吳玉鋒，周嘉星，伍 勇

(西北大學(xué) 公共管理學(xué)院, 陜西 西安 710127)

一、引 言

2009年我國(guó)政府在農(nóng)村地區(qū)試點(diǎn)了新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度,隨著該制度在全國(guó)范圍內(nèi)的進(jìn)一步推進(jìn),到2012年末已基本實(shí)現(xiàn)了制度的全覆蓋。2014年在合并城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的基礎(chǔ)上,新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度演化為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱:城鄉(xiāng)居保)制度,成為我國(guó)完善農(nóng)民養(yǎng)老保障體系的基礎(chǔ)性制度安排。城鄉(xiāng)居保是一項(xiàng)基礎(chǔ)養(yǎng)老金免費(fèi)的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度,制度推行之初就吸引了大部分農(nóng)民參保。當(dāng)前,盡管城鄉(xiāng)居保在參保數(shù)量上已達(dá)到較高水平,但是參保質(zhì)量并不高,存在參保檔次普遍較低和持續(xù)參保意愿自愿性不足的問(wèn)題。學(xué)界從參保檔次方面研究農(nóng)民參保質(zhì)量及其制約因素的文獻(xiàn)較為豐富,卻較少關(guān)注持續(xù)參保意愿與行為。

城鄉(xiāng)居保原本是一項(xiàng)農(nóng)民自愿參加的制度,但在制度推行過(guò)程中非自愿參保的農(nóng)民占據(jù)了較大的比例,制度覆蓋面虛高,中青年農(nóng)民長(zhǎng)期繳費(fèi)意愿不足,斷保行為不容忽視[1](P87-88)。顧文靜對(duì)廣東省佛山的調(diào)查研究表明,盡管城鄉(xiāng)居保參保率在不斷的提升,但有持續(xù)參保意愿的農(nóng)民僅有43%[2]。吳玉鋒和周明對(duì)甘肅會(huì)寧縣的調(diào)查研究表明,超過(guò)50%的農(nóng)民持續(xù)參保意愿不高,并有中途斷保的可能[3](P86)。馬杰研究發(fā)現(xiàn),地方政府力推家庭捆綁的參保方式,導(dǎo)致被動(dòng)參保農(nóng)民占據(jù)了很大比例,部分參保農(nóng)民在其父母獲得養(yǎng)老金資格后,會(huì)選擇中斷參保[1](P86)。賈曉華和徐世江認(rèn)為農(nóng)民的繳費(fèi)意愿受到政策穩(wěn)定性、基金運(yùn)行質(zhì)量和思維習(xí)慣的影響,特別是受到家庭繳費(fèi)捆綁條件的約束,被動(dòng)繳費(fèi)農(nóng)民參保后中斷繳費(fèi)的可能性很大[4]。丁煜認(rèn)為城鄉(xiāng)居?；A(chǔ)養(yǎng)老金和繳費(fèi)年限缺乏掛鉤機(jī)制,難以激勵(lì)農(nóng)民長(zhǎng)期持續(xù)繳費(fèi),城鎮(zhèn)職工社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)中交足15年即停繳的現(xiàn)象可能會(huì)在城鄉(xiāng)居保實(shí)施過(guò)程中重演[5]。城鄉(xiāng)居保制度規(guī)定的“15年繳費(fèi)年限”使得45歲成為農(nóng)民參保的重要分水嶺。中青年農(nóng)民實(shí)際參保率低,參保意愿也不高,更多持觀望態(tài)度,更愿意到45歲再參保[6]。中青年農(nóng)民即使參保,由于距離制度受益期較遠(yuǎn),其參與意愿和行為也存在可持續(xù)性不足的問(wèn)題。黃瑞芹對(duì)湖南省兩個(gè)貧困縣的調(diào)查表明,各地區(qū)雖然制定了鼓勵(lì)中青年農(nóng)民長(zhǎng)期參保繳費(fèi)的政策,但中青年農(nóng)民參保意愿不強(qiáng),仍然是觀望的心態(tài),由于捆綁繳費(fèi)等原因,部分縣市出現(xiàn)了退?，F(xiàn)象[7]。薛惠元認(rèn)為中青年農(nóng)民的養(yǎng)老收益存在很大不確定性,參保后極容易產(chǎn)生退?；驍啾，F(xiàn)象[8]。中青年農(nóng)民長(zhǎng)期繳費(fèi)意愿不足和中斷參保無(wú)法享受制度“長(zhǎng)繳多補(bǔ)”和“長(zhǎng)繳多得”的財(cái)政激勵(lì),導(dǎo)致養(yǎng)老待遇水平降低,制度養(yǎng)老保障能力下降,對(duì)制度的可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響,因此,研究中青年農(nóng)民的持續(xù)參保意愿和行為很有必要。

