保障狀況、遷移意愿與農民工勞動供給

陳誠 楊巧 張麗霞

(1.南京大學 商學院，江蘇 南京 210093；2.中南財經政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

改革開放以來，農村剩余勞動力大量流入城市，為我國經濟發(fā)展提供了有效的人力資源支撐，但隨著勞動年齡人口進入下降通道，農民工增速開始呈現(xiàn)放緩趨勢。國家統(tǒng)計局數(shù)據顯示，2010年以來外出農民工人口規(guī)模增速持續(xù)回落，2010年農民工數(shù)量比上年增長5.52%，2019年農民工僅比上年增長0.84%。其中進城農民工更是呈下降趨勢，2017年進城農民工13 710萬人，2019年降至13 500萬人。農民工增速的持續(xù)下降和進城農民工數(shù)量的減少，一方面與人口年齡結構轉變帶來勞動年齡人口下降和區(qū)域發(fā)展不平衡狀況緩解帶來的人口流出地就業(yè)機會增加有關，另一方面也與城市化進程中相關制度的設計與農民工市民化需求的關注點未能完全對接有關。當前我國以農民工市民化為核心的新型城鎮(zhèn)化建設，通過讓農民工進城落戶在享受城市均等公共服務的同時，也為城市提供了穩(wěn)定和高效的勞動力供給，進而提高全社會勞動參與率，進一步促進經濟增長。目前城市的保障體系未能有效將農民工納入其中，城市醫(yī)療保障的缺失有損農民工健康權益，城市養(yǎng)老和失業(yè)保障的缺失則可能迫使農民工更多地進行預防性勞動供給[1]，在延長勞動供給時間的同時降低勞動供給質量。此外，農民工是否決定成為流入地的新市民，即將戶口遷入此地或是選擇不改變戶口狀況，這背后隱含的身份認同差異和融入水平差異也會對其勞動供給產生影響[2]。再者，農民工在城市的醫(yī)療和養(yǎng)老等問題無法得到保障，這在一定程度上影響著他們的遷移意愿進而影響到勞動供給，該領域的研究目前并未得到有效探討。當前我國新型城鎮(zhèn)化建設的關鍵在于促進農民工市民化的同時進一步提高勞動生產率?；诖耍疚膶趧庸┙o區(qū)分為勞動供給時間和勞動供給質量，重點研究保障狀況和遷移意愿對農民工勞動供給的影響，并探討不同種類的保障狀況如何通過影響農民工遷移意愿進而作用于勞動供給時間和勞動供給質量，為完善農民工保障制度、優(yōu)化農民工城市勞動供給效率及提高城鎮(zhèn)化質量提供政策建議。

二、文獻綜述

(一)保障狀況對勞動供給的影響

不同類型保障的勞動供給效應存在一定差異。

首先，醫(yī)療保障方面，各類疾病帶來的健康沖擊降低了勞動時間和勞動參與率[3]。而參加醫(yī)療保險能減輕勞動者就醫(yī)負擔，改善勞動者健康狀況[4]，提升勞動時間和勞動參與。許慶和劉進(2014)[5]探究了“新農合”對農村婦女勞動供給的影響，發(fā)現(xiàn)“新農合”的健康效應能提升農村婦女的農業(yè)勞動參與。趙娜和魏培昱(2019)[6]針對“新農合”對農村老年人群體的勞動供給進行了研究，發(fā)現(xiàn)新“新農合”健康效應會增加農村老年人農業(yè)勞動參與率和勞動供給時間，但“保障效應”和“經濟效應”會降低非農勞動參與。針對醫(yī)療保障對農民工群體勞動供給影響的研究較少，僅有鄧睿(2019)[7]研究了務工地醫(yī)療保險對農民工勞動供給的影響，他在研究中區(qū)分了勞動供給時間和勞動供給質量，發(fā)現(xiàn)務工地醫(yī)療保險會降低勞動供給時間并提高勞動供給質量。

其次，養(yǎng)老保險作為社會保障體系的重要內容，能平滑年輕勞動者在生命周期內的收入，解決養(yǎng)老的后顧之憂，增加老年人收入，對勞動市場產生沖擊。與醫(yī)療保障有利于增加勞動供給的影響不同，大量研究表明，養(yǎng)老保險會通過增加居民收入減少勞動供給[8-9]，但也有研究認為養(yǎng)老金具有勞動供給分配效應，僅會降低年輕時的勞動供給時間但增加老年時的勞動供給時間[10]。我國關于養(yǎng)老保險對勞動供給影響的研究主要集中在“新農?！睂r村老年人勞動供給的影響上，因為農村老年人是“新農保”的直接受益者。大部分學者認為“新農保”直接增加了農村老年人的收入，降低生活壓力，使得他們對閑暇的偏好增加，降低勞動參與率并減少了勞動供給時間[11-12]，但也有學者認為新農保的政策力度不足導致對老年人勞動供給沒有影響[13]。一些研究將勞動供給區(qū)分為農業(yè)勞動供給和非農勞動供給，發(fā)現(xiàn)“新農?！眱H能減少老年人農業(yè)勞動參與和勞動供給時間，但由于保險力度不足對非農勞動供給影響不顯著，“新農?！睂趧庸┙o的影響僅體現(xiàn)在農業(yè)勞動供給上[14]。還有一些研究進一步將養(yǎng)老保險對農村老年人勞動供給的影響擴展到對農業(yè)人口勞動供給上，崔寶玉和謝煜(2015)[15]認為養(yǎng)老保險會降低農民的農業(yè)勞動參與與非農勞動參與。上述研究均集中在“新農保”等農村養(yǎng)老保險對農民勞動供給的影響上，程杰(2014)[16]注意到了不同類型養(yǎng)老保險對農民勞動供給影響的差異，指出雖然養(yǎng)老保險整體上會降低勞動供給水平，但“新農?！薄ⅰ俺锹毐！?、農民工綜合保險和失地農民養(yǎng)老保險對勞動供給的影響程度存在差異。劉子蘭等(2019)[17]則進一步對比研究了“新農保”和城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險對居民勞動供給影響的差異，指出城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險對降低勞動供給時間的影響更大，不僅降低了全職勞動時間，還影響了兼職勞動時間。

最后，失業(yè)保險能夠降低農民工非農就業(yè)風險，增加農民工勞動供給。風險規(guī)避的特征會使農村勞動力選擇較低風險的就業(yè)方式[18]，而就業(yè)風險的存在會迫使農民工由非農就業(yè)市場返回務農[19]，降低農民工勞動供給。李亞青等(2012)[20]的研究也表明社會保險能夠通過穩(wěn)定農民工的城市就業(yè)提高農民工勞動供給。

