農(nóng)村居民“新農(nóng)?！保簭谋娦?yīng)下的參保選擇

張 琪，王拉娣，杭 斌

（1.山西財經(jīng)大學(xué)財政與公共經(jīng)濟學(xué)院，山西太原030006；2.山西財經(jīng)大學(xué)金融數(shù)學(xué)研究所，山西太原030006；3.山西財經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院，山西 太原030006）

一、引言

黨的十九屆四中全會指出，要完善覆蓋全民的社會保障體系，堅持應(yīng)保盡保原則，健全統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、可持續(xù)的基本養(yǎng)老保險制度，穩(wěn)步提高保障水平。作為基本養(yǎng)老保險制度的重要組成部分，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的出現(xiàn)不僅可為養(yǎng)老保險制度起到補充作用，而且可為脫貧攻堅助力，起到兜底保障作用。城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度是新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險（以下簡稱“新農(nóng)?！保┲贫群统擎?zhèn)居民社會養(yǎng)老保險（以下簡稱“城居保”）制度合并實施之后的統(tǒng)稱，非國家機關(guān)、事業(yè)單位人員以及未被城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險制度覆蓋的城鄉(xiāng)居民均可參加該養(yǎng)老保險。

目前，我國人口老齡化增速快、規(guī)模大，養(yǎng)老問題引起了社會各界的廣泛關(guān)注。鑒于大量農(nóng)村勞動力人口從農(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)化進程的加快，這對農(nóng)村傳統(tǒng)土地和家庭養(yǎng)老方式提出了巨大挑戰(zhàn)，因此我國農(nóng)村養(yǎng)老問題更值得關(guān)注。新農(nóng)保制度的實施距今已有11 個年頭，①為了解該項政策在農(nóng)村的推行情況，獲取最新的一手資料，筆者于2019 年7 月走訪了山西省太原市大吳村（該村是太原市典型的城中村，村民較為富裕）。調(diào)研發(fā)現(xiàn)，雖然農(nóng)村居民的參保率在逐年提高，但參保者都集中選擇了最低繳費檔次。2018 年該城中村共有341 位繳費農(nóng)民，其中有85.34%選擇了最低繳費檔次，3.81%選擇了最高繳費檔次。②無獨有偶，筆者從仙桃市財政局網(wǎng)站公示的2018 年度城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險費的征收情況（農(nóng)村居民）中發(fā)現(xiàn)，2018 年該市繳費農(nóng)民有380 225 位，其中選擇最低繳費檔次的人數(shù)占比高達95.96%，選擇最高繳費檔次的參保者僅占0.05%。③如果農(nóng)村居民選擇不參保，或者參保所選擇的繳費檔次太低，就意味著到齡后無法領(lǐng)取養(yǎng)老金或僅可領(lǐng)取較低的養(yǎng)老金，這將導(dǎo)致無法從根本上解決農(nóng)村居民的養(yǎng)老問題。那么，農(nóng)村居民的新農(nóng)保參保行為究竟會受何種因素的影響？為什么大多繳費農(nóng)民都集中選擇了最低繳費檔次？破解這些問題對于提高農(nóng)村居民養(yǎng)老保障水平具有重要意義。

農(nóng)村居民在做參保決策時需要同時做出兩個決定，即是否參保以及參保的繳費檔次。對于參保農(nóng)民，我們可以觀測到其選擇的繳費檔次，而對于未參保農(nóng)民，其繳費檔次數(shù)據(jù)就無法觀測，即農(nóng)村居民參保繳費檔次是典型的樣本選擇數(shù)據(jù)。針對這類數(shù)據(jù)，如果直接進行研究，可能會出現(xiàn)樣本選擇偏倚。為此，本文選取西南財經(jīng)大學(xué)2017 年中國家庭金融調(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、文獻綜述

新農(nóng)保作為中國特有的養(yǎng)老保險制度，自2009年實施以來，受到了很多學(xué)者的關(guān)注，相關(guān)研究比較豐富。根據(jù)研究內(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)民的繳費檔次研究。

（一）農(nóng)村居民是否參保的影響因素

研究農(nóng)村居民是否參保的影響因素的文獻眾多，其大多基于從某個或某些試點地區(qū)實地調(diào)研獲得的截面數(shù)據(jù)，通過建立Logistic、Probit 等模型分析個體特征、家庭特征、社區(qū)特征、地區(qū)特征、制度設(shè)計等眾多因素對農(nóng)村居民參保行為的影響。由于不同學(xué)者設(shè)計的調(diào)查問卷的側(cè)重點不同，因此研究結(jié)果也存在差異。

