老年人基本养老保险参保行为影响因素研究——基于CGSS2017数据的实证分析

田雅莉，姜 捷

(河南大学哲学与公共管理学院, 河南 开封 475000)

第七次全国人口普查结果显示，2020年全国60岁及以上人口为26 402万人，占总人口的18.70%；65岁及以上人口为19 064万人，占总人口的13.50%[1]。面对日趋严峻的人口老龄化状况，建设完善的基本养老服务体系及健全的养老服务需求回应制度，以便老年人老有所依、安享晚年，是“十四五”时期我国社会保障工作的重中之重。

社保是民生之基，养老保险又是社会保险的主体部分，涉及的民众范围也最为广泛。截至2020年年末，全国参加城乡居民基本养老保险的人数累计约54 244万人，养老保险基金累计结余5 645亿元[2]。

养老保险制度建立之初就是为了实现社会公平，为社会大众谋福祉，其主要通过代际支持、互助共济、相互合作来分散个人难以抵御的老年风险。随着社会保障工作的逐年推进，我国基本养老保险的覆盖范围日渐扩大，民众参保率为90%左右，但依然有近10%的人未参保，这部分人依旧要承担老无所依的风险。只有厘清阻碍老年人参加基本养老保险的影响因素，才能对症下药，实现制度的全覆盖。为进一步提升我国老年人基本养老保险的参保水平，本文利用中国综合社会调查(China General Social Survey，CGSS)2017的数据来探析我国老年人基本养老保险参保行为的影响因素，以期为优化养老保险制度安排和完善养老政策提供参考。

一、文献综述

梳理相关文献后笔者发现，目前学界关于我国居民基本养老保险参保行为影响因素的研究主要集中在三个层面：个体特征、家庭特征和社会态度。

一是个体特征层面。胡芳肖等在控制了性别、婚姻状况等变量的基础上又剔除了文化程度变量，证实了年龄对农民工参保行为具有先正后负的影响；在研究文化程度对农民工参保行为的影响时，发现农民工文化程度越高，参保概率越大[3]。张跃华等指出，认知能力对农村居民养老保险参与率以及参与程度(缴费金额)的影响并不是线性关系，而是呈现倒“U”形关系，并且在青年群体中表现得更为明显[4]。石人炳等在研究流动人口群体养老保险参保行为的影响因素时发现，个人年收入对老年人是否参保具有显著影响，且个人年收入越高，老年人参保的可能性越大[5]。梅真基于CGSS2015数据构建的回归模型显示，地区与户籍性质会影响老年人基本养老保险的参保行为[6]。

二是家庭特征层面。邓淑英等认为，家庭经济水平和个人收入与参保行为之间呈负相关关系，即越富裕的家庭越不看重社会养老保险所提供的公共养老资源，相应地越不愿意参保[7]。这一点与刘佩等[8]的研究结论不谋而合,即家庭人均收入更低的群体更有可能参加社会养老保险。都闪闪在研究家庭特征与城乡居民养老保险缴费档次之间的关系时发现，家庭月均收入水平越高的居民，越有条件选择较高的缴费档次[9]。阙祥才等认为，大众生育理念受计划生育政策的影响根深蒂固，导致现代家庭多以独生子女或者两个孩子居多，从适度减轻养老负担的角度出发，这类家庭多会鼓励老年人参加养老保险[10]。郑雄飞等在研究农村养老保险参保行为时发现，有配偶的老年人或许是出于减轻家庭负担的考虑更愿意参保[11]，这与邓大松等[12]的研究相一致。雷煜琨认为，不同家庭特征对居民基本养老保险参保行为影响不同：一方面家庭经济状况对参保意愿具有正向影响，另一方面有配偶的居民参保概率比无配偶的居民要高50%以上[13]。

三是社会态度层面。雷煜琨将社会信任划分为陌生人信任和熟人信任，通过Logistic回归分析发现，居民对社会持有的态度(如社会信任)会影响其参保行为，陌生人信任只对城市户口的居民参保有影响，熟人信任则会影响农村居民的参保行为[13]。雷咸胜等利用CGSS2015的数据探究社会资本这一因素对居民养老保险参保行为的影响，最终得出对社会普遍信任的居民更愿意参保的结论[14]。

二、研究设计

(一)数据来源

本文数据来自2017年中国人民大学中国调查与数据中心负责执行的中国综合社会调查(CGSS)。该调查项目涵盖问题全面、涉及人口众多、采样范围较广、样本量丰厚，共有12 582个样本,包含783个变量。为研究老年人的基本养老保险参保影响因素,本文以60岁及以上的老年人为研究主体,在对原始数据库进行整理清洗后，最终保留4 372个样本。

