農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險行為的影響因素分析
——基于2021年CGSS數據

陳碧沁

海南大學公共管理學院，海南 ?？?570228

1 問題的提出

第七次全國人口普查數據顯示，截至2020 年底，我國農村60 歲及以上老年人口規(guī)模達到1.21 億人，其中65 歲及以上的人口數量占農村總人口數量的17.72%［1］。由此可見，我國農村人口的老齡化程度正在不斷加大，農村居民的養(yǎng)老問題亟待解決。

目前，我國已建立起覆蓋城鄉(xiāng)的基本養(yǎng)老保險制度，包括城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險。但是，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險與城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險之間的待遇差距仍較為明顯，難以滿足農村居民的養(yǎng)老需求［2］?，F有的基本養(yǎng)老保險體系并不能全面有效地解決農村地區(qū)的養(yǎng)老問題。

2022 年，國務院辦公廳印發(fā)的《關于推動個人養(yǎng)老金發(fā)展的意見》提出，推動發(fā)展適合中國國情、政府政策支持、個人自愿參加、市場化運營的個人養(yǎng)老金，與基本養(yǎng)老保險、企業(yè)（職業(yè)）年金相銜接，實現養(yǎng)老保險補充功能，協(xié)調發(fā)展其他個人商業(yè)養(yǎng)老金融業(yè)務，健全多層次、多支柱養(yǎng)老保險體系［3］。目前，商業(yè)養(yǎng)老保險已在城市地區(qū)得到一定發(fā)展，但并未在農村地區(qū)發(fā)揮應有的作用。農村地區(qū)潛藏著極大的商業(yè)養(yǎng)老保險市場，推動商業(yè)養(yǎng)老保險在農村地區(qū)的發(fā)展，是面對農村居民養(yǎng)老問題可考慮的一項良策。

對于農村地區(qū)商業(yè)養(yǎng)老保險的發(fā)展，較多學者展開了一定研究。徐文芳［4］基于調查發(fā)現，農村地區(qū)商業(yè)養(yǎng)老保險發(fā)展滯后的原因主要有政府部門提供的政策支持力度不夠、保險公司供給不足和農民的有效需求不足。陳其芳［5］運用Probit模型分析認為，農村居民年齡、受教育程度、家庭年純收入、對商業(yè)養(yǎng)老保險的了解程度、對養(yǎng)兒防老的態(tài)度、政府宣傳商業(yè)養(yǎng)老保險的程度等，均是其購買商業(yè)養(yǎng)老保險行為的重要影響因素。秦寧［6］通過對2017 年中國綜合社會調查（Chinese General Social Survey，CGSS）的數據進行分析，指出年齡、文化程度、個人全年總收入、家庭經濟狀況、參加基本醫(yī)療保險狀況等因素都會對農村居民商業(yè)養(yǎng)老保險購買行為產生顯著影響。孫成偉等［7］基于中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）中的數據展開研究，發(fā)現居民的工作性質、學歷、人均家庭純收入與是否持有金融產品4 個因素對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的意愿影響顯著。唐慧娟［8］通過研究發(fā)現，商業(yè)養(yǎng)老保險產品本身的質量、農村居民個人的素質特征、政府政策的扶持程度等因素都會對農民是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險產生影響。

綜上所述，目前學術界對相關問題的研究成果較為豐富，為正確認識農村地區(qū)商業(yè)養(yǎng)老保險發(fā)展滯緩的原因及農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險行為的影響因素提供了理論基礎，但仍存在些許不足。為此，筆者基于2021 年CGSS 數據，對影響農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險行為的因素進行分析，試圖探討在農村地區(qū)大力發(fā)展商業(yè)養(yǎng)老保險的可行性，在助力我國農村居民養(yǎng)老問題緩解、推動我國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施的同時，及時更新該領域的相關討論。此外，筆者在以“農村居民”為整體樣本的基礎上，以“性別”為依據，對不同性別的農村居民進行分析，以期為相關討論提供更進一步的數據參考。

2 研究假設

所有能影響農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險行為的因素皆屬于該研究所探討的影響因素范疇。筆者根據已有研究成果，將可能對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險行為產生影響的因素分為4 類，即居民的個人素質、經濟狀況、家庭結構與基本社會保險的參保情況，并基于這4類因素提出研究假設。

