農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為研究農(nóng)村居民新農(nóng)保從眾效應(yīng)下的參保選擇

一、參保農(nóng)民的繳費(fèi)檔次中共中央提出，我們必須完善覆蓋人民的社會(huì)保障體系，堅(jiān)持正確的保險(xiǎn)原則，完善城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)的基本保險(xiǎn)體系，不斷提高保險(xiǎn)水平。作為基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的重要組成部分，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的出現(xiàn)不僅可為養(yǎng)老保險(xiǎn)制度起到補(bǔ)充作用，而且可為脫貧攻堅(jiān)助力，起到兜底保障作用。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度是新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保┲贫群统擎?zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱“城居保”）制度合并實(shí)施之后的統(tǒng)稱，非國(guó)家機(jī)關(guān)、事業(yè)單位人員以及未被城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度覆蓋的城鄉(xiāng)居民均可參加該養(yǎng)老保險(xiǎn)。目前，我國(guó)人口老齡化增速快、規(guī)模大，養(yǎng)老問題引起了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。鑒于大量農(nóng)村勞動(dòng)力人口從農(nóng)村流向城鎮(zhèn)，使得農(nóng)村人口老齡化程度高于城鎮(zhèn)，加之工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，這對(duì)農(nóng)村傳統(tǒng)土地和家庭養(yǎng)老方式提出了巨大挑戰(zhàn)，因此我國(guó)農(nóng)村養(yǎng)老問題更值得關(guān)注。新農(nóng)保制度的實(shí)施距今已有11個(gè)年頭，農(nóng)村居民在做參保決策時(shí)需要同時(shí)做出兩個(gè)決定，即是否參保以及參保的繳費(fèi)檔次。對(duì)于參保農(nóng)民，我們可以觀測(cè)到其選擇的繳費(fèi)檔次，而對(duì)于未參保農(nóng)民，其繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)就無法觀測(cè)，即農(nóng)村居民參保繳費(fèi)檔次是典型的樣本選擇數(shù)據(jù)。針對(duì)這類數(shù)據(jù)，如果直接進(jìn)行研究，可能會(huì)出現(xiàn)樣本選擇偏倚。為此，本文選取西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，建立Heckprobit模型，研究農(nóng)村居民的新農(nóng)保參保行為，探尋農(nóng)村居民參保繳費(fèi)檔次低的原因，從而為提高參保農(nóng)民的養(yǎng)老保障水平提供理論依據(jù)。二、相關(guān)研究文獻(xiàn)回顧新農(nóng)保作為中國(guó)特有的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，自2009年實(shí)施以來，受到了很多學(xué)者的關(guān)注，相關(guān)研究比較豐富。根據(jù)研究?jī)?nèi)容，本文將農(nóng)村居民參保行為的相關(guān)研究分為兩大類，一類是農(nóng)村居民是否參保的影響因素研究，另一類是參保農(nóng)民的繳費(fèi)檔次研究。（一）篩選影響農(nóng)村居民參保的因素研究農(nóng)村居民是否參保的影響因素的文獻(xiàn)眾多，其大多基于從某個(gè)或某些試點(diǎn)地區(qū)實(shí)地調(diào)研獲得的截面數(shù)據(jù)，通過建立Logistic、Probit等模型分析個(gè)體特征、家庭特征、社區(qū)特征、地區(qū)特征、制度設(shè)計(jì)等眾多因素對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響。由于不同學(xué)者設(shè)計(jì)的調(diào)查問卷的側(cè)重點(diǎn)不同，因此研究結(jié)果也存在差異。)（二）參保農(nóng)民的繳費(fèi)檔次研究者們將農(nóng)村居民繳費(fèi)行為中出現(xiàn)的集中選擇最低繳費(fèi)檔次現(xiàn)象稱為“最低繳費(fèi)檔次困境”“最低繳費(fèi)檔次陷阱”“象征性繳費(fèi)策略”“逆向選擇困境”等。