田雅莉，姜 捷

(河南大學哲學與公共管理學院, 河南 開封 475000)

第七次全國人口普查結果顯示，2020年全國60歲及以上人口為26 402萬人，占總人口的18.70%；65歲及以上人口為19 064萬人，占總人口的13.50%[1]。面對日趨嚴峻的人口老齡化狀況，建設完善的基本養(yǎng)老服務體系及健全的養(yǎng)老服務需求回應制度，以便老年人老有所依、安享晚年，是“十四五”時期我國社會保障工作的重中之重。

社保是民生之基，養(yǎng)老保險又是社會保險的主體部分，涉及的民眾范圍也最為廣泛。截至2020年年末，全國參加城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險的人數(shù)累計約54 244萬人，養(yǎng)老保險基金累計結余5 645億元[2]。

養(yǎng)老保險制度建立之初就是為了實現(xiàn)社會公平，為社會大眾謀福祉，其主要通過代際支持、互助共濟、相互合作來分散個人難以抵御的老年風險。隨著社會保障工作的逐年推進，我國基本養(yǎng)老保險的覆蓋范圍日漸擴大，民眾參保率為90%左右，但依然有近10%的人未參保，這部分人依舊要承擔老無所依的風險。只有厘清阻礙老年人參加基本養(yǎng)老保險的影響因素，才能對癥下藥，實現(xiàn)制度的全覆蓋。為進一步提升我國老年人基本養(yǎng)老保險的參保水平，本文利用中國綜合社會調(diào)查(China General Social Survey，CGSS)2017的數(shù)據(jù)來探析我國老年人基本養(yǎng)老保險參保行為的影響因素，以期為優(yōu)化養(yǎng)老保險制度安排和完善養(yǎng)老政策提供參考。

一、文獻綜述

梳理相關文獻后筆者發(fā)現(xiàn)，目前學界關于我國居民基本養(yǎng)老保險參保行為影響因素的研究主要集中在三個層面：個體特征、家庭特征和社會態(tài)度。

一是個體特征層面。胡芳肖等在控制了性別、婚姻狀況等變量的基礎上又剔除了文化程度變量，證實了年齡對農(nóng)民工參保行為具有先正后負的影響；在研究文化程度對農(nóng)民工參保行為的影響時，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工文化程度越高，參保概率越大[3]。張躍華等指出，認知能力對農(nóng)村居民養(yǎng)老保險參與率以及參與程度(繳費金額)的影響并不是線性關系，而是呈現(xiàn)倒“U”形關系，并且在青年群體中表現(xiàn)得更為明顯[4]。石人炳等在研究流動人口群體養(yǎng)老保險參保行為的影響因素時發(fā)現(xiàn)，個人年收入對老年人是否參保具有顯著影響，且個人年收入越高，老年人參保的可能性越大[5]。梅真基于CGSS2015數(shù)據(jù)構建的回歸模型顯示，地區(qū)與戶籍性質(zhì)會影響老年人基本養(yǎng)老保險的參保行為[6]。

二是家庭特征層面。鄧淑英等認為，家庭經(jīng)濟水平和個人收入與參保行為之間呈負相關關系，即越富裕的家庭越不看重社會養(yǎng)老保險所提供的公共養(yǎng)老資源，相應地越不愿意參保[7]。這一點與劉佩等[8]的研究結論不謀而合,即家庭人均收入更低的群體更有可能參加社會養(yǎng)老保險。都閃閃在研究家庭特征與城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險繳費檔次之間的關系時發(fā)現(xiàn)，家庭月均收入水平越高的居民，越有條件選擇較高的繳費檔次[9]。闕祥才等認為，大眾生育理念受計劃生育政策的影響根深蒂固，導致現(xiàn)代家庭多以獨生子女或者兩個孩子居多，從適度減輕養(yǎng)老負擔的角度出發(fā)，這類家庭多會鼓勵老年人參加養(yǎng)老保險[10]。鄭雄飛等在研究農(nóng)村養(yǎng)老保險參保行為時發(fā)現(xiàn)，有配偶的老年人或許是出于減輕家庭負擔的考慮更愿意參保[11]，這與鄧大松等[12]的研究相一致。雷煜琨認為，不同家庭特征對居民基本養(yǎng)老保險參保行為影響不同：一方面家庭經(jīng)濟狀況對參保意愿具有正向影響，另一方面有配偶的居民參保概率比無配偶的居民要高50%以上[13]。