2.1 居民的個人素質

居民的個人素質一般會受其年齡、受教育程度、健康狀況的影響，故筆者以這3 項變量說明居民個人素質水平的高低。趙麗娟［9］利用2015 年CGSS 數據，通過多元有序Probit模型分析受教育程度對18～59周歲農民參保行為的影響，發(fā)現受教育程度對農民參保產生顯著的影響（受教育程度越高，農民參與積極性越高）。陳其芳［5］通過研究發(fā)現，農村居民的年齡與受教育水平均會在一定程度上影響其購買商業(yè)養(yǎng)老保險的意愿。相較于社會基本養(yǎng)老保險，商業(yè)養(yǎng)老保險存在門檻高的問題：一方面體現在其目前覆蓋范圍有限，對其有清晰認知的人本就不多；另一方面則是因為商業(yè)養(yǎng)老保險需要參保人有一定的養(yǎng)老金融知識儲備，不像社會基本養(yǎng)老保險一般有著統(tǒng)一的運作模式。由于有著這樣的門檻，其對農村居民的個人素質水平便有一定的要求。個人素質越高的居民，其知識面越廣，接受新事物的能力越強。由此，筆者提出第1 個研究假設。

H1：個人素質水平對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的行為具有顯著影響；農村居民的個人素質水平越高，其購買商業(yè)養(yǎng)老保險的概率越大。

2.2 居民的經濟狀況

居民的經濟狀況一般包括居民個人的收入狀況與居民所在家庭的收入狀況。相較于基本養(yǎng)老保險，商業(yè)養(yǎng)老保險的產品數量更多，還可以采用多種組合方式，不同的產品、不同的組合方式所對應的價格與收益率均有所不同，靈活性高，可選空間大，但在價格上基本高于基本養(yǎng)老保險的最低檔次。目前，農村居民在購買城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險時都傾向于最低檔次。由此可見，居民經濟狀況在很大程度上會影響其養(yǎng)老保險購買行為的決策。由此，筆者提出第2 個研究假設。

H2：經濟狀況對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的行為有著顯著影響；經濟狀況越好的農村居民，其越有可能購買商業(yè)養(yǎng)老保險。

2.3 居民家庭結構的完整度

居民家庭結構的完整度通常會受子女個數、婚姻狀況2 方面的影響。鄒龍等［10］通過分析發(fā)現，農村居民對家庭養(yǎng)老的認可程度會影響其購買商業(yè)養(yǎng)老保險的意愿，且兩者呈負相關，即當農村居民將更多希望寄托在家庭養(yǎng)老這一方式時，其購買商業(yè)養(yǎng)老保險的意愿就會降低。而對家庭養(yǎng)老的認可程度往往會受到居民自身家庭結構完整度的影響，具有良好婚姻與多個子女的完整家庭，才能提供更有保障的家庭養(yǎng)老服務?；诖?，筆者認為，農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的行為會受到居民家庭結構完整度的影響。該影響的產生有兩方面原因：一是家庭結構越完善，家庭中的人均可負擔支出越低，在經濟角度上不利于居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的行為；二是家庭結構越完善，居民越有可能依賴家庭養(yǎng)老，降低對商業(yè)養(yǎng)老保險作用的預估。由此，筆者提出第3個研究假設。

H3：家庭結構的完整度對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的行為有著顯著的負面影響；家庭結構越完善的農村居民，其購買商業(yè)養(yǎng)老保險的可能性越低。

2.4 基本社會保險的參保情況

該研究所指的基本社會保險的參保狀況指的是基本社會養(yǎng)老保險與基本社會醫(yī)療保險這兩類保險的參保情況。馬可頡等［11］利用Logit模型進行研究發(fā)現，社保滿意度的上升與個人商業(yè)保險的參保呈顯著負相關，即居民對社保越滿意，購買商業(yè)保險的可能性越低。由此證實了社會保險對商業(yè)保險擠出效應存在的可能性。受收入和傳統(tǒng)觀念等因素的影響，大多數居民在購買基本社會養(yǎng)老保險后便認為已經足夠，忽略了商業(yè)養(yǎng)老保險的作用。據此，筆者提出第4 個研究假設。

H4：基本社會保險的參保狀況對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的行為具有顯著的負面影響；參與基本社會養(yǎng)老保險的居民，其購買商業(yè)養(yǎng)老保險的可能性更低。

