新农保对农村劳动力转移意愿影响的实证分析

□雷咸胜

[内容提要]为了研究新农保对农村劳动力转移意愿的影响，选取山东省即墨市D村作为调研村。通过问卷法和访谈法搜集资料，运用Logistic回归分析得出：家庭人均收入和对新农保的了解程度均与劳动力转移意愿成正相关，即家庭人均收入越高，转移意愿越强；农民对新农保制度越了解，转移的意愿越强。而参保档次、对新农保的满意度和认为新农保在养老中发挥的作用则与劳动力转移意愿成负相关，即农民参保的档次越高，转移的意愿越低；对新农保的满意度越高，转移的意愿越低；认为新农保在养老中发挥作用越大，转移的意愿越低。而性别、年龄和受教育程度等因素并没有表现出显著的影响。

一、引言

改革开放以来，农村劳动力转移一直是我国宏观经济研究和社会现象分析重点关注的对象，2019年政府工作报告中明确指出“今年城镇新增就业要在实现预期目标的基础上，力争达到近几年的实际规模，既保障城镇劳动力就业，也为农业富余劳动力转移就业留出空间。”农村劳动力转移是解决“三农问题”必须考虑的重要方面，而“三农问题”又是中央一号文件的“常客”，所以当前关于农村劳动力转移相关的研究较为丰富。长期的农村劳动力从农业转向非农产业，为我国的经济发展做出重要贡献(刘秀梅等,2005[1]；武国定等,2006[2]；贾伟,2012[3]；齐明珠,2014[4])。我国农村劳动力转移初期从农村流出的单一性，发展到当前流出和回流并存的多向性，也有学者称其为流动的“钟摆现象”(李明桥等,2009[5]；安虎森等,2014[6])。不同时期呈现不同的流动规律和特征，于是关于农村劳动力转移影响因素的研究也不尽相同。

国外学者对于农村劳动力转移研究的时间比较早，而且形成了很多劳动力迁移理论。如刘易斯的二元结构模型，他将国民经济部门分为工业部门和农业部门，分析劳动力从农业流向工业的原因。[7]后来，费景汉和拉尼斯在肯定农业部门的前提下对刘易斯的模型进行了修正[8]。托达罗的人口迁移模型也许是大家比较熟知的，他在研究劳动力迁移影响因素中使用了“预期收入”差距的概念[9]。这些理论研究对我国学者思考中国农村劳动力迁移问题提供了理论指导和模型借鉴。

国内学者研究农村劳动力迁移的资料相当丰富，由开始较多关注以收入差距为主的经济因素，到后期关注较多的非经济因素，在研究视角和研究方法上呈现繁荣的景象。首先，关于收入差距对农村劳动力迁移的影响，大部分学者认为收入差距是促进转移的重要原因，也有学者持不同的意见。如秦华等(2009)依据统计年鉴的数据分析得出，城乡居民的收入差距水平是农村劳动力向城市转移的根本原因。[10]黄国华(2010)利用全国29个省市1995 -2006年的面板数据，通过回归分析得出城乡收入差距与农村劳动力转移呈正相关[11]。陈会广等(2013)利用南京市的调查数据和多项分类模型发现，城乡收入差对农村劳动力转移意愿产生了显著的正向影响。[12]王秀芝(2014)基于人口普查和调研数据发现，从2000年到2010年地区收入差距对省际人口迁移有重要影响。然而，王春超(2005)利用调研的数据分析发现，城乡收入差异并不是影响农村劳动力转移的主要原因。[13]

