新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險參與行為實證分析

新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險參與行為實證分析

一、引言為有效解決農(nóng)村的養(yǎng)老問題，從2009年下半年起，中國開始在部分縣（區(qū)）試點推行新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險（以下簡稱“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。從政府部門公布的數(shù)據(jù)和學(xué)界調(diào)研的結(jié)果來看，新農(nóng)保參保率不盡如人意。以人力資源和社會保障部公布的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)，截至2010年6月底，全國32個試點縣和4個直轄市的參保率僅為63.82％①。華中師范大學(xué)中國農(nóng)村問題研究中心對全國68個試點縣（市）68個村莊進行了調(diào)研。調(diào)查報告顯示，截至2010年春節(jié)前，68個村莊的參保率為57.59％②。新農(nóng)保并沒有激發(fā)農(nóng)民普遍參與的熱情，相當(dāng)一部分農(nóng)民沒有參與，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)保參與行為的實證研究，已有相關(guān)文獻(xiàn)集中在對老農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的研究上。研究發(fā)現(xiàn)，影響農(nóng)民參與農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的主要因素是其個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)任村組干部等個人特征是重要變量（例如史清華，2009；樂章，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)者從村域的角度進行了研究，結(jié)論認(rèn)為，農(nóng)民參與行為不僅是個體選擇的結(jié)果，還是村域自然環(huán)境、社會經(jīng)濟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)村社會養(yǎng)老保險的重要變量，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）。村域通過不同的信息獲得途徑、經(jīng)濟發(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)濟水平等方面分析農(nóng)民對農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的參與行為，而忽略了對村域非經(jīng)濟因素的探究。吳玉鋒、吳中宇（2011）從村域社會資本和互動的理論視角對新農(nóng)保參與行為進行了初步分析，一定程度上彌補了已有文獻(xiàn)的不足。但是，其研究存在繼續(xù)深入的空間，例如，他們沒有就社會資本中互惠和規(guī)范維度對參與行為的影響進行文獻(xiàn)歸納、理論和實證分析，而且把社會互動獨立于社會資本概念，忽略了二者的有機聯(lián)系。DurlaufandFafchamps（2004）分析認(rèn)為，社會資本對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)則和價值觀，這些規(guī)則和價值觀又產(chǎn)生于社會互動，因此，社會互動是社會資本的一個維度。鑒于此，本文將社會互動納入社會資本理論框架中對農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為進行實證分析，以期彌補現(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，社會資本中的互動、信任和規(guī)范有助于個體參與保險，而互惠對參與保險具有正負(fù)兩種效應(yīng)。首先，社會互動促進了個體參與保險。Desmetetal.（1999）發(fā)現(xiàn)了社會互動在提供保險信息中的作用。他們研究認(rèn)為，社會互動降低了信息搜尋成本，促進了個體參與社區(qū)醫(yī)療保險。Sorensen（2001）研究了美國加州大學(xué)教師參與健康保險的影響因素。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)退休教師對養(yǎng)老保險的選擇。研究發(fā)現(xiàn)，社會互動通過傳遞信息對個體購買養(yǎng)老保險決策產(chǎn)生影響，參考群體的決策影響了他們的選擇。Beiseitovetal.（2004）利用1998年美國健康與退休調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了社會互動對老年人購買商業(yè)醫(yī)療保險行為的影響。結(jié)果表明，社會互動程度越高，美國老年人購買商業(yè)醫(yī)療保險的可能性反而越低。這可能是因為社會互動的負(fù)效應(yīng)大于正效應(yīng)。國內(nèi)學(xué)者也實證分析了社會互動對個體參與保險的影響。何興強、李濤（2009）實證檢驗了城市居民的社會互動對其購買商業(yè)保險的影響。分析結(jié)果表明，城市居民的社會互動對其購買商業(yè)保險沒有顯著作用，這可能是因為社會互動的正效應(yīng)和負(fù)效應(yīng)相互抵消，所以，以上結(jié)果不能表明社會互動對保險購買沒有影響。吳玉鋒（2011[a]）實證分析了社會互動對農(nóng)民參與新農(nóng)保的影響。研究發(fā)現(xiàn)，社會互動水平越高，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性越大。