《社会保险法》实施对外出农民工社会保险参保率的影响研究*

董 芳 周江涛

(1 山东大学经济研究院，山东济南，250010；2 滨州学院经济管理学院，山东滨州，256603)

一、引言

改革开放40年来，我国在实现经济高速增长的同时，也经历了一场前所未有的人口迁移和城镇化进程。1978年，我国城镇化率仅为17.9%；到2017年末，该指标已高达58.52%，全国农民工总量达28652万，其中外出农民工17185万[1]。农民工为城市现代化建设立下了汗马功劳，但在参加社会保险方面与城镇居民尚有一定差距。随着我国市场化进程的深入，劳动关系的调节应更加规范化和法治化。我国已颁布实施多项就业保护法律，比较典型的是2011年的《中华人民共和国社会保险法》(简称《社会保险法》)，它明确规定进城务工的农村居民须依照本法参加社会保险(1)资料来源：《中华人民共和国社会保险法》第十二章第九十五条。《中华人民共和国社会保险法》的立法宗旨之一是维护劳动者参加社会保险和享受社会保险待遇的合法权益。进城务工的农村居民参加基本养老、医疗、工伤、失业和生育社会保险，并按规定享受相应待遇。至此，农民工统一被纳入国家基本社会保险体系。。这是新中国成立以来第一部关于社会保险的综合性法律，对于加快建立覆盖城乡居民的社会保障体系具有重大意义。研究《社会保险法》对外出农民工的社会保险参保率的影响，有助于检验这部法律对劳动者保护尤其是对外出农民工的有效性和公平性，并为实现“全覆盖”的社会保障体系探索具体路径。

学术界对农民工问题进行了长期、深入的研究。图1显示，2008—2017年外出农民工参加各项社会保险的绝对总人数在稳步增加。图2显示，2008—2016年，外出农民工参加失业保险的人数占全国参加失业保险总人数的比例是逐年递增的；参加工伤保险的人数占全国参加工伤保险总人数的比例则是略有起伏，在2010年后略有下降；参加养老保险和医疗保险的比例却逐年下降。由此可知，外出农民工参加失业保险的绝对数与相对数都逐年上升，而参加养老保险、城镇医疗保险和工伤保险的绝对数与相对数变动趋势不一致。那么在实施《社会保险法》后，外出农民工的社会保险“先天不足”的状况是有所改善还是没变化？《社会保险法》实施对外出农民工的社会保险参保率是否有显著影响？已有文献对《劳动合同法》的影响关注较多，而对《社会保险法》的关注凤毛麟角；对农民工与城镇居民参保的比较研究较多，而对外出农民工在公共部门与非公共部门就业参保差异进行的专题研究几乎没有。因此，本文旨在研究《社会保险法》的实施对外出农民工社会保险参保率的影响，并探讨其异质性。

图1 2008—2017年全国外出农民工参加四项社会保险的总人数变动趋势

数据来源：根据2008—2017年《人力资源和社会保障事业发展统计公报》计算得出。

说明：(1)图中养老保险指城镇职工基本养老保险，医疗保险包括城镇职工基本医疗保险和城镇居民基本医疗保险；(2)外出农民工占比=外出农民工总人数/农民工总人数，外出农民工参加各项社会保险的总人数=农民工参加各项社会保险的总人数×同年份的外出农民工占比；(3)自2018年起《人力资源和社会保障事业发展统计公报》不再单独公布农民工各项社会保险参保人数及变动情况，因此，公报数据的最新年份为2017年。

图2 2008—2016年全国外出农民工参加四项社会保险的相对比例变动趋势

数据来源：根据2008—2017年《人力资源和社会保障事业发展统计公报》以及《中国劳动统计年鉴2018》整理计算。

说明：外出农民工占比=外出农民工总人数/农民工总人数；农民工社会保险参保率=农民工社会保险参保人数/全国社会保险参保人数；外出农民工参加各项社会保险占比=同年外出农民工占比×农民工社会保险参保率。

