靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為影響因素分析
——基于CFPS 的實證研究

陳俊慧，姚 虹

（河南大學(xué) 哲學(xué)與公共管理學(xué)院，河南 開封 475000）

黨的二十大提出構(gòu)建覆蓋全民的多層次社會保障體系，擴大社會保險覆蓋面。我國已基本建成覆蓋全民的基本養(yǎng)老保險體系，靈活就業(yè)人員是提高參保率的“最后一公里”［1］。社會養(yǎng)老保險與醫(yī)療保險、工傷保險不同，其更容易出現(xiàn)個體短視行為［2］31，一方面因為養(yǎng)老風(fēng)險長期性、延時性的特征導(dǎo)致靈活就業(yè)人員養(yǎng)老風(fēng)險意識淡?。?］；另一方面因為靈活就業(yè)人員考慮社會養(yǎng)老保險金費率與替代率關(guān)系，擔心繳費水平與待遇水平不對等［2］28。這促使我們以發(fā)展的眼光審視靈活就業(yè)人員的社會養(yǎng)老保險參保問題。本文基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）2020 年數(shù)據(jù)，將研究對象界定為15—60 歲的靈活就業(yè)人員，運用二元Logistic 模型探究何種因素影響靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險？何種原因造成靈活就業(yè)人員不愿參加社會養(yǎng)老保險？靈活就業(yè)人員不參加社會養(yǎng)老保險會造成何種問題？同時以擴大社會養(yǎng)老保險覆蓋面為導(dǎo)向，基于實證結(jié)果提出相關(guān)建議。

一、文獻綜述

隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，新型靈活就業(yè)人員興起。靈活就業(yè)人員的隊伍不斷壯大，面臨的風(fēng)險層出不窮。相對傳統(tǒng)就業(yè)方式而言，靈活就業(yè)具有就業(yè)形式多樣性、就業(yè)規(guī)律流動性、群體結(jié)構(gòu)復(fù)雜性、經(jīng)濟收入復(fù)雜性、勞動關(guān)系不穩(wěn)定的特征［4］。該特征的出現(xiàn)對社會養(yǎng)老保險制度提出巨大挑戰(zhàn)，加大了社會養(yǎng)老保險經(jīng)辦管理的難度。目前，靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保問題已引起學(xué)者的廣泛關(guān)注，研究主要從以下幾個方面展開：

（一）靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保問題

全國總工會的報告指出靈活就業(yè)人員中未參保人群是擴大社會養(yǎng)老保險覆蓋面難啃的“硬骨頭”［5］。養(yǎng)老保險的身份差異性和地域性造成社會保險參保質(zhì)量不高，靈活的就業(yè)方式使靈活就業(yè)人員身份不斷轉(zhuǎn)換，導(dǎo)致社會保險斷?，F(xiàn)象頻發(fā)［6］。靈活就業(yè)人員繳納社會養(yǎng)老保險還面臨繳費基礎(chǔ)高［7］，繳費比例與靈活就業(yè)人員承受能力不對等［8］問題。靈活就業(yè)人員經(jīng)濟壓力大再加上非強制性參保，導(dǎo)致養(yǎng)老保險參保積極性低。

（二）靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保影響因素

學(xué)者多從個體特征、工作因素、主觀態(tài)度方面探究靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保影響因素。多數(shù)學(xué)者認為年齡、受教育程度、戶籍制度是影響靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為的重要因素。陽程文基于靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的行為模型得出年齡和文化層次與社會養(yǎng)老保險的參保率正相關(guān)［9］225；孫濤、謝東明基于社會融合視角提出戶籍制度對靈活就業(yè)人員養(yǎng)老保險參保率有顯著影響［10］；有學(xué)者認為收入低導(dǎo)致靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保率低［11］。靈活就業(yè)人員選擇參加職工養(yǎng)老保險還是居民養(yǎng)老保險也受工作收入影響，工作收入高則繳費能力強，更有可能選擇職工養(yǎng)老保險［12］102。還有研究將主觀態(tài)度因素視為影響靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的重要因素。靈活就業(yè)人員對社會養(yǎng)老保險制度信息了解程度的高低對參保行為起重要作用［9］225；孫萌以呼和浩特市為例指出除年齡、收入、受教育水平，政策了解程度也對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保意愿產(chǎn)生正向顯著影響［13］。