(二)遷移意愿對勞動供給的影響

新古典增長理論認為只有外生的人口增長和技術進步才能推動經濟持續(xù)增長，而地區(qū)人口增長率取決于該地區(qū)人口自然增長率和外來人口遷入。改革開放以來大規(guī)模的“鄉(xiāng)—城”人口遷移為中國城市建設提供了充足勞動力，成為城市建設和經濟發(fā)展的引擎。人口遷移帶來的勞動力供給是影響城市經濟增長的重要因素，國內外關于遷移意愿與勞動供給之間關系的直接研究較少，主要為基于兩個方面的側面研究：一是從家庭遷移模式角度研究不同類型家庭的勞動供給差異，農民工子女隨遷和家庭化遷移會增強城市歸屬感，意味著農民工擁有較強的城市融入意愿[21]，而家庭化遷移因為家庭成員團聚而帶來的勞動與閑暇時間分配的變化、主觀效用增加、舉家在城市生活經濟壓力的增大會降低勞動供給時間并激勵農民工提高勞動供給質量[22]。二是從身份認同的角度研究勞動供給情況，基于身份經濟學的角度研究表明遷移人口的身份認同能夠影響勞動供給，而擁有遷移意愿正是對流入地身份認同的一種表現(xiàn)。Casey和Dustmann(2010)[23]分別使用瑞士和德國移民數(shù)據的研究表明，流入地的身份認同能夠促進移民就業(yè)。盧海陽和梁海兵(2016)[24]認為擁有城市身份認同的農民工一方面會效仿城市居民的就業(yè)行為，采取增加人力資本和社會資本投資的方式增加就業(yè)的穩(wěn)定性和提高勞動供給質量；另一方面，會鼓勵他們嘗試以前不敢嘗試的新崗位，一步步實現(xiàn)從“農民工”到“工業(yè)人”甚至“管理者”的轉變。

綜上可知，第一，國內外學者對勞動供給的主要關注點在勞動參與和勞動時間上，而對勞動質量的關注較少。在劉易斯拐點到來和第一次人口紅利消失的背景下，經濟增長模式轉變、產業(yè)結構升級對勞動者素質和技能要求進一步提高，將大規(guī)模的農業(yè)轉移人口轉換為高質量的勞動力供給，對轉變經濟增長方式和保持經濟持續(xù)增長具有重要意義。第二，當前關于醫(yī)療保障對勞動供給影響的研究中忽視了醫(yī)療保障的地域性和不可攜帶性對勞動供給影響導致的差異，未對流出地醫(yī)療保障和流入地醫(yī)療保障進行區(qū)分。第三，有關養(yǎng)老保險對勞動供給的影響研究主要集中在“新農?！睂θw農民和農村老年人口勞動供給的影響上，而對城市農民工的關注度不夠。前文的綜述中很多研究發(fā)現(xiàn)“新農?！睂r村居民非農勞動供給的影響較小，有必要進一步探討城鎮(zhèn)社會保障狀況對城市農民工勞動供給的影響。第四，關于遷移意愿對勞動供給影響的直接研究較少，主要從家庭化遷移和身份認同等與遷移意愿關系密切的因素展開，也沒有研究注意到遷移意愿在保障狀況和農民工勞動供給中扮演的角色，事實上農民工城市保障狀況在一定程度上影響著他們的遷移意愿進而影響到勞動供給。因此本文重點研究保障狀況和遷移意愿對農民工勞動供給時間和供給質量的影響。首先，將勞動供給區(qū)分為勞動供給時間和勞動供給質量，探究保障狀況和遷移意愿對這兩種勞動供給影響的差異；其次，將遷移意愿引入保障狀況對勞動供給的影響體系，重點研究兩者對農民工勞動供給的獨立影響和不同種類保障通過對遷移意愿影響的異質性進而對農民工勞動供給產生不同的影響；最后，細分保障狀況的地域性和種類，探究流入地醫(yī)療保障、流出地醫(yī)療保障和城市提供的社會保障對農民工勞動供給影響的異質性。

三、理論機制與研究假設

醫(yī)療保障對勞動供給的影響存在健康效應和收入效應。健康效應指醫(yī)療保險能夠降低勞動者就診時的費用支出，減少“有病不醫(yī)”的狀況，改善勞動者健康狀況[25]。而身體健康的勞動者能夠更長時間的工作，且擁有更高的工作效率。收入效應指出：一方面，醫(yī)療保險能夠減輕農民工看病負擔，增加結余收入，改變農民工家庭資產配置和勞動供給行為。農民工結余收入的提升導致對閑暇的偏好上升，降低勞動供給時間。同時農民工有更多的資金用于自身人力資本投資和就業(yè)創(chuàng)業(yè)投資，進而提高勞動供給質量[16]。另一方面，對于身體健康的勞動者，預防性勞動供給理論認為在個人資產匱乏和缺乏保障制度的環(huán)境下，勞動者無法使用金融手段實現(xiàn)勞動供給的跨期替代，為應對將來可能發(fā)生的健康風險，勞動者只能通過進行預防性勞動供給，盡可能多地增加勞動時間和儲蓄實現(xiàn)自我保險，此時勞動和閑暇的跨期替代作用失效[1，17]。而醫(yī)療保障能夠降低健康風險，削弱農民工預防性勞動供給動機，減少農民工勞動供給時間。同時預防性儲蓄的降低也使得農民工能夠有更多的資金進行人力資本提升，提高勞動供給質量。由此可見，健康效應和收入效應對勞動供給質量的影響是一致的，但對勞動供給時間的影響相反。但現(xiàn)實情況是中國農民工普遍存在工作時間長和工作強度大的問題[26]，醫(yī)療保障的健康效應對勞動供給時間的增加會低于收入效應和預防性勞動供給對勞動供給時間的減少。目前中國的醫(yī)療保險具有地域性和不可攜帶性，雖然這方面的改革正在推進，但異地就醫(yī)的醫(yī)保結算依然存在諸多限制，如異地醫(yī)?？s小了就醫(yī)地醫(yī)院選擇范圍、起付線更高且報銷比例低、報銷流程繁瑣等[27]。對于農民工來說，他們的戶籍地和居住地分離，只有在居住地擁有醫(yī)療保險才能最大程度地享受醫(yī)療保險的福利，同時大城市醫(yī)療資源更充足、醫(yī)療水平更高，能夠為農民工提供更好的醫(yī)療服務，充分發(fā)揮醫(yī)療保障的健康效應和收入效應作用，因而上述理論分析更適用于流入地醫(yī)療保障。基于此，提出如下研究假設。