對(duì)城鄉(xiāng)居保的長(zhǎng)期參保意愿和行為體現(xiàn)了中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度的忠誠(chéng)度。黨的十九大報(bào)告提出了繼續(xù)貫徹落實(shí)“全面實(shí)施全民參保計(jì)劃”的新要求,推進(jìn)應(yīng)保盡保。實(shí)施全民參保計(jì)劃,不僅應(yīng)關(guān)注參保數(shù)量,更應(yīng)關(guān)注參保質(zhì)量。作為城鄉(xiāng)居保制度參保質(zhì)量的重要表征,城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度研究具有重要的現(xiàn)實(shí)和理論意義?；?015年對(duì)全國(guó)5省的調(diào)查數(shù)據(jù),本文以期望確認(rèn)度為自變量,以感知有用性、滿意度和特殊信任為中介變量,探究期望確認(rèn)度對(duì)城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度的影響,以進(jìn)一步豐富城鄉(xiāng)居保制度理論研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

顧客忠誠(chéng)度是顧客對(duì)同一產(chǎn)品或服務(wù)形成的偏好,并能在未來(lái)做出重復(fù)購(gòu)買的意愿與行為,是顧客在比較投入與產(chǎn)出,計(jì)算風(fēng)險(xiǎn)與收益之后做出的選擇,期望確認(rèn)、感知有用性、特殊信任和滿意度都是顧客忠誠(chéng)度的重要影響因素。期望確認(rèn)度是消費(fèi)者比較購(gòu)買之前的期望與使用后實(shí)際感知的確認(rèn)結(jié)果,期望確認(rèn)度通過(guò)滿意度、特殊信任和感知有用性對(duì)顧客忠誠(chéng)度有直接和間接影響[9]。與顧客忠誠(chéng)度一致,城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度是農(nóng)民持續(xù)參保意愿與行為的統(tǒng)一,是已參保農(nóng)民建立在制度滿意度體驗(yàn)基礎(chǔ)上的持續(xù)參保意愿與行為[10]。期望確認(rèn)度是農(nóng)民在參保后感知到的制度績(jī)效與參保前建立的制度期望一致程度的判斷。感知有用性是農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度能夠化解養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn),提供養(yǎng)老保障和提升老年生活質(zhì)量的主觀認(rèn)識(shí)。特殊信任是農(nóng)民對(duì)制度自身及制度制定者和實(shí)施者相關(guān)政府部門的信任。制度滿意度則是對(duì)城鄉(xiāng)居保籌資機(jī)制、補(bǔ)貼額度、待遇水平以及經(jīng)辦服務(wù)等內(nèi)容的滿意程度。期望確認(rèn)理論認(rèn)為,城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度受到農(nóng)民參保前的期望和參保后的績(jī)效感知比較結(jié)果的影響,期望確認(rèn)度通過(guò)感知有用性、特殊信任和制度滿意度對(duì)制度忠誠(chéng)度具有直接和間接影響。

