期望確認(rèn)度與城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度忠誠度關(guān)系實(shí)證研究

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年我國政府在農(nóng)村地區(qū)試點(diǎn)了新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度,隨著該制度在全國范圍內(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)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的基礎(chǔ)上,新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)制度演化為城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)(簡稱:城鄉(xiāng)居保)制度,成為我國完善農(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)民長期繳費(fèi)意愿不足,斷保行為不容忽視[1](P87-88)。顧文靜對廣東省佛山的調(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]。吳玉鋒和周明對甘肅會寧縣的調(diào)查研究表明,超過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)居保基礎(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)民長期持續(xù)繳費(fèi),城鎮(zhèn)職工社會養(yǎng)老保險(xiǎn)中交足15年即停繳的現(xiàn)象可能會在城鄉(xiāng)居保實(shí)施過程中重演[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)性不足的問題。黃瑞芹對湖南省兩個(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)生退保或斷?，F(xiàn)象[8]。中青年農(nóng)民長期繳費(fèi)意愿不足和中斷參保無法享受制度“長繳多補(bǔ)”和“長繳多得”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。

對城鄉(xiāng)居保的長期參保意愿和行為體現(xiàn)了中青年農(nóng)民對城鄉(xiāng)居保制度的忠誠度。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)居保制度忠誠度研究具有重要的現(xiàn)實(shí)和理論意義。基于2015年對全國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)度對城鄉(xiāng)居保制度忠誠度的影響,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)

顧客忠誠度是顧客對同一產(chǎn)品或服務(wù)形成的偏好,并能在未來做出重復(fù)購買的意愿與行為,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度的重要影響因素。期望確認(rèn)度是消費(fèi)者比較購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)度通過滿意度、特殊信任和感知有用性對顧客忠誠度有直接和間接影響[9]。與顧客忠誠度一致,城鄉(xiāng)居保制度忠誠度是農(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。特殊信任是農(nóng)民對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。制度滿意度則是對城鄉(xiāng)居?；I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)居保制度忠誠度受到農(nóng)民參保前的期望和參保后的績效感知比較結(jié)果的影響,期望確認(rèn)度通過感知有用性、特殊信任和制度滿意度對制度忠誠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)居保制度忠誠度。顧客重復(fù)購買同一產(chǎn)品或服務(wù)的意向和行為取決于顧客對產(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)購買行為[11]。中青年農(nóng)民參保前通過政府宣傳和周圍鄰居交流等渠道了解城鄉(xiāng)居保制度,通過計(jì)算參保以后獲得的養(yǎng)老金來判斷養(yǎng)老待遇和保障水平,從而對城鄉(xiāng)居保制度產(chǎn)生一定的預(yù)期。在觀察到制度對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效感知,則會產(chǎn)生期望不確認(rèn)和不滿意,從而抑制制度忠誠度;反之,如果中青年農(nóng)民參保前的期望小于參保后的績效感知,就會產(chǎn)生期望確認(rèn)和制度滿意,進(jìn)而有助于提升制度忠誠度。中青年農(nóng)民參保積極性本就不高,如果制度預(yù)期沒有得到確認(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)居保制度忠誠度;反之,如果制度預(yù)期得到確認(rèn),則會正向影響制度忠誠度。

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

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)民對城鄉(xiāng)居保制度滿意度是忠誠度的重要前變量,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,維系制度忠誠度的重要因素,滿意度強(qiáng)化了農(nóng)民對制度的情感忠誠和意向忠誠,制度滿意度越高,忠誠度越高[12]。參保農(nóng)民會綜合繳費(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,會認(rèn)為城鄉(xiāng)居保制度是一項(xiàng)“白賺錢的制度”,對制度具有較高的滿意度,從而對制度忠誠度產(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)居保制度忠誠度。

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

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買經(jīng)驗(yàn)中得到確認(rèn),其對產(chǎn)品的好感度和信任度就會增加,進(jìn)而提高持續(xù)購買意愿和行為[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,從而對消費(fèi)者的持續(xù)購買意向有正向影響[17][18]。在城鄉(xiāng)居保制度推行過程中,如果農(nóng)民對制度形成較為穩(wěn)定的心理預(yù)期,則會對制度產(chǎn)生較高的信任水平,農(nóng)民的心理預(yù)期影響其對制度的信任水平[19]。特殊信任是制度忠誠度的直接前因變量,中青年農(nóng)民對城鄉(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)民對制度的風(fēng)險(xiǎn)感知,增強(qiáng)了制度會兌現(xiàn)待遇和收益的信心,進(jìn)而有助于制度忠誠度。