(二)变量设置

结合现有研究及CGSS调查问卷，本文选取“是否参加城市/农村基本养老保险”作为因变量并初步筛选出涵盖个体、家庭和社会层面的16个因素作为自变量，分析其对老年人参加基本养老保险的影响。

1.自变量。本文对选取的16个自变量依次重新赋值并设置新的标签，具体赋值操作与初始描述性统计结果如表1所示。需要注意的是，为了统计个体特征层面的年龄层级，本文首先依据问题“您的出生日期是什么”的回答，用2017与出生年份相减，得到个体的具体年龄并进行阶段划分，将“60～70岁”赋值为“0”、“71～80岁”赋值为“1”、“80岁以上”赋值为“2”。对于个体特征中的地区变量，提取自初始问卷中“省/自治区/直辖市”的填写部分，将其划分为东部、中部、西部三个地区，依次赋值为“0”“1”“2”。对于家庭特征中的子女数量变量，通过问题“您有几个子女”来确定，并对其中的异常回答进行了重新赋值处理。对于社会态度层面的社会信任变量，基于对问题“总的来说，您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的”的回答，本文将其分为“信任”和“不信任”两类，分别赋值为“0”和“1”。

表1 变量赋值及描述统计

2.因变量。本文因变量的选择根据的是对“您是否参加了城市/农村基本养老保险”这一问题的回答，原始问卷的回答选项有“参加”“没有参加”“不适用”“不知道”以及“拒绝回答”五种，本研究将“参加”重新赋值为“0”，标签设为“参加”，将其余四项回答赋值为“1”，标签设为“没有参加”。就选取的样本来看，参加基本养老保险的有3 480位老年人，占比为79.6%，没有参加的共有892位老年人，占比为20.4%。由此可见，老年人的基本养老保险参保比例还有进一步提升的空间。

(三)研究假设

结合学者们之前的研究和本文的变量选取及设置，笔者提出以下假设：

假设1：个体特征因素是影响老年人基本养老保险参保的主要因素。

1a：男性比女性更愿意参保；

1b：年龄越大的老年人更愿意参保；

1c：与东部地区相比，中、西部地区的老年人更愿意参保；

1d：非农户口的老年人更愿意参保；

1e：健康状况越差的老年人更愿意参保；

1f：个人年收入水平越高的老年人更愿意参保。

假设2：家庭特征因素是影响老年人基本养老保险参保的主要因素。

2a：无配偶的老年人比有配偶的老年人更愿意参保；

2b：家庭经济水平越高的老年人更愿意参保；

2c：子女数量越少的老年人更愿意参保。

假设3：社会态度因素是影响老年人基本养老保险参保的主要因素。

3a：社会信任度越高的老年人更愿意参保；

3b：基本医疗保险在保的老年人更愿意参保；

3c：未购买商业养老保险的老年人更愿意参保。

三、模型与结果分析

(一)交互分析

通过对CGSS2017数据进行交互分析，从表2可较为清晰地看出老年人基本养老保险参保行为存在如下差异。

表2 影响老年人参加基本养老保险的交互分类

1.不同个体特征的老年人基本养老保险参保行为存在差异。从年龄分布上看，60～70岁老年人和80岁以上老年人的参保比例均高于71～80岁老年人的参保比例；户口方面，农村户口老年人的参保比例较非农户口的低12%；不同地区老年人的参保比例有差异，东部最高，中部最低，二者相差8%；从受教育程度来看，小学及以下学历老年人的参保比例为75.0%，而高中以上学历老年人的参保比例达87.5%；身体健康的老年人参保比例较身体不健康的高5%；在政治面貌方面，党员与非党员老年人的参保比例相差5.8%；在养老责任认知方面，除了认为需要子女负责的老年人的参保比例稍低外，其他几类相差无几。

2.不同家庭特征的老年人基本养老保险参保行为存在差异。表2结果显示：家庭经济水平会影响老年人的参保行为。具体来看，家庭经济水平在平均水平及以上的老年人参保比例比平均水平以下的高7.7%；老年人是否有配偶也会影响参保比例，但二者差异不大，仅有2.8%。

3.不同社会态度的老年人基本养老保险参保行为存在差异。老年人基本医疗保险参保状态不同，其参加基本养老保险的比例也相差较大。基本医疗保险在保的老年人继续参加养老保险的比例为83.3%，而没有参加基本医疗保险却参加基本养老保险的老年人的比例仅有35.5%，二者相差较大。购买商业养老保险的老年人基本养老保险参保比例为82%，未购买商业养老保险的老年人参保比例为79.5%，可见是否购买商业养老保险对老年人参加基本养老保险影响不大。