其次，社會信任有助于個體參與保險。張里程等（2004）利用哈佛大學(xué)中國農(nóng)村合作醫(yī)療項目的數(shù)據(jù)，對社會資本與農(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，而互惠沒有通過顯著性檢驗。李濤（2006[b]）在驗證社會互動對個體投資決策作用的同時，控制了普遍信任變量。分析表明，普遍信任對于個體參與保險等項目有促進作用。文莉等（2006）在對1757位農(nóng)民調(diào)查的基礎(chǔ)上，分析了特殊信任對農(nóng)民參與農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的促進作用。研究發(fā)現(xiàn)，政府信譽度不高的問題不利于農(nóng)民參與養(yǎng)老保險。何興強、李濤（2009）檢驗了社會互動和社會資本對居民購買商業(yè)保險的影響。在控制其他產(chǎn)生或維持信任的各種機制例如政府、法院、媒體等變量后，較高的社會資本（信任）有助于居民購買保險。吳玉鋒（2011[b]）從信任的視角實證分析了農(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，村域信任對農(nóng)民參與新農(nóng)保有顯著的促進作用。信任可以降低信息搜尋成本，還可以增加農(nóng)民對新農(nóng)保制度的期望值。再次，社會規(guī)范能夠促進個體參與保險。Guisoetal.（2006）發(fā)現(xiàn)，社會規(guī)范導(dǎo)致了個體和參考群體一致的決策行為；社會規(guī)范作為不同于政策、法律和市場的調(diào)節(jié)機制，被認(rèn)為是文化在對個體的經(jīng)濟行為起作用。Guisoetal.（2004）認(rèn)為，社會規(guī)范反映了個體對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，否則會有被排斥和被孤立的可能。社會規(guī)范對特定參與決策的認(rèn)同顯著地影響了個體在參與選擇方面的差異。李濤（2006[b]）采用2005年中國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，個體遵循參考群體成員的投資選擇所體現(xiàn)的社會規(guī)范推動了個體當(dāng)前和未來對保險等投資項目的參與。最后，互惠對于個體參與保險具有正負(fù)兩種效應(yīng)?；セ輰€體參與保險具有“擠入效應(yīng)”，互惠可以動員人們通過共同參與、互助共濟以化解未知的風(fēng)險，這暗合了對正式保險的要求。相關(guān)研究也發(fā)現(xiàn)了這一點。左延莉等（2004）在分析中國新型農(nóng)村合作醫(yī)療參與率時指出，從繳費能力來講，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精神。這種互助共濟精神也體現(xiàn)在農(nóng)民在繳費中互相幫助方面。樂章（2004）在研究中發(fā)現(xiàn)，村民互相幫助的程度越高，他們越愿意參加養(yǎng)老保險，原因是互惠使得村民在繳費中互相幫助?；セ輰€體參與保險也會產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)。這是因為親朋好友間的饋贈和禮金支出等互惠形式是一種重要的非正式保險，對正式保險有一定的替代效應(yīng)。AttanasioandRios-Bull（2000）通過墨西哥的Progresa項目對非正式保險和正式保險之間的替代關(guān)系進行了研究。他們發(fā)現(xiàn)，存在強制性協(xié)議的情況下，正式保險使非正式保險受到損害，產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。范飛（2008）預(yù)期互惠這種非正式保險會對農(nóng)民參與正式保險產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，其實證結(jié)果證實了這一點，在中國農(nóng)村，家庭的婚嫁饋贈支出與家庭收入的比例越大，該家庭購買正式保險的可能性越小。婚嫁饋贈等互惠形式在一定程度上代替了正式保險的作用。筆者借鑒Putnam（1993）的定義，將村域社會資本定義為村域中農(nóng)民之間的互動和在互動過程中產(chǎn)生的關(guān)系特征，包括信任、互惠和規(guī)范。Putnam（1993）明確地解釋了社會資本四個維度之間的相關(guān)關(guān)系。信任、互惠和規(guī)范是社會互動的產(chǎn)物，而信任、互惠和規(guī)范又強化了社會互動。社會資本范式認(rèn)為，一定空間內(nèi)的社會互動和關(guān)系特征會對個體的經(jīng)濟行為產(chǎn)生影響。具體到新農(nóng)保來說，農(nóng)民的參與行為嵌于村域社會資本之中。需要指出的是，鑒于社會互動和信任、互惠、規(guī)范之間存在相關(guān)關(guān)系，需要在同一個理論框架下對農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為進行實證分析，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。村域社會資本促進了農(nóng)民對新農(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)保推行過程中，政府加大了宣傳力度，通過媒體和村民會議等形式讓農(nóng)民充分了解政策的實惠。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。村域社會資本充當(dāng)了信息流通的網(wǎng)絡(luò)，農(nóng)民通過互動獲得和交換新農(nóng)保信息，降低了信息搜尋成本。村域社會資本通過信任也能促進農(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值的信息。