H1擁有流入地醫(yī)療保障的農民工勞動供給時間更少，勞動供給質量更高。

勞動供給的簡單靜態(tài)模型認為社會保險會提高勞動者的保留工資(Retaining Wage)和不工作的價值。即養(yǎng)老保險會為提前退休的勞動者提供養(yǎng)老金，失業(yè)保險在勞動者無業(yè)時提供失業(yè)保險金，養(yǎng)老金和失業(yè)補助的給付越高，勞動者保留工資越高，勞動供給時間越短[28]。社會保障制度這種外生因素的變化會導致勞動供給曲線的移動，所導致保留工資的提升會使勞動供給曲線向上方移動。如圖1所示，勞動供給曲線由S0移動至S1，勞動力市場均衡點由A移動至B，勞動供給時間由L0下降至L1，工資率由w0上升至w1。因而養(yǎng)老保險和失業(yè)保險等社會保險會降低勞動供給時間并提高工資率，而工資率的提高有利于調動農民工積極性，提高工作效率和勞動供給質量。此外，醫(yī)療保障對農民工勞動供給影響的預防性勞動供給理論同樣適用于社會保障對勞動供給影響的分析，養(yǎng)老保險和失業(yè)保險分別降低了農民工為養(yǎng)老和應對失業(yè)風險進行的預防性儲蓄，降低勞動供給時間提高勞動供給質量。

圖1 社會保險對勞動供給的影響性

H2擁有社會保障的農民工勞動供給時間更短，而勞動供給質量更高。

舒爾茨的人力資本理論將遷移看做一種投資行為，認為遷移決策是個人和家庭為謀求更好生活做出的，是權衡成本收益后的結果。由于遷移者個體資源稟賦的差異，不同的個體做出遷移決策的成本收益不同。受教育程度高和具有高技能的人群遷入大城市往往能獲得更高的人力資本回報[29]；擁有穩(wěn)定工作和高收入的群體遷入大城市能更大限度地占有城市資源和機會[30]，促進自身進一步發(fā)展。這部分農民工在城市長期居留并融入城市能夠進一步享受城市提供的公共服務和發(fā)展機會，擺脫“次級勞動市場”，不再受到最低必須支出的約束，在工作之余會更加追求社交需求、尊重需求和自我實現(xiàn)需求，他們勞動供給的收入效應大于替代效應，更傾向于減少勞動供給時間?；诖耍岢鋈缦卵芯考僭O。

H3愿意遷入城市的農民工更傾向于減少勞動供給時間。

劉易斯提出的二元經濟理論認為城市工業(yè)部門具有較高的生產技術和管理水平，勞動生產率遠高于農業(yè)部門。在相同質量和數(shù)量的勞動條件下，非熟練勞動力在城市工業(yè)部門的生產效率高于農業(yè)部門，獲得的工資也高于農業(yè)部門，工業(yè)部門的勞動供給質量高于農業(yè)部門。但由于戶籍制度、就業(yè)歧視、社會保障和公共服務覆蓋不足，導致農民工在城市長期定居意愿低，表現(xiàn)為農民工頻繁進行城鄉(xiāng)循環(huán)流動和“候鳥式”遷移。而具有長期遷移和落戶意愿的農民工對“城市人”身份的認同感較強，會進行舉家遷移并完全脫離農業(yè)[31]，這部分農民工的勞動供給質量會更高。另一方面，遷移意愿較高的農民工為了留在城市，獲得穩(wěn)定的收入和保持現(xiàn)有生活狀態(tài)，他們需要提升自身人力資本水平和勞動供給質量，適應城市經濟發(fā)展和產業(yè)結構升級引發(fā)的不斷變化的勞動力需求?；诖?，提出如下研究假設。

H4愿意遷入城市的農民工更愿意提高勞動供給質量。

人口遷移“推拉理論”認為人口遷移是由遷出地推力和拉力、遷入地推力和拉力、中間阻礙因素以及個人因素綜合作用的結果，其中遷出地和遷入地的拉力因素中除收入因素外，還有更好的居住環(huán)境、教育資源、社會保障和社會環(huán)境等能改善生活條件的因素[32]。由于醫(yī)療保障和社會保障具有很強的地域性和不可攜帶性，地區(qū)提供的醫(yī)療保障和社會保障是該地區(qū)吸引農民工遷入的重要因素。Stroupe等(2001)[33]研究發(fā)現(xiàn)慢性病患者的工作轉換率比其他人低40%，因為醫(yī)保繳納問題這部分人被“鎖”在原有工作上，他提出“枷鎖效應”解釋這一現(xiàn)象。與醫(yī)療保險對工作的“枷鎖效應”類似，醫(yī)療保障和社會保障也會限制勞動力跨地區(qū)流動[34]。賈男和馬俊龍(2015)[27]研究發(fā)現(xiàn)農民工戶籍地新農合的不可攜帶性影響了農民工就業(yè)地域選擇，對農村勞動力向外遷移產生“枷鎖效應”，對外出務工農民工有“拉回效應”。擁有流入地城市的醫(yī)療保障會將農民工“鎖”在城市，有利于農民工市民化和社會融入。這表明流出地和流入地的醫(yī)療保障和社會保障對農民工城市遷移意愿會產生不同影響，流出地醫(yī)療保障將農民工“拉回”農村，降低農民工城市遷移意愿，流入地醫(yī)療保障和社會保障將農民工“鎖”在流入城市，提高農民工遷移意愿。結合遷移意愿對農民工勞動供給影響的理論，可以得出流出地和流入地醫(yī)療保障和社會保障會因為對農民工遷移意愿產生不同的影響進而對勞動供給產生不同的影響?；诖?，提出如下研究假設。

H5擁有流出地醫(yī)療保障會通過降低農民工城市遷移意愿提高勞動供給時間并降低勞動供給質量。

H6流入地醫(yī)療保障會通過提高農民工城市遷移意愿降低勞動供給時間并提升勞動供給質量。

H7流入地社會保障會通過提高農民工城市遷移意愿降低勞動供給時間并提升勞動供給質量。

四、數(shù)據來源與變量選取

(一)數(shù)據來源

本文所用數(shù)據來自2016年和2017年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據以及《中國城市統(tǒng)計年鑒》。流動人口數(shù)據由原國家衛(wèi)生計生委流動人口服務中心在全國31個省(區(qū)、市)和新疆生產建設兵團流動人口較為集中的流入地抽取樣本點開展抽樣調查，采取分層、多階段與規(guī)模成比例的PPS方法進行抽樣得到的。該調查涉及到流動人口的個人基本特征、就業(yè)、勞動供給、保障狀況、遷移意愿等微觀信息。城市層面數(shù)據來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。由于本文研究農民工的勞動供給問題，僅保留農業(yè)戶籍樣本，加之部分城市宏觀數(shù)據缺失，去掉缺失項和不適用項后，得到285個地級及以上城市(包含地區(qū))共162 200個樣本。

