企业社会保险福利对农民工流动性的影响来自广东珠三角地区的证据李亚青pdf

1、2012.9企业社会保险福利对农民工流动性的影响来自广东珠三角地区的证据李亚青 1 吴联灿 2 申曙光 3，4内容提要：本文利用广东珠三角九市农民工的调研数据，就社会保险福利对农民工流动意愿的影响 及其微观机制进行了实证分析。在采用平均处理效应（ATE）和倾向性评分匹配法（PSM）克服了 样本选择偏误后研究发现，社会保险福利的确有助于降低农民工的流动意愿，且对提高农民工签约 率和合同满意度有着显著的积极影响。当农民工享有健全的社会保险福利时，对合同的满意度也会 明显提高，但社会保险福利对于增强农民工归属感影响很小。最后，本文分别从企业和政府角度对 此进行了反思。关键词：社会保险 农民工 流动性

2、 平均处理效应 倾向性评分匹配法一、引言改革开放以来，农村剩余劳动力向城市转移，已经成为中国经济发展的重要引擎。有研究显示， 19821997年间农民工流动对中国经济增长的贡献率高达20.23%（蔡昉、王德文，1999）。近年来， 随着中国工业化、城市化进程的加快，农民工人数不断扩大，并已经成为中国产业工人的重要组成 部分。第六次人口普查结果显示，中国流动人口规模已经达到2.6亿人，其中大部分是外出务工的农 民工。农民工最显著的特点是流动性大，他们不仅往返于城乡之间，并在单位之间、城镇之间频繁地 变动工作岗位。高流动性导致单位和农民工本人都缺乏参保积极性，也给劳动保障部门缴费基数核 定及监察执

3、法等工作带来困难。一方面，很多企业出于生产成本考虑，忽视了农民工的社会保险， 甚至想方设法逃避参保（彭桂芳，2009）。另一方面，社会保险缺失等问题加剧了农民工的流动性， 衍生出“断指经济”、“民工荒”等问题（朱忠文、王红梅，2006；罗光强，2010），导致企业普 工充斥而技工严重短缺，产业升级缺乏人才驱动因素。21世纪以来，随着新生代农民工成为农民工 主体，农民工的需求层次正在悄然发生变化。他们越来越难以容忍半城市化经济发展模式对他们的 歧视（杨永华，2010），而“整体收入偏低、工作稳定性差、社会保障水平偏低、企业人文关怀不到 位”等问题，正阻碍着新一代农民工外出发展的步伐。鉴于农民工的

4、社会保险问题对中国经济社会发展的深刻影响，越来越多的学者关注这一问题并本文中农民工流动性乃指农民工变换工作岗位，包括但不限于农民工返乡。文中“流动意愿”等词所指的“流动” 如未另行说明均为此意。资料来源：全国总工会新生代农民工问题课题组：2010 年企业新生代农民工状况调查及对策建议，农业部网站 （http:/www. ），2011 年2 月21 日。- 61 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响从不同的角度对其进行了研究（李强，2003；朱明芬，2007；郭力等，2011；秦雪征、郑直，2011）。 但是，这些研究大多是基于全国或省级数据的宏观分析。在企业微观层面，农民工社会保险福利状 况

5、和流动意愿如何？企业社会保险福利对农民工流动意愿有何影响？其内在机理是什么？目前尚缺 乏专门的研究。而如何正确认识这些问题，不仅是合理引导农民工流动的关键，也是完善薪酬激励 体系以解决企业“用工难”问题的重要环节。在现有文献中，秦雪征、郑直（2011）利用中国健康 与营养调查数据，研究了新型农村合作医疗对农村劳动力流动及就业地域选择的影响，指出新型农 村合作医疗的实施具有减弱农民外出务工倾向的“枷锁效应”和对城镇农民工返乡的“拉回效应”， 因而在一定程度上阻碍了劳动力的流动。这一研究虽然属于少有的研究社会保险与农民工流动性关 系的文献，但其立足之处是研究某种社会保险制度本身的作用，并非从企业的

6、微观视角出发考察作 为企业福利的社会保险对农民工流动的影响。据此，本文以广东省珠三角九市的农民工调研数据为样本，采用新近发展的平均处理效应 （average treatment effects，简称“ATE”）和倾向性评分匹配法（propensity score matching，简称“PSM”） 就企业社会保险福利对农民工流动性的影响这一问题进行实证研究，以期为企业和政府完善农民工 社会保险工作及合理引导农民工流动提供参考。广东珠三角地区是中国制造业最为发达的地区之一， 农民工在其发展过程中一直起着重要作用。近年来，随着中国人口红利即将结束和刘易斯拐点的到 来（蔡昉，2010），珠三角地区的

