養(yǎng)老金并軌對勞動力流動的政策效果和作用機(jī)制研究

于新亮 張文瑞 郭文光 于文廣

作者簡介： 于新亮（1987—），男，遼寧北票人，博士，山東財經(jīng)大學(xué)保險學(xué)院副教授，研究方向：保險經(jīng)濟(jì)學(xué);通訊作者：張文瑞（1997—），男，山東淄博人，博士研究生，研究方向：養(yǎng)老保險。

摘 要：依托精算模型系統(tǒng)評估2015年中國養(yǎng)老金并軌改革對機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工養(yǎng)老金收益的影響，發(fā)現(xiàn)實施養(yǎng)老金并軌后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工的養(yǎng)老金收益普遍增加，并據(jù)此提出養(yǎng)老金并軌抑制機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工離職傾向性假說。繼而通過2010—2018年CFPS數(shù)據(jù)展開實證檢驗。結(jié)果表明：養(yǎng)老金并軌后機(jī)關(guān)事業(yè)單位勞動力流動性下降6.5%。這種流動抑制作用存在異質(zhì)性，從個體層面，養(yǎng)老金并軌對10年過渡期以外退休的員工抑制作用更強(qiáng);從地區(qū)層面，養(yǎng)老金并軌對機(jī)關(guān)事業(yè)單位工資高于當(dāng)?shù)仄骄べY地區(qū)的勞動力作用更強(qiáng)。

關(guān)鍵詞： 養(yǎng)老金并軌;勞動力流動;養(yǎng)老保障水平;年金覆蓋率

中圖分類號：F842.6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號：1003-7217（2022）01-0043-08

一、引 言

中國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險雙軌制于20世紀(jì)90年代形成，即退休員工因身份和職業(yè)特征的不同，在養(yǎng)老金領(lǐng)取上采用兩種不同的制度。機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工養(yǎng)老金全部由國家統(tǒng)一支付，員工根據(jù)退休時職級水平領(lǐng)取養(yǎng)老金，而企業(yè)員工的養(yǎng)老保險則由企業(yè)和員工按照一定比例、標(biāo)準(zhǔn)繳納，退休后員工根據(jù)繳納金額與年限領(lǐng)取養(yǎng)老金。一方面，兩種養(yǎng)老保險待遇差距懸殊，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工養(yǎng)老金水平遠(yuǎn)高于企業(yè)員工。另一方面，兩種養(yǎng)老保險關(guān)系相互轉(zhuǎn)移接續(xù)困難，特別是機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工，離職后難以保留原單位的視同繳費(fèi)工齡及其相關(guān)社會保障權(quán)益[1]，阻礙了勞動力的合理流動，從而嚴(yán)重制約了人力資源的有效配置。

2015年1月，《國務(wù)院關(guān)于機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作人員養(yǎng)老保險制度改革的決定》頒布，規(guī)定將機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老金由財政供養(yǎng)、現(xiàn)收現(xiàn)付制的傳統(tǒng)養(yǎng)老保險轉(zhuǎn)變?yōu)閭€人繳費(fèi)與社會統(tǒng)籌相結(jié)合的現(xiàn)代保險制度，意味著城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險雙軌制的瓦解。理論上，養(yǎng)老金并軌后員工流動均獲得獨(dú)立于供職機(jī)構(gòu)的養(yǎng)老權(quán)益和養(yǎng)老資產(chǎn)，有潛質(zhì)的優(yōu)秀人才不會再因崗位編制與養(yǎng)老保險之間捆綁的福利待遇問題而對職業(yè)流動心存顧慮，構(gòu)建更加健康的人事管理制度的同時也有利于激發(fā)勞動力市場的活力。

事實上，為減少機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工因養(yǎng)老金并軌遭受的福利損失，中國政府決定在養(yǎng)老金并軌的同時調(diào)整機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工基本工資和建立補(bǔ)充養(yǎng)老保險性質(zhì)的職業(yè)年金。養(yǎng)老金并軌當(dāng)年機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工平均工資漲幅為13.96%，而同期社會平均工資漲幅僅為10.06%①;另外，依托國家強(qiáng)制力實施的職業(yè)年金在養(yǎng)老金并軌后迅猛發(fā)展，2019年其覆蓋率已達(dá)84%②。職業(yè)年金的建立不僅直接增加了機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工的離職成本，其“生產(chǎn)率效應(yīng)”與“非攜帶性”等特征也從間接層面阻礙了員工的自由流動[2]。高于社會平均水平福利待遇提升預(yù)示著養(yǎng)老金并軌不但沒有促進(jìn)勞動力自由流動，反而將機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工繼續(xù)鎖定在原崗位。