(二)二元Logistic回归分析

在交互分析的基础上，为了进一步分析各类因素对老年人参保的影响是否一致，本文利用SPSS19.0软件进行二元Logistic回归分析，分模块共建立了3个回归模型。其中，模型1是根据老年人的个体特征变量构建的；模型2是在控制了模型1变量的基础上，再放入家庭特征变量后构建的；模型3是在控制了前两个模型的变量后，引入社会态度变量构建的。

1.模型整体检验结果。从表3可知，无论是模型构建的意义还是总体预测状况都通过了相关检验。首先，三个模型的似然比检验结果均小于0.05，表示各模型总体有意义。其次，三个模型的Hosmer-Lemeshow检验伴随概率值都大于0.05，说明模型拟合优度较好，其中模型3的Hosmer-Lemeshow检验伴随概率值最大，为0.441，拟合优度最好。最后，三个模型分类表a中的总体百分比均大于60%，说明模型总体预测较为准确。从整体检验结果来看，三个模型拟合良好，模型回归结果整体具有可信度，假设也通过了前提条件的检验，可进行进一步的回归结果分析。

表3 模型整体检验结果

2.二元Logistic回归结果。从二元Logistic回归结果可以看出，三个层面的因素对老年人参保行为影响程度不同，具体回归结果如表4所示。

表4 老年人参加基本养老保险影响因素的二元Logistic回归分析

从模型1的回归结果可以看出，在个体特征变量中，性别、年龄、健康状况、受教育程度、政治面貌及养老责任认知等几个变量对老年人养老保险参保的影响不显著，这与假设1a、1b、1e不相符。其他变量对老年人基本养老保险参保的影响均是显著的。其中，不同地区老年人的参保比例有所不同，中、西部地区的老年人比东部地区老年人更愿意参加基本养老保险，这与假设1c相符。非农户口老年人的参保比例是农村户口老年人的1.503倍，且户口这一变量对老年人参加基本养老保险的影响通过了1%显著性检验，这与假设1d一致。个人年收入与老年人参保行为呈负相关关系，即个人年收入越低的老年人反而更愿意参加基本养老保险，这与假设1f相悖。

从模型2的回归结果可以看出，在控制了个体特征变量的基础上加入家庭特征变量后，个人特征变量的显著影响几乎不变。家庭特征变量中，无配偶老年人的参保比例是有配偶老年人的93.7%，说明婚姻状况对老年人参保行为的影响不显著，但是这种关系不具有统计学的显著性，即此结论不能推论到总体，假设2a不成立。家庭经济水平越高，老年人越可能参加基本养老保险，家庭经济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参加基本养老保险的概率高出32.5%，符合前文的假设2b。子女数量对老年人基本养老保险参保行为具有正向影响。其中，儿子数量每增加1个，老年人的参保比例会提高10%，女儿数量每增加1个，老年人的参保比例将提高6%，这与假设2c相反。

从模型3的回归结果可以看出，在模型2的基础上加入社会态度方面的变量后，R2值从0.066提高到0.167，说明模型的拟合优度得到显著改善。具体来讲，前两类变量中大部分变量的显著性和影响几乎没有改变，但值得注意的是，在加入了社会态度方面的变量后，年龄这一特征开始影响老年人的参保行为，其中80岁以上老年人的参保比例是60～70岁老年人的1.386倍。社会信任与否对老年人参保的影响不显著，假设3a不成立。老年人基本医疗保险参保状态对其基本养老保险参保行为影响显著，并通过了1%的显著性检验，即对于老年人来说，这两大保险项目是互补的，这与假设3b相符。对于未购买商业养老保险的老年人来说，其参加基本养老保险的概率比购买了的增加35.4%。因此，可以说商业养老保险是基本养老保险的替代品，二者此消彼长，但是这种关系并未通过统计学的显著性检验,故假设3c不成立。

四、结论与建议

(一)结论

为探究老年人群体参加基本养老保险行为的影响因素，本文利用CGSS2017的数据进行交互分析和二元Logistic回归分析，得出如下结论:

第一，老年人的参保行为受个体特征、家庭特征和社会态度等不同因素的影响。

第二，从个体特征来看，性别、受教育程度、政治面貌、健康状况及养老责任的认知等变量在三个模型中的影响均不具有显著性；其他变量如地区、户口、个人年收入的影响较显著。不同地区老年人的参保比例大不相同；户口也会影响老年人的参保行为，非农户口的老年人参保更加积极。导致这一差异的原因可能是非农户口的老年人没有土地，退休后没有了收入来源，因此更愿意得到基本养老保险的保障。个人年收入较少的老年人较之收入高的老年人更愿意参保，一方面可能是因为基本养老保险需要缴纳的费用较少，属于基础层面的保障，对低收入群体更具有吸引力和可获得性；另一方面可能是因为基本养老保险无法满足高收入老年人的保障需求，加之这部分老年人有着较为牢固的经济基础，其晚年生活大概率不会陷入危机，从而导致该群体的参保意愿较低。

