社会保险能提高灵活就业人员的幸福感吗？——来自CLDS(2018)的证据

路苗苗，李 礼

(中南财经政法大学 公共管理学院，湖北 武汉 40073)

一、引言

作为民生之基的社会保险在改善居民幸福感方面发挥着重要作用，于中国国民而言，社会保险的覆盖范围与保障范围对其幸福感有显著的正向影响[1]120，其中养老和医疗保险对农民工的幸福效应最为显著[2]53。《人力资源和社会保障事业发展“十四五”规划》显示，截至2021年3月底，我国基本养老保险的参保率已超过90%，目前未参保人员主要集中在农民工、灵活就业人员、新业态从业人员等。而随着经济的发展，灵活就业现已成为我国新的就业趋势和重要的就业渠道，目前我国灵活就业人员已达2亿左右，但其社会保障制度仍处于待完善阶段。

灵活就业相较于传统就业会面临更多不确定性，社会保险的保障效应会降低灵活就业人员面临的不确定性，进而对其幸福感产生正向影响；但我国灵活就业人员参加社会保险需要完全自费，这意味着参加社会保险会减少灵活就业人员的当期消费，进而将对其幸福感产生负向影响。因此，社会保险对灵活就业人员幸福感存在的是改善效应还是抑制效应有待进一步分析。基于此，本研究聚焦在城镇工作的灵活就业人员，参考何文和申曙光[3]41的做法，从CLDS(2018)的数据库中筛选出对应的样本，所获样本中70%的灵活就业人员是农村户口；运用ordered probit模型探究参加社会保险对灵活就业人员主观幸福感的影响，并对基准回归结果进行稳健性检验和异质性分析。本研究的主要目的，一是验证社会保险对灵活就业人员幸福感的影响方向，验证是否可从社会保险的角度入手提高灵活就业人员的幸福感，丰富灵活就业人员的相关研究；二是从侧面说明完善我国灵活就业人员的社会保险制度有助于发挥灵活就业“促就业”的优势。

二、理论分析与文献综述

主观幸福感是人们对其生活质量做出的整体性评价。继“幸福悖论”提出后，诸多学者对主观幸福感展开了深入研究，相关研究可以概括为以下四个方面：一是经济状况对幸福感影响的研究。学者们普遍认为绝对收入对居民幸福感有重要影响[4-5]，相对收入对居民幸福感的改善效应是确定的[6]65；而收入并非是影响居民幸福感的唯一因素，个体特征、社会特征等也会使居民幸福感具有差异性[7]。二是基于相对剥夺理论和隧道效应理论分析社会不平等对居民的幸福感的抑制效应[8]。就内部影响机制而言，机会不均等主要通过社会信任水平和身心健康状况，对居民主观幸福感产生抑制效应[9-10]；而收入不平等通过影响老年人的健康状况对其幸福感产生抑制效应[11]。三是工作的幸福效应研究。非农就业仅能在短期内改善农村居民的幸福感，长期内其改善效应是有限的[12]；而退休后继续工作通过影响老年人的健康状况，对其幸福感产生抑制效应[13]。四是互联网的幸福效应研究。互联网除发挥信息获取功能[14]，还通过丰富日常生活、提升社会认同[15]和降低疏离感[16]，从而对农村居民主观幸福感产生显著的改善效应。

社会保障是促进社会协调发展的稳定器，也是国家宏观经济的调控器和社会整体福利水平的稳定器。作为社会保障体系重要组成部分的社会保险，主要通过两种方式影响居民的幸福感。首先，社会保险的保障功能降低其面临的不确定性，减少预防性储蓄，增加当期消费，从而对其主观幸福感产生正向影响[1]117；其次，社会保险通过发挥收入再分配功能对居民的幸福感产生影响，基于相对剥夺理论和隧道效应理论分析发现，收入不平等会显著降低居民的主观幸福感[17]，而社会保险的收入再分配功能则通过缓解收入不平等，提升居民的主观幸福感[18]。在具体险种的研究中，现有文献从社会正式支持和公共服务的角度，基于收入再分配和心理学体验理论研究发现，参加养老和医疗保险对居民和农村老年人的主观幸福感有显著的提升效应[19-20]，且在医疗保险的幸福效应中，健康发挥的中介作用更大[21]12；而新农保会显著提升农村老年人的生活满意度，但对幸福感的改善效应有限[22]，且主要通过财富效应、健康效应和劳动—闲暇替代效应影响幸福感[23]；基本养老保险对居民幸福感的改善效应主要通过影响其社会信任[24]、时间和经济代际支持产生[25]；就医疗保险而言，公费医疗和合作医疗对农村老年人的幸福感有显著的正向影响[26]106，同时基本医疗保险的幸福效应通过影响居民的安全感和公平感产生[27]。