學(xué)界有關(guān)新農(nóng)保最低繳費(fèi)檔次困境的研究大致可分為兩類：一類側(cè)重定性分析，另一類則主要以定量研究為主。在前一類研究中，學(xué)者們大多通過實(shí)地調(diào)研獲得相關(guān)數(shù)據(jù)，并通過描述性分析法解析參保居民選擇最低繳費(fèi)檔次的原因。比如，在后一類研究中，學(xué)者們從收入、制度、個(gè)體屬性等不同角度，通過建立Logistic、OrderedProbit等回歸模型實(shí)證分析了參保農(nóng)民繳費(fèi)檔次選擇的影響因素。比如，綜上可知，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)村居民參保行為的研究大多是基于不同角度，利用從某個(gè)或某些地區(qū)實(shí)地調(diào)研獲得的截面數(shù)據(jù)，通過建立Logistic、Probit、有序Logit、有序Probit等模型，分別考察個(gè)體特征、家庭特征、社區(qū)特征、地區(qū)特征、制度設(shè)計(jì)等眾多因素對(duì)農(nóng)村居民是否參保以及參保居民繳費(fèi)檔次選擇的影響，所得結(jié)果略有差異。一方面，現(xiàn)有研究囊括了諸多影響農(nóng)村居民參保行為的因素，為本文提供了很好的借鑒。另一方面，單獨(dú)對(duì)參保農(nóng)民繳費(fèi)檔次進(jìn)行研究可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇問題，而現(xiàn)有研究并未考慮這一點(diǎn)。本文可能的創(chuàng)新之處主要有三點(diǎn)。第一，選擇Heckprobit模型解決參保農(nóng)民繳費(fèi)檔次選擇中可能出現(xiàn)的樣本選擇偏倚問題。農(nóng)村居民繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)為典型的樣本選擇數(shù)據(jù)，如果直接進(jìn)行分析，可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇問題。第二，從定量角度分析了從眾效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響。以往文獻(xiàn)對(duì)從眾效應(yīng)的研究大多是基于描述性分析，而本文則分別用上一年參照組平均參保率、上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)對(duì)農(nóng)村居民是否參保和參保居民繳費(fèi)檔次選擇中的從眾效應(yīng)進(jìn)行了測(cè)度，并據(jù)此研究了從眾效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響方向和影響程度。第三，考慮了新農(nóng)保制度強(qiáng)福利性對(duì)農(nóng)村居民繳費(fèi)檔次選擇的影響。三、．參保行為存在從眾效應(yīng)本文認(rèn)為，除現(xiàn)有研究涉及到的影響因素外，農(nóng)村居民的從眾心理也會(huì)影響其參保行為。另外，本文認(rèn)為新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性會(huì)對(duì)參保居民繳費(fèi)檔次的選擇產(chǎn)生重要影響。為此，本文提出兩個(gè)假說。假說1：從眾效應(yīng)會(huì)影響農(nóng)村居民的參保行為。由于人們的行為并非相互獨(dú)立，而是會(huì)受到他人的影響，因此對(duì)于農(nóng)村居民這一生活環(huán)境相似、交往密切頻繁、知識(shí)水平有限的群體而言，其參保行為可能存在明顯的從眾效應(yīng)。從眾是一種隨處可見的社會(huì)現(xiàn)象，可被定義為個(gè)人由于受到來自群體的真實(shí)或想象的壓力而導(dǎo)致其行為或觀點(diǎn)的改變，在行為上與眾人趨于一致（具體到本文研究中，農(nóng)村居民參保行為存在從眾效應(yīng)的根本原因是信息不完全。當(dāng)農(nóng)村居民面臨新農(nóng)保這樣一種新制度時(shí)，由于其文化水平較低，加之政策設(shè)計(jì)較為復(fù)雜，農(nóng)民對(duì)新農(nóng)保的繳費(fèi)檔次、政府補(bǔ)貼、待遇發(fā)放與繼承等內(nèi)容并不了解，導(dǎo)致掌握的相關(guān)信息有限，使其很難做出準(zhǔn)確判斷。為避免犯錯(cuò)，農(nóng)民在做參保決策時(shí)會(huì)將他人所掌握的信息視為其信息來源，選擇與他人的行為保持一致。從眾效應(yīng)意味著當(dāng)其他人做出同樣的選擇時(shí)，來自特定行為的效用會(huì)增加（假說2：新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性導(dǎo)致參保居民繳費(fèi)時(shí)偏好選擇最低繳費(fèi)檔次。新農(nóng)保具有“弱保險(xiǎn)性、強(qiáng)福利性”的特點(diǎn)（新農(nóng)保制度保障水平的高低取決于參保農(nóng)民到齡后每月領(lǐng)取的養(yǎng)老金數(shù)額。