靈活就業流動人口的養老保險覆蓋率及其收入效應

趙建國 周德水

一、引言

黨的十九大宣告中國特色社會主義進入新時代。新時代下我國的就業模式發生了深刻變化，勞動力就業市場從20世紀90年代國企改革前的單一正規就業模式，發展為自雇、個體就業與自由職業等多種就業形態并存的局面①侯海波、劉亞輝：《非正規就業的教育收益率異質性分析》，《調研世界》2018年第10期。。國家統計局公布數據顯示：截止到2018年底，我國城鄉個體就業總數已達1.6億人。2019年有研究指出，到2025年，中國國內靈活用工市場的經濟規模將超過1600億元②參見《2019年中國靈活用工及靈活就業研究報告》，《勞動報》，2019年12月4日。。由此可見，新時代下的靈活就業在我國經濟社會發展中承擔著重要作用。然而，在城市務工的靈活就業流動人口卻容易被忽視。該類群體數量龐大，正是靈活就業群體中的弱勢群體。黨的十九大提出要全面建成覆蓋全民的社會保障體系，多層次化和群體全覆蓋化是世界各國社會保障發展的基本取向，也是中國早已明確的改革目標③鄭功成：《多層次社會保障體系建設：現狀評估與政策思路》，《社會保障評論》2019年第1期。。而提升靈活就業流動人口的養老保險參與率則是實現這一目標的重點和難點之一。靈活就業流動人口面臨著養老保險覆蓋率低，且難以獲得與城鎮職工同等的養老保障待遇等問題①孫濤、謝東明：《靈活就業流動人口養老保險服務研究——基于社會融合視角》，《南開學報（哲學社會科學版）》2016年第4期。。做好靈活就業流動人口社會保障的擴面工作依然艱巨，全面建成覆蓋全民的社會保障體系仍面臨著嚴峻挑戰。

流動人口離開戶籍地去外地務工的主要目的是提高生活水平，獲得一份滿意的職業和收入。理論上，養老保險對收入的影響存在復雜性。一方面，養老保險繳費對個體的實際收入會形成一定的擠出效應，造成既定福利損失，不利于靈活就業流動人口養老保險覆蓋率的提升。其原因在于：一是缺乏單位保障，靈活就業流動人口沒有單位為其繳費，個體繳費意愿相對較低；二是流動性較大，養老保險的異地可攜帶性存在障礙；三是制度性排斥，針對靈活就業人員的養老保險制度，較多面向城鎮籍的靈活就業流動人口，但是農村籍的靈活就業流動人員在流入地參保往往面臨戶籍參保限制。另一方面，基本養老保險作為一項福利性制度安排，是所有勞動者年老退休后維持或改善基本生活的安全網。其存在的收入分配效應能夠促使財富在不同代際和不同收入人群之間轉移和流動，可以從長遠角度防范可能發生的貧困和健康等方面的社會風險。所以，靈活就業流動人口的養老保險參與對其收入的影響究竟如何？這是一個非常值得深思的問題。

基于此，本文利用2016年流動人口動態監測調查數據，從統計與實證層面探討了靈活就業流動人口的養老保險覆蓋問題及其收入效應，并重點回答養老保險參與對靈活就業流動人口收入影響的異質性邊際回報如何、養老保險對收入影響的凈效應是多少。

二、文獻綜述

關于養老保險的收入效應研究一直是國內外學者關注的重要議題。一類觀點認為養老保險對個人或者家庭收入具有顯著的促進作用。譬如，有研究指出養老保險不僅能夠顯著提高老年人的收入水平②張川川等：《新型農村社會養老保險政策效果評估——收入、貧困、消費、主觀福利和勞動供給》，《經濟學（季刊）》2015年第1期。，縮減收入差距③王延中等：《中國社會保障收入再分配效應研究——以社會保險為例》，《經濟研究》2016年第2期。，促進個人幸福感④程名望、華漢陽：《購買社會保險能提高農民工主觀幸福感嗎？——基于上海市2942個農民工生活滿意度的實證分析》，《中國農村經濟》2020年第2期。，而且增加對養老保險的國有資本收入劃撥比例還能夠促進個體的福利⑤高奧、龔六堂：《國有資本收入劃撥養老保險、人力資本積累與經濟增長》，《金融研究》2015年第1期。。對于私營部門的雇員而言，在缺少法定養老金的情況下，補充性養老保險能夠在一定程度上增加收入水平⑥Sanna Nivakoski, "Determinants of Pension Coverage and Retirement Income Replacement Rates-Evidence from TILDA," The Economic and Social Review, 2014, 45(3).。與此同時，中國城鄉居民養老保險還存在正向的家庭收入效應，在運用傾向得分匹配法消除自選擇偏差后，養老保險能夠使參保者的家庭收入顯著提升49.3%⑦楊晶等：《中國城鄉居民養老保險制度的家庭收入效應》，《農業技術經濟》2018年第10期。。此外，降低養老保險費率能夠促進企業提高員工工資，對企業雇員的工資沒有明顯的擠出效應⑧呂學靜、何子冕：《養老保險費率降低的工資與就業效應——基于上市公司的實證分析》，《社會保障評論》2019年第3期。。

