邊芳，張林秀，羅仁福，趙啟然

（1. 中國科學(xué)院大學(xué)公共政策與管理學(xué)院，北京 100049；2. 中國科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所，中國科學(xué)院農(nóng)業(yè)政策研究中心，北京 100101；3. 北京大學(xué)現(xiàn)代農(nóng)學(xué)院，北京大學(xué)中國農(nóng)業(yè)政策研究中心，北京 100871；4. 中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083）

隨著人口老齡化程度的不斷加深，我國農(nóng)村老年人養(yǎng)老保障問題日益突出，為應(yīng)對(duì)上述挑戰(zhàn)，國家開始實(shí)施新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，從2000年到2015年，我國65歲及以上人口占總?cè)丝诘谋壤龔?.96% 提高到了10.47%[1]。根據(jù)聯(lián)合國人口司的預(yù)測，2050年我國60歲及以上人口比例將達(dá)到33.9%[2]。有研究指出，我國農(nóng)村地區(qū)常住人口的老年人數(shù)量更多，老齡化程度更高，但是農(nóng)村老年人的養(yǎng)老保障水平卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城市[3-4]。在城鄉(xiāng)二元體制下，我國農(nóng)村居民養(yǎng)老主要依靠傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老和土地養(yǎng)老，社會(huì)養(yǎng)老保障較弱，隨著外出務(wù)工人員增加和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)村傳統(tǒng)養(yǎng)老模式不斷弱化，農(nóng)村居民的養(yǎng)老問題面臨更為嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)[5-7]。為應(yīng)對(duì)上述挑戰(zhàn)，我國于2009年開始試點(diǎn)新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)并逐步在全國推廣。到2012年新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)已覆蓋全國所有省、地市和2 853個(gè)縣，實(shí)現(xiàn)了制度全覆蓋[8]。在2014年又進(jìn)一步?jīng)Q定將新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)兩項(xiàng)制度合并實(shí)施，在全國范圍內(nèi)建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（文中統(tǒng)一使用“新農(nóng)?！碧娲，F(xiàn)階段新農(nóng)保的主要目標(biāo)是在2020年前基本實(shí)現(xiàn)法定人員全覆蓋[9-10]，而農(nóng)民是否參保是實(shí)現(xiàn)法定人員全覆蓋的關(guān)鍵，因此研究農(nóng)民的參保行為對(duì)提高新農(nóng)保參保率和增進(jìn)農(nóng)民養(yǎng)老保障水平具有重要意義。

如何提高農(nóng)民新農(nóng)保參保比例近年來獲得了政府和社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。根據(jù)人社部“十三五”規(guī)劃報(bào)告，2015年底全國基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率為82%[10]，但新農(nóng)保參保率的準(zhǔn)確信息仍然缺乏。盡管在新農(nóng)保政策實(shí)施后，越來越多的學(xué)者就農(nóng)村居民參保情況進(jìn)行研究[11-12]，但樣本大多集中于個(gè)別省份甚至是單個(gè)區(qū)縣，不同研究得出的農(nóng)村居民參保率介于40%～90%之間，存在較大差異。盡管有部分研究使用全國代表性大樣本調(diào)研數(shù)據(jù)[13-14]，但這些截面調(diào)查數(shù)據(jù)只能給出新農(nóng)保試點(diǎn)階段（2012年前）的參保率，難以了解和把握新農(nóng)保政策試點(diǎn)和全國推廣后農(nóng)村居民參保行為的變化，也很難從個(gè)體、家庭和政策等不同層面系統(tǒng)分析農(nóng)民參保行為的影響因素。

綜上所述，本文將使用作者新收集的江蘇、四川、陜西、河北和吉林5省25縣50鄉(xiāng)101村2 028戶9 396名農(nóng)村居民的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析新農(nóng)保在實(shí)現(xiàn)制度全覆蓋后（2012—2016年）農(nóng)民參保行為的動(dòng)態(tài)變遷，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建固定效應(yīng)模型，探討不同層面因素對(duì)農(nóng)民參保行為的影響，并探索和總結(jié)提高農(nóng)民參保率和實(shí)現(xiàn)法定人員全覆蓋的可行有效辦法，為完善新農(nóng)保制度設(shè)計(jì)和實(shí)施方案提供科學(xué)依據(jù)和相應(yīng)的政策建議。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自于2012年和2016年中國科學(xué)院農(nóng)業(yè)政策研究中心組織的中國農(nóng)村發(fā)展長期跟蹤調(diào)查。在這兩次調(diào)研中收集了2012—2016年間樣本農(nóng)戶家庭成員的參保情況、個(gè)人特征、家庭特征及其所在地區(qū)的新農(nóng)保政策等信息。