石紹賓等（2009）[1]基于山東省 10 市 16 縣 163個農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，選取了個人、家庭、社區(qū)、制度設(shè)計等8 類因素共計17 個自變量，以農(nóng)民是否參加新農(nóng)保作為因變量，運用Probit 模型進行了研究。結(jié)果表明，農(nóng)民參保主要受健康狀況、子女養(yǎng)老能力、兒子數(shù)、家中是否有黨員、社區(qū)區(qū)位、農(nóng)民的未來預(yù)期等因素的影響，而性別、年齡、受教育程度、家庭土地面積、家庭收入、村莊類型、有無村集體補助、信息對稱等變量對農(nóng)民參保的影響并不顯著。穆懷中和閆琳琳（2012）[2]以2010 年在遼寧省阜新市彰武縣24個鄉(xiāng)鎮(zhèn)實施問卷調(diào)查所得的2 363 個有效樣本為基礎(chǔ)，運用Logistic 回歸分析方法進行了研究，發(fā)現(xiàn)性別、年齡、受教育程度等因素會影響參保決策，而經(jīng)濟水平、政策信任度、村干部信任度、“新農(nóng)?！毖a貼信心的影響則不顯著。與上述直接利用個體、家庭、社區(qū)等特征建立Logistic、Probit 等模型研究農(nóng)村居民參保影響因素的相關(guān)文獻不同，常芳等（2014）[3]通過建立多水平隨機效應(yīng)Logistic 回歸模型，分析了個體、家庭、社區(qū)、縣級四個層面因素對農(nóng)民參保的影響，研究表明，不同層面的因素對農(nóng)村居民參加新農(nóng)保的影響各不相同。吳玉鋒（2011）[4]從村域社會資本視角研究了農(nóng)民參保行為，結(jié)果表明，村域社會資本的不同維度對參保行為的影響并不一致。其中，村域信任和村域互動會對參保行為產(chǎn)生正向影響，村域互惠和村域安全規(guī)范對參保行為的影響不顯著，村域認(rèn)同規(guī)范對參保行為具有負(fù)向影響。此外，農(nóng)民對自身健康狀況的預(yù)期、對社會公平的感知（鄭沃林等，2020；鄭雄飛、黃一倬，2020）[5,6]以及所具備的金融知識（李云峰、徐書林，2020）[7]和宗族網(wǎng)絡(luò)（陶東杰等，2019）[8]也會顯著影響其參保行為。但是，如上研究并未考慮參保行為的自選擇問題，黃宏偉和展進濤（2012）[9]認(rèn)識到該問題并構(gòu)建 Heckman 兩階段模型克服了這一問題，他們利用農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點2011 年全國抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，重點考察了家庭經(jīng)濟條件和家庭成員結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶參加新農(nóng)保概率和繳費金額二者的影響。結(jié)果表明：家庭總收入對農(nóng)戶參保概率有負(fù)向影響，對繳費金額有正向影響；常住人口數(shù)量對二者均有正向影響，老人數(shù)量、在校學(xué)生數(shù)量對二者均有負(fù)向影響，學(xué)齡前兒童數(shù)量對二者的影響均不顯著。馬紅鴿（2016）[10]認(rèn)為，新農(nóng)保已實現(xiàn)全覆蓋，仍使用是否參保這一二元變量研究農(nóng)民參保行為的影響因素并不合適，她將農(nóng)村居民的參保年份分為三個階段，利用CFPS2012 年調(diào)查數(shù)據(jù)，建立多項Logit 模型考察了各因素對參保積極性的影響，發(fā)現(xiàn)身體健康狀況越好的個體越傾向于較晚參保，對社會信任度越高的個體參保時間越早。

（二）參保農(nóng)民的繳費檔次

研究者們將農(nóng)村居民繳費行為中出現(xiàn)的集中選擇最低繳費檔次現(xiàn)象稱為“最低繳費檔次困境”“最低繳費檔次陷阱”“象征性繳費策略”“逆向選擇困境”等。學(xué)界有關(guān)新農(nóng)保最低繳費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檔次的原因。比如，魯歡（2012）[11]利用2010 年從遼寧省彰武縣獲得的392 份有效調(diào)查問卷發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟收入水平低、對政策的不信任、從眾心理、政策設(shè)計缺陷和宣傳問題等導(dǎo)致大多農(nóng)民偏向選擇最低繳費檔次。姚?。?013）[12]將新農(nóng)保制度實施過程中出現(xiàn)的參保率高而繳費檔次低的現(xiàn)象稱為“一高一低”式參保困境，并從嵌入性視角進行了解釋，認(rèn)為新農(nóng)保是一種利益導(dǎo)向型政策工具，由于嵌入了與其適配度低的離散型政策共同體，所以才造成這一困境。聶建亮和鐘漲寶（2014）[13]發(fā)現(xiàn)，受內(nèi)部約束（自身經(jīng)濟水平、對政策信任與否）和外部約束（從眾行為、基層干部對政策的解讀）的影響，農(nóng)村居民選擇最低繳費檔次的占比高達93.1%，他們將其稱為“象征性繳費策略”。