新農(nóng)保養(yǎng)老金待遇由基礎(chǔ)養(yǎng)老金和個(gè)人賬戶養(yǎng)老金兩部分構(gòu)成，前者由國(guó)家財(cái)政全額支付，后者與居民選擇的繳費(fèi)檔次密切相關(guān)。舉例來看，假設(shè)某個(gè)農(nóng)村居民2009年開始繳費(fèi)，選擇最低繳費(fèi)檔次100元/年，忽略集體補(bǔ)助，由此，本文繪制出農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為影響機(jī)制分析圖，見圖1。四、研究設(shè)計(jì)與描述的統(tǒng)計(jì)（一）基于hsf的新農(nóng)保制度問卷的基本特征本文使用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)“中國(guó)家庭金融調(diào)查”（ChinaHouseholdFinanceSurvey,CHFS）數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。目前，CHFS共有2011年、2013年、2015年和2017年四輪追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)具有全國(guó)代表性，涉及的中國(guó)農(nóng)村家庭信息比較完整，涵蓋了人口特征、資產(chǎn)負(fù)債、收入支出、社會(huì)保障等多個(gè)方面。由于2011年和2013年的CHFS問卷只調(diào)查了受訪者及其配偶的參保情況，而2015年和2017年的問卷則調(diào)查了家中16周歲及以上所有家庭成員的參保情況，這恰好覆蓋了新農(nóng)保制度的適用人群，因此，本文未使用2011年和2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)。CHFS2017年的數(shù)據(jù)涉及到了除新疆、西藏外的29個(gè)省市355個(gè)區(qū)縣1428個(gè)村（居）委會(huì)40011個(gè)家庭的共計(jì)127012個(gè)個(gè)體，具有較強(qiáng)的代表性。為克服從眾效應(yīng)內(nèi)生性問題，研究中也用到了2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于本文的研究對(duì)象為新農(nóng)保參保及繳費(fèi)人員，因此只保留符合新農(nóng)保參保條件的樣本作為研究對(duì)象，即年滿16周歲（不含在校生）、未參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民，經(jīng)過數(shù)據(jù)處理，最終得到29個(gè)省市的共計(jì)54194個(gè)樣本。（二）變量選擇1.如何參保社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)2017年CHFS家庭問卷“第三部分：保險(xiǎn)與保障”中，針對(duì)家中16周歲及以上所有家庭成員（在校學(xué)生除外），設(shè)置了如下問項(xiàng)：“F1001a目前，您參加的是下列哪種社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)？”“F1008去年平均每個(gè)月養(yǎng)老保險(xiǎn)自己繳納多少錢？”。利用Stata13.0軟件，首先根據(jù)F1001a生成農(nóng)村居民是否參保的虛擬變量，之后根據(jù)F1008生成新農(nóng)保參保者每年的繳費(fèi)額，最后根據(jù)年繳費(fèi)額是否為最低繳費(fèi)檔次生成參保者是否選擇最低繳費(fèi)檔次的虛擬變量。2參照組的選擇和繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)(1）從眾效應(yīng)。如前所述，由于信息不完全，農(nóng)村居民參保行為可能會(huì)受從眾效應(yīng)的影響，即農(nóng)村居民參?？赡艽嬖凇皠e人參加，我就參加，別人交多少，我就交多少”的從眾心理。要對(duì)從眾效應(yīng)進(jìn)行研究，首先需要明確“從”的對(duì)象是什么?？紤]到農(nóng)村居民長(zhǎng)期生活在一個(gè)相對(duì)固定的生活環(huán)境中，相互之間交往密切頻繁，可以大致做到信息互通有無，因此本文根據(jù)地域臨近原則，選擇個(gè)體所在省/市為參照組。針對(duì)選擇方程，本文選取上一年參照組的平均參保率對(duì)從眾效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度。為避免受極端值的影響，本文選擇繳費(fèi)額的眾數(shù)對(duì)結(jié)果方程中的從眾效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度。為克服內(nèi)生性問題，此處選擇上一年而非當(dāng)期參照組的平均參保率及參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)。