社会保险能否降低员工的流失率？我国综合社会调查的双差模型估计_养老保险论文

社会保险能降低员工辞职率吗?——中国综合社会调查的双重差分模型估计，本文主要内容关键词为：社会调查论文,社会保险论文,中国论文,模型论文,员工论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

       中图分类号：F840.61

       文献标志码：A

       文章编号：1002—5766(2015)01—0168—12

       一、引言

       我国《社会保险法》要求企业为所有员工缴纳社会保险费。由于需要缴纳的“五险”费率合计达31.5％，很多企业设法逃避缴费，例如，不给外来农民工参保、大量使用劳务派遣“临时工”、瞒报或拖欠保费(孙祁祥，2001)，还有较高比例的员工没有获得社会保险。2012年末，我国城镇企业职工基本养老保险、医疗保险和失业保险的覆盖率分别约为62％、80％、46％①，并且各地差异较大。近些年，由社会保险权益纠纷引发的员工群体性事件正在增多，如常德沃尔玛、深圳富士康、东莞裕元等。这些事件造成了员工集体性辞职，甚至引发了劳资冲突，导致社会不稳定。员工流失也使企业陷入缺员与招工的恶性循环。留住员工、稳定员工团队已成为许多企业人力资源管理乃至企业管理的首要任务。

       过去，学者们在研究员工辞职行为时，主要探讨了组织承诺、工作满意度、自主权等的影响，而不太关注社会保险的作用。同时，从微观、宏观层面研究社会保险功能的文献相对较多，而从企业层面研究社会保险作用的实证文献却相对少见。这使得目前还缺乏我国社会保险影响员工辞职行为的经验证据。国外学者的研究文献比较丰富。但由于工业国家的社会保险制度与我国社会保险存在较大差异，国外经验证据未必完全适用于我国。本文使用中国综合社会调查(CGSS)数据，研究社会保险对员工辞职行为的影响。主要创新包括：一是在计量模型中同时考察了养老、医疗和失业保险的影响，克服了以往模型只研究单一保险而存在的“遗漏变量”问题；二是使用核匹配的双重差分模型(DID)估计三种保险对员工辞职率的净影响，控制了我国劳动力市场转型与发育影响员工辞职的“特异误差”。这些改进克服了之前研究存在的内生性等偏误，使得估计结果更干净。

       二、文献回顾

       搜寻合适的工作环境及工作条件是员工流动的主要动机，有助于提高员工的效用水平(鲍哈斯，2010)。员工会在不同雇主间变动工作，包括主动辞职和非自愿解雇(Denvir & Mcmahon，1992)。经验证据表明，与留职员工或被解雇的员工相比。主动辞职员工在工作变动之后获得了更高的薪酬和生产率(鲍哈斯，2010；伊兰伯格、史密斯，2011)。在员工离职行为中，主动辞职是组织难以控制的，对企业绩效的影响更大(邓桂枝，2001)。它使企业增加了解聘、招聘、选拔、雇佣、生产损失等成本(Hinkin & Tracey，2000)。Sagie等(2002)研究表明，员工辞职成本占到了企业税前收入的17％。员工辞职还可能导致企业的技术和经验流失，产品、服务质量、竞争力、顾客忠诚度下降，削弱管理效果和员工团队凝聚力(Denvir & McMahon，1992)。此外，员工辞职还会降低雇佣双方投资于特殊培训的动力，从而降低员工的潜在生产率(伊兰伯格、史密斯，2011)。因此，企业人力资源管理往往重点关注员工的辞职行为，希望能降低员工辞职率，保持员工团队稳定(李向民、程春梅，2007)。

       社会保险是一种收入维持的社会化风险分散机制，能帮助员工减少养老、疾病、失业、工伤等人力资本风险。社会保险与其他员工福利构成了降低员工流动的“工作锁”(Stroupe等，2001；Berger等，2004)。当企业为员工提供较为全面的保险福利时，员工辞职率也较低(Powell & Meyer，2004)。在俄罗斯、乌克兰等转轨国家，传统经济部门的冗余劳动力不愿转移到新兴经济部门，因为后者绝大部分都不提供社会保险(Góra & Rohozynsky，2008)。在我国经济体制改革初期，社会保险主要覆盖国营企业，而新兴的私营企业没有参保(孙祁祥，2001)。这使得国有经济部门的冗余劳动力宁可待业，也不愿到非国有经济部门就业(世界银行，1998)。

