社會保險能提高靈活就業(yè)人員的幸福感嗎？
——來自CLDS(2018)的證據

路苗苗，李 禮

(中南財經政法大學 公共管理學院，湖北 武漢 40073)

一、引言

作為民生之基的社會保險在改善居民幸福感方面發(fā)揮著重要作用，于中國國民而言，社會保險的覆蓋范圍與保障范圍對其幸福感有顯著的正向影響[1]120，其中養(yǎng)老和醫(yī)療保險對農民工的幸福效應最為顯著[2]53?！度肆Y源和社會保障事業(yè)發(fā)展“十四五”規(guī)劃》顯示，截至2021年3月底，我國基本養(yǎng)老保險的參保率已超過90%，目前未參保人員主要集中在農民工、靈活就業(yè)人員、新業(yè)態(tài)從業(yè)人員等。而隨著經濟的發(fā)展，靈活就業(yè)現已成為我國新的就業(yè)趨勢和重要的就業(yè)渠道，目前我國靈活就業(yè)人員已達2億左右，但其社會保障制度仍處于待完善階段。

靈活就業(yè)相較于傳統(tǒng)就業(yè)會面臨更多不確定性，社會保險的保障效應會降低靈活就業(yè)人員面臨的不確定性，進而對其幸福感產生正向影響；但我國靈活就業(yè)人員參加社會保險需要完全自費，這意味著參加社會保險會減少靈活就業(yè)人員的當期消費，進而將對其幸福感產生負向影響。因此，社會保險對靈活就業(yè)人員幸福感存在的是改善效應還是抑制效應有待進一步分析?；诖耍狙芯烤劢乖诔擎?zhèn)工作的靈活就業(yè)人員，參考何文和申曙光[3]41的做法，從CLDS(2018)的數據庫中篩選出對應的樣本，所獲樣本中70%的靈活就業(yè)人員是農村戶口；運用ordered probit模型探究參加社會保險對靈活就業(yè)人員主觀幸福感的影響，并對基準回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗和異質性分析。本研究的主要目的，一是驗證社會保險對靈活就業(yè)人員幸福感的影響方向，驗證是否可從社會保險的角度入手提高靈活就業(yè)人員的幸福感，豐富靈活就業(yè)人員的相關研究；二是從側面說明完善我國靈活就業(yè)人員的社會保險制度有助于發(fā)揮靈活就業(yè)“促就業(yè)”的優(yōu)勢。

二、理論分析與文獻綜述

主觀幸福感是人們對其生活質量做出的整體性評價。繼“幸福悖論”提出后，諸多學者對主觀幸福感展開了深入研究，相關研究可以概括為以下四個方面：一是經濟狀況對幸福感影響的研究。學者們普遍認為絕對收入對居民幸福感有重要影響[4-5]，相對收入對居民幸福感的改善效應是確定的[6]65；而收入并非是影響居民幸福感的唯一因素，個體特征、社會特征等也會使居民幸福感具有差異性[7]。二是基于相對剝奪理論和隧道效應理論分析社會不平等對居民的幸福感的抑制效應[8]。就內部影響機制而言，機會不均等主要通過社會信任水平和身心健康狀況，對居民主觀幸福感產生抑制效應[9-10]；而收入不平等通過影響老年人的健康狀況對其幸福感產生抑制效應[11]。三是工作的幸福效應研究。非農就業(yè)僅能在短期內改善農村居民的幸福感，長期內其改善效應是有限的[12]；而退休后繼續(xù)工作通過影響老年人的健康狀況，對其幸福感產生抑制效應[13]。四是互聯(lián)網的幸福效應研究?；ヂ?lián)網除發(fā)揮信息獲取功能[14]，還通過豐富日常生活、提升社會認同[15]和降低疏離感[16]，從而對農村居民主觀幸福感產生顯著的改善效應。

