孫守紀，楊 一，方黎明

（1. 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 保險學院，北京100029；2. 北京大學 政府管理學院，北京100871）

一、問題提出和文獻綜述

我國失業(yè)保險制度發(fā)軔于國有企業(yè)改革，制度建立之初主要覆蓋目標人群是城鎮(zhèn)職工，但是隨著城市化進程的不斷加速，覆蓋面逐步向遷移工人［1］擴展。截至2018 年底，全國參加失業(yè)保險人數(shù)為19643 萬人，失業(yè)保險金月均水平1266元，全年失業(yè)保險基金收入1171 億元，支出915億元，而基金累計結(jié)余5817 億元，相當于基金支出的6.4 倍。目前，在供給側(cè)改革和社保降費的大背景下，由于失業(yè)保險基金結(jié)余過多，改革的方向一是降低失業(yè)保險繳費，由3%普降至1%；二是適當擴大支出范圍，除繼續(xù)支付失業(yè)保險金外，還增加了預(yù)防失業(yè)和促進就業(yè)的各類補貼支出。但是，對于關(guān)鍵的改革內(nèi)容：是否提高失業(yè)保險金待遇標準，學術(shù)界和實務(wù)界還存在較大爭議［2-3］。如果失業(yè)保險金過低，難以保障失業(yè)者的基本生活；而失業(yè)保險金過高，則會抑制其就業(yè)積極性，產(chǎn)生道德風險效應(yīng)。因此，評估失業(yè)保險對勞動力供給的影響至關(guān)重要，不僅在政策上是決定我國失業(yè)保險改革方向的一個重要參考，而且理論上也是計算最優(yōu)失業(yè)保險的基礎(chǔ)性工作。

在理論上，無論是工作搜索模型［4］還是標準的靜態(tài)勞動力供給模型［5］都表明提高失業(yè)保險金會延長失業(yè)期限。在實證研究中，早期的學者傾向使用不同國家的數(shù)據(jù)來驗證道德風險效應(yīng)，彈性系數(shù)在0.40 到2.27 之間［6-9］，這意味著失業(yè)保險金提高10%，失業(yè)期限延長4.0%到22.7%。但是近年來，很多學者通過納入更多的變量或者證明溢出效應(yīng)的存在來表明失業(yè)保險的道德風險效應(yīng)并沒有此前文獻中估計的那么大，進而重新評估最優(yōu)失業(yè)保險水平。例如，考慮到流動性約束，Chetty（2008）［10］使用不完全信貸和保險市場背景下的工作搜尋模型研究表明，當個人不能夠完全平滑消費時，失業(yè)津貼除了通過道德風險渠道影響搜尋工作的強度外，還通過流動性效應(yīng)（liquidity effect）影響找工作的強度。失業(yè)津貼對失業(yè)期限的邊際效應(yīng)中，大約60%是流動性效應(yīng)。而流動性效應(yīng)是對不完全的信貸和保險市場導致市場失靈的糾正，具有正面的福利效應(yīng)?？紤]到失業(yè)保險的外部性，Lalive等（2015）［11］的研究發(fā)現(xiàn)，延長失業(yè)保險期限增加了有資格領(lǐng)取津貼者的失業(yè)時間，但是這使得那些沒有資格領(lǐng)取津貼者的再就業(yè)率更高、失業(yè)期限更短、長期失業(yè)的可能性更低，這就是失業(yè)保險的溢出效應(yīng)［12］。因此，溢出效應(yīng)的存在使得失業(yè)保險的道德風險效應(yīng)要小于此前文獻中的估計結(jié)果，故此最優(yōu)失業(yè)保險津貼應(yīng)該更加慷慨一些［13］。這些文獻極大推進了最優(yōu)失業(yè)保險的研究［14-16］。

在國內(nèi)研究中，很多學者使用不同來源的數(shù)據(jù)研究表明失業(yè)保險存在道德風險效應(yīng)。杜鳳蓮、劉文忻（2005）［17］使用國家統(tǒng)計局城調(diào)查的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，失業(yè)救濟金每提高100 元，再就業(yè)機會下降29%；失業(yè)救濟金每提高1%，失業(yè)持續(xù)時間增加0.27%。John Giles、Albert Park、Fang Cai（2006）［18］使 用 中 國 城 市 勞 動 力 調(diào) 查 數(shù) 據(jù)（CULS）研究發(fā)現(xiàn)，下崗補貼、失業(yè)保險金和提前退休補貼都會對失業(yè)者再就業(yè)產(chǎn)生負面激勵。除使用全國數(shù)據(jù)外，一些學者使用青島和廈門等地方數(shù)據(jù)的研究也支持道德風險效應(yīng)［19-20］。

但是，也有學者對這一問題給出了不同的實證結(jié)果。Applenton 等（2002）［21］使用中國社科院家庭調(diào)查數(shù)據(jù)（CASS Household Survey）研究發(fā)現(xiàn)，是否領(lǐng)取失業(yè)保險金對失業(yè)期限沒有影響。吳永球等（2007）［22］使用微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，提高失業(yè)保險金一方面降低了失業(yè)者參與非正式工作的概率；另一方面，提高失業(yè)保險金縮小了失業(yè)者搜尋正式工作的持續(xù)時間，提高了失業(yè)者的“高”工資工作機會的概率。

綜上，目前研究失業(yè)保險對勞動供給影響的文獻較為豐富，不足之處主要有兩點：一是目前的研究大都沒有區(qū)分城鎮(zhèn)職工和遷移工人。我國現(xiàn)有的失業(yè)保險制度以城鎮(zhèn)職工為目標群體，在向遷移工人覆蓋的過程中，由于遷移工人流動性更強、就業(yè)關(guān)系更加不穩(wěn)定，他們對失業(yè)保險的反應(yīng)可能與城鎮(zhèn)職工不同，因此有必要分別研究。二是已有的研究關(guān)注的焦點是職工參保后失業(yè)保險金對其再就業(yè)的影響，但是研究是否參保對再就業(yè)影響的文獻較少。由于我國失業(yè)保險的參保率在40%左右，因此研究是否參保的影響顯得尤為重要。為此，本文分別研究是否參保以及失業(yè)保險金額對城鎮(zhèn)職工和遷移工人的不同影響，揭示兩者對失業(yè)保險激勵的不同行為模式，以此更好地評估我國當前的失業(yè)保險制度。