       各国的社会保险制度一般包括养老保险、医疗保险和失业保险等主要险种。就养老保险对员工流动的影响而言，Gustman & Steinmeier(1993)发现，总体而言，没有养老金的员工辞职率是对照组的3倍；Andrietti(2004)也发现，拥有养老金的员工更加不愿意变动工作；Munnell等(2006)进一步探讨了不同类型养老金计划对员工流动的影响，其实证结果表明，与没有养老金的员工相比，员工参加规定给付型养老金计划(DB)的任职期要长4年，参加规定供款型计划(DC)的任职期要长2.7年，而同时参加DB和DC两种计划的任职期则要长5.8年。

       就医疗保险的影响而言，Madrian(1994)发现，雇主提供医疗保险使员工辞职率降低了25％；Gruber & Madrian(2002)重点研究了那些妻子处于孕期的员工，发现员工没有健康保险的辞职率会上升，而员工拥有健康保险的辞职率反而会降低；Bansak & Raphael(2008)发现，作为家庭健康保险的替代品，儿童健康保险项目(SCHIP)使男性员工的辞职率降低了5％～6％，在配偶没有医疗保险的家庭中，上述效果更为明显；Ellis & Ma(2011)发现，在那些企业较少提供医疗保险的行业里，员工辞职率明显较高。

       失业保险一般都由各国政府提供。很多研究文献指出，失业保险为员工在失业期提供了失业津贴，因而能促进员工流动(John Hasslera & Mora，2008；Boeri & Macis，2010)。Rebollo-Sanz(2012)进一步发现，失业保险对不同形式员工流动的影响是不一样的：增加了解雇率，但对员工辞职率的影响却比较稳定。他认为，失业保险促进员工流动主要是通过增加解雇率实现的，而不是增加辞职率。

       员工的辞职行为还与员工特质以及其他企业因素有关。第一，部分员工存在“习惯性”辞职行为。Anderson & Meyer(1994)研究发现，在为期3年内发生的所有辞职记录中，有近半数都源于那些频繁辞职(在此期间辞职次数超过3次)的员工。第二，工资水平较低的员工辞职率更高(Galizzi & Lang，1998)，女性员工和受教育程度低的员工具有更高的辞职率(伊兰伯格、史密斯，2011)，随着工作资历和年龄的增加辞职率会降低，年轻员工频繁转换工作的“试水”阶段到他们30多岁时会结束(鲍哈斯，2010)。第三，随着企业规模扩大，员工辞职率会趋于下降。这可能是因为大企业支付的工资更高，有着更加完备的内部劳动力市场，为员工提供了更多的工作调动和晋升机会(赵增耀，2002)。员工辞职行为还与劳动力市场周期、企业地理位置等因素有关。辞职率与失业率之间存在着负相关关系，而工作地点在大都市的员工辞职率更高(伊兰伯格、史密斯，2011)。

       国内学者直接研究社会保险影响员工辞职的文献还很少，更多的是间接讨论社会保险的影响。张建琦、黄文锋(2003)对企业内部10个制度因素的问卷调查结果表明，与国有企业和外资企业相比，民营企业在社会保险上的较大差距，是其综合吸引力低、员工流动率高的主要原因之一；叶仁荪等(2005)的研究结果表明，制度约束(保险福利、户口档案等)对组织承诺的解释力最强，而组织承诺与国有企业员工离职之间是显著负相关的；钟宁桦(2012)基于非上市公司问卷调查数据的实证结果表明，好的企业治理结构导致了高福利，即养老保险、医疗保险、失业保险和工伤保险的覆盖率更高。与此同时，在治理结构好的企业中，员工有着更长的在厂平均年限(任职期)。这些学者从组织承诺、企业治理结构、工作满意度等角度提供的间接经验证据表明，企业的社会保险覆盖面与员工流动率之间存在着较强的内在关联。