在后一類研究中，學(xué)者們從收入、制度、個體屬性等不同角度，通過建立Logistic、Ordered Probit 等回歸模型實證分析了參保農(nóng)民繳費檔次選擇的影響因素。比如，王國輝等（2013）[14]采用 Logistic 模型，選取經(jīng)濟承受能力、制度設(shè)計、對制度的了解與信任等五個方面共計八個解釋變量，研究了居民選擇最低繳費檔次的影響因素，結(jié)果表明，認(rèn)為參保不劃算、家中有老人、學(xué)歷為初中及以下、對制度不了解、對干部不信任均增大了居民選擇最低繳費檔次的概率，而家庭收入的影響則不顯著。張寧等（2017）[15]的研究表明，收入水平和時間偏好對農(nóng)村居民參保決策有重要影響。鄧道才和蔣智陶（2014）[16]認(rèn)為，知溝（Knowledge Gap）效應(yīng)的存在導(dǎo)致農(nóng)民對政策認(rèn)知程度不高，這是農(nóng)村居民陷入最低繳費檔次困境的重要原因，并利用Logistic 回歸驗證了這一觀點。董麗和陳燕平（2016）[17]將新農(nóng)保視為一種金融產(chǎn)品，采用有序Logit 模型回歸的結(jié)果表明，越是偏好風(fēng)險的參保者，越傾向于選擇低繳費檔次?！按箴嚮摹苯?jīng)歷會影響農(nóng)戶的風(fēng)險態(tài)度，從而影響其繳費檔次的選擇（陽義南、唐鴻鳴，2018）[18]。張廣科和祝月明（2019）[19]認(rèn)為，養(yǎng)老金替代率偏低、資金鎖定周期過長導(dǎo)致農(nóng)戶認(rèn)為參保不劃算，加上對工作網(wǎng)絡(luò)和財務(wù)機制缺乏信任，使其更加傾向選擇最低繳費檔次，而地方政府“行政異化”進一步強化了這一行為。此外，張寧和李曠奇（2020）[20]基于增量貼現(xiàn)效用模型的敏感性分析研究了政府補貼對農(nóng)民繳費積極性的影響，結(jié)果表明，個人繳費累進補貼會促使農(nóng)民提升繳費檔次，但基礎(chǔ)養(yǎng)老金固定待遇及其年增長率會對農(nóng)民繳費積極性產(chǎn)生負(fù)向影響。

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，利用從某個或某些地區(qū)實地調(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，分別考察個體特征、家庭特征、社區(qū)特征、地區(qū)特征、制度設(shè)計等眾多因素對農(nóng)村居民是否參保以及參保居民繳費檔次選擇的影響，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，單獨對參保農(nóng)民繳費檔次進行研究可能會產(chǎn)生樣本選擇問題，而現(xiàn)有研究并未考慮這一點。本文可能的創(chuàng)新之處主要有三點。第一，選擇Heckprobit 模型解決參保農(nóng)民繳費檔次選擇中可能出現(xiàn)的樣本選擇偏倚問題。農(nóng)村居民繳費檔次數(shù)據(jù)為典型的樣本選擇數(shù)據(jù)，如果直接進行分析，可能會產(chǎn)生樣本選擇問題。第二，從定量角度分析了從眾效應(yīng)對農(nóng)村居民參保行為的影響。以往文獻對從眾效應(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、上一年參照組繳費額的眾數(shù)對農(nóng)村居民是否參保和參保居民繳費檔次選擇中的從眾效應(yīng)進行了測度，并據(jù)此研究了從眾效應(yīng)對農(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)保制度強福利性對農(nóng)村居民繳費檔次選擇的影響。