（三）提升靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保率的對策

針對靈活就業(yè)人員參保問題學(xué)者提出社會養(yǎng)老保險改革，此次改革要構(gòu)建帶有激勵作用的繳費機制，對經(jīng)濟困難人群加大補貼力度［14］，提高個人賬戶基金收益率［15］。構(gòu)建靈活就業(yè)人員社保“三方機制”，由政府、主要用工方、靈活就業(yè)人員共同承擔社會保障義務(wù)［2］100。加快養(yǎng)老保險統(tǒng)籌賬戶基金的全國統(tǒng)籌建設(shè)，建立社會保險信息庫實現(xiàn)地市、省市的信息共享［16］。從觀念、服務(wù)兩方面改進養(yǎng)老保險管理機構(gòu)的管理方式，樹立靈活就業(yè)人員為主要參保對象，用人單位和個體勞動者為管理服務(wù)對象的觀念。在服務(wù)方面要簡化參保程序，改進服務(wù)手段［17］。

通過梳理文獻發(fā)現(xiàn)多數(shù)學(xué)者對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險的研究集中在參?，F(xiàn)狀、制度改革等方面，部分對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保影響因素的研究采取案例分析方法，少有研究采取實證分析方法。在已有的實證研究中，多數(shù)研究將個體特征如年齡、戶籍、受教育水平，工作因素以及主觀因素納入實證檢驗，忽視了社會保障因素以及養(yǎng)兒防老觀念對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為的影響。本文試圖對以往的研究進行補充和解釋，并在內(nèi)容上有一定的創(chuàng)新。

與已有研究相比，本文基于具有全國代表性的2020 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），利用二元Logistic 模型實證分析靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為影響因素；在借鑒已有文獻的基礎(chǔ)上從工作因素、保障因素、主觀態(tài)度因素、個人內(nèi)在因素四個層面中選取14 個解釋變量，探究各解釋變量是否影響靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為。最后，通過組間均值差異檢驗和組間中位數(shù)差異檢驗進一步證明社會養(yǎng)老保險參與率低易造成收入不平等問題。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

該研究基于2020 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（簡稱CFPS），該數(shù)據(jù)是一項全國性的、大規(guī)模的社會跟蹤調(diào)查項目。該數(shù)據(jù)的樣本規(guī)模達16000 戶，覆蓋25 個?。校灾螀^(qū)，具有全國代表性。其問卷包括個體、家庭、社區(qū)三個層次，能夠反映人口遷移、工作情況、社會保障情況、家庭關(guān)系。

本文根據(jù)靈活就業(yè)的定義來界定靈活就業(yè)人員。靈活就業(yè)是指勞動者與用人單位不存在正式勞動關(guān)系、獨立于用人單位之外的就業(yè)形式［18］，以靈活就業(yè)方式獲取勞動報酬的就業(yè)人員屬于靈活就業(yè)人員。在問卷基礎(chǔ)上保留在業(yè)人員數(shù)據(jù)，剔除男性60 歲以上的勞動者，女性55 歲以上的勞動者。在對年齡篩選后，剔除簽訂勞動合同的人員，剔除農(nóng)業(yè)工作者、國家機關(guān)、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位人員、辦事人員和有關(guān)人員、軍人，再剔除缺失值后得到7462 個樣本。

（二）變量說明

1.被解釋變量

被解釋變量為社會養(yǎng)老保險參保行為，此參保行為包括兩方面的含義：一是靈活就業(yè)人員是否參加社會養(yǎng)老保險；二是基于參保行為考量參保率，參保人數(shù)占靈活就業(yè)人員總?cè)藬?shù)的比例即為參保率。

選取問卷中“您是否參保了基本養(yǎng)老保險？”這個問題來衡量。問卷中基本養(yǎng)老保險包括城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險和城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險，本文將其稱為“社會養(yǎng)老保險”。

