城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶的影響

陳 虹，秦立建，胡 波

(安徽財經(jīng)大學 a.文學院；b.財政與公共管理學院，安徽 蚌埠 233000)

一、引言

中國城市化的水平不僅較低，而且呈現(xiàn)出較為嚴重的“偽城市化”和“半城市化”現(xiàn)象[1-2]。導致實際城市化率與名義城市化率不一致的關(guān)鍵點在于，大量的農(nóng)民工長期在城市工作和生活，但是并沒有轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶籍[3]。中央政府要求各地積極引導農(nóng)業(yè)人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，力爭實現(xiàn)一億農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)市民。外出務工農(nóng)民工是農(nóng)村人口中的優(yōu)質(zhì)人群，相對于農(nóng)村留守人口，農(nóng)民工具有較高的就業(yè)競爭力和城市生活能力，理應成為農(nóng)業(yè)人口市民化的重點推進人群。但是，由于中國固有的城鎮(zhèn)社會保障體制和近年來初步建立的農(nóng)村社會保障體系，農(nóng)民工是否愿意進城落戶，則實質(zhì)上是進城落戶的收益與損失之間綜合權(quán)衡的結(jié)果。因此，研究城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶的影響，對于制定中國轉(zhuǎn)軌時期的城鄉(xiāng)發(fā)展政策和提高城鎮(zhèn)化的質(zhì)量具有重要意義。

大量學者對農(nóng)民工進城落戶的問題進行了研究。部分學者認為，二元戶籍制度排斥了農(nóng)民工均等享有城市地區(qū)社會福利待遇的權(quán)利，是造成城鄉(xiāng)社會不公平的重要制度性根源[4-6]。農(nóng)民工是現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人的重要組成部分，應該加快推進農(nóng)民工市民化，消除待遇的排斥性體制[7-8]。都陽等研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工市民化有利于提高城市經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率，戶籍制度改革所帶來的紅利將成為中國經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的潛力和動力[9]。然而，張翼發(fā)現(xiàn)，僅有20%左右的農(nóng)民工愿意轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶籍[10]。農(nóng)民工不愿意進城落戶的原因在于，如果進城落戶，則將面臨著較大的就業(yè)壓力和生活壓力，并且很難獲得城鎮(zhèn)居民的顯性福利待遇[11-12]。農(nóng)業(yè)戶口附帶田產(chǎn)及國家的系列政策優(yōu)惠，阻礙了農(nóng)民工進城落戶[13]。教育水平、性別、家庭收入和家庭土地面積等因素，都影響農(nóng)民工的進城落戶決策[14]。國務院發(fā)展研究中心課題組和Qin等探討了社會保障對農(nóng)民工進城落戶的影響[15-16]。

已有文獻為本文深入研究城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶的影響奠定了較好的基礎(chǔ)，但是仍然有以下幾個問題亟待解決。第一，沒有將城鄉(xiāng)二元社會保障共同納入分析框架。已有文獻往往研究打工地社會保障對農(nóng)民工進城落戶的影響，鮮有文獻檢驗老家社會保障對農(nóng)民工進城落戶的影響。第二，鮮有文獻將養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險納入共同分析框架。這兩類主要的社會保障，在參保繳費、補償待遇和給付周期等方面存在較大差異，理應分別檢驗二者的影響效果。第三，缺乏實證研究。已有文獻多是規(guī)范分析，鮮有基于實地調(diào)查基礎(chǔ)之上的實證計量分析，研究結(jié)論的說服力較弱。第四，沒有解決參加各類社會保障與農(nóng)民工進城落戶意愿的內(nèi)生性問題。如果存在內(nèi)生性問題，則將導致計量回歸結(jié)果的有偏估計，降低了研究結(jié)論的可靠性。第五，研究樣本較小。大多數(shù)研究樣本的選擇區(qū)域是某個城市或者某個省份，不具有全國代表性，研究結(jié)論的普適性不足。因此，本文基于全國代表性微觀調(diào)查樣本，努力嘗試在以上幾個方面做出貢獻。

