養(yǎng)老金待遇與家庭代際間教育投資論文范文

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1研究設(shè)計

1.1調(diào)查過程目前我國已經(jīng)實現(xiàn)了城鎮(zhèn)和農(nóng)村基本養(yǎng)老保險的制度全覆蓋，全國的農(nóng)村地區(qū)也基本實現(xiàn)了社會養(yǎng)老保險的制度全覆蓋，但并不意味著城市和農(nóng)村地區(qū)居民全部參加基本養(yǎng)老保險，也就是說，全國的城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)居民的參保率并不是100%。因此，介于城鄉(xiāng)居民參與社會養(yǎng)老保險的制度差異，本文的樣本取樣，采用調(diào)查問卷方法進行實地調(diào)查，調(diào)查員均為當(dāng)?shù)匚械拇髮W(xué)生團隊。抽樣調(diào)查所在地集中在華北的邯鄲、華中的武漢、華南的南寧、華東的南京以及西部的蘭州，共5個城市。每個城市的市區(qū)抽取兩個區(qū)，每個區(qū)選取3個社區(qū)，共調(diào)查30個社區(qū)；每個城市的農(nóng)村地區(qū)選取2個區(qū)(縣)，每個區(qū)(縣)選取2個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取1個村(社區(qū))，共20個村(社區(qū))。采用便利抽樣，調(diào)查對象為有子女但現(xiàn)未享受城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險、機關(guān)事業(yè)單位退休金待遇，以及未參加上述社會保險且未滿60周歲的群體。共調(diào)查了466戶，其中有效樣本數(shù)量為408份，有效率為87.6%。

1.2變量及定義目前，從養(yǎng)老金制度參與角度而言，形成了四類人群，一類是機關(guān)事業(yè)單位群體，這類群體目前享有退休金并由財政支付；第二類是城鎮(zhèn)職工，參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險；第三類是參加城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的群體；第四類是因各種原因沒有參加社會養(yǎng)老保險制度的人員群體。因此，為了探究我國社會養(yǎng)老保險待遇差別對于城鄉(xiāng)居民對下一代的教育投資意愿的影響，本研究設(shè)置了4個體現(xiàn)養(yǎng)老金待遇群體的自變量，即上述四類人群。控制變量主要涉及個人和家庭的基本特征，包括性別、年齡、學(xué)歷、配偶狀況、戶籍狀況、家庭子女?dāng)?shù)、家庭經(jīng)濟條件、生活自理能力以及親友探訪頻率等幾個要素。考慮到目前政府已經(jīng)基本保障了基礎(chǔ)教育資源，實現(xiàn)了九年義務(wù)教育，并在全國農(nóng)村地區(qū)實行了義務(wù)教育階段免費的教育財政保障政策，由于本研究的因變量是一個考慮城鄉(xiāng)居民代際間教育投資意愿的變量，因此將該因變量分為四個題項進行問卷調(diào)查：①不愿意對子女的教育進行投資；②愿意對子女的教育投資到高中及以下階段；③愿意對子女的教育投資到大專及本科階段；④愿意對子女的教育投資到研究生及以上階段。上述變量定義及賦值情況見表1。

1.3檢驗?zāi)Ｐ团c檢驗步驟鑒于本研究的因變量為分類變量，在此采用logistic模型進行回歸，為提高檢驗的擬合優(yōu)度，本文控制個人基本特征或家庭一些情況，考察城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老保險制度的養(yǎng)老金不同待遇對于家庭教育投資意愿的影響，檢驗步驟如下：第一步：確定自變量和控制變量的頻次和頻率，采用似然比檢驗分析自變量和控制變量的相關(guān)性，剔除不顯著變量后，重新進行相關(guān)性檢驗，直到所有變量均通過似然比檢驗。第二步：形成解釋變量和因變量的關(guān)系矩陣，通過監(jiān)測數(shù)據(jù)，對各解釋變量的回歸系數(shù)進行求解，矩陣表達式如下。式中，x11、x12……xij分別代表反映個人基本特征以及家庭一些個體情況的解釋變量(控制變量和自變量)，其中沒有反應(yīng)控制變量進行估計的為模型1，加入控制變量進行估計的為模型2。i為樣本數(shù)；j為解釋變量的個數(shù)；m代表因變量Y的賦值(1～4分別代表“不愿意對子女的教育進行投資”、“愿意對子女的教育投資到高中及以下階段”、“愿意對子女的教育投資到大專及本科階段”以及“愿意對子女的教育投資到研究生及以上階段”)。β0為常數(shù)項；βj是各解釋變量的回歸系數(shù)，體現(xiàn)影響家庭教育投資意愿的方向和程度。第三步，回歸分析。將本研究設(shè)置的四個體現(xiàn)養(yǎng)老金待遇群體（自變量）以及學(xué)歷、經(jīng)濟狀況等體現(xiàn)個人影響因素的控制變量放入模型，進行Logistic模型分析，得到參數(shù)估計結(jié)果。由于模型的因變量中有4個類別，對于未加入控制變量的模型1，存在n個自由度；而對于加入控制變量的模型2，每一個自變量和控制變量分別含有n，k個變量取值，整體自由度為n×k，最終根據(jù)自變量的相伴概率進行整體以及自變量顯著性檢驗。第四步：進行模型整體的有效性檢驗。對變量及其相應(yīng)類別做整體檢驗，以確定該組數(shù)據(jù)是否擬合Logistic回歸模型，其中原假設(shè)H0是該回歸模型無效，且所有系數(shù)均為0。