       就本文所检索的文献来看，目前，只有王倩(2007)利用国家统计局1999年调查数据的估计结果表明，参加养老保险的员工具有更长的任职期，参保员工的任职期在我国养老保险制度改革之后明显下降。然而，该研究存在着两个不足：一是没有考虑我国劳动力市场转型与发育的影响。1986年，我国实行劳动合同制改革之后，城镇固定工的“铁饭碗”被逐步打破，劳动力市场的流动性不断提高。估计社会保险对员工辞职的影响必须控制劳动力市场流动性总体上升的影响，否则，就会产生“特异误差”(伍德里奇，2010)。二是该计量模型只分析了养老保险，而没有考虑医疗保险和失业保险等其他险种的影响。这使得对养老保险的估计结果实际上包含了医疗保险、失业保险的噪音，意味着该实证研究存在“遗漏变量”误差。

       三、模型与估计方法

       1.Probit模型

       人力资本理论指出，员工自愿流动(辞职)是一种追求个人效用最大化的人力资本投资行为(伊兰伯格、史密斯，2011)。本文假设员工基于效用最大化原则进行两种选择：辞职或留职。假设员工选择辞职的效用为

，选择留职的效用为

，上标1/0表示是否辞职，下标表示第i个个体。该效用是随机变量，并且由工作单位所具有的属性和决策个人所具有的属性解释。于是有：

      

       由于式(4)中观测到的员工辞职结果为二值虚拟变量，可用常见的二元选择Probit或Logit模型进行估计。由于一般倾向于误差项ε正态分布假定，Probit模型比Logit模型更常用(伍德里奇，2010)。因此，本文也选用Probit模型检验社会保险对员工辞职行为是否具有显著的影响，并静态比较有保险的员工与无保险的员工在辞职行为上的差异。设计如下：

      

       式(5)中，i代表员工，被解释变量为员工辞职，解释变量为本文研究的社会保险。根据前期文献可知，影响员工辞职的两类主要控制变量：员工因素和企业因素。各个变量设置如下：

       本文使用的是中国综合社会调查(CGSS)数据。其中，询问了被调查对象从每个企业的离开方式，包括没离开、组织调动、辞职、自动离职、企业劝离、企业开除、离退休、其他等选项(问卷中变量名为C15w)。当员工离开的方式为辞职或自动离职时，设为辞职(quit=1)，否则，为非主动离职(quit=0)。将员工辞职作为被解释变量。

       目前，我国社会保险主要包括养老保险、医疗保险、失业保险三种。这些保险的缴费率、计发公式等参数都由国家法定，企业不能改变。企业能决定的是为员工购买保险、购买哪一种保险与购买多少种保险。本文利用CGSS数据构造了企业是否提供养老保险、医疗保险、失业保险等三个虚拟变量。这三个变量反映了企业是否购买以及具体购买了哪一种保险。本文还对这三个变量求和，得到企业为员工购买的保险总数。保险总数越多，反映企业社会保险的保障水平越高。本文将分别使用这三个虚拟变量和保险总数作为解释变量。

       本文选择的员工因素包括：年龄、性别(男性=1，女性=0)、受教育年数、已变动工作次数(员工在每一个企业之前已变动了多少次工作)、是否有孩子(有小孩=1，没有小孩=0)。企业因素包括：给员工的职业收入是否高于本省中位数水平(是=1，否=0)、提供给员工的是否正规工作(是=1，否=0)。考虑到数据样本处于1986—2008年间，我国国有企业和集体企业进行了减员增效等经营机制改革，大量的冗余劳动力被释放出来，因此，本文选择了企业员工数作为控制变量。另外，我国企业的所有制、级别不同，薪酬福利、职业发展等方面都存在很大差异，对员工的吸引力也会有很大差异。为此，本文选择企业级别(属于市级以上=1，否=0)、所有制性质(私营企业=1，非私营企业=0)来作为控制变量。

       2.双重差分模型(DID)

       1986年，我国开始实施劳动合同制度后，劳动力市场不断发育，流动性不断提高。我国企业员工的辞职行为显然受到劳动力市场流动性总体上升的系统性影响。如果不控制劳动力市场的影响，会使得对社会保险的估计结果有偏。为了克服这些内生性问题，本文没有采用普通最小二乘法(OLS)，而选择了基于核匹配的双重差分模型估计没有社会保险的员工获得保险之后的辞职率变化。