中青年農(nóng)民制度期望確認(rèn)度直接影響城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度。顧客重復(fù)購(gòu)買同一產(chǎn)品或服務(wù)的意向和行為取決于顧客對(duì)產(chǎn)品的實(shí)際感知是否符合期望的效用,期望確認(rèn)度直接影響持續(xù)購(gòu)買行為[11]。中青年農(nóng)民參保前通過(guò)政府宣傳和周圍鄰居交流等渠道了解城鄉(xiāng)居保制度,通過(guò)計(jì)算參保以后獲得的養(yǎng)老金來(lái)判斷養(yǎng)老待遇和保障水平,從而對(duì)城鄉(xiāng)居保制度產(chǎn)生一定的預(yù)期。在觀察到制度對(duì)60歲農(nóng)民兌現(xiàn)的養(yǎng)老金待遇之后,如果中青年農(nóng)民參保前的期望大于參保后的績(jī)效感知,則會(huì)產(chǎn)生期望不確認(rèn)和不滿意,從而抑制制度忠誠(chéng)度;反之,如果中青年農(nóng)民參保前的期望小于參保后的績(jī)效感知,就會(huì)產(chǎn)生期望確認(rèn)和制度滿意,進(jìn)而有助于提升制度忠誠(chéng)度。中青年農(nóng)民參保積極性本就不高,如果制度預(yù)期沒(méi)有得到確認(rèn),即使參保,中途斷保的可能性也極大,期望不確認(rèn)負(fù)向影響城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度;反之,如果制度預(yù)期得到確認(rèn),則會(huì)正向影響制度忠誠(chéng)度。

H1:期望確認(rèn)度直接影響中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度。

中青年農(nóng)民制度期望確認(rèn)度提升了制度滿意度,從而間接有助于提升忠誠(chéng)度。期望確認(rèn)度是預(yù)期效用與實(shí)際效用比較后得出的一種結(jié)果,是期望(投入)與實(shí)際(收益)符合的程度。滿意度是顧客感受到自己需求被滿足的程度,是對(duì)實(shí)際效用與預(yù)期效果符合程度的主觀情緒反應(yīng)。農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度滿意度是忠誠(chéng)度的重要前變量,滿意度越高,持續(xù)參保的選擇越容易發(fā)生,城鄉(xiāng)居保制度的滿意度直接影響忠誠(chéng)度[3](P85)。制度滿意度是形成制度正面口碑,避免中途斷保,維系制度忠誠(chéng)度的重要因素,滿意度強(qiáng)化了農(nóng)民對(duì)制度的情感忠誠(chéng)和意向忠誠(chéng),制度滿意度越高,忠誠(chéng)度越高[12]。參保農(nóng)民會(huì)綜合繳費(fèi)投入、待遇水平以及經(jīng)辦服務(wù)與制度預(yù)期進(jìn)行權(quán)衡,如果待遇水平和經(jīng)辦服務(wù)與參保前所預(yù)期的差距不大或者實(shí)際效果大于期望時(shí),中青年農(nóng)民的收益感知大于投入,會(huì)認(rèn)為城鄉(xiāng)居保制度是一項(xiàng)“白賺錢的制度”,對(duì)制度具有較高的滿意度,從而對(duì)制度忠誠(chéng)度產(chǎn)生間接影響。

H2:期望確認(rèn)度直接影響中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度的滿意度。

H3:滿意度直接影響中青年農(nóng)民城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度。

H4:期望確認(rèn)度通過(guò)制度滿意度對(duì)中青年農(nóng)民制度忠誠(chéng)度有間接影響。

中青年農(nóng)民制度期望確認(rèn)度提升了特殊信任水平,從而間接提升制度忠誠(chéng)度。期望確認(rèn)是特殊信任建立的基礎(chǔ),期望確認(rèn)直接影響信任水平[13]。顧客的期望在先前的購(gòu)買經(jīng)驗(yàn)中得到確認(rèn),其對(duì)產(chǎn)品的好感度和信任度就會(huì)增加,進(jìn)而提高持續(xù)購(gòu)買意愿和行為[14]。信任承諾理論認(rèn)為顧客信任和承諾是顧客忠誠(chéng)度的重要因素,特殊信任是承諾的關(guān)鍵決定因素,關(guān)系雙方的信任水平越高,承諾越強(qiáng),忠誠(chéng)度就越高[15]。信任直接影響用戶的使用行為,并且能顯著減少用戶感知的不確定性和交易風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而促進(jìn)持續(xù)使用行為[16]。顧客信任意味著未來(lái)交易中感知風(fēng)險(xiǎn)及交易成本的降低,提高了繼續(xù)交易的獲利性,提升了顧客交易關(guān)系維持的欲望,從而對(duì)消費(fèi)者的持續(xù)購(gòu)買意向有正向影響[17][18]。在城鄉(xiāng)居保制度推行過(guò)程中,如果農(nóng)民對(duì)制度形成較為穩(wěn)定的心理預(yù)期,則會(huì)對(duì)制度產(chǎn)生較高的信任水平,農(nóng)民的心理預(yù)期影響其對(duì)制度的信任水平[19]。特殊信任是制度忠誠(chéng)度的直接前因變量,中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度的特殊信任降低了城鄉(xiāng)居保制度不確定性的負(fù)面影響,削弱了農(nóng)民對(duì)制度的風(fēng)險(xiǎn)感知,增強(qiáng)了制度會(huì)兌現(xiàn)待遇和收益的信心,進(jìn)而有助于制度忠誠(chéng)度。