那么，養(yǎng)老金并軌能否改善中國勞動力的流動性？本文借鑒王翠琴等（2017）的養(yǎng)老金精算模型測算養(yǎng)老金并軌改革前后機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工的養(yǎng)老金損益變化[3]，據(jù)此提出養(yǎng)老金并軌抑制員工離職的研究假說。選取2010-2018年中國家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（China Family Panel Studies，簡稱CFPS）加以實證檢驗，并從工資水平、薪酬結(jié)構(gòu)與年金覆蓋率等方面對養(yǎng)老金并軌可能的作用機(jī)制進(jìn)行了分析，之后進(jìn)一步檢驗了不同政策人群產(chǎn)生的差異性反應(yīng)。所得結(jié)論不僅為完善公共部門人事管理制度提供了經(jīng)驗支持，也為其他相關(guān)的養(yǎng)老保障制度改革提供了借鑒。

二、文獻(xiàn)回歸與理論分析

（一）文獻(xiàn)回顧

理論上，參加養(yǎng)老保險會阻礙勞動力流動。一方面，養(yǎng)老保險的獲取一般有年限限制，且到退休才會發(fā)放，所以員工離開企業(yè)會面臨不必要的成本損失[4—6]。Allen和Clark（1987）認(rèn)為有養(yǎng)老保險的企業(yè)有著更有效的退休決策和更低的員工流動率[7]。Ippolito（1991）通過分析109家公司的6416名員工，發(fā)現(xiàn)員工于職業(yè)生涯中期離職損失的養(yǎng)老金相當(dāng)于一年的工資，且相比于工資，養(yǎng)老保險對員工流動傾向的影響更大，參加養(yǎng)老保險會顯著降低20%離職率[8]。另一方面，也有學(xué)者認(rèn)為養(yǎng)老保險覆蓋的員工流動率低是因為補(bǔ)償溢價的原因，不可觀測因素導(dǎo)致追求“穩(wěn)定”的員工更容易參加養(yǎng)老保障水平高的工作[9，10]。Rabe（2007）利用樣本選擇模型估計德國養(yǎng)老保險與勞動力流動的關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)部分未享有養(yǎng)老保險的員工流動性較差，認(rèn)為養(yǎng)老保險阻礙勞動力流動是補(bǔ)償溢價與自選擇效應(yīng)共同作用的結(jié)果[11]。Andrietti（2000）則認(rèn)為養(yǎng)老保險的可攜帶性對工作流動概率影響不大，起到作用的主要是補(bǔ)償溢價因素[12]。除了不可攜帶性與補(bǔ)償溢價因素，其他員工特征也受到學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注，Cocco和Lopes（2011）認(rèn)為收入、儲蓄、房屋所有權(quán)等因素也會影響員工的養(yǎng)老保險選擇進(jìn)而影響其流動性[13]。當(dāng)然，也有學(xué)者對養(yǎng)老保險阻礙勞動力流動持反對意見，Hernaes等（2011）基于挪威勞動力市場的研究發(fā)現(xiàn)高攜帶成本的養(yǎng)老保險并未顯著影響員工流動性[14]。

國內(nèi)對養(yǎng)老保險與勞動力關(guān)系的研究最先開始于勞動力供給領(lǐng)域，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險顯著降低了勞動的參與[15—19]。此后，部分學(xué)者以農(nóng)村養(yǎng)老保險為突破口，展開了一系列研究，但對于基本養(yǎng)老保險制度是促進(jìn)還是抑制勞動力轉(zhuǎn)移，既有研究的結(jié)論并不一致。譚華清等（2016）認(rèn)為參加新農(nóng)保的農(nóng)村家庭勞動力比沒參加的更容易外出就業(yè)，新農(nóng)保促進(jìn)了未滿60周歲的勞動力與已滿60周歲勞動力家庭中青年勞動力的外出就業(yè)[20]。盧洪友等（2019）基于CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險降低了參加家庭中勞動力離開戶籍地外出工作的概率，但由于城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險本身并不與工作和工資掛鉤，參加勞動力工作流動概率反而提高了[21]。