二、文献综述

(一)就业保护法规的影响研究综述

广义的就业保护是以保护工人为立意的法律和制度总和。Lazear、Heckman等学者认为，除了民事权利的保护，就业保护还包括就业法案、劳动关系法案和社会保障法案[2-3]。Addison认为，具体的就业保护主要是指限制雇主解雇劳动者，以改善工人福利为目的的劳动力市场管制法规[4]。蔡昉认为，在2003—2004年中国进入刘易斯拐点后，政府职能逐步由推动经济增长转变为对城乡居民的社会保护[5]。

就业保护法规的影响研究主要涉及三个方面。在宏观层面，Besley和Burgess认为，就业法案可能会降低经济效率[6]。在中观层面，Heckman和Pages认为，就业法案的某些具体条款规定可能会减少劳动力规模，提高失业率，降低劳动力市场弹性[7]。刘家强等采用中国劳动力动态调查数据检验了就业保护对中国劳动力市场运行效率的双重效应[8]。在微观层面，Gallagher、Gao Q、杜鹏程等认为，《劳动合同法》的实施提高了农民工的社会保险参保率[9-11]。

已有研究侧重考察《劳动合同法》对劳动者福利等微观方面的影响，但是针对《社会保险法》的政策实施效果的评价研究几乎没有。

(二)关于农民工社会保险的研究综述

外出农民工的社会保险是伴随我国社会保障制度的建立健全而逐渐得到改善的。郑秉文和杨菊华都关注到以农民工为主体的农村户籍流动人口的社会保障程度较低[12-13]；郭菲和张展新通过分析2008年“迁移和流动劳动力与中国大城市发展”调查数据发现，流动人口参加社会保险的影响因素包括劳动合同的签订、雇主单位类型和流动人口的性别[14]。封进提出，社会保险参保情况在不同所有制企业中是有差异的[15]，年龄越大、受教育程度越高的人加入社会保险的可能性越高，农业户口群体加入社会保险的可能性也较小[16]。章莉等采用中国家庭收入调查数据(CHIP 2013)实证研究了影响农民工参加城镇职工社会保险的因素包括劳动合同状况、所在就业部门、受教育水平等[17]。已有研究重点关注《劳动合同法》颁布后农民工社保参保率的变化及其影响因素，但是鲜有关于《社会保险法》对外出农民工参保率的因果效应的研究。

(三)关于公共与非公共部门社会保险差异的研究综述

许多学者关注到了公共部门与非公共部门间的社会保险差异，这种差异伴随我国就业制度的变迁而产生。Bian Y梳理了我国的就业制度变迁：1950—1980年，

劳动者按计划被分配在国有部门与非国有部门就业，这两个部门在收入、福利和工作条件等方面具有显著差异[18]；张车伟和薛欣欣分析了我国国有与非国有部门的工资差异[19]；张义博分析了公共与非公共部门在不同阶段表现出的收入差异[20]。此外，个别文献关注到农民工在公共部门与非公共部门就业的社会保险参保率的差异：张展新认为，与个体企业相比，国有企业、集体企业、三资企业的职工享有社保的可能性更高[21]；章莉等采用中国家庭收入调查数据(CHIPS 2013)证实，在国有企业就业的农民工更容易参保，而就业于个体和私营企业中的农民工的参保可能性最小[22]。以上文献研究均表明，在公共部门社会保险制度实施较早，社会保险参保率一般会高于非公共部门的社会保险参保率，两个部门的社会保险参保率具有明显差异。

本文有以下创新之处：没有将城镇和农村居民的劳动者进行直接对比，而是将研究对象进一步聚焦于外出农民工，将在公共部门与非公共部门就业的外出农民工进行对比；没有运用常用的面板数据差分法，而是采用截面双重差分法展开分析；重点研究《社会保险法》的实施对在不同部门就业的外出农民工社会保险参保率的影响，并探讨其异质性。