(二)變量選取

1.農民工勞動供給

本文被解釋變量勞動供給包括農民工的勞動供給時間和勞動供給質量兩個維度?，F(xiàn)有研究中勞動供給時間的衡量根據研究需要和所采用的調查數(shù)據庫不同分為年勞動天數(shù)和勞動小時數(shù)兩種衡量方式。涉及到勞動供給結構的研究(如對比研究農業(yè)勞動供給和非農勞動供給)多采用年勞動天數(shù)[12,15-16]，采用這一指標足以對各類勞動供給的結構進行量化。而對單一類型勞動供給或勞動供給總量的研究多細化至勞動小時數(shù)[3,35]，能夠更準確地衡量勞動供給強度。本文研究農民工在城市的非農勞動供給，參照賈朋、張世偉(2012)[35]和鄧睿(2019)[7]等的做法，結合問卷中關于農民工周工作小時的問題得出農民工周工作小時數(shù)，用于反映勞動供給時間。小時工資可以用來反映勞動者的生產效率[36]，因而本文參照鄧睿(2019)[7]和董延芳等(2018)[26]的做法采用農民工小時工資率作為勞動供給質量的代理指標，具體計算方法為：小時工資率=月收入/(4*周工作小時數(shù))。勞動時間和小時工資率存在相關性，經典勞動供給理論認為，在勞動力市場開放且充分競爭的前提下，勞動供給曲線向右上方傾斜，即隨著勞動時間的增加，勞動者需要更高的工資率對損失的閑暇時間予以補償。但也有研究認為對于城市低收入群體和農民工群體而言，這一理論并不成立。Dunn(1978)[37]和董延芳等(2018)[26]針對低收入群體和農民工群體的研究表明，在次級勞動力市場中農民工勞動供給曲線向右下方傾斜。即低收入群體受到次級勞動市場和最低必須支出的約束，對收入的偏好遠高于閑暇，工資率降低與勞動時間增加并存。不同的保障狀況和遷移意愿的差異會導致農民工勞動供給的動機和效用不同，進而對農民工勞動供給時間和勞動偏好產生不同影響，因而要考察農民工勞動供給行為就需要全面考慮勞動供給時間和勞動供給效率。

2.保障狀況

保障狀況主要包括流出地醫(yī)療保障、流入地醫(yī)療保障和流入地社會保障。借鑒朱銘來和史曉晨(2016)[38]的做法，結合流動人口動態(tài)監(jiān)測調查問卷，將擁有“新型農村合作醫(yī)療保險”或“城鄉(xiāng)居民合作醫(yī)療保險”且參保地在戶籍地的視為有流出地醫(yī)療保障，將有“城鄉(xiāng)居民合作醫(yī)療保險”“城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險”“城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險”或“公費醫(yī)療”且參保地在本地的視為有流入地醫(yī)療保障。是否有社會保障則用“養(yǎng)老保險”和“失業(yè)保險”來衡量，在流入地擁有其中一種即視為擁有社會保障。本文的社會保障主要指流入地社會保障，沒有對流出地社會保障進行考慮主要是由于：首先，與醫(yī)療保障使用上顯著的地域性不同，不管是新農保、城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險還是城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險，差異主要在于繳納對象、繳費標準和領取金額上，保險在初次辦理后后續(xù)的繳費可以異地代繳，部分地區(qū)甚至能夠進行手機和網上繳費，而保險的使用即養(yǎng)老金領取方面更沒有地域限制，因而不同屬地的養(yǎng)老保險對農民工推拉作用不明顯；其次，失業(yè)保險雖地域性強但繳納對象主要為城鎮(zhèn)企業(yè)事業(yè)單位和城鎮(zhèn)企業(yè)事業(yè)單位職工(1)來源于《失業(yè)保險條例(國務院第258號令)》。，參保地主要在城市。2016年流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據顯示擁有失業(yè)保險的農民工中93.94%的參保地在流入城市；最后，2017年流動人口動態(tài)監(jiān)測調查僅詢問了農民工在流入地城市的社會保險狀況。因而下文中的社會保障主要指流入地社會保障。

3.遷移意愿

遷移意愿指農民工是否愿意在流入地長期定居。中國特有的戶籍制度和居民公共服務權利的“屬地化”特征使得農民工只有獲得流入地城市戶籍才能與當?shù)鼐用褚粯荧@取城市醫(yī)療、教育和住房保障等公共服務，實現(xiàn)制度上身份的轉變[2]。因而研究中通常將落戶視為永久遷移[39]。借鑒陳丹等(2017)[40]的做法，根據問卷中的問題“如果您符合本地落戶條件，您是否愿意把戶口遷入本地？”設置遷移意愿變量，剔除回答“沒想好”的樣本，將回答“愿意”的樣本視作有遷移意愿，賦值為1，將回答“否”的樣本看作沒有遷移意愿，賦值為0。

4.控制變量

控制變量主要包括個人特征、家庭特征、就業(yè)狀況、流動特征和城市特征五類。個人特征變量主要有性別、年齡、受教育狀況、婚姻狀況、是否接受健康教育。家庭特征變量主要考察了家庭是否擁有住房和家庭規(guī)模的影響。在就業(yè)狀況變量的定義中，將就業(yè)行業(yè)分解為四類：第一產業(yè)、第二產業(yè)、生產性服務業(yè)和生活性服務業(yè)，“農林牧漁”歸為第一產業(yè)，“交通運輸倉儲和郵政業(yè)”“信息傳輸軟件和信息技術服務業(yè)”“金融業(yè)”“房地產業(yè)”“租賃和商務服務業(yè)”“科學研究和技術服務業(yè)”歸為生產性服務業(yè)，“批發(fā)和零售業(yè)”“住宿和餐飲業(yè)”“居民服務修理和其他服務業(yè)”歸為生活性服務業(yè)。就業(yè)身份分為雇主、雇員和自營勞動者。就業(yè)單位性質分為國有性質、股份制性質和私有性質單位。流動特征方面包括流動時間、流動范圍(跨省、省內跨市、市內跨縣)和流動模式(是否家庭隨遷)。城市特征主要指城市經濟狀況，選取了人均GDP、代表產業(yè)結構的泰爾指數(shù)。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量定義及描述性統(tǒng)計表

(三)模型設定

本文研究保障狀況、遷移意愿和農民工勞動供給之間的關系，由于存在部分無業(yè)和失業(yè)農民工，被解釋變量勞動供給時間和勞動供給質量為左斷尾的受限被解釋變量，直接使用OLS回歸會存在樣本選擇偏差，因而選用Tobit模型進行估計。同時為檢驗估計結果的穩(wěn)健性，在主回歸中報告了OLS的估計結果，并采用穩(wěn)健標準誤緩解可能存在的異方差問題，模型設定如下

workh=α0+α1medicals+α2socials+α3migrate+α4Z+μ

(1)

wageh=α0+α1medicals+α2socials+α3migrate+α4Z+μ

(2)

其中，workh和wageh分別表示勞動供給時間和勞動供給質量，medicals表示醫(yī)療保障狀況(包括流入地醫(yī)療保障和流出地醫(yī)療保障)，socials表示農民工社會保障狀況，migrate表示遷移意愿，Z表示控制變量，包括個體特征、家庭特征、就業(yè)狀況、流動特征和城市特征，μ表示隨機擾動項。