該調(diào)查按照分層隨機(jī)抽樣的方法選取樣本農(nóng)戶，首先根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)生態(tài)條件將全國（除北京、天津、上海和臺(tái)灣外）分為五大區(qū)域，并在每個(gè)區(qū)域中根據(jù)各省人均工業(yè)總產(chǎn)值排序隨機(jī)選取一個(gè)樣本省。選用人均工業(yè)總產(chǎn)值作為排序指標(biāo)是因?yàn)橄嚓P(guān)研究[15]指出它能很好地預(yù)測各個(gè)地區(qū)的生活標(biāo)準(zhǔn)和發(fā)展?jié)摿Γ瑫r(shí)相比農(nóng)民人均純收入等其他綜合性指標(biāo)有更高的可信度。根據(jù)上述程序選出江蘇省代表東部沿海地區(qū)（浙江、山東、福建和廣東）；四川省代表西南地區(qū)（重慶、貴州、云南、廣西和西藏）；陜西省代表西北地區(qū)（甘肅、寧夏、青海和新疆）；河北省代表中部地區(qū)（山西、內(nèi)蒙古、河南、安徽、湖北、湖南和江西）；吉林省代表東北地區(qū)（遼寧和黑龍江）。其次根據(jù)樣本省內(nèi)各縣人均工業(yè)總產(chǎn)值將各樣本省所有縣進(jìn)行降序排列，平均等分為5組，每組隨機(jī)選取1個(gè)縣作為樣本縣。按照相同的方法將每個(gè)樣本縣各鄉(xiāng)鎮(zhèn)按照人均工業(yè)總產(chǎn)值分為高收入組和低收入組，在每個(gè)組中隨機(jī)抽取1個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)。在每個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)中將村按照農(nóng)民人均純收入分為高收入組和低收入組，在每個(gè)組中隨機(jī)抽取1個(gè)村作為樣本村。最后運(yùn)用隨機(jī)數(shù)表在每個(gè)樣本村根據(jù)農(nóng)戶花名冊隨機(jī)抽取20戶開展問卷調(diào)查。最終調(diào)查了5省25縣50鄉(xiāng)101村2 028戶9 396名農(nóng)村居民（在吉林省做第一輪調(diào)查時(shí)恰好有兩個(gè)樣本村合并后又分開了，所以將兩村的信息一起收集，因此吉林多調(diào)查了一個(gè)村。由于樣本家庭調(diào)研期間分家的原因，最后總樣本是2 028戶）。

在上述樣本中根據(jù)我國新農(nóng)保政策對(duì)參保人員資格認(rèn)定的要求，選出年滿16周歲（不含在校學(xué)生和現(xiàn)役軍人），非國家機(jī)關(guān)與事業(yè)單位工作人員和不屬于職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度覆蓋范圍的農(nóng)村居民作為本文的研究對(duì)象。由于政策規(guī)定新農(nóng)保實(shí)施時(shí)已年滿60周歲的老人不用繳費(fèi)，可以直接按月領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)，因此本文在分析時(shí)剔除了這部分樣本。由于人口結(jié)構(gòu)的變化，每年都有年滿60歲不再需要繳費(fèi)的樣本，也有新滿足參保繳費(fèi)條件的16歲以及剛結(jié)束學(xué)業(yè)和退伍的樣本，因此每年的參保樣本數(shù)量存在細(xì)微差異。2012年符合新農(nóng)保參保條件的樣本居民數(shù)為4 626名，而2013年至2016年間符合新農(nóng)保參保條件的樣本農(nóng)村居民數(shù)則分別為4 531，4 405，4 293和4 180名。