       本文首先使用倾向得分匹配法对样本进行匹配。运用这一方法获得一组对照组C(该组员工变动了工作，且在变动前后的企业都没有社会保险)，并获得一组处理组T(该组员工也变动了工作，在变动前的企业没有社会保险，但在变动之后的企业有了保险)。将对照组C作为处理组T的匹配对象，从而得到一个反事实估计。由于各个样本之间强烈的异质性，本文通过给对照组样本的各个特征赋予不同权重，用多个样本加权后的特征模拟出一个处理组的匹配对象，来完成处理组与对照组的匹配。该方法被称为核匹配。

       基于核匹配所得两组样本，首先，计算出处理组员工在获得保险之前的那个企业的平均辞职率，再计算出其获得保险所在企业的辞职率，通过差分得到处理组员工从无保险到有保险的辞职率变化量。同时，计算出对照组C在变动前后的企业都没有社会保险的辞职率变化量，最后，计算出上述两个变化量的差值(DID双重差分估计量)，从而反映获得某种保险对员工辞职率的净效应。设定模型如下：

      

       式(6)中，i代表员工；

是员工辞职；T是虚拟变量，员工获得社会保险的那个时期记T=1，之前没有社会保险的那个时期记T=0；insured表示获得某种保险的虚拟变量，获得了该保险则insured=1，没有获得该保险则insured=0；T×insured是时期与获得某种保险的交互项。本文重点关注其估计系数

，即倍差估计量。它度量了当员工在新企业获得了某种保险对后续辞职率的影响。其计算方法为：

      

       式(7)中，

是

的倍差估计量；quit是两组员工的平均辞职率，下标1表示员工获得社会保险的那个时期，下标0表示之前没有社会保险的那个时期；T表示处理组，C为对照组。

       经过样本匹配和模型设计，至少从三个方面减少了内生性及估计误差：第一，通过核匹配，使对照组和处理组员工在其他控制变量上的特征匹配已无显著差异。图1给出了两组样本的匹配度检验结果。匹配前的点都远离标准偏误为0的垂线，反映各个样本之间存在强烈异质性，但匹配完成以后都明显地聚集在这条垂线附近，说明样本之间已无显著差异。第二，由于对照组和处理组员工都变动了工作，因而其辞职行为都包含了我国劳动力市场发育的影响。差分之后，可以基本消除劳动力市场发育对员工辞职的系统影响。第三，估计某个保险的影响时，把剩余的其他两种保险作为控制变量，消除了其他保险的干扰。最后，两组员工的区别主要是：处理组员工在变动工作之后的企业获得了保险，而对照组员工在变动工作之后的企业仍然没有获得保险。这样，双重差分的估计值就可以反映获得某种保险对员工辞职率的净影响。

      

       图1 对照组和处理组匹配前后的标准偏误(％)

       四、数据及描述性统计

       1.数据

       本文选用中国人民大学社会学系与香港科技大学社会调查中心合作主持的中国综合社会调查(CGSS)2008年数据。CGSS2008采用多阶段随机抽样方法，调查覆盖了全国28个省(市、区)，获得了6000人的大样本，具有较高质量和广泛代表性。选择该数据，是因为它是目前国内唯一一份记录了被调查样本完整的工作变动经历及在各个企业社会保险情况的数据(问卷中的表C15)。本文把表C15提取出来，样本的每一个工作单位都作为一条观测记录(最少有1条记录，最多有8条记录)，并加入一些个体属性变量(年龄、性别、受教育年数)，从而得到一个混合横截面数据(伍德里奇，2010)，作为本文研究的样本。

       由于数据中样本参加工作的最早时间为1941年，而我国在计划经济时期实行固定工制，劳动力调动或迁移均按计划分配，自主性流动较少。劳动力自由流动始于1986年的劳动合同制改革。为此，本文选取了在每个企业的离职时间晚于1986年的样本，确保样本的辞职行为属于自愿流动，从而符合员工为追求效用最大化而主动辞职的理论假设。因此，数据中的员工辞职行为处于1986—2008年。另外，由于我国社会保险制度主要覆盖城镇企业职工，本文剔除了465个工作地点在农村的样本，并剔除了16岁以下和60岁以上的样本，使全部样本属于16—60岁的劳动年龄人口，符合本文的研究需要。