三、数据说明和变量的描述性统计

(一)数据来源

本文所用数据来源于2016年中国流动人口卫生计生动态监测调查的个人问卷部分。该调查包含了访问者的各项社会保险信息和基本人口信息，从而为本研究提供了可靠的数据支持。由于本文研究对象限定为外出农民工，因而只保留了样本点类型为居委会的样本，删除了村委会的样本。同时，根据户主流动的原因，只保留有农村户籍且务工经商的样本，删除其他原因(诸如随同流动、婚假、拆迁、投亲、学习、参军等)的样本。此外，剔除总体中年龄小于16岁和大于60岁的样本。最终本研究得到43142个样本。

需要说明的是，关于外出农民工和流动人口的定义是有差异的(2)我国“六普”关于流动人口定义的第一口径以乡镇街道为边界，居住地与户口登记地所在乡镇街道不一致且离开户口登记地半年以上的“人户分离”人口，即跨乡镇街道流动的人口；在《四类流动人口的比较研究》中，马小红、段成荣、郭静按照户籍身份和流入地城乡类别两个维度，将流动人口划分为四类：乡城流动人口、城城流动人口、城乡流动人口和乡乡流动人口。。随同流动、婚假、拆迁、投亲、学习、参军、出生等类型的乡城流动人口并不是外出参与非农就业的，因此不属于外出农民工的范畴。农民工包括本地农民工和外出农民工。本文根据国家统计局发布的历年《农民工监测调查报告》，对有关指标做出说明：农民工是指户籍仍在农村，在本地从事非农产业或外出从业6个月及以上的劳动者；本地农民工是指在户籍所在乡镇地域以内从业的农民工；外出农民工是指在户籍所在乡镇地域外从业的农民工。因而，外出农民工中不包括本地农民工。

为了进一步考察不同省份的市场化程度和经济发展程度对外出农民工参加社会保险的影响的差异，本文间接使用了《中国分省份市场化指数报告(2018)》及《中国统计年鉴2017》中的相关数据[23-24]。选取滞后一期的各省份的市场化指数及GDP的对数，并分别与样本数据中的省份代码进行匹配，从而生成各省的市场化指数和GDP变量。

(二)主要变量的描述性统计

1.被解释变量

根据前国家卫生和计划生育委员会2016年全国流动人口卫生计生动态监测调查流动人口问卷(A)中的问题“您目前参加下列何种社会保障”，定义是否参加失业、养老保险(含新农保、养老金等)、工伤保险和生育保险等变量，其中“参加”定义为1，“不参加”定义为0；根据问题“您目前参加何种医疗保险”，定义是否参加医疗保险变量，将参加城乡居民医疗保险、城镇居民医疗保险和城镇职工医疗保险赋值为1，其他赋值为0。

2.解释变量

参照Bian Y、张车伟、张义博等的做法[25-27]，根据问题“您现在就业的单位性质属于哪一类”，定义“是否在公共部门就业”变量，将选项中的机关、事业单位和国有及国有控股企业赋值为1，将其他单位性质赋值为0。其他解释变量在下文计量模型中说明。

3.控制变量

为了尽可能减少遗漏变量带来的估计偏误，加入一系列可能影响个体社会保险参保率的控制变量Xit。参照郭菲和张展新对流动人口参加社会保险的影响因素的分析[28]，并借鉴章莉等对农民工参加城镇职工社会保险的因素的分析[29]，加入是否签订劳动合同、性别、受教育水平等控制变量。随着年龄的增加，参加社会保险的概率也越来越高；但是当年龄达到一定程度时，参加社会保险的概率反而在降低，因此加入年龄的平方项。鉴于我国现行各项社会保险制度的统筹层次各有差异，同时控制各省份特征的变量，加入每个省份的市场化水平和GDP的对数，以反映各省份的市场化水平和经济发展差异。根据问题“您目前与工作单位签订何种劳动合同”，定义“是否签订劳动合同”变量，将固定期限和无固定期限赋值为1，未签订劳动合同赋值为0；性别、年龄和受教育年限等变量直接包含在问卷中。表1对主要变量进行了描述性统计。