7、“民工荒”现象不断出现，农民工工资逐年上涨，用工问题日益 成为广大企业发展和产业转型升级的掣肘。这一现象在全国具有典型性。因此，本文针对珠三角地 区的研究对于广东乃至全国农民工流动问题都将具有重要的启示意义。本文的结构安排如下：第一部分是引文；第二部分在文献评述的基础上提出研究假设；第三部 分是研究方法；第四部分是数据来源及有关变量的简要说明；第五部分是实证结果与分析；第六部 分是结论和政策含义。二、研究假说尽管人们对社会保险的功能和积极作用在理论上已经达成了诸多共识，但在现实当中，企业、 政府和农民工对社会保险仍存在不同看法。农民工所在单位多为民营企业、外资企业以及个体工商 户，通常属于玩具

8、、服装等技术含量较低的劳动密集型行业。很多用人单位为追求利润，降低成本， 主观上并不愿意为农民工购买社会保险（人力资源和社会保障部农民工社会保障专题组，2009）。 一些地方政府对推进农民工参保也有顾虑，担心缴费会影响当地的投资环境和经济发展。农民工一 方面希望获得社会保险的保障，另一方面因工资偏低，无法或不愿意支付保费，另外也对自己参保 后能否享受社会保险待遇心存疑虑。因此，不少地区的农民工社会保险仍属鼓励、推广性质而不具 有强制性，是否购买社会保险，实际上是农民工和企业进行谈判选择的结果。社会保险是不是影 响农民工流动的必然因素，还有待进一步检验。目前，已有的经验研究大多认为社会保险对农民

9、工的城市就业具有重大影响。例如，陈淑妮 （2005）从珠三角“民工荒”入手，指出薪酬待遇过低是企业员工流动过快的第一位原因，完善包 括社会保险在内的薪酬体系可以有效降低员工流失率；盛来运等（2009）分析了国际金融危机背景 下外出农民工返乡和继续外出的影响因素，发现参加了养老保险的外出农民工因金融危机而返乡的 概率要下降26%；王新（2011）指出，缺乏劳动权益保护造成农民工收入水平较低，是导致农民工目前在广东、江苏等地，建筑业等部分行业已强制推行农民工工伤保险，但医疗保险、养老保险等其他保险在很多 地方仍未纳入强制保险的范围。- 62 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响城市化的边际收入与

10、边际成本之间发生动态变化从而影响其在城市就业或定居的原因之一。据此， 本文提出第一个研究假说：假说1：社会保险有助于降低农民工流动意愿，增加其在城市就业的工作稳定性。 依据企业管理中的员工激励理论（于桂兰，2009），通常用人单位可以采取两种方法来减少员工流动性：一是实施良好的薪酬福利制度提升员工对企业的满意度。二是营造和谐、优越的环境条件 增强员工的归属感。由此出发，本文从如下两个角度分析社会保险对农民工流动意愿的两个微观来 源机制：一方面，由于劳动合同是企业薪酬福利制度在员工层面的集中体现，农民工是否与企业签 订书面劳动合同，以及已签约农民工对劳动合同做出何种评价，很大程度上反映了农民工对

11、包括社 会保险在内的薪酬福利制度是否满意，因此可以将其理解为影响农民工流动意愿的制度因素。另一 方面，对工作环境是否认同，有无安全感和归属感，则可以视作影响农民工流动意愿的感情因素。事实上，相关的经验研究也表明社会保险对上述微观来源机制具有重要的影响。陆康强（2010） 对上海外来农民工的生存状况进行了研究，指出子女教育和医疗保障已成为农民工融入城市的两大 体制性障碍；邹寄燕、谢钢（2010）认为，工资福利待遇过低是很多农民工离开珠三角的直接原因 之一，而深层原因是缺乏安全感和归属感；孟令国（2010）分析指出，加快实现城乡社会保障政策 的接轨，为农民工提供与城市居民同等的公共服务以营造归属感