1.2 變量選擇

由于本研究主要關(guān)注農(nóng)村居民新農(nóng)保參保行為及其影響因素，所以在調(diào)研中首先收集了2012—2016年間樣本農(nóng)村居民的參保信息，并在分析時(shí)將2012—2016年間每年是否參加新農(nóng)保作為因變量。參考常芳等[13]的研究并結(jié)合本研究實(shí)際情況，在調(diào)查中還收集了農(nóng)村居民的個(gè)人特征、家庭特征和樣本地區(qū)的新農(nóng)保政策等信息，并根據(jù)這些信息構(gòu)建本研究的自變量。在個(gè)人特征層面，主要收集了年齡、性別、受教育年限、是否有婚史和是否參與非農(nóng)就業(yè)等信息。在家庭層面，收集人均耕地面積和家庭撫養(yǎng)比（家庭中非勞動(dòng)人口占勞動(dòng)人口的比例）等信息。在新農(nóng)保政策層面，收集了是否有“長繳多得”激勵(lì)政策，政府對(duì)最低檔繳費(fèi)（多為100元）的補(bǔ)貼金額和基礎(chǔ)養(yǎng)老金金額等信息。這些和參保相關(guān)的政策是否對(duì)農(nóng)民參保行為有激勵(lì)作用也是本研究關(guān)注的重點(diǎn)。上述主要變量的說明和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量說明及其主要描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果Table 1 Definitions and descriptive statistics of the variables

1.3 模型選擇

為識(shí)別農(nóng)村居民個(gè)體特征和家庭特征，以及新農(nóng)保政策相關(guān)政策實(shí)施對(duì)農(nóng)村居民參保行為的影響，本文構(gòu)建分析模型為：

式中：i=1，2，…，n，代表第i個(gè)樣本農(nóng)村居民；t=2012，…，2016，代表不同年份。Yit表示樣本農(nóng)民i第t年是否參保，其中參保賦值1，不參保賦值0。INDit表示樣本農(nóng)民i第t年的個(gè)人特征；HOUit表示樣本農(nóng)民i第t年的家庭特征；POLit表示樣本農(nóng)民i所在地區(qū)第t年的新農(nóng)保政策。Xi表示樣本農(nóng)民不隨時(shí)間變化的特征；Zt表示年度虛變量以及年度虛變量和地區(qū)虛變量的交叉項(xiàng)；vi表示樣本農(nóng)民隨時(shí)間不變且難以觀測的特征，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，β1、β2、β3、β4和 β5為待估計(jì)參數(shù)向量。

在使用樣本調(diào)查數(shù)據(jù)估計(jì)實(shí)證模型（1）時(shí)，由于式（1）中的誤差項(xiàng)包括個(gè)體層面難以觀測的特征vi和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εit兩個(gè)部分，如果vi同時(shí)與樣本農(nóng)戶是否參保和其他特征之間存在相關(guān)，僅使用普通最小二乘法將會(huì)帶來估計(jì)偏誤。在本研究中，樣本農(nóng)民隨時(shí)間不變且難以觀測的因素vi（如個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)偏好等）不僅和樣本農(nóng)民新農(nóng)保參保行為相關(guān)，還與樣本農(nóng)民的個(gè)人和家庭特征間存在相關(guān)，因此使用最小二乘法估計(jì)結(jié)果是有偏的。為了克服上述估計(jì)偏誤，本文在樣本農(nóng)民層面使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

使用農(nóng)民個(gè)體層面固定效應(yīng)模型消除普通最小二乘法估計(jì)偏誤的原理為通過實(shí)證分析模型的變換消除vi，對(duì)式（1）在個(gè)體層面計(jì)算組內(nèi)均值得到式（2）；用式（1）減去式（2），可以得到式（3）；在式（3）中已把導(dǎo)致估計(jì)偏誤的vi消除，從而有效減少樣本農(nóng)民隨時(shí)間不變且不可觀測的個(gè)體異質(zhì)性導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。

2 結(jié)果和分析

2.1 農(nóng)民新農(nóng)保參保行為變化

根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)，樣本地區(qū)距離2020年前基本實(shí)現(xiàn)新農(nóng)保法定人員全覆蓋的目標(biāo)還有一定差距，且不同地區(qū)參保率存在較大差異。從新農(nóng)保制度全覆蓋的角度看，5個(gè)樣本省在2012年都已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了制度全覆蓋，與國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)一致。從法定人員全覆蓋的角度看，最近5年樣本地區(qū)新農(nóng)保參保率基本穩(wěn)定但有小幅下降，新農(nóng)保參保率從2012年的74.56%小幅下降到2016年的72.13%，且這一下降趨勢在不同樣本省間都基本類似（表2）。從區(qū)域分布角度看，陜西省的參保率最高，連續(xù)5年均在86%以上，而四川省和吉林省在2012—2016年間的參保率均低于64%。