其次，关于家庭或者个人因素对农村劳动力迁移的影响是学术界研究较多的一个方向，主要涉及到教育、性别、年龄、婚姻、土地等。王志刚(2003)运用湖南省实地调查得到的数据资料,一定程度上证实了教育对农民外出打工行动具有促进作用。[14]胡士华(2005)选取部分省份的数据发现，教育在我国农村劳动力流动过程中发挥显著的作用。[15]王广慧(2008)依据吉林省的微观数据，研究结果表明，农村劳动力受教育程度越高, 其流动倾向越高。[16]谢童伟(2011)通过建立省级面板数据,研究发现教育在我国人口迁移过程中确实发挥了显著的作用，平均受教育年限对人口的迁出与迁入均呈现正相关关系。[17]胡枫等(2008)利用2005 年农村流动劳动力调查数据，已婚的农村劳动力更倾向于跨省流动。[18]张世伟等(2009)运用生存分析的方法发现男性劳动力的流动性比女性劳动力的流动性强。[19]纪韶(2012)依据对京津冀都市圈农民工就业状态的调研数据，得出男性的迁移概率高于女性，文化程度越高，向外迁移的概率越大，年龄越大，迁移概率越小，已婚人士的迁移概率小于未婚人士。[20]张广胜(2009)从村级层面考察了农民外出务工的影响因素，发现人均耕地面积对村民外出务工有比较显著的正向影响。[21]戚晶晶(2013)研究得出家中没孩子或孩子数量较多的劳动力、土地被征用( 或无耕地) 的劳动力，更倾向于跨省流动。[22]刘伟江等(2015)对吉林、青海、贵州三省少数民族地区农村劳动力流动的影响因素进行实证分析，发现家庭中人口数量及老年人数量1%的水平下促进男性劳动力外出，女性劳动力则受到家庭中学龄前儿童数量的影响。[23]

另外，还有从产业转型、人际关系网、社会信任和就业空间等方面的研究。如申鹏(2014)的研究认为产业转型影响农村劳动力区域流动格局，进而影响农村劳动力流动的流向、结构、速度和规模，也必然改变着农村劳动力城镇落户意愿及其生活愿景。[24]巨文辉(2005)认为在转移倾向接近的地区，人际关系网络规模才会成为影响劳动力转移的主要因素。[25]高虹(2010)的研究得出社会信任对劳动力流动产生了负向影响。[26]王春超(2005)通过实证研究得出地区就业集聚所形成的社会、信息网络对农民外出就业的帮扶效应显著地影响着农民的就业行为。[27]李萍(2011)运用2001-2008年广东省的面板数据，发现迁入地经济发展创造的就业容量足够大时，劳动者为追求就业机会选择迁移就业；而迁入地的就业风险又会减少地区的吸引力，对劳动力流入有负作用。[28]赵利等(2014)以山东省为例，选取1980-2011年间相关时间序列数据建立多变量回归模型研究发现，城镇就业空间的大小是影响劳动力转移的最主要因素。[29]

根据现有的文献发现，研究农村劳动力转移意愿的影响因素中，专门分析社会保障影响劳动力转移的文献较少。有学者曾从整体社会保障角度进行研究，如张永丽等(2010)主要从工伤保险、医疗保险、养老保险、失业保险、生育保险等五个方面来分析目前农民工的社会保障现状以及社会保障对农村劳动力流动迁移的影响。[30]余运江等(2014)基于上海农民工问卷调查数据，得出社会保障因素对农民工回流意愿有重要影响。[31]也有学者分析单一社会保障制度对劳动力转移的影响，如秦雪征(2011)利用中国健康与营养调查数据，研究得到新型农村合作医疗制度的实施明显减弱了农村劳动力外出务工的倾向。[32]然而，这些研究都是站在宏观的视角上，而本文试图从微观角度出发，选取一个自然村为单元，研究新农保对该村劳动力转移意愿的影响，结合实地调研的数据，分析农民的参保情况、对新农保的了解和满意度等因素对农村劳动力转移意愿的影响。