12、，是缓解“民工荒”的长久之策。 社会保险作为现代风险社会的安全网，不仅是分散风险和增强人们安全预期的重要制度安排，对于 “二元”经济体制背景下长期处于弱势的农民工群体来说，更是追求与城市居民的平等待遇，并真 正融入城市生活不可缺少的制度保障。因此，本文分别从制度因素和感情因素出发，提出另外两个 研究假说：假说2：社会保险有助于提高农民工的签约率和增强农民工对合同的满意度。 假说3：企业社会保险福利健全有利于增强农民工对企业的认同感和归属感。三、研究方法本文的研究目标是从企业微观层面评估社会保险福利对农民工流动意愿的影响。为此，本文采 用平均处理效应（ATE）作为研究工具（参见Rosenbaum

13、 and Rubin，1983），通过比较不同人群在某 种评估指标上的差异来评估社会保险福利对农民工流动的影响。同时，结合倾向性评分匹配法 （PSM），综合采用最近邻匹配、半径匹配，以及核匹配等匹配方法，为享有全部或部分社会保险 的农民工找到合适的匹配对象，以消除样本异质性对研究结果的影响。（一）平均处理效应（ATE）为评估社会保险福利对农民工流动意愿的影响，根据享有社会保险状况的不同，首先把农民工 样本分为两组：处理组享有全部或部分社会保险的农民工；对照组没有任何社会保险的农 民工。如果还能观察到处理组农民工在没有任何社会保险情形下的反应，或者观察到对照组农民工 享有全部或部分社会保险情形下

14、的反应，就可以通过下式估算社会保险的处理效应（di ）：di = Yi t - Yic（1）（1）式中，Yit 和Yic 分别代表观察到第i 个农民工享有（即接受实验处理，用上标t 表示）和 未享有（即未接受实验处理，用上标c 表示）社会保险的反应结果。在现实中，只能观察到同一农民工享有或未享有社会保险的反应，而无法同时观察到两种反应。 然而，根据反事实推论分析，在稳定的个体处理效应假定（stable unit treatment value assumption，简- 63 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响称“SUTVA”）之下，某个农民工享有或不享有社会保险对其流动性的影响效果并不会

15、受其他农民 工享有或不享有社会保险的影响，因此，本文仍可以估算农民工总体的平均处理效应（ATE）（参 见Rubin，1980）：E d = EY t - Y c = E Y t - E Y c = p EY t | D = t + (1 - p ) E Y t | D = c - p E Y c | D = t + (1 - p ) E Y c | D = c （2） = p E Y t | D = t - E Y c | D = t + (1 - p ) E Y t | D = c - E Y c | D = c= p E d | D = t + (1 - p ) Ed | D = c（2）

16、式中，D = t 和D = c 分别表示个体接受和未接受处理；p 为总体中接受处理的比例， 1- p 为未接受处理的比例。由（2）式可知，总体平均处理效应是由处理组和对照组的因果效应一 起构成。其中，E d | D = t 为处理组的平均处理效应（average treatment effect on the treated，简称E | Dc“ATT”）；d=是对照组的平均处理效应（average treatment effect on the untreated，简称“ATU”）。亦即总体平均处理效应（ATE）等于p ´ ATT + (1- p ) ´ ATU 。将（ 2

17、 ） 式进行变换：é tùcùE ëY| D = t û- E ëY| D = c û = E d écùécù（3）+E ëY| D = t û- E ëY| D = cû()d | D = c+ 1 - pE d | D = t- E（3）式中，估算平均处理效应可能会有两种偏误来源：一是处理组和对照组在未接受处理前两E ëY|D=tû- E ëY| D = cû者之间的差异，即écé

18、 cù ；二是处理组和对照组在接受处理后的效应之差，即E d | D = t - E d |D = c ，又称为自我选择偏误（self-selection bias）。第二种偏误通常被忽略掉，且许多研究者会假定E d | D = t = E d |D = c 。因为接受实验处理者的自我选择，造成其实验处理效果与对照组不同，因此假定两组的实验效果相同并不合理。藉由控制其它共变量，如 统计的回归分析，可减少第一种偏误情形的产生，但无法减少第二种偏误的发生。（二）倾向性评分匹配法（PSM）E ëY| D = t û= E ëY| D = cûE &#

19、235;Y| D = t û= E ëY| D = cû前述é cùé cù 和é tùé tù 这两个假定成立的充分条件是，实验处理能够随机分派。但正如上文所述，是否购买社会保险是农民工和企业谈判选 择的结果，受到年龄、性别、教育程度等各种因素的影响。因此，处理组与对照组农民工之间存在 明显的异质性，在评估社会保险对农民工流动性影响时应设法控制样本选择偏误，以获得准确估计。 那么，在农民工进入处理组或对照组并不是随机的情形下，如何使实验处理的分派方式与实验结果 之间互为独立呢？目前常