2.解釋變量

在相關(guān)文獻的研究基礎(chǔ)上選取保障因素、主觀態(tài)度因素、工作因素、個人內(nèi)在因素四個維度。保障因素含有三個評價指標：醫(yī)療保險參保情況、商業(yè)養(yǎng)老保險參保情況、工作保障。主觀態(tài)度包括調(diào)查對象對政府信任程度、對養(yǎng)兒防老觀念的認同感以及對社會保障制度的認可度。工作因素由工作安全滿意度、年工作收入、工作總體滿意度三個解釋變量組成。個體因素包括性別、年齡、教育程度、戶籍所在地四個解釋變量。變量的具體解釋見表1。

表1 變量解釋

3.變量描述性統(tǒng)計

在選取的樣本中，參加社會養(yǎng)老保險有437 人，占比6.05%。具有工作保障的靈活就業(yè)人員占3.19%，沒有工作保障的靈活就業(yè)人員占96.81%。參加醫(yī)療保險的占90.48%，可見我國靈活就業(yè)人員醫(yī)療保險參保率較高。商業(yè)養(yǎng)老保險參保人數(shù)為135 人，占比1.87%。工作收入的最小值為1，最大值為3，均值為1.58。說明靈活就業(yè)人員工作收入集中在中低水平。樣本統(tǒng)計結(jié)果顯示年齡均值為2.24，年齡在15—30 歲的靈活就業(yè)人員占比18.75%，31—45 歲占比38.71%，45—60 歲占比42.54%?？梢缘贸鲮`活就業(yè)人員多集中在中老年群體。教育程度的均值為2.11，說明靈活就業(yè)人員的教育水平集中在初中上下。靈活就業(yè)人員樣本中男性人數(shù)占比58.85%，女性人數(shù)占比41.15%。農(nóng)業(yè)戶口有6338 人，占比85.09%。非農(nóng)業(yè)戶口即城市戶口有1102 人，占比14.79%。具體樣本描述性結(jié)果見表2。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

（三）模型設(shè)定

由于參加社會養(yǎng)老保險的情形僅有參加和不參加兩種情形，為二項分類變量，因此本文采取的研究方式是二元Logistic 回歸?；净貧w方程如下：

連接函數(shù)即對一件事情的發(fā)生比（odds）取自然對數(shù)，基本回歸方程進行自然對數(shù)單位轉(zhuǎn)換后得：

其中，Xn表示參加社會養(yǎng)老保險的影響因素，n表示解釋變量的個數(shù)；β0表示常數(shù)項，βn表示解釋變量的回歸系數(shù)，反映社會養(yǎng)老保險參保意愿的方向和程度。在控制其他因素不變的情況下，回歸系數(shù)每增加一個單位，logit（p）也隨之增加。若logit（p）隨之減少，則證明回歸系數(shù)為負。回歸結(jié)果以風(fēng)險比（OR）的形式呈現(xiàn)。OR＞1 時，說明解釋變量與被解釋變量正相關(guān)，反之則負相關(guān)。解釋變量每增加一個單位，被解釋變量會增加OR-1 倍。

在研究解釋變量對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為的影響因素時，建立四個模型進行二元Logistic 回歸分析。實證分析步驟如下：第一步，在模型中引入保障因素變量（工作保障、醫(yī)療保障、商業(yè)養(yǎng)老保險），得到模型一和回歸結(jié)果；第二步，在模型一的基礎(chǔ)上引入主觀態(tài)度因素變量（養(yǎng)兒防老觀念、社會保障認可度），得到模型二和回歸結(jié)果；第三步，在模型二的基礎(chǔ)上引入工作因素變量（工作收入、工作安全滿意度、工作總體滿意度），得到模型三和回歸結(jié)果；第四步，在模型三的基礎(chǔ)上引入個人內(nèi)在因素變量（年齡、受教育程度、戶籍所在地），得到模型四和回歸結(jié)果；最后對四個模型進行擬合優(yōu)度檢驗，若P＞0.05 證明擬合狀況良好。