本文的創(chuàng)新和貢獻主要體現(xiàn)在三個方面：第一，本文首次使用失業(yè)期限數(shù)據(jù)驗證了城鎮(zhèn)職工參保再就業(yè)效應(yīng)，而不是道德風險效應(yīng)，揭示了我國失業(yè)保險在促進就業(yè)方面的積極作用；第二，本文發(fā)現(xiàn)“老一代”城鎮(zhèn)職工和“新生代”遷移工人對失業(yè)保險存在不同反應(yīng)，特別是從失業(yè)保險的角度揭示了“新生代”遷移工人的行為特點；第三，在研究失業(yè)保險替代率對再就業(yè)的影響時，同時考慮了失業(yè)期限的影響，發(fā)現(xiàn)提高失業(yè)保險替代率對再就業(yè)的影響隨著失業(yè)時間呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，該發(fā)現(xiàn)具有較強的政策指導意義。

本文下面的內(nèi)容安排如下：第二節(jié)介紹數(shù)據(jù)來源、主要變量和回歸模型，第三節(jié)結(jié)合圖形證據(jù)進行實證分析，最后給出結(jié)論。

二、數(shù)據(jù)、變量與回歸模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的研究基于北京師范大學采集的中國城鄉(xiāng)勞動力流動調(diào)查數(shù)據(jù)（RUMiC）。該數(shù)據(jù)分別在2008 年、2009 年調(diào)查了中國9 個省份的農(nóng)村住戶、15 個城市的流動人口和19 個城市的城鎮(zhèn)住戶數(shù)據(jù)。由于2008 年的數(shù)據(jù)無法獲得失業(yè)期限這一關(guān)鍵變量，故本文采用2009 年的流動人口和城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析。由于上述數(shù)據(jù)庫沒有調(diào)查失業(yè)者領(lǐng)取的實際保險金額（actual UI benefits received），本文根據(jù)各省市失業(yè)保險法律法規(guī)的相關(guān)規(guī)定，計算出該城市的平均失業(yè)金額和最大金額，這一般稱之為法定金額（UI benefit eligibility）。而且在研究中，學者普遍使用法定金額而不是實際金額［23］，主要是因為失業(yè)者領(lǐng)取的實際金額與個人特征之間存在較強的內(nèi)生性［24］，實際金額存在較多偏誤和噪音［25］。為此，本文根據(jù)失業(yè)保險金法定平均金額和最高金額除以工資來計算法定平均替代率和最高替代率。

（二）主要變量

1.失業(yè)期限

本文使用的主要因變量是失業(yè)期限。根據(jù)RUMiC 問卷中的兩個問題：“你開始這份工作的時間是多少”和“你結(jié)束上份工作的時間是多少”，兩者相減可以計算出失業(yè)期限。隨著失業(yè)期限的延長，一部分失業(yè)者可能重新找到工作，逐步退出失業(yè)狀態(tài)。據(jù)此，可以使用生存分析方法，建立失業(yè)期限的時間模型，使用Cox 回歸研究失業(yè)保險對失業(yè)者再就業(yè)的影響。

2.是否參加失業(yè)保險、失業(yè)保險替代率以及其他控制變量

本文分別采取是否參加失業(yè)保險的虛擬變量和失業(yè)保險金替代率作為核心解釋變量。與未參保群體相比，參加失業(yè)保險人員在失業(yè)時可以獲得失業(yè)保險金，可能會延長其失業(yè)期限。類似的，失業(yè)保險金替代率較高者也可能出現(xiàn)更長的失業(yè)期限。本文使用的控制變量主要是失業(yè)人員的個人特征變量，包括年齡、工齡、性別、婚姻狀況、戶籍狀況；此外，還控制了職業(yè)、行業(yè)和省市等虛擬變量。

表1 描述性統(tǒng)計

在描述性統(tǒng)計中，城鎮(zhèn)職工的平均工資普遍比遷移工人要高，年齡更大，受教育年限更長，結(jié)婚率更高，失業(yè)期限更短。在失業(yè)保險參保率方面，城鎮(zhèn)職工為65.2%，遷移工人為12.7%，全體工人為41.4%；城鎮(zhèn)職工失業(yè)期限平均值為22.3 個月，遷移工人為37.4 個月，失業(yè)期限中位數(shù)分別為6 個月和24 個月。由于我國失業(yè)保險待遇水平不高，與繳費工資無關(guān)，平均化特征較為明顯，這使得城鎮(zhèn)職工替代率（29.7%）低于遷移工人（37.6%）。根據(jù)Chetty（2008）［10］的研究，由于流動性約束的不同，個人對失業(yè)保險的反應(yīng)是不一樣的，而凈資產(chǎn)規(guī)模是衡量流動性約束程度的一個較好的代理變量。為此，本文對全體工人按照凈資產(chǎn)規(guī)模進行了三等分，相關(guān)統(tǒng)計指標基本符合預(yù)期。例如，年齡、工齡、教育年限、已婚比例、男性比例和失業(yè)保險參保率都隨凈資產(chǎn)增加而增加；失業(yè)金替代率、平均失業(yè)期限和失業(yè)期限中位數(shù)都隨凈資產(chǎn)增加而下降。

（三）回歸模型

由于我國失業(yè)保險金最多可以領(lǐng)取24 個月，因此失業(yè)期限數(shù)據(jù)存在典型的右截尾現(xiàn)象，使用Cox 比例機會模型（Cox proportional hazard models）進行分析較為合理。在評估是否參加失業(yè)保險對再就業(yè)的影響時，本文使用如下的方程進行回歸：

其中hi,t表示個人i在t個月的失業(yè)狀態(tài)下退出失業(yè)狀態(tài)的概率（unemployment exit hazard rate）。αt表示個體在失業(yè)期限為t時的基準就業(yè)率。UI表示是否參加失業(yè)保險，參保者取值為1，否則為0，β1就是是否參保對再就業(yè)率（hazard rate）的半彈性。Xi,t為控制變量，具體包括職工的年齡、工齡、性別、婚姻狀況、教育程度、戶籍狀況、職業(yè)、行業(yè)和省市等地區(qū)信息。