為討論保障狀況通過遷移意愿對農民工勞動供給的影響，采用由溫忠麟和葉寶娟(2014)[41]改進的逐步法進行中介效應檢驗。其中農民工勞動供給為因變量、遷移意愿為中介變量、保障狀況為自變量，具體檢驗流程如下

workh=α10+α11outmedicals+α13Z+μ

(3)

migrate=α20+α21outmedicals+α23Z+μ

(4)

workh=α30+α31outmedicals+α32migrate+α33Z+μ

(5)

wageh=α10+α11outmedicals+α13Z+μ

(6)

migrate=α20+α21outmedicals+α23Z+μ

(7)

wageh=α30+α31outmedicals+α32migrate+α33Z+μ

(8)

式(3)-(8)中的outmedicals為流出地醫(yī)療保障。根據中介效應檢驗流程，第一步對模型3進行回歸，即直接使用自變量流出醫(yī)療保障對因變量勞動供給時間進行回歸，檢驗系數(shù)α11的顯著性。第二步，依次對模型4和模型5進行回歸，檢驗模型4中流出地醫(yī)療保障對遷移意愿影響系數(shù)α21的顯著性和模型5中遷移意愿對勞動供給時間影響系數(shù)α32的顯著性，如果α21和α32均顯著，則間接效應顯著；如果至少有一個不顯著，則需進一步使用Bootstrap檢驗H0:α21α32=0,如果顯著則中介效應中間接效應顯著，如果不顯著則不存在中介效應。第三步，檢驗模型5中流出地醫(yī)療保障對農民工勞動供給的影響系數(shù)α31的顯著性，如果顯著則直接效應顯著。第四步，如果α21α32和α31的系數(shù)符號相同則表示存在部分中介效應。將模型3中和模型5中的因變量替換為勞動供給質量wageh得到模型6和模型8，模型7和模型4相同。同模型3到模型5一樣，模型6到模型8用于檢驗流出地醫(yī)療保障通過遷移意愿影響農民工勞動供給質量的中介效應。將模型3到模型8中的outmedicals流出地醫(yī)療保障依次替換為流入地醫(yī)療保障和社會保障，用來檢驗這兩者通過影響遷移意愿對農民工勞動供給時間和勞動供給質量影響的中介效應。

五、農民工勞動供給現(xiàn)狀描述

(一)不同保障狀況下的農民工勞動供給差異

根據農民工是否持有醫(yī)療保險和持有醫(yī)療保險的屬地不同，將農民工醫(yī)療保障分為四種類型：無醫(yī)療保障、只有流出地醫(yī)療保障、只有流入地醫(yī)療保障、流出地和流入地醫(yī)療保障均有。根據農民工參與的社會保障情況，將參加了城市養(yǎng)老保險或失業(yè)保險視為有社會保障，其他情況為無社會保障。從表2可以看出，無醫(yī)療保障的農民工僅占全體農民工的8.31%，反映出基本醫(yī)療保險覆蓋面已經較廣。有醫(yī)療保障的農民工中，只有流出地醫(yī)療保障的人群占總體比例最高，為70.03%，而只有流入地醫(yī)療保障的農民工的比例僅16.40%，只有前者的1/5，表明城市醫(yī)療保障在農民工中覆蓋較少。結合農民工的勞動供給時間來看，流入地和流出地均有醫(yī)療保障的農民工平均周工作時間最長，其次是只有流出地醫(yī)療保障的農民工；農民工的勞動供給質量方面，兩種醫(yī)療保障均有的農民工和只有流入地醫(yī)療保障的農民工平均小時工資率最高且相似。這說明流出地醫(yī)療保障在農民工勞動供給時間的增加上占主導，而流入地醫(yī)療保障則大大提高了農民工的勞動供給效率。與醫(yī)療保障不同的是，持有社會保障既增加了農民工的平均周工作時間，又提高了小時工資率。

表2 保障狀況與農民工勞動供給

(二)不同就業(yè)狀況農民工勞動供給差異

本文從就業(yè)行業(yè)、就業(yè)身份、就業(yè)單位三方面區(qū)分農民工就業(yè)狀況，分析不同就業(yè)狀況農民工勞動供給的差異。從就業(yè)行業(yè)來看，農民工從事行業(yè)最多的為生活性服務業(yè)、其他行業(yè)和制造業(yè)。從事生活性服務業(yè)和制造業(yè)的農民工平均周工作時間最長。由于生產性服務業(yè)和建筑業(yè)需要較高的技術水平，從事這兩種行業(yè)的農民工平均小時工資率最高，勞動供給質量遠高于其他行業(yè)。從就業(yè)身份來看，農民工中雇主所占比例最小，只有6.15%，其平均周工作時間和平均小時工資率均高于其他農民工，企業(yè)經營狀況與雇主收入和社會地位等直接相關，雇主的工作時間更長，效率更高。從就業(yè)單位來看，絕大部分農民工在私有企業(yè)工作，但該類人群的平均周工作時間與小時工資率均較低，在股份制、外商及港澳臺企業(yè)工作的農民工勞動時間較長、小時工資率較高。

表3 不同類型農民工勞動供給

(三)老生代與新生代農民工勞動供給的差異

本文將1980年以后出生的農民工歸類為新生代農民工，1980年之前出生的農民工歸類為老生代農民工，分析這兩者在勞動供給、遷移意愿和保障狀況之間的差異。從表4可以看出，新生代農民工占全體比例為57.96%，超過老生代農民工，可見新生代農民工已經成為了農民工的主體。新生代農民工在勞動供給質量方面高于老生代農民工，表現(xiàn)為較短的平均周工作時間和較高的平均小時工資率。

表4 農民工勞動供給的差異

從表5可以看出，相比于老生代農民工，新生代農民工的遷移意愿略高。新生代農民工擁有流入地醫(yī)療保障的比例遠高于老生代農民工，擁有流出地醫(yī)療保障的比例低于老生代農民工。可能原因是老生代農民工不愿意永久性遷移的人數(shù)較多，更愿意持有家鄉(xiāng)的醫(yī)療保障。新生代農民工和老生代農民工持有社會保障的比例相當。

表5 不同性質農民工遷移意愿與保障狀況

(四)農民工工作時間與工作效率之間的關系

分析農民工工作時間和工作效率之間的關系可以發(fā)現(xiàn)農民工工作時間越長，小時工資率越低。從表6可以看出，隨著周工作時間的增加，小時工資率在13.89元/小時以下的農民工占比逐漸增加，在13.89元/小時以上的農民工占比逐漸降低。低小時工資率的農民工為維持在城市生活不得不提高工作時間。

表6 農民工工作時間與工作效率

六、實證結果

(一)全樣本結果分析

將農民工勞動供給分為勞動供給時間和勞動供給質量，分別對兩個被解釋變量進行OLS回歸和Tobit回歸，研究保障狀況和遷移意愿對農民工勞動供給的影響，回歸結果如表7所示。