三、影響機制

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影響其參保行為。另外，本文認(rèn)為新農(nóng)保制度的強福利性會對參保居民繳費檔次的選擇產(chǎn)生重要影響。為此，本文提出兩個假說。假說1：從眾效應(yīng)會影響農(nóng)村居民的參保行為。由于人們的行為并非相互獨立，而是會受到他人的影響，因此對于農(nóng)村居民這一生活環(huán)境相似、交往密切頻繁、知識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現(xiàn)象，可被定義為個人由于受到來自群體的真實或想象的壓力而導(dǎo)致其行為或觀點的改變，在行為上與眾人趨于一致（朱智賢，1989）[21]。有關(guān)從眾現(xiàn)象的兩大經(jīng)典研究為Sherif（1935）[22]所做的“自主運動效應(yīng)”（autokinetic effect）實驗和 Asch（1951）[23]所做的線段比較實驗。在前一個實驗中，Sherif 要求處于黑暗房間中的被試者判斷一個由于沒有參照點而導(dǎo)致視覺上移動但本質(zhì)上靜止的光點的移動距離。研究發(fā)現(xiàn)：如果先讓被試者單獨作答，他們所給出的答案差異很大，當(dāng)再將他們置于不同組內(nèi)后，他們所給出的答案會收斂于組均值，這兩種結(jié)果之間存在類似于漏斗形狀的關(guān)系（funnel-shaped relationship）；如果先將被試者置于不同組內(nèi)，每個組都會給出其特有的答案，當(dāng)再單獨要求每個被試者作答時，每個個體仍會堅持組內(nèi)所給答案。該實驗表明，由于被試者處于模糊情境（ambiguous situations），無法作出明確判斷，因而會參照他人行為，導(dǎo)致被試者的選擇與群體選擇相一致。在后一個實驗中，Asch 要求八名被試者從三條不同長度的線段中選出與標(biāo)準(zhǔn)線段等長的一條線段。三個備選項中的正確答案顯而易見，不過實驗中的真正被試者只有一位，其余七位成員此前曾與實驗者會面，并收到指示，要求他們在某些時刻做出一致的、錯誤的判斷。在該實驗中，被試者處于明確情境（unambiguous situations），能夠明顯看出線段的長短，但在實驗同謀者的錯誤引導(dǎo)下，被試者會給出與他人一致的、錯誤的答案。導(dǎo)致如上兩種從眾行為的原因并不同：前者可稱之為信息性社會影響（informational social influence），指個體接受來自他人的信息作為對現(xiàn)實的正確理解而選擇與他人行為保持一致；后者可稱之為規(guī)范性社會影響（normative social influence），指個體為了避免受到來自群體的懲罰（如被排擠或被嘲笑）或者為了得到來自群體的獎勵（如被喜歡或者被接受）而選擇與他人保持一致（Deutsch and Gerard，1955）[24]。Aronson （1972）[25]認(rèn)為，在很多種情況下人們之所以選擇遵從他人，是因為他人的行為是其行動的唯一指南。當(dāng)客觀現(xiàn)實尚不清楚時，他人就成了信息的一種主要來源，人們會經(jīng)常依賴于他人作為決定現(xiàn)實的一種方法。相比于為獲得來自群體的獎賞或為免受來自群體的懲罰所引發(fā)的從眾行為，為了獲得有關(guān)恰當(dāng)行動的信息而去觀察別人所引發(fā)的從眾行為更具有廣泛性。

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，由于其文化水平較低，加之政策設(shè)計較為復(fù)雜，農(nóng)民對新農(nóng)保的繳費檔次、政府補貼、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，農(nóng)民在做參保決策時會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，來自特定行為的效用會增加（Durlauf and Ioannides，2010）[26]。

假說2：新農(nóng)保制度的強福利性導(dǎo)致參保居民繳費時偏好選擇最低繳費檔次。

新農(nóng)保具有“弱保險性、強福利性”的特點（王雯，2017；鄭秉文，2020）[27,28]。弱保險性表現(xiàn)為農(nóng)村居民可自愿參加新農(nóng)保，并不具有強制性。強福利性表現(xiàn)為，與此前實行的自我儲蓄模式的老農(nóng)保相比，新農(nóng)保的顯著不同之處在于增加了政府補貼。政府補貼分為“入口補貼”和“出口補貼”，前者指農(nóng)村居民繳納養(yǎng)老保險費時，可按照所選繳費檔次享受政府補貼，繳費檔次越高，補貼也越高，后者指達到領(lǐng)取養(yǎng)老金年齡的農(nóng)村居民可終身領(lǐng)取由國家財政全額支付的基礎(chǔ)養(yǎng)老金。

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)老金和個人賬戶養(yǎng)老金兩部分構(gòu)成，前者由國家財政全額支付，后者與居民選擇的繳費檔次密切相關(guān)。舉例來看，假設(shè)某個農(nóng)村居民2009 年開始繳費，選擇最低繳費檔次100 元/年，忽略集體補助，④加上政府入口補貼30 元/年，以每年金融機構(gòu)人民幣一年期存款利率計息，⑤當(dāng)其繳夠15 年，即到2023 年末，其個人賬戶總額約為2 263.87 元，⑥每月可從個人賬戶領(lǐng)取的養(yǎng)老金約為16.29（=2 263.87/139）元，基礎(chǔ)養(yǎng)老金為 88 元/月，⑦因此每月可領(lǐng)取養(yǎng)老金總額約為104.29 元。其中，個人賬戶部分占比約為15.62%，基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分占比約為84.38%。由此可見，領(lǐng)保人員的養(yǎng)老金領(lǐng)取額主要來源于基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分，而繳費檔次的選擇并不影響基礎(chǔ)養(yǎng)老金的領(lǐng)取，參保居民選擇最低繳費檔次即可領(lǐng)取和選擇其他繳費檔次人員相同的基礎(chǔ)養(yǎng)老金。加之目前基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分逐年上調(diào)，因此參保居民并無提升繳費檔次的動力。對于有些省份規(guī)定的延長繳費年限即可加發(fā)基礎(chǔ)養(yǎng)老金，這一激勵機制最多起到鼓勵農(nóng)村居民盡早參保的作用，無法促進參保人員提升繳費檔次。