20、用的方法之一是使用倾向性评分匹配法（propensity score matching，简称 “PSM”）（参见Rosenbaum and Rubin，1985；郭申阳、弗雷泽，2012）。PSM法假定：如果处理 组和对照组的差异能够被一组共变量（Z）完美解释，那么就可以用这些共变量（Z）进行分层配对， 使得每层内的处理组与对照组在共变量（Z）上性质接近，其唯一的差别就是他们是否接受处理。 这样就可以根据处理效应，并根据各分层的差异，以及分层所占的比例做适当加权，得到好的ATE、 ATT、ATU的估计。具体而言，PSM法包含倾向性评分（propensity score）和匹配（matching

21、）两步。- 64 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响首先用Probit或Logit模型求得倾向性评分，然后根据该评分来为处理组个体在对照组中寻找合适的 可比对象进行配对，目的在于模拟随机分组，从而去除选择性偏倚和混杂偏倚，最后再根据分配的各自结果来进行分析，以寻找接近真实的ATE、ATT和ATU的估计。 另外，根据运算方式的不同，PSM配比主要有最近邻近配比法（nearest neighbors matching）、半径配比法（radius matching）、核配比法（kernel matching）等方法，这三种方法各有优劣。在估 算ATE时，本文将分别给出这三种方法的有关估计，以反映

22、结果的稳健性。四、数据来源及有关变量说明（一）数据来源本文研究所用数据来自广东省普通高校人文社会科学重点研究基地重大项目“流动与权益 珠三角农民工的追踪研究”问卷调查。问卷调查于2008年78月在珠江三角洲9个地级市（广州、 深圳、珠海、佛山、肇庆、东莞、惠州、中山、江门）展开；调查对象被限定为“跨县（区）域流 动、拥有农村户口、大专学历及以下的打工者”；抽样方法采取的是配额抽样，即根据人口普查和2000 年广东人口统计9个地级城市中流动人口（含省内跨县和外省）比例以及广东统计年鉴中各个 城市流动人口的就业结构分布，对样本进行配额控制，然后运用“拦截”和“滚雪球”的方法获取 样本。为了提高样本

23、的代表性，限制单个企业的样本数量不能超过3个。该项调查共发放问卷2576 份，回收有效问卷2510份，有效率为97.44%。在排除缺失关键变量后，最终获得有效样本2357个。（二）样本分组处理根据调查问卷“您现在的企业是否提供如下保险待遇”，本文获得珠三角9市农民工各类社会保 险的参保情况（表1）。分险种看，2008年珠三角9市约一半的样本农民工享有工伤保险，而享有基本 医疗保险和基本养老保险的样本农民工的比例分别为44.0%和32.0%，而2009年全国农民工养老保险 的总体参保率为15%左右，这说明，广东企业在开展农民工社会保险方面处于全国领先水平。与前 三种保险相比，失业保险和生育保险的

24、参保率则低很多，分别为11.9%和9.6%。分地区看，深圳、 珠海、佛山、东莞4个城市各项农民工参保指标相对较好。表1珠三角9 市农民工各类社会保险的参保情况单位：%地级市工伤保险医疗保险养老保险失业保险生育保险广州40.832.524.39.310.5深圳59.359.8珠海52.748.645.223.317.8佛山20.013.0肇庆42.531.027.410.614.3东莞61.045.132.815.37.2惠州38.930.524.410.014.5本文使用的数据全部（部分）来自“2008 年珠三角城市农民工调查数据”；该调查由中山大学

25、社会学与社会工作系 蔡禾教授为首席专家主持的国家社会科学基金 2005 年重大招标项目（项目批准号：05&ZD034）课题组执行。笔者 感谢上述机构及其人员提供的数据协助，本文的观点和内容由笔者自负。数据来源：广东省统计局（编）：广东统计年鉴，中国统计出版社，2009 年。 数据来源：人力资源和社会保障部农民工社会保障专题组：关于农民工社会保障问题研究报告，工人日报，2009 年2 月3 日。- 65 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响（续表1）中山41.339.9江门28.223.0珠三角9 市51.044.032.011.99.6从表1可