二、數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文的數(shù)據(jù)來源于國家衛(wèi)計委2016年度的全國農(nóng)民工流動狀況專項調(diào)查。該次調(diào)查在全國31個省、市和自治區(qū)展開，調(diào)查城市的選擇兼顧了地區(qū)和經(jīng)濟帶等因素，共選擇了106個城市。調(diào)查對象為15～59歲、在本地居住1個月及以上的非本區(qū)(縣、市)戶籍的外來流動人口。調(diào)查總?cè)藬?shù)為169 000人，其中包括138 848個外來農(nóng)民工和30 152個外來城—城流動人口。根據(jù)本文的研究目標，一方面，選取了以務工經(jīng)商為目的的外來農(nóng)民工作為研究樣本，并去掉重要變量中含有缺失值的樣本；另一方面，根據(jù)國家法律規(guī)定，年滿16周歲為法定勞動年齡的下限，所以本文選取年齡段16～59歲的樣本。經(jīng)過數(shù)據(jù)清理，本文最終使用的觀測值數(shù)量為115 900個。

研究樣本中，愿意進城落戶農(nóng)民工的比例為29.57%，低于不愿意進城落戶農(nóng)民工的比例。男性農(nóng)民工的比例是57.67%，高于女性農(nóng)民工的比例，這與中國男性多于女性的總?cè)丝谔卣飨嘁恢?。初中文化程度農(nóng)民工的比例高達53.23%，表明中國農(nóng)民工的總體教育程度較低。各類社會保障是本文關(guān)注的主要變量。參加老家農(nóng)村醫(yī)療保險農(nóng)民工的比例高達74.65%，參加老家農(nóng)村養(yǎng)老保險農(nóng)民工的比例為33.95%。擁有打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險農(nóng)民工的比例分別是17.15%和19.00%，說明農(nóng)民工在城鎮(zhèn)地區(qū)各類社會保障項目的覆蓋率還比較低，不利于農(nóng)民工的勞動保護和人力資本積累。在城鎮(zhèn)地區(qū)自購或自建住房的農(nóng)民工比例為19.01%，表明部分農(nóng)民工已經(jīng)具有在城鎮(zhèn)地區(qū)生活較為扎實的經(jīng)濟基礎(chǔ)。遷移到省外地區(qū)務工農(nóng)民工的比例高達51.27%。其他變量的描述性統(tǒng)計詳見表1。

三、理論基礎(chǔ)與計量方法

本文研究的理論基礎(chǔ)是勞動力流動的推拉理論(Push and Pull Theory)[17]。該理論認為，勞動力遷移的主要目的是改善個體的經(jīng)濟社會境況。勞動力遷移來自于兩個方面的動因，其一是遷出地(Originality)的推力，其二是遷入地(Destination)的拉力。遷出地較少的就業(yè)機會、較低的收入水平、逐步增加的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、逐漸枯竭的自然資源、較差的公共設施和缺乏社會保障等因素，將對勞動力流動產(chǎn)生推力。而遷入地較多的就業(yè)機會、較高的收入水平、較為先進的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)部門、較為完善的公共設施和較高水平的社會保障等因素，將對勞動力流動產(chǎn)生拉力。農(nóng)村勞動力是否愿意進城落戶，取決于遷出地的推力和遷入地的拉力兩者的共同作用。根據(jù)勞動力遷移的推拉理論，本文建立農(nóng)民工進城落戶的基本模型如下：

M=α0+α1omedins+α2ooldins+α3dmedins+α4doldins+α5X+ε0

(1)

式(1)中，M代表農(nóng)民工是否愿意進城落戶，如果愿意，則賦值為1，否則為0。方程右邊的2～5項是本文重點關(guān)注的社會保障特征變量，即：omedins和ooldins分別為遷出地農(nóng)村的醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，dmedins和doldins分別為遷入地城鎮(zhèn)的醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險。X是影響農(nóng)民工進城落戶的個體特征、工作特征、家庭特征和流動特征等解釋變量向量。個體特征包括性別、年齡、教育和婚姻變量；工作特征包括月工資和就業(yè)單位所有制性質(zhì)變量；家庭特征包括家庭人數(shù)、老家所處位置以及在城鎮(zhèn)已購或自建住房變量；流動特征包括流動累計時間、流動區(qū)域和地區(qū)變量。

表1 主要變量的定義及描述性統(tǒng)計

可以使用普通線性回歸模型(OLS方法)，或者二元離散選擇模型(Probit/Logit方法)對式(1)進行估計。然而，式(1)中，某些無法觀察到的如個人偏好和能力等因素，可能同時影響農(nóng)民工的進城落戶決策和參加各類社會保障的決策，進城落戶意愿變量與參加各類社會保障變量之間出現(xiàn)內(nèi)生性問題，將導致計量結(jié)果的有偏估計。普通線性回歸模型和二元離散選擇模型，均無法有效解決多個變量同時使用工具變量的問題，而遞歸聯(lián)立方程模型(Recursive Simultaneous Equation，RSE)則可以較好地解決該問題?；谑?1)具體的遞歸聯(lián)立方程模型如下：

