养老金并轨对劳动力流动的政策效果和作用机制研究

于新亮 张文瑞 郭文光 于文广

作者简介： 于新亮（1987—），男，辽宁北票人，博士，山东财经大学保险学院副教授，研究方向：保险经济学;通讯作者：张文瑞（1997—），男，山东淄博人，博士研究生，研究方向：养老保险。

摘 要：依托精算模型系统评估2015年中国养老金并轨改革对机关事业单位员工养老金收益的影响，发现实施养老金并轨后，机关事业单位员工的养老金收益普遍增加，并据此提出养老金并轨抑制机关事业单位员工离职倾向性假说。继而通过2010—2018年CFPS数据展开实证检验。结果表明：养老金并轨后机关事业单位勞动力流动性下降6.5%。这种流动抑制作用存在异质性，从个体层面，养老金并轨对10年过渡期以外退休的员工抑制作用更强;从地区层面，养老金并轨对机关事业单位工资高于当地平均工资地区的劳动力作用更强。

关键词： 养老金并轨;劳动力流动;养老保障水平;年金覆盖率

中图分类号：F842.6 文献标识码： A 文章编号：1003-7217（2022）01-0043-08

一、引 言

中国城镇养老保险双轨制于20世纪90年代形成，即退休员工因身份和职业特征的不同，在养老金领取上采用两种不同的制度。机关事业单位员工养老金全部由国家统一支付，员工根据退休时职级水平领取养老金，而企业员工的养老保险则由企业和员工按照一定比例、标准缴纳，退休后员工根据缴纳金额与年限领取养老金。一方面，两种养老保险待遇差距悬殊，机关事业单位员工养老金水平远高于企业员工。另一方面，两种养老保险关系相互转移接续困难，特别是机关事业单位员工，离职后难以保留原单位的视同缴费工龄及其相关社会保障权益[1]，阻碍了劳动力的合理流动，从而严重制约了人力资源的有效配置。

2015年1月，《国务院关于机关事业单位工作人员养老保险制度改革的决定》颁布，规定将机关事业单位养老金由财政供养、现收现付制的传统养老保险转变为个人缴费与社会统筹相结合的现代保险制度，意味着城镇养老保险双轨制的瓦解。理论上，养老金并轨后员工流动均获得独立于供职机构的养老权益和养老资产，有潜质的优秀人才不会再因岗位编制与养老保险之间捆绑的福利待遇问题而对职业流动心存顾虑，构建更加健康的人事管理制度的同时也有利于激发劳动力市场的活力。

事实上，为减少机关事业单位员工因养老金并轨遭受的福利损失，中国政府决定在养老金并轨的同时调整机关事业单位员工基本工资和建立补充养老保险性质的职业年金。养老金并轨当年机关事业单位员工平均工资涨幅为13.96%，而同期社会平均工资涨幅仅为10.06%①;另外，依托国家强制力实施的职业年金在养老金并轨后迅猛发展，2019年其覆盖率已达84%②。职业年金的建立不仅直接增加了机关事业单位员工的离职成本，其“生产率效应”与“非携带性”等特征也从间接层面阻碍了员工的自由流动[2]。高于社会平均水平福利待遇提升预示着养老金并轨不但没有促进劳动力自由流动，反而将机关事业单位员工继续锁定在原岗位。

那么，养老金并轨能否改善中国劳动力的流动性？本文借鉴王翠琴等（2017）的养老金精算模型测算养老金并轨改革前后机关事业单位员工的养老金损益变化[3]，据此提出养老金并轨抑制员工离职的研究假说。选取2010-2018年中国家庭跟踪调查数据（China Family Panel Studies，简称CFPS）加以实证检验，并从工资水平、薪酬结构与年金覆盖率等方面对养老金并轨可能的作用机制进行了分析，之后进一步检验了不同政策人群产生的差异性反应。所得结论不仅为完善公共部门人事管理制度提供了经验支持，也为其他相关的养老保障制度改革提供了借鉴。