H5:期望確認(rèn)度直接影響中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度的特殊信任。

H6:特殊信任直接影響中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度的忠誠(chéng)度。

H7:期望確認(rèn)度通過(guò)特殊信任對(duì)中青年農(nóng)民城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度有間接正向影響。

期望確認(rèn)通過(guò)感知有用性間接提升中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保的制度忠誠(chéng)度。顧客對(duì)產(chǎn)品或服務(wù)感知越有用,持續(xù)購(gòu)買的意圖就越高,也就越忠誠(chéng)[20]。消費(fèi)者感知有用性會(huì)直接影響忠誠(chéng)度[11]。就城鄉(xiāng)居保制度而言,作為一項(xiàng)養(yǎng)老保障制度安排,中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度感知有用性直接影響農(nóng)民的制度忠誠(chéng)度。中青年農(nóng)民在了解城鄉(xiāng)居保制度后對(duì)參保產(chǎn)生期望,如果制度實(shí)際的待遇水平、經(jīng)辦服務(wù)質(zhì)量和養(yǎng)老保障能力符合之前的預(yù)期水平,就會(huì)認(rèn)為城鄉(xiāng)居保制度“有用”,可以保障老年生活,提高老年生活質(zhì)量,就會(huì)將城鄉(xiāng)居保制度作為養(yǎng)老的重要依靠,從而趨向于繼續(xù)參保。對(duì)于參保農(nóng)民而言,感知有用性是農(nóng)民對(duì)制度養(yǎng)老保障能力的信心,是農(nóng)民選擇參保和持續(xù)參保的重要影響因素。參保農(nóng)民在對(duì)制度設(shè)計(jì)、待遇水平、補(bǔ)貼水平、基金管理和經(jīng)辦服務(wù)質(zhì)量進(jìn)行評(píng)價(jià)的基礎(chǔ)上,判斷城鄉(xiāng)居保制度待遇水平和老年生活保障程度,制度待遇水平能夠?qū)崿F(xiàn)老有所養(yǎng),心理上會(huì)表現(xiàn)出感知有用,行為上則表現(xiàn)為持續(xù)參保。

H8:期望確認(rèn)度直接影響中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度的感知有用性。

H9:感知有用性直接影響中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度的忠誠(chéng)度。

H10:期望確認(rèn)度通過(guò)感知有用性對(duì)城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度有間接影響。

基于以上分析和假設(shè),形成理論模型,如圖1所示。

圖1 城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度理論模型

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量測(cè)量

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于2015年對(duì)遼寧、山東、河南、陜西和四川5省的問(wèn)卷調(diào)查,調(diào)查對(duì)象為16-60歲已經(jīng)參加城鄉(xiāng)居保的農(nóng)民。問(wèn)卷調(diào)查采用多階段抽樣的方法選擇了5省60個(gè)村1 500個(gè)樣本農(nóng)戶進(jìn)行了入戶調(diào)查,根據(jù)農(nóng)民閱讀和填答能力的不同,運(yùn)用當(dāng)面訪問(wèn)和自填式問(wèn)卷調(diào)查相結(jié)合的方法收集數(shù)據(jù)。本次調(diào)查一共發(fā)放1 402份問(wèn)卷,問(wèn)卷調(diào)查內(nèi)容主要包括已參保農(nóng)民個(gè)人及家庭基本情況、城鄉(xiāng)居保制度主觀認(rèn)知、參保行為及主觀評(píng)價(jià)等方面。本文從樣本中選取中青年農(nóng)民(16-44歲)作為研究對(duì)象,在678個(gè)有效樣本中,男性占65.36%,女性占34.64%;未婚占15.59%,已婚占83.33%,其他占1.08%;16-35歲占28.96%,36-45歲占26.39%,46-50歲占23.68%,51-59歲占20.97%;黨員占8.66%,非黨員占91.34%。需要補(bǔ)充說(shuō)明的是,678個(gè)中青年農(nóng)民樣本并不能代表5省中青年農(nóng)民的總體情況,但結(jié)構(gòu)方程模型分析對(duì)樣本量要求不大,本調(diào)查數(shù)據(jù)可以滿足采用結(jié)構(gòu)方程模型擬合城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度理論模型的研究需要。

