失业保险的参保再就业效应与道德风险效应——城镇职工和迁移工人的异同

孙守纪，杨 一，方黎明

（1. 对外经济贸易大学 保险学院，北京100029；2. 北京大学 政府管理学院，北京100871）

一、问题提出和文献综述

我国失业保险制度发轫于国有企业改革，制度建立之初主要覆盖目标人群是城镇职工，但是随着城市化进程的不断加速，覆盖面逐步向迁移工人［1］扩展。截至2018 年底，全国参加失业保险人数为19643 万人，失业保险金月均水平1266元，全年失业保险基金收入1171 亿元，支出915亿元，而基金累计结余5817 亿元，相当于基金支出的6.4 倍。目前，在供给侧改革和社保降费的大背景下，由于失业保险基金结余过多，改革的方向一是降低失业保险缴费，由3%普降至1%；二是适当扩大支出范围，除继续支付失业保险金外，还增加了预防失业和促进就业的各类补贴支出。但是，对于关键的改革内容：是否提高失业保险金待遇标准，学术界和实务界还存在较大争议［2-3］。如果失业保险金过低，难以保障失业者的基本生活；而失业保险金过高，则会抑制其就业积极性，产生道德风险效应。因此，评估失业保险对劳动力供给的影响至关重要，不仅在政策上是决定我国失业保险改革方向的一个重要参考，而且理论上也是计算最优失业保险的基础性工作。

在理论上，无论是工作搜索模型［4］还是标准的静态劳动力供给模型［5］都表明提高失业保险金会延长失业期限。在实证研究中，早期的学者倾向使用不同国家的数据来验证道德风险效应，弹性系数在0.40 到2.27 之间［6-9］，这意味着失业保险金提高10%，失业期限延长4.0%到22.7%。但是近年来，很多学者通过纳入更多的变量或者证明溢出效应的存在来表明失业保险的道德风险效应并没有此前文献中估计的那么大，进而重新评估最优失业保险水平。例如，考虑到流动性约束，Chetty（2008）［10］使用不完全信贷和保险市场背景下的工作搜寻模型研究表明，当个人不能够完全平滑消费时，失业津贴除了通过道德风险渠道影响搜寻工作的强度外，还通过流动性效应（liquidity effect）影响找工作的强度。失业津贴对失业期限的边际效应中，大约60%是流动性效应。而流动性效应是对不完全的信贷和保险市场导致市场失灵的纠正，具有正面的福利效应。考虑到失业保险的外部性，Lalive等（2015）［11］的研究发现，延长失业保险期限增加了有资格领取津贴者的失业时间，但是这使得那些没有资格领取津贴者的再就业率更高、失业期限更短、长期失业的可能性更低，这就是失业保险的溢出效应［12］。因此，溢出效应的存在使得失业保险的道德风险效应要小于此前文献中的估计结果，故此最优失业保险津贴应该更加慷慨一些［13］。这些文献极大推进了最优失业保险的研究［14-16］。

在国内研究中，很多学者使用不同来源的数据研究表明失业保险存在道德风险效应。杜凤莲、刘文忻（2005）［17］使用国家统计局城调查的数据研究发现，失业救济金每提高100 元，再就业机会下降29%；失业救济金每提高1%，失业持续时间增加0.27%。John Giles、Albert Park、Fang Cai（2006）［18］使 用 中 国 城 市 劳 动 力 调 查 数 据（CULS）研究发现，下岗补贴、失业保险金和提前退休补贴都会对失业者再就业产生负面激励。除使用全国数据外，一些学者使用青岛和厦门等地方数据的研究也支持道德风险效应［19-20］。

但是，也有学者对这一问题给出了不同的实证结果。Applenton 等（2002）［21］使用中国社科院家庭调查数据（CASS Household Survey）研究发现，是否领取失业保险金对失业期限没有影响。吴永球等（2007）［22］使用微观数据研究发现，提高失业保险金一方面降低了失业者参与非正式工作的概率；另一方面，提高失业保险金缩小了失业者搜寻正式工作的持续时间，提高了失业者的“高”工资工作机会的概率。

综上，目前研究失业保险对劳动供给影响的文献较为丰富，不足之处主要有两点：一是目前的研究大都没有区分城镇职工和迁移工人。我国现有的失业保险制度以城镇职工为目标群体，在向迁移工人覆盖的过程中，由于迁移工人流动性更强、就业关系更加不稳定，他们对失业保险的反应可能与城镇职工不同，因此有必要分别研究。二是已有的研究关注的焦点是职工参保后失业保险金对其再就业的影响，但是研究是否参保对再就业影响的文献较少。由于我国失业保险的参保率在40%左右，因此研究是否参保的影响显得尤为重要。为此，本文分别研究是否参保以及失业保险金额对城镇职工和迁移工人的不同影响，揭示两者对失业保险激励的不同行为模式，以此更好地评估我国当前的失业保险制度。