社會保障是促進社會協(xié)調發(fā)展的穩(wěn)定器，也是國家宏觀經濟的調控器和社會整體福利水平的穩(wěn)定器。作為社會保障體系重要組成部分的社會保險，主要通過兩種方式影響居民的幸福感。首先，社會保險的保障功能降低其面臨的不確定性，減少預防性儲蓄，增加當期消費，從而對其主觀幸福感產生正向影響[1]117；其次，社會保險通過發(fā)揮收入再分配功能對居民的幸福感產生影響，基于相對剝奪理論和隧道效應理論分析發(fā)現，收入不平等會顯著降低居民的主觀幸福感[17]，而社會保險的收入再分配功能則通過緩解收入不平等，提升居民的主觀幸福感[18]。在具體險種的研究中，現有文獻從社會正式支持和公共服務的角度，基于收入再分配和心理學體驗理論研究發(fā)現，參加養(yǎng)老和醫(yī)療保險對居民和農村老年人的主觀幸福感有顯著的提升效應[19-20]，且在醫(yī)療保險的幸福效應中，健康發(fā)揮的中介作用更大[21]12；而新農保會顯著提升農村老年人的生活滿意度，但對幸福感的改善效應有限[22]，且主要通過財富效應、健康效應和勞動—閑暇替代效應影響幸福感[23]；基本養(yǎng)老保險對居民幸福感的改善效應主要通過影響其社會信任[24]、時間和經濟代際支持產生[25]；就醫(yī)療保險而言，公費醫(yī)療和合作醫(yī)療對農村老年人的幸福感有顯著的正向影響[26]106，同時基本醫(yī)療保險的幸福效應通過影響居民的安全感和公平感產生[27]。

基于上述理論分析與文獻梳理，發(fā)現過往對幸福感的研究多聚焦于居民總體和老年人，鮮有研究關注靈活就業(yè)人員。將靈活就業(yè)與幸福感相聯(lián)系的零星研究多關注于靈活就業(yè)形式對勞動者福利水平的影響，非正規(guī)就業(yè)不僅直接降低勞動者的幸福感，同時也會降低其工作滿意度和收入公平感[28]；相對而言，選擇做“斜杠青年”的勞動者幸福感水平會更高[29]?；谏鲜隼碚摲治雠c文獻綜述中所提出的社會保險對主觀幸福感的影響機制和養(yǎng)老與醫(yī)療保險對幸福感的改善效應，本研究提出如下假設：參加社會保險對靈活就業(yè)人員的幸福感有改善效應。

三、研究設計

(一)數據來源

本研究選用2018年中國勞動力動態(tài)調查(CLDS)數據，該數據庫是對除港澳、新疆、西藏和青海之外的28個省(自治區(qū)、直轄市)的農村和城市勞動力人口進行的兩年一次的跟蹤調查，調查層面包括社區(qū)、家庭和個人。參考何文和申曙光[3]41的數據處理及《勞動法》的相關規(guī)定，本研究的具體處理如下：(1)將男性勞動力的年齡控制在16—60歲，女性勞動力的年齡控制在16—55歲；(2)刪除生活在農村的農村和城鎮(zhèn)居民的樣本；(3)刪除在讀學生的樣本以及因身體原因無法進行工作的樣本；(4)刪除簽訂正式勞動合同的樣本；(5)刪除購買商業(yè)養(yǎng)老和醫(yī)療保險的樣本；(6)刪除沒有工作經歷的樣本，在本數據庫中也即是刪除“work=0”的樣本；(7)刪除包含缺失值及不適用的樣本。最終獲得3319個樣本，其中至少參加一種社會保險的有3096個樣本。

(二)變量設置

本研究的因變量是“幸福感”，是依據“總的來說，您認為您的生活過得是否幸福？”設定的；其是順序離散型變量，取值1—5，表示“非常不幸?！薄胺浅Ｐ腋！?。類似地，依據問卷中“總體來說，您對您的生活狀況感到滿意嗎？”得到“生活滿意度”變量，該變量后續(xù)用于替換“幸福感”做穩(wěn)健性檢驗。