國內(nèi)對于城鎮(zhèn)內(nèi)部因養(yǎng)老保障制度的“同工不同酬”與體制性障礙導(dǎo)致的流動受阻研究尚少，更多是間接討論養(yǎng)老保險的影響。鐘寧樺基于非上市公司數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，治理結(jié)構(gòu)更好的企業(yè)員工養(yǎng)老保險覆蓋率更高，同時員工任職期也更長，間接證明了養(yǎng)老保險阻礙勞動力流動[22]。李亞青等（2012）利用傾向得分匹配研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)為員工繳納投保養(yǎng)老保險可以有效提高員工簽約率與合同滿意度，進(jìn)而抑制員工流動意愿[23]。以上研究雖然涉及了不同部門間勞動力流動差異，但對于社會保障制度在其中發(fā)揮的作用仍然較少關(guān)注。本文對這一議題進(jìn)行實證檢驗，補(bǔ)充了中國養(yǎng)老保險制度對勞動力流動影響的研究。

（二）理論分析

養(yǎng)老金并軌政策的實施會影響機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工退休后養(yǎng)老金收益進(jìn)而帶來勞動力流動的變化。本文參考王翠琴等（2017）的研究[3]，基于養(yǎng)老金并軌，以10年過渡期后的“中人”為研究對象，構(gòu)建養(yǎng)老金精算模型，比較政策實施前與政策實施后機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工養(yǎng)老金月收益變化。

假設(shè)一代表性的機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工參加工作的年份為a，退休的年份為r，其間開始實行養(yǎng)老金并軌改革的年份為b，滿足a≤b≤r。設(shè)f表示實際月繳費(fèi)工資指數(shù)，工資0表示當(dāng)?shù)厣夏甓仍趰徛毠ぴ缕骄べY，g表示當(dāng)?shù)卦趰徛毠て骄べY年增長率。

1.改革前養(yǎng)老金精算模型。養(yǎng)老金并軌政策實施前，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工退休后的養(yǎng)老金按照國人部發(fā)〔2006〕60號文件計發(fā)，計發(fā)標(biāo)準(zhǔn)為本人退休前職務(wù)工資和級別工資之和的一定比例，一般稱為替代率，設(shè)為γ。老辦法下，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工退休后的養(yǎng)老金月標(biāo)準(zhǔn)E為：

2.改革后養(yǎng)老金精算模型。在政策實施后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工退休后的養(yǎng)老金按照國發(fā)〔2015〕2號文件計發(fā)，計發(fā)標(biāo)準(zhǔn)為基礎(chǔ)養(yǎng)老金、個人賬戶養(yǎng)老金、過渡性養(yǎng)老金和職業(yè)年金之和。首先，新辦法下，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工領(lǐng)取的基礎(chǔ)養(yǎng)老金月標(biāo)準(zhǔn)為：

其中，n為實際繳費(fèi)年限，s為視同繳費(fèi)年限，n=r-b，s=r-a，η為基本養(yǎng)老保險視同繳費(fèi)指數(shù)。

其次，設(shè)α為個人繳費(fèi)率，個人賬戶養(yǎng)老金的記賬利率為q，m為計發(fā)月數(shù)，則按照新辦法，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工退休所得個人賬戶養(yǎng)老金B(yǎng)2為：

再次，設(shè)ε為過渡性養(yǎng)老金的過渡系數(shù)。于是，按照新辦法，過渡性養(yǎng)老金的月標(biāo)準(zhǔn)B3為：

最后，職業(yè)年金的計發(fā)標(biāo)準(zhǔn)則與個人賬戶養(yǎng)老金類似，設(shè)β為職業(yè)年金繳費(fèi)率，職業(yè)年金投資收益率為p，則職業(yè)年金B(yǎng)4為：

綜上，在養(yǎng)老金并軌政策實施后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工養(yǎng)老金月收益為B=∑4k=1Bk。

3.數(shù)值模擬。以男性員工為例，設(shè)定其從25歲開始工作，60歲退休，養(yǎng)老金并軌發(fā)生在2015年，并通過經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（Organization for Economic Co-operation and Development，簡稱OECD）2014年預(yù)測的中國GDP數(shù)值來估計工資增長率，其他參數(shù)則分別依據(jù)養(yǎng)老金并軌的有關(guān)文件進(jìn)行設(shè)定（見表1）。

通過相對于養(yǎng)老金并軌時社會平均工資的倍數(shù)來度量改革前后機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工的養(yǎng)老金月收益，經(jīng)計算，其隨年齡變化的情況如圖1所示。從圖1中可以看出，25—50歲員工的養(yǎng)老金收益在養(yǎng)老金并軌后均高于養(yǎng)老金并軌前。結(jié)合中國機(jī)關(guān)事業(yè)單位勞動力人口年齡結(jié)構(gòu)，25-50歲員工仍然為機(jī)關(guān)事業(yè)單位勞動力的絕對主體。因此總體而言，養(yǎng)老金并軌提升了機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工享有的員工福利，員工離職損失進(jìn)一步增加。據(jù)此提出如下假說：