村域社會資本不僅降低了農(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。村域社會資本對農(nóng)民新農(nóng)保參與行為的影響機制有四個：促進對新農(nóng)保制度的信任，產(chǎn)生互動、互惠和規(guī)范效應(yīng)。村域社會資本促進了農(nóng)民對新農(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)保基金安全無保障，基金保值、增值缺乏途徑，這些問題會導(dǎo)致農(nóng)民對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橋梁，農(nóng)民信任水平越高，越相信政府會保證新農(nóng)保基金安全，越相信新農(nóng)保制度對未來養(yǎng)老的保障能力。正如Paxton（1999）指出的那樣，社會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1：假說1：村域信任水平越高，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性越高。村域互動有助于農(nóng)民做出參與新農(nóng)保的決策。Manski（2000）在社會互動的經(jīng)濟學(xué)分析中解釋了同一群體成員行為趨向一致性的原因，并把社會互動分為內(nèi)生互動、外生互動和交互效應(yīng)。內(nèi)生互動和外生互動都表明個體行為要受到參照群體的影響。Durlauf（2004）在研究社會互動對居民金融決策的影響時把社會互動分為內(nèi)生互動和情景互動，他認(rèn)為，社會互動通過內(nèi)生互動和情景互動這兩種機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)生互動實際上是農(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；別人繳費多，我也繳費多”；情景互動則強調(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”。情景互動被Hongetal.（2004）視為“結(jié)果示范性”效應(yīng)。情景互動使農(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，“結(jié)果示范性”效應(yīng)為正，從而做出參與的決策；農(nóng)民“感覺受到欺騙”時，“結(jié)果示范性”效應(yīng)為負(fù)，從而做出不參與的決策?？傮w來看，社會互動在個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對降低信息搜尋成本的作用。據(jù)此，形成假說2：假說2：村域互動水平越高，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r(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)民在繳費中互相幫助，也契合了正式保險對人們互助共濟的要求。這使得互惠對農(nóng)民的參與行為產(chǎn)生促進作用。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削弱農(nóng)民對新農(nóng)保的需求，從而產(chǎn)生保險替代效應(yīng)，不利于其參與新農(nóng)保?；セ輰r(nóng)民的參與行為同時存在正負(fù)效應(yīng)，考慮到新農(nóng)保制度實行彈性繳費③，加上近些年來農(nóng)民收入增加，農(nóng)民的繳費能力應(yīng)該沒有問題。也就是說，在新農(nóng)保制度推行中，互惠對參與的正效應(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3：假說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)濟決策行為，遵循規(guī)范可以獲得尊重，違反規(guī)范則可能會被孤立。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。通過觀察周圍其他農(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)民類似的決策。據(jù)此，形成假說4：假說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)來源由于新農(nóng)保尚處在試運行階段，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)、西安市長安區(qū)和山東省青島市即墨區(qū)為調(diào)查點④。調(diào)查于2010年5～8月進行，調(diào)查對象為16～59歲的農(nóng)民⑤。在各調(diào)查點，本文研究采用多階段隨機抽樣方法抽取調(diào)查對象，共訪問農(nóng)民1612人。截止到2010年5月，神木縣全縣參保率為67％，長安區(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)放問卷730份，回收694份；在耀州區(qū)發(fā)放問卷480份，回收432份；在長安區(qū)發(fā)放問卷320份，回收310份；在即墨區(qū)發(fā)放問卷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。從婚姻狀況來看，已婚者占絕大多數(shù)。樣本基本情況見表1。由于調(diào)查期間多數(shù)青壯年農(nóng)民進城務(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]到性別等變量對新農(nóng)保參與行為的影響不是重要的考察對象，本文也沒有對樣本進行加權(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)計數(shù)據(jù)采用了寬泛的統(tǒng)計方法，樣本參保率與實際參保率相差不大?？傊@樣一個分散范圍廣的樣本能夠滿足本文研究的需要。