26、以看到，工伤、医疗和养老保险是企业社会保险福利中最重要的三种保险。为分析企业 社会保险福利对农民工流动性的影响，根据是否享有这三种社会保险的情况，将样本农民工分为三 组，即享有全部社会保险组（简称“全保组”）、享有部分社会保险组（简称“分保组”）、无任何社 会保险组（简称“无保组”）。三组样本的统计指标列于表2。由于指标为二元变量，故其均值为样本 组中具有某种特征个体的比例。根据表2，三组所占的比例分别为23.6%、37.8%和38.6%。由此可见， 即使在社会保障制度相对完善的广东省，享有全部社会保险的农民工的比例仍然相当低。表2样本组定义及其统计指标样本组定义均值观测数是否享有全部社会保险

27、工伤、医疗和养老保险三者全部享有为1，否则为00.2359556是否享有部分社会保险工伤、医疗和养老保险三者仅享有一、两种为1，否则为00.3784892是否无任何社会保险工伤、医疗和养老保险三者全部不享有为1，否则为00.3857909（三）相关变量说明为衡量研究假设1中农民工的流动意愿，本文根据调查问卷“您未来有何打算”项下“是否继续干这份工作”，生成一个二元变量“stay _ job ”。为了验证从制度因素和感情因素出发的研究假说 2和研究假说3，采用了农民工是否与企业签署书面劳动合同（“sign _ contract ”）、已签约农民工对劳动合同的评价（“contr _ satisf

28、”）两项指标来代表农民工对企业薪酬制度的反应，以及用农民 工是否有“我不属于这里”的感觉（“belong _ feel ”）指标来反映农民工的归属感。本文所涉及的 个体特征变量包括年龄、性别、婚姻状况、受教育程度和技能、换工经历、所属机构，各变量的定 义及描述性统计指标见表3。同样，表3中除“年龄”之外，其他变量均为二元变量，其均值反映样 本人群中具有某种个体特征的比例。表3相关变量的定义及其统计指标变量定义全保组分保组无保组均值均值均值结果变量是否与企业签署书面劳动合同sign _ contract ，如果与企业签署书面劳0.91370.69060.3344动合同为1，否则为0是否对劳动合同

29、感到满意contr _ satisf ，如果对合感到满意或比较0.54420.44170.3950满意为 1，感觉不平等但可接受、不平等只能忍受和说不清为0是否感觉“我不属于这里”belong _ feel ，如果 “我不属于这里”感0.03250.03600.0462觉经常有、总是有和说不清为 1，从来没有或偶尔有为0是否打算继续干这份工作stay _ job ，如打算继续干这份工作为1，0.29140.23090.2321否则为0- 66 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响（续表3）自变量年龄连续变量27.9627.2428.51是否男性如果男性为1，否则为00.58990.60650

30、.5182是否未婚如果未婚为 1，否则为00.53060.57620.5193受教育程度与技能是否小学及以下文化程度如果小学及以下文化程度为1，否则为00.05400.13570.1958是否初中文化程度如果初中文化程度为1，否则为00.35610.48770.5303是否高中及以上文化程度如果高中及以上文化程度为1，否则为00.58990.37670.2739是否拥有职业技能证书如果拥有职业技能证书为1，否则为00.82510.76460.5935外出打工以来是否换过工如果外出打工以来是否换过工为 1，否则0.72480.73540.7921为0所属机构是否在事业单位或公有制企业如果在事业单

31、位或公有制企业为 1，否则0.13130.07740.0451为0是否在私有制企业如果在私有制企业为1，否则为00.42990.64460.8449是否在外资企业如果在外资企业为1，否则为00.43880.27800.1100五、实证结果与分析（一）描述性统计分析表3 上半部分列示三个样本组的签约率，以及对合同感到满意和感觉“我不属于这里”的农民 工的比例。从均值看，全保组签约率和对合同感到满意的比例最高，91.4%的农民工与企业签订劳 动合同，其中 54.4%的人对合同感到满意；无保组的签约率和合同满意率最低，仅 33.4%的农民工 签约，其中 39.5%的人对合同感到满意；分保组的上述指标

32、则处于居中地位。而感觉“我不属于这 里”，无保组最高，占4.6%；分保组次之，占3.6%；全保组最低，占3.3%。表3 下半部分反映各样本组人群的个体特征。整体而言，全保组和分保组中男性的比例比较大， 分别为 59.0%和 60.7%，高于无保组 51.8%的男性比例；婚姻状况方面，分保组未婚的比例最高， 为 57.6%，无保组未婚的比例最低，为 51.9%；教育程度与技能方面，三组人群呈现明显的差异， 全保组的教育程度普遍较高，无保组的教育程度最低，而分保组居中；拥有职业技能证书的比例亦 为如此。从换工经历看，过去曾换过工的比例以无保组最高，全保组最低，分别为79.2%和72.5%； 最后从