三、實證分析

（一）斯皮爾曼相關(guān)性分析

將解釋變量分為四個維度，運用斯皮爾曼相關(guān)性分析法探究被解釋變量與解釋變量的相關(guān)度。對相關(guān)系數(shù)和顯著性進行判定，剔除與被解釋變量無關(guān)的解釋變量，通過檢驗的解釋變量可引入回歸分析模型。

1.保障因素與被解釋變量的相關(guān)性分析

如表3 所示，工作保障、商業(yè)養(yǎng)老保險的顯著性均在0.01 以下，醫(yī)療保障的顯著性在0.05 以下。說明這三個變量可能對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險的參保行為有顯著影響，均可引入Logistic 回歸模型。

表3 保障因素與被解釋變量的相關(guān)性分析

2.主觀態(tài)度與被解釋變量的相關(guān)性分析

在主觀態(tài)度方面，如表4 所示，養(yǎng)兒防老觀念認可度在1%水平上顯著。其系數(shù)為負，說明養(yǎng)兒防老觀念對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險的參保行為有負向影響。政府信任度、社會保障問題認可度的顯著水平在10%以上，未通過檢驗不能引入Logistic 回歸模型。

表4 主觀態(tài)度與被解釋變量的相關(guān)性分析

3.工作因素與被解釋變量的相關(guān)性分析

工作因素對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為的影響體現(xiàn)在工作安全滿意度、工作收入和工作總體滿意度三個方面。如表5 所示，工作安全滿意度、工作收入在1%水平上顯著，工作總體滿意度在5%水平上顯著，均對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為具有積極影響。

表5 工作因素與被解釋變量的相關(guān)性分析

表6 個體因素與被解釋變量的相關(guān)性分析

4.個體內(nèi)在因素與被解釋變量的相關(guān)性分析

個人內(nèi)在因素中教育程度、戶籍所在地兩個變量在1%水平上高度顯著，說明這兩個變量對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為有顯著影響，可將其引入Logistic 回歸模型中。性別未通過顯著性檢驗，將其剔除。年齡變量雖未通過相關(guān)性分析，但已有研究證明年齡是影響社會養(yǎng)老保險的重要因素，因此將其引入回歸模型。

5.方差膨脹因子檢驗

通過相關(guān)性分析篩選出10 個解釋變量，分別是工作保障、醫(yī)療保障、商業(yè)養(yǎng)老保險、養(yǎng)兒防老觀念、工作收入、工作安全滿意度、工作總體滿意度、教育程度、戶籍所在地、年齡。由于解釋變量數(shù)量過多，為避免解釋變量之間相互干擾影響顯著性，選擇多重共線性檢驗。結(jié)果顯示VIF ＝1.14 證明解釋變量之間不存在共線性問題。

（二）回歸結(jié)果分析

通過Stata16.0 軟件對四個模型進行二元Logistic 回歸分析，各解釋變量的顯著性反應(yīng)其研究意義?；羲鼓?萊梅肖（Hosmer-Lemeshow）檢驗結(jié)果（見表7）均大于0.05，表示接受零假設(shè)，即回歸模型擬合狀況良好。逐步加入解釋變量的回歸結(jié)果基本一致，說明加入新的解釋變量能夠證明不存在遺漏變量偏差造成的內(nèi)生性問題。因此，模型四能夠較全面地反應(yīng)靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險影響因素，適宜作為最終研究的回歸模型。

表7 靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險影響因素的二元Logistic 回歸結(jié)果

1.保障因素

靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為影響因素的二元Logistic 回歸結(jié)果顯示，靈活就業(yè)人員的工作保障（P＜0.01）、醫(yī)療保障（P＜0.05）對參保行為有顯著影響，商業(yè)養(yǎng)老保險沒有顯著影響。具有工作保障的靈活就業(yè)人員，參加社會養(yǎng)老保險的概率比未參保者高5.37（OR＝6.3675）倍，即高出537%。參加醫(yī)療保障的靈活就業(yè)人員，參加社會養(yǎng)老保險的概率會比未參加醫(yī)療保險的高0.71（OR＝1.7055）倍，即高出70%。