為了檢驗失業(yè)保險效應(yīng)是否受到流動性約束的影響，這里把城鎮(zhèn)職工和遷移工人凈資產(chǎn)三等分，使用分層Cox 回歸模型，分別估計參加失業(yè)保險對退出失業(yè)狀態(tài)概率的系數(shù)，這種方法也可以解決Cox 回歸中不滿足等比例假設(shè)的問題［26］。為此，分層的Cox 模型設(shè)置（Stratified Cox Model）如下：

其中Qi,j是指標變量，如果個體i屬于凈資產(chǎn)三等分組的第j 組，該值就為1，否則為零。βj1是凈資產(chǎn)三等分j組的是否參保對就業(yè)率（hazard rate）的系數(shù)。αt,j表示個體屬于j組在失業(yè)期限為t時的基準就業(yè)率。同樣，Xitj為控制變量。

在研究失業(yè)保險待遇水平對再就業(yè)的影響時，既可以使用保險金額也可以使用保險金替代率作為解釋變量。由于受到保險金額樣本量的限制，本文使用失業(yè)保險金替代率進行回歸。在使用保險金替代率進行研究時，本文使用的回歸方程如下：

其中hi,t同樣表示個人i在t月的失業(yè)狀態(tài)下退出失業(yè)狀態(tài)的概率，RR為失業(yè)保險金的平均替代率，t為失業(yè)期限，隨著失業(yè)期限的延長，失業(yè)保險金替代率對再就業(yè)的概率存在影響，因此該方程中增加了失業(yè)期限和替代率的交互項，系數(shù)β1+β1t就是失業(yè)保險金替代率對就業(yè)率的半彈性，Xi,t同樣為控制變量。

三、圖形證據(jù)和Cox 回歸分析

在給出回歸結(jié)果之前，為了更直觀地揭示不同凈資產(chǎn)規(guī)模下城鎮(zhèn)職工和遷移工人對失業(yè)保險的不同反應(yīng)，這里先給出Kaplan-Meier 生存曲線（survival curves）。該曲線描述的是在失業(yè)t 個月時，失業(yè)者仍然停留在失業(yè)狀態(tài)的概率。這里重點對比參保者和未參保者的生存曲線。理論上，如果存在較強的道德風險效應(yīng)，那么參保者的失業(yè)率高，而未參保者的失業(yè)率低。

（一）圖形證據(jù)和非參數(shù)檢驗

圖1 是城鎮(zhèn)職工根據(jù)凈資產(chǎn)三等分下參保者和未參保者的生存曲線。從圖1a 可以看到，對于凈資產(chǎn)最低的一組，參加失業(yè)保險城鎮(zhèn)職工的失業(yè)率更低，而未參保者失業(yè)率更高。這一結(jié)果與道德風險效應(yīng)相反，本文將這一現(xiàn)象稱之為參保再就業(yè)效應(yīng)，即參加失業(yè)保險的城鎮(zhèn)職工的再就業(yè)概率更高。這一結(jié)論和理論預(yù)測以及一些學者的研究結(jié)果相反［18］（Giles 等，2006）。具體而言，在失業(yè)10 個月時，未參加失業(yè)保險的城鎮(zhèn)職工中仍然處在失業(yè)狀態(tài)的比例為50.3%，而參加失業(yè)保險者的比例只有41.2%，兩者相差9.1 個百分點。非參數(shù)的Wilcoxon 檢驗（p=0.01）也表明參保者和未參保者的生存曲線存在顯著差異。

但是，隨著凈資產(chǎn)的提高，參保者和未參保者生存曲線的差異越來越小。在圖1c 中，在失業(yè)10 個月時，未參保職工中有38.3%仍處在失業(yè)狀態(tài)，而參保職工只有34.4%仍處在失業(yè)狀態(tài)，兩者僅差3.9 個百分點。失業(yè)時間超過15 個月之后，參保者的道德風險效應(yīng)才開始顯現(xiàn)。非參數(shù)的Wilcoxon 檢驗（p=0.24）也表明兩者的差異不顯著。

總之，Kaplan-Meier 生存曲線表明，凈資產(chǎn)較少、流動性約束較大的城鎮(zhèn)職工，參加失業(yè)保險呈現(xiàn)出較高的再就業(yè)率，未參保者反而有較高的失業(yè)率，存在明顯的參保再就業(yè)效應(yīng)，而不是道德風險效應(yīng)；而對于凈資產(chǎn)較高的、流動性約束較小的城鎮(zhèn)職工，參保再就業(yè)效應(yīng)逐步弱化，道德風險效應(yīng)逐步出現(xiàn)。

圖1 城鎮(zhèn)職工按凈資產(chǎn)三等分參保者和未參保者的生存曲線

圖2 遷移按凈資產(chǎn)三等分參保者和未參保者的生存曲線

圖2 給出的是按照凈資產(chǎn)三等分遷移工人中參保者和未參保者的生存曲線。從圖2a 中可以看到，對于凈資產(chǎn)最低的一組，參加失業(yè)保險遷移工人的失業(yè)率更高，而未參保者失業(yè)率較低，存在明顯的道德風險效應(yīng)。這一結(jié)果和理論預(yù)測一致，也和上述學者的研究結(jié)論一致。例如，在失業(yè)到了第10 個月，遷移工人中未參保者仍處在失業(yè)狀態(tài)的比例為78.1%，參保者仍處在失業(yè)狀態(tài)的比例為84.8%，后者比前者高出6.7個百分點，存在較為明顯的道德風險效應(yīng)。非參數(shù)的Wilcoxon 檢驗（p=0.02）也表明參保者和未參保者生存曲線存在顯著差異。

隨著凈資產(chǎn)的增加，遷移工人的道德風險效應(yīng)逐步消失，而參保再就業(yè)效應(yīng)逐步顯現(xiàn)，遷移工人行為模式接近城鎮(zhèn)職工。例如，對于遷移工人凈資產(chǎn)最高的一組，當失業(yè)到了第10 個月時，未參保者仍處在失業(yè)狀態(tài)的比例是80.4%，參保者的比例是78.0%，參保者的再就業(yè)率更高，不過非參數(shù)的Wilcoxon 檢驗%（p=0.57）顯示兩者的差異不顯著。雖然參保再就業(yè)效應(yīng)在數(shù)量上顯著、在統(tǒng)計上不顯著，但是至少表明道德風險效應(yīng)已經(jīng)消失，凈資產(chǎn)較高的遷移工人對失業(yè)保險的行為反應(yīng)逐步接近城鎮(zhèn)職工。