二、数据来源和模型选取

(一)样本和数据

本次调研选取了山东省即墨市D村作为调研村，该村的村民作为调研对象。全国首批320个新农保实施试点县，山东的包括19个，即墨市也位列其中。首先，考虑到新农保实施的年份不是很长，对于农民意愿的影响需要一定的过程，选择该村在时间上有了较好的保障。其次，该村的农民以从事农业生产为主，这样就可以较好地研究新农保对传统农村农民的影响，减少其他因素的干扰。据访谈得知，D村目前的参保率为100%，没有集体经济，只有少量的企业捐赠。同时，即墨市人民政府于2010年印发了《即墨市新型城乡居民社会养老保险试点工作实施细则》，其中制定了与本地相结合的具体实施方法。在参保档次上其设立的八个档次，增加了700元和1500元两个档。

该村共有900多口人，本次调研中实际发放问卷150份，回收问卷150份，回收率为100%，其中有效问卷148份，问卷有效率为98.7%，下面就有效问卷的具体情况介绍如下。(1)性别方面，本次调研对象男性占43.2%，女性占56.8%，基本符合实际的人口学情况。(2)文化程度方面，小学及以下的占38.5%，初中或高中占39.2%，中专及职高占15.5%，大专及以上的占6.8%。大专及以上的比例较少，受访者主要集中于高中以下的文化水平。(3)年龄方面，16岁-30岁占16.9%，31岁-40岁占20.3%，41岁-50岁的占26.4%，51岁-59岁的占18.9%，60岁及以上占17.6%。受访者主要集中于31-59岁之间；对于满足参保条件的农民，每个年龄段都有覆盖，而且各年龄段的人口数相差不是很大。(4)家庭人均年收入方面，在4200元及以下占0.7%，在4200元-1万元的占23.9%，在1万元-2万元的占35.7%，在2万元-3万元的占26.2%，3万元-4万元的占9.5%，4万元以上的占4.1%。受访者的家庭人均年收入主要集中于1-3万之间。(5)就业状况而言，全职务农的占43.2%，非农就业的占11.5%，兼业的占39.2%，无业的占4.7%，其他的占1.4%。受访者中全职务农和兼业的占到了大部分。

(二)因变量和自变量

1.因变量

本研究将参保后农村劳动力转移的意愿作为因变量，农民的养老得到保障后，对收入较低的农业劳动会有适当的舍弃，有可能转向城镇寻找更高收入的工作，可能会引起劳动力的转移。[33]在问卷中将该变量转化成具体的问题；在答案设置上，根据李克特量表法将其设置为五个等级，分别为非常不愿意、不愿意、一般、愿意和非常愿意。为了分析的方便，用Y表示劳动力转移的意愿。

2.自变量

本次调研的自变量主要包括以下几个方面，个人的基本情况，如性别、年龄、教育程度和人均收入等；农民的参保情况，如参保的档次、参保的时间；总体上，农民对新农保的了解情况和满意情况；参保后，农民认为新农保在养老中发挥的作用。具体的变量编码和变量定义见表1。

(三)模型选取

依据前文对因变量和自变量的分析和操作，本文试图分析新农保对农村劳动力转移意愿的影响，首先通过描述性的分析，观察农村劳动力在参保后转移意愿的整体情况。然后，分析新农保制度对农民转移意愿的影响。依据上文的分析可知，影响的因素是多方面的，而且自变量属于有序的，适合运用有序Logistic回归分析的方法。我们可以通过以下的模型来分析影响的因素：

影响=F(性别，年龄，受教育程度，收入，新农保的参保，对新农保的认知，对新农保的满意情况，新农保的养老作用LL)

(1)

因变量代表着农民参保后的转移意愿，自变量就是上文中操作的几个方面，包括性别、年龄、收入情况、参保情况、了解情况及满意情况等。本文将运用SPSS软件作为分析的工具，运用有序Logistic回归对上述的模型进行分析。回归分析的一般步骤是：确定回归方程的解释变量和被解释变量；确定回归模型，建立回归方程；对回归的结果进行检验，如回归方程的显著性检验、回归系数的显著性检验等；最后是根据结果对未来进行预测。