商業(yè)養(yǎng)老保險不再顯著可能是商業(yè)保險屬于商業(yè)行為，繳納保費的額度高。靈活就業(yè)人員多為中低收入者，因此參加商業(yè)養(yǎng)老保險的人較少。首先與商業(yè)養(yǎng)老保險相比，我國社會養(yǎng)老保險由國家給予一定補貼，體現(xiàn)社會共濟的特點。其次社會養(yǎng)老保險的風(fēng)險小，靈活就業(yè)人員的老年收入更有保障，是中低收入靈活就業(yè)人員的更優(yōu)選擇。

擁有工作保障與醫(yī)療保險的靈活就業(yè)人員具備更高的社會保險意識。這是因為繳納醫(yī)療保險和享有工作保障的靈活就業(yè)人員能夠體會到社會保障分散風(fēng)險的作用，對社會保障的認可度會更高。因此他們對社會養(yǎng)老保險的需求會更大，參保意愿更強烈。該研究結(jié)果證明，加大社會保險的宣傳力度從而增強靈活就業(yè)人員的社會保險意識，有助于提高靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險的參保率。

2.主觀態(tài)度因素

在主觀態(tài)度因素中，養(yǎng)兒防老觀念（P＜0.01）對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為有顯著影響。認同養(yǎng)兒防老觀念的靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的概率是未參保的0.71（OR＝0.7073）倍。說明養(yǎng)兒防老觀念對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保概率呈現(xiàn)負向影響，認同養(yǎng)兒防老觀念的靈活就業(yè)人員參保概率更低。

養(yǎng)兒防老觀念有明顯的代際差異，年齡越大養(yǎng)兒防老觀念越強［19］。靈活就業(yè)人員中31—60歲的人數(shù)占80%，對“養(yǎng)兒防老”具有一定的依賴性。他們依然將養(yǎng)兒防老作為一種養(yǎng)老策略，傾向于家庭養(yǎng)老，由子女提供代際支持、精神慰藉。因此，對養(yǎng)兒防老觀念持認可態(tài)度的靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的意愿低。鄭志丹、鄭研輝基于IV-Oprobit 模型證明“養(yǎng)兒防老”與“社會養(yǎng)老”并非替代品，而是呈現(xiàn)出共同促進效應(yīng)［20］。相關(guān)研究結(jié)論也表明參加社會養(yǎng)老保險能夠提升老年人的生活滿意度［21］，因而應(yīng)讓認同“養(yǎng)兒防老”觀念的靈活就業(yè)人員認識到社會養(yǎng)老保險“錦上添花”的作用。

3.工作因素

在工作因素中，工作收入（P＜0.1）對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為有顯著影響，工作安全滿意度與工作總體滿意度沒有顯著影響。工作收入每增加一個單位，靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險概率會增加0.15（OR＝1.1484）倍。

根據(jù)生命周期理論，一個理性的消費者會根據(jù)其一生的收入安排自己的消費和儲蓄。靈活就業(yè)人員收入水平低且每月收入和支出都具有不確定性，只有在收入結(jié)余的情況下才會產(chǎn)生預(yù)防性儲蓄行為，才有可能考慮參加社會養(yǎng)老保險。因此，收入水平與養(yǎng)老保險參保行為成正比，工作收入高的靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的概率更大。

當前的社會保險制度加劇了收入不平等與收入差距［22］。對于中低收入的靈活就業(yè)人員而言，社會養(yǎng)老保險的福利效應(yīng)是具備不確定性的，若未來收益低則會降低靈活就業(yè)人員的福利。同時繳納社會養(yǎng)老保險對生活消費產(chǎn)生擠出效應(yīng)，靈活就業(yè)人員的繳納成本太高，因此收入低的靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的概率更低。未來，靈活就業(yè)人員的規(guī)模會持續(xù)增大，因而要降低社會養(yǎng)老保險費率，加大靈活就業(yè)人員的參與激勵。

4.個體內(nèi)在因素

模型四在保障因素、主觀態(tài)度因素、工作因素的基礎(chǔ)上，引入個人內(nèi)在因素。其中，戶籍所在地（P＜0.01）、教育程度（P＜0.01）和年齡（P＜0.05）均對靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為有顯著影響。教育程度每增加一個單位，社會養(yǎng)老保險的參保概率會增加0.44（OR＝1.4359）倍。戶籍所在地每增加一個單位，社會養(yǎng)老保險的參保概率會增加2.83（OR＝3.8306）倍。年齡每增加一個單位，社會養(yǎng)老保險的參保概率會增加0.18（OR＝1.1780）倍。