本文的创新和贡献主要体现在三个方面：第一，本文首次使用失业期限数据验证了城镇职工参保再就业效应，而不是道德风险效应，揭示了我国失业保险在促进就业方面的积极作用；第二，本文发现“老一代”城镇职工和“新生代”迁移工人对失业保险存在不同反应，特别是从失业保险的角度揭示了“新生代”迁移工人的行为特点；第三，在研究失业保险替代率对再就业的影响时，同时考虑了失业期限的影响，发现提高失业保险替代率对再就业的影响随着失业时间呈现先上升后下降的趋势，该发现具有较强的政策指导意义。

本文下面的内容安排如下：第二节介绍数据来源、主要变量和回归模型，第三节结合图形证据进行实证分析，最后给出结论。

二、数据、变量与回归模型

（一）数据来源

本文的研究基于北京师范大学采集的中国城乡劳动力流动调查数据（RUMiC）。该数据分别在2008 年、2009 年调查了中国9 个省份的农村住户、15 个城市的流动人口和19 个城市的城镇住户数据。由于2008 年的数据无法获得失业期限这一关键变量，故本文采用2009 年的流动人口和城镇住户调查数据进行分析。由于上述数据库没有调查失业者领取的实际保险金额（actual UI benefits received），本文根据各省市失业保险法律法规的相关规定，计算出该城市的平均失业金额和最大金额，这一般称之为法定金额（UI benefit eligibility）。而且在研究中，学者普遍使用法定金额而不是实际金额［23］，主要是因为失业者领取的实际金额与个人特征之间存在较强的内生性［24］，实际金额存在较多偏误和噪音［25］。为此，本文根据失业保险金法定平均金额和最高金额除以工资来计算法定平均替代率和最高替代率。

（二）主要变量

1.失业期限

本文使用的主要因变量是失业期限。根据RUMiC 问卷中的两个问题：“你开始这份工作的时间是多少”和“你结束上份工作的时间是多少”，两者相减可以计算出失业期限。随着失业期限的延长，一部分失业者可能重新找到工作，逐步退出失业状态。据此，可以使用生存分析方法，建立失业期限的时间模型，使用Cox 回归研究失业保险对失业者再就业的影响。

2.是否参加失业保险、失业保险替代率以及其他控制变量

本文分别采取是否参加失业保险的虚拟变量和失业保险金替代率作为核心解释变量。与未参保群体相比，参加失业保险人员在失业时可以获得失业保险金，可能会延长其失业期限。类似的，失业保险金替代率较高者也可能出现更长的失业期限。本文使用的控制变量主要是失业人员的个人特征变量，包括年龄、工龄、性别、婚姻状况、户籍状况；此外，还控制了职业、行业和省市等虚拟变量。

表1 描述性统计

在描述性统计中，城镇职工的平均工资普遍比迁移工人要高，年龄更大，受教育年限更长，结婚率更高，失业期限更短。在失业保险参保率方面，城镇职工为65.2%，迁移工人为12.7%，全体工人为41.4%；城镇职工失业期限平均值为22.3 个月，迁移工人为37.4 个月，失业期限中位数分别为6 个月和24 个月。由于我国失业保险待遇水平不高，与缴费工资无关，平均化特征较为明显，这使得城镇职工替代率（29.7%）低于迁移工人（37.6%）。根据Chetty（2008）［10］的研究，由于流动性约束的不同，个人对失业保险的反应是不一样的，而净资产规模是衡量流动性约束程度的一个较好的代理变量。为此，本文对全体工人按照净资产规模进行了三等分，相关统计指标基本符合预期。例如，年龄、工龄、教育年限、已婚比例、男性比例和失业保险参保率都随净资产增加而增加；失业金替代率、平均失业期限和失业期限中位数都随净资产增加而下降。

（三）回归模型

由于我国失业保险金最多可以领取24 个月，因此失业期限数据存在典型的右截尾现象，使用Cox 比例机会模型（Cox proportional hazard models）进行分析较为合理。在评估是否参加失业保险对再就业的影响时，本文使用如下的方程进行回归：

其中hi,t表示个人i在t个月的失业状态下退出失业状态的概率（unemployment exit hazard rate）。αt表示个体在失业期限为t时的基准就业率。UI表示是否参加失业保险，参保者取值为1，否则为0，β1就是是否参保对再就业率（hazard rate）的半弹性。Xi,t为控制变量，具体包括职工的年龄、工龄、性别、婚姻状况、教育程度、户籍状况、职业、行业和省市等地区信息。