表7 全樣本回歸結果

列(1)和列(3)分別使用OLS回歸和Tobit回歸考察各變量對農民工勞動供給時間的影響。實證結果表明，核心解釋變量流出地醫(yī)療保障對農民工勞動供給時間的影響為正且顯著，流入地醫(yī)療保障的影響則為負且顯著，假設1和假設5得到部分驗證。擁有流出地醫(yī)療保障增加了農民工的勞動供給時間，而擁有流入地醫(yī)療保障減少了農民工的勞動供給時間。這可能是由于，流出地醫(yī)療保障和流入地醫(yī)療保障對遷移意愿的影響不同，流出地醫(yī)療保障的“拉回效應”導致農民工更愿意返回家鄉(xiāng)，通過增加勞動時間快速積累回鄉(xiāng)資本，擁有流入地醫(yī)療保障則有利于提高農民工城市遷移意愿，減少勞動供給時間，這一點將在后文中進一步探討。是否有社會保障對農民工勞動供給時間的影響顯著為負，因為城市社會保障如養(yǎng)老保險、失業(yè)保險能減少農民工工作的后顧之憂，降低工作壓力，抑制工作時間的增加，假設2得到部分驗證。遷移意愿對農民工勞動供給時間的增加有顯著抑制作用，農民工的落戶意愿越強烈，越需要提升自身能力以適應城市的變化，而隨著能力的提升和收入增長，他們能夠擺脫次級勞動市場，不再受到最低必須支出的約束，更傾向于減少工作時間，增加閑暇時光，假設3得到驗證?？刂谱兞康慕Y果基本顯著，從個人特征來看，年齡對勞動供給時間存在倒U型影響，其次受教育程度較低的、未進行健康教育的、已婚男性農民工的勞動供給時間更長；從家庭特征來看，沒有住房、家庭規(guī)模較大的農民工在家庭的生活壓力下不得不增加其勞動供給時間；從就業(yè)狀況來看，除了第一產業(yè)外，從事其他行業(yè)均會導致農民工勞動供給時間的增加，在正規(guī)企業(yè)工作的農民工勞動供給時間更長；從流動特征看，流動時間越長、流動距離越遠、未隨家庭流動的農民工提供了更多的勞動供給時間；從城市特征來看，在經濟發(fā)展越好、產業(yè)結構越高級的城市，農民工的勞動供給時間越短，富裕城市的農民工更偏好閑暇。

列(2)和列(4)的實證結果反映了各變量對農民工勞動供給質量的影響。其中，流出地醫(yī)療保障對農民工勞動供給質量的影響為負且顯著。這可能是由于流出地醫(yī)療保障的“拉回效應”導致農民工更愿意返鄉(xiāng)，缺乏提升自身素質和勞動技能以提高勞動供給質量的動力。流入地醫(yī)療保障和社會保障對農民工勞動供給質量的影響為正且顯著，表明擁有流入地醫(yī)療保障和社會保障會提升農民工勞動供給質量。這與農民工勞動供給時間的結果正好相反，城市的醫(yī)療保障和社會保障狀況越好，農民工只需提供較短的勞動時間，便能獲得更高的勞動供給效率，假設1和假設2得到全部驗證。遷移意愿對農民工勞動供給質量的影響顯著為正。這說明遷移意愿越高的農民工，其在城市強烈的定居意愿能夠激勵他們提高工作效率，假設4得到驗證?？刂谱兞康慕Y果與各變量對勞動供給時間的影響基本一致。不同的是，受教育程度高、擁有住房的農民工勞動供給質量更高，而家庭規(guī)模的擴大、從事制造業(yè)、從事生活性服務業(yè)、流動時間的增加會顯著降低農民工勞動供給質量。擁有較高人力資本的農民工從事于生產效率更高的行業(yè)，由此帶來個人資產與財富的大量積累，加上穩(wěn)定扎根城市決心的推動，農民工的勞動效率和勞動供給質量大大提高。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.更換關鍵解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

本文基準回歸中采用戶口遷移意愿作為遷移意愿的代理變量，但也有部分農民工因為不愿放棄農村土地等原因不愿遷移戶口但愿意在城市長期居住，這部分農民工擁有事實性永久遷移意愿[2]。本文使用事實性永久遷移意愿替代基準回歸中的制度性永久遷移意愿進行穩(wěn)健性檢驗。根據問卷中的有關問題，將愿意在本地長期繼續(xù)居留的農民工視為有居留意愿，賦值為1；將不愿意在本地長期居留的農民工視為沒有居留意愿，賦值為0，以此作為遷移意愿的替代變量。回歸結果如表8顯示，各變量的符號和顯著性均不變，實證結果具有穩(wěn)健性。

表8 替換關鍵解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結果

2.剔除部分樣本的穩(wěn)健性檢驗

本文剔除一些對農民工勞動供給估計結果可能有特殊影響的子樣本，采用Tobit模型進一步檢驗估計結果的穩(wěn)健性。表9列(1)和列(2)剔除了生病和喪失勞動能力的農民工樣本，這部分農民工無法提供勞動供給。列(3)和列(4)剔除了在政府和事業(yè)單位工作的農民工樣本，這部分農民工勞動供給時間和工資率的彈性較低。列(5)和列(6)剔除了雇主農民工樣本，這部分農民工的收入最高且收入構成中除勞動收入外非勞動收入占有很大比重，而非勞動收入中的資本和知識產權收入、經營收入等與勞動供給時間和質量無關。列(7)和列(8)剔除了北京、上海、廣州和深圳四個一線城市農民工樣本。這四個一線城市公共服務完善，但也存在落戶門檻、房價和生活成本高等問題，農民工遷移意愿和勞動供給與其他城市相比有一定差異。剔除這些樣本后結果依然穩(wěn)健。