(二)變量測(cè)量

問(wèn)卷采用18個(gè)指標(biāo)對(duì)期望確認(rèn)度(EC)、感知有用性(PU)、制度滿意度(SS)、特殊信任(PT)和制度忠誠(chéng)度(SL)5個(gè)潛變量進(jìn)行了測(cè)量,5個(gè)潛變量指標(biāo)均采用李克特5級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量。期望確認(rèn)度從農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度待遇、經(jīng)辦服務(wù)和保障能力3個(gè)方面的贊同程度進(jìn)行了測(cè)量,即“待遇比我預(yù)期的更好”“經(jīng)辦服務(wù)比我預(yù)期的更好”“養(yǎng)老保障能力比我預(yù)期的更好”。城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度包含了認(rèn)知忠誠(chéng)、情感忠誠(chéng)與意愿忠誠(chéng)3個(gè)維度,針對(duì)認(rèn)知忠誠(chéng),問(wèn)卷中設(shè)計(jì)了1個(gè)問(wèn)題,即“持續(xù)參保是我非常正確的選擇”;情感忠誠(chéng)的測(cè)量問(wèn)題為“我會(huì)勸說(shuō)周圍人繳費(fèi)續(xù)保”;意向忠誠(chéng)通過(guò)詢問(wèn)“我會(huì)繼續(xù)繳費(fèi)參保,不會(huì)中斷”進(jìn)行測(cè)量。感知有用性的測(cè)量問(wèn)題為農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保有關(guān)的3個(gè)陳述式問(wèn)題的贊同程度,即 “對(duì)解決我的養(yǎng)老問(wèn)題很重要”“可以提高我的老年生活質(zhì)量”及“是我以后養(yǎng)老的重要依靠”。制度滿意度從農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度“政府補(bǔ)貼水平”“經(jīng)辦服務(wù)態(tài)度”“經(jīng)辦服務(wù)能力”“基金管理”“領(lǐng)取條件”及“待遇水平”6個(gè)方面的滿意程度進(jìn)行了測(cè)量。特殊信任測(cè)量了農(nóng)民對(duì)“政府會(huì)持續(xù)對(duì)城鄉(xiāng)居保進(jìn)行補(bǔ)貼”“政府會(huì)確保高質(zhì)量的基金管理”和“政府會(huì)確保高質(zhì)量的經(jīng)辦服務(wù)”3個(gè)方面的信任程度。本研究中5個(gè)潛變量18個(gè)具體測(cè)量問(wèn)題均采用李克特5級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量,答案的賦值方式見(jiàn)表1。

表1 測(cè)量指標(biāo)、賦值及文獻(xiàn)依據(jù)

四、數(shù)據(jù)分析

(一)信度和效度

信度是為了檢驗(yàn)潛變量測(cè)量指標(biāo)的穩(wěn)定性,信度檢驗(yàn)可以通過(guò)觀察克朗巴哈信度系數(shù)(Cronbach’Alpha)進(jìn)行判斷。一般認(rèn)為,當(dāng)Cronbach’Alpha值大于0.7時(shí),變量各個(gè)題項(xiàng)之間的一致性是可以接受的。本文采用SPSS24.0對(duì)期望確認(rèn)度、感知有用性、制度滿意度、特殊信任和制度忠誠(chéng)度5個(gè)潛變量進(jìn)行了克朗巴哈信度系數(shù)驗(yàn)證,結(jié)果顯示,信度系數(shù)皆達(dá)到0.7以上,5個(gè)潛變量的克朗巴哈信度系數(shù)分布在0.72-0.92之間。本文潛變量的測(cè)量指標(biāo)內(nèi)部一致性較好,測(cè)量工具有較好的信度。