具體而言，本文根據(jù)2015年CHFS家庭問卷中的問項(xiàng)：“F1001a目前，您參加的是下列哪種社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)？”“F1008去年平均每個(gè)月養(yǎng)老保險(xiǎn)自己繳納多少錢？”生成個(gè)人是否參加新農(nóng)保和參保者的繳費(fèi)額變量，據(jù)此求得參照組的平均參保率（參照組參?？?cè)藬?shù)/參照組符合參保條件的總?cè)藬?shù)）和繳費(fèi)額的眾數(shù)，以分別測(cè)度選擇方程和結(jié)果方程中的從眾效應(yīng)。(2）省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)。按照現(xiàn)行新農(nóng)保制度，參保居民無論選擇何種繳費(fèi)檔次，在當(dāng)?shù)仡I(lǐng)取到的基礎(chǔ)養(yǎng)老金都是相同的。顯然，基礎(chǔ)養(yǎng)老金領(lǐng)取額越高，制度的福利性就越強(qiáng)，居民越傾向于選擇最低繳費(fèi)檔次。根據(jù)省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)，本文還計(jì)算了省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金領(lǐng)取額占比，等于省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)/各省領(lǐng)保樣本每年領(lǐng)取的養(yǎng)老金平均值。為了保證解釋變量的外生性，本文選取省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)衡量制度的福利性。3．繳費(fèi)困難群體(1）是否屬于繳費(fèi)困難群體。2009年9月，《國(guó)務(wù)院關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》中明確指出，對(duì)農(nóng)村重度殘疾人等繳費(fèi)困難群體，地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)。2009年9月15日，原人力資源社會(huì)保障部副部長(zhǎng)胡曉義在接受中國(guó)政府網(wǎng)專訪時(shí)明確指出，困難群體中最具代表性的當(dāng)屬重度殘疾人，因?yàn)樗麄兪遣豢赡娴?、長(zhǎng)期的、穩(wěn)定的困難群體，因此《指導(dǎo)意見》將重度殘疾人作為困難群體的代表，對(duì)于其他困難群體的確定則需依靠地方政府在試點(diǎn)過程中逐步積累經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行識(shí)別。專訪中指明，新農(nóng)保與農(nóng)村低保、五保等制度可以并行。事實(shí)上，各地在制度實(shí)施過程中都將低保、五保等困難群體納入了代繳群體。人社部發(fā)[2017]59號(hào)明確指出，應(yīng)減輕貧困人員參保繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，對(duì)于建檔立卡未標(biāo)注脫貧的貧困人口、低保對(duì)象、特困人員等困難群體，地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)?？紤]到農(nóng)村重度殘疾人、低保戶、五保戶、特困戶等生活困難群體會(huì)被自動(dòng)納入新農(nóng)保，養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)也由地方政府代繳，他們的參保行為可能有別于其他群體，因此本文控制了是否屬于繳費(fèi)困難群體這一虛擬變量，是則取值為1，否則為0。由于CHFS數(shù)據(jù)中沒有詢問受訪樣本是否為殘疾，故此處的繳費(fèi)困難群體指受訪樣本所在家庭為低保戶、五保戶或特困戶的群體。(2）其他控制變量。鑒于年齡、受教育年限等變量也可能會(huì)影響農(nóng)村居民的參保行為，如年齡越大的群體，參保意愿越強(qiáng)烈，越有可能選擇參加新農(nóng)保，而受教育年限可能會(huì)影響農(nóng)村居民對(duì)制度的認(rèn)知，因此在借鑒以往文獻(xiàn)及整理2017年CHFS相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，本文控制了農(nóng)村居民的性別、年齡、受教育年限、健康狀況、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭人均收入、地區(qū)虛擬變量等相關(guān)變量。其中，健康狀況根據(jù)CHFS問項(xiàng)“A2025b與同齡人相比，您現(xiàn)在的身體狀況如何？”進(jìn)行整理，將回答非常好和好的樣本的健康狀況取值為1，其余為0。