为了检验失业保险效应是否受到流动性约束的影响，这里把城镇职工和迁移工人净资产三等分，使用分层Cox 回归模型，分别估计参加失业保险对退出失业状态概率的系数，这种方法也可以解决Cox 回归中不满足等比例假设的问题［26］。为此，分层的Cox 模型设置（Stratified Cox Model）如下：

其中Qi,j是指标变量，如果个体i属于净资产三等分组的第j 组，该值就为1，否则为零。βj1是净资产三等分j组的是否参保对就业率（hazard rate）的系数。αt,j表示个体属于j组在失业期限为t时的基准就业率。同样，Xitj为控制变量。

在研究失业保险待遇水平对再就业的影响时，既可以使用保险金额也可以使用保险金替代率作为解释变量。由于受到保险金额样本量的限制，本文使用失业保险金替代率进行回归。在使用保险金替代率进行研究时，本文使用的回归方程如下：

其中hi,t同样表示个人i在t月的失业状态下退出失业状态的概率，RR为失业保险金的平均替代率，t为失业期限，随着失业期限的延长，失业保险金替代率对再就业的概率存在影响，因此该方程中增加了失业期限和替代率的交互项，系数β1+β1t就是失业保险金替代率对就业率的半弹性，Xi,t同样为控制变量。

三、图形证据和Cox 回归分析

在给出回归结果之前，为了更直观地揭示不同净资产规模下城镇职工和迁移工人对失业保险的不同反应，这里先给出Kaplan-Meier 生存曲线（survival curves）。该曲线描述的是在失业t 个月时，失业者仍然停留在失业状态的概率。这里重点对比参保者和未参保者的生存曲线。理论上，如果存在较强的道德风险效应，那么参保者的失业率高，而未参保者的失业率低。

（一）图形证据和非参数检验

图1 是城镇职工根据净资产三等分下参保者和未参保者的生存曲线。从图1a 可以看到，对于净资产最低的一组，参加失业保险城镇职工的失业率更低，而未参保者失业率更高。这一结果与道德风险效应相反，本文将这一现象称之为参保再就业效应，即参加失业保险的城镇职工的再就业概率更高。这一结论和理论预测以及一些学者的研究结果相反［18］（Giles 等，2006）。具体而言，在失业10 个月时，未参加失业保险的城镇职工中仍然处在失业状态的比例为50.3%，而参加失业保险者的比例只有41.2%，两者相差9.1 个百分点。非参数的Wilcoxon 检验（p=0.01）也表明参保者和未参保者的生存曲线存在显著差异。

但是，随着净资产的提高，参保者和未参保者生存曲线的差异越来越小。在图1c 中，在失业10 个月时，未参保职工中有38.3%仍处在失业状态，而参保职工只有34.4%仍处在失业状态，两者仅差3.9 个百分点。失业时间超过15 个月之后，参保者的道德风险效应才开始显现。非参数的Wilcoxon 检验（p=0.24）也表明两者的差异不显著。

总之，Kaplan-Meier 生存曲线表明，净资产较少、流动性约束较大的城镇职工，参加失业保险呈现出较高的再就业率，未参保者反而有较高的失业率，存在明显的参保再就业效应，而不是道德风险效应；而对于净资产较高的、流动性约束较小的城镇职工，参保再就业效应逐步弱化，道德风险效应逐步出现。

图1 城镇职工按净资产三等分参保者和未参保者的生存曲线

图2 迁移按净资产三等分参保者和未参保者的生存曲线

图2 给出的是按照净资产三等分迁移工人中参保者和未参保者的生存曲线。从图2a 中可以看到，对于净资产最低的一组，参加失业保险迁移工人的失业率更高，而未参保者失业率较低，存在明显的道德风险效应。这一结果和理论预测一致，也和上述学者的研究结论一致。例如，在失业到了第10 个月，迁移工人中未参保者仍处在失业状态的比例为78.1%，参保者仍处在失业状态的比例为84.8%，后者比前者高出6.7个百分点，存在较为明显的道德风险效应。非参数的Wilcoxon 检验（p=0.02）也表明参保者和未参保者生存曲线存在显著差异。

随着净资产的增加，迁移工人的道德风险效应逐步消失，而参保再就业效应逐步显现，迁移工人行为模式接近城镇职工。例如，对于迁移工人净资产最高的一组，当失业到了第10 个月时，未参保者仍处在失业状态的比例是80.4%，参保者的比例是78.0%，参保者的再就业率更高，不过非参数的Wilcoxon 检验%（p=0.57）显示两者的差异不显著。虽然参保再就业效应在数量上显著、在统计上不显著，但是至少表明道德风险效应已经消失，净资产较高的迁移工人对失业保险的行为反应逐步接近城镇职工。