2.5 異質性分析

由于僅以“農村居民”作為樣本進行分析只能得到大樣本下的數據，不足以深層次地了解不同類別下的農村居民商業(yè)養(yǎng)老保險購買行為的影響因素。因此，筆者在原本分析的基礎上，以“性別”為依據，把“農村居民”分作兩類進行進一步分析。許閑等［12］研究提出，由于女性相比男性更長壽且面臨老齡時期的收入問題，因而其對購置商業(yè)養(yǎng)老保險的需求更迫切。由于男性與女性之間的生理差異，男性與女性的人均壽命也存在一定差異，兩者對商業(yè)養(yǎng)老保險的需求可能也會存在差異。因此，筆者提出第5個研究假設。

H5：個人素質、經濟狀況、家庭結構的完整度與基本養(yǎng)老保險參保情況4 個因素對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險行為的影響具有顯著的性別分異。

3 數據來源、變量設計與模型假設

3.1 數據來源

該研究采用2021 年CGSS 數據。CGSS 始于2003年，是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學術調查項目。2003—2022年，CGSS進行了15次年度調查，2021年開展了第14 次年度調查。2021 年度CGSS 在全國范圍內共完成8 148份有效樣本調查。筆者根據研究對象對8 148份有效樣本進行篩選，篩選整理后得到3 148份樣本。

3.2 變量設計

3.2.1 因變量

因變量為“農村居民是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險”，是只取“0”或“1”的二分類變量。在被調查者中，購買商業(yè)養(yǎng)老保險的人并不多，僅有4.28%（135份樣本）的樣本表示已購買商業(yè)養(yǎng)老保險，而剩余95.72%的樣本則表示沒有購買。

3.2.2 自變量

自變量主要包括居民的個人素質、經濟狀況、家庭結構與基本社會保險的參保情況。

居民個人素質主要受其年齡、受教育程度、健康狀況3個方面的影響，故通過這3項變量衡量其個人素質水平。三者的取值越高，表示居民的個人素質水平越高。

居民的經濟狀況包括個人經濟狀況與所在家庭的經濟狀況。兩者的取值越高，表示居民的經濟狀況越好。

家庭結構通常會受到居民子女個數、婚姻狀況兩個方面的影響，故以居民子女個數與婚姻狀況為指標說明居民的家庭結構完整度。兩者的取值越高，表示個人的家庭結構完整度越高。

關于參保情況，筆者以基本社會養(yǎng)老保險和基本社會醫(yī)療保險的參保情況為指標，說明農村居民基本社會保險的參保情況。

3.2.3 控制變量

除上述變量外，筆者選取民族、宗教信仰與政治面貌等作為控制變量加入回歸模型進行分析。

3.2.4 分類變量

在對以上變量進行分析的基礎上，以性別為依據，把“農村居民”這個總樣本分作“男性農村居民”與“女性農村居民”兩類，以進行更進一步的分析，考察4 類因素對不同性別農村居民的影響程度。

相關變量的賦值情況與描述性解釋如表1所示。

表1 相關變量的賦值情況與描述性解釋

3.3 模型假設

二元Logistic 回歸的因變量為二分類變量，自變量既可以是區(qū)間變量，也可以是分類變量，還可以是區(qū)間變量與分類變量的混合變量。筆者采用二元Logistic 回歸模型對“農村居民是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險”這一項二分類變量進行實證分析，并將回歸方程設定為

式（1）中：Xn（n=1，2，3，…，13）為解釋變量，包括農村居民年齡、受教育程度、健康狀況等13 個變量；βn是解釋變量的系數，β值越大，說明其相關度越高。二元Logistic 是以Logit（P）即為因變量構建的線性回歸模型。設農村居民i購買商業(yè)養(yǎng)老保險的概率為pi，1 -pi則表示農村居民i沒有購買商業(yè)養(yǎng)老保險的概率。

4 實證分析

4.1 相關性檢驗

筆者采用相關性檢驗方法對自變量進行篩選，以剔除無意義的因素，結果如表2 所示。由表2 可知，個人素質水平中的年齡、受教育程度和健康狀況，經濟水平中的個人經濟水平和家庭經濟水平，家庭結構完整度中的子女個數，基本社會保險參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險及控制變量中的政治面貌均具有統(tǒng)計學意義，與該研究的因變量（是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險）具有顯著的相關性。

表2 相關性檢驗結果

除此之外，個人素質水平中的年齡、受教育程度和健康狀況，家庭結構完整度中的子女個數、婚姻狀況，基本社會保險參保情況中的是否購買基本養(yǎng)老保險，以及控制變量中的宗教信仰、政治面貌與性別這一變量具有顯著的相關性，尤其是個人素質水平中的年齡、受教育程度和健康狀況均與性別變量呈現顯著的負相關，這在一定程度上驗證了假設H5。