還有一類觀點認為養老保險與個人收入之間存在明顯的替代效應。有學者指出職工社保對工資的影響存在自選擇問題，通過構建雙重差分模型后發現，職工社保與工資之間存在明顯的負向關系①周作昂、趙紹陽：《農民工參加城鎮職工社保對工資的替代效應》，《財經科學》2018年第7期。。同時養老保險福利與工資獲得之間的負向關系在國外研究中也獲得了證實②Edward B. Montgomery, et al., "Pensions and Wages: A Hedonic Price Theory Approach," International Economic Review, 1992, 33(1).。現實中，雇傭單位存在社會保障低成本轉嫁行為，即雇主往往以較低的成本將所要履行的社會保障的繳費責任轉嫁給雇員，造成雇員實際利益的損失③Ingrid Nielsen, Russell Smyth, "Who Bears the Burden of Employer Compliance with Social Security Contributions? Evidence from Chinese Firm Level Data," China Economic Review, 2008, 19(2).。在我國，企業養老保險繳費在一定程度上也可能會降低職工工資，養老保險參與并沒有實現員工工資和福利之間的轉換④馬雙等：《養老保險企業繳費對員工工資、就業的影響分析》，《經濟學（季刊）》2014年第3期。。除了上述兩類對立的論點外，還有部分學者認為養老保險與工資之間存在不確定性。有學者指出基本養老保險制度對不同收入的家庭和人群間存在負向再分配效應，而在行業和地區間則存在正向分配效應⑤胡芳肖等：《城鎮職工基本養老保險制度的收入再分配效應研究——以陜西省為例》，《西安財經學院學報》2014年第3期。。國外學者運用英國家庭小組（BHPS）調查數據，指出養老金與工資之間并沒有存在顯著的溢價差異，這一發現在公共部門和私人部門都有效⑥Jonathan B. Haynes, John G. Sessions, "Work Now, Pay Later? An Empirical Analysis of the Pension-Pay Trade off," Economic Modelling, 2013, 30(C).。整體而言，企業社會保險繳費對員工工資不具有影響，不過對于教育程度較低的員工，則會存在工資和企業繳費的替代現象⑦封進：《社會保險對工資的影響——基于人力資本差異的視角》，《金融研究》2014年第7期。。

不難看出，上述關于養老保險與收入的關系較多針對有固定工作的人群，本文嘗試拓展研究范圍，將關注的方向擴展到靈活就業流動人口層面。這類群體目前是養老保險擴面的重點和難點群體。在已有文獻中，靈活就業人員的養老保險問題受到較多的關注。部分學者通過分析社會基本養老保險的收入分配效應指出，我國基本社會養老保險制度安排有利于增加靈活就業人員的收入水平⑧王曉軍、康博威：《我國社會養老保險制度的收入再分配效應分析》，《統計研究》2009年第11期；李培、劉苓玲：《我國基本養老保險擴面的收入分配效應研究》，《財經研究》2016年第4期。，但我國養老金的收入再分配功能難以發揮最優效用，尤其對于靈活就業人員難以形成應有的保障⑨鄭春榮：《中國城鎮職工基本養老金的公平性——基于不同收入群體的分析》，《中國人口科學》2013年第1期。。當前，我國養老保險制度擴面的重點和難點在于提高靈活就業人員的覆蓋率⑩尹文耀、葉寧：《中國靈活就業人口及其對社會養老保險的影響分析》，《浙江大學學報（人文社會科學版）》2010年第1期。，以及城鎮低收入人群的參保率?張向達、方群：《共享、融合與創新：城鎮低收入群體多層次養老保險體系設計》，《社會保障評論》2019年第2期。。對于靈活就業人員而言，其養老保險存在著覆蓋率較低、斷保率高以及參保險種有限等問題?高文書、高梅：《城鎮靈活就業農民工社會保險問題研究》，《華中師范大學學報（人文社會科學版）》2015年第3期；孫濤：《靈活就業流動人口社會養老問題研究——基于四川、浙江的調研》，《西北師大學報（社會科學版）》2015年第3期。。在靈活就業人員養老保險制度的設計上，應允許靈活就業人員在職工養老保險與居民養老保險之間自由選擇參保，以提高靈活就業人員養老保險的適用性與可持續性，并進一步消除制度的碎片化，加快養老保險全國統籌①穆懷中等：《靈活就業人員參保繳費激勵機制研究——以家庭預期收益效用為視角》，《中國人口科學》2016年第6期。，同時創新性地建立預付繳費養老金制度有利于提高非正規就業者的養老保險覆蓋率②肖金萍、胡培兆：《以預付繳費計劃擴大我國非正規就業者養老保險覆蓋面》，《經濟縱橫》2018年第3期。。