33、所属机构看，全保组在公有制企业或外资企业的比例最大，无保组在私有制企业的比例最大。 由此可见，三个样本组的签约率、合同满意度、归属感、流动意愿有所不同，他们各方面的个体特 征亦存在明显的差异。整体上看，男性人群、教育程度和技能更高者、在公有制或外资企业工作人 群、过去换工经历较少者更可能拥有社会保险，他们更可能签约、对合同满意度较高、更愿意在企 业继续工作。但并不能就此简单推断这些影响是来自企业社会保险福利。要准确评估其影响，必须 首先消除各组样本人群的异质性，这也印证了采用 PSM 法的必要性。（二）样本匹配效果为此，本文分别构建以“stay _ job ”、“sign _ contract

34、 ”、“contr _ satisf ”和“belong _ feel ” 为因变量、以表 3 中的个体特征指标为自变量的 Logit 模型，然后利用 Stata 软件中的 Psmatch2 命- 67 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响令对三组样本进行两两分析。这里先以最近邻匹配法为例来说明匹配效果。图 1 的（a）和（b）子图分别呈现假设 1 处理组 （全保组）和对照组（无保组）的倾向性评分值（propensity score，简称“PS”）在匹配前后的核 密度函数。从中可以看出，在匹配前二者 PS 值的概率分布存在明显差异，这可能是样本资料本身 呈现的形态，但更可能是无保组（即对照组

35、）包含了不适宜参与比较的样本资料。如果直接比较这 两组样本之间的流动意愿差异，所得到的统计推断结果会是有偏的，而前期研究往往忽略了这一问 题。相比之下，在完成匹配后，两组样本 PS 值的概率分布已经非常接近，表明二者的各方面特征 已非常接近，匹配效果较好。由此可见 PSM 法在实证上的重要性和合理性。采用半径匹配和核匹 配得到的结果与最近邻匹配法相似，不再详述。图 1 最近邻匹配前后“处理组”和“对照组”PS 值概率分布对比（二）平均处理效应分析1.对假设 1 的检验结果社会保险福利对农民工流动意愿的平均处理效应。在估计社会保险 福利的平均处理效应（ATE）时，本文综合使用此前介绍的三种匹配方

36、法。这里先以最近邻匹配为 例，详细说明ATE 的检验结果，在随后的稳健性检验中，进一步呈现其它两种匹配方法对应的结果。 为验证结论的稳健性，在统计推断过程中采用了新近发展的自抽样法（bootstrap）对匹配后的标准 误进行分析。针对农民工流动意愿采用最近邻匹配法得到的 ATE 如表4 所示。从中可以看到，无论 匹配前还是匹配后，享有全部三种社会保险福利（即“全保险”组）的农民工“打算继续干这份工 作”的比例均高于只享有部分社会保险福利（即“分保险”组）或没有任何社会保险福利（即“无 保险”组）的情形，并均在 5%水平上显著不为零。但在匹配前，A 行和 B 行处理组与对照组之间 的差异基本相同

37、，分别为提高 5.8%和 5.7%，而在匹配后，全保组“打算继续干这份工作”的比例 比分保组高 5.7%，比无保组高 7.4%。对于表 4 C 行中的分保组与无保组，在匹配前，前者“打算 继续干这份工作”的比例比后者高 3.6%，且在 5%的水平上显著不为零，而在匹配后，两者的差异 仅为0.4%，在5%水平上统计并不显著。- 68 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响表4社会保险福利对农民工流动意愿的影响（最近邻匹配）处理组 / 对照组样本ATE标准误t 值A.全保险 / 分保险匹配前0.05750.02342.46*匹配后0.05700.02372.41*B.全保险 / 无保险匹配前0.0

38、5660.02322.43*匹配后0.07400.02273.25*C.分保险 / 无保险匹配前0.03620.01991.82*匹配后0.00390.02090.19注：“匹配前”指未实施PSM 的样本，“匹配后”指进行PSM 最近邻匹配后的样本；*、*和*分别表示 在1%、5% 和10%水平上显著；匹配后的标准误采用自抽样法（bootstrap）反复抽样500 次得到。下同。因此，表4 表明，社会保险福利的确有助于降低农民工的流动意愿，增加工作稳定性，这与本 文假说1 的理论预期相一致，但只有在社会保险福利健全的情况下才能获得此效果，仅提供部分社 会保险福利则与没有任何社会保险无差异。这可