假說1 養(yǎng)老金并軌降低了機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工流動傾向。

此外，養(yǎng)老金并軌過程中“中人”被分割為過渡期內(nèi)“中人”與過渡期外“中人”。一方面，過渡期內(nèi)“中人”受“保底限高”政策的影響，其實際領(lǐng)取的養(yǎng)老金應(yīng)該高于養(yǎng)老金并軌前但低于過渡期外“中人”與“新人”的養(yǎng)老金，則過渡期內(nèi)“中人”的勞動力流動性受政策效果影響應(yīng)弱于過渡期外“中人”。另一方面，養(yǎng)老金并軌政策提升了機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工的基本工資，對機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工工資高于當(dāng)?shù)仄骄べY地區(qū)的員工而言，工資的提升使其享有更高的超額收益，進(jìn)一步阻礙勞動力流動;但對機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工工資低于當(dāng)?shù)仄骄べY地區(qū)的員工而言，工資的提升僅用于彌補(bǔ)與當(dāng)?shù)仄骄べY之間的差異，雖然也能起到阻礙勞動力流動的作用，但其作用效果不如前者顯著。據(jù)此提出如下假說：

假說2 養(yǎng)老金并軌對過渡期外“中人”與機(jī)關(guān)事業(yè)單位工資高于當(dāng)?shù)仄骄べY地區(qū)的員工流動抑制作用更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與估計模型

基于2010—2018年中國家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）進(jìn)行實證檢驗。CFPS數(shù)據(jù)庫在每一年年末詢問受訪員工調(diào)查期內(nèi)是否換過工作，如2014年問卷中調(diào)查的員工會被詢問在2013年初—2014年末是否換過工作，而員工2013年初參保類型則需要參考2012年數(shù)據(jù)庫。本文依據(jù)CFPS數(shù)據(jù)庫此特點整合出2013年初—2014年末、2015年初—2016年末和2017年初—2018年末三期勞動力流動數(shù)據(jù)④。依據(jù)期初數(shù)據(jù)庫確定員工養(yǎng)老保險參加類型與其他個人特征變量，依據(jù)期末數(shù)據(jù)庫確定員工在調(diào)查期內(nèi)是否發(fā)生流動。對于期初參加機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險的勞動力，其養(yǎng)老保險受養(yǎng)老金并軌政策影響，而對于期初參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的勞動力，其養(yǎng)老保險則不會受養(yǎng)老金并軌政策的影響。本文將參加機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險的勞動力作為實驗組，將參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的勞動力作為控制組，利用雙重差分模型（difference-in-difference，DID）實證檢驗養(yǎng)老金并軌對勞動力流動性的影響。估計養(yǎng)老金并軌與勞動力流動之間關(guān)系的計量模型選擇Probit模型，加入地區(qū)、時間和行業(yè)固定效應(yīng)后，建立估計模型：

其中，下標(biāo)i和t代表受訪勞動力個體和年限。結(jié)果變量Turnoutit代表個體是否調(diào)換工作。本文設(shè)定的勞動力流動并不限定在機(jī)關(guān)事業(yè)單位和企業(yè)之間的流動，而是泛指各部門內(nèi)部和其間的流動，因此在設(shè)定變量時，被解釋變量以員工在受訪期間是否離開原工作為準(zhǔn)，換工作即為流動，則Turnoutit=1，否則Turnoutit=0;Pensionit為控制組與實驗組虛擬變量，其中參加機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險的勞動力Pensionit=1，參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的勞動力Pensionit=0，α1為對應(yīng)的回歸系數(shù);Reformt則為控制期與實驗期控制變量，由于養(yǎng)老金并軌2015年初在全國開展，因此2013年初—2014年末為控制期，即Reformt=0，2015年初—2016年末和2017年初—2018年末為實驗期，即Reformt=1。Reformt×Pensionit是實驗組虛擬變量與實驗期虛擬變量的交互項，交互系數(shù)α2為本文關(guān)注的核心系數(shù)，代表養(yǎng)老金并軌導(dǎo)致機(jī)關(guān)事業(yè)單位的勞動力在流動選擇上與企業(yè)職工的差異，據(jù)此考察養(yǎng)老金并軌的政策效果。Xit為控制變量組，選取了如下變量作為控制變量：①個人特征變量，包括性別（gender）、婚姻狀況（marriage）、年齡（age）、受教育年限（education）等。②工作和家庭特征變量，包括工資（wage）、工作時間（hour）、住房性質(zhì)（housetype）和家庭中未成年子女與老人數(shù)量占比（burden）。θit為對應(yīng)控制變量的估計系數(shù)，γt、λi和ωi分別表示時間固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動項，α0為常數(shù)項。實證檢驗所需各變量具體設(shè)定詳見表2。