上述文獻為本文的進一步研究奠定了基礎，但仍存在以下不足：第一，鮮有關注靈活就業流動人口的養老保險問題，雖然孫濤關注了這一研究對象③孫濤：《靈活就業流動人口社會養老問題研究——基于四川、浙江的調研》，《西北師大學報（社會科學版）》2015年第3期。，但并沒有考察靈活就業流動人口養老保險參與的收入效應；第二，缺乏對靈活就業流動人口異質性邊際回報問題的關注，養老保險參與是個體的經濟決策選擇，個體異質性需要從整體考察，運用內生轉換模型可以較好地解決這一問題，但現有文獻對此的研究存在缺憾；第三，針對靈活就業流動人口養老保險與收入之間的內生性考慮還需深化，已有文獻較少運用工具變量等方法進行穩健性估計，難為基礎回歸結果的可靠性和準確性提供依據；第四，針對靈活就業流動人口的研究樣本存在一定不足，目前較多地針對某幾個城市或者某幾個省份的調查，樣本代表性和樣本容量不夠豐富。

本文的邊際貢獻有以下3個方面：首先，關注靈活就業流動人口養老保險的覆蓋問題及其收入效應，從而豐富了流動人口社會保障的相關研究；其次，運用內生轉換模型同時控制收入決定方程和養老保險參與方程，得出養老保險參與組與控制組之間的異質性差異，充分考察養老保險參與的個體異質性回報；再者，運用傾向得分匹配法估算出養老保險參與的平均處理效應，進而得出養老保險對收入影響的凈效應。

三、數據來源與統計分析

本文的數據來源于國家衛計委發布的2016年流動人口動態監測調查數據（CMDS）。本次調查的對象是15周歲以上的流動人口，范圍涵蓋了全國31個省（市、區）。本次調查樣本量大，采取分層次多階段抽樣調查法，受訪的流動人口總數為16.9萬人。流動人口動態監測調查的內容涉及個體情況、家庭情況、職業情況、城市融入情況以及公共服務和健康生育等情況。

我們選擇靈活就業流動人口作為研究對象。其中靈活就業指非正規就業，即就業時間、地點與方式等均沒有固定約束的就業。與之相對應的是傳統的工廠或單位制就業。依據這一概念并結合本文研究對象，我們將本次調查的流動人口中從事家政、保潔、個體商販、裝修以及無固定職業者和其他類職業的流動人口，界定為靈活就業流動人口④由于樣本中沒有靈活就業的新模式，如“共享就業”“新業態就業”等方面，因而本文界定的靈活就業流動人口可理解為傳統層面的靈活就業范疇。。樣本中靈活就業流動人口總數為20131個。樣本量較大，具有廣泛的全國代表性，能夠比較精準地刻畫靈活就業流動人口的養老保險覆蓋情況及其收入效應。

本文關注的被解釋變量是靈活就業流動人口的收入。受訪樣本中，靈活就業流動人口收入的均值是3656.97元。本文在具體研究中對收入取對數處理，以消除異方差等問題。本文重點關注的解釋變量是養老保險，對應在樣本中的均值是0.4985，說明靈活就業流動人口養老保險的覆蓋率偏低。

