新農(nóng)保對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿影響的實(shí)證分析

□雷咸勝

[內(nèi)容提要]為了研究新農(nóng)保對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿的影響，選取山東省即墨市D村作為調(diào)研村。通過問卷法和訪談法搜集資料，運(yùn)用Logistic回歸分析得出：家庭人均收入和對新農(nóng)保的了解程度均與勞動力轉(zhuǎn)移意愿成正相關(guān)，即家庭人均收入越高，轉(zhuǎn)移意愿越強(qiáng)；農(nóng)民對新農(nóng)保制度越了解，轉(zhuǎn)移的意愿越強(qiáng)。而參保檔次、對新農(nóng)保的滿意度和認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用則與勞動力轉(zhuǎn)移意愿成負(fù)相關(guān)，即農(nóng)民參保的檔次越高，轉(zhuǎn)移的意愿越低；對新農(nóng)保的滿意度越高，轉(zhuǎn)移的意愿越低；認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮作用越大，轉(zhuǎn)移的意愿越低。而性別、年齡和受教育程度等因素并沒有表現(xiàn)出顯著的影響。

一、引言

改革開放以來，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移一直是我國宏觀經(jīng)濟(jì)研究和社會現(xiàn)象分析重點(diǎn)關(guān)注的對象，2019年政府工作報(bào)告中明確指出“今年城鎮(zhèn)新增就業(yè)要在實(shí)現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)的基礎(chǔ)上，力爭達(dá)到近幾年的實(shí)際規(guī)模，既保障城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)，也為農(nóng)業(yè)富余勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)留出空間。”農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是解決“三農(nóng)問題”必須考慮的重要方面，而“三農(nóng)問題”又是中央一號文件的“?？汀?，所以當(dāng)前關(guān)于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移相關(guān)的研究較為豐富。長期的農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，為我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出重要貢獻(xiàn)(劉秀梅等,2005[1]；武國定等,2006[2]；賈偉,2012[3]；齊明珠,2014[4])。我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移初期從農(nóng)村流出的單一性，發(fā)展到當(dāng)前流出和回流并存的多向性，也有學(xué)者稱其為流動的“鐘擺現(xiàn)象”(李明橋等,2009[5]；安虎森等,2014[6])。不同時(shí)期呈現(xiàn)不同的流動規(guī)律和特征，于是關(guān)于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響因素的研究也不盡相同。

國外學(xué)者對于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移研究的時(shí)間比較早，而且形成了很多勞動力遷移理論。如劉易斯的二元結(jié)構(gòu)模型，他將國民經(jīng)濟(jì)部門分為工業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門，分析勞動力從農(nóng)業(yè)流向工業(yè)的原因。[7]后來，費(fèi)景漢和拉尼斯在肯定農(nóng)業(yè)部門的前提下對劉易斯的模型進(jìn)行了修正[8]。托達(dá)羅的人口遷移模型也許是大家比較熟知的，他在研究勞動力遷移影響因素中使用了“預(yù)期收入”差距的概念[9]。這些理論研究對我國學(xué)者思考中國農(nóng)村勞動力遷移問題提供了理論指導(dǎo)和模型借鑒。

國內(nèi)學(xué)者研究農(nóng)村勞動力遷移的資料相當(dāng)豐富，由開始較多關(guān)注以收入差距為主的經(jīng)濟(jì)因素，到后期關(guān)注較多的非經(jīng)濟(jì)因素，在研究視角和研究方法上呈現(xiàn)繁榮的景象。首先，關(guān)于收入差距對農(nóng)村勞動力遷移的影響，大部分學(xué)者認(rèn)為收入差距是促進(jìn)轉(zhuǎn)移的重要原因，也有學(xué)者持不同的意見。如秦華等(2009)依據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)分析得出，城鄉(xiāng)居民的收入差距水平是農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移的根本原因。[10]黃國華(2010)利用全國29個省市1995 -2006年的面板數(shù)據(jù)，通過回歸分析得出城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移呈正相關(guān)[11]。陳會廣等(2013)利用南京市的調(diào)查數(shù)據(jù)和多項(xiàng)分類模型發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿產(chǎn)生了顯著的正向影響。[12]王秀芝(2014)基于人口普查和調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，從2000年到2010年地區(qū)收入差距對省際人口遷移有重要影響。然而，王春超(2005)利用調(diào)研的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差異并不是影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的主要原因。[13]

