失业保险、道德风险与迁移工人再就业

失业保险、道德风险与迁移工人再就业

一、我国失业保险制度的局限性中国的劳动监察制度是以国有企业改革为基础的。在这一制度建立之初，主要覆盖的是城市工人，但随着城市化进程的加快，它逐渐转向移动工人。在理论上，无论是工作搜索模型在国内研究中，很多学者使用不同来源的数据研究表明失业保险存在道德风险效应。杜凤莲、刘文忻（2005)但是，也有学者对这一问题给出了不同的实证结果。Applenton等（2002)综上，目前研究失业保险对劳动供给影响的文献较为丰富，不足之处主要有两点：一是目前的研究大都没有区分城镇职工和迁移工人。我国现有的失业保险制度以城镇职工为目标群体，在向迁移工人覆盖的过程中，由于迁移工人流动性更强、就业关系更加不稳定，他们对失业保险的反应可能与城镇职工不同，因此有必要分别研究。二是已有的研究关注的焦点是职工参保后失业保险金对其再就业的影响，但是研究是否参保对再就业影响的文献较少。由于我国失业保险的参保率在40%左右，因此研究是否参保的影响显得尤为重要。为此，本文分别研究是否参保以及失业保险金额对城镇职工和迁移工人的不同影响，揭示两者对失业保险激励的不同行为模式，以此更好地评估我国当前的失业保险制度。本文的创新和贡献主要体现在三个方面：第一，本文首次使用失业期限数据验证了城镇职工参保再就业效应，而不是道德风险效应，揭示了我国失业保险在促进就业方面的积极作用；第二，本文发现“老一代”城镇职工和“新生代”迁移工人对失业保险存在不同反应，特别是从失业保险的角度揭示了“新生代”迁移工人的行为特点；第三，在研究失业保险替代率对再就业的影响时，同时考虑了失业期限的影响，发现提高失业保险替代率对再就业的影响随着失业时间呈现先上升后下降的趋势，该发现具有较强的政策指导意义。本文下面的内容安排如下：第二节介绍数据来源、主要变量和回归模型，第三节结合图形证据进行实证分析，最后给出结论。二、数据、变量和回归模型（一）基本失业金额的确定本文的研究基于北京师范大学采集的中国城乡劳动力流动调查数据（RUMiC）。该数据分别在2008年、2009年调查了中国9个省份的农村住户、15个城市的流动人口和19个城市的城镇住户数据。由于2008年的数据无法获得失业期限这一关键变量，故本文采用2009年的流动人口和城镇住户调查数据进行分析。由于上述数据库没有调查失业者领取的实际保险金额（actualUIbenefitsreceived），本文根据各省市失业保险法律法规的相关规定，计算出该城市的平均失业金额和最大金额，这一般称之为法定金额（UIbenefiteligibility）。而且在研究中，学者普遍使用法定金额而不是实际金额（二）主要变量1.失业期限的延长本文使用的主要因变量是失业期限。根据RUMiC问卷中的两个问题：“你开始这份工作的时间是多少”和“你结束上份工作的时间是多少”，两者相减可以计算出失业期限。随着失业期限的延长，一部分失业者可能重新找到工作，逐步退出失业状态。据此，可以使用生存分析方法，建立失业期限的时间模型，使用Cox回归研究失业保险对失业者再就业的影响。2.失业期限的特征变量描述本文分别采取是否参加失业保险的虚拟变量和失业保险金替代率作为核心解释变量。与未参保群体相比，参加失业保险人员在失业时可以获得失业保险金，可能会延长其失业期限。类似的，失业保险金替代率较高者也可能出现更长的失业期限。本文使用的控制变量主要是失业人员的个人特征变量，包括年龄、工龄、性别、婚姻状况、户籍状况；此外，还控制了职业、行业和省市等虚拟变量。在描述性统计中，城镇职工的平均工资普遍比迁移工人要高，年龄更大，受教育年限更长，结婚率更高，失业期限更短。