當靈活就業(yè)人員把參加社會養(yǎng)老保險看作一種儲蓄行為時，受教育水平影響他們更愿意選擇短期投資或銀行儲蓄來獲取即時利益。樣本中醫(yī)療保險參保人數(shù)為6560 人，占90.48%。醫(yī)療保險參保率高的一個原因是其能夠在短期時間內(nèi)享受到醫(yī)療保險的保障功能，養(yǎng)老保險的長遠利益則不能提高靈活就業(yè)人員的積極性。

靈活就業(yè)人員樣本中85%為農(nóng)村戶口，他們往往選擇年輕時在城市打工，到達一定年齡后選擇回老家養(yǎng)老。同時他們還存在自飽自足的小農(nóng)思想，認為自己的儲蓄能夠支撐年老時期的消費，因此并不愿意分出一部分儲蓄繳納社會養(yǎng)老保險。

靈活就業(yè)人員年齡越大越傾向于參加社會養(yǎng)老保險。當年齡逐步攀升，靈活就業(yè)人員所獲得的收入會因時間或身體狀況等原因逐漸減少。年齡越大，他們對養(yǎng)老風(fēng)險的感知越強烈。為了實現(xiàn)“老有所依，老有所樂”的目標，他們會提前考慮參加社會養(yǎng)老保險。

（三）穩(wěn)健性檢驗

部分可觀測的二元Logistic 模型存在樣本損失問題，可能會產(chǎn)生基準回歸結(jié)果不穩(wěn)健的問題。本文通過更換解釋變量和增加控制變量的方法檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

1.更換解釋變量

醫(yī)療保險包括城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險和補充醫(yī)療保險。不同于基準回歸中參加醫(yī)療保險賦值為1，這里縮小醫(yī)療保險范圍，將參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險賦值為1，其他的賦值為0。個人工作收入高低的自我判斷也可能影響靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險的選擇，因此選擇問卷中“收入在本地的位置”來替代工作收入這一解釋變量。表8 第二列為更換解釋變量后的回歸結(jié)果。系數(shù)正負、估計值和解釋變量的顯著性與基準回歸結(jié)果基本一致，證明基準回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2.增加控制變量

針對可能存在的遺漏變量問題，通過加入更多的控制變量來緩解此問題。根據(jù)中國傳統(tǒng)觀念，家庭成員人數(shù)會在一定程度上影響社會養(yǎng)老保險參保行為；自身健康狀況也可能會影響靈活就業(yè)人員的參保決策，身體欠佳的會更傾向于參加社會養(yǎng)老保險。表8 中第三列為增加控制變量后的回歸結(jié)果。系數(shù)正負、估計值和解釋變量的顯著性與基準回歸結(jié)果基本一致，證明基準回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（四）進一步討論

社會養(yǎng)老保險的參保率低會導(dǎo)致養(yǎng)老金收入不平等，拉大收入分配差距。表9 報告了2020年靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險和未參加社會養(yǎng)老保險人員的年稅后工資收入、年福利金額與社會保險支出。從均值和中位數(shù)可以看出，參加社會養(yǎng)老保險的靈活就業(yè)人員具有更高的工資收入、福利金額和社會保險支出。高收入的靈活就業(yè)人員具有更高的社會保險支出，參加社會養(yǎng)老保險的概率也更高，那么低收入的靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的概率會偏低。社會保險有助于緩解老年客觀貧困，社會養(yǎng)老保險更是起決定性作用［23］。收入低的靈活就業(yè)人員不參加社會養(yǎng)老保險，老年消費依賴于存款或子女經(jīng)濟支持，容易陷入老年貧困。由此看來，在工作時期的收入差距會一直延續(xù)到老年時期，社會養(yǎng)老保險還會拉大年老時期的收入差距。