其次，關(guān)于家庭或者個人因素對農(nóng)村勞動力遷移的影響是學(xué)術(shù)界研究較多的一個方向，主要涉及到教育、性別、年齡、婚姻、土地等。王志剛(2003)運(yùn)用湖南省實(shí)地調(diào)查得到的數(shù)據(jù)資料,一定程度上證實(shí)了教育對農(nóng)民外出打工行動具有促進(jìn)作用。[14]胡士華(2005)選取部分省份的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，教育在我國農(nóng)村勞動力流動過程中發(fā)揮顯著的作用。[15]王廣慧(2008)依據(jù)吉林省的微觀數(shù)據(jù)，研究結(jié)果表明，農(nóng)村勞動力受教育程度越高, 其流動傾向越高。[16]謝童偉(2011)通過建立省級面板數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)教育在我國人口遷移過程中確實(shí)發(fā)揮了顯著的作用，平均受教育年限對人口的遷出與遷入均呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。[17]胡楓等(2008)利用2005 年農(nóng)村流動勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)，已婚的農(nóng)村勞動力更傾向于跨省流動。[18]張世偉等(2009)運(yùn)用生存分析的方法發(fā)現(xiàn)男性勞動力的流動性比女性勞動力的流動性強(qiáng)。[19]紀(jì)韶(2012)依據(jù)對京津冀都市圈農(nóng)民工就業(yè)狀態(tài)的調(diào)研數(shù)據(jù)，得出男性的遷移概率高于女性，文化程度越高，向外遷移的概率越大，年齡越大，遷移概率越小，已婚人士的遷移概率小于未婚人士。[20]張廣勝(2009)從村級層面考察了農(nóng)民外出務(wù)工的影響因素，發(fā)現(xiàn)人均耕地面積對村民外出務(wù)工有比較顯著的正向影響。[21]戚晶晶(2013)研究得出家中沒孩子或孩子數(shù)量較多的勞動力、土地被征用( 或無耕地) 的勞動力，更傾向于跨省流動。[22]劉偉江等(2015)對吉林、青海、貴州三省少數(shù)民族地區(qū)農(nóng)村勞動力流動的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)家庭中人口數(shù)量及老年人數(shù)量1%的水平下促進(jìn)男性勞動力外出，女性勞動力則受到家庭中學(xué)齡前兒童數(shù)量的影響。[23]

另外，還有從產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、人際關(guān)系網(wǎng)、社會信任和就業(yè)空間等方面的研究。如申鵬(2014)的研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型影響農(nóng)村勞動力區(qū)域流動格局，進(jìn)而影響農(nóng)村勞動力流動的流向、結(jié)構(gòu)、速度和規(guī)模，也必然改變著農(nóng)村勞動力城鎮(zhèn)落戶意愿及其生活愿景。[24]巨文輝(2005)認(rèn)為在轉(zhuǎn)移傾向接近的地區(qū)，人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)規(guī)模才會成為影響勞動力轉(zhuǎn)移的主要因素。[25]高虹(2010)的研究得出社會信任對勞動力流動產(chǎn)生了負(fù)向影響。[26]王春超(2005)通過實(shí)證研究得出地區(qū)就業(yè)集聚所形成的社會、信息網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)民外出就業(yè)的幫扶效應(yīng)顯著地影響著農(nóng)民的就業(yè)行為。[27]李萍(2011)運(yùn)用2001-2008年廣東省的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)遷入地經(jīng)濟(jì)發(fā)展創(chuàng)造的就業(yè)容量足夠大時(shí)，勞動者為追求就業(yè)機(jī)會選擇遷移就業(yè)；而遷入地的就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)又會減少地區(qū)的吸引力，對勞動力流入有負(fù)作用。[28]趙利等(2014)以山東省為例，選取1980-2011年間相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立多變量回歸模型研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)就業(yè)空間的大小是影響勞動力轉(zhuǎn)移的最主要因素。[29]