基于上述理论分析与文献梳理，发现过往对幸福感的研究多聚焦于居民总体和老年人，鲜有研究关注灵活就业人员。将灵活就业与幸福感相联系的零星研究多关注于灵活就业形式对劳动者福利水平的影响，非正规就业不仅直接降低劳动者的幸福感，同时也会降低其工作满意度和收入公平感[28]；相对而言，选择做“斜杠青年”的劳动者幸福感水平会更高[29]。基于上述理论分析与文献综述中所提出的社会保险对主观幸福感的影响机制和养老与医疗保险对幸福感的改善效应，本研究提出如下假设：参加社会保险对灵活就业人员的幸福感有改善效应。

三、研究设计

(一)数据来源

本研究选用2018年中国劳动力动态调查(CLDS)数据，该数据库是对除港澳、新疆、西藏和青海之外的28个省(自治区、直辖市)的农村和城市劳动力人口进行的两年一次的跟踪调查，调查层面包括社区、家庭和个人。参考何文和申曙光[3]41的数据处理及《劳动法》的相关规定，本研究的具体处理如下：(1)将男性劳动力的年龄控制在16—60岁，女性劳动力的年龄控制在16—55岁；(2)删除生活在农村的农村和城镇居民的样本；(3)删除在读学生的样本以及因身体原因无法进行工作的样本；(4)删除签订正式劳动合同的样本；(5)删除购买商业养老和医疗保险的样本；(6)删除没有工作经历的样本，在本数据库中也即是删除“work=0”的样本；(7)删除包含缺失值及不适用的样本。最终获得3319个样本，其中至少参加一种社会保险的有3096个样本。

(二)变量设置

本研究的因变量是“幸福感”，是依据“总的来说，您认为您的生活过得是否幸福？”设定的；其是顺序离散型变量，取值1—5，表示“非常不幸福”—“非常幸福”。类似地，依据问卷中“总体来说，您对您的生活状况感到满意吗？”得到“生活满意度”变量，该变量后续用于替换“幸福感”做稳健性检验。

本文的核心自变量是“社会保险”，依据问卷中是否参加医疗、养老、工伤、生育和失业保险等问题设定；其是二值选择变量，取值为1则表示至少参加一种社会保险。其次依据是否参加具体险种生成五个二值选择变量，依次是“医疗保险”“养老保险”“工伤保险”“失业保险”和“生育保险”，取值为1，表示参加对应险种；若取值为0，则表示未参加。将生成的五个二值变量相加生成 “参保种类数” 变量，该变量表示灵活就业人员所参加的社保种类数，该变量主要是用于替换“社会保险”做稳健性检验。

本研究参考已有研究，选取两个层面的变量作为协变量。首先是个体特征层面的变量，主要包括灵活就业人员的年龄、性别、学历、婚姻状态、户口类型、政治面貌、健康状况和收入满意度；其次是家庭层面的变量，主要包括家庭经济收入、家庭成员关系和家庭规模。本研究所涉及到变量的具体说明和描述性统计如表1所示。

表1 变量说明与描述性统计

从因变量和自变量来看，参加社会保险的灵活就业人员的平均幸福感高于未参保的灵活就业人员；就参保群体而言，人均参保种类数为1.85，也即平均参保的险种少于2种；就参保险种而言，医疗保险和养老保险的参保比例分别为98%和61%，其余三个险种的参保比例是极低的。从个体特征层面的变量来看，未参保灵活就业人员的平均年龄不足40岁，低于参保灵活就业人员的平均年龄；样本中男女比例接近1∶1；人均受教育年限略高于9年，也即灵活就业人员的平均学历约为初中水平；参保灵活就业人员约有87%是已婚状态，70%是农村户口，92%的政治面貌是群众；未参保灵活就业人员的平均收入满意度未达到“满意”的水平，而参保灵活就业人员的平均收入满意度也仅略高于“满意”的水平。从家庭层面的变量来看，参保与未参保样本的平均家庭收入和家庭成员关系差距很小，参保与未参保的灵活就业人员的平均家庭规模均略高于4人，但参保灵活就业人员的家庭规模大于未参保灵活就业人员。