效度是為了檢驗(yàn)潛變量測(cè)量指標(biāo)的準(zhǔn)確性,包括收斂效度和區(qū)分效度。收斂效度可以從復(fù)合信度 (CR)和平均抽取方差(AVE)及因子負(fù)荷數(shù)進(jìn)行判斷,當(dāng) CR>0.7、AVE> 0.5、因子負(fù)荷系數(shù)大于0.7時(shí),表明變量收斂效度較高。本文采用Lisrel 8.54對(duì)期望確認(rèn)度、感知有用性、制度滿意度、特殊信任和制度忠誠(chéng)度5個(gè)潛變量進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析,所有潛變量的CR均在0.80-0.92之間,AVE都在0.58-0.76之間,因子負(fù)荷系數(shù)大于0.7,說(shuō)明潛變量測(cè)量指標(biāo)的收斂效度符合要求。區(qū)分效度指潛變量之間的低相關(guān)性和顯著差異性,它可以通過(guò)比較潛變量平均方差抽取量平方根與潛變量間相關(guān)系數(shù)的大小來(lái)判斷。如表2所示,表格中加粗字體的數(shù)據(jù)為平均方差抽取量平方根,均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于該潛變量與其他潛變量之間的相關(guān)系數(shù),說(shuō)明潛變量所有測(cè)量指標(biāo)的區(qū)分效度合適。

(二)模型擬合分析

本文采用Lisrel 8.54對(duì)模型假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn),得出結(jié)構(gòu)方程模型如表3。結(jié)構(gòu)模型的擬合參數(shù)χ2/df=4.98(P<0.01),NNFI=0.97,GFI=0.91,NFI=0.97,RMSEA=0.07,NNFI=0.97,PNFI=0.81,PGFI=0.68。不規(guī)范的擬合指標(biāo)NNFI、擬合度指標(biāo)GFI、規(guī)范擬合指標(biāo)NFI均大于0.9,平均近似值誤差平方根RMSEA為0.07。綜合來(lái)看,模型擬合的結(jié)果較好。

表2 潛變量的區(qū)別效度分析

表3 結(jié)構(gòu)方程擬合指標(biāo)分析

(三)模型驗(yàn)證

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型的分析,路徑系數(shù)具體檢驗(yàn)結(jié)果如表4。表4顯示了5個(gè)潛變量之間7個(gè)路徑系數(shù)的T值都分布在-0.5～17.84之間,除了期望確認(rèn)度對(duì)制度忠誠(chéng)度直接影響的路徑系數(shù)之外,都在0.001水平上顯著。期望確認(rèn)度對(duì)制度忠誠(chéng)度沒(méi)有直接影響(β=-0.04,P>0.05),假設(shè)1沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。期望確認(rèn)度對(duì)制度滿意度有直接正向影響(β=0.56,P<0.001),制度滿意度對(duì)制度忠誠(chéng)度有直接正向影響(β=0.15,P<0.01),假設(shè)2和3通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。期望確認(rèn)度對(duì)特殊信任有直接正向影響(β=0.71,P<0.001),特殊信任對(duì)制度忠誠(chéng)度有直接正向影響(β=0.38,P<0.001),假設(shè)5和6得到數(shù)據(jù)支持。期望確認(rèn)度對(duì)感知有用性有直接正向影響(β=0.87,P<0.001),感知有用性對(duì)制度忠誠(chéng)度有直接正向影響(β=0.31,P<0.001),假設(shè)8和9獲得數(shù)據(jù)支持。具體結(jié)果見(jiàn)圖2。

表4 模型路徑系數(shù)具體檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 路徑系數(shù)模型 (***P<0.001)