（二）描述性統(tǒng)計

本文對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了一系列處理：①僅保留參加機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險與城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的個體，刪除了參加其他養(yǎng)老保險與未參加養(yǎng)老保險的個體;②設(shè)定的勞動力年齡區(qū)間為18—60歲，并進(jìn)一步刪除了尚未進(jìn)入勞動力市場的學(xué)生與沒有工作的個體;③在CFPS中員工是否換工作是一類追蹤問題，沒有被追蹤的樣本（如2018年新加入問卷的樣本）以及被追蹤但沒有回答的樣本均被刪除。刪除其他關(guān)鍵變量為空缺值的樣本后，共得到有效觀測樣本8403個。根據(jù)是否換工作對樣本進(jìn)行了分組描述性統(tǒng)計，其中包括全體樣本、換工作子樣本與未換工作子樣本的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，同時計算了兩個子樣本各變量的均值差異。各變量統(tǒng)計性描述詳見表3。

四、實證檢驗

（一）基本檢驗

首先對模型（6）進(jìn)行回歸分析，以檢驗理論假說。表4給出了基于全樣本的回歸結(jié)果，列（1）是未加入控制變量和固定效應(yīng)的簡單檢驗，交乘項的估計系數(shù)在1%檢驗水平下顯著為負(fù)，表明相對于參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險的員工，參加機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險的員工在養(yǎng)老金并軌后流動性顯著下降。列（2）加入了主要的控制變量，此時交乘項的估計系數(shù)仍在5%檢驗水平下顯著為負(fù)。為了剔除養(yǎng)老金并軌在不同地區(qū)與行業(yè)的差異，在列（3）回歸中控制了地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)虛擬變量，交乘項的估計系數(shù)在1%檢驗水平下顯著為負(fù)，驗證了前文提出的假說1，即養(yǎng)老金并軌抑制了勞動力流動。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.共同趨勢假設(shè)。雙重差分模型的基本要求是滿足共同趨勢假設(shè)，為了驗證該假設(shè)，采用事件分析法，將DID模型中交互項的時間變量替換為年份虛擬變量，檢驗結(jié)果如圖2所示。結(jié)果顯示，政策實施前一期交互項的估計區(qū)間經(jīng)過縱軸的零刻度線，可認(rèn)為實驗組和控制組員工的流動性不存在顯著差異，即滿足共同趨勢假設(shè)。

2.更換被解釋變量。為克服被解釋變量的設(shè)定方式對基本檢驗估計結(jié)果的影響，選取員工換工作次數(shù)作為被解釋變量重新進(jìn)行檢驗。未列示結(jié)果顯示，交乘項的估計系數(shù)在5%檢驗水平下顯著為負(fù)，說明養(yǎng)老金并軌減少了機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工的換工作次數(shù)，抑制了勞動力流動。

3.克服機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險參加的內(nèi)生性。雖然符合平行趨勢檢驗，但參加類型與是否流動之間依然可能存在著兩個其他的內(nèi)生性關(guān)系。首先，流動傾向更強(qiáng)的員工更容易選擇保障水平較低的工作，以此減少因養(yǎng)老保險補(bǔ)償帶來的工資損失，這也會對結(jié)果產(chǎn)生影響，說明那些加入機(jī)關(guān)事業(yè)單位的員工流動傾向更低，并不是因為養(yǎng)老金并軌帶來的養(yǎng)老保障水平提高阻礙了他們的流動，而僅僅因為他們本身流動傾向較弱，因此上述結(jié)果就和養(yǎng)老金并軌沒有關(guān)系。通過PSM-DID來檢驗流動傾向與參保類型互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性。未列示結(jié)果顯示，交乘項的估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果沒有明顯的變化，說明流動傾向與參保類型互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題對本文的基本結(jié)論影響不大。

其次，可能某些遺漏變量同時影響工作選擇和員工流動，使得本文的結(jié)論和養(yǎng)老金并軌之間并無多大關(guān)聯(lián)。

例如，員工的工作單位選擇與其自身風(fēng)險偏好程度相關(guān)，風(fēng)險偏好較低的員工傾向在機(jī)關(guān)事業(yè)單位工作，流動性較小，而風(fēng)險偏好較高的員工傾向在私人企業(yè)工作，流動性較大，那么機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工流動性降低，可能并非養(yǎng)老金并軌政策帶來的結(jié)果，而是由員工風(fēng)險偏好程度整體偏低導(dǎo)致的。鑒于國有企業(yè)員工在工作選擇上與機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工有著相同的風(fēng)險偏好[24]，本文將控制組更換為國企員工，未列示結(jié)果顯示，交乘項的估計系數(shù)在10%檢驗水平下顯著為負(fù)。