二、文献回归与理论分析

（一）文献回顾

理论上，参加养老保险会阻碍劳动力流动。一方面，养老保险的获取一般有年限限制，且到退休才会发放，所以员工离开企业会面临不必要的成本损失[4—6]。Allen和Clark（1987）认为有养老保险的企业有着更有效的退休决策和更低的员工流动率[7]。Ippolito（1991）通过分析109家公司的6416名员工，发现员工于职业生涯中期离职损失的养老金相当于一年的工资，且相比于工资，养老保险对员工流动倾向的影响更大，参加养老保险会显著降低20%离职率[8]。另一方面，也有学者认为养老保险覆盖的员工流动率低是因为补偿溢价的原因，不可观测因素导致追求“稳定”的员工更容易参加养老保障水平高的工作[9，10]。Rabe（2007）利用样本选择模型估计德国养老保险与劳动力流动的关系时，发现部分未享有养老保险的员工流动性较差，认为养老保险阻碍劳动力流动是补偿溢价与自选择效应共同作用的结果[11]。Andrietti（2000）则认为养老保险的可携带性对工作流动概率影响不大，起到作用的主要是补偿溢价因素[12]。除了不可携带性与补偿溢价因素，其他员工特征也受到学术界广泛关注，Cocco和Lopes（2011）认为收入、储蓄、房屋所有权等因素也会影响员工的养老保险选择进而影响其流动性[13]。当然，也有学者对养老保险阻碍劳动力流动持反对意见，Hernaes等（2011）基于挪威劳动力市场的研究发现高携带成本的养老保险并未显著影响员工流动性[14]。

国内对养老保险与劳动力关系的研究最先开始于劳动力供给领域，发现养老保险显著降低了劳动的参与[15—19]。此后，部分学者以农村养老保险为突破口，展开了一系列研究，但对于基本养老保险制度是促进还是抑制劳动力转移，既有研究的结论并不一致。谭华清等（2016）认为参加新农保的农村家庭劳动力比没参加的更容易外出就业，新农保促进了未满60周岁的劳动力与已满60周岁劳动力家庭中青年劳动力的外出就业[20]。卢洪友等（2019）基于CFPS数据研究发现，城乡居民基本养老保险降低了参加家庭中劳动力离开户籍地外出工作的概率，但由于城乡居民基本养老保险本身并不与工作和工资挂钩，参加劳动力工作流动概率反而提高了[21]。

国内对于城镇内部因养老保障制度的“同工不同酬”与体制性障碍导致的流动受阻研究尚少，更多是间接讨论养老保险的影响。钟宁桦基于非上市公司数据发现，治理结构更好的企业员工养老保险覆盖率更高，同时员工任职期也更长，间接证明了养老保险阻碍劳动力流动[22]。李亚青等（2012）利用倾向得分匹配研究发现，企业为员工缴纳投保养老保险可以有效提高员工签约率与合同满意度，进而抑制员工流动意愿[23]。以上研究虽然涉及了不同部门间劳动力流动差异，但对于社会保障制度在其中发挥的作用仍然较少关注。本文对这一议题进行实证检验，补充了中国养老保险制度对劳动力流动影响的研究。

（二）理论分析

养老金并轨政策的实施会影響机关事业单位员工退休后养老金收益进而带来劳动力流动的变化。本文参考王翠琴等（2017）的研究[3]，基于养老金并轨，以10年过渡期后的“中人”为研究对象，构建养老金精算模型，比较政策实施前与政策实施后机关事业单位员工养老金月收益变化。

假设一代表性的机关事业单位员工参加工作的年份为a，退休的年份为r，其间开始实行养老金并轨改革的年份为b，满足a≤b≤r。设f表示实际月缴费工资指数，工资0表示当地上年度在岗职工月平均工资，g表示当地在岗职工平均工资年增长率。

1.改革前养老金精算模型。养老金并轨政策实施前，机关事业单位员工退休后的养老金按照国人部发〔2006〕60号文件计发，计发标准为本人退休前职务工资和级别工资之和的一定比例，一般称为替代率，设为γ。老办法下，机关事业单位员工退休后的养老金月标准E为：