(四)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文采用spss 24.0軟件的Bootstrap再抽樣技術(shù)檢驗(yàn)中介效應(yīng)及中介效應(yīng)之差的顯著性。Bootstrap方法采用放回抽樣技術(shù)計(jì)算若干個(gè)樣本的統(tǒng)計(jì)量,根據(jù)若干個(gè)統(tǒng)計(jì)量的樣本分布得到標(biāo)準(zhǔn)誤差及95%置信區(qū)間,如果中介效應(yīng)或中介效應(yīng)之差95%的置信區(qū)間不包含,則說(shuō)明中介效應(yīng)或中介效應(yīng)之差具有顯著性[21]?；谄钚Ｕ陌俜治籅ootstrap方法進(jìn)行2 000次Bootstrap抽樣分析,獲得期望確認(rèn)度總效應(yīng)、中介效應(yīng)及中介效應(yīng)差、標(biāo)準(zhǔn)誤及其95%置信區(qū)間。表5中Ind1代表“期望確認(rèn)度—特殊信任—制度忠誠(chéng)度”路徑中介效應(yīng);Ind2反映“期望確認(rèn)度—感知有用性—制度忠誠(chéng)度”路徑中介效應(yīng);Ind3為“期望確認(rèn)度—制度滿意度—制度忠誠(chéng)度”路徑中介效應(yīng)。

表5分析結(jié)果表明,期望確認(rèn)度對(duì)制度忠誠(chéng)度的直接作用不顯著,在期望確認(rèn)度與制度忠誠(chéng)度的關(guān)系中,感知有用性、制度滿意度和特殊信任充當(dāng)了部分中介變量。期望確認(rèn)度的直接效應(yīng)為0.03,標(biāo)準(zhǔn)誤為0.04,在95%置信區(qū)間中包含(下限為-0.5,上限為0.12),這與前文中結(jié)構(gòu)方程模型分析結(jié)果一致。感知有用性、制度滿意度和特殊信任充當(dāng)了期望確認(rèn)度與制度忠誠(chéng)度關(guān)系的中介變量。具體而言,感知有用性的間接效應(yīng)為0.16,標(biāo)準(zhǔn)誤為0.03,95%置信區(qū)間不包含(下限為0.09,上限為0.21);制度滿意度的間接效應(yīng)為0.07,標(biāo)準(zhǔn)誤為0.02,95%置信區(qū)間不包含(下限為0.03,上限為0.12);特殊信任的間接效應(yīng)為0.17,標(biāo)準(zhǔn)誤為0.03,95%置信區(qū)間不包含(下限為0.12,上限為0.23)。Ind1、Ind2和Ind3都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),假設(shè)4、7和10獲得數(shù)據(jù)分析結(jié)果支持。

特殊信任與感知有用性中介效應(yīng)之差的95%置信區(qū)間包括,說(shuō)明特殊信任與感知有用性中介效應(yīng)沒(méi)有顯著性差異。特殊信任與制度滿意度中介效應(yīng)之差為0.1,置信區(qū)間不包括,特殊信任的中介效應(yīng)顯著大于制度滿意度的中介效應(yīng)。感知有用性與制度滿意度中介效應(yīng)之差為0.09,置信區(qū)間不包括,感知有用性的中介效應(yīng)大于制度滿意度的中介效應(yīng)。

表5 Bootstrap方法中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析結(jié)果

根據(jù)表5的結(jié)果計(jì)算發(fā)現(xiàn),期望確認(rèn)度對(duì)制度忠誠(chéng)度的總效應(yīng)為0.43,其中,直接效應(yīng)為0.03,間接效應(yīng)為0.40。在整體模型中,直接效應(yīng)占總效應(yīng)的6.97%,間接效應(yīng)占總效應(yīng)的93.03%。其中,特殊信任的間接效應(yīng)為0.17,占總效應(yīng)的39.54%,感知有用性的間接效應(yīng)為0.16,占總效應(yīng)的37.21%;制度滿意度的間接效應(yīng)為0.07,占總效應(yīng)的16.28%。