在失业保险参保率方面，城镇职工为65.2%，迁移工人为12.7%，全体工人为41.4%；城镇职工失业期限平均值为22.3个月，迁移工人为37.4个月，失业期限中位数分别为6个月和24个月。由于我国失业保险待遇水平不高，与缴费工资无关，平均化特征较为明显，这使得城镇职工替代率（29.7%）低于迁移工人（37.6%）。根据（三）是否参加失业保险对再就业影响的回归由于我国失业保险金最多可以领取24个月，因此失业期限数据存在典型的右截尾现象，使用Cox比例机会模型（Coxproportionalhazardmodels）进行分析较为合理。在评估是否参加失业保险对再就业的影响时，本文使用如下的方程进行回归：其中h为了检验失业保险效应是否受到流动性约束的影响，这里把城镇职工和迁移工人净资产三等分，使用分层Cox回归模型，分别估计参加失业保险对退出失业状态概率的系数，这种方法也可以解决Cox回归中不满足等比例假设的问题其中Q在研究失业保险待遇水平对再就业的影响时，既可以使用保险金额也可以使用保险金替代率作为解释变量。由于受到保险金额样本量的限制，本文使用失业保险金替代率进行回归。在使用保险金替代率进行研究时，本文使用的回归方程如下：其中h三、失业者的生存曲线在给出回归结果之前，为了更直观地揭示不同净资产规模下城镇职工和迁移工人对失业保险的不同反应，这里先给出Kaplan-Meier生存曲线（survivalcurves）。该曲线描述的是在失业t个月时，失业者仍然停留在失业状态的概率。这里重点对比参保者和未参保者的生存曲线。理论上，如果存在较强的道德风险效应，那么参保者的失业率高，而未参保者的失业率低。（一）kaplan-meen生存曲线图1是城镇职工根据净资产三等分下参保者和未参保者的生存曲线。从图1a可以看到，对于净资产最低的一组，参加失业保险城镇职工的失业率更低，而未参保者失业率更高。这一结果与道德风险效应相反，本文将这一现象称之为参保再就业效应，即参加失业保险的城镇职工的再就业概率更高。这一结论和理论预测以及一些学者的研究结果相反但是，随着净资产的提高，参保者和未参保者生存曲线的差异越来越小。在图1c中，在失业10个月时，未参保职工中有38.3%仍处在失业状态，而参保职工只有34.4%仍处在失业状态，两者仅差3.9个百分点。失业时间超过15个月之后，参保者的道德风险效应才开始显现。非参数的Wilcoxon检验（p=0.24）也表明两者的差异不显著。总之，Kaplan-Meier生存曲线表明，净资产较少、流动性约束较大的城镇职工，参加失业保险呈现出较高的再就业率，未参保者反而有较高的失业率，存在明显的参保再就业效应，而不是道德风险效应；而对于净资产较高的、流动性约束较小的城镇职工，参保再就业效应逐步弱化，道德风险效应逐步出现。图2给出的是按照净资产三等分迁移工人中参保者和未参保者的生存曲线。从图2a中可以看到，对于净资产最低的一组，参加失业保险迁移工人的失业率更高，而未参保者失业率较低，存在明显的道德风险效应。这一结果和理论预测一致，也和上述学者的研究结论一致。例如，在失业到了第10个月，迁移工人中未参保者仍处在失业状态的比例为78.1%，参保者仍处在失业状态的比例为84.8%，后者比前者高出6.7个百分点，存在较为明显的道德风险效应。非参数的Wilcoxon检验（p=0.02）也表明参保者和未参保者生存曲线存在显著差异。随着净资产的增加，迁移工人的道德风险效应逐步消失，而参保再就业效应逐步显现，迁移工人行为模式接近城镇职工。例如，对于迁移工人净资产最高的一组，当失业到了第10个月时，未参保者仍处在失业状态的比例是80.4%，参保者的比例是78.0%，参保者的再就业率更高，不过非参数的Wilcoxon检验%（p=0.57）显示两者的差异不显著。虽然参保再就业效应在数量上显著、在统计上不显著，但是至少表明道德风险效应已经消失，净资产较高的迁移工人对失业保险的行为反应逐步接近城镇职工。