2.改革后养老金精算模型。在政策实施后，机关事业单位员工退休后的养老金按照国发〔2015〕2号文件计发，计发标准为基础养老金、个人账户养老金、过渡性养老金和职业年金之和。首先，新办法下，机关事业单位员工领取的基础养老金月标准为：

其中，n为实际缴费年限，s为视同缴费年限，n=r-b，s=r-a，η为基本养老保险视同缴费指数。

其次，设α为个人缴费率，个人账户养老金的记账利率为q，m为计发月数，则按照新办法，机关事业单位员工退休所得个人账户养老金B2为：

再次，设ε为过渡性养老金的过渡系数。于是，按照新办法，过渡性养老金的月标准B3为：

最后，职业年金的计发标准则与个人账户养老金类似，设β为职业年金缴费率，职业年金投资收益率为p，则职业年金B4为：

综上，在养老金并轨政策实施后，机关事业单位员工养老金月收益为B=∑4k=1Bk。

3.数值模拟。以男性员工为例，设定其从25岁开始工作，60岁退休，养老金并轨发生在2015年，并通过经济合作与发展组织（Organization for Economic Co-operation and Development，简称OECD）2014年预测的中国GDP数值来估计工资增长率，其他参数则分别依据养老金并轨的有关文件进行设定（见表1）。

通过相对于养老金并轨时社会平均工资的倍数来度量改革前后机关事业单位员工的养老金月收益，经计算，其随年龄变化的情况如图1所示。从图1中可以看出，25—50岁员工的养老金收益在养老金并轨后均高于养老金并轨前。结合中国机关事业单位劳动力人口年龄结构，25-50岁员工仍然为机关事业单位劳动力的绝对主体。因此总体而言，养老金并轨提升了机关事业单位员工享有的员工福利，员工离职损失进一步增加。据此提出如下假说：

假说1 养老金并轨降低了机关事业单位员工流动倾向。

此外，养老金并轨过程中“中人”被分割为过渡期内“中人”与过渡期外“中人”。一方面，过渡期内“中人”受“保底限高”政策的影响，其实际领取的养老金应该高于养老金并轨前但低于过渡期外“中人”与“新人”的养老金，则过渡期内“中人”的劳动力流动性受政策效果影响应弱于过渡期外“中人”。另一方面，养老金并轨政策提升了机关事业单位员工的基本工资，对机关事业单位员工工资高于当地平均工资地区的员工而言，工资的提升使其享有更高的超额收益，进一步阻碍劳动力流动;但对机关事业单位员工工资低于当地平均工资地区的员工而言，工资的提升仅用于弥补与当地平均工资之间的差异，虽然也能起到阻碍劳动力流动的作用，但其作用效果不如前者显著。据此提出如下假说：

假说2 养老金并轨对过渡期外“中人”与机关事业单位工资高于当地平均工资地区的员工流动抑制作用更强。

三、研究设计

（一）数据来源与估计模型

基于2010—2018年中国家庭跟踪调查数据（CFPS）进行实证检验。CFPS数据库在每一年年末询问受访员工调查期内是否换过工作，如2014年问卷中调查的员工会被询问在2013年初—2014年末是否换过工作，而员工2013年初参保类型则需要参考2012年数据库。本文依据CFPS数据库此特点整合出2013年初—2014年末、2015年初—2016年末和2017年初—2018年末三期劳动力流动数据④。依据期初数据库确定员工养老保险参加类型与其他个人特征变量，依据期末数据库确定员工在调查期内是否发生流动。对于期初参加机关事业单位养老保险的劳动力，其养老保险受养老金并轨政策影响，而对于期初参加城镇职工基本养老保险的劳动力，其养老保险则不会受养老金并轨政策的影响。本文将参加机关事业单位养老保险的劳动力作为实验组，将参加城镇职工基本养老保险的劳动力作为控制组，利用双重差分模型（difference-in-difference，DID）实证检验养老金并轨对劳动力流动性的影响。估计养老金并轨与劳动力流动之间关系的计量模型选择Probit模型，加入地区、时间和行业固定效应后，建立估计模型：