表9 剔除部分樣本的穩(wěn)健性檢驗

(三)異質性分析

1.新生代農民工與老生代農民工勞動供給的異質性

本文樣本中，新生代農民工的樣本占比為57.91%，高于老生代農民工，我國農民工結構已經處于以新生代為主的時代。與老生代農民工不同，新生代農民工的權利意識更強，在城市的永久性遷移意愿更高[2],因而有必要探究保障狀況和遷移意愿對不同代際農民工勞動供給的影響。表10采用Tobit模型進行估計，回歸結果顯示，不論是新生代農民工還是老生代農民工，流入地醫(yī)療保障、社會保障、遷移意愿對勞動供給時間均呈顯著負向影響，對勞動供給質量的影響顯著為正，流出地醫(yī)療保障對兩類農民工勞動供給時間的影響為正且顯著，對勞動供給質量的影響為負且顯著，與全樣本結果一致。值得注意的是：第一，與老生代農民工相比，擁有流出地醫(yī)療保障的新生代農民工更愿意增加勞動供給時間且更不愿意提升勞動供給質量。這可能是由于，根據上文表2的發(fā)現(xiàn)，流出地醫(yī)療保障在勞動供給時間的增加上占主導，而新生代農民工更為年輕且精力旺盛，同時一部分未成家的新生代農民工家庭負擔低，有更多時間投入工作，在面臨流出地醫(yī)療保障的“拉回效應”時更容易選擇增加勞動時間快速積累回鄉(xiāng)資本。第二，流入地醫(yī)療保障對新生代農民工勞動供給時間減少的影響小于老生代農民工，對新生代農民工勞動供給質量提高的影響也小于老生代農民工，主要是由于流入地醫(yī)療保障在勞動供給質量的增加上占主導，而老生代農民工因為年齡和身體原因對最基本的流入地醫(yī)療保障較為敏感，因而擁有流入地醫(yī)療保障的老生代農民工更愿意提升勞動供給質量。在面臨經濟壓力時，新生代農民工更充足的精力使得他們可以通過增加勞動供給時間提高總收入，而老生代農民工不具備這一條件。第三，社會保障對新生代農民工勞動供給時間和勞動供給質量的影響大于老生代農民工。與老生代農民工重視流入地醫(yī)療保障不同，新生代農民工則更加注重能夠放松預算約束的養(yǎng)老保險和降低失業(yè)損失的失業(yè)保險，新生代農民工對社會保障的需求層次更高。遷移意愿對勞動供給時間和勞動供給質量的影響方面，新生代農民工遷移意愿對勞動供給時間的影響系數(shù)與老生代農民工相當，但對勞動供給質量影響的系數(shù)遠大于老生代農民工，表明遷移意愿對新生代農民工勞動供給質量地提升更大，愿意遷入城市的新生代農民工會更加積極主動地提升自身技能和素質，提高勞動供給質量，適應城市勞動力需求的變化。

表10 不同代際農民工分樣本結果

2.不同小時工資率下農民工勞動供給的異質性

描述性統(tǒng)計顯示，農民工的平均小時工資率為13.89元/小時。本文以平均小時工資率為分類標準，將樣本分為高于平均小時工資率和低于平均小時工資率兩類，采用Tobit模型分析不同小時工資率下農民工勞動供給的異質性，結果如表11所示。流出地醫(yī)療保障對任意小時工資率下的農民工勞動供給時間均為正向影響，對小時工資率較高的農民工勞動供給質量的影響為負，而對小時工資率較低的農民工的影響不顯著，可能的原因是：一方面，小時工資率較低的農民工擁有流出地醫(yī)療保障的較多，無法表現(xiàn)出統(tǒng)計上的顯著性；另一方面，農民工群體本身小時工資率和勞動供給質量較低，流出地醫(yī)療保障對低小時工資率和低勞動供給質量的農民工進一步降低勞動供給質量的作用有限。流入地醫(yī)療保障對農民工勞動供給時間和勞動供給質量的影響與全樣本基本一致，但其對小時工資率較高的農民工提升勞動供給質量的影響不顯著。社會保障、遷移意愿對兩類人群勞動供給的影響與全樣本一致。流入地醫(yī)療保障對低小時工資率的農民工勞動供給時間的影響系數(shù)的絕對值大于高小時工資率的農民工，且流入地醫(yī)療保障對低小時工資率的農民工勞動供給質量的影響系數(shù)顯著。這主要是由于相比于其他社會保險，基本醫(yī)療保障為農民工提供最基本的健康權和生存權保障，作用更為基礎，對低收入和低技能農民工影響更大，而高收入農民工更夠通過商業(yè)保險等獲得更高質量的醫(yī)療保障。社會保障對小時工資率較高的農民工勞動供給時間和供給質量的影響系數(shù)絕對值大于小時工資率較低的樣本，表明高勞動供給質量的農民工更加重視自身的社會保障權益。

表11 不同小時工資率農民工分樣本結果

(四)內生性檢驗

勞動供給時間和勞動供給質量在個人層面反映了個人的能力，在城市層面則表現(xiàn)為城市的發(fā)展與競爭力，勞動供給質量越高的城市公共服務體系更加成熟完善，對農民工更具吸引力。因此，勞動供給與保障狀況、遷移意愿之間的影響是雙向的，存在內生性。本文使用工具變量法來緩解內生性問題，參照Pan等(2012)[42]的做法，選取了區(qū)縣流出地醫(yī)療保障參保率、流入地醫(yī)療保險參保率和社會保障參與率作為保障狀況的工具變量。區(qū)縣層面上的醫(yī)療保險參保率和社會保險參保率與個人的參保行為高度相關，醫(yī)療保險和社會保險普及率高的地區(qū)個人參保幾率大，而地區(qū)參保率主要受當?shù)卣吆托麄饔绊?，不會直接影響農民工勞動供給。個人的社會經濟決策會受到集體特征的影響，這在經濟學和社會學中稱為“同儕效應”，這種效應的存在使得本文可以依據“分析上層”的集聚數(shù)據構建工具變量[43]。本文選取區(qū)縣層面的平均遷移率作為農民工遷移意愿的工具變量，平均遷移率與農民工遷移意愿有關，但不會影響個體農民工勞動供給。表12給出了加入工具變量后保障狀況和遷移意愿對農民工勞動供給影響的2SLS和Ⅳ-Tobit估計結果，一階段回歸的F統(tǒng)計值大于10，說明不存在弱工具變量問題?；貧w結果顯示，流入地醫(yī)療保障對勞動供給質量的影響顯著性稍有下降，但影響仍是顯著的。其他核心解釋變量及控制變量的影響方向和顯著性均與主回歸結果一致。

表12 工具變量回歸結果

(五)保障狀況、遷移意愿與農民工勞動供給的中介效應檢驗

1.逐步回歸法中介效應檢驗

為進一步討論保障狀況通過遷移意愿對農民工勞動供給的影響，本文對這三者的關系進行中介效應檢驗。表13、表14和表15分別為以流出地醫(yī)療保障、流入地醫(yī)療保障和社會保障為自變量，遷移意愿為中介變量，農民工勞動供給時間和勞動供給質量為因變量的中介效應檢驗。表13中列(1)、列(2)和列(3)檢驗了流出地醫(yī)療保障通過影響遷移意愿對農民工勞動供給時間產生影響的中介效應。結果顯示，列(1)和列(2)中流出地醫(yī)療保障對勞動供給時間的影響為正且顯著，流出地醫(yī)療保障對遷移意愿的影響為負且顯著，第3列中流出地醫(yī)療保障對農民工勞動供給時間的影響為正且顯著，遷移意愿對農民工勞動供給時間的影響為負且顯著。檢驗結果表明：流出地醫(yī)療保障會通過降低農民工遷移意愿進而增加勞動供給時間。流出地醫(yī)療保障對外出農民工的“拉回效應”使得他們不愿遷入城市，無法進一步享受城市提供的基本社會保障和公共服務，同時由于沒有在城市定居的打算，他們不會進行見效較慢的人力資本投資，只會通過增加勞動時間提高總收入快速積累回鄉(xiāng)資本。列(4)、列(5)和列(6)回歸結果顯示流出地醫(yī)療保障對勞動供給質量的影響為負且顯著，流出地醫(yī)療保障對遷移意愿的影響為負且顯著，遷移意愿對勞動供給質量的影響為正且顯著，表明流出地醫(yī)療保障會通過降低農民工遷移意愿降低勞動供給質量。不愿意遷入城市的農民工擁有返鄉(xiāng)這一退路，準備在城市工作一段時間后返鄉(xiāng)，缺乏提升自身技能素質以不斷適應城市用工需求變化的壓力，假設5得到驗證。