三是社會態(tài)度層面。雷煜琨將社會信任劃分為陌生人信任和熟人信任，通過Logistic回歸分析發(fā)現(xiàn)，居民對社會持有的態(tài)度(如社會信任)會影響其參保行為，陌生人信任只對城市戶口的居民參保有影響，熟人信任則會影響農(nóng)村居民的參保行為[13]。雷咸勝等利用CGSS2015的數(shù)據(jù)探究社會資本這一因素對居民養(yǎng)老保險參保行為的影響，最終得出對社會普遍信任的居民更愿意參保的結論[14]。

二、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自2017年中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負責執(zhí)行的中國綜合社會調(diào)查(CGSS)。該調(diào)查項目涵蓋問題全面、涉及人口眾多、采樣范圍較廣、樣本量豐厚，共有12 582個樣本,包含783個變量。為研究老年人的基本養(yǎng)老保險參保影響因素,本文以60歲及以上的老年人為研究主體,在對原始數(shù)據(jù)庫進行整理清洗后，最終保留4 372個樣本。

(二)變量設置

結合現(xiàn)有研究及CGSS調(diào)查問卷，本文選取“是否參加城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險”作為因變量并初步篩選出涵蓋個體、家庭和社會層面的16個因素作為自變量，分析其對老年人參加基本養(yǎng)老保險的影響。

1.自變量。本文對選取的16個自變量依次重新賦值并設置新的標簽，具體賦值操作與初始描述性統(tǒng)計結果如表1所示。需要注意的是，為了統(tǒng)計個體特征層面的年齡層級，本文首先依據(jù)問題“您的出生日期是什么”的回答，用2017與出生年份相減，得到個體的具體年齡并進行階段劃分，將“60～70歲”賦值為“0”、“71～80歲”賦值為“1”、“80歲以上”賦值為“2”。對于個體特征中的地區(qū)變量，提取自初始問卷中“省/自治區(qū)/直轄市”的填寫部分，將其劃分為東部、中部、西部三個地區(qū)，依次賦值為“0”“1”“2”。對于家庭特征中的子女數(shù)量變量，通過問題“您有幾個子女”來確定，并對其中的異?；卮疬M行了重新賦值處理。對于社會態(tài)度層面的社會信任變量，基于對問題“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的”的回答，本文將其分為“信任”和“不信任”兩類，分別賦值為“0”和“1”。

表1 變量賦值及描述統(tǒng)計

2.因變量。本文因變量的選擇根據(jù)的是對“您是否參加了城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險”這一問題的回答，原始問卷的回答選項有“參加”“沒有參加”“不適用”“不知道”以及“拒絕回答”五種，本研究將“參加”重新賦值為“0”，標簽設為“參加”，將其余四項回答賦值為“1”，標簽設為“沒有參加”。就選取的樣本來看，參加基本養(yǎng)老保險的有3 480位老年人，占比為79.6%，沒有參加的共有892位老年人，占比為20.4%。由此可見，老年人的基本養(yǎng)老保險參保比例還有進一步提升的空間。