根據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿的影響因素中，專門分析社會保障影響勞動力轉(zhuǎn)移的文獻(xiàn)較少。有學(xué)者曾從整體社會保障角度進(jìn)行研究，如張永麗等(2010)主要從工傷保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)等五個方面來分析目前農(nóng)民工的社會保障現(xiàn)狀以及社會保障對農(nóng)村勞動力流動遷移的影響。[30]余運(yùn)江等(2014)基于上海農(nóng)民工問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，得出社會保障因素對農(nóng)民工回流意愿有重要影響。[31]也有學(xué)者分析單一社會保障制度對勞動力轉(zhuǎn)移的影響，如秦雪征(2011)利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，研究得到新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的實(shí)施明顯減弱了農(nóng)村勞動力外出務(wù)工的傾向。[32]然而，這些研究都是站在宏觀的視角上，而本文試圖從微觀角度出發(fā)，選取一個自然村為單元，研究新農(nóng)保對該村勞動力轉(zhuǎn)移意愿的影響，結(jié)合實(shí)地調(diào)研的數(shù)據(jù)，分析農(nóng)民的參保情況、對新農(nóng)保的了解和滿意度等因素對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿的影響。

二、數(shù)據(jù)來源和模型選取

(一)樣本和數(shù)據(jù)

本次調(diào)研選取了山東省即墨市D村作為調(diào)研村，該村的村民作為調(diào)研對象。全國首批320個新農(nóng)保實(shí)施試點(diǎn)縣，山東的包括19個，即墨市也位列其中。首先，考慮到新農(nóng)保實(shí)施的年份不是很長，對于農(nóng)民意愿的影響需要一定的過程，選擇該村在時(shí)間上有了較好的保障。其次，該村的農(nóng)民以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，這樣就可以較好地研究新農(nóng)保對傳統(tǒng)農(nóng)村農(nóng)民的影響，減少其他因素的干擾。據(jù)訪談得知，D村目前的參保率為100%，沒有集體經(jīng)濟(jì)，只有少量的企業(yè)捐贈。同時(shí)，即墨市人民政府于2010年印發(fā)了《即墨市新型城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)工作實(shí)施細(xì)則》，其中制定了與本地相結(jié)合的具體實(shí)施方法。在參保檔次上其設(shè)立的八個檔次，增加了700元和1500元兩個檔。

該村共有900多口人，本次調(diào)研中實(shí)際發(fā)放問卷150份，回收問卷150份，回收率為100%，其中有效問卷148份，問卷有效率為98.7%，下面就有效問卷的具體情況介紹如下。(1)性別方面，本次調(diào)研對象男性占43.2%，女性占56.8%，基本符合實(shí)際的人口學(xué)情況。(2)文化程度方面，小學(xué)及以下的占38.5%，初中或高中占39.2%，中專及職高占15.5%，大專及以上的占6.8%。大專及以上的比例較少，受訪者主要集中于高中以下的文化水平。(3)年齡方面，16歲-30歲占16.9%，31歲-40歲占20.3%，41歲-50歲的占26.4%，51歲-59歲的占18.9%，60歲及以上占17.6%。受訪者主要集中于31-59歲之間；對于滿足參保條件的農(nóng)民，每個年齡段都有覆蓋，而且各年齡段的人口數(shù)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-1萬元的占23.9%，在1萬元-2萬元的占35.7%，在2萬元-3萬元的占26.2%，3萬元-4萬元的占9.5%，4萬元以上的占4.1%。受訪者的家庭人均年收入主要集中于1-3萬之間。(5)就業(yè)狀況而言，全職務(wù)農(nóng)的占43.2%，非農(nóng)就業(yè)的占11.5%，兼業(yè)的占39.2%，無業(yè)的占4.7%，其他的占1.4%。受訪者中全職務(wù)農(nóng)和兼業(yè)的占到了大部分。

(二)因變量和自變量

1.因變量

本研究將參保后農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的意愿作為因變量，農(nóng)民的養(yǎng)老得到保障后，對收入較低的農(nóng)業(yè)勞動會有適當(dāng)?shù)纳釛墸锌赡苻D(zhuǎn)向城鎮(zhèn)尋找更高收入的工作，可能會引起勞動力的轉(zhuǎn)移。[33]在問卷中將該變量轉(zhuǎn)化成具體的問題；在答案設(shè)置上，根據(jù)李克特量表法將其設(shè)置為五個等級，分別為非常不愿意、不愿意、一般、愿意和非常愿意。為了分析的方便，用Y表示勞動力轉(zhuǎn)移的意愿。