表1 主要变量的描述性统计

数据来源：根据2016年全国流动人口卫生计生动态监测调查、《中国分省份市场化指数报告(2018)》及《中国统计年鉴2017》计算所得。

表1为主要变量的描述性统计结果。从中可以看出：外出农民工中有44.1%参加失业保险，66.0%参加养老保险，45.1%参加城镇医疗保险，47.4%参加工伤保险，40.1%参加生育保险，70.6%签订了劳动合同；男性占比55.4%；平均年龄为33.2岁，平均受教育年限为11.52年。

四、截面双重差分的识别策略和模型设定

(一)截面双重差分的识别策略

Duflo和Esther按照受项目影响程度的差异(采用各地区入学率来衡量)和儿童出生年份的差异，构造了截面DID估计量，估计了项目对受教育程度(或工资)的因果影响[30]。类似地，Chen Y和Zhou L A利用大饥荒时对农村和城市地区影响的差异(采用地区超额死亡率具体衡量大饥荒的影响差异)和个体的出生日期差异，构造了截面DID估计量，估计了大饥荒对健康的因果效应[31]。截面差分估计的前提假设是可以检验的：Duflo和Esther利用不同年龄与项目实施影响差异的交互项系数证实了政策的实施对儿童年龄段的影响存在明显差异[32]；Chen Y和Zhou L A运用数据证实了不同地区的超额死亡率确实存在差异[33]。

同样地，要估计《社会保险法》实施对外出农民工社会保险参保率的因果效应，需要截面双重差分识别的两个假设。

假设1：2011年《社会保险法》实施时，不同年龄段外出农民工的社会保险参保率存在差异。

如果劳动者在2011年时已经找到一份稳定的工作并参加了社会保险，《社会保险法》的实施对这部分群体的影响是微乎其微的，甚至为0。而在2011年最初进入劳动力市场的劳动者能否顺利找到工作并参加社会保险，还有待于进一步的检验。表2是按照劳动者在2011年时的年龄，将样本区分为以下几个年龄范围：16～20岁，21～25岁，26～30岁，31～35岁，36～40岁，41～45岁，46～50岁，50岁以上。并且对不同年龄段外出农民工的主要变量进行描述性统计。通过区分年龄段发现，在26岁之前的年龄段，失业保险、养老保险、医疗保险、工伤保险和生育保险等五项保险参与率是伴随着年龄的增加而逐渐递增的；在26～30岁年龄段，五项保险的参与率是最高的；30岁之后的几个年龄段，五项社会保险的参与率是伴随年龄的增加而逐渐递减的。表2表明，《社会保险法》实施时，不同年龄段外出农民工的社会保险参保率确实是有差异的，截面差分估计的第一个假设是成立的。

表2 不同年龄段外出农民工基本变量的描述性统计

数据来源：同表1。

假设2：《社会保险法》实施前后，外出农民工在公共部门与非公共部门的社会保险参保率的差异值是存在的。

下文检验了截面差分估计的假设2。图3～图7均是按照劳动者在2011年时的年龄，将样本区分为以下几个年龄段：16～20岁，21～25岁，26～30岁，31～35岁，36～40岁，41～45岁，46～50岁，50岁以上。各图以年龄段为横轴，以公共与非公共部门的社会保险参保率的差异值为纵轴，分别按照每一项社会保险险种计算出《社会保险法》实施前后外出农民工在两个部门的社会保险参保率的差异值。

图3 不同年龄段外出农民工在公共与非公共部门的失业保险参保率的差异值

由图3可以看出，外出农民工在公共与非公共部门的失业保险参保率的差异值并不是一成不变的：在16～20岁和50岁以上的群体中，两个部门失业保险参保率的差异值在《社会保险法》实施后显著变大了，并且两个群体差异值的变动方向相反；差异值在21～25岁和41～45岁时没有变化，在26～40岁之间的变化比较小。