本文的核心自變量是“社會保險”，依據問卷中是否參加醫(yī)療、養(yǎng)老、工傷、生育和失業(yè)保險等問題設定；其是二值選擇變量，取值為1則表示至少參加一種社會保險。其次依據是否參加具體險種生成五個二值選擇變量，依次是“醫(yī)療保險”“養(yǎng)老保險”“工傷保險”“失業(yè)保險”和“生育保險”，取值為1，表示參加對應險種；若取值為0，則表示未參加。將生成的五個二值變量相加生成 “參保種類數” 變量，該變量表示靈活就業(yè)人員所參加的社保種類數，該變量主要是用于替換“社會保險”做穩(wěn)健性檢驗。

本研究參考已有研究，選取兩個層面的變量作為協(xié)變量。首先是個體特征層面的變量，主要包括靈活就業(yè)人員的年齡、性別、學歷、婚姻狀態(tài)、戶口類型、政治面貌、健康狀況和收入滿意度；其次是家庭層面的變量，主要包括家庭經濟收入、家庭成員關系和家庭規(guī)模。本研究所涉及到變量的具體說明和描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

從因變量和自變量來看，參加社會保險的靈活就業(yè)人員的平均幸福感高于未參保的靈活就業(yè)人員；就參保群體而言，人均參保種類數為1.85，也即平均參保的險種少于2種；就參保險種而言，醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險的參保比例分別為98%和61%，其余三個險種的參保比例是極低的。從個體特征層面的變量來看，未參保靈活就業(yè)人員的平均年齡不足40歲，低于參保靈活就業(yè)人員的平均年齡；樣本中男女比例接近1∶1；人均受教育年限略高于9年，也即靈活就業(yè)人員的平均學歷約為初中水平；參保靈活就業(yè)人員約有87%是已婚狀態(tài)，70%是農村戶口，92%的政治面貌是群眾；未參保靈活就業(yè)人員的平均收入滿意度未達到“滿意”的水平，而參保靈活就業(yè)人員的平均收入滿意度也僅略高于“滿意”的水平。從家庭層面的變量來看，參保與未參保樣本的平均家庭收入和家庭成員關系差距很小，參保與未參保的靈活就業(yè)人員的平均家庭規(guī)模均略高于4人，但參保靈活就業(yè)人員的家庭規(guī)模大于未參保靈活就業(yè)人員。

(三)研究方法

1.ordered probit模型設定

本研究的因變量“幸福感”屬于順序離散型變量，因此本研究選用ordered probit模型進行回歸；同時用ordered logit和OLS模型替代ordered probit模型進行穩(wěn)健性檢驗。本文參考連玉君等[30]的做法，將ordered probit模型的設定如下：

模型一：

happinessij=F(α0+α1insuranceij+γXij+Pj+μij)

模型中的i表示第i個個體，j表示第j個省份；happiness是本研究因變量“幸福感”，insurance表示本研究的自變量“社會保險”，其系數α1是本研究關注的重點，反映的是社會保險對靈活就業(yè)人員幸福感的影響方向及其顯著性；X表示的是本研究中個體特征和家庭層面的控制變量，P是省份變量，μ是模型中的殘差項；F(·)是非線性函數，具體表現形式如下：

其中ε1、ε2、ε3和ε4被稱為切點，為待估參數；happinessij*是happinessij背后存在的不可觀測的連續(xù)變量，被稱為潛變量，滿足：

2.邊際效應模型設定

模型一中系數α1只能反映社會保險對靈活就業(yè)人員幸福感影響的方向與顯著性，而其影響的大小需通過計算邊際效應衡量，因此本研究設定如下模型計算邊際效應：

模型二：

3.內生性分析與模型設定

本研究中可能存在幸福感高的人更有可能會參加社會保險，也即可能存在互為因果所造成的內生性問題。除此之外，由于本文所選取的變量有限，并不能保證沒有遺漏變量，也即可能存在因遺漏變量所造成的內生性。對此，選擇工具變量法來進行相應處理，參照封進[31]等人的做法，選取市/縣參保率②作為是否參保的工具變量。我國醫(yī)療保險原則是以市為基本統(tǒng)籌單位，部分地區(qū)也可以縣為基本統(tǒng)籌單位，因此市/縣參保率可能會影響到靈活就業(yè)人員的參保選擇，但其不會直接影響靈活就業(yè)人員的主觀幸福感，因此該工具變量具有一定的科學性。