需要指出的是，養老保險變量在問卷設計中并沒有區別具體的類型，是將城鄉居民、職工養老等合并為養老保險變量。因而限于變量設定的局限，本文從整體層面考察靈活就業流動人口的覆蓋情況。同時本文研究對象包括城鎮籍和農村籍靈活就業流動人口，這兩類就業人員均可以參加戶籍地和流入地的城鎮基本養老保險。在基本養老保險的選擇上，可以自愿參加城鎮職工基本養老保險，其20%的繳費比例由個人承擔。對于靈活就業流動人口而言，如果無法在流入地參加城鎮職工養老保險，也可以回戶籍地以靈活就業人員的身份參保。目前靈活就業流動人口參保屬于個人主觀經濟決策問題，根據自身情況自由選擇參加城鎮基本養老保險，并不具有參保的強制性。

在控制變量的選擇上，包含了個體特征、家庭特征、社會經濟特征和區域特征。具體看，個體特征考察了性別、戶籍、婚姻、教育、黨員和遷移距離；家庭特征主要是父母流動經歷和家庭規模；社會經濟特征包括健康檔案、勞動時間和城市購房打算；區域特征則依據我國區域地理特征，劃分為東部、中部和西部（詳見表1）。

表1 主要變量的描述性統計

變量名 變量定義 均值 標準差 最小值 最大值 東部 東部=1，否=0 0.3975 0.4894 0 1 中部 中部=1，否=0 0.1487 0.3558 0 1 西部 西部=1，否=0 0.3639 0.4811 0 1

根據2016年CMDS數據，本文比較了不同教育、不同戶籍以及不同區域的靈活就業流動人口養老保險的覆蓋率情況。首先，從不同受教育程度可以看出，隨著接受正規在校教育程度的提高，靈活就業流動人口的養老保險覆蓋率也越高。具體看，小學及以下、初中學歷、高中、大專及以上文化水平的靈活就業流動人口，其養老保險覆蓋率依次為48.24%、48.45%、49.51%和62.36%。整體上，養老保險覆蓋率與個體的受教育水平呈現正相關的關系。

其次，從不同戶籍靈活就業流動人口養老保險覆蓋率的比較中可以看出，城鎮戶籍靈活就業流動人口的養老保險覆蓋率為55.43%，農村籍靈活就業流動人口的覆蓋率為49.02%，說明城鎮戶籍靈活就業流動人口的養老保險覆蓋率要高于農村籍靈活就業流動人口。其原因在于：一方面，我國長期的二元經濟體制，造成城鄉發展存在較大差距；另一方面，二元戶籍制度也是造成我國社會保障制度“碎片化”的重要原因，農村社會保障制度建設長期落后城市，加快構建城鄉一體化的社會保障制度迫在眉睫。

最后，不同區域靈活就業流動人口的養老保險覆蓋率也存在差異。東部、中部、西部和東北部的覆蓋率依次為53.27%、53.65%、49.68%和29.14%，說明養老保險覆蓋率存在較明顯的區域差異。整體看，中東部地區靈活就業流動人口養老保險覆蓋率要明顯高于西部和東北部，即經濟較發達地區的覆蓋率較高，經濟欠發達地區則有著較低的養老保險覆蓋率。黨的十九大報告指明發展不平衡不充分已成為我國社會各項事業發展的主要障礙，養老保險覆蓋率存在的城鄉差異和區域差異，正是我國社會保障制度發展不平衡不充分的具體體現。

為了直觀考察靈活就業流動人口養老保險參與的收入狀況，本文做進一步對比研究。樣本中被養老保險覆蓋的靈活就業流動人口的平均收入為3760.13元，而未被養老保險覆蓋的靈活就業流動人口的收入為3554.35元，兩者差為205.78元。這表明養老保險參與帶來的收入回報比較明顯，但養老保險與收入之間是否存在因果關系，則需要進一步實證檢驗。

四、研究框架與計量方法

首先，本文采用內生轉換模型（Endogenous Switching Regression Model）考察靈活就業流動人口養老保險參與的收入效應。由于靈活就業流動人口的養老保險覆蓋率并不是隨機決定的，決定收入因素還包括個人能力、性格表征以及政策變動等，不同個體的自選擇會產生異質性邊際回報問題，因而最小二乘法難以獲得準確無偏的估計量。Heckman模型盡管也能識別自選擇問題，但由于本文中靈活就業流動人口均是有收入的樣本，所以不具備Heckman模型的第一階段識別條件。工具變量法能夠識別互為因果等內生性問題，但對識別異質性存在不足，因而本文僅做穩健性檢驗處理。內生轉換模型通過極大似然估計能夠同時聯立養老保險選擇方程和收入決定方程，進而估計出一致的標準誤差①Michal Lokshin, Zurab Sajaia, "Maximum Likelihood Estimation of Endogenous Switching Regression Models," Stata Journal, 2004, 4(3).。目前該方法在國內已獲得比較廣泛的運用②才國偉、劉冬妍：《勞動合同對農民工收入的影響機制研究——基于內生轉換回歸模型的實證分析》，《中國社會科學院研究生院學報》2014年第4期；韓軍輝、李錦：《自選擇、非農就業城鄉轉換及工資差距》，《云南財經大學學報》2015年第4期；朋文歡、黃祖輝：《農民專業合作社有助于提高農戶收入嗎？——基于內生轉換模型和合作社服務功能的考察》，《西北農林科技大學學報（社會科學版）》2017年第4期；蘇嵐嵐、孔榮：《互聯網使用促進農戶創業增益了嗎？——基于內生轉換回歸模型的實證分析》，《中國農村經濟》2020年第2期。，選擇內生轉換模型進行估計具有合理性。本文設定的內生轉換模型的基本形式如下：