表13 流出地醫(yī)療保障、遷移意愿與農民工勞動供給的中介效應檢驗

表14中列(1)-列(3)和列(4)-列(6)分別檢驗了流入地醫(yī)療保障通過影響遷移意愿對農民工勞動供給時間和勞動供給質量影響的中介效應。檢驗結果表明：流入地醫(yī)療保障會通過提高農民工遷移意愿減少農民工勞動供給時間提高勞動供給質量。擁有流入地醫(yī)療保障的農民工一方面受到流入地城市“枷鎖效應”的影響，另一方面能夠充分享受流入地高質量和便捷的醫(yī)療服務，促使他們做出遷入城市的決策。而為了能進一步適應城市生活，他們會努力提升自身素質和勞動技能，提高勞動供給質量。隨著自身素質和收入的提升以及保障狀況的完善，他們能夠擺脫“最低必須支出”的約束，不需全力進行“預防性勞動供給”，勞動供給時間會降低。假設6得到驗證。表15列(1)-列(3)和列(4)-列(6)分別檢驗了社會保障通過遷移意愿對農民工勞動供給時間和勞動供給質量影響的中介效應。其中列(2)和列(5)的模型2中社會保障對農民工遷移意愿的影響均不顯著，需進一步檢驗α21α32的聯(lián)合顯著性。對于列(1)-列(3)社會保障和遷移意愿對農民工勞動供給時間影響的中介效應檢驗，使用Bootstrap法進行1 000次抽樣后得出α21α32=-1.03，標準誤為0.09，在1%的顯著性水平下顯著，且α21α32的系數(shù)符號與第3列社會保障對勞動供給時間影響系數(shù)α31的符號均為負，表明存在中介效應即流入地社會保障通過提高農民工遷移意愿降低了勞動供給時間。同樣使用Bootstrap法檢驗列(4)-列(6)的中介效應結果得出α21α32=1.31，標準誤為0.08，在1%的顯著性水平下顯著，且α21α32的系數(shù)符號與第3列流入地社會保障對勞動供給時間影響系數(shù)α31的符號均為正，表明存在中介效應即流入地社會保障通過提高農民工遷移意愿提高了勞動供給質量，假設7得到驗證。在流入地享受社會保障的農民工能夠降低未來面臨養(yǎng)老和失業(yè)時的風險，提高他們在城市生活的穩(wěn)定性和遷入城市的意愿，遷移意愿的提升有利于提高勞動供給質量，降低勞動供給時間。

表14 流入地醫(yī)療保障、遷移意愿與農民工勞動供給的中介效應檢驗

表15 社會保障、遷移意愿與農民工勞動供給的中介效應檢驗

2.廣義結構方程模型(GSEM)中介效應檢驗

逐步法中介效應檢驗第二步中被解釋變量遷移意愿為虛擬變量，使用Tobit模型可能影響估計結果的有效性。本文借鑒Zhao等(2010)[44]的做法采用廣義結構方程模型(GSEM)對中介效應進行穩(wěn)健性檢驗。結果表明，中介效應均在1%的顯著性水平下顯著，中介效應檢驗結果具有穩(wěn)健性。

表16 廣義結構方程模型(GSEM)中介效應檢驗結果

七、結論與建議

本文使用2016和2017年流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據，在控制個人、家庭特征及年份和城市虛擬變量的基礎上，研究保障狀況、遷移意愿與農民工勞動供給之間的關系。得到如下研究結論：第一，與流出地醫(yī)療保障的作用相反，有流入地醫(yī)療保障的農民工，其勞動供給時間更少而勞動供給質量更高；第二，獲得城市社會保障能有效降低農民工預算約束，勞動供給質量會更高；第三，有遷移意愿的農民工勞動供給時間更短而勞動供給質量更高，對于沒有在城市定居意愿的農民工，他們較少進行見效較慢的人力資本投資，而會通過增加勞動時間提高總收入快速積累回鄉(xiāng)資本；第四，保障狀況、遷移意愿對不同年齡段、不同工作效率的農民工勞動供給的影響存在異質性，新生代農民工更愿意增加勞動供給時間，老生代農民工更愿意提升勞動供給質量，但希望在城市定居的新生代農民工更重視提升勞動供給質量；低小時工資率的農民工更加重視最基本的醫(yī)療保障，高小時工資率的高收入和高技能農民工更加重視養(yǎng)老和失業(yè)保險等其他社會保障。

基于實證研究得到的結論，當前我國社會保障制度不斷完善的方向之一在于加強對農民工的社會保障，通過公共政策和公共管理服務體系的建設推動農民工社會保障權益的實現(xiàn)，使其能在城市里體面勞動，融入城市生活，優(yōu)化勞動供給。提高勞動供給質量，緩解勞動年齡人口下降帶來的勞動供給不足問題，為城市的發(fā)展提供穩(wěn)定高效的勞動力，進一步促進經濟增長?；诖?，首先，政府應該更加注重流入地醫(yī)療保障范圍的擴大，逐步實現(xiàn)全民基本醫(yī)療一體化，建立覆蓋全民、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、公平統(tǒng)一、可持續(xù)的多層次醫(yī)療保障體系。其次，完善的社會保障和公共服務是吸引農民工落戶和提高勞動供給質量的重要因素，特別是在新冠肺炎疫情沖擊和經濟不確定性增加的背景下，農民工自身抗風險能力較弱，各城市應適當擴大社保覆蓋面，將農民工納入本地就業(yè)保障范圍。第三，城市基本公共服務供給應適當結合常住人口規(guī)模、分布和結構進行規(guī)劃，使得在城市工作的農民工能真正獲得市民化待遇，進而提高其市民化意愿，最終促進其勞動供給的穩(wěn)定和勞動效率的提高。第四，應進一步加快戶籍制度改革，放寬農民工落戶限制，破除限制農民工合理流動的體制機制障礙，使農民工能夠通過勞動實現(xiàn)自身發(fā)展和融入城市，提高勞動供給質量，帶動城市各產業(yè)發(fā)展。