本研究選用兩種方法即兩階段殘差介入法(2SRI)和兩階段最小二乘法(2SLS) 進行工具變量回歸，其中兩階段殘差介入法主要是依據殘差項的顯著性來判斷是否存在內生性問題；2SLS模型除此之外，亦可檢驗工具變量的有效性。參考陳璐和范紅麗[32]的方法將兩階段殘差介入法的模型設定如下：

模型三：

第一階段的probit模型為：

Pr(insuranceij=1)=φ(β0+β1參保率+δXij+Pi+eij)

四、實證分析

(一)基本回歸分析

表2為ordered probit模型的基準回歸結果，第(2)列和第(3)列是在第(1)列的基礎上依次加入了個體特征變量和家庭層面變量，但從社會保險變量的系數可以看到，控制變量的引入并未影響社會保險對靈活就業(yè)人員主觀幸福感的改善效應，且改善效應在統(tǒng)計上均是顯著的。也即說明，參加社會保險的靈活就業(yè)人員主觀幸福感是顯著高于未參保的靈活就業(yè)人員的，驗證了本研究的假設。

本研究的控制變量對靈活就業(yè)人員主觀幸福感的影響效應與已有研究結論一致[26]105[33-34]。其中第(2)列是加入個人特征變量后的回歸結果。結果表明，靈活就業(yè)人員的幸福感與其年齡之間有一個“U型”的關系，這與程名望[2]53的研究結論具有一致性，可能的解釋是生活壓力與年齡間有一個“倒U型”的關系，人到中年時，生活壓力達到最大值，相應的幸福感水平也是最低的；男性相比于女性，其主觀幸福感水平較低，可能的解釋是男性所承受生活壓力較大，而女性選擇靈活就業(yè)不僅可以賺取工資報酬，同時也可以兼顧家庭[35]，因此相對而言女性的幸福感水平更高；教育以及已婚對靈活就業(yè)人員的主觀幸福感的正向影響均在1%的水平上顯著，學歷水平越高，靈活就業(yè)人員的工作選擇更多，同時工資報酬也相對較高；農村戶口對靈活就業(yè)人員主觀幸福感有負向的影響，但這種影響在統(tǒng)計上并不顯著；黨員身份會給其帶來自豪感與歸屬感，從而會顯著提高其主觀幸福感；靈活就業(yè)人員自身的健康狀況以及對其收入滿意度的評價對于他們的主觀幸福感的影響都是正向的，且在統(tǒng)計上也是非常顯著的。第(3)列的回歸結果說明家庭經濟收入越高，主觀幸福感水平也較高；而和諧的家庭氛圍和大規(guī)模家庭會給靈活就業(yè)人員帶來心理慰藉，從而對其主觀幸福感產生顯著的正向影響。

表2 是否參加社會保險對靈活就業(yè)人員主觀幸福感的回歸結果

表3中各社會保險險種的系數表明，醫(yī)療、養(yǎng)老、工傷和失業(yè)保險對靈活就業(yè)人員幸福感均有顯著的改善效應，生育保險對靈活就業(yè)人員幸福感的提升有正向的促進作用，但這一作用在統(tǒng)計上不顯著?？赡艿慕忉屖?，醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險是社會保險中的主要險種，也是我國鼓勵靈活就業(yè)人員參加的主要險種，參保的靈活就業(yè)人員享受這兩個險種的福利的可能性更高；而工傷保險和失業(yè)保險為靈活就業(yè)人員的工作提供了相應的保障，會提升其工作安全感，從而對其幸福感產生改善效應。

表3 各險種對靈活就業(yè)人員主觀幸福感的回歸結果

續(xù)表3

Plan B顯示的是參加社會保險和具體險種對靈活就業(yè)人員幸福感的邊際效應，可以看到社會保險與各險種對靈活就業(yè)人員主觀幸福感影響的邊際效應大小順序為：社會保險=失業(yè)保險>醫(yī)療保險>工傷保險>養(yǎng)老保險>生育保險。