总之，Kaplan-Meier 生存曲线表明，对于净资产较低的迁移工人，参加失业保险呈现出较高的失业率，存在明显的道德风险效应，这和城镇职工相反；而对于净资产较高的迁移工人，参加失业保险伴随着较高的再就业率，道德风险效应消失，再就业效应开始显现，这和净资产规模较低的城镇职工的行为一致，其行为模式非常接近资产较低的城镇职工，初步表明其逐步融入城市生活。

（二）是否参加失业保险对再就业概率的影响

本节分别给出了普通Cox 回归结果、工具变量Cox 回归结果和分层Cox 回归结果。

1.Cox 回归结果

对于城镇职工而言，在控制年龄、性别和工龄的情况下，城镇职工参加失业保险有助于提高再就业率，估计系数为0.123（表2 第1 列），这意味着参加失业保险城镇职工比未参保者的再就业率提高0.123%，存在显著的参保再就业效应。在控制变量中，年龄、工作经验和性别对再就业概率的影响显著，而教育年限、婚姻状况和户籍不显著。具体而言，年龄对再就业有负面影响，年龄增加1 岁，再就业概率下降0.027%；工龄对再就业有正面影响，工龄每增加1 年，再就业概率增加0.015%；在性别方面，男性再就业概率比女性高0.258%。

对于迁移工人而言，在控制年龄、性别、婚姻状况和户籍状况的情况下，迁移工人参加失业保险会降低再就业率，估计系数为-0.156，这意味着参加失业保险迁移工人比未参加者的再就业率降低0.156%，存在显著的道德风险效应。在控制变量中，年龄、性别、婚姻状况和户籍状况对再就业的影响显著，而工龄、教育年限和户籍不显著。具体而言，年龄对再就业有负面影响，年龄增加1 岁，再就业概率下降0.030%；在性别方面，男性再就业概率比女性高0.127%；已婚者比未婚者再就业概率下降0.570%；拥有本地户籍者比没有本地户籍者的再就业概率下降0.646%。

对比控制变量可以发现，失业保险制度对城镇职工和迁移工人的影响存在有趣的城乡差异。相同点方面，年龄对所有工人都有负面影响，而男性比女性再就业概率更高。因此，在年龄和性别方面，没有显著的城乡差异。而城乡差异主要体现在工龄和婚姻状况。首先，城镇职工的工龄越长，再就业概率越大，而工龄对迁移工人再就业的影响不显著。这一结果和我国就业保障制度密切相关。工龄对城镇职工非常重要，工龄越长，获得的各项保障更加全面，能够获得多方面的权益。而迁移工人就业关系不稳定，经常出现就业中断的情况，工龄积累对其意义不大，即使工龄累加时间较长，也无法获得就业保障方面的服务。其次，婚姻状况对城镇职工不显著，对迁移工人影响更大。已婚对迁移工人再就业存在显著的负面影响，已婚导致其再就业概率下降0.570%。对此的一个可能解释是迁移工人的流动性较强，就业机会和流动性密切相关，结婚后导致期流动性降低，或者增加了流动性成本，进而降低了再就业机会。

2.工具变量回归结果

在研究是否参保对再就业的影响，大家较为关注内生性问题。Cox 回归使用的是部分似然估计方法，要求一致性（在大样本里接近无偏）和正态分布（通过重复样本），该方法和极大似然估计类似［27］。虽然Cox 回归比普遍最小二乘法（OLS）的假设要求宽松，内生性的问题不像OLS 那样突出，但是遗漏变量等问题可能仍然存在。首先，我们尽可能地通过控制更多变量来减轻该问题，例如除了控制年龄、工龄、性别、婚姻状况、户籍情况等个人特征变量外，还控制了行业、职业和省份等虚拟变量。除此之外，使用工具变量（IV）是解决内生性的一个可行办法。在工具变量的选择方面，通常要求两个标准。一是要求工具变量和失业保险参保率相关，即要求工具变量的解释力较强。二是要求工具变量和第二阶段回归后的误差项不相关，即要求工具变量的有效性。前者可以通过第一阶段估计的F 值进行判断，经验上要求F 值大于10。后者在过度识别的情况下，可以通过构建Sargan 统计量进行检验。