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

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

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

期望確認(rèn)通過感知有用性間接提升中青年農(nóng)民對城鄉(xiāng)居保的制度忠誠度。顧客對產(chǎn)品或服務(wù)感知越有用,持續(xù)購買的意圖就越高,也就越忠誠[20]。消費(fèi)者感知有用性會直接影響忠誠度[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)民對城鄉(xiāng)居保制度感知有用性直接影響農(nóng)民的制度忠誠度。中青年農(nóng)民在了解城鄉(xiāng)居保制度后對參保產(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。對于參保農(nóng)民而言,感知有用性是農(nóng)民對制度養(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)民對城鄉(xiāng)居保制度的忠誠度。

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

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)居保制度忠誠度理論模型

三、數(shù)據(jù)來源與變量測量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于2015年對遼寧、山東、河南、陜西和四川5省的問卷調(diào)查,調(diào)查對象為16-60歲已經(jīng)參加城鄉(xiāng)居保的農(nóng)民。問卷調(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)面訪問和自填式問卷調(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份問卷,問卷調(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)居保制度忠誠度理論模型的研究需要。

(二)變量測量

問卷采用18個(gè)指標(biāo)對期望確認(rèn)度(EC)、感知有用性(PU)、制度滿意度(SS)、特殊信任(PT)和制度忠誠度(SL)5個(gè)潛變量進(jìn)行了測量,5個(gè)潛變量指標(biāo)均采用李克特5級量表進(jìn)行測量。期望確認(rèn)度從農(nóng)民對城鄉(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)居保制度忠誠度包含了認(rèn)知忠誠、情感忠誠與意愿忠誠3個(gè)維度,針對認(rèn)知忠誠,問卷中設(shè)計(jì)了1個(gè)問題,即“持續(xù)參保是我非常正確的選擇”;情感忠誠的測量問題為“我會勸說周圍人繳費(fèi)續(xù)保”;意向忠誠通過詢問“我會繼續(xù)繳費(fèi)參保,不會中斷”進(jìn)行測量。感知有用性的測量問題為農(nóng)民對城鄉(xiāng)居保有關(guān)的3個(gè)陳述式問題的贊同程度,即 “對解決我的養(yǎng)老問題很重要”“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)行了測量。特殊信任測量了農(nóng)民對“政府會持續(xù)對城鄉(xiāng)居保進(jìn)行補(bǔ)貼”“政府會確保高質(zhì)量的基金管理”和“政府會確保高質(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)具體測量問題均采用李克特5級量表進(jìn)行測量,答案的賦值方式見表1。

表1 測量指標(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)潛變量測量指標(biāo)的穩(wěn)定性,信度檢驗(yàn)可以通過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。本文潛變量的測量指標(biāo)內(nèi)部一致性較好,測量工具有較好的信度。

效度是為了檢驗(yàn)潛變量測量指標(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,說明潛變量測量指標(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),說明潛變量所有測量指標(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)度對制度忠誠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)度對制度忠誠度沒有直接影響(β=-0.04,P>0.05),假設(shè)1沒有通過顯著性檢驗(yàn)。期望確認(rèn)度對制度滿意度有直接正向影響(β=0.56,P<0.001),制度滿意度對制度忠誠度有直接正向影響(β=0.15,P<0.01),假設(shè)2和3通過了顯著性檢驗(yàn)。期望確認(rèn)度對特殊信任有直接正向影響(β=0.71,P<0.001),特殊信任對制度忠誠度有直接正向影響(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)度對感知有用性有直接正向影響(β=0.87,P<0.001),感知有用性對制度忠誠度有直接正向影響(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—制度忠誠度”路徑中介效應(yīng)。

表5分析結(jié)果表明,期望確認(rèn)度對制度忠誠度的直接作用不顯著,在期望確認(rèn)度與制度忠誠度的關(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,說明特殊信任與感知有用性中介效應(yīng)沒有顯著性差異。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)度對制度忠誠度的總效應(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)度對中青年農(nóng)民城鄉(xiāng)居保制度忠誠度沒有直接影響,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)民對城鄉(xiāng)居保制度忠誠度是提高制度養(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)施績效與參保前的期望是一致的,從而強(qiáng)化中青年農(nóng)民對城鄉(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)老金的動態(tài)調(diào)整機(jī)制，確?；A(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，在經(jīng)費(fèi)投入、人員編制、辦公場所和網(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)平臺建設(shè)，提升經(jīng)辦服務(wù)質(zhì)量。地方政府應(yīng)重點(diǎn)對西部落后農(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。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，簡化城鄉(xiāng)居保經(jīng)辦過程，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，確保提升基金收繳和發(fā)放工作的服務(wù)質(zhì)量。