图4 不同年龄段外出农民工在公共与非公共部门的养老保险参保率的差异值

由图4可以看出，外出农民工在公共与非公共部门的养老保险参保率的差异值也不是一成不变的，在16～20岁群体中，两个部门的养老保险参保率的差异值是在《社会保险法》实施后显著变大了；在26～30岁年龄段，两个部门的养老保险参保率的差异值趋近0；在26～45岁之间，两个部门的养老保险参保率差异值变化较小，而46岁以上外出农民工的养老保险参保率的差异值随着年龄的增加而增大。

从图5～图7可以看出，外出农民工在公共与非公共部门的医疗、工伤和生育保险参保率的差异值变化与养老保险参保率的差异值变化趋势基本一致：对于16～20岁群体，两个部门的医疗、工伤和生育保险参保率的差异值在《社会保险法》实施后显著变大了；对于26～30岁群体，两个部门的参保率的差异值则逐渐缩小为0；对于26～45岁群体，两个部门的医疗、工伤和生育保险参保率的差异值较小并保持稳定；而对于46岁以上群体，外出农民工的医疗、工伤和生育保险参保率的差异值逐渐增大。

图5 不同年龄段外出农民工在公共与非公共部门的医疗保险参保率的差异值

从图3～图7可以看出，《社会保险法》实施前后，不同年龄段外出农民工在公共部门与非公共部门的五项社会保险参保率的差异值是显著存在的，因此，假设2也是成立的。这种差异在《社会保险法》实施前后也是有变化的，其中，16～20岁和50岁以上两个年龄段群体面临的差异最为明显，而这种差异的存在恰恰可以看作是《社会保险法》实施的因果效应。

图6 不同年龄段外出农民工在公共与非公共部门的工伤保险参保率的差异值

图7 不同年龄段外出农民工在公共与非公共部门的生育保险参保率的差异值

综上可见，采用截面双重差分法DID(difference-in-difference method)估计《社会保险法》对外出农民工社会保险参保率的影响所提出的两个关键假设是成立的。公共部门的社会保险参保率一般会高于非公共部门的社会保险参保率。2011年以后，这两个部门的社会保险参保率会同时变化。如果在2011年后，在公共部门与非公共部门就业的外出农民工的社会保险参保率差异在变大，此时公共与非公共部门不同年龄段的外出农民工在《社会保险法》实施前后的社会保险参保率的差异值就是《社会保险法》对其社会保险参保率的因果效应。而在26～30岁和41～45岁两个年龄段，失业保险在公共部门与非公共部门的参保率差异几乎为0，难以符合截面差分估计所需的前提假设。因此，下文分析时将26～30岁和41～45岁这两个年龄段排除在外。

参照Duflo Esther和Chen Y等划分处理组与控制组的做法[34-35]，根据《社会保险法》影响的强弱程度不同划分处理组和控制组，选取在非公共部门就业的外出农民工作为处理组，选取在公共部门就业的外出农民工作为控制组。公共部门与非公共部门的划分依据张车伟、张义博等的相关文献[36-37]。变量“是否在公共部门就业”，简记为J。

在前文截面双重差分的估计策略分析中，假设1在表2中已证实。因此，根据外出农民工的出生年份定义2011年我国实施《社会保险法》的时间虚拟变量。将2011年我国实施《社会保险法》的时间虚拟变量简记为T11。

其中，j=1996,1991,1986,1981,1971,1966。

当出生年份j=1996时，T11定义2011年时16～20岁的外出农民工群体为1，其他年龄段的群体为0；当出生年份j=1991时，T11定义2011年时21～25岁的外出农民工群体为1，其他年龄段的群体为0；当出生年份j=1981时，T11定义2011年时31～35岁的外出农民工群体为1，其他年龄段的群体为0；当出生年份j=1971时，T11定义2011年时36～40岁的外出农民工群体为1，其他年龄段的群体为0；当出生年份j=1966时，T11定义2011年时45～50岁的外出农民工群体为1，其他年龄段的群体为0。由于50岁以上群体样本量为482，T11定义2011年时出生年份小于1961的外出农民工群体为1，其他年龄段的群体为0。