2.自變量

本次調(diào)研的自變量主要包括以下幾個方面，個人的基本情況，如性別、年齡、教育程度和人均收入等；農(nóng)民的參保情況，如參保的檔次、參保的時(shí)間；總體上，農(nóng)民對新農(nóng)保的了解情況和滿意情況；參保后，農(nóng)民認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用。具體的變量編碼和變量定義見表1。

(三)模型選取

依據(jù)前文對因變量和自變量的分析和操作，本文試圖分析新農(nóng)保對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿的影響，首先通過描述性的分析，觀察農(nóng)村勞動力在參保后轉(zhuǎn)移意愿的整體情況。然后，分析新農(nóng)保制度對農(nóng)民轉(zhuǎn)移意愿的影響。依據(jù)上文的分析可知，影響的因素是多方面的，而且自變量屬于有序的，適合運(yùn)用有序Logistic回歸分析的方法。我們可以通過以下的模型來分析影響的因素：

影響=F(性別，年齡，受教育程度，收入，新農(nóng)保的參保，對新農(nóng)保的認(rèn)知，對新農(nóng)保的滿意情況，新農(nóng)保的養(yǎng)老作用LL)

(1)

因變量代表著農(nóng)民參保后的轉(zhuǎn)移意愿，自變量就是上文中操作的幾個方面，包括性別、年齡、收入情況、參保情況、了解情況及滿意情況等。本文將運(yùn)用SPSS軟件作為分析的工具，運(yùn)用有序Logistic回歸對上述的模型進(jìn)行分析?；貧w分析的一般步驟是：確定回歸方程的解釋變量和被解釋變量；確定回歸模型，建立回歸方程；對回歸的結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，如回歸方程的顯著性檢驗(yàn)、回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)等；最后是根據(jù)結(jié)果對未來進(jìn)行預(yù)測。

一般的有序Logistic回歸方程可用下式表示：

(2)

上式可以轉(zhuǎn)化為：

(3)

上述兩個方程中，j = 1，2，L，J -1。我們需要把自變量當(dāng)作一個向量來看，那么i就表示自變量向量的行數(shù)(也叫“亞群”)，k表示自變量的個數(shù)；因變量Y的分類是用j來表示；βk為常數(shù)項(xiàng)；為回歸系數(shù)(βk值的不同決定其落在因變量的不同位置，一般分為正負(fù)值)。πij=(Y≤j)=πi1+πi2+……+πij是應(yīng)變量的累加概率。這種模型也常被稱為比例優(yōu)勢模型。在結(jié)果的分析中，通常運(yùn)用到優(yōu)勢比(Odds Ratio，簡稱“OR”)這一概念，OR一般依據(jù)回歸的系數(shù)計(jì)算(OR=eβk)，用來表示在其他條件不變的情況下，顯著性的自變量變化一個等級而引起因變量的變化。

表1 自變量的定義

三、新農(nóng)保對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿的影響分析

(一)新農(nóng)保對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿影響的描述性統(tǒng)計(jì)

首先，對參保后的勞動力轉(zhuǎn)移意愿做一簡單的描述性統(tǒng)計(jì)，表2所示，選擇非常不愿意的占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%。由此可見，新農(nóng)保實(shí)施后農(nóng)民就業(yè)轉(zhuǎn)移的意愿中，愿意和非常愿意的共占73.6%，說明新農(nóng)保實(shí)施后農(nóng)民的轉(zhuǎn)移意愿依舊很強(qiáng)烈。而其他的選項(xiàng)占的比例較小。

表2 參保后農(nóng)民的轉(zhuǎn)移意愿

(二)新農(nóng)保對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿影響的回歸分析

下面我們利用SPSS進(jìn)行多元回歸分析，把自變量和因變量帶入模型檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。依據(jù)初步回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，X1(性別)、X2(年齡)和X6(參保時(shí)間)沒有通過顯著性的檢驗(yàn)，三者的P值分別是0.969、0.079和0.325，都大于0.05的顯著性水平。而X3(教育程度)、X4(人均年收入)、X5(參保的檔次)、X7(了解情況)、X8(滿意情況)、X9(新農(nóng)保發(fā)揮的養(yǎng)老作用)均通過了顯著性的檢驗(yàn)，而且P值分別為0.040、0.014、0.012、0.000、0.000和0.014，都小于0.05的顯著性水平。