是否有醫(yī)療保險(xiǎn)根據(jù)CHFS問項(xiàng)“F2001a您目前擁有以下哪種社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)?”“F2001b除社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)外，您目前擁有以下哪些醫(yī)療保險(xiǎn)?”整理所得，擁有醫(yī)療保險(xiǎn)的樣本取值為1，否則為0。為消除離群值的影響，本文對(duì)新農(nóng)保繳費(fèi)額、養(yǎng)老金領(lǐng)取額、家庭人均收入等變量均進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。為減輕異方差的影響，本文對(duì)其均做取對(duì)數(shù)處理。（三）新農(nóng)保參保率和繳費(fèi)檔次各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示?？梢钥闯觯?4194個(gè)樣本中，有62.63%的居民參加了新農(nóng)保，而CHFS2015年數(shù)據(jù)顯示的新農(nóng)保參加人數(shù)占比為59.19%，說明新農(nóng)保參保率在逐年提高。對(duì)于決定參加新農(nóng)保的農(nóng)民，66.90%都選擇了最低繳費(fèi)檔次，說明在新農(nóng)保實(shí)施過程中，繳費(fèi)農(nóng)民集中選擇最低繳費(fèi)檔次的現(xiàn)狀普遍存在。上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)的均值為123.97(=e五、示范分析（一）繳費(fèi)檔次對(duì)參保行為影響的實(shí)證分析農(nóng)村居民的參保行為存在兩個(gè)不可分割的決策過程，即是否參保以及參保后的繳費(fèi)檔次選擇。在國(guó)發(fā)[2014]8號(hào)文件中，全國(guó)共設(shè)了12檔繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，并允許各省根據(jù)自身情況對(duì)總繳費(fèi)檔次進(jìn)行調(diào)整，因此各省的總繳費(fèi)檔次會(huì)有等于、少于或多于12檔三種情況。結(jié)合表1的描述性統(tǒng)計(jì)可知，雖然可供選擇的繳費(fèi)檔數(shù)較多，但選擇非最低繳費(fèi)檔次的樣本較少，因此本文選取農(nóng)民是否參保、參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次作為被解釋變量。根據(jù)前文分析，對(duì)于參保的農(nóng)村居民，我們可以觀測(cè)到其選擇何種繳費(fèi)檔次，而對(duì)于未參保者，其繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)則無法觀測(cè)。如果以繳費(fèi)檔次作為被解釋變量進(jìn)行研究，就需要在受限被解釋變量（limiteddependentvariable）的框架下進(jìn)行實(shí)證分析，加之繳費(fèi)檔次數(shù)據(jù)取值受限與農(nóng)村居民是否參保這一變量有關(guān)，此時(shí)是否參?？煞Q為選擇變量，而繳費(fèi)檔次即為典型的樣本選擇（sampleselection）數(shù)據(jù)。針對(duì)這類數(shù)據(jù)，如果直接進(jìn)行研究，可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇偏倚。由于參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次是二元變量，因此可建立Heckprobit(ProbitModelwithSampleSelection）模型進(jìn)行分析。假設(shè)part其中，ε式（3）和（4）分別被稱為結(jié)果方程和選擇方程。當(dāng)ρ≠0時(shí)，直接對(duì)方程（1）進(jìn)行Probit回歸，估計(jì)結(jié)果會(huì)有偏，而Heckprobit模型可以得到一致、漸進(jìn)有效的估計(jì)，此時(shí)應(yīng)建立Heckprobit模型進(jìn)行研究。因此，在利用Stata軟件進(jìn)行Heckprobit估計(jì)時(shí)，需要對(duì)ρ是否取值為0進(jìn)行檢驗(yàn)。需要注意的是，如果估計(jì)時(shí)使用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的選項(xiàng)，回歸得到的是Wald檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，否則得到的是LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。