其中，I*是潛變量，表示靈活就業流動人口是選擇參加養老保險還是選擇不參加養老保險。Lnω1i和Lnω0i表示的是養老保險參與組和養老保險控制組兩個子樣本的靈活就業流動人口的收入水平，Zi表示的是個體參加養老保險的影響因素，xi則表示靈活就業流動人口收入的影響因素，α1、α0和λ是待估參數，φ1i、φ0i和ξi是隨機誤差項。對于選擇方程I*，若潛變量I*＞0，則靈活就業流動人口選擇參加養老保險，即被養老保險覆蓋，反之則不參加養老保險，即未被養老保險覆蓋。

其次，為了驗證養老保險對靈活就業流動人口收入影響的凈效應，本文進一步運用基于反事實推斷的傾向得分匹配法（PSM）控制內生性。傾向得分匹配法通過重新抽樣或者將接受干預樣本與未被干預的樣本進行匹配對數據加以平衡，進而對估計樣本變量計算得分因子，將養老保險參與組（參保流動人口）和控制組（未參保流動人口）兩個子樣本在匹配后消除統計意義上的差異③Paul R. Rosenbaum, Donald B.Rubin, "Assessing Sensitivity to an Unobserved Binary Covariate in an Observational Study with Binary Outcome," Journal of the Royal Statistical Society: Series B (Methodological), 1983, 45(2).，以估計出養老保險對靈活就業流動人口收入影響的凈效應。即通過估計平均處理效應ATT值，來測算養老保險收入的凈效應。ATT的具體計算包括兩個方面，先是通過Logit模型估計每個靈活就業流動人口參保的概率即傾向指數，具體公式如下：

然后，通過傾向指數P（Xi）估計第i個參保流動人口的平均處理效應ATT值。ATT的計算公式可以如下：

式（5）中，Y1i表示處理組樣本接受干預時的被解釋變量，即參保靈活就業流動人口的收入水平；Y0i表示假設處理組樣本沒有接受干預情況下的被解釋變量，即假如那些接受干預的樣本沒有參加養老保險的收入水平。顯然，Y0i是無法直接觀測的，因而傾向得分匹配通過構建反事實框架考察上述無法直接觀測的效應。

再次，本文運用多方法進行穩健性檢驗，包括使用普通最小二乘法、SUR聯立回歸和IV工具變量法進行估計比較。普通最小二乘法是收入決定方程，以考證基準回歸結果的方向和顯著程度。SUR聯立回歸能夠同時估計收入方程和養老保險覆蓋方程，以提高漸進效率。工具變量法則是解決基于養老保險與收入之間的互為因果效應所產生的內生性問題。本文采用“省級層面的養老保險覆蓋率”作為個體養老保險參與的工具變量①計算方式為省級層面養老保險覆蓋率=各省養老保險參保人數/各省人口數。。選擇更高層次的養老保險覆蓋率作為微觀個體養老保險參保的工具變量，其原因在于如果微觀個體的參保率越高，則會明顯提升一個地區的養老保險覆蓋率，同群效應會擴大養老保險覆蓋率。同時省級層面的養老保險覆蓋率與個體的收入水平并沒有明顯關系，理論上是一個比較合理的工具變量。如果檢驗結果存在內生性問題，則運用IV工具變量法的估計結果會對本文結論進一步驗證和得出一致的穩健估計。