其中，下标i和t代表受访劳动力个体和年限。结果变量Turnoutit代表个体是否调换工作。本文设定的劳动力流动并不限定在机关事业单位和企业之间的流动，而是泛指各部门内部和其间的流动，因此在设定变量时，被解释变量以员工在受访期间是否离开原工作为准，换工作即为流动，则Turnoutit=1，否则Turnoutit=0;Pensionit为控制组与实验组虚拟变量，其中参加机关事业单位养老保险的劳动力Pensionit=1，参加城镇职工基本养老保险的劳动力Pensionit=0，α1为对应的回归系数;Reformt则为控制期与实验期控制变量，由于养老金并轨2015年初在全国开展，因此2013年初—2014年末为控制期，即Reformt=0，2015年初—2016年末和2017年初—2018年末为实验期，即Reformt=1。Reformt×Pensionit是实验组虚拟变量与实验期虚拟变量的交互项，交互系数α2为本文关注的核心系数，代表养老金并轨导致机关事业单位的劳动力在流动选择上与企业职工的差异，据此考察养老金并轨的政策效果。Xit为控制变量组，选取了如下变量作为控制变量：①个人特征变量，包括性别（gender）、婚姻状况（marriage）、年龄（age）、受教育年限（education）等。②工作和家庭特征变量，包括工资（wage）、工作时间（hour）、住房性质（housetype）和家庭中未成年子女与老人数量占比（burden）。θit为对应控制变量的估计系数，γt、λi和ωi分别表示时间固定效应、地区固定效应和行业固定效应，εit表示随机扰动项，α0为常数项。实证检验所需各变量具体设定详见表2。

（二）描述性统计

本文对原始数据进行了一系列处理：①仅保留参加机关事业单位养老保险与城镇职工基本养老保险的个体，删除了参加其他养老保险与未参加养老保险的个体;②设定的劳动力年龄区间为18—60岁，并进一步删除了尚未进入劳动力市场的学生与没有工作的个体;③在CFPS中员工是否换工作是一类追踪问题，没有被追踪的样本（如2018年新加入问卷的样本）以及被追踪但没有回答的样本均被删除。删除其他关键变量为空缺值的样本后，共得到有效观测样本8403个。根据是否换工作对样本进行了分组描述性统计，其中包括全体样本、换工作子样本与未换工作子样本的均值和标准差，同时计算了两个子样本各变量的均值差异。各变量统计性描述详见表3。

四、实证检验

（一）基本检验

首先对模型（6）进行回归分析，以检验理论假说。表4给出了基于全样本的回归结果，列（1）是未加入控制变量和固定效应的简单检验，交乘项的估计系数在1%检验水平下显著为负，表明相对于参加城镇职工基本养老保险的员工，参加机关事业单位养老保险的员工在养老金并轨后流动性显著下降。列（2）加入了主要的控制变量，此时交乘项的估计系数仍在5%检验水平下显著为负。为了剔除养老金并轨在不同地区与行业的差异，在列（3）回归中控制了地区和行业固定效应虚拟变量，交乘项的估计系数在1%检验水平下显著为负，验证了前文提出的假说1，即养老金并轨抑制了劳动力流动。

（二）稳健性检验

1.共同趋势假设。双重差分模型的基本要求是满足共同趋势假设，为了验证该假设，采用事件分析法，将DID模型中交互项的时间变量替换为年份虚拟变量，检验结果如图2所示。结果显示，政策实施前一期交互项的估计区间经过纵轴的零刻度线，可认为实验组和控制组员工的流动性不存在显著差异，即满足共同趋势假设。

2.更换被解释变量。为克服被解释变量的设定方式对基本检验估计结果的影响，选取员工换工作次数作为被解释变量重新进行检验。未列示结果显示，交乘项的估计系数在5%检验水平下显著为负，说明养老金并轨减少了机关事业单位员工的换工作次数，抑制了劳动力流动。