(二)穩(wěn)健性分析

1.穩(wěn)健性檢驗

本研究采取兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是更換回歸模型，分別用ordered logit模型和OLS模型代替ordered probit模型。二是更換變量進行回歸，更換因變量，用“生活滿意度”替換“幸福感”；更換自變量，用“參保種類數”替換“社會保險”?；貧w結果見表4。

表4的第(1)和(2)列分別對應的是ordered logit和OLS的回歸結果，通過社會保險變量系數可以看到，在兩種模型下社會保險對靈活就業(yè)人員幸福感的提升有顯著促進作用，與基準回歸模型的結果具有一致性。第(3)和(4)列是通過替換變量進行穩(wěn)健性檢驗，其中,第(3)列是用“生活滿意度”替換“幸福感”后的回歸結果，社會保險對靈活就業(yè)人員生活滿意度的影響與對其主觀幸福感的影響是一致的；第(4)列是用參加社會保險的種數來替換關鍵自變量進行穩(wěn)健性檢驗，參保的種類數越多，相應的靈活就業(yè)人員主觀幸福感水平也越高。再次從變量層面說明了表2基準回歸結果的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗

總體來看，無論是更換模型，還是更換變量，參保對靈活就業(yè)人員的主觀幸福感的正向影響都是非常顯著的，從而說明了基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

2.內生性檢驗

本研究采取工具變量法解決基本回歸模型中可能存在的內生性問題，所用的工具變量是市/縣參保率，2SRI及2SLS模型的具體回歸結果如表5所示。

表5 內生性檢驗——2SRI及2SLS模型

表5的第(1)和(2)列是2SRI模型中第一階段和第二階段的回歸結果，第(3)列是2SLS模型的回歸結果。從第(1)列的結果中可以看出，市/縣參保率顯著提高靈活就業(yè)人員的參保率；2SRI模型第二階段的回歸結果中，殘差項在1%的水平上顯著，說明原模型中是存在內生性的，同時2SLS模型中內生性檢驗的卡方統(tǒng)計量對應的P值小于0.1，再次驗證“社會保險”是內生變量。不同于2SRI模型僅能判斷原模型是否存在內生性問題，2SLS模型對工具變量的有效性進行了詳細的檢驗。首先是工具變量與關鍵自變量的相關性的檢驗，Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量對應的P值約為0，也即說明了本研究中的市/縣參保率與是否參加社會保險是相關的；其次，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量的值約為18.16，大于10，驗證了本文選取的工具變量不是弱工具變量，也即其是有效的。

無論是2SRI模型還是2SLS模型的回歸結果都說明，在排除內生性的影響下，參加社會保險對靈活就業(yè)人員的主觀幸福感的正向影響分別在1%和10%的水平上是顯著的，再次證明表2回歸結果的穩(wěn)健性，也即本文的假設是成立的。

(三)異質性分析

首先，我國的養(yǎng)老和醫(yī)療保險現已實行城鄉(xiāng)統(tǒng)籌，但城市和農村的差別依舊是存在的[21]9，為此本研究采用分組回歸研究參保對靈活就業(yè)人員幸福感的影響是否存在城鄉(xiāng)層面的差異；其次，相對收入對居民幸福感存在顯著的改善效應[6]67，本研究將收入滿意度劃分為滿意和不滿意度兩組，分組回歸驗證社會保險對靈活就業(yè)人員幸福感的影響對不同收入滿意度群體的影響是否存在異質性；最后，學歷會影響靈活就業(yè)人員的擇業(yè)機會，本文以初中學歷為標準將靈活就業(yè)人員分成高學歷和低學歷兩組，以驗證社會保險的幸福效應在學歷層面是否存在異質性。分組回歸結果如表6所示，其中Plan B是各組內參加社會保險的邊際影響。

