎn)，本文研究采用多階段隨機(jī)抽樣方法抽取調(diào)查對(duì)象，共訪(fǎng)問(wèn)農(nóng)民1612人。截止到2010年5月，神木縣全縣參保率為67％，長(zhǎng)安區(qū)參保率達(dá)93％，耀州區(qū)參保率達(dá)84.05％⑥。調(diào)查中，在神木縣發(fā)放問(wèn)卷730份，回收694份；在耀州區(qū)發(fā)放問(wèn)卷480份，回收432份；在長(zhǎng)安區(qū)發(fā)放問(wèn)卷320份，回收310份；在即墨區(qū)發(fā)放問(wèn)卷200份，回收176份。從樣本的性別結(jié)構(gòu)看，男性較多，女性相對(duì)較少。從年齡結(jié)構(gòu)看，30歲以下者比例最低，41～50歲者比例最高。從受教育年數(shù)來(lái)看，10年及以下者比例最高，13年以上者比例最低。從婚姻狀況來(lái)看，已婚者占絕大多數(shù)。樣本基本情況見(jiàn)表1。由于調(diào)查期間多數(shù)青壯年農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工，本文研究所獲得的樣本結(jié)構(gòu)不能很好地模擬總體?？紤]到性別等變量對(duì)新農(nóng)保參與行為的影響不是重要的考察對(duì)象，本文也沒(méi)有對(duì)樣本進(jìn)行加權(quán)處理。樣本75％的參保率低于陜西三縣（區(qū)）平均參保率⑦，但考慮到官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)采用了寬泛的統(tǒng)計(jì)方法，樣本參保率與實(shí)際參保率相差不大。總之，這樣一個(gè)分散范圍廣的樣本能夠滿(mǎn)足本文研究的需要。本文目的在于弄清村域社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民新農(nóng)保參與行為的影響，因此，村域社會(huì)資本和參與行為是本文研究的重點(diǎn)。（二）變量設(shè)計(jì)1.自變量。村域社會(huì)資本是本文的自變量。由于研究者的數(shù)據(jù)和視角所限，已有研究多從信任或者互惠的視角界定社會(huì)資本概念（例如Guisoetal.,2004；張里程等，2004；何興強(qiáng)、李濤，2009），且把社會(huì)互動(dòng)獨(dú)立于社會(huì)資本來(lái)處理（例如李濤，2006[a]；2006[b]）。本文在操作中把社會(huì)互動(dòng)視為結(jié)構(gòu)型社會(huì)資本，把信任、互惠、認(rèn)同和規(guī)范視為關(guān)系型社會(huì)資本，將二者統(tǒng)一到社會(huì)資本理論框架中，從而避免了以往研究中的割裂。據(jù)此，本文把村域社會(huì)資本操作化為村域互動(dòng)、村域信任、村域互惠和村域規(guī)范4個(gè)維度⑧。村域互動(dòng)反映了村域中農(nóng)民和不同對(duì)象之間的交往情況。在問(wèn)卷調(diào)查中，通過(guò)詢(xún)問(wèn)被訪(fǎng)者與親戚、本家族成員、同小組村民、同自然村村民、同行政村村民以及村干部的交往情況來(lái)測(cè)量村域互動(dòng)。答案按照李克特量表的格式設(shè)計(jì)，分為“經(jīng)常來(lái)往”、“有時(shí)來(lái)往”、“較少來(lái)往”和“很少來(lái)往”四個(gè)等級(jí)，根據(jù)被訪(fǎng)者的不同回答分別記4分至1分。村域信任反映了村域中農(nóng)民對(duì)不同對(duì)象的信任情況。通過(guò)詢(xún)問(wèn)被訪(fǎng)者對(duì)親戚、本家族成員、同姓村民、同小組村民、同自然村村民、同行政村村民以及村干部的信任情況來(lái)測(cè)量村域信任。測(cè)量農(nóng)民信任情況的7個(gè)項(xiàng)目的答案也分為四級(jí)，即“非常信任”、“比較信任”、“有點(diǎn)信任”和“不信任”，分別記4分至1分。村域互惠反映了村域中農(nóng)民之間在“借物”、“借款”和“幫工”等事情上的互助情況。通過(guò)詢(xún)問(wèn)農(nóng)民對(duì)“鄰里之間應(yīng)該互相幫忙”、“鄰里之間應(yīng)該互相借東西”、“鄰里之間應(yīng)該互相借錢(qián)”和“鄰里之間幫忙不求回報(bào)”四個(gè)陳述的認(rèn)同程度來(lái)測(cè)量村域互惠，答案分為“非常贊同”、“比較贊同”、“有點(diǎn)贊同”和“不贊同”，分別賦值4分到1分。村域規(guī)范提供了一種非正式控制手段，規(guī)范程度高的村域，其秩序安全性高，農(nóng)民的認(rèn)同感強(qiáng)。本文通過(guò)以下4個(gè)問(wèn)題測(cè)量農(nóng)民對(duì)村域的認(rèn)同感：“鄰村的姑娘是否愿意嫁到本村？”