總之，Kaplan-Meier 生存曲線表明，對于凈資產(chǎn)較低的遷移工人，參加失業(yè)保險呈現(xiàn)出較高的失業(yè)率，存在明顯的道德風險效應(yīng)，這和城鎮(zhèn)職工相反；而對于凈資產(chǎn)較高的遷移工人，參加失業(yè)保險伴隨著較高的再就業(yè)率，道德風險效應(yīng)消失，再就業(yè)效應(yīng)開始顯現(xiàn)，這和凈資產(chǎn)規(guī)模較低的城鎮(zhèn)職工的行為一致，其行為模式非常接近資產(chǎn)較低的城鎮(zhèn)職工，初步表明其逐步融入城市生活。

（二）是否參加失業(yè)保險對再就業(yè)概率的影響

本節(jié)分別給出了普通Cox 回歸結(jié)果、工具變量Cox 回歸結(jié)果和分層Cox 回歸結(jié)果。

1.Cox 回歸結(jié)果

對于城鎮(zhèn)職工而言，在控制年齡、性別和工齡的情況下，城鎮(zhèn)職工參加失業(yè)保險有助于提高再就業(yè)率，估計系數(shù)為0.123（表2 第1 列），這意味著參加失業(yè)保險城鎮(zhèn)職工比未參保者的再就業(yè)率提高0.123%，存在顯著的參保再就業(yè)效應(yīng)。在控制變量中，年齡、工作經(jīng)驗和性別對再就業(yè)概率的影響顯著，而教育年限、婚姻狀況和戶籍不顯著。具體而言，年齡對再就業(yè)有負面影響，年齡增加1 歲，再就業(yè)概率下降0.027%；工齡對再就業(yè)有正面影響，工齡每增加1 年，再就業(yè)概率增加0.015%；在性別方面，男性再就業(yè)概率比女性高0.258%。

對于遷移工人而言，在控制年齡、性別、婚姻狀況和戶籍狀況的情況下，遷移工人參加失業(yè)保險會降低再就業(yè)率，估計系數(shù)為-0.156，這意味著參加失業(yè)保險遷移工人比未參加者的再就業(yè)率降低0.156%，存在顯著的道德風險效應(yīng)。在控制變量中，年齡、性別、婚姻狀況和戶籍狀況對再就業(yè)的影響顯著，而工齡、教育年限和戶籍不顯著。具體而言，年齡對再就業(yè)有負面影響，年齡增加1 歲，再就業(yè)概率下降0.030%；在性別方面，男性再就業(yè)概率比女性高0.127%；已婚者比未婚者再就業(yè)概率下降0.570%；擁有本地戶籍者比沒有本地戶籍者的再就業(yè)概率下降0.646%。

對比控制變量可以發(fā)現(xiàn)，失業(yè)保險制度對城鎮(zhèn)職工和遷移工人的影響存在有趣的城鄉(xiāng)差異。相同點方面，年齡對所有工人都有負面影響，而男性比女性再就業(yè)概率更高。因此，在年齡和性別方面，沒有顯著的城鄉(xiāng)差異。而城鄉(xiāng)差異主要體現(xiàn)在工齡和婚姻狀況。首先，城鎮(zhèn)職工的工齡越長，再就業(yè)概率越大，而工齡對遷移工人再就業(yè)的影響不顯著。這一結(jié)果和我國就業(yè)保障制度密切相關(guān)。工齡對城鎮(zhèn)職工非常重要，工齡越長，獲得的各項保障更加全面，能夠獲得多方面的權(quán)益。而遷移工人就業(yè)關(guān)系不穩(wěn)定，經(jīng)常出現(xiàn)就業(yè)中斷的情況，工齡積累對其意義不大，即使工齡累加時間較長，也無法獲得就業(yè)保障方面的服務(wù)。其次，婚姻狀況對城鎮(zhèn)職工不顯著，對遷移工人影響更大。已婚對遷移工人再就業(yè)存在顯著的負面影響，已婚導致其再就業(yè)概率下降0.570%。對此的一個可能解釋是遷移工人的流動性較強，就業(yè)機會和流動性密切相關(guān)，結(jié)婚后導致期流動性降低，或者增加了流動性成本，進而降低了再就業(yè)機會。

2.工具變量回歸結(jié)果

在研究是否參保對再就業(yè)的影響，大家較為關(guān)注內(nèi)生性問題。Cox 回歸使用的是部分似然估計方法，要求一致性（在大樣本里接近無偏）和正態(tài)分布（通過重復樣本），該方法和極大似然估計類似［27］。雖然Cox 回歸比普遍最小二乘法（OLS）的假設(shè)要求寬松，內(nèi)生性的問題不像OLS 那樣突出，但是遺漏變量等問題可能仍然存在。首先，我們盡可能地通過控制更多變量來減輕該問題，例如除了控制年齡、工齡、性別、婚姻狀況、戶籍情況等個人特征變量外，還控制了行業(yè)、職業(yè)和省份等虛擬變量。除此之外，使用工具變量（IV）是解決內(nèi)生性的一個可行辦法。在工具變量的選擇方面，通常要求兩個標準。一是要求工具變量和失業(yè)保險參保率相關(guān)，即要求工具變量的解釋力較強。二是要求工具變量和第二階段回歸后的誤差項不相關(guān)，即要求工具變量的有效性。前者可以通過第一階段估計的F 值進行判斷，經(jīng)驗上要求F 值大于10。后者在過度識別的情況下，可以通過構(gòu)建Sargan 統(tǒng)計量進行檢驗。

本文選取的四個工具變量主要分為兩類。第一類是選擇除失業(yè)保險以外的其他險種的參保率作為工具變量。由于我國社會保險具有捆綁參保的特點，很多企業(yè)同時為員工繳納五險一金，故此失業(yè)保險的參保率和其他保險參保率具有相關(guān)性。由于我國城鄉(xiāng)職工社會保險較為復雜，城鎮(zhèn)職工和遷移工人參加的社會保險存在較大差異，例如城鎮(zhèn)職工參加職工基本養(yǎng)老保險、職工基本醫(yī)療保險，而遷移工人除了可能參加城鎮(zhèn)職工保險外，更可能參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險和新型農(nóng)村養(yǎng)老保險。因此難以統(tǒng)一選擇一項保險作為工具變量。為此，在不考慮失業(yè)保險的情況下，本文設(shè)定如果工人只要參加了養(yǎng)老、醫(yī)療、工傷保險和住房公積金中的任一項，就記社會保險（SI）為1，否則記為0，把社會保險作為工具變量進行兩階段估計。