(三)研究假設

結合學者們之前的研究和本文的變量選取及設置，筆者提出以下假設：

假設1：個體特征因素是影響老年人基本養(yǎng)老保險參保的主要因素。

1a：男性比女性更愿意參保；

1b：年齡越大的老年人更愿意參保；

1c：與東部地區(qū)相比，中、西部地區(qū)的老年人更愿意參保；

1d：非農(nóng)戶口的老年人更愿意參保；

1e：健康狀況越差的老年人更愿意參保；

1f：個人年收入水平越高的老年人更愿意參保。

假設2：家庭特征因素是影響老年人基本養(yǎng)老保險參保的主要因素。

2a：無配偶的老年人比有配偶的老年人更愿意參保；

2b：家庭經(jīng)濟水平越高的老年人更愿意參保；

2c：子女數(shù)量越少的老年人更愿意參保。

假設3：社會態(tài)度因素是影響老年人基本養(yǎng)老保險參保的主要因素。

3a：社會信任度越高的老年人更愿意參保；

3b：基本醫(yī)療保險在保的老年人更愿意參保；

3c：未購買商業(yè)養(yǎng)老保險的老年人更愿意參保。

三、模型與結果分析

(一)交互分析

通過對CGSS2017數(shù)據(jù)進行交互分析，從表2可較為清晰地看出老年人基本養(yǎng)老保險參保行為存在如下差異。

表2 影響老年人參加基本養(yǎng)老保險的交互分類

1.不同個體特征的老年人基本養(yǎng)老保險參保行為存在差異。從年齡分布上看，60～70歲老年人和80歲以上老年人的參保比例均高于71～80歲老年人的參保比例；戶口方面，農(nóng)村戶口老年人的參保比例較非農(nóng)戶口的低12%；不同地區(qū)老年人的參保比例有差異，東部最高，中部最低，二者相差8%；從受教育程度來看，小學及以下學歷老年人的參保比例為75.0%，而高中以上學歷老年人的參保比例達87.5%；身體健康的老年人參保比例較身體不健康的高5%；在政治面貌方面，黨員與非黨員老年人的參保比例相差5.8%；在養(yǎng)老責任認知方面，除了認為需要子女負責的老年人的參保比例稍低外，其他幾類相差無幾。

2.不同家庭特征的老年人基本養(yǎng)老保險參保行為存在差異。表2結果顯示：家庭經(jīng)濟水平會影響老年人的參保行為。具體來看，家庭經(jīng)濟水平在平均水平及以上的老年人參保比例比平均水平以下的高7.7%；老年人是否有配偶也會影響參保比例，但二者差異不大，僅有2.8%。

3.不同社會態(tài)度的老年人基本養(yǎng)老保險參保行為存在差異。老年人基本醫(yī)療保險參保狀態(tài)不同，其參加基本養(yǎng)老保險的比例也相差較大。基本醫(yī)療保險在保的老年人繼續(xù)參加養(yǎng)老保險的比例為83.3%，而沒有參加基本醫(yī)療保險卻參加基本養(yǎng)老保險的老年人的比例僅有35.5%，二者相差較大。購買商業(yè)養(yǎng)老保險的老年人基本養(yǎng)老保險參保比例為82%，未購買商業(yè)養(yǎng)老保險的老年人參保比例為79.5%，可見是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險對老年人參加基本養(yǎng)老保險影響不大。

(二)二元Logistic回歸分析

在交互分析的基礎上，為了進一步分析各類因素對老年人參保的影響是否一致，本文利用SPSS19.0軟件進行二元Logistic回歸分析，分模塊共建立了3個回歸模型。其中，模型1是根據(jù)老年人的個體特征變量構建的；模型2是在控制了模型1變量的基礎上，再放入家庭特征變量后構建的；模型3是在控制了前兩個模型的變量后，引入社會態(tài)度變量構建的。

1.模型整體檢驗結果。從表3可知，無論是模型構建的意義還是總體預測狀況都通過了相關檢驗。首先，三個模型的似然比檢驗結果均小于0.05，表示各模型總體有意義。其次，三個模型的Hosmer-Lemeshow檢驗伴隨概率值都大于0.05，說明模型擬合優(yōu)度較好，其中模型3的Hosmer-Lemeshow檢驗伴隨概率值最大，為0.441，擬合優(yōu)度最好。最后，三個模型分類表a中的總體百分比均大于60%，說明模型總體預測較為準確。從整體檢驗結果來看，三個模型擬合良好，模型回歸結果整體具有可信度，假設也通過了前提條件的檢驗，可進行進一步的回歸結果分析。

表3 模型整體檢驗結果

2.二元Logistic回歸結果。從二元Logistic回歸結果可以看出，三個層面的因素對老年人參保行為影響程度不同，具體回歸結果如表4所示。

表4 老年人參加基本養(yǎng)老保險影響因素的二元Logistic回歸分析

從模型1的回歸結果可以看出，在個體特征變量中，性別、年齡、健康狀況、受教育程度、政治面貌及養(yǎng)老責任認知等幾個變量對老年人養(yǎng)老保險參保的影響不顯著，這與假設1a、1b、1e不相符。其他變量對老年人基本養(yǎng)老保險參保的影響均是顯著的。其中，不同地區(qū)老年人的參保比例有所不同，中、西部地區(qū)的老年人比東部地區(qū)老年人更愿意參加基本養(yǎng)老保險，這與假設1c相符。非農(nóng)戶口老年人的參保比例是農(nóng)村戶口老年人的1.503倍，且戶口這一變量對老年人參加基本養(yǎng)老保險的影響通過了1%顯著性檢驗，這與假設1d一致。個人年收入與老年人參保行為呈負相關關系，即個人年收入越低的老年人反而更愿意參加基本養(yǎng)老保險，這與假設1f相悖。