表2 農(nóng)村各樣本地區(qū)的新農(nóng)保參保率（%）Table 2 The participation rate in NRSPP among sample individuals in rural China (%)

2.2 新農(nóng)保參保率變化的原因探析

為了探究導(dǎo)致樣本地區(qū)農(nóng)民參保率下降的原因，本文對(duì)收集的16～59歲符合任何社會(huì)養(yǎng)老參保條件農(nóng)村居民的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保信息做了進(jìn)一步分析。從調(diào)查數(shù)據(jù)看，2012—2016年農(nóng)村居民參加除新農(nóng)保外其他社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的比例呈上升趨勢（表3），確實(shí)存在部分沒有參加新農(nóng)保的農(nóng)村居民參加其他社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的情況。這部分農(nóng)村居民參加的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)主要是農(nóng)村失地農(nóng)民養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)民工養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)和國企職工養(yǎng)老保險(xiǎn)。這一現(xiàn)象也客觀反映了我國快速城市化和工業(yè)化過程中，由于城市擴(kuò)張帶來的失地農(nóng)民和農(nóng)民工進(jìn)入企業(yè)或其它部門工作后農(nóng)村居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)需求和供給的多樣化趨勢。但即使考慮到農(nóng)村居民參與其它社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的情況后，2012—2016年仍有22%～24%的農(nóng)村居民未參加任何社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，且其比例仍然有微幅上升，說明這部分沒有參加任何社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的人群需要更多關(guān)注。

表3 農(nóng)民參加各類社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)比例（%）Table 3 The participation rate of sample individuals in various social pension scheme (%)

為分析導(dǎo)致農(nóng)民新農(nóng)保參保率有所下降的可能原因，本文將樣本分為2012—2016年間都滿足新農(nóng)保參保條件的樣本，新滿足新農(nóng)保參保條件的樣本和年滿59歲即將不再滿足新農(nóng)保參保條件的樣本（表4）。通過對(duì)比發(fā)現(xiàn)，2012—2016年全都符合參保條件的樣本參保行為較穩(wěn)定，基本沒有變化，說明一旦農(nóng)民滿足新農(nóng)保參保條件并參保后，退保的可能性非常小。通過對(duì)年滿59歲即將不滿足新農(nóng)保參保條件樣本農(nóng)民的分析可知，這一群體的參保率較高，平均都在78%以上。而新滿足新農(nóng)保參保條件的樣本，參保率均低于44%，遠(yuǎn)低于年滿59歲即將不再滿足新農(nóng)保參保條件樣本的參保率。

2.3 農(nóng)民新農(nóng)保參保行為單因素相關(guān)分析

從個(gè)人特征看，年齡、教育程度、是否有婚史和當(dāng)年是否有非農(nóng)工作與農(nóng)民的參保行為顯著相關(guān)。相對(duì)于年齡在45歲以下的農(nóng)民，45歲及以上的農(nóng)民參保比例更高。受教育程度高的農(nóng)民其參?？赡苄砸陀谑芙逃潭鹊偷霓r(nóng)民。有婚史的農(nóng)民參保比例要高于沒有婚史的樣本農(nóng)民。而當(dāng)年未參加非農(nóng)工作農(nóng)民參保比例要高于當(dāng)年有非農(nóng)工作的農(nóng)民。在家庭層面，家庭人均耕地面積和家庭撫養(yǎng)比例與農(nóng)民新農(nóng)保參保行為間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系（表5）。從新農(nóng)保政策角度看，“長繳多得”的激勵(lì)機(jī)制、新農(nóng)保最低檔繳費(fèi)補(bǔ)貼金額和基礎(chǔ)養(yǎng)老金金額與農(nóng)民參保行為間的關(guān)系較為復(fù)雜，需要更進(jìn)一步研究。導(dǎo)致上述現(xiàn)象的原因可能在于新農(nóng)保政策實(shí)施過程中相應(yīng)政策有一定變化，如全國基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)是根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和物價(jià)變動(dòng)等情況適時(shí)調(diào)整，具體實(shí)施辦法則由地方人民政府規(guī)定，因此各地基礎(chǔ)養(yǎng)老金最低標(biāo)準(zhǔn)在不同年份并不完全相同。但這些政策的變化也為進(jìn)一步探究這些政策和農(nóng)民新農(nóng)保參保行為間的因果關(guān)系提供很好的機(jī)會(huì)。