表2 是否參保對再就業(yè)的影響

第二類工具變量是代表體制內(nèi)就業(yè)特征的相關(guān)指標。是否參加失業(yè)保險并不是一項個人決策，而是企業(yè)決策。因此，雇員的企業(yè)類型和特征決定了一個人是否參加失業(yè)保險。為此，本文主要選取三個指標作為工具變量，分別是就業(yè)單位的所有制性質(zhì)（owner_du）、就業(yè)合同的期限（contra）和找到工作的方式（jobway）。體制內(nèi)職工一般就業(yè)于機關(guān)、事業(yè)單位、國有、集體企業(yè)，簽訂的勞動合同是終身的或者長期的，獲得工作的方式是一般是政府分配、指派或者推薦的；而體制外職工一般就業(yè)于私營企業(yè)，簽訂的勞動合同是短期的，獲得工作的方式往往是自己在就業(yè)市場搜尋或者親戚朋友介紹的。一般而言，在體制內(nèi)就業(yè)參加失業(yè)保險的比例較高，而體制外參加失業(yè)保險的比例較低，因此該指標和失業(yè)保險參保率相關(guān)。

在使用工具變量進行估計時，在第一階段，由于被解釋變量是否參加失業(yè)保險是二值變量，故采用線性概率模型（LPM）進行估計（回歸結(jié)果可參見表3）；在第二階段，使用線性概率模型估計失業(yè)保險參保率的擬合值進行Cox 回歸，分析參加是否參加失業(yè)保險對再就業(yè)的影響。在檢驗工具變量解釋力方面，本文在第一階段回歸中，城鎮(zhèn)職工和遷移工人的F 值分別為88.19 和45.14，超過了傳統(tǒng)上要求F=10 的最低標準，表明本文選擇的四個工具變量是具有較強解釋力的。在有效性檢驗方面，由于Cox 回歸的殘差有不同的定義，本文分別使用martingale 殘差和de?viance 殘差構(gòu)建Sargan 統(tǒng)計量。在四個Sargan 統(tǒng)計量中，只有遷移工人根據(jù)deviance 殘差構(gòu)建Sargan 統(tǒng)計量沒有通過檢驗（p=0.064），其他三個統(tǒng)計量都通過了檢驗（p 值分別為0.283，0.113和0.484）。因此無法拒絕原假設(shè)“所有工具變量都是外生的”，表明本文選擇的四個工具變量是有效的。

研究發(fā)現(xiàn)，無論是數(shù)量上還是統(tǒng)計上，使用工具變量回歸的結(jié)果都更加顯著。具體而言，對于城鎮(zhèn)職工而言，在控制年齡、性別和工齡的情況下，參加失業(yè)保險城鎮(zhèn)職工比未參加者的再就業(yè)率提高0.625%（表2 第2 列）；如果繼續(xù)控制行業(yè)、職業(yè)和省份虛擬變量，提高比例下降為0.327%（表2 第3 列），仍然高于普通Cox 回歸的0.123%，這表明參保再就業(yè)效應(yīng)更加顯著。對于遷移工人而言，在控制年齡、性別、婚姻狀況和戶籍狀況的情況下，參加失業(yè)保險遷移工人比未參保者再就業(yè)率降低0.598%（表2 第5 列）；如果繼續(xù)控制行業(yè)、職業(yè)和省份虛擬變量，降低比例則為0.675%（表2 第6 列），同樣遠遠高于普通Cox 回歸的結(jié)果，這表明道德風險效應(yīng)更加顯著。在控制變量方面，無論是城鎮(zhèn)職工還是遷移工人，使用工具變量并沒有顯著改變回歸結(jié)果。

表3 第一階段LPM 回歸結(jié)果

3.分層Cox 回歸結(jié)果

在分層回歸中可以發(fā)現(xiàn)，隨著凈資產(chǎn)的提高，城鎮(zhèn)職工參加失業(yè)保險的再就業(yè)效應(yīng)逐步弱化，道德風險效應(yīng)開始顯現(xiàn)。是否參保對再就業(yè)的影響系數(shù)隨凈資產(chǎn)的提高而單調(diào)遞減，這一結(jié)果和Chetty（2008）［10］的發(fā)現(xiàn)一致。例如，在凈資產(chǎn)最低的一組，參加失業(yè)保險對再就業(yè)的概率是0.181%（表4 第1 列），在10%的水平上顯著，參保再就業(yè)效應(yīng)明顯。而隨著凈資產(chǎn)的增加，該系數(shù)在數(shù)量上變小，在最高組甚至變?yōu)樨撝担砻鲄⒈Ｔ倬蜆I(yè)效應(yīng)已經(jīng)消失，道德風險效應(yīng)在數(shù)量上開始顯現(xiàn)。當使用工具變量回歸時，參保再就業(yè)效用在凈資產(chǎn)最低組和中等組較為顯著，但是單調(diào)遞減的規(guī)律不存在了；當加入更多虛擬變量時，參保效應(yīng)單調(diào)遞減的規(guī)律再次出現(xiàn)（控制變量同表2）。

對于遷移工人而言，隨著凈資產(chǎn)的增加，道德風險效應(yīng)也逐步弱化，參保再就業(yè)效應(yīng)開始顯現(xiàn)，其對失業(yè)保險的反應(yīng)越來越接近城鎮(zhèn)職工。例如，在凈資產(chǎn)最低的一組，參加失業(yè)保險對再就業(yè)的概率是負的0.311%（表4 第4 列），在1%的水平上顯著，而對于凈資產(chǎn)最高的一組，參加失業(yè)保險對再就業(yè)的影響已經(jīng)變成正的，參保再就業(yè)效應(yīng)開始在數(shù)量上顯現(xiàn)，盡管統(tǒng)計上不顯著。當使用工具變量回歸和加入虛擬變量時，該系數(shù)在數(shù)量上變得更大、統(tǒng)計上更加顯著，隨著凈資產(chǎn)的提高，道德風險效應(yīng)變得不顯著了，但是仍然呈現(xiàn)單調(diào)遞減的規(guī)律。這表明，隨著凈資產(chǎn)的增加，遷移工人對失業(yè)保險的反應(yīng)非常接近城鎮(zhèn)職工了。這也從側(cè)面說明凈資產(chǎn)較高的遷移工人融入城市的可能性更高了。