“你認(rèn)為在本村生活有安全感嗎？”“你經(jīng)常會(huì)因?yàn)槟闶潜敬宓拇迕穸械焦鈽s嗎？”“與周?chē)拇逑啾?，本村的社?huì)風(fēng)氣好不好？”；通過(guò)以下3個(gè)問(wèn)題測(cè)量農(nóng)民對(duì)村域的安全感：“你村是否經(jīng)常發(fā)生地里莊稼被盜的事情？”“你村是否經(jīng)常發(fā)生家里東西被盜的事件？”“你村是否經(jīng)常發(fā)生鄰里爭(zhēng)吵事件？”。有關(guān)村域認(rèn)同和安全規(guī)范方面的問(wèn)題答案分別為4級(jí)或5級(jí)：“鄰村的姑娘是否愿意嫁到本村？”這一問(wèn)題的答案分為“很愿意”、“較愿意”、“一般”、“很不愿意”和“較不愿意”5個(gè)等級(jí)，分別賦值5分至1分?！澳阏J(rèn)為在本村生活有安全感嗎？”這一問(wèn)題的答案分為4級(jí)，即“很有安全感”、“較有安全感”、“較少安全感”和“沒(méi)有安全感”，分別賦值4分至1分?！澳憬?jīng)常會(huì)因?yàn)槟闶潜敬宓拇迕穸械焦鈽s嗎？”這一問(wèn)題的答案分“經(jīng)?！薄ⅰ坝袝r(shí)”、“很少”和“從不”4級(jí)，分別記4分至1分?！芭c周?chē)拇逑啾龋敬宓纳鐣?huì)風(fēng)氣好不好？”這一問(wèn)題的答案分“很好”、“較好”、“一般”、“較差”和“很差”5級(jí)，分別記5分至1分?！澳愦迨欠窠?jīng)常發(fā)生地里莊稼被盜的事情”、“你村是否經(jīng)常發(fā)生村民家里東西被盜的事件”以及“您村是否經(jīng)常發(fā)生鄰里爭(zhēng)吵事件？”各個(gè)問(wèn)題的答案分為4級(jí)，即“經(jīng)常發(fā)生”、“有時(shí)發(fā)生”、“很少發(fā)生”和“沒(méi)有發(fā)生”，分別記1分至4分。為簡(jiǎn)化村域社會(huì)資本指標(biāo)，需要對(duì)以上24個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行因子分析。在進(jìn)行因子分析之前，需要進(jìn)行KMO測(cè)度和Bartlett球形檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，KMO值為0.856，一般認(rèn)為，KMO值為0.9以上表示效果很好，0.7以上表示適合因子分析，0.5以下表示不適合因子分析。Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果也達(dá)到了0.01顯著性水平，表明本文數(shù)據(jù)適合因子分析。本文采用主成分因子分析方法，根據(jù)特征值大于1的原則，經(jīng)過(guò)最大方差旋轉(zhuǎn)法，共抽取6個(gè)因子，它們一共解釋了57.778％的方差⑨。根據(jù)因子負(fù)載，這些因子分別命名為村域互動(dòng)、村域信任、村域互惠、村域認(rèn)同、親屬關(guān)系和村域安全因子。具體結(jié)果見(jiàn)表2。2.因變量。本文中，“農(nóng)民是否參與新農(nóng)保”是因變量，通過(guò)“您今年是否已經(jīng)繳納新農(nóng)保費(fèi)用”這一問(wèn)題測(cè)量農(nóng)民是否參與。調(diào)查結(jié)果表明，在1595個(gè)有效樣本⑩中，參與的有1197個(gè)，占75％；未參與的有398個(gè)，占25％。3.控制變量。從已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論來(lái)看，農(nóng)民的個(gè)體和家庭特征是影響其參與社會(huì)保險(xiǎn)行為的重要因素。因此，本文選擇農(nóng)民的性別、年齡、婚姻、受教育年數(shù)、是否黨員、是否干部、家庭子女?dāng)?shù)、家庭年純收入和所在村與縣城的距離作為控制變量。其中，性別、是否黨員、是否干部和是否已婚為定類(lèi)變量，采用虛擬變量方法構(gòu)造；家庭年純收入分為10個(gè)等級(jí)：5000元以下、5000～10000元、10000～15000元、15000～20000元、20000～25000元、251300～30000元、30000～350013元、35000～40000元、40000～50000元和50000元以上，分別賦值1～10分；年齡、受教育年數(shù)、家庭子女?dāng)?shù)和所在村與縣城的距離為定距變量。本文主要變量的描述統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。四、結(jié)果與分析（一）Logistic回歸模型本文中的因變量“農(nóng)民是否參與新農(nóng)?！笔且粋€(gè)兩分變量（是＝1，否＝0），因此，采用兩分變量的Logistic回歸模型進(jìn)行分析。