2主要分析結(jié)果

經(jīng)過Pearson卡方統(tǒng)計量的檢驗顯示，Pearson值22.72，顯著性為97.57，因此拒絕樣本擬合情況在5%以內(nèi)的原假設(shè)。為了檢驗自變量的顯著性，本位首先采用似然比檢驗法進行檢驗(結(jié)果見表2)，從表2(I)可以看出，在所有自變量中，“性別”、“年齡”以及“戶籍狀況”三個變量沒有通過顯著性檢驗（顯著性均大于0.05），說明這三個影響家庭教育投資意愿的影響因素可以忽略，故除去這三個變量重新檢驗，結(jié)果見表2(II)。而表2(II)的結(jié)果顯示，各變量均顯著，因此，我們可運用有序多分類的Logistic模型進行回歸，由于分類檢驗結(jié)果表較大，為了便于解釋，我們分別給出組變量檢驗結(jié)果（因變量與自變量、控制變量相關(guān)性）和因變量整體相關(guān)性檢驗結(jié)果。表3回歸結(jié)果顯示，模型2的擬合優(yōu)度檢驗結(jié)果NagelkerkeR2分別為0.720，正確率為79.24%，說明模型2的擬合度較好。而模型1的Chi-Square值為270.106，Sig值為0.000，表明模型總體上均有統(tǒng)計學(xué)意義。

從表3模型1的估計結(jié)果來看：較之于無參保不享受養(yǎng)老金待遇的人群，參加城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險以及機關(guān)事業(yè)單位享有退休金的群體對于下一代進一步教育投資的意愿整體較為顯著，這類群體對于“家庭教育資助意愿”均愿意資助下一代就讀到大專及本科以上，且相伴概率均小于0.05，本文驗證假說1得到驗證。但從機關(guān)事業(yè)單位群體的教育投資意愿的程度并不比城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的群體高，模型1的回歸結(jié)果也體現(xiàn)了這一檢驗值特點，因此，本文驗證假說2并不能得到驗證。“學(xué)而優(yōu)則仕”、“耕讀傳家”的思想在中國文化傳統(tǒng)中根深蒂固，無論是政府官員還是普通城鄉(xiāng)居民，都會在可能的條件下支持下一代的教育。在組變量檢驗的模型中還看出（參見模型2），子女在兩個及以上的家庭中，愿意資助子女學(xué)習(xí)到研究生及以上學(xué)歷的相伴概率不顯著，本研究的假說3得到驗證。本文設(shè)置了四類體現(xiàn)養(yǎng)老金制度不同待遇的群體，并將這些群體對教育投資的意愿納入同一框架，編制量表，基于對我國華東、華南、西部、華北及中部某一城市的城鄉(xiāng)樣本，采用Logistic模型進行了實證檢驗。結(jié)果顯示：較之于華北和西部地區(qū)而言，華南地區(qū)樣本顯示出相對較高的家庭教育投資意愿；城鄉(xiāng)居民有著不同養(yǎng)老金待遇，其教育投資的意愿明顯不同；此外，在所有參保群體和未參保群體中，居民家庭中子女越多，對教育投資的意愿越低。這些結(jié)論引申的政策含義是：政府應(yīng)以消除職業(yè)區(qū)別和城鄉(xiāng)區(qū)別為公平目標(biāo)，逐步完善養(yǎng)老金制度，在實現(xiàn)社會養(yǎng)老制度的全覆蓋、全參與的同時，從根本上提高養(yǎng)老金保障水平，縮小城鄉(xiāng)養(yǎng)老金待遇的差異，而且將有利于調(diào)節(jié)收入分配，引導(dǎo)家庭教育投資，進而有利于提高全民的人力資本水平。

作者：廖楚暉侯芳于凌云單位：西南交通大學(xué)公共管理學(xué)院經(jīng)濟管理學(xué)院