從模型2的回歸結果可以看出，在控制了個體特征變量的基礎上加入家庭特征變量后，個人特征變量的顯著影響幾乎不變。家庭特征變量中，無配偶老年人的參保比例是有配偶老年人的93.7%，說明婚姻狀況對老年人參保行為的影響不顯著，但是這種關系不具有統(tǒng)計學的顯著性，即此結論不能推論到總體，假設2a不成立。家庭經(jīng)濟水平越高，老年人越可能參加基本養(yǎng)老保險，家庭經(jīng)濟水平在平均水平及以上的老年人比平均水平以下的老年人參加基本養(yǎng)老保險的概率高出32.5%，符合前文的假設2b。子女數(shù)量對老年人基本養(yǎng)老保險參保行為具有正向影響。其中，兒子數(shù)量每增加1個，老年人的參保比例會提高10%，女兒數(shù)量每增加1個，老年人的參保比例將提高6%，這與假設2c相反。

從模型3的回歸結果可以看出，在模型2的基礎上加入社會態(tài)度方面的變量后，R2值從0.066提高到0.167，說明模型的擬合優(yōu)度得到顯著改善。具體來講，前兩類變量中大部分變量的顯著性和影響幾乎沒有改變，但值得注意的是，在加入了社會態(tài)度方面的變量后，年齡這一特征開始影響老年人的參保行為，其中80歲以上老年人的參保比例是60～70歲老年人的1.386倍。社會信任與否對老年人參保的影響不顯著，假設3a不成立。老年人基本醫(yī)療保險參保狀態(tài)對其基本養(yǎng)老保險參保行為影響顯著，并通過了1%的顯著性檢驗，即對于老年人來說，這兩大保險項目是互補的，這與假設3b相符。對于未購買商業(yè)養(yǎng)老保險的老年人來說，其參加基本養(yǎng)老保險的概率比購買了的增加35.4%。因此，可以說商業(yè)養(yǎng)老保險是基本養(yǎng)老保險的替代品，二者此消彼長，但是這種關系并未通過統(tǒng)計學的顯著性檢驗,故假設3c不成立。

四、結論與建議

(一)結論

為探究老年人群體參加基本養(yǎng)老保險行為的影響因素，本文利用CGSS2017的數(shù)據(jù)進行交互分析和二元Logistic回歸分析，得出如下結論:

第一，老年人的參保行為受個體特征、家庭特征和社會態(tài)度等不同因素的影響。

第二，從個體特征來看，性別、受教育程度、政治面貌、健康狀況及養(yǎng)老責任的認知等變量在三個模型中的影響均不具有顯著性；其他變量如地區(qū)、戶口、個人年收入的影響較顯著。不同地區(qū)老年人的參保比例大不相同；戶口也會影響老年人的參保行為，非農(nóng)戶口的老年人參保更加積極。導致這一差異的原因可能是非農(nóng)戶口的老年人沒有土地，退休后沒有了收入來源，因此更愿意得到基本養(yǎng)老保險的保障。個人年收入較少的老年人較之收入高的老年人更愿意參保，一方面可能是因為基本養(yǎng)老保險需要繳納的費用較少，屬于基礎層面的保障，對低收入群體更具有吸引力和可獲得性；另一方面可能是因為基本養(yǎng)老保險無法滿足高收入老年人的保障需求，加之這部分老年人有著較為牢固的經(jīng)濟基礎，其晚年生活大概率不會陷入危機，從而導致該群體的參保意愿較低。

第三，從家庭特征來看，婚姻狀況對老年人基本養(yǎng)老保險參保行為并沒有顯著影響；子女數(shù)量對老年人參保具有正向影響，尤其是有兒子的老年人更愿意參保，這或許是由于老人不愿意成為子女的負擔，也可能是子女為幫助父母尋求更全面的養(yǎng)老保障而作出的參保行為；家庭經(jīng)濟水平更高的老年人也更有經(jīng)濟能力參加基本養(yǎng)老保險。