五、進(jìn)一步分析

（一）機(jī)制分析

基于上述實證結(jié)果，已經(jīng)得出養(yǎng)老金并軌抑制勞動力流動性的結(jié)論，并預(yù)期產(chǎn)生這一結(jié)果存在兩條作用路徑：①養(yǎng)老金并軌會提升機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工的基本工資，改善薪酬結(jié)構(gòu)，進(jìn)而導(dǎo)致勞動力流動成本增加;②養(yǎng)老金并軌提升了機(jī)關(guān)事業(yè)單位職業(yè)年金的覆蓋率，職業(yè)年金提高機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工養(yǎng)老保障水平的同時，也抑制了勞動力的自由流動。

1.收入提升機(jī)制。對機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工工資在養(yǎng)老金并軌政策實施前后的變化做了檢驗?；貧w結(jié)果如表5中列（1）所示，交乘項的估計系數(shù)在1%檢驗水平下顯著為正，大小為0.110，說明養(yǎng)老金并軌政策實施后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位勞動力的工資水平顯著增加11%。鑒于分位數(shù)回歸可以有效估計自變量對因變量任一分位點的影響，并且估計量不容易受到樣本中奇異值的影響，因此在考察工資與收入結(jié)構(gòu)時被廣泛應(yīng)用[25]。本文進(jìn)一步利用分位數(shù)回歸考察養(yǎng)老金并軌對各工資水平的員工工資的影響，從圖3可以看出，養(yǎng)老金并軌對各個分位點的工資的回歸系數(shù)均在0以上，且曲線出現(xiàn)先下降后平穩(wěn)的趨勢，說明養(yǎng)老金并軌顯著提升了各工資水平員工的工資，且其邊際效應(yīng)在低工資收入的員工處更大。養(yǎng)老金并軌縮小薪酬差距的同時，改善了機(jī)關(guān)事業(yè)單位內(nèi)部的薪酬結(jié)構(gòu)，而薪酬差距的縮小也可以進(jìn)一步抑制員工的流動[26]，驗證了作用路徑①。

2.年金覆蓋機(jī)制。以是否參加年金（企業(yè)年金或職業(yè)年金）為被解釋變量，檢驗實驗組與控制組員工在養(yǎng)老金并軌政策實施后年金覆蓋率是否產(chǎn)生顯著差異。檢驗結(jié)果如表5中列（2）所示，交乘項的估計系數(shù)在1%檢驗水平下顯著為正，大小為0.079，說明養(yǎng)老金并軌政策實施后，參加機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險的員工年金覆蓋率上顯著增加7.9%，而已有研究表明，年金在提高養(yǎng)老保障水平的同時，也會對勞動力流動產(chǎn)生抑制作用[10]，這也驗證了作用路徑②。

綜上，養(yǎng)老金并軌通過提高機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險參加員工的工資水平與年金覆蓋率等手段進(jìn)一步提升了勞動力的流動成本，抑制了勞動力流動。

（二）異質(zhì)性檢驗

養(yǎng)老金并軌對過渡期內(nèi)與過渡期外員工流動傾向能否造成差異性影響，檢驗結(jié)果如表6中列（1）和列（2）所示。其中，列（1）為過渡期內(nèi)子樣本，交乘項的估計系數(shù)不顯著;列（2）為過渡期外子樣本，交乘項的估計系數(shù)在5%檢驗水平下顯著為負(fù)，邊際效應(yīng)為-0.068，說明養(yǎng)老金并軌僅對過渡期外員工的流動產(chǎn)生了阻礙作用，對過渡期內(nèi)員工流動的影響則不顯著。

此外，本文按照調(diào)整后機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工工資與當(dāng)?shù)仄骄べY標(biāo)準(zhǔn)為依據(jù)進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表6中列（3）和列（4）所示，其中列（3）為機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工工資高于當(dāng)?shù)仄骄べY的地區(qū)子樣本，交乘項的估計系數(shù)在5%檢驗水平下顯著為負(fù)，而列（4）為機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工工資低于當(dāng)?shù)仄骄べY的地區(qū)子樣本，交乘項的估計系數(shù)則不顯著。無論是統(tǒng)計上的顯著性還是經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性，養(yǎng)老金并軌抑制勞動力流動的政策效果在機(jī)關(guān)事業(yè)單位工資高于地區(qū)平均工資的地區(qū)均更大，這也驗證了前文提出的假說2。