(三)研究方法

1.ordered probit模型设定

本研究的因变量“幸福感”属于顺序离散型变量，因此本研究选用ordered probit模型进行回归；同时用ordered logit和OLS模型替代ordered probit模型进行稳健性检验。本文参考连玉君等[30]的做法，将ordered probit模型的设定如下：

模型一：

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

模型中的i表示第i个个体，j表示第j个省份；happiness是本研究因变量“幸福感”，insurance表示本研究的自变量“社会保险”，其系数α1是本研究关注的重点，反映的是社会保险对灵活就业人员幸福感的影响方向及其显著性；X表示的是本研究中个体特征和家庭层面的控制变量，P是省份变量，μ是模型中的残差项；F(·)是非线性函数，具体表现形式如下：

其中ε1、ε2、ε3和ε4被称为切点，为待估参数；happinessij*是happinessij背后存在的不可观测的连续变量，被称为潜变量，满足：

2.边际效应模型设定

模型一中系数α1只能反映社会保险对灵活就业人员幸福感影响的方向与显著性，而其影响的大小需通过计算边际效应衡量，因此本研究设定如下模型计算边际效应：

模型二：

3.内生性分析与模型设定

本研究中可能存在幸福感高的人更有可能会参加社会保险，也即可能存在互为因果所造成的内生性问题。除此之外，由于本文所选取的变量有限，并不能保证没有遗漏变量，也即可能存在因遗漏变量所造成的内生性。对此，选择工具变量法来进行相应处理，参照封进[31]等人的做法，选取市/县参保率②作为是否参保的工具变量。我国医疗保险原则是以市为基本统筹单位，部分地区也可以县为基本统筹单位，因此市/县参保率可能会影响到灵活就业人员的参保选择，但其不会直接影响灵活就业人员的主观幸福感，因此该工具变量具有一定的科学性。

本研究选用两种方法即两阶段残差介入法(2SRI)和两阶段最小二乘法(2SLS) 进行工具变量回归，其中两阶段残差介入法主要是依据残差项的显著性来判断是否存在内生性问题；2SLS模型除此之外，亦可检验工具变量的有效性。参考陈璐和范红丽[32]的方法将两阶段残差介入法的模型设定如下：

模型三：

第一阶段的probit模型为：

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

四、实证分析

(一)基本回归分析

表2为ordered probit模型的基准回归结果，第(2)列和第(3)列是在第(1)列的基础上依次加入了个体特征变量和家庭层面变量，但从社会保险变量的系数可以看到，控制变量的引入并未影响社会保险对灵活就业人员主观幸福感的改善效应，且改善效应在统计上均是显著的。也即说明，参加社会保险的灵活就业人员主观幸福感是显著高于未参保的灵活就业人员的，验证了本研究的假设。

本研究的控制变量对灵活就业人员主观幸福感的影响效应与已有研究结论一致[26]105[33-34]。其中第(2)列是加入个人特征变量后的回归结果。结果表明，灵活就业人员的幸福感与其年龄之间有一个“U型”的关系，这与程名望[2]53的研究结论具有一致性，可能的解释是生活压力与年龄间有一个“倒U型”的关系，人到中年时，生活压力达到最大值，相应的幸福感水平也是最低的；男性相比于女性，其主观幸福感水平较低，可能的解释是男性所承受生活压力较大，而女性选择灵活就业不仅可以赚取工资报酬，同时也可以兼顾家庭[35]，因此相对而言女性的幸福感水平更高；教育以及已婚对灵活就业人员的主观幸福感的正向影响均在1%的水平上显著，学历水平越高，灵活就业人员的工作选择更多，同时工资报酬也相对较高；农村户口对灵活就业人员主观幸福感有负向的影响，但这种影响在统计上并不显著；党员身份会给其带来自豪感与归属感，从而会显著提高其主观幸福感；灵活就业人员自身的健康状况以及对其收入满意度的评价对于他们的主观幸福感的影响都是正向的，且在统计上也是非常显著的。第(3)列的回归结果说明家庭经济收入越高，主观幸福感水平也较高；而和谐的家庭氛围和大规模家庭会给灵活就业人员带来心理慰藉，从而对其主观幸福感产生显著的正向影响。