3.克服机关事业单位养老保险参加的内生性。虽然符合平行趋势检验，但参加类型与是否流动之间依然可能存在着两个其他的内生性关系。首先，流动倾向更强的员工更容易选择保障水平较低的工作，以此减少因养老保险补偿带来的工资损失，这也会对结果产生影响，说明那些加入机关事业单位的员工流动倾向更低，并不是因为养老金并轨带来的养老保障水平提高阻碍了他们的流动，而仅仅因为他们本身流动倾向较弱，因此上述结果就和养老金并轨没有关系。通过PSM-DID来检验流动倾向与参保类型互为因果导致的内生性。未列示结果显示，交乘项的估计结果与基准回归结果没有明显的变化，说明流动倾向与参保类型互为因果导致的内生性问题对本文的基本结论影响不大。

其次，可能某些遗漏变量同时影响工作选择和员工流动，使得本文的结论和养老金并轨之间并无多大关联。

例如，员工的工作单位选择与其自身风险偏好程度相关，风险偏好较低的员工倾向在机关事业单位工作，流动性较小，而风险偏好较高的员工倾向在私人企业工作，流动性较大，那么机关事业单位员工流动性降低，可能并非养老金并轨政策带来的结果，而是由员工风险偏好程度整体偏低导致的。鉴于国有企业员工在工作选择上与机关事业单位员工有着相同的风险偏好[24]，本文将控制组更换为国企员工，未列示结果显示，交乘项的估计系数在10%检验水平下显著为负。

五、进一步分析

（一）机制分析

基于上述实证结果，已经得出养老金并轨抑制劳动力流动性的结论，并预期产生这一结果存在两条作用路径：①养老金并轨会提升机关事业单位员工的基本工资，改善薪酬结构，进而导致劳动力流动成本增加;②养老金并轨提升了机关事业单位职业年金的覆盖率，职业年金提高机关事业单位员工养老保障水平的同时，也抑制了劳动力的自由流动。

1.收入提升机制。对机关事业单位员工工资在养老金并轨政策实施前后的变化做了检验。回归结果如表5中列（1）所示，交乘项的估计系数在1%检验水平下显著为正，大小为0.110，说明养老金并轨政策实施后，机关事业单位劳动力的工资水平显著增加11%。鉴于分位数回归可以有效估计自变量对因变量任一分位点的影响，并且估计量不容易受到样本中奇异值的影响，因此在考察工资与收入结构时被广泛应用[25]。本文进一步利用分位数回歸考察养老金并轨对各工资水平的员工工资的影响，从图3可以看出，养老金并轨对各个分位点的工资的回归系数均在0以上，且曲线出现先下降后平稳的趋势，说明养老金并轨显著提升了各工资水平员工的工资，且其边际效应在低工资收入的员工处更大。养老金并轨缩小薪酬差距的同时，改善了机关事业单位内部的薪酬结构，而薪酬差距的缩小也可以进一步抑制员工的流动[26]，验证了作用路径①。

2.年金覆盖机制。以是否参加年金（企业年金或职业年金）为被解释变量，检验实验组与控制组员工在养老金并轨政策实施后年金覆盖率是否产生显著差异。检验结果如表5中列（2）所示，交乘项的估计系数在1%检验水平下显著为正，大小为0.079，说明养老金并轨政策实施后，参加机关事业单位养老保险的员工年金覆盖率上显著增加7.9%，而已有研究表明，年金在提高养老保障水平的同时，也会对劳动力流动产生抑制作用[10]，这也验证了作用路径②。

综上，养老金并轨通过提高机关事业单位养老保险参加员工的工资水平与年金覆盖率等手段进一步提升了劳动力的流动成本，抑制了劳动力流动。

（二）异质性检验

养老金并轨对过渡期内与过渡期外员工流动倾向能否造成差异性影响，检验结果如表6中列（1）和列（2）所示。其中，列（1）为过渡期内子样本，交乘项的估计系数不显著;列（2）为过渡期外子样本，交乘项的估计系数在5%检验水平下显著为负，边际效应为-0.068，说明养老金并轨仅对过渡期外员工的流动产生了阻碍作用，对过渡期内员工流动的影响则不显著。