其中，式(2)是農(nóng)民工的進城落戶決策方程，式(3)～(6)分別是老家農(nóng)村醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，以及打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險的參保決策方程。遵循秦雪征等的思路，本文將調(diào)查樣本點農(nóng)民工各類社會保障的參保率(上述后四個方程右邊第二項)，作為相應社會保障種類的工具變量[18]。式(3)和式(4)中的omedins_yb 和 ooldins_yb，分別表示在調(diào)查樣本點的層面上，農(nóng)民工關(guān)于老家農(nóng)村醫(yī)療保險的參保率、老家農(nóng)村養(yǎng)老保險的參保率；式(5)和式(6)中的dmedins_yb 和 doldins_yb，分別表示在調(diào)查樣本點的層面上，農(nóng)民工關(guān)于打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險的參保率、打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險的參保率。選擇地區(qū)層面的參保率作為工具變量的原因是，樣本點的參保率與受訪個體的參保行為密切相關(guān)，但是對于個體的進城落戶決策無法產(chǎn)生直接影響，是較為合適的工具變量。隨機擾動項ε1～ε5服從聯(lián)合正態(tài)分布，使用全信息極大似然估計方法對遞歸聯(lián)立方程模型進行估計。本文對收入變量進行對數(shù)處理，以消除數(shù)據(jù)的非正態(tài)性。本文下面的分析中，首先將式(1)作為基本模型，對普通線性回歸模型(OLS)進行估計；然后，再對使用工具變量解決內(nèi)生性問題的遞歸聯(lián)立方程模型(2)～(6)進行估計。

四、實證結(jié)果

表2是城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶影響的計量回歸結(jié)果。其中，Model(1)是OLS模型的估計結(jié)果，Model(2)～(6)是使用工具變量法解決內(nèi)生性問題的遞歸聯(lián)立方程模型的估計結(jié)果。本文對工具變量的有效性進行了檢驗，結(jié)果表明模型存在嚴重的內(nèi)生性問題(Sargan Statistic Test檢驗結(jié)果表明，在1%的統(tǒng)計水平上拒絕了外生性的原假設)。內(nèi)生性檢驗的結(jié)果說明，應該使用工具變量法的遞歸聯(lián)立方程模型進行估計。本文關(guān)注的社會保障四個變量，即：老家農(nóng)村醫(yī)療保險、老家農(nóng)村養(yǎng)老保險、打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險，其系數(shù)估計值的絕對值，在遞歸聯(lián)立方程模型中均大于OLS模型中相應變量的數(shù)值。這些結(jié)果表明，如果不解決內(nèi)生性問題，則將低估城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶的影響程度。

表2中OLS模型的估計結(jié)果顯示，參加老家農(nóng)村醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，對農(nóng)民工進城落戶起到了阻礙作用；而參加打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險，則對農(nóng)民工進城落戶起到了拉力作用。但是，城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶意愿的影響效果存在較大的差異。第一，從老家社會保障方面來看，相對于老家農(nóng)村養(yǎng)老保險，老家農(nóng)村醫(yī)療保險的阻礙效果更加顯著。老家農(nóng)村醫(yī)療保險變量系數(shù)估計值的絕對值是0.053 6，大于老家農(nóng)村養(yǎng)老保險變量系數(shù)估計值的絕對值0.004 8。并且，老家農(nóng)村醫(yī)療保險在1%的統(tǒng)計水平上阻礙農(nóng)民工的進城落戶意愿，而老家農(nóng)村養(yǎng)老保險對農(nóng)民工進城落戶意愿的影響并沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計學意義上的顯著性。第二，從打工地社會保障方面來看，相對于打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險，打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險的吸納效果更加顯著。打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險變量系數(shù)估計值的絕對值是0.087 1，大于打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險變量系數(shù)估計值的絕對值0.021 3。與此同時，打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險都在1%的統(tǒng)計水平上促進農(nóng)民工的進城落戶意愿。第三，從單個社會保障種類來看，老家農(nóng)村醫(yī)療保險對農(nóng)民工進城落戶意愿的阻礙程度高于打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險的吸納程度，打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險對農(nóng)民工進城落戶意愿的吸納程度高于老家農(nóng)村養(yǎng)老保險的阻礙程度。