總之，結(jié)合圖形證據(jù)和回歸分析，對比城鎮(zhèn)職工和遷移工人的結(jié)果可以得出兩個重要的結(jié)論。首先，對于城鎮(zhèn)職工而言，參加失業(yè)保險伴隨著較高的再就業(yè)率，存在較強的參保再就業(yè)效應(yīng)，隨著凈資產(chǎn)的提高該效應(yīng)逐步弱化，道德風險效應(yīng)逐步顯現(xiàn)。其次，對于遷移工人而言，參加失業(yè)保險伴隨著較低的再就業(yè)率，存在較為明顯的道德風險效應(yīng)，隨著凈資產(chǎn)的提高道德風險效應(yīng)逐步弱化，參保再就業(yè)效應(yīng)開始顯現(xiàn)，凈資產(chǎn)規(guī)模較高的遷移工人對失業(yè)保險的行為模式接近城鎮(zhèn)職工。

4.對回歸結(jié)果的解釋

對該結(jié)果的一個可能的解釋是，這和我國失業(yè)保險制度以及遷移工人的就業(yè)特點密切相關(guān)。我國失業(yè)保險制度主要有兩個功能，一是保障失業(yè)人員的基本生活，二是促進失業(yè)人員再就業(yè)。前者主要是指發(fā)放失業(yè)保險金，后者主要是指提供職業(yè)培訓和職業(yè)介紹補貼等。對于參保的城鎮(zhèn)職工而言，他們失業(yè)后能夠獲得勞動保障部門提供的各類再就業(yè)服務(wù)，因此再就業(yè)率較高，參保再就業(yè)效應(yīng)明顯。而遷移工人由于流動性較強、就業(yè)關(guān)系不穩(wěn)定，難以融入城市生活，很難獲得勞動保障部門提供的再就業(yè)服務(wù)，因此他們更加看重能夠領(lǐng)取的失業(yè)保險金，道德風險效應(yīng)更強。

表4 是否參保對再就業(yè)的影響：按凈資產(chǎn)分層回歸

表5 失業(yè)保險金平均替代率對再就業(yè)的影響

中國城鄉(xiāng)勞動力流動調(diào)查數(shù)據(jù)（RUMiC）也支持上述解釋。例如，在詢問城鎮(zhèn)職工工作來源時，大約32.7%的人是來自政府或者社區(qū)的分配，通過家庭成員或者親戚介紹的占比為10.4%，通過朋友或者熟人介紹的占比19.1%，后兩者合計不到29.5%；而在詢問遷移工人工作來源時，通過政府分配、通過政府就業(yè)服務(wù)機構(gòu)介紹和通過社區(qū)就業(yè)服務(wù)機構(gòu)介紹的合計占比為2.5%，通過家庭成員和親戚介紹的占比為17.8%，通過朋友或者熟人介紹的占比為39.6%，后兩者合計超過57.4%。

由此可見，城鎮(zhèn)職工的工作更多地來自政府的分配或介紹，能夠享受更多就業(yè)服務(wù)機構(gòu)提供的各類就業(yè)服務(wù)；而遷移工人的工作更多地來自家庭成員、親戚、朋友和熟人的介紹，享受政府就業(yè)機構(gòu)提供各類就業(yè)服務(wù)的機會較少。因此，對于城鎮(zhèn)職工而言，除了能夠領(lǐng)取失業(yè)保險金外，參加失業(yè)保險的最大好處是能夠獲得政府就業(yè)機構(gòu)提供的各類就業(yè)服務(wù)，參保再就業(yè)效應(yīng)明顯，因此道德風險效應(yīng)不明顯；而遷移工人由于缺乏獲得各類就業(yè)服務(wù)的機會，更加看重失業(yè)保險提供的失業(yè)津貼，因此道德風險效應(yīng)較為顯著。與此同時，而對于凈資產(chǎn)規(guī)模較高的遷移工人，他們年齡、工作經(jīng)驗和教育程度都較高，隨著凈資產(chǎn)的積累，他們能夠逐步融入城市生活，開始能夠獲得勞動保障部門提供的再就業(yè)服務(wù)，因此他們的道德風險效應(yīng)逐步弱化，參保者再就業(yè)效應(yīng)逐步顯現(xiàn)，其行為模式逐步接近凈資產(chǎn)規(guī)模較小的城鎮(zhèn)職工。

（三）失業(yè)保險金替代率對再就業(yè)概率的影響

這里給出失業(yè)保險替代率的回歸結(jié)果。在未添加交互項的情況下，提高失業(yè)保險替代率，會降低城鎮(zhèn)職工的就業(yè)率，對遷移工人沒有影響。但是，當加入交互項之后，失業(yè)保險替代率對就業(yè)率的影響隨著失業(yè)期限的延長呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。具體而言，對于城鎮(zhèn)職工而言，在剛失業(yè)時（t=0），失業(yè)保險金替代率增加1個百分點，再就業(yè)概率增加3.902%，但是隨著失業(yè)時間的延長，雖然再就業(yè)概率的增加量逐步下降，但是仍然為正值。當失業(yè)時間超過6 個月，失業(yè)保險金替代率的進一步提高會降低再就業(yè)概率。對于遷移工人和全體工人而言，提高失業(yè)保險替代率對再就業(yè)的影響趨勢和城鎮(zhèn)職工類似，只不過遷移工人的拐點在超過13.1 個月出現(xiàn)，全體工人在超過7 個月時出現(xiàn)。

表6 是否參保對再就業(yè)的影響：按年齡高低分層回歸

表7 是否參保對再就業(yè)的影響：按教育年限分層回歸

在控制變量方面，性別、教育年限和婚姻狀況對城鎮(zhèn)職工顯著；只有婚姻狀況對遷移工人顯著；性別、婚姻狀況和戶籍狀況對全體工人都顯著。而年齡、工作經(jīng)驗對所有職工都不顯著（因此沒有將其納入回歸方程）。