总之，Kaplan-Meier生存曲线表明，对于净资产较低的迁移工人，参加失业保险呈现出较高的失业率，存在明显的道德风险效应，这和城镇职工相反；而对于净资产较高的迁移工人，参加失业保险伴随着较高的再就业率，道德风险效应消失，再就业效应开始显现，这和净资产规模较低的城镇职工的行为一致，其行为模式非常接近资产较低的城镇职工，初步表明其逐步融入城市生活。（二）如果你参加失业保险，你对再就业的概率的影响本节分别给出了普通Cox回归结果、工具变量Cox回归结果和分层Cox回归结果。1.失业保险制度对迁移工人再就业的影响对于城镇职工而言，在控制年龄、性别和工龄的情况下，城镇职工参加失业保险有助于提高再就业率，估计系数为0.123（表2第1列），这意味着参加失业保险城镇职工比未参保者的再就业率提高0.123%，存在显著的参保再就业效应。在控制变量中，年龄、工作经验和性别对再就业概率的影响显著，而教育年限、婚姻状况和户籍不显著。具体而言，年龄对再就业有负面影响，年龄增加1岁，再就业概率下降0.027%；工龄对再就业有正面影响，工龄每增加1年，再就业概率增加0.015%；在性别方面，男性再就业概率比女性高0.258%。对于迁移工人而言，在控制年龄、性别、婚姻状况和户籍状况的情况下，迁移工人参加失业保险会降低再就业率，估计系数为-0.156，这意味着参加失业保险迁移工人比未参加者的再就业率降低0.156%，存在显著的道德风险效应。在控制变量中，年龄、性别、婚姻状况和户籍状况对再就业的影响显著，而工龄、教育年限和户籍不显著。具体而言，年龄对再就业有负面影响，年龄增加1岁，再就业概率下降0.030%；在性别方面，男性再就业概率比女性高0.127%；已婚者比未婚者再就业概率下降0.570%；拥有本地户籍者比没有本地户籍者的再就业概率下降0.646%。对比控制变量可以发现，失业保险制度对城镇职工和迁移工人的影响存在有趣的城乡差异。相同点方面，年龄对所有工人都有负面影响，而男性比女性再就业概率更高。因此，在年龄和性别方面，没有显著的城乡差异。而城乡差异主要体现在工龄和婚姻状况。首先，城镇职工的工龄越长，再就业概率越大，而工龄对迁移工人再就业的影响不显著。这一结果和我国就业保障制度密切相关。工龄对城镇职工非常重要，工龄越长，获得的各项保障更加全面，能够获得多方面的权益。而迁移工人就业关系不稳定，经常出现就业中断的情况，工龄积累对其意义不大，即使工龄累加时间较长，也无法获得就业保障方面的服务。其次，婚姻状况对城镇职工不显著，对迁移工人影响更大。已婚对迁移工人再就业存在显著的负面影响，已婚导致其再就业概率下降0.570%。对此的一个可能解释是迁移工人的流动性较强，就业机会和流动性密切相关，结婚后导致期流动性降低，或者增加了流动性成本，进而降低了再就业机会。2.．与失业保险的再就业特征相关指标的选择在研究是否参保对再就业的影响，大家较为关注内生性问题。Cox回归使用的是部分似然估计方法，要求一致性（在大样本里接近无偏）和正态分布（通过重复样本），该方法和极大似然估计类似本文选取的四个工具变量主要分为两类。第一类是选择除失业保险以外的其他险种的参保率作为工具变量。由于我国社会保险具有捆绑参保的特点，很多企业同时为员工缴纳五险一金，故此失业保险的参保率和其他保险参保率具有相关性。由于我国城乡职工社会保险较为复杂，城镇职工和迁移工人参加的社会保险存在较大差异，例如城镇职工参加职工基本养老保险、职工基本医疗保险，而迁移工人除了可能参加城镇职工保险外，更可能参加新型农村合作医疗保险和新型农村养老保险。因此难以统一选择一项保险作为工具变量。为此，在不考虑失业保险的情况下，本文设定如果工人只要参加了养老、医疗、工伤保险和住房公积金中的任一项，就记社会保险（SI）为1，否则记为0，把社会保险作为工具变量进行两阶段估计。