表2中遞歸聯(lián)立方程模型的結(jié)果顯示，當解決社會保險參保行為的內(nèi)生性問題之后，各個社會保障種類對農(nóng)民工進城落戶意愿，在經(jīng)濟上的影響程度有所提高，并且老家農(nóng)村醫(yī)療保險、打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險的影響效果仍然在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這些結(jié)果表明，當排除了農(nóng)民工個人參保行為的內(nèi)生性問題之后，參加老家農(nóng)村醫(yī)療保險對農(nóng)民工進城落戶決策的影響仍然存在顯著的阻礙作用；參加打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險對農(nóng)民工進城落戶決策的影響仍然存在顯著的拉力作用；參加老家農(nóng)村養(yǎng)老保險對農(nóng)民工進城落戶的阻礙影響不顯著。表3進一步報告了各個社會保障種類對農(nóng)民工進城落戶意愿的邊際影響?；谶f歸聯(lián)立方程模型估計結(jié)果的計算表明，在現(xiàn)有平均水平上，參加老家農(nóng)村醫(yī)療保險和老家農(nóng)村養(yǎng)老保險，則將分別降低農(nóng)民工進城落戶意愿9.86%和0.56%的幅度；而參加打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險，則將分別提高農(nóng)民工進城落戶意愿16.91%和62.21%的幅度。

表2 城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶影響的計量回歸結(jié)果

注：表中報告的是系數(shù)值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。

表3 城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶的邊際影響

注：表中數(shù)值的計算方式是，該變量的系數(shù)估計值除以該變量的均值，再乘以100%。

導致各個社會保障種類對農(nóng)民工進城落戶影響效果產(chǎn)生差異的主要原因有以下兩個方面。第一，從老家社會保障方面來看，相對于養(yǎng)老保障，農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療保障待遇相對較高。2003年度開始，由中國中央政府發(fā)起、主導并實施，在農(nóng)村地區(qū)普遍建立了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(新農(nóng)合)，農(nóng)村居民有了普惠制的醫(yī)療保障。新農(nóng)合的人均籌資，由建立之初的30元，于2016年度和2017年度，分別提高到570元和630元，制度運行十年來人均籌資提高了近20倍。新農(nóng)合的補償待遇大幅度提高，有效緩解了農(nóng)村居民的看病難和看病貴問題。而新型農(nóng)村養(yǎng)老保險于2009年開始建立(于2014年更名為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險)，2017年度的基礎(chǔ)養(yǎng)老金待遇為每人每月70元。較低的養(yǎng)老金水平無法保障農(nóng)村居民的基本生活，所以老家養(yǎng)老保險無力阻礙農(nóng)民工進城落戶的決策。由新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的發(fā)展及其對農(nóng)民工進城落戶意愿的影響效果來推測，隨著農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保險待遇水平的提高，農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保險對農(nóng)民工進城落戶意愿的阻礙效應將越來越大。第二，從打工地社會保障方面來看，相對于醫(yī)療保險，城鎮(zhèn)地區(qū)的養(yǎng)老保險待遇相對較高。由于中國城鄉(xiāng)分割的社會結(jié)構(gòu)，城鎮(zhèn)地區(qū)的養(yǎng)老保險比較完善，養(yǎng)老金待遇較高。城鎮(zhèn)企業(yè)職工人均每月養(yǎng)老金為2 362元，是新農(nóng)保月均養(yǎng)老金的34倍。所以，打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險顯著吸引農(nóng)民工進城落戶。由于城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險大多補償住院而較少補償門診，大多數(shù)農(nóng)民工的身體健康狀況較好而較少患大病，農(nóng)民工從城鎮(zhèn)醫(yī)療保險處的獲益較少，從而降低了打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險對農(nóng)民工進城落戶的拉力作用。