此外，本文按照调整后机关事业单位员工工资与当地平均工资标准为依据进行分组回归，回归结果如表6中列（3）和列（4）所示，其中列（3）为机关事业单位员工工资高于当地平均工资的地区子样本，交乘项的估计系数在5%检验水平下显著为负，而列（4）为机关事业单位员工工资低于当地平均工资的地区子样本，交乘项的估计系数则不显著。无论是统计上的显著性还是经济意义上的显著性，养老金并轨抑制劳动力流动的政策效果在机关事业单位工资高于地区平均工资的地区均更大，这也验证了前文提出的假说2。

（三）动态效应检验

养老金并轨推行过程中，职业年金的收益与参保时间呈正比，随着职业年金收益的增多，职业年金对机关事业单位员工的锁定效应增强。因此，养老金并轨对劳动力的锁定效应可能随政策的落实进一步加剧。检验结果如表7所示，列（1）是以2013年初—2014年末作为控制期，2015年初—2016年末作为实验期的回归结果，交乘项的估计系数在5%检验水平下显著为负，边际效应为-0.055;列（2）则是以2013年初—2014年末作为控制期，2017年初—2018年末作为实验期的回归结果，交乘项的估计系数在1%检验水平下显著为负，边际效应为-0.071，列（2）的边际效应的绝对值显著大于列（1），说明养老金并轨对员工流动的抑制作用存在动态效应，随着养老金并轨政策的长期实施，劳动力流动性将进一步被抑制。

六、结论与政策启示

本文基于国内外以往研究，系统分析了养老金并轨可能对劳动力流动产生的政策效果以及其作用路径，并采用CFPS数据进行实证分析。主要发现包括：（1）养老金并轨政策实施后，机关事业单位劳动力流动性进一步被抑制，显著下降6.5%，且随着政策的推行，抑制作用更加显著。运用PSM-DID克服劳动力流动与工作选择之间的内生性后，这一结论依然稳健。（2）薪酬调整与年金覆盖率增加是导致机关事业单位劳动力流动性下降的重要原因。经检验，机关事业单位员工工资在并轨后显著增加11%，年金覆盖率增加7.9%。（3）养老金并轨对劳动力流动的抑制作用在不同员工之间存在一定差异，从个体层面，相比于过渡期内的“中人”，过渡期外的“中人”流动倾向被抑制得更为显著;从地区层面，养老金并轨对机关事业单位工资高于当地平均工资地区的劳动力抑制作用更强。

本文依托实证结果提出以下政策建议：首先，通过降低基本养老保险费率、税收优惠等措施积极推广职业年金，依托职业年金等补充养老保险以提高职工基本养老保险待遇水平，降低其与机关事业单位之间的待遇差距。其次，改革机关事业单位内部人事管理制度，避免泛福利化的工资提升，提高绩效工资在总工资中的比重，设置合理的工资极差，形成长效的工资提升机制。最后，进一步加大养老保险统筹力度，通过中央调剂金制度、养老保险省级统筹改革等举措化解养老保险的地区与人群差异，建立“大一统”的养老保险制度。

注释：

① 资料来源：2016年《中国统计年鉴（电子版）》，http：//www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2016/indexch.htm。

② 资料来源：《2019年度人力资源和社会保障事业发展统计公报》，http：//www.mohrss.gov.cn/xxgk2020/fdzdgknr/ghtj/tj/ndtj/202009/t20200911_385449.html;中国证券投资基金业协会发布的《职业年金数据概要》，https：//www.amac.org.cn/researchstatistics/datastatistics/pensiondata/occupationalannuity/201912 /t20191227_3963.html。

③ 资料来源：OECD GDP long-term forecast （Edition 2014），https：//data.oecd.org/gdp/gross-domestic-product-gdp.htm。

④ 由于2010年CFPS未对养老保险参保类型做明确分类，不能准确得知哪些个体参保了机关事业单位养老保险。通过2012年CFPS追踪数据匹配得到2010年参保类型，获得数据样本1739个。为谨慎起见，仅将其用于平行趋势检验。

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（责任编辑：厉 亚）

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