       2.描述性统计结果

       (1)基本统计结果如表1所示。根据表1和对样本的其他统计结果，样本离职行为中属于辞职的占36％。已离职次数最少为0次，最多为7次，平均离职0.49次。其中，没有离职的占49.79％，1次的占31.76％，二者合计达81.55％，说明我国绝大部分职工的工作都比较稳定。变动过2次的占10.67％，变动过3次的占4.19％，而变动过4次的占2.07％，变动5、6、7次的均低于1％。样本拥有的社会保险数最少为0个(占39.55％)，有一个保险的占8％，有2个保险的占24.31％，有3个保险的占28.14％，平均拥有1.39个保险。

      

       (2)社会保险的覆盖面特征。如图2所示，韦恩图的a部分，有养老保险(P)、医疗保险(M)和失业保险(U)的人数分别占55％、56％和30％。有P&M的人数占49％，二者往往同时提供；有P&U的人数占28％；而有M&U的人数占28％。同时拥有三种保险的不足五分之一(18％)。分企业性质来看，b部分表明，私营企业的社会保险覆盖面相对要低。而c部分的国有企业社会保险覆盖率则相对更高，养老保险、医疗保险接近全覆盖。两种企业中，失业保险的覆盖率相对更低。这些数据说明，我国社会保险的覆盖面缺口仍然较大，不同企业的参保率参差不齐，险种数也不一。这种情况下，员工存在搜寻并流动到提供更多社会保险的企业的动机，从而选择辞职。

       五、实证结果分析

       1.Probit回归结果

       本文在第(1)个回归方程中放入养老保险，在第(2)个方程中放入医疗保险，在第(3)个方程中放入失业保险，在第(4)个回归方程中同时放入养老、医疗和失业三种保险。在第(5)个回归方程中放入保险总数。对Probit模型采用极大似然估计(MLE)，并采用考虑异方差的稳健标准误。回归结果如表2所示。

      

       图2 社会保险覆盖面的韦恩(Venn)图

      

       表2中，回归方程(1)～方程(3)考察了养老保险、医疗保险、失业保险等单个保险对员工辞职的影响。三种保险的Probit回归系数依次分别为-0.624、-0.641和-0.451，且回归系数均在1％水平显著。对于该回归结果，必须十分小心。正如前文指出的，如果只考察单个保险，其回归系数实际上包含了其他保险的影响，会高估单个保险对员工辞职率的影响。这也是王倩(2007)等研究的主要问题之一。为克服“遗漏变量”问题，在方程(4)中同时加入养老保险、医疗保险、失业保险。此时，三种保险的回归系数均大幅减少，变为-0.281、-0.373和-0.172，但仍都在1％水平显著。该结果才可以验证三种保险降低员工辞职率的回归结果是稳健的。方程(5)的解释变量为保险总数，其回归系数也在1％水平显著为负，进一步表明，企业提供的保险种类越多，员工辞职的可能性越低。

       模型中的解释变量养老保险、医疗保险和失业保险均是虚拟变量，其回归系数实际上反映了有保险的员工与无保险的员工之间在辞职率上的平均差异。由于本文使用的是非线性的Probit模型，必须对Probit系数进行标度变换才能获得与传统线性回归相对等的常值边际效应。本文可以采用大致经验法则对Probit系数进行标度变换，即将Probit系数除以2.5或乘以0.4(伍德里奇，2010)。三种保险的Probit回归系数按经验法则进行标度变换后为-0.1124、-0.1492和-0.0688。也就是说，相对于没有该种保险的员工而言，有养老保险的员工辞职率平均要低11.24％，有医疗保险的员工辞职率平均要低14.92％，而有失业保险的员工辞职率平均要低6.88％(表1中有养老、医疗和失业保险的样本分别占55％、56％和30％)。另外，从正确预测百分比来看，该结果正确地预报了员工辞职行为中的79.31％。

       从企业角度而言，一定程度的员工流动有助于企业引进有能力的员工，解聘不称职的员工，这对保证企业的产出效率有重要的作用。但员工主动辞职往往并不是企业所期望的，这会导致企业人力资本甚至客户资源流失等不利影响。表2的回归结果表明，企业提供社会保险显著降低了员工辞职率，能达到稳定员工团队的目的，可以作为一种重要的人力资源管理工具。