《社会保险法》的实施对外出农民工参加社会保险参保率的影响估计方程如下：

SIi=α0+α1×J+β×J×T11+η×Xi+εi

(1)

此时，通过重点关注参数β来衡量《社会保险法》的实施影响。SIi表示外出农民工中个体i参加不同社会保险险种的概率，Xi表示上文述及的控制变量，εi为不可观测因素。

为进一步考察《社会保险法》实施对外出农民工社会保险参保率的影响的异质性，将外出农民工的受教育程度差异和人口流动类型差异纳入模型(1)中，将模型(1)进一步扩展为如下模型：

SIi=α0+α1×J+β×J×T11+γ×J×T11×S+η×Xi+εi

(2)

S分别表示受教育程度(edu)或者流动类型(L)，通过重点关注参数γ考察《社会保险法》实施对不同受教育程度或不同流动类型外出农民工社会保险的影响。

五、实证结果

(一)基本回归结果

选择两个部门的社会保险参保率在《社会保险法》实施前后差异值变动显著的年龄群体——2011年时16～20岁的群体(在2011年16～20岁进入劳动力市场)展开分析。表3给出了《社会保险法》对外出农民工社会保险参保率的基准回归结果，(1)～(5)列的被解释变量分别为个体是否参加城镇中的失业、养老、医疗、工伤和生育保险，其中每列都分别控制了个体特征、省份特征的虚拟变量。

表3为全样本分析(16～20岁为处理组，其他年龄段为控制组)。交互项系数β在(1)～(5)列的回归中系数显著为正。该交互项的系数为正，表明《社会保险法》提高了在非公共部门就业的外出农民工参加社会保险的概率。《社会保险法》的实施使在非公共部门就业的外出农民工(在2011年为16～20岁且初次进入劳动力市场)的失业保险参保率提高3.1%，养老保险参保率提高4.1%，医疗保险参保率提高6.3%，工伤保险参保率提高5.2%，生育保险参保率提高5.4%。其中，失业保险参保率的显著性水平为10%，其他险种参保率的显著性水平为1%。

表3控制变量的估计结果基本经验判断，与郭菲、张展新及封进的研究结论基本一致[38-39]：劳动者的年龄、受教育水平、劳动合同签订情况对五项社会保险的参保率都产生显著正影响，显著性水平均为1%，即年龄越大、受教育程度越高、签订劳动合同的，五项社会保险参保率越高。各省份的市场化水平、市场化指数评分越高，以及经济越发达(GDP的对数)，外出农民工在该省参加社会保险的概率也越高。

表3 《社会保险法》对外出农民工社会保险参保率的影响

(续表3)

(1)(2)(3)(4)(5)是否参加失业保险是否参加养老保险是否参加医疗保险是否参加工伤保险是否参加生育保险受教育程度-0.000∗∗∗-0.000∗∗∗-0.000∗∗∗-0.000∗∗∗-0.000∗∗∗(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)是否签订劳动合同0.040∗∗∗0.024∗∗∗0.041∗∗∗0.034∗∗∗0.043∗∗∗(0.001)(0.001)(0.001)(0.001)(0.001)各省GDP的对数0.388∗∗∗0.283∗∗∗0.284∗∗∗0.417∗∗∗0.334∗∗∗(0.004)(0.005)(0.005)(0.004)(0.004)各省市场化指数0.030∗∗∗-0.034∗∗0.035∗∗∗0.085∗∗∗0.010(0.009)(0.015)(0.011)(0.011)(0.009)省份YYYYY_cons-1.411∗∗∗-0.003-1.272∗∗∗-1.709∗∗∗-1.203∗∗∗(0.072)(0.113)(0.082)(0.084)(0.071)N4314243142431424314243142r2_a0.4420.2340.3120.4280.414