表3 初始變量的回歸結(jié)果

接著，將初步回歸中的P值較大的依次從模型中刪除，最后得到經(jīng)過檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示，只有X4(家庭人均年收入)、X5(參保的檔次)、X7(了解情況)、X8(滿意情況)、X9(認(rèn)為新農(nóng)保發(fā)揮的養(yǎng)老作用)通過了檢驗(yàn)，P值分別是0.006、0.004、0.000、0.000和0.005，均小于0.05的顯著性水平。其余的變量均未通過顯著性檢驗(yàn)。

表4 經(jīng)過退步法后的回歸結(jié)果

最后分析的結(jié)果中只剩下了五項(xiàng)自變量，那么我們可以依據(jù)自變量的回歸系數(shù)來計(jì)算自變量的優(yōu)勢比。

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，我們可以得到的回歸方程為：

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)回歸分析的初步結(jié)果

第一，家庭人均年收入的回歸系數(shù)為0.618，說明家庭人均年收入與勞動力轉(zhuǎn)移意愿呈正相關(guān)，即家庭人均年收入越多，就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿就越大；家庭人均年收入越少，就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿就越小。而且該變量的優(yōu)勢比為1.855，也就是說，家庭人均收入每提高一個等級，就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿會相應(yīng)提高一個等級的可能性增加1.855倍。

第二，農(nóng)民參保檔次的回歸系數(shù)為-0.312，說明參保檔次與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿呈負(fù)相關(guān)，即農(nóng)民的參保檔次越高，就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿就會越??；農(nóng)民的參保檔次越低，就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿就會越大。該變量的優(yōu)勢比為0.732，在其他情況不變的前提下，農(nóng)民的參保檔次每提高一個檔次，農(nóng)民就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿隨之降低一個等級的可能性增加0.732倍。

第三，農(nóng)民對新農(nóng)保了解程度的回歸系數(shù)為0.985，說明農(nóng)民對新農(nóng)保的了解與就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿呈正相關(guān)，即農(nóng)民對新農(nóng)保越了解，其就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿就越強(qiáng)烈；農(nóng)民對新農(nóng)保越不了解，其就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿就越弱。該變量的優(yōu)勢比為2.678，說明農(nóng)民對新農(nóng)保的了解程度每提高一個等級，其轉(zhuǎn)移意愿提高一個等級的可能性會增加2.678倍。

第四，農(nóng)民對新農(nóng)保的滿意度的回歸系數(shù)為-0.883，說明農(nóng)民對新農(nóng)保的滿意度與其就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿呈負(fù)相關(guān)，即農(nóng)民對新農(nóng)保越滿意，其轉(zhuǎn)移意愿就會越??；農(nóng)民對新農(nóng)保越不滿意，其轉(zhuǎn)移意愿就會越大。該變量的優(yōu)勢比為0.414，說明農(nóng)民對新農(nóng)保的滿意度每提高一個等級，農(nóng)民就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿降低一個等級的可能性增加0.414倍。

第五，農(nóng)民認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮作用的回歸系數(shù)為-0.546，說明農(nóng)民對于新農(nóng)保的養(yǎng)老期望與就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿呈負(fù)相關(guān)，也就是農(nóng)民認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用越大，其就業(yè)轉(zhuǎn)移的意愿就會越??；農(nóng)民認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用越小，其就業(yè)轉(zhuǎn)移的意愿就會越大。該變量的優(yōu)勢比為0.579，說明農(nóng)民認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用每提高一個等級，就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿降低一個等級的可能性就會增加0.579倍。

(四)新農(nóng)保對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿影響的進(jìn)一步分析

在農(nóng)民收入方面，該村農(nóng)民收入較高者反而比收入低者有著更強(qiáng)的轉(zhuǎn)移意愿，以往較多的觀點(diǎn)認(rèn)為農(nóng)民依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)而獲得的收入是有限的，尤其是與城鎮(zhèn)地區(qū)的預(yù)期收入對比時(shí)，會產(chǎn)生一種勞動力遷移的城鎮(zhèn)拉力。但是這種拉力對于農(nóng)村不同的收入家庭而言是有區(qū)別的。在訪談中，我們了解到對于大多數(shù)低收入者而言，他們擔(dān)心一旦外出就會失去土地這一重要的收入來源；而且，他們面臨著外出的巨大壓力，如放棄土地收入、外出打工的風(fēng)險(xiǎn)，一旦掙不到，家庭會陷入危機(jī)等。然而，對于收入高者而言，限于現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，難以在農(nóng)業(yè)上獲得更高的收入，于是他們有著強(qiáng)烈的轉(zhuǎn)移意愿；長期的收入積累在一定程度上降低了他們的外出成本，如車費(fèi)、時(shí)間成本等，而且原有的積累會增強(qiáng)他們抵抗外出風(fēng)險(xiǎn)的能力。因此，在承擔(dān)外出成本上，低收入者比高收入者的壓力要大，高收入者就會表現(xiàn)出比低收入者更強(qiáng)的轉(zhuǎn)移意愿。