第四，從社會態(tài)度來看，參加基本醫(yī)療保險的老年人更有可能參加基本養(yǎng)老保險。這大概率是因為這類老年人在覆蓋面較為廣泛的醫(yī)療保險中享受到了優(yōu)惠，因此對于國家提供的各類社會保險項目持信任的態(tài)度，也就更愿意參保。購買商業(yè)養(yǎng)老保險的老年人基本養(yǎng)老保險參保比例較低，很有可能是因為商業(yè)養(yǎng)老保險的保障待遇更高，當老年人的保障需求得到滿足后便不會再去參加基本養(yǎng)老保險了。

(二)建議

隨著老齡化程度的加深，解決老年人的基本生活保障問題已經(jīng)迫在眉睫。因此，在“十四五”期間，為實現(xiàn)真正意義上的全民養(yǎng)老，需要強基礎、補短板，通過分群施策和分域治理助力中國特色多層次養(yǎng)老保障體系的建立。盡管本文樣本分析顯示我國老年人的基本養(yǎng)老保險參保率達79.6%，但仍有五分之一的老年人未參保。因此，要走好基本養(yǎng)老保險制度全覆蓋的“最后一公里”，可從以下幾個方面著手：

1.關注老年人群體中受個體特征影響而導致的參保行為差異，積極改善由地區(qū)分布、收入差異所引起的參保比例不均等問題。

第一，創(chuàng)新養(yǎng)老保險制度的宣傳方式。關注老年人參保并不意味著政策的宣傳對象只能是老年人，也可以將年輕人群體吸納進來，運用互聯(lián)網(wǎng)平臺普及養(yǎng)老保險政策及相關知識，提升中青年群體對養(yǎng)老保險的了解程度，使其可以幫助并引導家庭中的老年人參加基本養(yǎng)老保險。

第二，加大宣傳力度，改善老年人的風險思維模式，提升其參保意愿。受傳統(tǒng)儲蓄觀念的影響，我國居民大多傾向于將財富牢牢掌握在自己手中，投保意識較差，這一點在收入來源匱乏的老年人身上表現(xiàn)得尤為明顯。但事實上老年人面臨的風險是隨著年齡的增長而增加的，故加大宣傳力度，吸引更多老年人參保是大有必要的。

第三，針對農(nóng)村戶口人群參保比例較低這一問題，需要進一步促進基本養(yǎng)老保險制度在農(nóng)村地區(qū)的生根發(fā)芽。政策普及是問題也是難題?；卩l(xiāng)村治理能力弱的現(xiàn)狀，要提高基層工作人員的素質(zhì)和能力，把基本養(yǎng)老保險政策講清楚、執(zhí)行到位。

2.因家庭特征不同而引起的參保差異不可忽視。雖然國家出臺了二孩、三孩政策，但由于早年計劃生育政策的影響尚未完全消除，我國人口出生率仍不容樂觀，加之人口老齡化速度的加快，這就導致全國老年人口撫養(yǎng)比(1)老年人口撫養(yǎng)比指每100名勞動年齡人口要負擔多少名老年人。不斷攀升。第二屆中國人口與發(fā)展論壇發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，截至2020年，全國老年人口撫養(yǎng)比為19.7%，并表現(xiàn)出持續(xù)上升的態(tài)勢。我國現(xiàn)階段養(yǎng)老模式多以家庭養(yǎng)老為主，因此政府在注重核心家庭代際養(yǎng)老支持的同時，還要重點關注失獨家庭及空巢老人的養(yǎng)老需求，努力將其吸納進基本養(yǎng)老保險制度中。這樣才能有效緩解家庭養(yǎng)老的壓力，同時有利于社會的和諧穩(wěn)定。

3.針對社會態(tài)度層面的老年人參保意愿差異，可從以下兩個方面加以改善。

第一，隨著城鎮(zhèn)化的推進，人與人的相處不同程度地受到現(xiàn)代樓宇大廈的阻隔。隨著交流的減少，陌生人社會的形成也在所難免，這一點在城市社區(qū)表現(xiàn)得尤為明顯。針對這一現(xiàn)象對老年人參保的影響，政府應以公權力信任為核心抓手，建立健全社會誠信體系，營造誠實守信的社會氛圍，提高社會信任度，降低社會信任風險[13]。

第二，政府應積極統(tǒng)籌利用各種社會資源，健全老年社會保障體系、養(yǎng)老服務體系和老年健康服務體系，尤其要利用養(yǎng)老的第二、第三支柱(2)第二支柱指企業(yè)年金，第三支柱指個人商業(yè)養(yǎng)老保險。的力量，努力規(guī)避老年人的生活風險，高效率地化解人口老齡化帶來的各項風險。