表4 不同參保階段樣本的 “新農(nóng)?！眳⒈Ｂ剩?）Table 4 The participation rate of sample individuals in NRSPP in rural China by year (%)

表5 不同類型農(nóng)村居民新農(nóng)保參保率Table 5 The participation rate in NRSPP by individual, family and policy characteristics

2.4 農(nóng)民新農(nóng)保參保行為影響因素分析

為了分析農(nóng)民新農(nóng)保參保行為影響因素及其作用機(jī)制，有必要在相關(guān)分析基礎(chǔ)上開展進(jìn)一步的多變量回歸分析?？紤]到可能存在的內(nèi)生性問題，本文使用固定效應(yīng)模型識(shí)別個(gè)人、家庭特征和新農(nóng)保政策等不同層面因素對(duì)農(nóng)民新農(nóng)保參保行為的影響（表6）。固定效應(yīng)模型分析結(jié)果表明，農(nóng)村居民年齡和參保行為間存在較為顯著的倒U型曲線關(guān)系，隨著年齡的增加，農(nóng)民參?？赡苄杂兴仙Ｓ捎诘搅?0歲后可以領(lǐng)取養(yǎng)老金，因此對(duì)于那些在實(shí)施新農(nóng)保時(shí)年齡已經(jīng)超過45歲的農(nóng)民而言，年齡越接近60歲，每年參保的可能性越低，因?yàn)檫@些農(nóng)民可選擇到60歲時(shí)一次性補(bǔ)繳。上述發(fā)現(xiàn)說明只需繳費(fèi)15年便可領(lǐng)取養(yǎng)老金且允許補(bǔ)繳等新農(nóng)保政策確實(shí)影響了符合參保條件農(nóng)民的參保行為。特別地，對(duì)于年輕人而言，由于僅需參保繳費(fèi)15年就滿足領(lǐng)取新農(nóng)保基礎(chǔ)養(yǎng)老金的要求，因此在剛滿足新農(nóng)保參保條件（且年齡遠(yuǎn)小于45歲）時(shí)可能不會(huì)選擇馬上參保，這一發(fā)現(xiàn)也和前期的一些研究結(jié)果基本一致[13,16]。

表6 農(nóng)村居民參加新農(nóng)保影響因素固定效應(yīng)模型分析Table 6 Fixed effects estimates of determining factors on participation in NRSPP

家庭撫養(yǎng)比與參保行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。這可能是因?yàn)檩^重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)迫使農(nóng)民更關(guān)注目前的生活而無暇考慮未來的養(yǎng)老問題。意味著在家庭養(yǎng)老和兒童養(yǎng)育負(fù)擔(dān)較大的情況下，服務(wù)于未來自己養(yǎng)老的新農(nóng)保投入和目前較高家庭撫養(yǎng)比導(dǎo)致的支出壓力間可能存在一定的替代效應(yīng)[17-18]。

研究發(fā)現(xiàn)設(shè)計(jì)合理的激勵(lì)機(jī)制確實(shí)有利于提高農(nóng)民新農(nóng)保參保比例。新農(nóng)保制度設(shè)計(jì)中的“長繳多得”政策，也就是參保和繳納保費(fèi)超過最低繳費(fèi)年限（15年）后，參保人基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)適度提高有助于增加農(nóng)民新農(nóng)保參保率。這說明將基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放標(biāo)準(zhǔn)和參保年限掛鉤能對(duì)滿足參保條件的農(nóng)村居民提前參保起到一定激勵(lì)效果。研究還發(fā)現(xiàn)政府對(duì)參保繳費(fèi)最低檔的補(bǔ)貼金額和基礎(chǔ)養(yǎng)老金發(fā)放金額對(duì)農(nóng)民的參保行為影響不大。