五、結(jié)論與政策含義

基于全國(guó)5省678個(gè)中青年農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù),以特殊信任、感知有用性和制度滿意度為中介變量,本文構(gòu)建了期望確認(rèn)度與城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度關(guān)系的理論模型。運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型和bootstrap方法研究發(fā)現(xiàn):①期望確認(rèn)度對(duì)中青年農(nóng)民城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度沒(méi)有直接影響,感知有用性、制度滿意度和特殊信任在期望確認(rèn)度與制度忠誠(chéng)度的關(guān)系中發(fā)揮了部分中介作用;②特殊信任的中介效應(yīng)顯著大于制度滿意度的中介效應(yīng),感知有用性的中介效應(yīng)大于制度滿意度的中介效應(yīng),特殊信任與感知有用性的中介效應(yīng)沒(méi)有顯著差異。從期望確認(rèn)理論視角分析城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度影響因素,突破了傳統(tǒng)研究將農(nóng)民參保行為局限在參保選擇和參保檔次兩方面的不足,豐富了城鄉(xiāng)居保制度理論研究。

本文的研究表明,政府在推進(jìn)城鄉(xiāng)居保制度可持續(xù)發(fā)展中,不能只片面重視農(nóng)民的參保數(shù)量,還要注重參保質(zhì)量；不僅要實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居保制度數(shù)量上的全覆蓋,還要實(shí)現(xiàn)質(zhì)量上的全覆蓋。提升中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度忠誠(chéng)度是提高制度養(yǎng)老保障能力,促進(jìn)制度可持續(xù)發(fā)展的必由選擇。政府應(yīng)該繼續(xù)完善城鄉(xiāng)居保制度的籌資機(jī)制,確保高質(zhì)量的基金管理和經(jīng)辦服務(wù)水平,提高城鄉(xiāng)居保的養(yǎng)老保障能力,讓已參保中青年農(nóng)民切實(shí)感受到制度實(shí)施績(jī)效與參保前的期望是一致的,從而強(qiáng)化中青年農(nóng)民對(duì)城鄉(xiāng)居保制度的特殊信任和感知有用性,提升制度滿意度,最終提高制度忠誠(chéng)度,實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量的全民參保。①完善城鄉(xiāng)居保制度籌資機(jī)制。應(yīng)重新合理劃分中央和地方各級(jí)政府籌資比例的責(zé)任，中央政府應(yīng)該承擔(dān)西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)地方政府的部分財(cái)政補(bǔ)貼。繼續(xù)完善基礎(chǔ)養(yǎng)老金的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，確保基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)與生活成本掛鉤，隨著物價(jià)水平的增長(zhǎng)而上浮。②著力構(gòu)建可持續(xù)、穩(wěn)定運(yùn)行的基礎(chǔ)管理平臺(tái)，在經(jīng)費(fèi)投入、人員編制、辦公場(chǎng)所和網(wǎng)絡(luò)信息化等方面加大建設(shè)力度。地方政府要實(shí)現(xiàn)基金管理的透明化，確保城鄉(xiāng)居?；鸸芾淼陌踩裕?guī)避基金挪用，將使用情況定期公布，接受群眾和社會(huì)監(jiān)督。探索個(gè)人賬戶基金保值增值的多元渠道，糾正將基金存在銀行的單一做法，擴(kuò)大基金投資渠道，有效分散投資風(fēng)險(xiǎn)，提高基金投資收益。③強(qiáng)化經(jīng)辦服務(wù)平臺(tái)建設(shè)，提升經(jīng)辦服務(wù)質(zhì)量。地方政府應(yīng)重點(diǎn)對(duì)西部落后農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行資金、技術(shù)和管理支持，構(gòu)建穩(wěn)定運(yùn)行的基礎(chǔ)經(jīng)辦服務(wù)平臺(tái)。改善經(jīng)辦機(jī)構(gòu)的辦公環(huán)境，完善繳費(fèi)參保辦理體系，簡(jiǎn)化城鄉(xiāng)居保經(jīng)辦過(guò)程，提高服務(wù)人員的辦事效率。提高經(jīng)辦服務(wù)機(jī)構(gòu)信息化程度，讓農(nóng)民足不出戶就可以進(jìn)行在線查詢，網(wǎng)上繳費(fèi)，辦理轉(zhuǎn)移接續(xù)。對(duì)經(jīng)辦機(jī)構(gòu)人員進(jìn)行培訓(xùn)，提高工作人員的專業(yè)化水平和服務(wù)意識(shí)，確保提升基金收繳和發(fā)放工作的服務(wù)質(zhì)量。