本文选取的四个工具变量主要分为两类。第一类是选择除失业保险以外的其他险种的参保率作为工具变量。由于我国社会保险具有捆绑参保的特点，很多企业同时为员工缴纳五险一金，故此失业保险的参保率和其他保险参保率具有相关性。由于我国城乡职工社会保险较为复杂，城镇职工和迁移工人参加的社会保险存在较大差异，例如城镇职工参加职工基本养老保险、职工基本医疗保险，而迁移工人除了可能参加城镇职工保险外，更可能参加新型农村合作医疗保险和新型农村养老保险。因此难以统一选择一项保险作为工具变量。为此，在不考虑失业保险的情况下，本文设定如果工人只要参加了养老、医疗、工伤保险和住房公积金中的任一项，就记社会保险（SI）为1，否则记为0，把社会保险作为工具变量进行两阶段估计。

表2 是否参保对再就业的影响

第二类工具变量是代表体制内就业特征的相关指标。是否参加失业保险并不是一项个人决策，而是企业决策。因此，雇员的企业类型和特征决定了一个人是否参加失业保险。为此，本文主要选取三个指标作为工具变量，分别是就业单位的所有制性质（owner_du）、就业合同的期限（contra）和找到工作的方式（jobway）。体制内职工一般就业于机关、事业单位、国有、集体企业，签订的劳动合同是终身的或者长期的，获得工作的方式是一般是政府分配、指派或者推荐的；而体制外职工一般就业于私营企业，签订的劳动合同是短期的，获得工作的方式往往是自己在就业市场搜寻或者亲戚朋友介绍的。一般而言，在体制内就业参加失业保险的比例较高，而体制外参加失业保险的比例较低，因此该指标和失业保险参保率相关。

在使用工具变量进行估计时，在第一阶段，由于被解释变量是否参加失业保险是二值变量，故采用线性概率模型（LPM）进行估计（回归结果可参见表3）；在第二阶段，使用线性概率模型估计失业保险参保率的拟合值进行Cox 回归，分析参加是否参加失业保险对再就业的影响。在检验工具变量解释力方面，本文在第一阶段回归中，城镇职工和迁移工人的F 值分别为88.19 和45.14，超过了传统上要求F=10 的最低标准，表明本文选择的四个工具变量是具有较强解释力的。在有效性检验方面，由于Cox 回归的残差有不同的定义，本文分别使用martingale 残差和de⁃viance 残差构建Sargan 统计量。在四个Sargan 统计量中，只有迁移工人根据deviance 残差构建Sargan 统计量没有通过检验（p=0.064），其他三个统计量都通过了检验（p 值分别为0.283，0.113和0.484）。因此无法拒绝原假设“所有工具变量都是外生的”，表明本文选择的四个工具变量是有效的。

研究发现，无论是数量上还是统计上，使用工具变量回归的结果都更加显著。具体而言，对于城镇职工而言，在控制年龄、性别和工龄的情况下，参加失业保险城镇职工比未参加者的再就业率提高0.625%（表2 第2 列）；如果继续控制行业、职业和省份虚拟变量，提高比例下降为0.327%（表2 第3 列），仍然高于普通Cox 回归的0.123%，这表明参保再就业效应更加显著。对于迁移工人而言，在控制年龄、性别、婚姻状况和户籍状况的情况下，参加失业保险迁移工人比未参保者再就业率降低0.598%（表2 第5 列）；如果继续控制行业、职业和省份虚拟变量，降低比例则为0.675%（表2 第6 列），同样远远高于普通Cox 回归的结果，这表明道德风险效应更加显著。在控制变量方面，无论是城镇职工还是迁移工人，使用工具变量并没有显著改变回归结果。

表3 第一阶段LPM 回归结果

3.分层Cox 回归结果

在分层回归中可以发现，随着净资产的提高，城镇职工参加失业保险的再就业效应逐步弱化，道德风险效应开始显现。是否参保对再就业的影响系数随净资产的提高而单调递减，这一结果和Chetty（2008）［10］的发现一致。例如，在净资产最低的一组，参加失业保险对再就业的概率是0.181%（表4 第1 列），在10%的水平上显著，参保再就业效应明显。而随着净资产的增加，该系数在数量上变小，在最高组甚至变为负值，表明参保再就业效应已经消失，道德风险效应在数量上开始显现。当使用工具变量回归时，参保再就业效用在净资产最低组和中等组较为显著，但是单调递减的规律不存在了；当加入更多虚拟变量时，参保效应单调递减的规律再次出现（控制变量同表2）。

对于迁移工人而言，随着净资产的增加，道德风险效应也逐步弱化，参保再就业效应开始显现，其对失业保险的反应越来越接近城镇职工。例如，在净资产最低的一组，参加失业保险对再就业的概率是负的0.311%（表4 第4 列），在1%的水平上显著，而对于净资产最高的一组，参加失业保险对再就业的影响已经变成正的，参保再就业效应开始在数量上显现，尽管统计上不显著。当使用工具变量回归和加入虚拟变量时，该系数在数量上变得更大、统计上更加显著，随着净资产的提高，道德风险效应变得不显著了，但是仍然呈现单调递减的规律。这表明，随着净资产的增加，迁移工人对失业保险的反应非常接近城镇职工了。这也从侧面说明净资产较高的迁移工人融入城市的可能性更高了。