五、實證分析

（一）內生轉換模型估計結果

表2是基于內生轉換模型估計的養老保險對靈活就業流動人口收入的影響結果。內生轉換模型能夠同時檢驗養老保險參與組和控制組方程的收入差異，以及養老保險選擇方程。內生轉換模型的有效性檢驗結果顯示，參與組和控制組的結構項系數值分別在1%和5%的統計水平上顯著，這說明研究樣本存在自選擇問題。Wald檢驗在1%的統計水平上顯著，說明選擇方程和收入決定方程之間的聯立性較強。如果直接估計養老保險對收入的影響，將會產生有偏估計。表2的第1列和第2列是養老保險參與組和控制組收入方程的估計差異。如表2所示，整體上看，養老保險參與組和控制組的收入存在差異，這凸顯OLS回歸的固有不足。

具體來看，性別變量結果顯示，男性的收入水平顯著高于女性，但是在養老保險參與組中，性別歧視導致的收入差距相對較低。其中，在養老保險控制組中，性別變量的系數值為0.2715，而在參與組方程中，則降低至0.2385。這一方面說明我國勞動力市場存在比較嚴重的性別收入歧視現象，另一方面則表明參加養老保險能夠有效降低至少4%的性別收入差距。我國勞動力市場的性別歧視現象由來已久。提升女性靈活就業流動人口的收入水平、縮減該類群體的性別收入差距是一項繁雜的系統工程，而提高養老保險覆蓋率則可以有效緩解這一問題。這一結論與現有研究具有一致性②才國偉、劉冬妍：《勞動合同對農民工收入的影響機制研究——基于內生轉換回歸模型的實證分析》，《中國社會科學院研究生院學報》2014年第4期。。

表2 基于內生轉換模型估計養老保險對靈活就業流動人口收入影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統計水平上顯著。括號內為穩健性標準誤。

婚姻變量的結果表明，已婚的靈活就業流動人口收入水平更高，并且在控制組中的收入水平高于參與組。這可能的原因在于，已婚群體的靈活就業流動人口，一般具有一定的家庭負擔，需要更加努力工作，以更好地提高收入水平，所以已婚群體的收入水平較高。同時我國勞動力市場中，普遍存在著“收入-福利折中”效應①秦立建、蘇春江：《醫療保險對農民工工資效應的影響研究》，《財政研究》2014年第5期。。在靈活就業流動人口中，這一現象主要表現在靈活就業流動人口更傾向于獲得更多的到手收入，而參加養老保險則需要從收入中扣除個人參保的費用，現實中養老保險參與則會降低到手的實際收入。所以在控制組中，已婚的靈活就業流動人口收入相對較高，這也是“收入-福利折中”的體現。

受教育程度變量回歸結果顯示，相對于小學及以下，初中、高中和大專及以上均在1%的統計水平上顯著為正，說明較高的教育人力資本有利于提升靈活就業流動人口的收入水平。但差異在于，大專及以上靈活就業流動人口在養老保險參與組中的收入水平更高；而初中和高中學歷在養老保險控制組方程的收入水平更高。這可能的原因在于，在養老保險控制組中，更加重視工作技能和工作熟練度，所以對學歷要求相對較低，因而較低學歷群體在控制組中的收入水平更高。但隨著受教育程度的提高，無論是對社會保險的認知還是在勞動市場中的競爭均具有較強的優勢，所以在養老保險覆蓋的靈活就業流動人口中，教育人力資本存量越高，則教育的投資回報會更明顯。

遷移距離變量的回歸結果顯示，相對于遷移距離是省內市外，遷移距離是縣外市內的收入水平越低，而遷移距離是省外的收入水平越高，但是在養老保險參與組中，遷移距離是縣外市內的靈活就業流動人口的負向影響效應較小，并且參與組中遷移距離是省外的收入正向效應更大。可能的原因在于，遷移距離是社會資本積累的重要方式，就近遷移工作的靈活就業流動人口一般難以形成規模的勞動時間，需要同時兼顧家庭和工作之間的關系，所以不利于較高收入的獲得。隨著遷移距離的增加，能夠提高社會認知能力，增加社會資本存量①趙建國、周德水：《互聯網使用對大學畢業生就業工資的影響》，《中國人口科學》2019年第1期。。而且遷移距離較遠還有利于靈活就業流動人口專心從事工作，便于獲得較高的收入。養老保險作為年老后的一項福利性制度安排，具備長期的投資回報，有利于從心理上增加靈活就業流動人口當前階段的勞動積極性，在一定程度上削弱了就近遷移對收入的負向影響，并增加了較遠遷移對收入的正向影響。這一結果與既有研究具有一致性②鄧翔等：《勞動力流動與工資收入差距：理論和實證分析》，《人口研究》2018年第4期。。