3 結(jié)論和政策啟示

3.1 結(jié)論

近年來農(nóng)民新農(nóng)保參保率有所下降且存在一定區(qū)域差異，而參加其他社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和不參加任何社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)民比例則有所上升。新農(nóng)保要在2020年之前基本實(shí)現(xiàn)法定人員全覆蓋的目標(biāo)還需更多努力，并且不同地區(qū)間實(shí)現(xiàn)難度也有所不同。與此同時(shí)退出新農(nóng)保轉(zhuǎn)而參加其他社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)民面臨轉(zhuǎn)移接續(xù)等問題，而不參加任何社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)民則有可能在年老時(shí)面臨社會(huì)養(yǎng)老保障缺乏的風(fēng)險(xiǎn)。

農(nóng)民新農(nóng)保參保率下降的主要原因是新滿足新農(nóng)保參保條件的樣本農(nóng)民參保率遠(yuǎn)低于年滿59歲即將不再滿足新農(nóng)保參保條件樣本農(nóng)民的參保率，且農(nóng)民年齡與參保行為呈倒U型曲線關(guān)系。年輕農(nóng)民參保比例較低不僅影響個(gè)體未來養(yǎng)老保障，還可能會(huì)引發(fā)養(yǎng)老金缺口等問題，導(dǎo)致未來養(yǎng)老形勢更加嚴(yán)峻。因此，鼓勵(lì)年輕人早參保對(duì)新農(nóng)保政策的有效實(shí)施和提高農(nóng)民養(yǎng)老保障水平有重要意義。

家庭撫養(yǎng)比和參保行為間有負(fù)相關(guān)關(guān)系，新農(nóng)?！伴L繳多得”政策對(duì)參保行為有正向激勵(lì)作用。農(nóng)村居民的參保行為確實(shí)受多種因素影響，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較重的家庭可能因?yàn)闆]有足夠的資金參保而在未來面臨較重的養(yǎng)老壓力，從而陷入未來缺乏社會(huì)養(yǎng)老保障的不利處境中，因此政府應(yīng)該幫助經(jīng)濟(jì)狀況較差的家庭和個(gè)人提高其參保比例。符合激勵(lì)相容原則的一些政策，如“長繳多得”政策對(duì)農(nóng)民參保行為有顯著的激勵(lì)效果，但最低檔養(yǎng)老金補(bǔ)貼金額和基礎(chǔ)養(yǎng)老金金額等政策對(duì)促進(jìn)農(nóng)民參保效果不大，因此需要在之后的新農(nóng)保政策設(shè)計(jì)中更多考慮激勵(lì)相容機(jī)制。

3.2 政策啟示

1）政府需要采取有效措施提高新農(nóng)保參保率，抓好不同社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)間的轉(zhuǎn)移接續(xù)工作，提高農(nóng)村居民的養(yǎng)老保障水平。對(duì)于參保率低的區(qū)域，政府相關(guān)部門和村集體組織需加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民的政策宣傳教育，也可以通過政府間交流的方式推進(jìn)不同區(qū)域間的經(jīng)驗(yàn)分享和學(xué)習(xí)。隨著參加其他社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)人員比例的增加，政府也應(yīng)該完善新農(nóng)保和其他社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)之間的轉(zhuǎn)移接續(xù)與制度銜接，保障農(nóng)村居民的利益不受損害。

2）政府應(yīng)該根據(jù)激勵(lì)相容原則制定相關(guān)激勵(lì)政策鼓勵(lì)農(nóng)村居民參保。年輕人早參保有利于提高新農(nóng)保參保率，對(duì)新農(nóng)保法定人員全覆蓋目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)至關(guān)重要，同時(shí)也有助于緩解未來養(yǎng)老金缺口，實(shí)現(xiàn)新農(nóng)保的可持續(xù)發(fā)展。政府可以在參保時(shí)間和激勵(lì)強(qiáng)度方面根據(jù)激勵(lì)相容的原則出臺(tái)更多有效的激勵(lì)政策鼓勵(lì)和吸引年輕農(nóng)民積極參保和早參保。

3）政府應(yīng)該更多地關(guān)注家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)重、經(jīng)濟(jì)壓力大的家庭和個(gè)人，結(jié)合精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略制定有針對(duì)性的措施，確保人人能夠享有基本社會(huì)養(yǎng)老服務(wù)。政府部門需要統(tǒng)籌其他涉農(nóng)政策，在新農(nóng)保政策實(shí)施過程中就精準(zhǔn)扶貧建檔立卡戶、低保戶、殘疾和因病致貧等農(nóng)戶的補(bǔ)貼和救助標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行完善，做到應(yīng)保盡保。

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