Logistic回歸擬合方程的公式是：（二）回歸分析結(jié)果本文重點(diǎn)分析村域社會(huì)資本各因素對(duì)農(nóng)民是否參與新農(nóng)保的凈效應(yīng)，故引入控制變量。考慮到年齡和家庭收入對(duì)于是否參與新農(nóng)?？赡艽嬖诜蔷€(xiàn)性影響（參見(jiàn)王海江，1998；Guisoetal.,2004），本文還構(gòu)造了年齡和家庭年純收入的平方項(xiàng)進(jìn)入回歸方程，其中，模型1未放入年齡平方項(xiàng)和家庭年純收入平方項(xiàng)；模型2則放入了年齡平方項(xiàng)和家庭年純收入平方項(xiàng)。回歸分析結(jié)果見(jiàn)表4。首先，關(guān)注研究假說(shuō)的證實(shí)情況。假說(shuō)l和假說(shuō)2預(yù)期村域信任和村域互動(dòng)水平越高，農(nóng)民越可能參與新農(nóng)保。模型1和模型2中，村域信任、村域互動(dòng)都達(dá)到了0.05的顯著性水平，回歸系數(shù)為正，表明村域信任和村域互動(dòng)有助于農(nóng)民參與新農(nóng)保，假說(shuō)1和假說(shuō)2得到證實(shí)。從模型2來(lái)看，在其他變量相同的條件下，村域信任水平每提高1個(gè)單位，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性會(huì)提高23.2％；村域互動(dòng)水平每提高1個(gè)單位，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性會(huì)提高18.1％。從兩個(gè)模型來(lái)看，村域信任和村域互動(dòng)對(duì)于農(nóng)民參與新農(nóng)保的正效應(yīng)表現(xiàn)穩(wěn)健。假說(shuō)3預(yù)期村域互惠對(duì)農(nóng)民參與新農(nóng)保起到負(fù)向作用，這在模型中未得到證實(shí)。模型1和模型2中，村域互惠對(duì)農(nóng)民是否參與新農(nóng)保作用不顯著。但是，這并不意味著村域互惠對(duì)農(nóng)民的參與行為沒(méi)有影響，這很可能是村域互惠對(duì)農(nóng)民參與行為正負(fù)效應(yīng)相互抵消的結(jié)果，這點(diǎn)值得在以后的研究中繼續(xù)求證。假說(shuō)4預(yù)期村域規(guī)范會(huì)有助于農(nóng)民參與新農(nóng)保，而實(shí)證結(jié)果和理論預(yù)期相反。反映村域規(guī)范的村域認(rèn)同因子不利于農(nóng)民參與，而村域安全因子對(duì)農(nóng)民參與并沒(méi)有顯著作用。這可能與本文中社會(huì)資本的測(cè)量指標(biāo)有關(guān)，反映村域規(guī)范的指標(biāo)沒(méi)能有效測(cè)量農(nóng)民的參與規(guī)則。模型1和模型2中，村域認(rèn)同都通過(guò)了0.1水平的顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為負(fù)，表明村域認(rèn)同不利于農(nóng)民參與新農(nóng)保。從模型2來(lái)看，在其他變量相同的條件下，村域認(rèn)同水平每增加1個(gè)單位，農(nóng)民參與的可能性就會(huì)下降10.8％。其次，本文關(guān)注農(nóng)民的年齡、婚姻和所在村與縣城的距離。模型1反映了年齡和參與新農(nóng)保的線(xiàn)性關(guān)系，年齡通過(guò)了0.1水平的顯著性檢驗(yàn)，且回歸系數(shù)為正。模型2加入了年齡平方項(xiàng)后，年齡和參與新農(nóng)保之間的線(xiàn)性關(guān)系更顯著，通過(guò)了0.05水平的顯著性檢驗(yàn)。年齡平方項(xiàng)雖然也達(dá)到了0.1的顯著性水平，但其發(fā)生比（0.999）和1偏離很小。綜合來(lái)看，年齡和新農(nóng)保參與之間是一種線(xiàn)性關(guān)系(11)。年輕農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性最低，中年農(nóng)民參與的可能性較高，老年農(nóng)民參與的可能性最高。農(nóng)民的婚姻狀況也影響其新農(nóng)保參與行為。模型1和模型2中，婚姻都通過(guò)了0.1水平的顯著性檢驗(yàn)。模型2顯示，在其他條件不變的情況下，已婚農(nóng)民比未婚農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性高出97.4％。農(nóng)民所在村與縣城的距離在模型1和模型2中都通過(guò)了0.05水平的顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為負(fù)。