表2 是否参加社会保险对灵活就业人员主观幸福感的回归结果

表3中各社会保险险种的系数表明，医疗、养老、工伤和失业保险对灵活就业人员幸福感均有显著的改善效应，生育保险对灵活就业人员幸福感的提升有正向的促进作用，但这一作用在统计上不显著。可能的解释是，医疗保险和养老保险是社会保险中的主要险种，也是我国鼓励灵活就业人员参加的主要险种，参保的灵活就业人员享受这两个险种的福利的可能性更高；而工伤保险和失业保险为灵活就业人员的工作提供了相应的保障，会提升其工作安全感，从而对其幸福感产生改善效应。

表3 各险种对灵活就业人员主观幸福感的回归结果

续表3

Plan B显示的是参加社会保险和具体险种对灵活就业人员幸福感的边际效应，可以看到社会保险与各险种对灵活就业人员主观幸福感影响的边际效应大小顺序为：社会保险=失业保险>医疗保险>工伤保险>养老保险>生育保险。

(二)稳健性分析

1.稳健性检验

本研究采取两种方法进行稳健性检验：一是更换回归模型，分别用ordered logit模型和OLS模型代替ordered probit模型。二是更换变量进行回归，更换因变量，用“生活满意度”替换“幸福感”；更换自变量，用“参保种类数”替换“社会保险”。回归结果见表4。

表4的第(1)和(2)列分别对应的是ordered logit和OLS的回归结果，通过社会保险变量系数可以看到，在两种模型下社会保险对灵活就业人员幸福感的提升有显著促进作用，与基准回归模型的结果具有一致性。第(3)和(4)列是通过替换变量进行稳健性检验，其中,第(3)列是用“生活满意度”替换“幸福感”后的回归结果，社会保险对灵活就业人员生活满意度的影响与对其主观幸福感的影响是一致的；第(4)列是用参加社会保险的种数来替换关键自变量进行稳健性检验，参保的种类数越多，相应的灵活就业人员主观幸福感水平也越高。再次从变量层面说明了表2基准回归结果的稳健性。

表4 稳健性检验

总体来看，无论是更换模型，还是更换变量，参保对灵活就业人员的主观幸福感的正向影响都是非常显著的，从而说明了基准回归结果具有稳健性。

2.内生性检验

本研究采取工具变量法解决基本回归模型中可能存在的内生性问题，所用的工具变量是市/县参保率，2SRI及2SLS模型的具体回归结果如表5所示。

表5 内生性检验——2SRI及2SLS模型

表5的第(1)和(2)列是2SRI模型中第一阶段和第二阶段的回归结果，第(3)列是2SLS模型的回归结果。从第(1)列的结果中可以看出，市/县参保率显著提高灵活就业人员的参保率；2SRI模型第二阶段的回归结果中，残差项在1%的水平上显著，说明原模型中是存在内生性的，同时2SLS模型中内生性检验的卡方统计量对应的P值小于0.1，再次验证“社会保险”是内生变量。不同于2SRI模型仅能判断原模型是否存在内生性问题，2SLS模型对工具变量的有效性进行了详细的检验。首先是工具变量与关键自变量的相关性的检验，Kleibergen-Paap rk LM统计量对应的P值约为0，也即说明了本研究中的市/县参保率与是否参加社会保险是相关的；其次，Kleibergen-Paap rk Wald F统计量的值约为18.16，大于10，验证了本文选取的工具变量不是弱工具变量，也即其是有效的。

无论是2SRI模型还是2SLS模型的回归结果都说明，在排除内生性的影响下，参加社会保险对灵活就业人员的主观幸福感的正向影响分别在1%和10%的水平上是显著的，再次证明表2回归结果的稳健性，也即本文的假设是成立的。