在繳費(fèi)檔次方面，城鄉(xiāng)的福利差距也是農(nóng)民遷移到城市著重考慮的方面，我國社會保障建設(shè)在地域上是先城市后農(nóng)村，城鎮(zhèn)職工在退休后大多會獲得與職業(yè)相關(guān)的養(yǎng)老金，而對于農(nóng)民來說一般是“活到老，干到老”，同樣是年輕時(shí)辛勤勞動，但年老時(shí)的福利待遇差異會形成一種城市拉力。由于農(nóng)村社會保障建設(shè)長期落后于城鎮(zhèn)地區(qū)，導(dǎo)致了學(xué)界在研究農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響因素時(shí)只是將其作為一個順便提及的因素，并沒有給予深入的分析。新農(nóng)保政策于2009年在全國正式試點(diǎn)推行，由于前期政策處于推廣和落實(shí)階段，學(xué)者對新農(nóng)保影響的研究較少；但是，隨著新農(nóng)保持續(xù)發(fā)展，其帶來的影響逐漸的顯現(xiàn)，如有學(xué)者利用CHARLS數(shù)據(jù)分析得出，新農(nóng)保顯著地提高了農(nóng)村養(yǎng)老人的收入水平，提高了其主觀福利，并在一定程度上促進(jìn)了家庭消費(fèi)和減少了老年人勞動供給等[34]。說明新農(nóng)保在實(shí)施一段時(shí)間后，對農(nóng)民的一些福利效應(yīng)逐漸增強(qiáng)。通過該村的分析可知，農(nóng)民的參保檔次越高，轉(zhuǎn)移的意愿就越小。新農(nóng)保實(shí)行的是統(tǒng)籌賬戶和個人賬戶相結(jié)合的模式，個人繳費(fèi)檔次的高低在很大程度上決定著年老時(shí)領(lǐng)取養(yǎng)老金的多少，如個人繳費(fèi)檔次越高，一般情況下到年老時(shí)領(lǐng)取的養(yǎng)老金就會越多。新農(nóng)保促使城鄉(xiāng)的福利差距在縮小，反而形成一種農(nóng)村的反拉力，導(dǎo)致了農(nóng)民轉(zhuǎn)移意愿降低。

在對新農(nóng)保的了解上，農(nóng)民了解程度越高，轉(zhuǎn)移的意愿就會越強(qiáng)烈。由于目前領(lǐng)取養(yǎng)老金的群體中，一部分屬于未繳費(fèi)的，只領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金部分，還有一部分由于政策實(shí)施時(shí)繳費(fèi)的檔次低而領(lǐng)取的養(yǎng)老金數(shù)額較少，所以農(nóng)民看著當(dāng)前老人領(lǐng)取的養(yǎng)老金并不理想。加之，之前老農(nóng)保的失敗留下的陰影，使農(nóng)民對新農(nóng)保的了解過多地處于膚淺層次，于是導(dǎo)致了自認(rèn)為很了解，反而轉(zhuǎn)移越強(qiáng)烈的結(jié)果。而且該項(xiàng)的優(yōu)勢比為2.678，對轉(zhuǎn)移意愿的影響較大。