       三种保险中，医疗保险的回归系数相对更高，养老保险次之，而失业保险的作用相对更小。三种保险的影响次序与其风险分散特征及保障功能是一致的。医疗保险的影响最大，因为它主要保障员工的大病医药费用支出。近些年，由于医疗卫生领域过度市场化，医疗卫生体制深层弊端难以革除，医药住院费用畸高使得广大民众难以承受，引起“看病贵”、“因病致贫”、“有病不医”等社会问题。因而，员工非常看重医疗保险的保障作用。从风险的角度来看，与养老保险相比，医疗保险应对的是即期风险和大病风险，更受到员工重视。而与失业相比，员工患病的概率又更高。养老保险保障的是远期的养老风险，相对而言没有医疗保险那么紧迫②。失业保险的影响相对更小，是因为其建立的时间最晚，覆盖面最低，也是因为失业保险的缴费率更低③，失业风险发生的概率更小，其内在价值较小。失业保险对员工辞职的影响更多地与我国的《失业保险条例》有关。该条例规定，员工主动辞职不能领取失业保险金。这会导致员工尽量避免主动辞职。

       个人特征变量中，年龄的系数都显著为负，表明年长者的辞职率更低；性别的系数均显著为负，说明相比女性，男性的辞职率更低。受教育年数的系数显著为负，表明受教育年数越多，辞职率越低；已变动次数的系数显著为正，表明变动次数越多的员工，再次辞职的可能性更大，证明部分员工确实存在“习惯性”辞职行为；有孩子的系数显著为正，表明有孩子的员工更有动力或压力通过辞职来改变其现有状况，或寻求更高的工资，或寻求更完善的社会保险，来增强其抵御各种风险的能力。该结果与严善平(2006)的研究结果是一致的。他发现，为了获得更高的收入和更好的福利，已婚者更倾向于流动。

       企业特征变量中，员工收入高于省份中位数水平的系数显著为负，表明给员工收入水平越高，辞职率显著更低。正规工作的系数显著为负，表明从事正规工作的员工辞职率更低。企业员工数的影响系数显著为正，表明企业的员工人数越多，辞职率越高；企业级别的系数显著为负，表明企业级别越高，员工辞职率越低。这些结果符合我国国有企业基本情况及该阶段的改革背景。私营企业的系数显著为正，表明私营企业的员工辞职率更高。这些结果与前期文献基本一致。

       2.双重差分估计结果

       对处理组和对照组员工辞职行为的双重差分模型估计结果如表3所示。

      

       从表3可以看出，在都没有养老保险时，对照组的平均辞职率为79.6％，处理组的平均辞职率为77.3％，差分为-2.3％，二者之间没有显著差异，说明核匹配的配对效果较好。变动了工作之后，仍然没有养老保险的对照组的辞职率为57.5％，而有了养老保险的处理组的平均辞职率为28.6％，二者差分为-28.9％，此时二者差异变为在1％水平显著。最后，双重差分的结果为-17.3％(1％水平显著)。可见，获得养老保险使处理组相对于对照组的辞职率平均降低了17.3％。

       在都没有医疗保险时，对照组的平均辞职率为82.1％，处理组的平均辞职率为76％，差分为6.1％，二者之间没有显著差异，这说明，核匹配的配对效果较好。工作变动之后，仍然没有医疗保险的对照组的辞职率为52.9％，而有了医疗保险的处理组的平均辞职率为27.3％，差分为-25.7％，此时两组差异变得在1％水平显著。最后，双重差分的结果为-19.6％(1％水平显著)。这意味着获得医疗保险使处理组相对于对照组的辞职率平均降低了19.6％。

       在都没有失业保险时，对照组的平均辞职率为71.9％，处理组的平均辞职率为68.8％，二者差分为-3.1％，二者之间也没有显著差异，这说明，对失业保险的配对效果也非常好。工作变动之后，仍然没有失业保险的对照组的辞职率为35.1％，而获得失业保险的处理组的平均辞职率为17.3％，二者差分为-17.8％，此时两组差异变得在1％水平显著。最后，双重差分的结果为-14.7％(1％水平显著)。这意味着获得失业保险使得处理组相对于对照组的平均辞职率降低了14.7％。