由此，本文繪制出農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為影響機制分析圖，見圖1。

圖1 農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為影響機制

四、研究設(shè)計與描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用西南財經(jīng)大學(xué)“中國家庭金融調(diào)查”（China Household Finance Survey，CHFS） 數(shù)據(jù)進行研究。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)具有全國代表性，涉及的中國農(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、社會保障等多個方面。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)。CHFS 2017 年的數(shù)據(jù)涉及到了除新疆、西藏外的29 個省市355 個區(qū)縣1 428 個村（居）委會40 011 個家庭的共計127 012 個個體，具有較強的代表性。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)。由于本文的研究對象為新農(nóng)保參保及繳費人員，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)老保險的農(nóng)村居民，經(jīng)過數(shù)據(jù)處理，最終得到29 個省市的共計54 194 個樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量，即農(nóng)村居民是否參保以及參保者是否選擇最低繳費檔次。2017 年CHFS 家庭問卷“第三部分：保險與保障”中，針對家中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：“F1001a 目前，您參加的是下列哪種社會養(yǎng)老保險？”“F1008 去年平均每個月養(yǎng)老保險自己繳納多少錢？”。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額，最后根據(jù)年繳費額是否為最低繳費檔次生成參保者是否選擇最低繳費檔次的虛擬變量。

2.核心解釋變量。

（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。要對從眾效應(yīng)進行研究，首先需要明確“從”的對象是什么。Sherif（1961）[29]認(rèn)為，從眾從的是參照對象（referent），參照對象可能是普遍的、通常的或預(yù)期的個人周邊環(huán)境中他人做事的方式。這就涉及到兩個問題，一個是“周邊環(huán)境”，即選擇什么群體作為參照組，另一個是“他人做事的方式”，即參照組的一致行動。對于參照組的選擇，一般考慮人口統(tǒng)計特征（如性別、年齡、受教育程度等）相似的群體，或者地域臨近（如同一省/市、同一縣/區(qū)、同一村居）的群體（杭斌、曹建美，2017）[30]。對于參照組的一致行動，一般用參照組的平均值或者眾數(shù)表示?？紤]到平均值易受極端值的影響，而眾數(shù)則代表了群體中大多數(shù)人的選擇，因此在有極端值出現(xiàn)的情形中，選擇眾數(shù)要優(yōu)于平均數(shù)。此外，由于個體隸屬于參照組，會對參照組產(chǎn)生影響，而參照組也會對個體產(chǎn)生影響，這就導(dǎo)致在研究參照組對個體的影響時會產(chǎn)生內(nèi)生性問題，解決辦法之一就是將參照組的值滯后一期（Manski，1993）[31]。

考慮到農(nóng)村居民長期生活在一個相對固定的生活環(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，選擇個體所在省/市為參照組。針對選擇方程，本文選取上一年參照組的平均參保率對從眾效應(yīng)進行測度。為避免受極端值的影響，本文選擇繳費額的眾數(shù)對結(jié)果方程中的從眾效應(yīng)進行測度。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：“F1001a 目前，您參加的是下列哪種社會養(yǎng)老保險？”“F1008 去年平均每個月養(yǎng)老保險自己繳納多少錢？”生成個人是否參加新農(nóng)保和參保者的繳費額變量，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)）和繳費額的眾數(shù)，以分別測度選擇方程和結(jié)果方程中的從眾效應(yīng)。

（2）省級基礎(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，居民越傾向于選擇最低繳費檔次。根據(jù)省級基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)，本文還計算了省級基礎(chǔ)養(yǎng)老金領(lǐng)取額占比，等于省級基礎(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，本文選取省級基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)衡量制度的福利性。

3.控制變量。

（1）是否屬于繳費困難群體。2009 年9 月，《國務(wù)院關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的指導(dǎo)意見》中明確指出，對農(nóng)村重度殘疾人等繳費困難群體，地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)的養(yǎng)老保險費。2009 年9 月15 日，原人力資源社會保障部副部長胡曉義在接受中國政府網(wǎng)專訪時明確指出，困難群體中最具代表性的當(dāng)屬重度殘疾人，因為他們是不可逆的、長期的、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，對于其他困難群體的確定則需依靠地方政府在試點過程中逐步積累經(jīng)驗進行識別。專訪中指明，新農(nóng)保與農(nóng)村低保、五保等制度可以并行。事實上，各地在制度實施過程中都將低保、五保等困難群體納入了代繳群體。人社部發(fā)〔2017〕59 號明確指出，應(yīng)減輕貧困人員參保繳費負(fù)擔(dān)，對于建檔立卡未標(biāo)注脫貧的貧困人口、低保對象、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)老保險費。

考慮到農(nóng)村重度殘疾人、低保戶、五保戶、特困戶等生活困難群體會被自動納入新農(nóng)保，養(yǎng)老保險費也由地方政府代繳，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，參保意愿越強烈，越有可能選擇參加新農(nóng)保，而受教育年限可能會影響農(nóng)村居民對制度的認(rèn)知，因此在借鑒以往文獻及整理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、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“A2025b 與同齡人相比，您現(xiàn)在的身體狀況如何？”進行整理，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)療保險根據(jù)CHFS 問項“F2001a 您目前擁有以下哪種社會醫(yī)療保險?”“F2001b 除社會醫(yī)療保險外，您目前擁有以下哪些醫(yī)療保險?”整理所得，擁有醫(yī)療保險的樣本取值為1，否則為0。