為了識(shí)別模型，Heckprobit模型要求X（二）新農(nóng)保政策的特征利用Stata13.0軟件對(duì)Heckprobit模型進(jìn)行估計(jì)，由于同一家庭中個(gè)體的繳費(fèi)決策并非相互獨(dú)立，因此估計(jì)時(shí)使用了家庭層面群穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，估計(jì)結(jié)果如表2所示。需要說明的是，原則上年滿60周歲便不需要再繳費(fèi)，可以開始按月領(lǐng)取養(yǎng)老金，而樣本中仍存在60歲及以上的繳費(fèi)者，這可能是由于他們此前從未繳費(fèi)或者在部分年份斷繳，只有將此前年份應(yīng)繳金額一次性補(bǔ)齊才能領(lǐng)取養(yǎng)老金。這種一次性補(bǔ)齊繳費(fèi)與按年繳費(fèi)明顯不同，因此在實(shí)證研究中未考慮60歲及以上的樣本。從表2可以看出，方程總體顯著性檢驗(yàn)的P值為0.000，表明模型中的所有解釋變量是聯(lián)合顯著的。模型中兩個(gè)方程獨(dú)立性的Wald檢驗(yàn)的P值為0.000，因此應(yīng)拒絕原假設(shè)ρ=0，說明結(jié)果方程與選擇方程并非獨(dú)立，即參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次與農(nóng)村居民是否參保這兩個(gè)決策之間存在相關(guān)性。這也說明，本文建立Heckprobit模型研究農(nóng)村居民參保行為是適宜的，可解決樣本選擇性偏倚問題。表2的研究結(jié)果可總結(jié)為五點(diǎn)。1.從眾效應(yīng)對(duì)農(nóng)村居民是否參保以及參保農(nóng)民是否選擇最低繳費(fèi)檔次都具有顯著影響。上一年參照組的平均參保率越高，農(nóng)民越傾向于參保，上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)越大，參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率越小，說明農(nóng)村居民在做出參保決策時(shí)會(huì)選擇從眾，假說1得以驗(yàn)證。2.新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性會(huì)對(duì)居民繳費(fèi)檔次的選擇產(chǎn)生影響。省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)越高，參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率就越大。這是因?yàn)椋r(nóng)村居民所在省份的基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)越高，意味著政府補(bǔ)貼越多，政策福利性越強(qiáng)，此時(shí)參保人員更多的是將新農(nóng)保視為一種福利性政策，而非一種養(yǎng)老保障方式，驗(yàn)證了假說2。3.在選擇方程中，是否屬于繳費(fèi)困難群體的系數(shù)顯著為正，意味著繳費(fèi)困難群體更傾向于參加新農(nóng)保，說明新農(nóng)保政策向繳費(fèi)困難群體傾斜在實(shí)踐中落實(shí)較好。在結(jié)果方程中，是否屬于繳費(fèi)困難群體的系數(shù)顯著為正，說明繳費(fèi)困難群體選擇最低繳費(fèi)檔次的概率大于選擇非最低繳費(fèi)檔次，這與地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)的現(xiàn)實(shí)相符。4.控制變量的影響結(jié)果。(1）年齡越大，農(nóng)村居民越傾向于參保，且參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率越小。對(duì)此，本文給出的解釋是：農(nóng)村居民的年齡越大，老有所養(yǎng)的意愿就越迫切，使得新農(nóng)保這一惠農(nóng)政策的吸引力就越強(qiáng)，進(jìn)而越傾向于參保；參保農(nóng)民的年齡越大，意味著距離領(lǐng)取養(yǎng)老金年齡越近，鑒于交得越多、領(lǐng)得越多，因此年齡越大的參保人員越傾向于選擇高的繳費(fèi)檔次。（2）受教育年限越長(zhǎng)，參保的可能性越小，參保選擇最低繳費(fèi)檔次的概率也越小。這可能是因?yàn)?，農(nóng)村居民的受教育年限越長(zhǎng)，其外出務(wù)工的可能性越大，面臨的養(yǎng)老方式選擇會(huì)更多，進(jìn)而越傾向于不參保。對(duì)于參保者而言，其受教育年限越長(zhǎng)，對(duì)新農(nóng)保政策的理解越透徹，越傾向于選擇高的繳費(fèi)檔次，以便到齡后可以領(lǐng)取更多的養(yǎng)老金。（3）與健康狀況差的農(nóng)村居民相比，健康狀況好的農(nóng)村居民更傾向于不參保，健康狀況好的參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率更小。這可能是因?yàn)?，居民?duì)自己的身體狀況比較滿意，預(yù)期未來健康風(fēng)險(xiǎn)較小，故不愿參保。