一般的有序Logistic回归方程可用下式表示：

(2)

上式可以转化为：

(3)

上述两个方程中，j = 1，2，L，J -1。我们需要把自变量当作一个向量来看，那么i就表示自变量向量的行数(也叫“亚群”)，k表示自变量的个数；因变量Y的分类是用j来表示；βk为常数项；为回归系数(βk值的不同决定其落在因变量的不同位置，一般分为正负值)。πij=(Y≤j)=πi1+πi2+……+πij是应变量的累加概率。这种模型也常被称为比例优势模型。在结果的分析中，通常运用到优势比(Odds Ratio，简称“OR”)这一概念，OR一般依据回归的系数计算(OR=eβk)，用来表示在其他条件不变的情况下，显著性的自变量变化一个等级而引起因变量的变化。

表1 自变量的定义

三、新农保对农村劳动力转移意愿的影响分析

(一)新农保对农村劳动力转移意愿影响的描述性统计

首先，对参保后的劳动力转移意愿做一简单的描述性统计，表2所示，选择非常不愿意的占4.1%，不愿意的占18.9%，一般的占3.4%，愿意的占35.1%，非常愿意的占38.5%。由此可见，新农保实施后农民就业转移的意愿中，愿意和非常愿意的共占73.6%，说明新农保实施后农民的转移意愿依旧很强烈。而其他的选项占的比例较小。

表2 参保后农民的转移意愿

(二)新农保对农村劳动力转移意愿影响的回归分析

下面我们利用SPSS进行多元回归分析，把自变量和因变量带入模型检验，结果见表3。依据初步回归结果发现，X1(性别)、X2(年龄)和X6(参保时间)没有通过显著性的检验，三者的P值分别是0.969、0.079和0.325，都大于0.05的显著性水平。而X3(教育程度)、X4(人均年收入)、X5(参保的档次)、X7(了解情况)、X8(满意情况)、X9(新农保发挥的养老作用)均通过了显著性的检验，而且P值分别为0.040、0.014、0.012、0.000、0.000和0.014，都小于0.05的显著性水平。

表3 初始变量的回归结果

接着，将初步回归中的P值较大的依次从模型中删除，最后得到经过检验的结果如表4所示，只有X4(家庭人均年收入)、X5(参保的档次)、X7(了解情况)、X8(满意情况)、X9(认为新农保发挥的养老作用)通过了检验，P值分别是0.006、0.004、0.000、0.000和0.005，均小于0.05的显著性水平。其余的变量均未通过显著性检验。

表4 经过退步法后的回归结果

最后分析的结果中只剩下了五项自变量，那么我们可以依据自变量的回归系数来计算自变量的优势比。

βk=(0.618 -0.312 0.985 -0.883 -0.546)

(4)

OR=eβk=(1.855 0.732 2.678 0.414 0.579)

(5)

P=(0.006 0.004 0.000 0.000 0.005)

(6)

那么，我们可以得到的回归方程为：

Logit(y=1)=-7.239+0.618X4-0.312X5+0.985X7-0.883X8-0.546X9

(7)

Logit(y=2)=-3.303+0.618X4-0.312X5+0.985X7-0.883X8-0.546X9

(8)

Logit(y=3)=-2.917+0.618X4-0.312X5+0.985X7-0.883X8-0.546X9

(9)

Logit(y=4)=-0.395+0.618X4-0.312X5+0.985X7-0.883X8-0.546X9

(10)

(三)回归分析的初步结果

第一，家庭人均年收入的回归系数为0.618，说明家庭人均年收入与劳动力转移意愿呈正相关，即家庭人均年收入越多，就业转移意愿就越大；家庭人均年收入越少，就业转移意愿就越小。而且该变量的优势比为1.855，也就是说，家庭人均收入每提高一个等级，就业转移意愿会相应提高一个等级的可能性增加1.855倍。