39、能与本文的样本分组处理和不同险种的性质有关。 为研究方便，本文将只要享有工伤、医疗和养老保险三者之一者均划入“享有部分社会保险组”（分 保组），而在上述三个险种中，工伤保险参保率最高，医疗保险次之，养老保险最低（见表 1）， 这就导致分保组样本通常只享有工伤保险，或独缺养老保险。养老风险是几乎人人都将面临的风险， 而疾病和工伤事故却具有偶发性。同时养老保险与工伤保险、医疗保险相比，能够从更长远的将来 为农民工提供保障。中国“二元”经济结构所造成的城乡社会保障差距最为突出的也是养老保障差 距。因此，养老保障可能是进城务工的农民最为关切的问题，在增加工作稳定性方面所起的作用最 为关键。如果没有养老

40、保险，即便享有工伤或医疗保险，考虑到将来的养老问题，农民工仍然难免 跳槽或返乡，导致其在城市就业缺乏稳定性。为了弄清社会保险福利对农民工流动意愿的积极影响来源于制度性因素还是感情因素，下面进 一步检验假说2 和假说3。2.对假设 2 的检验结果社会保险福利对合同签约与合同满意度的平均处理效应。为检验假 说 2，本文将全保险、分保险与无保险三个组两两组合，比较二者对农民工签约影响的差别，其结 果呈现于表5。表5社会保险福利对农民工签约的影响处理组 / 对照组最近邻匹配半径匹配核匹配ATEz 值ATEz 值ATEz 值A.全保险 / 分保险0.1640*6.570.1729*7.820.1683*

41、7.31B.全保险 / 无保险0.4648*14.540.4595*15.800.4740*17.71C.分保险 / 无保险0.3043*11.930.2868*12.240.2884*12.27注：*、*和*分别表示在1%、5% 和10%水平上显著。表5 中的结果明显支持本文的研究假设2。社会保险福利的平均处理效应在1%水平上显著不为 零，即如果企业提供社会保险福利，农民工的签约率将会大幅提升。以最近邻匹配法为例，B 行和 C 行显示，若农民工享有全部三种社会保险，签约率将比没有任何社会保险的情形下高出 46.5%， 若农民工享有部分社会保险，签约率也能提高 30.4%。在现实中，只有部分行

42、业办理工伤保险无需- 69 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响提供与农民工的劳动合同，一般而言，与农民工签订劳动合同是企业为农民工办理社会保险的必要 条件。因此，这里社会保险福利的平均处理效应中包含有强制性因素的影响。为此，本文将全样本 中与企业签订书面劳动合同的农民工作为子样本，同样分为全保险、分保险和无保险三组，并两两 组合，进而比较三种情形下农民工对合同是否感到满意这一评价指标上的差别，结果呈现于表6。表6社会保险福利对农民工合同满意度的影响处理组 / 对照组最近邻匹配半径匹配核匹配ATEz 值ATEz 值ATEz 值A.全保险 / 分保险0.0844*2.170.0906*2.50

43、0.0952*2.80B.全保险 / 无保险0.1714*3.210.1887*4.100.1964*4.06C.分保险 / 无保险0.1054*2.470.0796*1.920.0711*1.78注：*、*和*分别表示在1%、5% 和10%水平上显著。从表6 可以看出，社会保险福利对农民工合同满意度也存在着显著影响。A 行和 B 行显示，对 于已签约的农民工，当企业提供全部三种社会保险时，农民工对合同做出满意评价的比例要比只提 供部分社会保险或无任何社会保险的情形下明显更高，在最近邻匹配法下，分别提高8.4%和 17.1%， 且社会保险的平均处理效应均在 1%水平上高度显著。而在 C 行分保

44、险与无保险两组的比较中，前 者农民工对合同做出满意评价的比例也比后者高出 7%10%，但这一差异仅仅在 10%的水平上统 计显著。本文还进一步采用“半径匹配法”和“核匹配法”对假说2 进行了稳健性检验（见表5 和 表6），由 A、B、C 各行的检验结果来看，采用半径匹配和核匹配得到的结果与表中采用最近邻匹 配的结果高度一致，表明本文的假说 2 具有稳健性。因此，综合表 5 和表 6，本文的数据分析整体 上支持研究假说 2，即社会保险福利对提高农民工签约率与合同满意度有着显著的积极影响，尤其 当企业提供健全的社会保险福利时更为如此。社会保险是企业薪酬福利制度的重要组成部分。企业社会保险的完善程度