(三)异质性分析

首先，我国的养老和医疗保险现已实行城乡统筹，但城市和农村的差别依旧是存在的[21]9，为此本研究采用分组回归研究参保对灵活就业人员幸福感的影响是否存在城乡层面的差异；其次，相对收入对居民幸福感存在显著的改善效应[6]67，本研究将收入满意度划分为满意和不满意度两组，分组回归验证社会保险对灵活就业人员幸福感的影响对不同收入满意度群体的影响是否存在异质性；最后，学历会影响灵活就业人员的择业机会，本文以初中学历为标准将灵活就业人员分成高学历和低学历两组，以验证社会保险的幸福效应在学历层面是否存在异质性。分组回归结果如表6所示，其中Plan B是各组内参加社会保险的边际影响。

表6的第(1)和(2)列的回归结果说明，参加社会保险对农村户口灵活就业人员主观幸福感的正向影响在统计上不显著，而参保的非农村户口灵活就业人员的主观幸福感水平显著高于未参保的灵活就业人员。可能的解释是，参保灵活就业人员很有可能参加的是医疗保险，但城镇医疗保险的保障水平和能力是远高于农村的[26]106，因此参加社会保险对农村灵活就业人员幸福感的影响在统计上不显著。表6的第(3)和(4)列是依据灵活就业人员对其收入满意度分组回归的结果，表明参保对灵活就业人员主观幸福感影响的方向与显著性在两组间没有差异；但从Plan B中可以看到，参保对于对收入不满意的灵活就业人员主观幸福感的边际影响更大，可能的解释是，在这一群体中社会保险的风险防范功能发挥得更充分。表6的第(5)和(6)列是依据灵活就业人员学历水平分组回归的结果，表明无论是高学历还是低学历，参加社会保险都可以在一定程度上显著改善灵活就业人员的主观幸福感水平，但Plan B的边际效应表明这种改善作用在高学历组的灵活就业人员更大。

表6 异质性检验

五、结论与建议

通过上述理论与实证分析，本研究发现参保可以显著提升灵活就业人员的主观幸福感。其中，养老、医疗、工伤以及失业保险的提升作用在统计上是非常显著的，相对而言，生育保险对主观幸福感的影响在统计上并不显著。可能的解释是，基本医疗保险为灵活就业人员的健康提供保障，养老保险的储蓄功能会增加其当期消费，从而提高其主观幸福感。而由于不确定性的工作性质，工伤保险和失业保险可以保障其职业风险，从而可以给他们的主观幸福感产生一定的影响。随着我国生育保险逐渐与医疗保险合并的趋势，其对于灵活就业人员来说实用性相对较低。同时，参保对灵活就业人员主观幸福感的影响在户口性质层面存在异质性，参保的边际效应的大小在收入满意度和受教育年限层面具有差异性。

基于前文的理论及实证分析，本文提出如下政策建议：首先，为提高灵活就业人员的主观幸福感水平，应积极鼓励灵活就业人员参加社会保险，尤其是社会保险中的养老保险。正如最新出台的《关于维护新就业形态劳动者劳动保障权益的指导意见》建议放开户籍地限制，鼓励灵活就业人员参加城乡居民的养老和医疗保险。其次，灵活就业人员工作中的风险也急需得到应有的保障。应加快发展适合灵活就业人员这一新型劳动关系的工伤和失业保险，如进一步完善与推广已在多地试行的职业伤害险，从解决“从无到有”开始，逐步解决灵活就业人员的工伤保障问题[36]；同时鼓励各城市依据其经济状况，将灵活就业人员逐步纳入到失业保险的保障范围[37]。

注释

①问卷中将婚姻状态分为未婚、初婚、再婚、离异、丧偶和同居六种类型，本文将初婚和再婚定义为“已婚”，并将已婚状态赋值为1，将其他类型婚姻状态赋值为0。

②市/县参保率指的是医疗保险的保险率，主要考虑到本研究中灵活就业人员的社会保险参保率与医疗保险的参保率近似；具体数据来自于各市、县2018年的国民经济和社会发展统计公报和统计年鉴。