從模型2中該變量的發(fā)生比來(lái)看，農(nóng)民所在村與縣城的距離每增加1公里，其參與新農(nóng)保的可能性會(huì)降低0.6％，這個(gè)結(jié)果與趙德余、梁鴻（2009）的發(fā)現(xiàn)不一致?？赡艿慕忉屖牵诖迮c縣城的距離越遠(yuǎn)，村域的信息水平和村民的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)就越低，農(nóng)民越不參與新農(nóng)保。再次，性別、是否黨員、是否干部、受教育年數(shù)、家庭年純收入和家庭子女?dāng)?shù)對(duì)“是否參與”新農(nóng)保沒(méi)有顯著影響。在樂(lè)章（2004）的研究中，黨員和干部身份是影響農(nóng)民參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)行為的重要變量。一是因?yàn)檗r(nóng)村黨員、干部有較高的理論水平和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，可以通過(guò)會(huì)議宣傳、電視報(bào)紙等途徑獲取較為詳細(xì)的信息；二是因?yàn)辄h員、干部比較多的是農(nóng)村社會(huì)的管理者，在老農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的推行中，可以享受較多的集體補(bǔ)助。本文中，是否黨員或干部對(duì)其參與新農(nóng)保沒(méi)有影響。對(duì)此可能的解釋?zhuān)皇切罗r(nóng)保制度注重公平性，干部、群眾享受的權(quán)利一致，避免了對(duì)干部參與的不正當(dāng)激勵(lì)；二是政府加大了宣傳力度，干部和群眾在信息獲得機(jī)會(huì)方面差異不明顯。在以往研究中，家庭人均收入與購(gòu)買(mǎi)保險(xiǎn)可能存在正相關(guān)關(guān)系。而在本文中，家庭年純收入對(duì)農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為并沒(méi)有顯著影響，這可能是因?yàn)樵谛罗r(nóng)保彈性繳費(fèi)制度和農(nóng)民收入水平提高的前提下，家庭年純收入不再是農(nóng)民參與新農(nóng)保的顧慮。（三）穩(wěn)定性檢驗(yàn)新農(nóng)保參保率是衡量地方政府政績(jī)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，這可能會(huì)導(dǎo)致一些農(nóng)民被強(qiáng)制參與，從而違背自愿參與的原則。華中師范大學(xué)中國(guó)農(nóng)村問(wèn)題研究中心的調(diào)查報(bào)告顯示，部分地區(qū)存在強(qiáng)制參與的情況，其比例在3％以?xún)?nèi)。本文研究調(diào)查設(shè)計(jì)了一個(gè)問(wèn)題來(lái)測(cè)量被訪(fǎng)者是否自愿參與，結(jié)果顯示，在1197個(gè)參與新農(nóng)保的農(nóng)民中，有114個(gè)農(nóng)民回答他們是被強(qiáng)制參與的，占參與農(nóng)民的9.5％。本文需要剔除這部分農(nóng)民樣本，以尋求在自愿參與原則下，村域社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民新農(nóng)保參與行為的影響。表5報(bào)告了回歸分析結(jié)果，結(jié)果顯示，社會(huì)資本各因子的顯著性水平是穩(wěn)定的，而且，模型的解釋力有所增強(qiáng)。五、結(jié)論從人力資源和社會(huì)保障部公布的參保率來(lái)看，新農(nóng)保并沒(méi)有激發(fā)農(nóng)民普遍參與的熱情，相當(dāng)一部分農(nóng)民沒(méi)有參與。為什么農(nóng)民對(duì)參與新農(nóng)保做出了不同的選擇，又有哪些因素影響了農(nóng)民參與？本文從社會(huì)資本理論的視角出發(fā)，認(rèn)為農(nóng)民的參與行為是嵌入村域社會(huì)資本之中的，并在問(wèn)卷調(diào)查的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析了農(nóng)民是否參與新農(nóng)保的影響因素。除了驗(yàn)證傳統(tǒng)的解釋因素外，本文還特別檢驗(yàn)了村域社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民參與行為的影響，主要結(jié)論有如下三點(diǎn)：第一，村域信任、村域互動(dòng)推動(dòng)了農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為。要理解農(nóng)民的參與行為，單從理性