注：(1)***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；(2)括号内为稳健的标准误。

(二)《社会保险法》实施对不同年龄段外出农民工的社会保险参保率影响

在《社会保险法》实施前，公共与非公共部门的社会保险参保率原本就存在差异。本文按照劳动者在2011年时的年龄，选择法律实施之后原有部门差异发生变化的群体(按照劳动者在2011年时的年龄，将样本区分为以下几个年龄段：16～20岁，21～25岁，31～35岁，36～40岁，46～50岁，50岁以上)，将上述年龄段分别作为处理组，其他年龄段作为控制组，按照模型(1)进行全样本回归检验，得出每个年龄段的差分估计的β系数(表4)。

表4 《社会保险法》实施对不同年龄段外出农民工社会保险参保率的影响

注：(1)***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；(2)括号内为稳健的标准误；(3)该表格中的数字是将16～20岁、21～25岁、31～35岁、36～40岁、46～50岁、50岁以上年龄段分别作为处理组，按照模型(1)进行全样本回归的差分估计的β系数和对应的稳健标准误。

表4显示了《社会保险法》实施对不同年龄段外出农民工社会保险参保率的影响。第一，2011年后《社会保险法》的实施对在非公共部门就业的外出农民工(在2011年后为16～20岁且初次进入劳动力市场)的五项社会保险参保率均有显著正影响。第二，《社会保险法》的实施对31～35岁、36～40岁外出农民工的五项社会保险参保率的影响不显著。第三，《社会保险法》的实施对于在非公共部门就业的46～50岁的外出农民工的医疗保险参保率有显著负影响，对生育保险参保率有显著正影响，对失业保险、养老保险、工伤保险参保率没有显著性影响。第四，《社会保险法》的实施使在非公共部门就业的外出农民工(2011年后为50岁以上且初次进入劳动力市场)的五项社会保险参保率均有显著负影响。

(三)异质性分析

1.外出农民工受教育程度影响差异

本文选取2011年16～20岁年龄段的外出农民工为处理组，将受教育年限分为小学及以下(e1)、初中(e2)、高中(e3)、专科及以上(e4)四个组别，分别产生虚拟变量，并以专科及以上(e4)组别为基准组。表5显示，β是DID交互项的回归系数，在(1)～(5)列全部显著为正，表明《社会保险法》对在非公共部门就业的外出农民工的五项社会保险参保率有显著正影响，显著性水平在5%以上。在分别加入受教育程度的虚拟变量(e1、e2、e3)与DID的交互项后，受教育程度为小学及以下的虚拟变量(e1)与J×T11三项交互的系数γe1为正，显著性水平为1%，表明《社会保险法》的实施使受教育程度最低组的在非公共部门就业的外出农民工参加失业保险的比例提高了53.4%，参加养老保险的比例提高39.8%，参加医疗保险的比例提高59.0%，参加工伤保险的比例提高48.2%，参加生育保险的比例提高58.5%。总之，2011年《社会保险法》的实施对受教育程度较低的外出农民工(在2011年后为16～20岁且初次进入劳动力市场)的正向影响更为明显。

表5 《社会保险法》实施对不同受教育程度外出农民工社会保险参保率的影响

注：(1)***、**、*分别表示1%、5%的显著性水平；(2)括号内为稳健的标准误；(3)γe1、γe2、γe3分别为交互项J×T11×e1、J×T11×e2和J×T11×e3的系数；(4)控制变量同表3；(5)数据来源同表1。

2.外出农民工的人口流动类型影响差异

由表6可知，加入外出农民工的劳动力流动类型的变量L与DID的交互项后，γL为劳动力流动类型L与J×T11的交互项的系数，代表《社会保险法》实施对在非公共部门就业的不同流动类型的外出农民工的社会保险的影响，结果均为正值，其中失业保险的显著性为5%。因此，外出农民工的人口流动类型的总体影响并不显著。

注：(1)***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；(2)括号内为稳健的标准误；(3)L代表劳动力流动类型(跨省、省内跨市和市内跨县)，该变量存在较多的缺失值，剔除缺失值后样本量为18336；(4)控制变量与表3相同；(5)数据来源同表1。