总之，结合图形证据和回归分析，对比城镇职工和迁移工人的结果可以得出两个重要的结论。首先，对于城镇职工而言，参加失业保险伴随着较高的再就业率，存在较强的参保再就业效应，随着净资产的提高该效应逐步弱化，道德风险效应逐步显现。其次，对于迁移工人而言，参加失业保险伴随着较低的再就业率，存在较为明显的道德风险效应，随着净资产的提高道德风险效应逐步弱化，参保再就业效应开始显现，净资产规模较高的迁移工人对失业保险的行为模式接近城镇职工。

4.对回归结果的解释

对该结果的一个可能的解释是，这和我国失业保险制度以及迁移工人的就业特点密切相关。我国失业保险制度主要有两个功能，一是保障失业人员的基本生活，二是促进失业人员再就业。前者主要是指发放失业保险金，后者主要是指提供职业培训和职业介绍补贴等。对于参保的城镇职工而言，他们失业后能够获得劳动保障部门提供的各类再就业服务，因此再就业率较高，参保再就业效应明显。而迁移工人由于流动性较强、就业关系不稳定，难以融入城市生活，很难获得劳动保障部门提供的再就业服务，因此他们更加看重能够领取的失业保险金，道德风险效应更强。

表4 是否参保对再就业的影响：按净资产分层回归

表5 失业保险金平均替代率对再就业的影响

中国城乡劳动力流动调查数据（RUMiC）也支持上述解释。例如，在询问城镇职工工作来源时，大约32.7%的人是来自政府或者社区的分配，通过家庭成员或者亲戚介绍的占比为10.4%，通过朋友或者熟人介绍的占比19.1%，后两者合计不到29.5%；而在询问迁移工人工作来源时，通过政府分配、通过政府就业服务机构介绍和通过社区就业服务机构介绍的合计占比为2.5%，通过家庭成员和亲戚介绍的占比为17.8%，通过朋友或者熟人介绍的占比为39.6%，后两者合计超过57.4%。

由此可见，城镇职工的工作更多地来自政府的分配或介绍，能够享受更多就业服务机构提供的各类就业服务；而迁移工人的工作更多地来自家庭成员、亲戚、朋友和熟人的介绍，享受政府就业机构提供各类就业服务的机会较少。因此，对于城镇职工而言，除了能够领取失业保险金外，参加失业保险的最大好处是能够获得政府就业机构提供的各类就业服务，参保再就业效应明显，因此道德风险效应不明显；而迁移工人由于缺乏获得各类就业服务的机会，更加看重失业保险提供的失业津贴，因此道德风险效应较为显著。与此同时，而对于净资产规模较高的迁移工人，他们年龄、工作经验和教育程度都较高，随着净资产的积累，他们能够逐步融入城市生活，开始能够获得劳动保障部门提供的再就业服务，因此他们的道德风险效应逐步弱化，参保者再就业效应逐步显现，其行为模式逐步接近净资产规模较小的城镇职工。

（三）失业保险金替代率对再就业概率的影响

这里给出失业保险替代率的回归结果。在未添加交互项的情况下，提高失业保险替代率，会降低城镇职工的就业率，对迁移工人没有影响。但是，当加入交互项之后，失业保险替代率对就业率的影响随着失业期限的延长呈现先上升后下降的趋势。具体而言，对于城镇职工而言，在刚失业时（t=0），失业保险金替代率增加1个百分点，再就业概率增加3.902%，但是随着失业时间的延长，虽然再就业概率的增加量逐步下降，但是仍然为正值。当失业时间超过6 个月，失业保险金替代率的进一步提高会降低再就业概率。对于迁移工人和全体工人而言，提高失业保险替代率对再就业的影响趋势和城镇职工类似，只不过迁移工人的拐点在超过13.1 个月出现，全体工人在超过7 个月时出现。

表6 是否参保对再就业的影响：按年龄高低分层回归

表7 是否参保对再就业的影响：按教育年限分层回归

在控制变量方面，性别、教育年限和婚姻状况对城镇职工显著；只有婚姻状况对迁移工人显著；性别、婚姻状况和户籍状况对全体工人都显著。而年龄、工作经验对所有职工都不显著（因此没有将其纳入回归方程）。