對(duì)于選擇參保的農(nóng)村居民而言，健康狀況越好，意味著自身預(yù)期壽命越長(zhǎng)，能夠領(lǐng)取養(yǎng)老金的年限越久，因此越傾向于選擇高的繳費(fèi)檔次。（4）男性比女性的參保概率更高，選擇最低繳費(fèi)檔次的概率更大，說明新農(nóng)保參保行為存在性別差異。（5）是否有醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)顯著影響農(nóng)村居民是否參保，但對(duì)參保者是否選擇最低繳費(fèi)檔次的影響并不顯著。（6）家庭人均收入對(duì)農(nóng)村居民是否參保的影響不顯著，但會(huì)顯著影響繳費(fèi)檔次的選擇。參保者的家庭人均收入越高，選擇最低繳費(fèi)檔次的概率越小，說明提高參保者的收入水平有助于提高參保者的繳費(fèi)檔次。（7）與東部地區(qū)相比，中西部地區(qū)農(nóng)村居民更傾向于參保，其中中部地區(qū)參保人員選擇最低繳費(fèi)檔次的概率更大。5.Heckprobit模型中參數(shù)估計(jì)值的含義并不直觀，只能據(jù)此判斷出各解釋變量對(duì)被解釋變量的影響方向。為了解釋各個(gè)變量對(duì)參保居民是否選擇最低繳費(fèi)檔次的影響程度，本文計(jì)算了結(jié)果方程的邊際效應(yīng)。從表2可以看出，新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性的邊際效應(yīng)為0.054，說明基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)的對(duì)數(shù)每提高1%，居民選擇最低繳費(fèi)檔次的概率會(huì)增大5.4%，意味著新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性會(huì)促使農(nóng)村居民選擇較低的繳費(fèi)檔次，當(dāng)前基礎(chǔ)養(yǎng)老金逐年上調(diào)的趨勢(shì)不利于參保居民繳費(fèi)檔次的提升。上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)（對(duì)數(shù)）的邊際效應(yīng)為-0.033，說明上一年參照組繳費(fèi)額的眾數(shù)（對(duì)數(shù)）每增加1%，居民選擇最低繳費(fèi)檔次的概率會(huì)降低3.3%，因此只有讓更多的農(nóng)村居民了解并認(rèn)識(shí)到新農(nóng)保制度的優(yōu)越性，才能最終提高全民繳費(fèi)檔次。（三）模型結(jié)果對(duì)比為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用三種方法進(jìn)行檢驗(yàn)。第一，采用“掐頭去尾”的辦法，改變樣本數(shù)據(jù)范圍?？紤]到省級(jí)基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)存在較大差異，本文去掉基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)最高的樣本和最低的樣本。第二，改變測(cè)度從眾效應(yīng)的參照組范圍。CHFS數(shù)據(jù)中除了包含省份變量prov＿CHN可以識(shí)別樣本是否屬于同一省市，還包含樣本是否屬于同一城市的識(shí)別碼city＿lab，據(jù)此可以計(jì)算出上一年各城市的平均參保率和上一年各城市繳費(fèi)額的眾數(shù)，分別用來測(cè)度選擇方程和結(jié)果方程的從眾效應(yīng)。第三，改變樣本期。為了考察模型的適用性，本文選取CHFS2015年數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法所得到的模型估計(jì)結(jié)果及結(jié)果方程的邊際效應(yīng)分別如表3和表4所示。從表3可以看出，核心解釋變量從眾效應(yīng)和新農(nóng)保制度的強(qiáng)福利性的符號(hào)和顯著性均未發(fā)生改變，說明假說1和假說2仍然成立。從表4可以看出，在使用2017年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸時(shí)，無論是改變樣本數(shù)據(jù)范圍還是改變從眾效應(yīng)的測(cè)度方法，從眾效應(yīng)和制度強(qiáng)福利性的邊際效應(yīng)變化都不大。然而，在使用2015年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析時(shí)，二者的邊際效應(yīng)都有所減小，這可能是由于隨著制度實(shí)施年限的增加，從眾效應(yīng)和制度強(qiáng)福利性對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響愈發(fā)凸顯?？偠灾N檢驗(yàn)方法均表明本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。六、結(jié)論