（三）動態(tài)效應(yīng)檢驗

養(yǎng)老金并軌推行過程中，職業(yè)年金的收益與參保時間呈正比，隨著職業(yè)年金收益的增多，職業(yè)年金對機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工的鎖定效應(yīng)增強(qiáng)。因此，養(yǎng)老金并軌對勞動力的鎖定效應(yīng)可能隨政策的落實進(jìn)一步加劇。檢驗結(jié)果如表7所示，列（1）是以2013年初—2014年末作為控制期，2015年初—2016年末作為實驗期的回歸結(jié)果，交乘項的估計系數(shù)在5%檢驗水平下顯著為負(fù)，邊際效應(yīng)為-0.055;列（2）則是以2013年初—2014年末作為控制期，2017年初—2018年末作為實驗期的回歸結(jié)果，交乘項的估計系數(shù)在1%檢驗水平下顯著為負(fù)，邊際效應(yīng)為-0.071，列（2）的邊際效應(yīng)的絕對值顯著大于列（1），說明養(yǎng)老金并軌對員工流動的抑制作用存在動態(tài)效應(yīng)，隨著養(yǎng)老金并軌政策的長期實施，勞動力流動性將進(jìn)一步被抑制。

六、結(jié)論與政策啟示

本文基于國內(nèi)外以往研究，系統(tǒng)分析了養(yǎng)老金并軌可能對勞動力流動產(chǎn)生的政策效果以及其作用路徑，并采用CFPS數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。主要發(fā)現(xiàn)包括：（1）養(yǎng)老金并軌政策實施后，機(jī)關(guān)事業(yè)單位勞動力流動性進(jìn)一步被抑制，顯著下降6.5%，且隨著政策的推行，抑制作用更加顯著。運(yùn)用PSM-DID克服勞動力流動與工作選擇之間的內(nèi)生性后，這一結(jié)論依然穩(wěn)健。（2）薪酬調(diào)整與年金覆蓋率增加是導(dǎo)致機(jī)關(guān)事業(yè)單位勞動力流動性下降的重要原因。經(jīng)檢驗，機(jī)關(guān)事業(yè)單位員工工資在并軌后顯著增加11%，年金覆蓋率增加7.9%。（3）養(yǎng)老金并軌對勞動力流動的抑制作用在不同員工之間存在一定差異，從個體層面，相比于過渡期內(nèi)的“中人”，過渡期外的“中人”流動傾向被抑制得更為顯著;從地區(qū)層面，養(yǎng)老金并軌對機(jī)關(guān)事業(yè)單位工資高于當(dāng)?shù)仄骄べY地區(qū)的勞動力抑制作用更強(qiáng)。

本文依托實證結(jié)果提出以下政策建議：首先，通過降低基本養(yǎng)老保險費(fèi)率、稅收優(yōu)惠等措施積極推廣職業(yè)年金，依托職業(yè)年金等補(bǔ)充養(yǎng)老保險以提高職工基本養(yǎng)老保險待遇水平，降低其與機(jī)關(guān)事業(yè)單位之間的待遇差距。其次，改革機(jī)關(guān)事業(yè)單位內(nèi)部人事管理制度，避免泛福利化的工資提升，提高績效工資在總工資中的比重，設(shè)置合理的工資極差，形成長效的工資提升機(jī)制。最后，進(jìn)一步加大養(yǎng)老保險統(tǒng)籌力度，通過中央調(diào)劑金制度、養(yǎng)老保險省級統(tǒng)籌改革等舉措化解養(yǎng)老保險的地區(qū)與人群差異，建立“大一統(tǒng)”的養(yǎng)老保險制度。

注釋：

① 資料來源：2016年《中國統(tǒng)計年鑒（電子版）》，http：//www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2016/indexch.htm。

② 資料來源：《2019年度人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》，http：//www.mohrss.gov.cn/xxgk2020/fdzdgknr/ghtj/tj/ndtj/202009/t20200911_385449.html;中國證券投資基金業(yè)協(xié)會發(fā)布的《職業(yè)年金數(shù)據(jù)概要》，https：//www.amac.org.cn/researchstatistics/datastatistics/pensiondata/occupationalannuity/201912 /t20191227_3963.html。

③ 資料來源：OECD GDP long-term forecast （Edition 2014），https：//data.oecd.org/gdp/gross-domestic-product-gdp.htm。

④ 由于2010年CFPS未對養(yǎng)老保險參保類型做明確分類，不能準(zhǔn)確得知哪些個體參保了機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險。通過2012年CFPS追蹤數(shù)據(jù)匹配得到2010年參保類型，獲得數(shù)據(jù)樣本1739個。為謹(jǐn)慎起見，僅將其用于平行趨勢檢驗。

參考文獻(xiàn)：

[1] 楊燕綏.養(yǎng)老金并軌的機(jī)遇與挑戰(zhàn)[J].行政管理改革，2015，7（5）：20-22.