通過組間均值差異檢驗和組間中位數(shù)差異檢驗可以得出參加社會養(yǎng)老保險的靈活就業(yè)人員和未參保者的各項收入和社會保險支出均值、中位數(shù)差異顯著，具體檢驗結(jié)果見表10。進一步證明靈活就業(yè)人員中參加社會養(yǎng)老保險的往往是收入高、福利金額高、社會保險支出高的那部分群體。靈活就業(yè)群體中社會養(yǎng)老保險呈現(xiàn)出“富人俱樂部”現(xiàn)象，易產(chǎn)生公平性問題。如果能夠提高社會養(yǎng)老保險參保率，促使收入高和收入低的靈活就業(yè)人員都參加社會養(yǎng)老保險，他們的老年收入差距會縮小，問題會有所緩解。

表10 組間均值差異檢驗和組間中位數(shù)差異檢驗

（五）研究結(jié)論

運用2020 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）的數(shù)據(jù)研究靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保行為的影響因素，研究結(jié)果顯示：保障因素中的工作保障、主觀態(tài)度因素中的養(yǎng)兒防老觀念、個人內(nèi)在因素中的戶籍所在地和教育程度在1%的水平上正向顯著影響靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保概率，工作收入高、受教育程度高、非農(nóng)村戶口的靈活就業(yè)人員更傾向于參加社會養(yǎng)老保險；個人內(nèi)在因素中的年齡和保障因素中的醫(yī)療保障在5%的水平上正向顯著影響靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保概率，參加醫(yī)療保險的靈活就業(yè)人員同時參加社會養(yǎng)老保險的概率更高；工作因素中的工作收入在10%水平上負向顯著影響靈活就業(yè)人員社會養(yǎng)老保險參保概率，不認同養(yǎng)兒防老的靈活就業(yè)人員更愿意參加社會養(yǎng)老保險。此外，參加社會養(yǎng)老保險的靈活就業(yè)人員和未參保者在老年時期的收入差距會拉大，易造成老年收入不平等問題。

四、促使靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的相關(guān)建議

（一）提高靈活就業(yè)人員收入水平

工作收入對靈活就業(yè)人員有顯著影響，提高工作收入是提高靈活就業(yè)人員參保率的根本之策?？梢蕴岣咦畹凸べY標準或提供就業(yè)支持。企業(yè)或當?shù)卣梢詾殪`活就業(yè)人員提供職業(yè)培訓(xùn)，激發(fā)自我成長動力。靈活就業(yè)人員通過培訓(xùn)獲得專業(yè)技能、更多的就業(yè)機會以及人力資本的增加，改變其收入上的弱勢地位，預(yù)防就業(yè)困境。對于高收入的靈活就業(yè)人員，政府要引導(dǎo)其參加城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險。薛惠元通過多個養(yǎng)老金測算模型得出在同一繳費水平下，城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的替代率、投入產(chǎn)出比、養(yǎng)老金水平都高于城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險［12］96-100。政府也要加大對繳納城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的靈活就業(yè)人員的補貼力度，提高靈活就業(yè)人員的參保積極性。

（二）改善政策宣傳方式，降低文化程度對參保行為的影響

依據(jù)勞動力市場分割理論，靈活就業(yè)人員處于次要勞動市場，教育和培訓(xùn)對靈活就業(yè)人員的收入提高作用微小，且靈活就業(yè)人員學(xué)習(xí)動力不足，社會保險知識培訓(xùn)對他們而言見效甚微。相較之下，采取靈活易懂的政策宣傳方式，減少文化程度對參保行為的影響?？梢酝ㄟ^互聯(lián)網(wǎng)平臺宣傳社會保險政策，改變他們社會保險無用的觀念；通過短視頻平臺講解社會保險的繳費比例、繳費年限、待遇水平，使靈活就業(yè)人員在空閑之余學(xué)習(xí)社會保險知識。同時，政府要做到政務(wù)公開透明，讓繳納社會保險的靈活就業(yè)人員了解社會保險基金的收支情況，增強政府信任度。政府可以開通政策反饋渠道，鼓勵他們提出關(guān)于社會保險制度建設(shè)的意見，逐步完善社會保險制度。