總之，回歸結(jié)果表明提高失業(yè)保險金替代率最初能夠提高再就業(yè)概率，但是隨著失業(yè)時間的延長，該效應(yīng)逐步衰減，最終會降低再就業(yè)概率。因此，失業(yè)保險替代率和再就業(yè)率并不是簡單的負相關(guān)關(guān)系，隨著失業(yè)保險替代率的提高，再就業(yè)呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。該結(jié)果具有較強的政策含義，支持失業(yè)保險金采取階梯遞減的方式發(fā)放。

（四）進一步的討論和穩(wěn)健性檢驗

1.按年齡和教育年限分層回歸

為了檢驗是否參保對再就業(yè)影響的穩(wěn)健性，這里分別按照年齡和教育年限進行分層回歸。首先，根據(jù)年齡三等分進行回歸，對城鎮(zhèn)職工而言，年齡三等分對應(yīng)的年齡組分別是18—35 歲、36—45 歲和46—60 歲?；貧w結(jié)果表明，城鎮(zhèn)職工失業(yè)保險的再就業(yè)效應(yīng)在低齡組不顯著，在高齡組顯著。例如，在普通Cox 回歸中，對于46 歲以上的城鎮(zhèn)職工，參加失業(yè)保險者的再就業(yè)率比未參保者高0.198%（3 行1 列），中低齡組不顯著；使用工具變量回歸時，再就業(yè)效應(yīng)在三個組別中都顯著，在高齡組尤為顯著，當加入行業(yè)、職業(yè)和省份虛擬變量時，中低齡組的再就業(yè)效應(yīng)不顯著了，而高齡組仍然顯著，參保者比未參保者高出0.885%（3 行3 列）。非參數(shù)的Wilcoxon 檢驗（p=0.000）也表明低齡組和高齡組的再就業(yè)效應(yīng)存在顯著差異。

對遷移工人而言，年齡三等分對應(yīng)的年齡組分別是16—24 歲、25—35 歲和36—60 歲。在Cox 回歸中，遷移工人失業(yè)保險的道德風險效應(yīng)在中低齡組顯著，在高齡組不顯著，該趨勢和城鎮(zhèn)職工相反。例如，普通Cox 回歸中，參保者的道德風險效應(yīng)在25—35 歲年齡組較為顯著，參保者比未參保者再就業(yè)率低0.165%（2 行4 列），在其他年齡組不顯著；但是當使用工具變量回歸時，中低年齡組的道德風險效應(yīng)都非常顯著，而且無論是顯著程度還是數(shù)量上，道德風險效應(yīng)在25—35 歲年齡組都比16—24 歲年齡組更大，而該效應(yīng)在高齡組不顯著。但是，非參數(shù)的Wil?coxon 檢驗（p=0.570）表明低齡組和高齡組的道德風險效應(yīng)不存在顯著差異。

其次，根據(jù)教育年限對城鎮(zhèn)職工三等分，遷移工人二等分進行回歸。遷移工人采取二等分是因為其教育年限為9 年的人數(shù)占比高達34.15%，如果三等分的話，中等教育程度組的樣本量較小，三等分的意義不明顯，因此采取二等分。對城鎮(zhèn)職工而言，教育年限三等分對應(yīng)的教育年限分別是11 年以下、12—14 年和15 年以上。在Cox 回歸中，城鎮(zhèn)職工參保再就業(yè)效應(yīng)在中低教育年限組較為顯著，尤其是在中等教育程度組尤為顯著，而在接受過高等教育組中不顯著。例如，在普通Cox 回歸中，對中等教育程度組的城鎮(zhèn)職工而言，參加失業(yè)保險者的再就業(yè)率比未參保者高0.172%（2 行1 列）；在工具變量回歸中，中低教育程度組的再就業(yè)效應(yīng)都顯著，但是中等教育程度組數(shù)量上更大；當加入更多虛擬變量時，中等教育程度組的再就業(yè)效應(yīng)仍然顯著，參保者比未參保者高0.568%（2 行3 列）。而對于高教育程度組的城鎮(zhèn)職工而言，參保再就業(yè)效應(yīng)都不顯著。非參數(shù)的Wilcoxon 檢驗表明，只有在工具變量回歸中加入虛擬變量后，中低教育程度者的參保再就業(yè)效應(yīng)才存在顯著差異（p=0.085），其他情況這種差異不顯著。

對遷移工人而言，教育年限二等分對應(yīng)的教育年數(shù)分別是9 年以下和10 年以上，分別對應(yīng)接受過義務(wù)教育和高于義務(wù)教育。在Cox 回歸中，無論是在顯著程度還是數(shù)量上，遷移工人的道德風險效應(yīng)在高教育程度組遠大于低教育程度組。例如，在普通Cox 回歸中，對接受過高于義務(wù)教育的遷移工人而言，參加失業(yè)保險者的就業(yè)率比未參保者低0.366%（2 行4 列），而道德風險效應(yīng)在低教育程度組不顯著。在工具變量回歸中，道德風險效應(yīng)在兩個組都顯著，但是該效應(yīng)在高教育程度組數(shù)量上更大。非參數(shù)的Wilcoxon 檢驗表明，在工具變量回歸中，高低教育程度組的道德風險效應(yīng)差異不顯著，在普通Cox 回歸中這種差異較為顯著（p=0.071）。

表8 失業(yè)保險金最大替代率對再就業(yè)的影響

2.對回歸結(jié)果的解釋

總之，上述回歸結(jié)果表明參保再就業(yè)效應(yīng)在年齡大、教育程度低的城鎮(zhèn)職工中更加顯著，而道德風險效應(yīng)在年齡小、教育程度高的遷移工人中更加顯著。對上述結(jié)果可以用“老一代”城鎮(zhèn)職工和“新生代”遷移工人的概念來解釋。根據(jù)RUMiC 數(shù)據(jù)調(diào)查結(jié)果顯示，“老一代”城鎮(zhèn)職工主要是出生在1962 年之前，他們年齡偏大、教育程度偏低、再就業(yè)技能較低，由于其參加失業(yè)保險后，受到勞動就業(yè)部門的關(guān)注程度更高，有更多機會獲得再就業(yè)培訓，反而有助于提高其再就業(yè)概率。低齡組的新生代城鎮(zhèn)職工年齡低、受教育程度高，對于工作機會的選擇空間更大，對現(xiàn)有的再就業(yè)政策依賴較少，因此參保就業(yè)效應(yīng)不明顯。