[2] 于新亮，程遠(yuǎn)，胡秋陽.企業(yè)年金的“生產(chǎn)率效應(yīng)”[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017，34（1）：155-173.

[3] 王翠琴，王雅，薛惠元.機(jī)關(guān)事業(yè)單位養(yǎng)老保險改革降低了“中人”的養(yǎng)老待遇嗎？——基于10年過渡期后“中人”養(yǎng)老金替代率的測算[J].保險研究，2017，38（7）：115-127.

[4] Lazear E P，Moore R L. Pensions and turnover[C]∥Bodie Z，Shoven J B，Wise D A. Pensions in the U.S. Economy. Chicago：University of Chicago Press，1988.

[5] Thomas A， Spataro L. The effects of pension funds on markets performance： A review [J]. Journal of Economic Surveys， 2016， 30（1）： 1-33.

[6] McCormick B， Hughes G. The influence of pensions on job mobility[J]. Journal of Public Economics，1984，23（1/2）：183-206.

[7] Allen S G， Clark R L. Pensions and firm performance[R].Raleigh：North Carolina State University，1987.

[8] Ippolito R A. Encouraging long-term tenure： Wage tiltor pensions？[J]. Industrial and Labor Relations Review， 1991， 44（3）： 520-535.

[9] Gustman A L ，Steinmeier T L . An analysis of pension benefit formulas， pension wealth and incentives from pensions[R]. Hanover：Dartmouth College，1988.

[10]Richard D ，Carl E . Choice of pension scheme and job mobility in Britain [R]. Nottingham：University of Nottingham， 2002.

[11]Rabe B. Occupational pensions， wages， and job mobility in Germany[J]. Scottish Journal of Political Economy， 2007， 54（4）： 531-552.

[12]Andrietti V. Occupational pensions and interfirm job mobility in the European union： Evidence from the ECHP survey[R]. Colchester：Institute for Social and Economic Research， 2000.

[13]Cocco J F， Lopes P. Defined benefit or defined contribution？ A study of pension choices[J]. Journal of Risk and Insurance， 2011， 78（4）： 931-960.

[14]Hernaes E， Piggott J，Vestad O， et al. Labour mobility， pension portability and the lack of lock-in effects [R]. Oslo：Ragnar Frisch Centre for Economic Research， 2011.

[15]張川川，陳斌開.“社會養(yǎng)老”能否替代“家庭養(yǎng)老”？——來自中國新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（11）：102-115.

[16]陳帥，葛大東.就業(yè)風(fēng)險對中國農(nóng)村勞動力非農(nóng)勞動供給的影響[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2014，26（6）：27-40.

[17]李江一，李涵.新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險對老年人勞動參與的影響——來自斷點回歸的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2017，58（3）：62-73.

[18]解堊.“新農(nóng)?！睂r(nóng)村老年人勞動供給及福利的影響[J].財經(jīng)研究，2015，41（8）：39-49.

[19]程杰.養(yǎng)老保障的勞動供給效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（10）：60-73.

[20]譚華清，周廣肅，王大中.新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)勞動力轉(zhuǎn)移的影響：基于CFPS的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2016，48（1）：53-65.

[21]盧洪友，王云霄，杜亦譞.城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、家庭異質(zhì)性決策和收入差距——基于風(fēng)險分擔(dān)的視角[J].財政研究，2019，40（9）：94-107.

[22]鐘寧樺.公司治理與員工福利：來自中國非上市企業(yè)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012，47（12）：137-151.

[23]李亞青，吳聯(lián)燦，申曙光.企業(yè)社會保險福利對農(nóng)民工流動性的影響——來自廣東珠三角地區(qū)的證據(jù)[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012，28（9）：61-73.

[24]楊衛(wèi)春.基于風(fēng)險承受能力的大學(xué)生就業(yè)選擇的實證[J].統(tǒng)計與決策，2012，28（13）：117-119.

[25]王小華，溫濤，王定祥.縣域農(nóng)村金融抑制與農(nóng)民收入內(nèi)部不平等[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2014，36（2）：44-54.

[26]步丹璐，白曉丹.員工薪酬、薪酬差距和員工離職[J].中國經(jīng)濟(jì)問題，2013，45（1）：100-108.

（責(zé)任編輯：厲 亞）

3951501908212