在對新農(nóng)保的總體滿意度上，農(nóng)民對政策越滿意，其轉(zhuǎn)移的意愿就越不強(qiáng)烈。農(nóng)民對新農(nóng)保越滿意，說明農(nóng)民越認(rèn)可新農(nóng)保帶來的養(yǎng)老保障能力，一旦城鄉(xiāng)福利待遇差異逐漸縮小，農(nóng)民就會減少外出務(wù)工的意愿。但是滿意度的優(yōu)勢比只有0.414，對農(nóng)民就業(yè)轉(zhuǎn)移意愿的影響并不是很大。另外，關(guān)于農(nóng)民認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中的作用方面，其實(shí)與對新農(nóng)保的滿意度是類似的，滿意度往往影響著農(nóng)民對新農(nóng)保的態(tài)度，所以農(nóng)民越認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用大，其轉(zhuǎn)移的意愿就會越低，其優(yōu)勢比為0.579，說明與滿意度一樣對于勞動力轉(zhuǎn)移意愿的影響不是很大。

同時(shí)，那些未通過檢驗(yàn)的因素也是需要關(guān)注的。首先，關(guān)于個人特征方面的，性別、年齡和受教育程度在許多研究中都屬于重要的影響因素，但是在本次檢驗(yàn)中并未通過。對于性別因素，以往的研究其實(shí)也存在分歧，調(diào)研的地點(diǎn)不同會有不同的結(jié)果。如對于年齡因素，一般的研究結(jié)果是年輕者的轉(zhuǎn)移意愿大于年老者的轉(zhuǎn)移意愿，有學(xué)者還專門研究家庭生命周期對農(nóng)民轉(zhuǎn)移的影響[35]。在數(shù)據(jù)分析中發(fā)現(xiàn)，大部分年老者也表現(xiàn)出較強(qiáng)的轉(zhuǎn)移意愿，其實(shí)上面已經(jīng)提到了，由于制度實(shí)施初期，該村大部分年老者領(lǐng)取的養(yǎng)老金較少，所以出現(xiàn)這種結(jié)果。在受教育程度上，由于受訪者的受教育程度較為集中，導(dǎo)致了回歸結(jié)果的不顯著。參保時(shí)間理論上也是影響?zhàn)B老金的因素，但是由于該村作為首批試點(diǎn)村，該村農(nóng)民參保的時(shí)間大致相同，所以也未有顯著的結(jié)果。

四、小結(jié)

本文通過對山東省D村的調(diào)研，運(yùn)用多元有序回歸分析研究新農(nóng)保對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移意愿的影響，得出：家庭人均收入、對新農(nóng)保的了解程度與轉(zhuǎn)移意愿呈正相關(guān)，即家庭人均收入越高，轉(zhuǎn)移意愿越強(qiáng)烈；對農(nóng)保制度越了解，轉(zhuǎn)移的意愿越強(qiáng)烈。參保檔次、對新農(nóng)保的滿意度和認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用與轉(zhuǎn)移意愿呈負(fù)相關(guān)，即農(nóng)民參保的檔次越高，轉(zhuǎn)移的意愿就越低；對新農(nóng)保的滿意度越高，轉(zhuǎn)移的意愿越低；認(rèn)為新農(nóng)保在養(yǎng)老中發(fā)揮的作用越大，轉(zhuǎn)移的意愿越低。而如性別、年齡和受教育程度等并沒有表現(xiàn)顯著的影響。

隨著農(nóng)村社會保障制度的不斷完善和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)的推進(jìn)，在新農(nóng)村建設(shè)的基礎(chǔ)上，農(nóng)民的生活水平將逐漸提高，城鄉(xiāng)的福利差距也在不斷縮小，而且逐步邁向城鄉(xiāng)一體化的目標(biāo)。新時(shí)期，勞動力轉(zhuǎn)移的影響因素逐漸復(fù)雜化，以往從農(nóng)村推力和城市拉力視角形成的推拉模型需要依據(jù)社會環(huán)境的變遷進(jìn)行進(jìn)一步的改進(jìn)。新農(nóng)保作為改善農(nóng)民生活的一項(xiàng)舉措，隨著農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的完善和各項(xiàng)惠民政策進(jìn)一步的落實(shí)，未來研究勞動力轉(zhuǎn)移可能會偏向于農(nóng)村拉力，尤其是在城市環(huán)境惡化和人口擁擠等一系列城市問題背景下，會形成一種城市的推力。本文的研究具有一定的局限性，而且只是某一時(shí)間段的調(diào)研結(jié)果，缺乏動態(tài)的研究結(jié)果，隨著新農(nóng)保影響的加強(qiáng)，農(nóng)民的轉(zhuǎn)移意愿可能會有所變化。所以在以后的研究中需要展開長期的動態(tài)跟蹤研究。