表6的第(1)和(2)列的回歸結果說明，參加社會保險對農村戶口靈活就業(yè)人員主觀幸福感的正向影響在統(tǒng)計上不顯著，而參保的非農村戶口靈活就業(yè)人員的主觀幸福感水平顯著高于未參保的靈活就業(yè)人員?？赡艿慕忉屖?，參保靈活就業(yè)人員很有可能參加的是醫(yī)療保險，但城鎮(zhèn)醫(yī)療保險的保障水平和能力是遠高于農村的[26]106，因此參加社會保險對農村靈活就業(yè)人員幸福感的影響在統(tǒng)計上不顯著。表6的第(3)和(4)列是依據靈活就業(yè)人員對其收入滿意度分組回歸的結果，表明參保對靈活就業(yè)人員主觀幸福感影響的方向與顯著性在兩組間沒有差異；但從Plan B中可以看到，參保對于對收入不滿意的靈活就業(yè)人員主觀幸福感的邊際影響更大，可能的解釋是，在這一群體中社會保險的風險防范功能發(fā)揮得更充分。表6的第(5)和(6)列是依據靈活就業(yè)人員學歷水平分組回歸的結果，表明無論是高學歷還是低學歷，參加社會保險都可以在一定程度上顯著改善靈活就業(yè)人員的主觀幸福感水平，但Plan B的邊際效應表明這種改善作用在高學歷組的靈活就業(yè)人員更大。

表6 異質性檢驗

五、結論與建議

通過上述理論與實證分析，本研究發(fā)現參?？梢燥@著提升靈活就業(yè)人員的主觀幸福感。其中，養(yǎng)老、醫(yī)療、工傷以及失業(yè)保險的提升作用在統(tǒng)計上是非常顯著的，相對而言，生育保險對主觀幸福感的影響在統(tǒng)計上并不顯著。可能的解釋是，基本醫(yī)療保險為靈活就業(yè)人員的健康提供保障，養(yǎng)老保險的儲蓄功能會增加其當期消費，從而提高其主觀幸福感。而由于不確定性的工作性質，工傷保險和失業(yè)保險可以保障其職業(yè)風險，從而可以給他們的主觀幸福感產生一定的影響。隨著我國生育保險逐漸與醫(yī)療保險合并的趨勢，其對于靈活就業(yè)人員來說實用性相對較低。同時，參保對靈活就業(yè)人員主觀幸福感的影響在戶口性質層面存在異質性，參保的邊際效應的大小在收入滿意度和受教育年限層面具有差異性。

基于前文的理論及實證分析，本文提出如下政策建議：首先，為提高靈活就業(yè)人員的主觀幸福感水平，應積極鼓勵靈活就業(yè)人員參加社會保險，尤其是社會保險中的養(yǎng)老保險。正如最新出臺的《關于維護新就業(yè)形態(tài)勞動者勞動保障權益的指導意見》建議放開戶籍地限制，鼓勵靈活就業(yè)人員參加城鄉(xiāng)居民的養(yǎng)老和醫(yī)療保險。其次，靈活就業(yè)人員工作中的風險也急需得到應有的保障。應加快發(fā)展適合靈活就業(yè)人員這一新型勞動關系的工傷和失業(yè)保險，如進一步完善與推廣已在多地試行的職業(yè)傷害險，從解決“從無到有”開始，逐步解決靈活就業(yè)人員的工傷保障問題[36]；同時鼓勵各城市依據其經濟狀況，將靈活就業(yè)人員逐步納入到失業(yè)保險的保障范圍[37]。

注釋

①問卷中將婚姻狀態(tài)分為未婚、初婚、再婚、離異、喪偶和同居六種類型，本文將初婚和再婚定義為“已婚”，并將已婚狀態(tài)賦值為1，將其他類型婚姻狀態(tài)賦值為0。

②市/縣參保率指的是醫(yī)療保險的保險率，主要考慮到本研究中靈活就業(yè)人員的社會保險參保率與醫(yī)療保險的參保率近似；具體數據來自于各市、縣2018年的國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報和統(tǒng)計年鑒。