为了区分外出农民工的人口流动类型，本文对劳动力流动类型(跨省、省内跨市和市内跨县)进行分样本回归，如表7所示。结果发现，《社会保险法》实施显著提高了在非公共部门就业的跨省外出农民工的养老、医疗和工伤保险参保率，也显著提高了在非公共部门就业的市内跨县外出农民工的五项社会保险参保率。《社会保险法》的实施对改善市内跨县的在非公共部门就业的外出农民工的社会保险参保率影响更大，说明三四线城市在提高外出农民工社会保险参保率方面起到了非常重要的作用。

注：(1)***、**分别表示1%、5%的显著性水平；(2)括号内为稳健的标准误；(3)与表6的样本空间一致，其中，跨省的流动样本量为7465，省内跨市流动的样本量为7395，市内跨县流动的样本量为3476笔，总样本量为18336笔；(4)控制变量同表3；(5)数据来源同表1。

(四)稳健性检验

本文的样本空间限定为外出农民工，不包括“乡-乡”流动人口。那么《社会保险法》是否影响其他群体？上文外出农民工的样本选取只保留样本点类型为居委会的样本，删除了村委会样本。现更换样本点类型为村委会的样本，检验“乡-乡”流动人口是否受《社会保险法》的影响？采用与上文同样的政策虚拟变量的设定方法进行检验可知，符合“乡-乡”流动人口条件的样本量为19133例，《社会保险法》的交互项系数均不显著。与外出农民工相比，《社会保险法》实施对“乡-乡”流动人口的社会保险参保率影响并不明显。因此，《社会保险法》的实施只对外出农民工的社会保险参保率存在影响，前文研究结论并不适用于“乡-乡”流动人口。

表8 《社会保险法》实施对“乡-乡”流动人口社会保险参保率的影响

注：同表1。

六、结论及思考

(一)结论

基于2016年全国流动人口动态调查数据，本文采用截面双重差分法分析了《社会保险法》的实施对我国外出农民工社会保险参保率的影响。《社会保险法》在实施时，不同年龄段外出农民工的社会保险参保率的影响存在差异；《社会保险法》实施前后，劳动者在公共部门与非公共部门的社会保险参保率的差异值是存在的，这也是可以采用截面双重差分法的关键假设。研究证实，这两条假设是成立的。《社会保险法》的实施对于在2011年时16～25周岁并进入劳动力市场的在非公共部门就业的外出农民工的失业保险、养老保险、医疗保险以及工伤保险具有显著正影响，而《社会保险法》实施对2011年时45周岁以上在非公共部门就业的外出农民工的社会保险参保率具有显著负影响，对其他年龄段的影响则并不显著。外出农民工的社会保险“先天不足”状况有所改善，2011年16～25岁的外出农民工得到较好的就业保护，而2011年45岁以上的外出农民工受到的就业保护是相对较弱。

进一步研究发现，《社会保险法》对受教育程度较低的外出农民工的影响更明显。按照外出农民工的流动类型进行分样本回归发现，《社会保险法》的实施显著提高了市内跨县并在非公共部门就业的外出农民工的社会保险参保率。

(二)思考

虽然《社会保险法》在一定程度上保护了弱者，维护了公平，但是劳动力市场讲求效率，需要在公平与效率之间做出权衡。单纯的就业保护法规是不够的，提升劳动者的就业质量和劳动生产率才是根本之道。尽管2011年时16～25岁的外出农民工在外出农民工总体中的受教育水平相对较高(可能刚高中毕业或专科毕业)，但是从长期来看，其在劳动力市场中并没有明显的竞争优势，也是就业的弱势群体。受教育年限的中断对他们未来收入和社会福利产生不利影响。政府为农民工接受继续教育设立畅通渠道，延长这部分群体的受教育年限，提高其人力资本素质，才是长久之计。

本文的分析结论主要适用于外出农民工群体，并不适用于“乡-乡”流动人口。而《社会保险法》实施如何对其他群体参与社会保险产生影响，尚需做进一步探讨。