本文目的在于弄清村域社會資本對農(nóng)民新農(nóng)保參與行為的影響，因此，村域社會資本和參與行為是本文研究的重點。（二）變量設(shè)計1.自變量。村域社會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資本概念（例如Guisoetal.,2004；張里程等，2004；何興強、李濤，2009），且把社會互動獨立于社會資本來處理（例如李濤，2006[a]；2006[b]）。本文在操作中把社會互動視為結(jié)構(gòu)型社會資本，把信任、互惠、認(rèn)同和規(guī)范視為關(guān)系型社會資本，將二者統(tǒng)一到社會資本理論框架中，從而避免了以往研究中的割裂。據(jù)此，本文把村域社會資本操作化為村域互動、村域信任、村域互惠和村域規(guī)范4個維度⑧。村域互動反映了村域中農(nóng)民和不同對象之間的交往情況。在問卷調(diào)查中，通過詢問被訪者與親戚、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測量村域互動。答案按照李克特量表的格式設(shè)計，分為“經(jīng)常來往”、“有時來往”、“較少來往”和“很少來往”四個等級，根據(jù)被訪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)民對不同對象的信任情況。通過詢問被訪者對親戚、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測量村域信任。測量農(nóng)民信任情況的7個項目的答案也分為四級，即“非常信任”、“比較信任”、“有點信任”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。通過詢問農(nóng)民對“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”和“鄰里之間幫忙不求回報”四個陳述的認(rèn)同程度來測量村域互惠，答案分為“非常贊同”、“比較贊同”、“有點贊同”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。本文通過以下4個問題測量農(nóng)民對村域的認(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)常會因為你是本村的村民而感到光榮嗎？”“與周圍的村相比，本村的社會風(fēng)氣好不好？”；通過以下3個問題測量農(nóng)民對村域的安全感：“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)生鄰里爭吵事件？”。有關(guān)村域認(rèn)同和安全規(guī)范方面的問題答案分別為4級或5級：“鄰村的姑娘是否愿意嫁到本村？”這一問題的答案分為“很愿意”、“較愿意”、“一般”、“很不愿意”和“較不愿意”5個等級，分別賦值5分至1分?！澳阏J(rèn)為在本村生活有安全感嗎？”這一問題的答案分為4級，即“很有安全感”、“較有安全感”、“較少安全感”和“沒有安全感”，分別賦值4分至1分?！澳憬?jīng)常會因為你是本村的村民而感到光榮嗎？”這一問題的答案分“經(jīng)常”、“有時”、“很少”和“從不”4級，分別記4分至1分?！芭c周圍的村相比，本村的社會風(fēng)氣好不好？”這一問題的答案分“很好”、“較好”、“一般”、“較差”和“很差”5級，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)生鄰里爭吵事件？”各個問題的答案分為4級，即“經(jīng)常發(fā)生”、“有時發(fā)生”、“很少發(fā)生”和“沒有發(fā)生”，分別記1分至4分。為簡化村域社會資本指標(biāo)，需要對以上24個項目進行因子分析。在進行因子分析之前，需要進行KMO測度和Bartlett球形檢驗。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)過最大方差旋轉(zhuǎn)法，共抽取6個因子，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、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“您今年是否已經(jīng)繳納新農(nóng)保費用”這一問題測量農(nóng)民是否參與。調(diào)查結(jié)果表明，在1595個有效樣本⑩中，參與的有1197個，占75％；未參與的有398個，占25％。3.控制變量。從已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論來看，農(nóng)民的個體和家庭特征是影響其參與社會保險行為的重要因素。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變量，采用虛擬變量方法構(gòu)造；家庭年純收入分為10個等級：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)計見表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€兩分變量（是＝1，否＝0），因此，采用兩分變量的Logistic回歸模型進行分析。Logistic回歸擬合方程的公式是：（二）回歸分析結(jié)果本文重點分析村域社會資本各因素對農(nóng)民是否參與新農(nóng)保的凈效應(yīng)，故引入控制變量?？紤]到年齡和家庭收入對于是否參與新農(nóng)?？赡艽嬖诜蔷€性影響（參見王海江，1998；Guisoetal.,2004），本文還構(gòu)造了年齡和家庭年純收入的平方項進入回歸方程，其中，模型1未放入年齡平方項和家庭年純收入平方項；模型2則放入了年齡平方項和家庭年純收入平方項。回歸分析結(jié)果見表4。首先，關(guān)注研究假說的證實情況。假說l和假說2預(yù)期村域信任和村域互動水平越高，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有助于農(nóng)民參與新農(nóng)保，假說1和假說2得到證實。