第二类工具变量是代表体制内就业特征的相关指标。是否参加失业保险并不是一项个人决策，而是企业决策。因此，雇员的企业类型和特征决定了一个人是否参加失业保险。为此，本文主要选取三个指标作为工具变量，分别是就业单位的所有制性质（owner＿du）、就业合同的期限（contra）和找到工作的方式（jobway）。体制内职工一般就业于机关、事业单位、国有、集体企业，签订的劳动合同是终身的或者长期的，获得工作的方式是一般是政府分配、指派或者推荐的；而体制外职工一般就业于私营企业，签订的劳动合同是短期的，获得工作的方式往往是自己在就业市场搜寻或者亲戚朋友介绍的。一般而言，在体制内就业参加失业保险的比例较高，而体制外参加失业保险的比例较低，因此该指标和失业保险参保率相关。在使用工具变量进行估计时，在第一阶段，由于被解释变量是否参加失业保险是二值变量，故采用线性概率模型（LPM）进行估计（回归结果可参见表3）；在第二阶段，使用线性概率模型估计失业保险参保率的拟合值进行Cox回归，分析参加是否参加失业保险对再就业的影响。在检验工具变量解释力方面，本文在第一阶段回归中，城镇职工和迁移工人的F值分别为88.19和45.14，超过了传统上要求F=10的最低标准，表明本文选择的四个工具变量是具有较强解释力的。在有效性检验方面，由于Cox回归的残差有不同的定义，本文分别使用martingale残差和deviance残差构建Sargan统计量。在四个Sargan统计量中，只有迁移工人根据deviance残差构建Sargan统计量没有通过检验（p=0.064），其他三个统计量都通过了检验（p值分别为0.283,0.113和0.484）。因此无法拒绝原假设“所有工具变量都是外生的”，表明本文选择的四个工具变量是有效的。研究发现，无论是数量上还是统计上，使用工具变量回归的结果都更加显著。具体而言，对于城镇职工而言，在控制年龄、性别和工龄的情况下，参加失业保险城镇职工比未参加者的再就业率提高0.625%（表2第2列）；如果继续控制行业、职业和省份虚拟变量，提高比例下降为0.327%（表2第3列），仍然高于普通Cox回归的0.123%，这表明参保再就业效应更加显著。对于迁移工人而言，在控制年龄、性别、婚姻状况和户籍状况的情况下，参加失业保险迁移工人比未参保者再就业率降低0.598%（表2第5列）；如果继续控制行业、职业和省份虚拟变量，降低比例则为0.675%（表2第6列），同样远远高于普通Cox回归的结果，这表明道德风险效应更加显著。在控制变量方面，无论是城镇职工还是迁移工人，使用工具变量并没有显著改变回归结果。3.．参加失业保险对再就业影响的回归分析在分层回归中可以发现，随着净资产的提高，城镇职工参加失业保险的再就业效应逐步弱化，道德风险效应开始显现。是否参保对再就业的影响系数随净资产的提高而单调递减，对于迁移工人而言，随着净资产的增加，道德风险效应也逐步弱化，参保再就业效应开始显现，其对失业保险的反应越来越接近城镇职工。例如，在净资产最低的一组，参加失业保险对再就业的概率是负的0.311%（表4第4列），在1%的水平上显著，而对于净资产最高的一组，参加失业保险对再就业的影响已经变成正的，参保再就业效应开始在数量上显现，尽管统计上不显著。当使用工具变量回归和加入虚拟变量时，该系数在数量上变得更大、统计上更加显著，随着净资产的提高，道德风险效应变得不显著了，但是仍然呈现单调递减的规律。这表明，随着净资产的增加，迁移工人对失业保险的反应非常接近城镇职工了。这也从侧面说明净资产较高的迁移工人融入城市的可能性更高了。总之，结合图形证据和回归分析，对比城镇职工和迁移工人的结果可以得出两个重要的结论。