為消除離群值的影響，本文對新農(nóng)保繳費額、養(yǎng)老金領(lǐng)取額、家庭人均收入等變量均進行了上下1%的縮尾處理。為減輕異方差的影響，本文對其均做取對數(shù)處理。

（三）描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示?？梢钥闯觯?4 194 個樣本中，有62.63%的居民參加了新農(nóng)保，而CHFS 2015 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。對于決定參加新農(nóng)保的農(nóng)民，66.90%都選擇了最低繳費檔次，說明在新農(nóng)保實施過程中，繳費農(nóng)民集中選擇最低繳費檔次的現(xiàn)狀普遍存在。上一年參照組繳費額的眾數(shù)的均值為123.97（=e4.82）元/年，說明大多數(shù)參保人的繳費額都很少，在從眾效應(yīng)的影響下，參保居民都集中選擇了最低繳費檔次。省級基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)的平均值為1 107.65（=e7.01）元/年，省級基礎(chǔ)養(yǎng)老金領(lǐng)取額占比的均值為0.50，說明對于領(lǐng)取養(yǎng)老金的群體而言，領(lǐng)取的養(yǎng)老金中有半數(shù)都是來源于基礎(chǔ)養(yǎng)老金，也即來源于養(yǎng)老制度的福利。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（續(xù)表1）

五、實證分析

（一）研究方法

農(nóng)村居民的參保行為存在兩個不可分割的決策過程，即是否參保以及參保后的繳費檔次選擇。在國發(fā)〔2014〕8 號文件中，全國共設(shè)了12 檔繳費標(biāo)準(zhǔn)，并允許各省根據(jù)自身情況對總繳費檔次進行調(diào)整，因此各省的總繳費檔次會有等于、少于或多于12 檔三種情況。結(jié)合表1 的描述性統(tǒng)計可知，雖然可供選擇的繳費檔數(shù)較多，但選擇非最低繳費檔次的樣本較少，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檔次作為被解釋變量。

根據(jù)前文分析，對于參保的農(nóng)村居民，我們可以觀測到其選擇何種繳費檔次，而對于未參保者，其繳費檔次數(shù)據(jù)則無法觀測。如果以繳費檔次作為被解釋變量進行研究，就需要在受限被解釋變量（limited dependent variable）的框架下進行實證分析，加之繳費檔次數(shù)據(jù)取值受限與農(nóng)村居民是否參保這一變量有關(guān)，此時是否參?？煞Q為選擇變量，而繳費檔次即為典型的樣本選擇（sample selection）數(shù)據(jù)。針對這類數(shù)據(jù)，如果直接進行研究，可能會產(chǎn)生樣本選擇偏倚。由于參保農(nóng)民是否選擇最低繳費檔次是二元變量，因此可建立 Heckprobit （Probit Model with Sample Selection）模型進行分析。

假設(shè)parti、scalei分別表示可觀測到的農(nóng)民是否參保、參保農(nóng)民是否選擇最低繳費檔次的虛擬變量，分別表示它們各自對應(yīng)的不可觀測的潛變量。Heckprobit 模型假設(shè)存在潛變量方程：

其中，εi~N（0，1），μi~N（0，1），corr（ε，μ）=ρ，X1、X2分別為影響的解釋變量?？捎^測變量parti、scalei只有在它們各自的潛變量為正時取值為1，否則取值為 0，且只有當(dāng) parti=1 時，scalei才能被觀測到，即：

式（3）和（4）分別被稱為結(jié)果方程和選擇方程。當(dāng) ρ≠0 時，直接對方程（1）進行 Probit 回歸，估計結(jié)果會有偏，而Heckprobit 模型可以得到一致、漸進有效的估計，此時應(yīng)建立Heckprobit 模型進行研究。因此，在利用Stata 軟件進行Heckprobit 估計時，需要對ρ 是否取值為0 進行檢驗。需要注意的是，如果估計時使用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的選項，回歸得到的是Wald檢驗統(tǒng)計量，否則得到的是LR 檢驗統(tǒng)計量。為了識別模型，Heckprobit 模型要求 X1≠X2（Christopher，2006）[32]。

（二）估計結(jié)果及經(jīng)濟意義解釋

利用Stata13.0 軟件對Heckprobit 模型進行估計，由于同一家庭中個體的繳費決策并非相互獨立，因此估計時使用了家庭層面群穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，估計結(jié)果如表2 所示。