4.2 二元Logistic回歸分析

基于在相關性檢驗中具有統(tǒng)計學意義的變量，利用Stata15.0 統(tǒng)計軟件進行二元回歸分析，結果如表3所示。由表3 可知，從農村居民的總體效應來看，與是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險具有顯著相關性的變量有個人素質水平中的年齡、受教育程度，經濟水平中的個人經濟水平，基本社會保險參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險；從性別效應來看，個人素質水平中的年齡，經濟水平中的個人經濟水平，基本社會保險參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險對是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險具有一定的性別分異情況。

表3 二元Logistic回歸分析結果

從總體效應來看，個人素質水平中的受教育程度（優(yōu)勢比為1.159）對其是否參加商業(yè)養(yǎng)老保險在1%水平上呈顯著正相關，說明農村居民的受教育程度每提高一級，購買商業(yè)養(yǎng)老保險的概率就會提高15.9%。盡管個人素質水平中的年齡與健康狀況2 個變量并不具有統(tǒng)計學意義，但已足夠支持H1，即個人素質水平會對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的行為產生顯著影響。之所以出現這樣的結果，是因為隨著個體受教育程度的提高，知識面的擴大，其接受新事物的能力也不斷增強。從性別效應來看，年齡對不同性別的農村居民是否參加商業(yè)養(yǎng)老保險的影響存在差異。

從總體效應來看，經濟水平中的個人經濟水平（優(yōu)勢比為1.357）對農村居民選擇購買商業(yè)養(yǎng)老保險具有積極意義，并且在1%水平上呈顯著正相關，說明個人經濟水平每提高一級，其購買商業(yè)養(yǎng)老保險的概率便會提高35.7%。盡管經濟水平中的另一個變量家庭經濟水平沒有統(tǒng)計學意義，但這已經證實了H2。這說明農村地區(qū)的居民在選擇養(yǎng)老保險時，大多情況下會受到經濟收入水平的限制，當其經濟收入水平足以滿足基本生活需求后，他們才有可能考慮商業(yè)養(yǎng)老保險。此外，從性別效應來看，個人經濟水平對不同性別的農村居民的影響存在差異，其對男性農村居民的影響較大，在5%的水平上顯著，而對女性居民的影響較弱，在一定程度上證明了H5。

從總體效應來看，基本社會保險參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險（優(yōu)勢比為0.616）每上升一個單位，農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的概率便會降低38.4%。這表明是否參加基本養(yǎng)老保險對農村居民參加商業(yè)養(yǎng)老保險的行為具有負面影響，并且在5%的水平上顯著，驗證了H4。該結果出現的原因為商業(yè)養(yǎng)老保險開支較大，農村居民認為基本養(yǎng)老保險可以滿足自身的養(yǎng)老需求。從性別效應來看，參加基本養(yǎng)老保險的情況對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險的行為具有性別分異，其對男性農村居民的購買行為具有顯著的負向影響，而對女性農村居民購買行為的影響則較弱，證實了H5。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為避免出現統(tǒng)計檢驗時效和數據有偏差的情況，使用替代變量法對該研究的評價指標與模型的穩(wěn)健性進行檢驗，以降低模型的不確定性對推論造成的影響。

筆者將家庭經濟水平變量替換為家庭收入狀況（對應的問題為“您家2020 年全年家庭總收入是多少”），以檢驗此次研究所采用評價指標與模型的穩(wěn)健性，結果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

由表4 可知，個人素質水平中的受教育程度、經濟水平中的個人經濟水平與基本社會保險參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險仍對農村居民是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險具有顯著的影響。因此，上述研究結果具有較強的穩(wěn)健性。

5 結論

采用二元Logistic 分析，發(fā)現個人素質水平中的受教育程度、經濟水平中的個人經濟水平與基本社會保險參保情況中的是否參加基本養(yǎng)老保險對農村居民是否購買商業(yè)養(yǎng)老保險具有顯著影響。其中，前兩者對農村居民商業(yè)養(yǎng)老保險的購買行為產生的是正向顯著影響，而后者產生的則是負向顯著影響。

此外，對樣本以“性別”為依據區(qū)分，對男性農村居民與女性農村居民進行分析后，發(fā)現個人經濟水平、參加基本養(yǎng)老保險的狀況對農村居民購買商業(yè)養(yǎng)老保險行為的影響存在性別分異性。