首先，对于城镇职工而言，参加失业保险伴随着较高的再就业率，存在较强的参保再就业效应，随着净资产的提高该效应逐步弱化，道德风险效应逐步显现。其次，对于迁移工人而言，参加失业保险伴随着较低的再就业率，存在较为明显的道德风险效应，随着净资产的提高道德风险效应逐步弱化，参保再就业效应开始显现，净资产规模较高的迁移工人对失业保险的行为模式接近城镇职工。4.就业服务供给对道德风险效应的影响对该结果的一个可能的解释是，这和我国失业保险制度以及迁移工人的就业特点密切相关。我国失业保险制度主要有两个功能，一是保障失业人员的基本生活，二是促进失业人员再就业。前者主要是指发放失业保险金，后者主要是指提供职业培训和职业介绍补贴等。对于参保的城镇职工而言，他们失业后能够获得劳动保障部门提供的各类再就业服务，因此再就业率较高，参保再就业效应明显。而迁移工人由于流动性较强、就业关系不稳定，难以融入城市生活，很难获得劳动保障部门提供的再就业服务，因此他们更加看重能够领取的失业保险金，道德风险效应更强。中国城乡劳动力流动调查数据（RUMiC）也支持上述解释。例如，在询问城镇职工工作来源时，大约32.7%的人是来自政府或者社区的分配，通过家庭成员或者亲戚介绍的占比为10.4%，通过朋友或者熟人介绍的占比19.1%，后两者合计不到29.5%；而在询问迁移工人工作来源时，通过政府分配、通过政府就业服务机构介绍和通过社区就业服务机构介绍的合计占比为2.5%，通过家庭成员和亲戚介绍的占比为17.8%，通过朋友或者熟人介绍的占比为39.6%，后两者合计超过57.4%。由此可见，城镇职工的工作更多地来自政府的分配或介绍，能够享受更多就业服务机构提供的各类就业服务；而迁移工人的工作更多地来自家庭成员、亲戚、朋友和熟人的介绍，享受政府就业机构提供各类就业服务的机会较少。因此，对于城镇职工而言，除了能够领取失业保险金外，参加失业保险的最大好处是能够获得政府就业机构提供的各类就业服务，参保再就业效应明显，因此道德风险效应不明显；而迁移工人由于缺乏获得各类就业服务的机会，更加看重失业保险提供的失业津贴，因此道德风险效应较为显著。与此同时，而对于净资产规模较高的迁移工人，他们年龄、工作经验和教育程度都较高，随着净资产的积累，他们能够逐步融入城市生活，开始能够获得劳动保障部门提供的再就业服务，因此他们的道德风险效应逐步弱化，参保者再就业效应逐步显现，其行为模式逐步接近净资产规模较小的城镇职工。（三）失业预防再就业概率的影响这里给出失业保险替代率的回归结果。在未添加交互项的情况下，提高失业保险替代率，会降低城镇职工的就业率，对迁移工人没有影响。但是，当加入交互项之后，失业保险替代率对就业率的影响随着失业期限的延长呈现先上升后下降的趋势。具体而言，对于城镇职工而言，在刚失业时（t=0），失业保险金替代率增加1个百分点，再就业概率增加3.902%，但是随着失业时间的延长，虽然再就业概率的增加量逐步下降，但是仍然为正值。当失业时间超过6个月，失业保险金替代率的进一步提高会降低再就业概率。对于迁移工人和全体工人而言，提高失业保险替代率对再就业的影响趋势和城镇职工类似，只不过迁移工人的拐点在超过13.1个月出现，全体工人在超过7个月时出现。在控制变量方面，性别、教育年限和婚姻状况对城镇职工显著；只有婚姻状况对迁移工人显著；性别、婚姻状况和户籍状况对全体工人都显著。而年龄、工作经验对所有职工都不显著（因此没有将其纳入回归方程）。总之，回归结果表明提高失业保险金替代率最初能够提高再就业概率，但是随着失业时间的延长，该效应逐步衰减，最终会降低再就业概率。因此，失业保险替代率和再就业率并不是简单的负相关关系，随着失业保险替代率的提高，再就业呈现先上升后下降的趋势。该结果具有较强的政策含义，支持失业保险金采取阶梯递减的方式发放。（四）其他讨论和稳定试验1.