健康檔案變量的回歸結果顯著為負，不過在養老保險參與組中的負向效應相對較低。可能的原因在于擁有健康檔案的靈活就業流動人口，雖然有利于對自身健康狀況保持動態關注，但健康檔案的異地攜帶以及支付成本，在一定程度上降低了靈活就業流動人口的收入。在養老保險參與組方程中，一般具備較強支付能力或者是收入水平本身就較高的靈活就業流動人口，才會有建立健康檔案的決策以及養老保險的參與意愿，所以健康檔案對收入的負向影響在參與組中相對較低。

有購房打算的靈活就業流動人口的收入水平更高，且在養老保險參與組中的正向效應更明顯。可能的原因在于，有購房打算的靈活就業流動人口，對城市定居的期望會激勵其積極工作，以更好地適應城市競爭，以期獲得較高的收入。而且靈活就業流動人口整體上在勞動力市場中處于弱勢地位，在城市購房意味著將會面臨嚴重的經濟負擔，需要承擔較大的經濟風險。養老保險則可以從長遠的角度，緩解未來面臨的經濟風險，提供長遠的經濟風險補償。這在一定程度上增加了靈活就業流動人口抵御經濟風險的能力，進而在養老保險參與組中的收入較高。

勞動時間越長的靈活就業流動人口的收入水平越高，并且這一促進效應在養老保險參與組中更明顯。可能的原因在于靈活就業流動人口多以小時收入作為計收單位，勞動報酬也是按照勞動時間的長短計算，所以勞動時間越長對應的收入水平相對較高。然而，勞動時間越長的靈活就業流動人口，一方面面臨著較大的健康損耗，但另一方面隨著勞動供給時間的增加也會提高收入水平。正如前文所述，養老保險覆蓋的靈活就業流動人口具備較強抵御各類社會風險的能力，有利于從長遠的角度維護健康和預防風險，進而會獲得更多的長期收益。

在養老保險選擇方程中，相對于農業戶籍，城鎮戶籍靈活就業流動人口的養老保險參與概率更高。婚姻變量回歸結果顯示，已婚的靈活就業流動人口的養老保險參與積極性更高。初中和高中教育程度的靈活就業流動人口的養老保險參與積極性并不高，但具有大專及以上教育程度的靈活就業流動人口養老保險的參與積極性更高。黨員身份能夠顯著提高養老保險參與概率。遷移距離是市內縣外的靈活就業流動人口，其養老保險的參與概率更高；而遷移距離是省外則對養老保險參與沒有顯著影響。有健康檔案的靈活就業流動人口表現出較強的參保意愿。勞動時間越長的靈活就業流動人口的養老保險參與概率越低。父母流動經歷對養老保險參與沒有顯著影響。靈活就業流動人口的家庭規模越大，則養老保險的參與率越低。區域特征的回歸結果表明，相對于東北部，東部、中部和西部的靈活就業流動人口參加養老保險的概率分別高出62.99%、47.26%和42.93%。

（二）養老保險對靈活就業流動人口收入影響的PSM估計

本文進一步采用傾向得分匹配估計養老保險對收入影響的凈效應。傾向得分匹配的樣本均衡性檢驗結果表明，匹配后的絕大多數樣本的標準偏差均大幅減少，且均小于10%，說明樣本的匹配結果比較理想，樣本數據的特征差異在較大程度上獲得消除①參見陳強：《高級計量經濟學及Stata應用》，高等教育出版社，2014年。。我們基于最近鄰匹配法、半徑匹配和核匹配法均分別估計匹配前和匹配后養老保險參與組和控制組之間的收入差異，即匹配后的組間差ATT值。

如表3所示，基于最近鄰匹配法，在匹配前的ATT值為0.0395，匹配后降到了0.0286，并且ATT值在1%的統計水平上顯著。這說明養老保險對靈活就業流動人口收入具有顯著的促進效應，并且這一凈促進效應ATT值為2.86%。為了驗證養老保險對靈活就業流動人口收入影響的準確性，我們考察了半徑匹配和核匹配的估計結果。在半徑匹配中，養老保險在匹配后的ATT值為0.0327，且具有統計意義顯著性；核匹配的ATT值是0.0324，同樣具有統計意義顯著性。這些結果均說明，使用不同的傾向得分匹配法估計出的結果基本一致，即在糾正樣本選擇性偏誤下，養老保險能夠顯著提高靈活就業流動人口的收入水平，表明傾向得分匹配結果具有較強的準確性。