（三）打破戶籍壁壘，提高養(yǎng)老保險統(tǒng)籌層次

養(yǎng)老保險仍為省級統(tǒng)籌，屬地化管理體制造成不同省份經(jīng)辦標準、經(jīng)辦效率、繳費規(guī)定、業(yè)務(wù)流程無法達成一致。靈活就業(yè)人員跨省份繳納養(yǎng)老保險需要建立新的社保賬戶，將異地賬戶進行轉(zhuǎn)移，但僅限于個人賬戶金額。同時，靈活就業(yè)人員受個人能力和知識水平限制，在轉(zhuǎn)移接續(xù)過程中會遇到諸多阻礙，易出現(xiàn)脫保現(xiàn)象。

我國養(yǎng)老保險統(tǒng)籌政策于2022 年1 月落地，在推進養(yǎng)老保險統(tǒng)籌的過程中對社會養(yǎng)老保險實行“垂直管理”。一是要完善轉(zhuǎn)移接續(xù)制度。城鄉(xiāng)之間、不同省份之間在管理社會養(yǎng)老保險時要使用同一套管理辦法、管理標準與管理系統(tǒng)，待遇水平可根據(jù)不同省份不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平適度調(diào)整，采取合理的方法進行折算。各省份通力合作，改變以往各省份社會保險獨立運行的局面，排除戶籍、居住地對居民參保的阻礙。二是要建立全國性的社會保險服務(wù)平臺。利用物聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等信息技術(shù)優(yōu)化服務(wù)事項，對服務(wù)系統(tǒng)全面升級，將省級、市級、縣級的社會保險數(shù)據(jù)匯總，納入全國社會保險數(shù)據(jù)庫，實現(xiàn)全國社會保險數(shù)據(jù)實時傳遞和共享。而研究證明養(yǎng)老保險全國統(tǒng)籌導(dǎo)致征繳積極性下降，財政負擔增大［24］。因此，應(yīng)盡快出臺激勵機制規(guī)范征繳行為，提高征繳積極性。

（四）合理確定養(yǎng)老保險繳費基數(shù)，降低養(yǎng)老保險費率

靈活就業(yè)人員參加社會養(yǎng)老保險的行為是一種有限理性行為，不僅受個人內(nèi)在因素影響還受養(yǎng)老保險政策等外部政策影響［25］。養(yǎng)老保險政策中的社會養(yǎng)老保險繳費總額對靈活就業(yè)人員的參保行為產(chǎn)生重要影響，養(yǎng)老保險繳費總額離不開費基與費率。在繳費基數(shù)方面，我國下限為社平工資的60%，上限為社平工資的三倍。靈活就業(yè)人員中的低收入群體的月收入遠低于社平工資，會造成沉重的繳費負擔。孫濤利用城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險系統(tǒng)測算，在放開參保限制允許補繳15 年保費的假設(shè)下，按照在崗職工平均工資的100%、60%、40%繳費都能夠保證基金收支平衡且略有結(jié)余［26］?；诖耍`活就業(yè)人員繳費可實行彈性繳費方式。繳納社會養(yǎng)老保險可選擇按月、按季度、按年繳納，低收入群體可低于60%的下限按實際收入繳納，高收入群體可超過上限多繳納一定額度。

在費率方面，我國低收入群體的實際費率高于名義費率［27］。我國城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的費率偏高對基金平衡產(chǎn)生負向影響，降低費率會提高基金平衡能力，促進基金的可持續(xù)性［28］。為避免依附財政且兼顧公平，應(yīng)允許靈活就業(yè)人員根據(jù)自身月收入自行選擇繳納比例。目前河南針對靈活就業(yè)人員的社會保險政策中提到靈活就業(yè)人員繳納城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險可按20%的比例繳納，城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險設(shè)置了15 個檔次可自行選擇。對靈活就業(yè)人員中的低收入群體應(yīng)設(shè)置更靈活的繳費機制，但是要注意針對靈活就業(yè)人員的養(yǎng)老保險繳費機制既要保持獨立性也要與現(xiàn)有的繳費機制有效銜接，保持統(tǒng)一的給付水平。