对迁移工人的道德风险效应为了检验是否参保对再就业影响的稳健性，这里分别按照年龄和教育年限进行分层回归。首先，根据年龄三等分进行回归，对城镇职工而言，年龄三等分对应的年龄组分别是18—35岁、36—45岁和46—60岁。回归结果表明，城镇职工失业保险的再就业效应在低龄组不显著，在高龄组显著。例如，在普通Cox回归中，对于46岁以上的城镇职工，参加失业保险者的再就业率比未参保者高0.198%(3行1列），中低龄组不显著；使用工具变量回归时，再就业效应在三个组别中都显著，在高龄组尤为显著，当加入行业、职业和省份虚拟变量时，中低龄组的再就业效应不显著了，而高龄组仍然显著，参保者比未参保者高出0.885%(3行3列）。非参数的Wilcoxon检验（p=0.000）也表明低龄组和高龄组的再就业效应存在显著差异。对迁移工人而言，年龄三等分对应的年龄组分别是16—24岁、25—35岁和36—60岁。在Cox回归中，迁移工人失业保险的道德风险效应在中低龄组显著，在高龄组不显著，该趋势和城镇职工相反。例如，普通Cox回归中，参保者的道德风险效应在25—35岁年龄组较为显著，参保者比未参保者再就业率低0.165%(2行4列），在其他年龄组不显著；但是当使用工具变量回归时，中低年龄组的道德风险效应都非常显著，而且无论是显著程度还是数量上，道德风险效应在25—35岁年龄组都比16—24岁年龄组更大，而该效应在高龄组不显著。但是，非参数的Wilcoxon检验（p=0.570）表明低龄组和高龄组的道德风险效应不存在显著差异。其次，根据教育年限对城镇职工三等分，迁移工人二等分进行回归。迁移工人采取二等分是因为其教育年限为9年的人数占比高达34.15%，如果三等分的话，中等教育程度组的样本量较小，三等分的意义不明显，因此采取二等分。对城镇职工而言，教育年限三等分对应的教育年限分别是11年以下、12—14年和15年以上。在Cox回归中，城镇职工参保再就业效应在中低教育年限组较为显著，尤其是在中等教育程度组尤为显著，而在接受过高等教育组中不显著。例如，在普通Cox回归中，对中等教育程度组的城镇职工而言，参加失业保险者的再就业率比未参保者高0.172%(2行1列）；在工具变量回归中，中低教育程度组的再就业效应都显著，但是中等教育程度组数量上更大；当加入更多虚拟变量时，中等教育程度组的再就业效应仍然显著，参保者比未参保者高0.568%(2行3列）。而对于高教育程度组的城镇职工而言，参保再就业效应都不显著。非参数的Wilcoxon检验表明，只有在工具变量回归中加入虚拟变量后，中低教育程度者的参保再就业效应才存在显著差异（p=0.085），其他情况这种差异不显著。对迁移工人而言，教育年限二等分对应的教育年数分别是9年以下和10年以上，分别对应接受过义务教育和高于义务教育。在Cox回归中，无论是在显著程度还是数量上，迁移工人的道德风险效应在高教育程度组远大于低教育程度组。例如，在普通Cox回归中，对接受过高于义务教育的迁移工人而言，参加失业保险者的就业率比未参保者低0.366%(2行4列），而道德风险效应在低教育程度组不显著。在工具变量回归中，道德风险效应在两个组都显著，但是该效应在高教育程度组数量上更大。非参数的Wilcoxon检验表明，在工具变量回归中，高低教育程度组的道德风险效应差异不显著，在普通Cox回归中这种差异较为显著（p=0.071）。2.年龄和就业水平对“新生代”城镇职工参保就业效应影响的差异总之，上述回归结果表明参保再就业效应在年龄大、教育程度低的城镇职工中更加显著，而道德风险效应在年龄小、教育程度高的迁移工人中更加显著。对上述结果可以用“老一代”城镇职工和“新生代”迁移工人的概念来解释。根据RUMiC数据调查结果显示，“老一代”城镇职工主要是出生在1962年之前，他们年龄