從模型2來看，在其他變量相同的條件下，村域信任水平每提高1個單位，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性會提高23.2％；村域互動水平每提高1個單位，農(nóng)民參與新農(nóng)保的可能性會提高18.1％。從兩個模型來看，村域信任和村域互動對于農(nóng)民參與新農(nóng)保的正效應(yīng)表現(xiàn)穩(wěn)健。假說3預(yù)期村域互惠對農(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。模型1和模型2中，村域互惠對農(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農(nóng)民的參與行為沒有影響，這很可能是村域互惠對農(nóng)民參與行為正負(fù)效應(yīng)相互抵消的結(jié)果，這點值得在以后的研究中繼續(xù)求證。假說4預(yù)期村域規(guī)范會有助于農(nóng)民參與新農(nóng)保，而實證結(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，而村域安全因子對農(nóng)民參與并沒有顯著作用。這可能與本文中社會資本的測量指標(biāo)有關(guān)，反映村域規(guī)范的指標(biāo)沒能有效測量農(nóng)民的參與規(guī)則。模型1和模型2中，村域認(rèn)同都通過了0.1水平的顯著性檢驗，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來看，在其他變量相同的條件下，村域認(rèn)同水平每增加1個單位，農(nóng)民參與的可能性就會下降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)保的線性關(guān)系，年齡通過了0.1水平的顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為正。模型2加入了年齡平方項后，年齡和參與新農(nóng)保之間的線性關(guān)系更顯著，通過了0.05水平的顯著性檢驗。年齡平方項雖然也達(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。綜合來看，年齡和新農(nóng)保參與之間是一種線性關(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，婚姻都通過了0.1水平的顯著性檢驗。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中都通過了0.05水平的顯著性檢驗，回歸系數(shù)為負(fù)。從模型2中該變量的發(fā)生比來看，農(nóng)民所在村與縣城的距離每增加1公里，其參與新農(nóng)保的可能性會降低0.6％，這個結(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)險意識就越低，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“是否參與”新農(nóng)保沒有顯著影響。在樂章（2004）的研究中，黨員和干部身份是影響農(nóng)民參與社會養(yǎng)老保險行為的重要變量。一是因為農(nóng)村黨員、干部有較高的理論水平和實踐經(jīng)驗，可以通過會議宣傳、電視報紙等途徑獲取較為詳細(xì)的信息；二是因為黨員、干部比較多的是農(nóng)村社會的管理者，在老農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度的推行中，可以享受較多的集體補助。本文中，是否黨員或干部對其參與新農(nóng)保沒有影響。對此可能的解釋，一是新農(nóng)保制度注重公平性，干部、群眾享受的權(quán)利一致，避免了對干部參與的不正當(dāng)激勵；二是政府加大了宣傳力度，干部和群眾在信息獲得機會方面差異不明顯。在以往研究中，家庭人均收入與購買保險可能存在正相關(guān)關(guān)系。而在本文中，家庭年純收入對農(nóng)民的新農(nóng)保參與行為并沒有顯著影響，這可能是因為在新農(nóng)保彈性繳費制度和農(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)定性檢驗新農(nóng)保參保率是衡量地方政府政績的一個標(biāo)準(zhǔn)，這可能會導(dǎo)致一些農(nóng)民被強制參與，從而違背自愿參與的原則。華中師范大學(xué)中國農(nóng)村問題研究中心的調(diào)查報告顯示，部分地區(qū)存在強制參與的情況，其比例在3％以內(nèi)。本文研究調(diào)查設(shè)計了一個問題來測量被訪者是否自愿參與，結(jié)果顯示，在1197個參與新農(nóng)保的農(nóng)民中，有114個農(nóng)民回答他們是被強制參與的，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，村域社會資本對農(nóng)民新農(nóng)保參與行為的影響。表5報告了回歸分析結(jié)果，結(jié)果顯示，社會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。五、結(jié)論從人力資源和社會保障部公布的參保率來看，新農(nóng)保并沒有激發(fā)農(nóng)民普遍參與的熱情，相當(dāng)一部分農(nóng)民沒有參與。為什么農(nóng)民對參與新農(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資本之中的，并在問卷調(diào)查的基礎(chǔ)上，實證分析了農(nóng)民是否參與新農(nóng)保的影響因素。除了驗證傳統(tǒng)的解釋因素外，本文還特別檢驗了村域社會資本對農(nóng)民參與行為的影響，主要結(jié)論有如下三點：第一，村域信任、村域互動推動了農(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