表2 Heckprobit 模型的估計結(jié)果及邊際效應(yīng)分析

需要說明的是，原則上年滿60 周歲便不需要再繳費，可以開始按月領(lǐng)取養(yǎng)老金，而樣本中仍存在60 歲及以上的繳費者，這可能是由于他們此前從未繳費或者在部分年份斷繳，只有將此前年份應(yīng)繳金額一次性補齊才能領(lǐng)取養(yǎng)老金。這種一次性補齊繳費與按年繳費明顯不同，因此在實證研究中未考慮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。模型中兩個方程獨立性的Wald 檢驗的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立，即參保農(nóng)民是否選擇最低繳費檔次與農(nóng)村居民是否參保這兩個決策之間存在相關(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。

1.從眾效應(yīng)對農(nóng)村居民是否參保以及參保農(nóng)民是否選擇最低繳費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，上一年參照組繳費額的眾數(shù)越大，參保人員選擇最低繳費檔次的概率越小，說明農(nóng)村居民在做出參保決策時會選擇從眾，假說1 得以驗證。

2.新農(nóng)保制度的強福利性會對居民繳費檔次的選擇產(chǎn)生影響。省級基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)越高，參保人員選擇最低繳費檔次的概率就越大。這是因為，農(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，意味著政府補貼越多，政策福利性越強，此時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，驗證了假說2。

3.在選擇方程中，是否屬于繳費困難群體的系數(shù)顯著為正，意味著繳費困難群體更傾向于參加新農(nóng)保，說明新農(nóng)保政策向繳費困難群體傾斜在實踐中落實較好。在結(jié)果方程中，是否屬于繳費困難群體的系數(shù)顯著為正，說明繳費困難群體選擇最低繳費檔次的概率大于選擇非最低繳費檔次，這與地方政府為其代繳部分或全部最低標(biāo)準(zhǔn)養(yǎng)老保險費的現(xiàn)實相符。

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檔次的概率越小。對此，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，進而越傾向于參保；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檔次。（2）受教育年限越長，參保的可能性越小，參保選擇最低繳費檔次的概率也越小。這可能是因為，農(nóng)村居民的受教育年限越長，其外出務(wù)工的可能性越大，面臨的養(yǎng)老方式選擇會更多，進而越傾向于不參保。對于參保者而言，其受教育年限越長，對新農(nóng)保政策的理解越透徹，越傾向于選擇高的繳費檔次，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檔次的概率更小。這可能是因為，居民對自己的身體狀況比較滿意，預(yù)期未來健康風(fēng)險較小，故不愿參保。對于選擇參保的農(nóng)村居民而言，健康狀況越好，意味著自身預(yù)期壽命越長，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檔次。（4）男性比女性的參保概率更高，選擇最低繳費檔次的概率更大，說明新農(nóng)保參保行為存在性別差異。（5）是否有醫(yī)療保險會顯著影響農(nóng)村居民是否參保，但對參保者是否選擇最低繳費檔次的影響并不顯著。（6）家庭人均收入對農(nóng)村居民是否參保的影響不顯著，但會顯著影響繳費檔次的選擇。參保者的家庭人均收入越高，選擇最低繳費檔次的概率越小，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檔次的概率更大。

5.Heckprobit 模型中參數(shù)估計值的含義并不直觀，只能據(jù)此判斷出各解釋變量對被解釋變量的影響方向。為了解釋各個變量對參保居民是否選擇最低繳費檔次的影響程度，本文計算了結(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)的對數(shù)每提高1%，居民選擇最低繳費檔次的概率會增大5.4%，意味著新農(nóng)保制度的強福利性會促使農(nóng)村居民選擇較低的繳費檔次，當(dāng)前基礎(chǔ)養(yǎng)老金逐年上調(diào)的趨勢不利于參保居民繳費檔次的提升。上一年參照組繳費額的眾數(shù)（對數(shù)）的邊際效應(yīng)為-0.033，說明上一年參照組繳費額的眾數(shù)（對數(shù)）每增加1%，居民選擇最低繳費檔次的概率會降低3.3%，因此只有讓更多的農(nóng)村居民了解并認(rèn)識到新農(nóng)保制度的優(yōu)越性，才能最終提高全民繳費檔次。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗?zāi)Ｐ突貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用三種方法進行檢驗。第一，采用“掐頭去尾”的辦法，改變樣本數(shù)據(jù)范圍。考慮到省級基礎(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別碼city_lab，據(jù)此可以計算出上一年各城市的平均參保率和上一年各城市繳費額的眾數(shù)，分別用來測度選擇方程和結(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)進行研究。三種穩(wěn)健性檢驗方法所得到的模型估計結(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)保制度的強福利性的符號和顯著性均未發(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)進行回歸時，無論是改變樣本數(shù)據(jù)范圍還是改變從眾效應(yīng)的測度方法，從眾效應(yīng)和制度強福利性的邊際效應(yīng)變化都不大。然而，在使用2015 年數(shù)據(jù)進行分析時，二者的邊際效應(yīng)都有所減小，這可能是由于隨著制度實施年限的增加，從眾效應(yīng)和制度強福利性對農(nóng)村居民參保行為的影響愈發(fā)凸顯?？偠灾?，三種檢驗方法均表明本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 Heckprobit 模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗

（續(xù)表3）

表4 結(jié)果方程邊際效應(yīng)分析的穩(wěn)健性檢驗

六、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

筆者基于兩個調(diào)研案例，了解到農(nóng)村居民新農(nóng)保繳費行為存在最低繳費檔次困境現(xiàn)象。農(nóng)村居民的參保行為存在兩個不可分割的過程，即是否參保以及參保繳費檔次的選擇。新農(nóng)保繳費檔次數(shù)據(jù)是典型的樣本選擇數(shù)據(jù)，為避免實證研究中可能出現(xiàn)的樣本選擇偏倚，本文基于具有全國代表性的CHFS 微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，建立Heckprobit 模型研究了農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為的影響因素，主要得到了三個結(jié)論。第一，從眾效應(yīng)會影響農(nóng)村居民是否參保以及繳費檔次的選擇，即農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為存在從眾現(xiàn)象。第二，新農(nóng)保制度的強福利性會促使參保農(nóng)民選擇最低繳費檔次，說明農(nóng)村居民更多是將新農(nóng)保制度視作一種福利性政策，而非主要的養(yǎng)老方式。第三，繳費困難群體可從新農(nóng)保制度中獲益，研究發(fā)現(xiàn)，繳費困難群體更傾向于參加新農(nóng)保，且選擇最低繳費檔次的概率大于選擇非最低繳費檔次的概率，這都得益于新農(nóng)保政策向繳費困難群體的傾斜。地方政府會為繳費困難群體代繳部分或全部的最低標(biāo)準(zhǔn)養(yǎng)老保險費，說明新農(nóng)保制度在實踐中起到了重要的兜底保障作用。

（二）理論啟示

第一，針對從眾效應(yīng)影響農(nóng)村居民參保行為這一問題，建議從改變政策宣傳方式和加大政策宣傳力度入手。由于對政策知之甚少，為避免遭受財務(wù)損失，農(nóng)村居民在做出參保決策時會從眾，大多都選擇最低繳費檔次。只有讓農(nóng)村居民充分地認(rèn)識與了解新農(nóng)保，才能緩解參保人群的顧慮，減低其對政策的偏見，進而選擇較高繳費檔次。建議借助自媒體和電視廣播等平臺，以文藝節(jié)目、音頻解說、漫畫雜談、視頻講解等方式將新農(nóng)保政策以通俗易懂的方式傳達給農(nóng)村居民，讓居民真正了解這一惠農(nóng)政策。也可在高校選拔志愿者，或從各行政村擇優(yōu)選拔基層協(xié)辦員，提高工作人員為居民答疑解惑的能力，以便征繳工作可以順利進行。

第二，新農(nóng)保制度應(yīng)逐步弱化入口補貼，調(diào)整出口補貼機制。當(dāng)前，新農(nóng)保制度的調(diào)整重點應(yīng)放在基礎(chǔ)養(yǎng)老金的設(shè)定上，建議逐步弱化入口補貼，將原本用于補入口的財政支出放在補出口上。此外，將出口補貼與繳費檔次相掛鉤，參保居民所選擇的繳費檔次越高，可領(lǐng)取的基礎(chǔ)養(yǎng)老金就越多，以此激勵參保農(nóng)民選擇較高繳費檔次，提升新農(nóng)保的養(yǎng)老保障水平。

注釋：

①由于本文的研究對象為農(nóng)村居民，因此文中仍將其稱為新農(nóng)保。

② 國發(fā)〔2009〕32 號規(guī)定，繳費檔次共有五檔，分別為 100 元/年、200 元/年、300 元/年、400 元/年、500 元/年，地方可根據(jù)實際情況增設(shè)繳費檔次。國發(fā)〔2014〕8 號將繳費檔次增設(shè)為十二檔，分別為 100 元/年、200 元/年、300 元/年、400 元/年、500 元/年、600 元/年、700 元/年、800 元/年、900 元/年、1 000 元/年、1 500 元/年、2 000 元/年，各地可根據(jù)實際情況增設(shè)繳費檔次。

③數(shù)據(jù)來源于仙桃市財政局發(fā)布的“2018 年度城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險費的征收情況公示（農(nóng)村居民）”：http://czj.xiantao.gov.cn/gsgg/201812/t20181211_340858.shtml。公示數(shù)據(jù)中共有380 232 位繳費農(nóng)民，其中7 位繳費額為空，選擇最低繳費檔次的為364 882 人。

④據(jù)了解，大部分的農(nóng)村繳費居民均無集體補助。

⑤利率數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行，并假設(shè)未來年份利率不變，均為1.5%。

⑥個人賬戶總額=個人繳費總額+補貼總額+利息總額，此處利用Excel 軟件采用復(fù)利進行計息。

⑦人社部規(guī)〔2018〕3 號指出，自2018 年1 月1 日起，全國城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)為每人每月88 元，此處假定該標(biāo)準(zhǔn)在之后幾年不變。