总之，回归结果表明提高失业保险金替代率最初能够提高再就业概率，但是随着失业时间的延长，该效应逐步衰减，最终会降低再就业概率。因此，失业保险替代率和再就业率并不是简单的负相关关系，随着失业保险替代率的提高，再就业呈现先上升后下降的趋势。该结果具有较强的政策含义，支持失业保险金采取阶梯递减的方式发放。

（四）进一步的讨论和稳健性检验

1.按年龄和教育年限分层回归

为了检验是否参保对再就业影响的稳健性，这里分别按照年龄和教育年限进行分层回归。首先，根据年龄三等分进行回归，对城镇职工而言，年龄三等分对应的年龄组分别是18—35 岁、36—45 岁和46—60 岁。回归结果表明，城镇职工失业保险的再就业效应在低龄组不显著，在高龄组显著。例如，在普通Cox 回归中，对于46 岁以上的城镇职工，参加失业保险者的再就业率比未参保者高0.198%（3 行1 列），中低龄组不显著；使用工具变量回归时，再就业效应在三个组别中都显著，在高龄组尤为显著，当加入行业、职业和省份虚拟变量时，中低龄组的再就业效应不显著了，而高龄组仍然显著，参保者比未参保者高出0.885%（3 行3 列）。非参数的Wilcoxon 检验（p=0.000）也表明低龄组和高龄组的再就业效应存在显著差异。

对迁移工人而言，年龄三等分对应的年龄组分别是16—24 岁、25—35 岁和36—60 岁。在Cox 回归中，迁移工人失业保险的道德风险效应在中低龄组显著，在高龄组不显著，该趋势和城镇职工相反。例如，普通Cox 回归中，参保者的道德风险效应在25—35 岁年龄组较为显著，参保者比未参保者再就业率低0.165%（2 行4 列），在其他年龄组不显著；但是当使用工具变量回归时，中低年龄组的道德风险效应都非常显著，而且无论是显著程度还是数量上，道德风险效应在25—35 岁年龄组都比16—24 岁年龄组更大，而该效应在高龄组不显著。但是，非参数的Wil⁃coxon 检验（p=0.570）表明低龄组和高龄组的道德风险效应不存在显著差异。

其次，根据教育年限对城镇职工三等分，迁移工人二等分进行回归。迁移工人采取二等分是因为其教育年限为9 年的人数占比高达34.15%，如果三等分的话，中等教育程度组的样本量较小，三等分的意义不明显，因此采取二等分。对城镇职工而言，教育年限三等分对应的教育年限分别是11 年以下、12—14 年和15 年以上。在Cox 回归中，城镇职工参保再就业效应在中低教育年限组较为显著，尤其是在中等教育程度组尤为显著，而在接受过高等教育组中不显著。例如，在普通Cox 回归中，对中等教育程度组的城镇职工而言，参加失业保险者的再就业率比未参保者高0.172%（2 行1 列）；在工具变量回归中，中低教育程度组的再就业效应都显著，但是中等教育程度组数量上更大；当加入更多虚拟变量时，中等教育程度组的再就业效应仍然显著，参保者比未参保者高0.568%（2 行3 列）。而对于高教育程度组的城镇职工而言，参保再就业效应都不显著。非参数的Wilcoxon 检验表明，只有在工具变量回归中加入虚拟变量后，中低教育程度者的参保再就业效应才存在显著差异（p=0.085），其他情况这种差异不显著。

对迁移工人而言，教育年限二等分对应的教育年数分别是9 年以下和10 年以上，分别对应接受过义务教育和高于义务教育。在Cox 回归中，无论是在显著程度还是数量上，迁移工人的道德风险效应在高教育程度组远大于低教育程度组。例如，在普通Cox 回归中，对接受过高于义务教育的迁移工人而言，参加失业保险者的就业率比未参保者低0.366%（2 行4 列），而道德风险效应在低教育程度组不显著。在工具变量回归中，道德风险效应在两个组都显著，但是该效应在高教育程度组数量上更大。非参数的Wilcoxon 检验表明，在工具变量回归中，高低教育程度组的道德风险效应差异不显著，在普通Cox 回归中这种差异较为显著（p=0.071）。

表8 失业保险金最大替代率对再就业的影响

2.对回归结果的解释

总之，上述回归结果表明参保再就业效应在年龄大、教育程度低的城镇职工中更加显著，而道德风险效应在年龄小、教育程度高的迁移工人中更加显著。对上述结果可以用“老一代”城镇职工和“新生代”迁移工人的概念来解释。根据RUMiC 数据调查结果显示，“老一代”城镇职工主要是出生在1962 年之前，他们年龄偏大、教育程度偏低、再就业技能较低，由于其参加失业保险后，受到劳动就业部门的关注程度更高，有更多机会获得再就业培训，反而有助于提高其再就业概率。低龄组的新生代城镇职工年龄低、受教育程度高，对于工作机会的选择空间更大，对现有的再就业政策依赖较少，因此参保就业效应不明显。