第二，农民参保档次的回归系数为-0.312，说明参保档次与农村劳动力转移意愿呈负相关，即农民的参保档次越高，就业转移意愿就会越小；农民的参保档次越低，就业转移意愿就会越大。该变量的优势比为0.732，在其他情况不变的前提下，农民的参保档次每提高一个档次，农民就业转移意愿随之降低一个等级的可能性增加0.732倍。

第三，农民对新农保了解程度的回归系数为0.985，说明农民对新农保的了解与就业转移意愿呈正相关，即农民对新农保越了解，其就业转移意愿就越强烈；农民对新农保越不了解，其就业转移意愿就越弱。该变量的优势比为2.678，说明农民对新农保的了解程度每提高一个等级，其转移意愿提高一个等级的可能性会增加2.678倍。

第四，农民对新农保的满意度的回归系数为-0.883，说明农民对新农保的满意度与其就业转移意愿呈负相关，即农民对新农保越满意，其转移意愿就会越小；农民对新农保越不满意，其转移意愿就会越大。该变量的优势比为0.414，说明农民对新农保的满意度每提高一个等级，农民就业转移意愿降低一个等级的可能性增加0.414倍。

第五，农民认为新农保在养老中发挥作用的回归系数为-0.546，说明农民对于新农保的养老期望与就业转移意愿呈负相关，也就是农民认为新农保在养老中发挥的作用越大，其就业转移的意愿就会越小；农民认为新农保在养老中发挥的作用越小，其就业转移的意愿就会越大。该变量的优势比为0.579，说明农民认为新农保在养老中发挥的作用每提高一个等级，就业转移意愿降低一个等级的可能性就会增加0.579倍。

(四)新农保对农村劳动力转移意愿影响的进一步分析

在农民收入方面，该村农民收入较高者反而比收入低者有着更强的转移意愿，以往较多的观点认为农民依靠农业生产而获得的收入是有限的，尤其是与城镇地区的预期收入对比时，会产生一种劳动力迁移的城镇拉力。但是这种拉力对于农村不同的收入家庭而言是有区别的。在访谈中，我们了解到对于大多数低收入者而言，他们担心一旦外出就会失去土地这一重要的收入来源；而且，他们面临着外出的巨大压力，如放弃土地收入、外出打工的风险，一旦挣不到，家庭会陷入危机等。然而，对于收入高者而言，限于现有的农业生产方式，难以在农业上获得更高的收入，于是他们有着强烈的转移意愿；长期的收入积累在一定程度上降低了他们的外出成本，如车费、时间成本等，而且原有的积累会增强他们抵抗外出风险的能力。因此，在承担外出成本上，低收入者比高收入者的压力要大，高收入者就会表现出比低收入者更强的转移意愿。

在缴费档次方面，城乡的福利差距也是农民迁移到城市着重考虑的方面，我国社会保障建设在地域上是先城市后农村，城镇职工在退休后大多会获得与职业相关的养老金，而对于农民来说一般是“活到老，干到老”，同样是年轻时辛勤劳动，但年老时的福利待遇差异会形成一种城市拉力。由于农村社会保障建设长期落后于城镇地区，导致了学界在研究农村劳动力转移影响因素时只是将其作为一个顺便提及的因素，并没有给予深入的分析。新农保政策于2009年在全国正式试点推行，由于前期政策处于推广和落实阶段，学者对新农保影响的研究较少；但是，随着新农保持续发展，其带来的影响逐渐的显现，如有学者利用CHARLS数据分析得出，新农保显著地提高了农村养老人的收入水平，提高了其主观福利，并在一定程度上促进了家庭消费和减少了老年人劳动供给等[34]。说明新农保在实施一段时间后，对农民的一些福利效应逐渐增强。通过该村的分析可知，农民的参保档次越高，转移的意愿就越小。新农保实行的是统筹账户和个人账户相结合的模式，个人缴费档次的高低在很大程度上决定着年老时领取养老金的多少，如个人缴费档次越高，一般情况下到年老时领取的养老金就会越多。新农保促使城乡的福利差距在缩小，反而形成一种农村的反拉力，导致了农民转移意愿降低。