       为更深入了解获得社会保险对不同企业、不同工作形式员工辞职率的影响，本文将样本按私营企业和国有企业、非正规工作和正规工作进行分组。DID估计结果如表4所示。

      

       表4的结果表明，获得三种保险对私营企业的员工辞职率都具有显著影响。具体而言，私营企业员工在获得养老保险之后，辞职率平均降低了32.8％(1％水平显著)；获得医疗保险之后，辞职率平均降低了37.3％(5％水平显著)，而获得失业保险之后，辞职率平均降低了25.7％(10％水平显著)。从估计系数还可以看出，相对于所有的处理组和对照组样本(如表3所示)，三种保险对私营企业员工的估计系数更大；而与国有企业相比，社会保险对私营企业的估计系数也更大。这些结果说明，社会保险对降低私营企业的员工辞职率更加有效。这很可能是由于国有企业与非国有企业之间在薪酬福利、工作条件、职业发展等方面都存在很大差距(陆正飞等，2012)，使得国有企业员工相对更加不愿意辞职。而由于私营企业员工缺少社会保险等基本保障，为其提供社会保险可以收到更好的效果。

       对从事非正规工作的员工而言，获得养老保险使辞职率降低了23.1％(10％水平显著)，获得医疗保险使辞职率降低了26.2％(5％水平显著)。由于配对之后没有样本，没有得到关于失业保险的估计结果。而对于正规工作的员工，获得各种保险虽然降低了辞职率，但结果均不显著。可见，相比正规工作的员工，社会保险对降低非正规工作的员工辞职率更有效。从表3、表4还可以看出，三种保险中，获得医疗保险对降低员工辞职率的作用最大，养老保险次之，而失业保险的作用相对更小。

       六、结论与讨论

       本文利用中国综合社会调查数据研究了社会保险对员工辞职行为的影响。样本中，有养老保险、医疗保险和失业保险的企业员工分别占55％、56％和30％。Probit模型回归结果表明，养老保险、医疗保险、失业保险都能显著降低员工辞职率，且企业为员工提供的保险种类越多，员工辞职的可能性越小。总体而言，相对于没有社会保险的员工，有养老保险的员工辞职率平均要低11.24％，有医疗保险的员工辞职率平均要低14.92％，而有失业保险的员工辞职率平均要低6.88％。本文还使用核匹配的双重差分模型研究了从没有保险到有保险的动态变化对员工辞职率的影响。结果表明，获得养老保险使员工的辞职率平均降低了17.3％，获得医疗保险使员工的辞职率平均降低了19.6％，而获得失业保险使员工的辞职率平均降低了14.7％。分组样本的DID估计结果则表明，社会保险对降低私营企业、从事非正规工作的员工辞职率更为有效。

       本文的实证结果可以得到如下启示：第一，社会保险的覆盖率越高、种类越多，员工辞职率越低。因此，企业不应将参加社会保险简单地当作增加人工成本的负担，而应为所有员工提供社会保险，并且提供尽可能多的险种。这有助于解决当前我国企业面临的“留人难”困扰。第二，企业尤其应重视为员工购买医疗保险，化解员工“看病贵”、“因病致贫”、“有病不医”等最大的人力资本风险。第二，社会保险对降低私营企业的员工辞职率更有效，而私营企业的员工辞职更高，因此，私营企业尤其应重视社会保险的作用，积极参加社会保险。本文的经验证据有助于提高企业参保积极性，扩大社会保险覆盖面，维持企业员工团队稳定，更好地保护员工权益，减少劳资冲突，维护社会稳定。

       本文研究的不足之处在于，只检验了企业社会保险的覆盖面差异对员工流动的影响。事实上，我国社会保险在不同省份的制度差异(缴费率、给付水平等)也可能会影响员工流动意愿、流动率以及流向。这有待更完善的微观调查数据进一步检验。

       注释：

       ①根据2012年《人力资源和社会保障事业发展统计公报》可计算出对应的覆盖率。

       ②员工退休时的养老金水平取决于参保年数，使得养老保险的内在价值对员工辞职的影响也随着时间逐渐增强。

       ③目前，我国养老保险的企业缴费率为20％，个人缴费率为8％；医疗保险的企业缴费率为6％，个人缴费率为2％；失业保险的企业缴费率为2％，个人为1％。

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