而“新生代”迁移工人主要是出生于1980 年之后，特别是25—35 岁年龄组，他们相对更年轻、学历较高，存在较为明显的道德风险效应。根据赫希曼（1970，2015）的理论，当人们对当前政策不满意时，要么选择退出，要么选择呼吁［28-29］。但是当这些行为都无法改变政策时，他们可能会选择道德风险行为，这也从侧面说明新生代迁移工人对当前失业保险制度的不满意程度更高，更愿意表达这种不满。这也非常符合新生代迁移工人的行为特征。“老一代”迁移工人学历较低，很多时候面对不合理的政策，他们可能更多地选择隐忍，道德风险效应不明显。

3.稳健性检验

下面讨论失业保险金替代率对再就业影响的稳健性。和Chetty（2008）［10］的做法相似，本文把失业保险金平均替代率更换为最大替代率进行估计。此时估计的结果和表5 类似。对于城镇职工而言，在刚失业时（t=0），失业保险金增加1 个百分点，再就业概率增加15.666%，同样随着失业时间的延迟，再就业的概率逐步下降。当失业时间超过12.7 个月，失业保险金替代率的提高会降低再就业概率。对于全体工人而言，在刚失业时（t=0），失业保险金增加1 个百分点，再就业概率增加4.484%，同样随着失业时间的延迟，再就业的概率逐步下降。当失业时间超过6.9 个月，失业保险金替代率的提高会降低再就业概率（控制变量同表5）。

四、结论和建议

在我国城市化进程中，既要实现“物”的城市化，也要实现“人”的城市化，因此将迁移工人纳入社会保险制度中来无疑具有重要意义。由于现有的社会保险制度以原来的城镇职工为目标群体，在扩展到迁移工人的过程中，难免出现不能完全满足迁移工人需求的现象。而为迁移工人单独建立社会保险制度、人为构建二元结构式的社会保险制度的设想已经无法适应我国目前的城市化趋势。因此，这种情况下，应该更加深入评估现有社会保险制度对迁移工人的影响，以期完善现有的社会保险制度，使其更好地满足迁移工人需求。本文以失业保险为例，通过Cox 比例风险模型，揭示了城镇职工和迁移工人对失业保险的不同反应。对于城镇职工而言，参加失业保险提高其就业率，存在较强的参保再就业效应，该效应在年龄较大、学历较低的群体尤为显著，但随着净资产的提高逐步弱化。对于迁移工人而言，参加失业保险降低其就业率，存在较为明显的道德风险效应，该效应在年龄较小、学历较高的群体尤为显著。但随着净资产的提高逐步弱化。无论是城镇职工还是迁移工人，提高失业保险金对再就业的影响随失业期限的延长呈现出先上升再下降的趋势。

该结论对完善我国失业保险制度的意义主要体现在以下三个方面。首先，在发挥失业保险的两个功能过程中，更应该重视促进失业人员再就业功能。特别是加强针对迁移工人的再就业培训、提供再就业补贴、提供再就业岗位信息，让迁移工人特别是流动性约束较强、新生代迁移工人获得更多的再就业服务，更好地实现公共服务均等化，促其更好地融入城市生活，实现城市化的真正落实。只有这样，才能够使得迁移工人更好地认同现行的社会保险制度，实现社会保险制度、城镇化和迁移工人的良好互动，减少无谓损失，实现社会福利最大化。其次，适当提高失业保险金的待遇标准。我国失业保险金在缴费阶段具有“社会保险”的特征，而在待遇发放阶段仍然具有“救济”的特征，因此待遇水平偏低［30］。目前，各省市普遍规定失业保险金不能超过最低工资，而与参保者个人工资没有任何关系。该规定的一个重要出发点是认为，提高失业保险金会加重失业，出现道德风险现象。本文的实证结果表明，无论是城镇职工还是迁移工人，短期内都没有出现明显的道德风险效应。因此，适当提高失业保险金不会加重失业，反而有利于保障失业人员的基本生活，增强失业保险的参保吸引力。最后，根据提高失业保险替代率对再就业的影响随着失业时间呈现先上升后下降的趋势，对失业保险金采取分阶段递减的方式发放，以最大程度减少对再就业的不利影响。例如，根据全体工人失业时间在6 到13 个月出现转折点的情况，可以维持失业保险金发放最长期限为24 个月的规定不变，其中前12 个月失业保险金适当确定较高的标准，按照失业前工资的一定比例发放，使得失业人群获得较为充足的失业保障；而在发放12 个月之后，适当降低失业保险金，减少道德风险行为的不利影响。