在对新农保的了解上，农民了解程度越高，转移的意愿就会越强烈。由于目前领取养老金的群体中，一部分属于未缴费的，只领取基础养老金部分，还有一部分由于政策实施时缴费的档次低而领取的养老金数额较少，所以农民看着当前老人领取的养老金并不理想。加之，之前老农保的失败留下的阴影，使农民对新农保的了解过多地处于肤浅层次，于是导致了自认为很了解，反而转移越强烈的结果。而且该项的优势比为2.678，对转移意愿的影响较大。

在对新农保的总体满意度上，农民对政策越满意，其转移的意愿就越不强烈。农民对新农保越满意，说明农民越认可新农保带来的养老保障能力，一旦城乡福利待遇差异逐渐缩小，农民就会减少外出务工的意愿。但是满意度的优势比只有0.414，对农民就业转移意愿的影响并不是很大。另外，关于农民认为新农保在养老中的作用方面，其实与对新农保的满意度是类似的，满意度往往影响着农民对新农保的态度，所以农民越认为新农保在养老中发挥的作用大，其转移的意愿就会越低，其优势比为0.579，说明与满意度一样对于劳动力转移意愿的影响不是很大。

同时，那些未通过检验的因素也是需要关注的。首先，关于个人特征方面的，性别、年龄和受教育程度在许多研究中都属于重要的影响因素，但是在本次检验中并未通过。对于性别因素，以往的研究其实也存在分歧，调研的地点不同会有不同的结果。如对于年龄因素，一般的研究结果是年轻者的转移意愿大于年老者的转移意愿，有学者还专门研究家庭生命周期对农民转移的影响[35]。在数据分析中发现，大部分年老者也表现出较强的转移意愿，其实上面已经提到了，由于制度实施初期，该村大部分年老者领取的养老金较少，所以出现这种结果。在受教育程度上，由于受访者的受教育程度较为集中，导致了回归结果的不显著。参保时间理论上也是影响养老金的因素，但是由于该村作为首批试点村，该村农民参保的时间大致相同，所以也未有显著的结果。

四、小结

本文通过对山东省D村的调研，运用多元有序回归分析研究新农保对农村劳动力转移意愿的影响，得出：家庭人均收入、对新农保的了解程度与转移意愿呈正相关，即家庭人均收入越高，转移意愿越强烈；对农保制度越了解，转移的意愿越强烈。参保档次、对新农保的满意度和认为新农保在养老中发挥的作用与转移意愿呈负相关，即农民参保的档次越高，转移的意愿就越低；对新农保的满意度越高，转移的意愿越低；认为新农保在养老中发挥的作用越大，转移的意愿越低。而如性别、年龄和受教育程度等并没有表现显著的影响。

随着农村社会保障制度的不断完善和农业现代化建设的推进，在新农村建设的基础上，农民的生活水平将逐渐提高，城乡的福利差距也在不断缩小，而且逐步迈向城乡一体化的目标。新时期，劳动力转移的影响因素逐渐复杂化，以往从农村推力和城市拉力视角形成的推拉模型需要依据社会环境的变迁进行进一步的改进。新农保作为改善农民生活的一项举措，随着农村基础设施的完善和各项惠民政策进一步的落实，未来研究劳动力转移可能会偏向于农村拉力，尤其是在城市环境恶化和人口拥挤等一系列城市问题背景下，会形成一种城市的推力。本文的研究具有一定的局限性，而且只是某一时间段的调研结果，缺乏动态的研究结果，随着新农保影响的加强，农民的转移意愿可能会有所变化。所以在以后的研究中需要展开长期的动态跟踪研究。