其他一些變量的結(jié)果也值得關(guān)注。農(nóng)民工的進城落戶意愿存在顯著的性別差異，男性農(nóng)民工的進城落戶意愿大大低于女性農(nóng)民工，可能的原因在于，城鎮(zhèn)的生活成本較高，男性農(nóng)民工承擔了更多的家庭經(jīng)濟責任。年齡越大，則進城落戶的意愿越強烈，但是年齡與進城落戶意愿之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系。教育變量的結(jié)果顯示，相對于小學及以下教育程度，初中、高中和大專及以上教育程度，將分別提高農(nóng)民工進城落戶意愿0.48%、4.87%和10.50%的幅度。高中和大專及以上教育程度的農(nóng)民工，其進城落戶意愿不僅呈現(xiàn)出統(tǒng)計學意義上的顯著性，而且在經(jīng)濟上也大幅度地高于初中及以下的農(nóng)民工。接受過較高教育水平的農(nóng)民工，能夠更好地掌握現(xiàn)代生產(chǎn)技能、提高勞動生產(chǎn)率、增強企業(yè)的市場競爭力，從而提高了個體的收入獲取能力和城市生活能力。工資越高則顯著促進了農(nóng)民工的進城落戶意愿，表明收入獲取能力對農(nóng)民工進城落戶決策影響的重要性。已在城鎮(zhèn)購房或自建住房，則顯著提高了農(nóng)民工的進城落戶意愿，房產(chǎn)不僅是重要的家庭資產(chǎn)，而且也是農(nóng)民工在城鎮(zhèn)地區(qū)長期生存的基礎(chǔ)。流動累計時間越長，則顯著促進了農(nóng)民工的進城落戶意愿。

五、結(jié)論與建議

基于國家衛(wèi)計委2016年度的全國農(nóng)民工流動狀況專項調(diào)查數(shù)據(jù)，本文使用遞歸聯(lián)立方程模型，實證檢驗了城鄉(xiāng)二元社會保障對農(nóng)民工進城落戶的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，從老家社會保障方面來看，老家農(nóng)村醫(yī)療保險顯著阻礙了農(nóng)民工的進城落戶意愿，而老家農(nóng)村養(yǎng)老保險并沒有顯著阻礙農(nóng)民工的進城落戶意愿。第二，從打工地社會保障方面來看，打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險均顯著促進了農(nóng)民工的進城落戶意愿。第三，從同一類別社會保障來看，老家農(nóng)村醫(yī)療保險對農(nóng)民工進城落戶意愿的阻礙程度，高于打工地城鎮(zhèn)醫(yī)療保險的吸納程度；打工地城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險對農(nóng)民工進城落戶意愿的吸納程度，高于老家農(nóng)村養(yǎng)老保險的阻礙程度。究其原因，農(nóng)村地區(qū)的新型農(nóng)村合作醫(yī)療補償待遇近年來快速提高，而農(nóng)民工還無法真正享受城鎮(zhèn)地區(qū)醫(yī)療保險的益處；與此同時，城鎮(zhèn)地區(qū)的養(yǎng)老金給付待遇較高，但農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老保險剛剛建立并且養(yǎng)老金待遇較低。

本文的研究發(fā)現(xiàn)具有重要的政策含義。為了加快推進農(nóng)民工市民化、提高城鎮(zhèn)化的質(zhì)量，并促進全國城鄉(xiāng)統(tǒng)一勞動力市場的建設，本文建議采取以下措施。第一，建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會保障制度。在醫(yī)療保險方面，應該將新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險進行合并，再將城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險與之合并。目前中國部分地區(qū)已經(jīng)開展了新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險之間的合并試點工作，但是要盡快啟動城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險與之合并的工作。在養(yǎng)老保險方面，雖然建立了城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險，但是要加快城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險與之的合并工作。第二，加快推進農(nóng)民工社會保障的異地轉(zhuǎn)接。要適應農(nóng)民工地域轉(zhuǎn)換比較頻繁的特點，加強農(nóng)民工包括醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險在內(nèi)的各類社會保障跨區(qū)域轉(zhuǎn)移接續(xù)。在中國目前“分灶吃飯”的財政體制下，可以借鑒歐盟對跨國勞動者“連續(xù)累加、分段計算”的社會保障待遇支付方式，實施農(nóng)民工各類社會保障待遇的異地轉(zhuǎn)接。第三，提高農(nóng)民工的各類社會保障參保率。應該降低各類社會保障的繳費率，擴大農(nóng)民工的各類社會保障參保率，從而提高勞動力的整體質(zhì)量，增強中國經(jīng)濟發(fā)展的人力資本基礎(chǔ)。第四，提高養(yǎng)老保險的統(tǒng)籌層次。這樣不僅可以保護農(nóng)民工跨地區(qū)轉(zhuǎn)移就業(yè)時的養(yǎng)老保障權(quán)益，而且能夠促進農(nóng)民工跨地區(qū)流動，從而更有效地配置勞動力資源。