表3 基于最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配估計的ATT值

（三）穩健性檢驗：多方法估計比較

表4是多方法估計的穩健性檢驗結果。我們分別采用普通最小二乘法、SUR聯立回歸和IV工具變量法估計養老保險對靈活就業流動人口收入的影響程度。在控制其他變量的基礎上，OLS回歸結果顯示，養老保險的系數值為正，并在1%的統計水平顯著，說明養老保險顯著提高了靈活就業流動人口的收入水平。本文進一步采用SUR模型聯立養老保險選擇方程和收入決定方程，以提高計量估計的漸進效率。SUR回歸模型結果顯示（僅報告收入決定方程），養老保險的系數值仍然為正，并且在1%的統計水平上顯著。不過SUR回歸中養老保險參與對收入的回報率為5.22%，高于OLS回歸結果。這說明SUR回歸得出養老保險對收入回報的漸進效率更高。

此外，本文采用工具變量法解決模型的內生性問題，以得出養老保險對靈活就業流動人口收入影響的無偏估計。內生性檢驗結果表明，一階段F值為56.59，明顯高于經驗值，并且工具變量的系數值在1%的統計水平上顯著為正，說明無弱工具變量問題。DWH檢驗在1%的統計水平上顯著，拒絕了外生性假設，說明方程中估計的養老保險變量為內生解釋變量。進而，選擇省級層面的養老保險覆蓋率作為工具變量具有合理性。

表4 穩健性檢驗：多方法結果估計比較

如表4所示，在IV估計方程中，我們依次運用了2SLS、GMM方法和LIML法進行估計。結果顯示，養老保險的系數值均在1%的統計水平上顯著為正，并且系數值估計均一致。這說明運用工具變量法解決內生性問題后，結果是穩健和準確的。較之于OLS估計，IV估計法得出的系數值更高。這說明如果沒有解決內生性問題，將會低估養老保險參與對靈活就業流動人口收入的影響程度。

從整體上看，無論是前面運用的內生轉換模型或是傾向得分匹配法，抑或是表4的多方法估計結果，我們均得出養老保險參與能夠顯著提高靈活就業流動人口的收入水平。這進一步論證了本文研究結論具有較強的穩健性。

六、結論與建議

本文基于2016年流動人口動態監測調查數據，運用內生轉換模型同時考察養老保險參與方程與收入決定方程，并使用傾向得分匹配法估算出養老保險對收入影響的凈效應。研究發現：第一，城鎮戶籍、黨員、擁有健康檔案以及在經濟較發達地區工作的靈活就業流動人口更傾向于參加養老保險；第二，養老保險參與的靈活就業流動人口整體上表現出較強的異質性收入回報，尤其是參與組中受教育程度越高、遷移距離是省外、勞動時間越長的流動人口，其異質性收入回報率更高；第三，平均處理效應顯示，靈活就業流動人口參加養老保險能提高其凈收入2.86%；第四，穩健性檢驗結果表明，養老保險能顯著提升靈活就業流動人口的收入水平，并且內生轉換模型具有估計優勢。

上述結論對推動全面建成覆蓋全民社會保障體系具有啟示意義。首先, 本文基于統計分析發現靈活就業流動人口的養老覆蓋率較低，同時養老保險存在正向的收入效應。對此，本文建議將靈活就業流動人口等弱勢群體作為今后養老保險擴面的重點方向。需要進一步放寬靈活就業流動人口的參保條件，建立城鎮職工養老保險和城鄉居民養老保險制度之間的自由選擇和銜接機制，提高對靈活就業流動人口參保的財政激勵和補助，促進其參保積極性，以擴大養老保險的參保率。其次，考慮到靈活就業流動人口養老保險參與存在異質性回報問題，應加大對養老保險相關知識的教育和宣傳，規避主觀選擇偏誤導致的養老保險認知偏差，促進靈活就業流動人口根據個人實際情況作出理性選擇和判斷。再次，本文提出通過完善養老保險等制度層面的頂層設計，深層次破除養老保險制度的城鄉分割及碎片化等實際問題，推動養老保險關系的異地轉接，消除流動人口參加城鎮地區養老保險制度的戶籍限制，可以較好地為流動人口提供制度保障，為靈活就業流動人口收入增長和權益保護提供制度環境。最后，對于流動人口發展而言，本質還應回歸到提高其自我發展能力層面。應加強對靈活就業流動人口的職業教育和培訓，改善其工作環境并減少勞動強度，提高其競爭能力，以減少性別、戶籍等方面的收入歧視。