第三，从家庭特征来看，婚姻状况对老年人基本养老保险参保行为并没有显著影响；子女数量对老年人参保具有正向影响，尤其是有儿子的老年人更愿意参保，这或许是由于老人不愿意成为子女的负担，也可能是子女为帮助父母寻求更全面的养老保障而作出的参保行为；家庭经济水平更高的老年人也更有经济能力参加基本养老保险。

第四，从社会态度来看，参加基本医疗保险的老年人更有可能参加基本养老保险。这大概率是因为这类老年人在覆盖面较为广泛的医疗保险中享受到了优惠，因此对于国家提供的各类社会保险项目持信任的态度，也就更愿意参保。购买商业养老保险的老年人基本养老保险参保比例较低，很有可能是因为商业养老保险的保障待遇更高，当老年人的保障需求得到满足后便不会再去参加基本养老保险了。

(二)建议

随着老龄化程度的加深，解决老年人的基本生活保障问题已经迫在眉睫。因此，在“十四五”期间，为实现真正意义上的全民养老，需要强基础、补短板，通过分群施策和分域治理助力中国特色多层次养老保障体系的建立。尽管本文样本分析显示我国老年人的基本养老保险参保率达79.6%，但仍有五分之一的老年人未参保。因此，要走好基本养老保险制度全覆盖的“最后一公里”，可从以下几个方面着手：

1.关注老年人群体中受个体特征影响而导致的参保行为差异，积极改善由地区分布、收入差异所引起的参保比例不均等问题。

第一，创新养老保险制度的宣传方式。关注老年人参保并不意味着政策的宣传对象只能是老年人，也可以将年轻人群体吸纳进来，运用互联网平台普及养老保险政策及相关知识，提升中青年群体对养老保险的了解程度，使其可以帮助并引导家庭中的老年人参加基本养老保险。

第二，加大宣传力度，改善老年人的风险思维模式，提升其参保意愿。受传统储蓄观念的影响，我国居民大多倾向于将财富牢牢掌握在自己手中，投保意识较差，这一点在收入来源匮乏的老年人身上表现得尤为明显。但事实上老年人面临的风险是随着年龄的增长而增加的，故加大宣传力度，吸引更多老年人参保是大有必要的。

第三，针对农村户口人群参保比例较低这一问题，需要进一步促进基本养老保险制度在农村地区的生根发芽。政策普及是问题也是难题。基于乡村治理能力弱的现状，要提高基层工作人员的素质和能力，把基本养老保险政策讲清楚、执行到位。

2.因家庭特征不同而引起的参保差异不可忽视。虽然国家出台了二孩、三孩政策，但由于早年计划生育政策的影响尚未完全消除，我国人口出生率仍不容乐观，加之人口老龄化速度的加快，这就导致全国老年人口抚养比(1)老年人口抚养比指每100名劳动年龄人口要负担多少名老年人。不断攀升。第二届中国人口与发展论坛发布的数据显示，截至2020年，全国老年人口抚养比为19.7%，并表现出持续上升的态势。我国现阶段养老模式多以家庭养老为主，因此政府在注重核心家庭代际养老支持的同时，还要重点关注失独家庭及空巢老人的养老需求，努力将其吸纳进基本养老保险制度中。这样才能有效缓解家庭养老的压力，同时有利于社会的和谐稳定。

3.针对社会态度层面的老年人参保意愿差异，可从以下两个方面加以改善。

第一，随着城镇化的推进，人与人的相处不同程度地受到现代楼宇大厦的阻隔。随着交流的减少，陌生人社会的形成也在所难免，这一点在城市社区表现得尤为明显。针对这一现象对老年人参保的影响，政府应以公权力信任为核心抓手，建立健全社会诚信体系，营造诚实守信的社会氛围，提高社会信任度，降低社会信任风险[13]。

第二，政府应积极统筹利用各种社会资源，健全老年社会保障体系、养老服务体系和老年健康服务体系，尤其要利用养老的第二、第三支柱(2)第二支柱指企业年金，第三支柱指个人商业养老保险。的力量，努力规避老年人的生活风险，高效率地化解人口老龄化带来的各项风险。