而“新生代”遷移工人主要是出生于1980 年之后，特別是25—35 歲年齡組，他們相對更年輕、學歷較高，存在較為明顯的道德風險效應(yīng)。根據(jù)赫希曼（1970，2015）的理論，當人們對當前政策不滿意時，要么選擇退出，要么選擇呼吁［28-29］。但是當這些行為都無法改變政策時，他們可能會選擇道德風險行為，這也從側(cè)面說明新生代遷移工人對當前失業(yè)保險制度的不滿意程度更高，更愿意表達這種不滿。這也非常符合新生代遷移工人的行為特征?！袄弦淮边w移工人學歷較低，很多時候面對不合理的政策，他們可能更多地選擇隱忍，道德風險效應(yīng)不明顯。

3.穩(wěn)健性檢驗

下面討論失業(yè)保險金替代率對再就業(yè)影響的穩(wěn)健性。和Chetty（2008）［10］的做法相似，本文把失業(yè)保險金平均替代率更換為最大替代率進行估計。此時估計的結(jié)果和表5 類似。對于城鎮(zhèn)職工而言，在剛失業(yè)時（t=0），失業(yè)保險金增加1 個百分點，再就業(yè)概率增加15.666%，同樣隨著失業(yè)時間的延遲，再就業(yè)的概率逐步下降。當失業(yè)時間超過12.7 個月，失業(yè)保險金替代率的提高會降低再就業(yè)概率。對于全體工人而言，在剛失業(yè)時（t=0），失業(yè)保險金增加1 個百分點，再就業(yè)概率增加4.484%，同樣隨著失業(yè)時間的延遲，再就業(yè)的概率逐步下降。當失業(yè)時間超過6.9 個月，失業(yè)保險金替代率的提高會降低再就業(yè)概率（控制變量同表5）。

四、結(jié)論和建議

在我國城市化進程中，既要實現(xiàn)“物”的城市化，也要實現(xiàn)“人”的城市化，因此將遷移工人納入社會保險制度中來無疑具有重要意義。由于現(xiàn)有的社會保險制度以原來的城鎮(zhèn)職工為目標群體，在擴展到遷移工人的過程中，難免出現(xiàn)不能完全滿足遷移工人需求的現(xiàn)象。而為遷移工人單獨建立社會保險制度、人為構(gòu)建二元結(jié)構(gòu)式的社會保險制度的設(shè)想已經(jīng)無法適應(yīng)我國目前的城市化趨勢。因此，這種情況下，應(yīng)該更加深入評估現(xiàn)有社會保險制度對遷移工人的影響，以期完善現(xiàn)有的社會保險制度，使其更好地滿足遷移工人需求。本文以失業(yè)保險為例，通過Cox 比例風險模型，揭示了城鎮(zhèn)職工和遷移工人對失業(yè)保險的不同反應(yīng)。對于城鎮(zhèn)職工而言，參加失業(yè)保險提高其就業(yè)率，存在較強的參保再就業(yè)效應(yīng)，該效應(yīng)在年齡較大、學歷較低的群體尤為顯著，但隨著凈資產(chǎn)的提高逐步弱化。對于遷移工人而言，參加失業(yè)保險降低其就業(yè)率，存在較為明顯的道德風險效應(yīng)，該效應(yīng)在年齡較小、學歷較高的群體尤為顯著。但隨著凈資產(chǎn)的提高逐步弱化。無論是城鎮(zhèn)職工還是遷移工人，提高失業(yè)保險金對再就業(yè)的影響隨失業(yè)期限的延長呈現(xiàn)出先上升再下降的趨勢。

該結(jié)論對完善我國失業(yè)保險制度的意義主要體現(xiàn)在以下三個方面。首先，在發(fā)揮失業(yè)保險的兩個功能過程中，更應(yīng)該重視促進失業(yè)人員再就業(yè)功能。特別是加強針對遷移工人的再就業(yè)培訓、提供再就業(yè)補貼、提供再就業(yè)崗位信息，讓遷移工人特別是流動性約束較強、新生代遷移工人獲得更多的再就業(yè)服務(wù)，更好地實現(xiàn)公共服務(wù)均等化，促其更好地融入城市生活，實現(xiàn)城市化的真正落實。只有這樣，才能夠使得遷移工人更好地認同現(xiàn)行的社會保險制度，實現(xiàn)社會保險制度、城鎮(zhèn)化和遷移工人的良好互動，減少無謂損失，實現(xiàn)社會福利最大化。其次，適當提高失業(yè)保險金的待遇標準。我國失業(yè)保險金在繳費階段具有“社會保險”的特征，而在待遇發(fā)放階段仍然具有“救濟”的特征，因此待遇水平偏低［30］。目前，各省市普遍規(guī)定失業(yè)保險金不能超過最低工資，而與參保者個人工資沒有任何關(guān)系。該規(guī)定的一個重要出發(fā)點是認為，提高失業(yè)保險金會加重失業(yè)，出現(xiàn)道德風險現(xiàn)象。本文的實證結(jié)果表明，無論是城鎮(zhèn)職工還是遷移工人，短期內(nèi)都沒有出現(xiàn)明顯的道德風險效應(yīng)。因此，適當提高失業(yè)保險金不會加重失業(yè)，反而有利于保障失業(yè)人員的基本生活，增強失業(yè)保險的參保吸引力。最后，根據(jù)提高失業(yè)保險替代率對再就業(yè)的影響隨著失業(yè)時間呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，對失業(yè)保險金采取分階段遞減的方式發(fā)放，以最大程度減少對再就業(yè)的不利影響。例如，根據(jù)全體工人失業(yè)時間在6 到13 個月出現(xiàn)轉(zhuǎn)折點的情況，可以維持失業(yè)保險金發(fā)放最長期限為24 個月的規(guī)定不變，其中前12 個月失業(yè)保險金適當確定較高的標準，按照失業(yè)前工資的一定比例發(fā)放，使得失業(yè)人群獲得較為充足的失業(yè)保障；而在發(fā)放12 個月之后，適當降低失業(yè)保險金，減少道德風險行為的不利影響。