45、也在很大程度上反应 企业薪酬福利的好坏。而签约是农民工择业的第一步，是否签约和对合同是否满意，反映了农民工 对企业薪酬福利制度的初步评价。上述结论表明，企业社会保险福利越健全、所提供的社会保险种 类越多（无论险种），农民工越愿意签约，对所签合同也有着更高的满意度。尽管农民工的这种初步 评价似乎并未体现险种偏好，仅仅与企业所提供的社会保险种类多少有关，但是很显然，企业的社 会保险福利完善与否及完善程度如何，的确是显著影响农民工择业或流动意向的制度因素。3.对假设 3 的检验结果社会保险福利对农民工归属感的平均处理效应。为检验假说3，本文 同样将全样本分为全保险、分保险和无保险三组，并两两组合作相

46、应比较，检验结果见表7。表7社会保险福利对归属感（“我不属于这里”）的影响处理组 / 对照组最近邻匹配半径匹配核匹配ATEz 值ATEz 值ATEz 值A.全保险 / 分保险-0.0194-0.54-0.0176-1.15-0.0185-1.47B.全保险 / 无保险-0.0278*-2.08-0.0303*-2.73-0.0219*-2.48C.分保险 / 无保险-0.00210.07-0.01590.85-0.01270.67注：*、*和*分别表示在1%、5% 和10%水平上显著。如广州市劳动和社会保障局和广州市建委联合发通知规定，建筑业农民工工伤保险按照建设项目工程总预算，而不 是按照农

47、民工的人数缴纳工伤保险费。- 70 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响从表7 可以看出，社会保险对于增强农民工归属感方面的影响不如合同满意度方面那么明显， 一是表7 中 ATE 值很小，二是很多在5%的水平上不显著。对于 A 行和C 行临近情形的比较，无论 是全保组与分保组，还是分保组与无保组，当被问及“您是否会有我不属于这里的感觉”时， 回答“有”的比例并无明显差异，并且统计不显著。只有在B 行全保组与无保组比较的情况下，二 者才能体现出差异。在最近邻匹配法下，享有全部三种社会保险的农民工有“我不属于这里”感觉 的比例比没有任何社会保险的农民工低2.8%，并在 5%的水平上显著不为零。同

48、样地，本文还进一步采用“半径匹配法”和“核匹配法”对假设3 进行了稳健性检验。从表 7 的检验结果来看，采用半径匹配和核匹配得到的结果与表中采用最近邻匹配的结果高度一致，进 一步表明本文对假说3 的检验结果具有稳健性。因此，本文认为，社会保险福利对于农民工归属感的影响非常有限。只有企业提供健全的社会 保险福利（特别是包括养老保险），才会对农民工的归属感有一定影响，但也仅限于与无社会保险 相比较的情形。原因之一可能在于：如前文所述，本研究的样本分组主要是依据工伤、医疗和养老 三大险种提供情况，其中只有“全保组”三险齐全，另两个组要么无任何保险，要么通常只有工伤 保险或（和）医疗保险。而上述三险对

49、农民工归属感的影响程度应当是不同的。其中，养老保险可 能最为重要，这一险种由单位和个人共同缴费，通过就业期间长期缴费积累以实现未来退休时的基 本生活保障。在老龄化和“养儿防老”意识日益淡薄的趋势之下，养老保险在增加农民工工作稳定 性的同时，更能够提升他们在城市就业的安全感和归属感。而医疗保险和工伤保险尽管在解决农民 工的后顾之忧方面也很重要，但对于相对年轻的农民工而言，这两个险种的重要性要相对弱一些。 特别是随着新型农村合作医疗在全国的普及，农民工即便回到农村，也能够拥有自己的医疗保险， 不必依赖城市企业主提供。相比之下，农村养老保险刚刚在全国局部地区试点，且待遇水平很低，大多数农村地区尚无养

50、 老保险。企业如果能够在城市为农民工提供养老保险，让农民工享受与城市人同等的保险待遇，更 有利于形成他们在城市的认同感和归属感。为什么企业即便提供完善的社会保险福利，仍不能使农民工形成很高的认同感和归属感呢？可 能有两方面原因：一是影响农民工的城市归属感的因素很多，不仅包括社会保险状况，还与教育、住房、收入分 配等影响他们安居城市的一系列民生问题的解决有关。二是在户籍壁垒仍然存在的背景下，大多数农民工仍与土地保持着密切的联系，对社会保险制 度缺乏足够的认识和信任，同时也因为当前农民工社会保险制度尚处于探索和推广阶段，存在社保 关系转移难、衔接难等问题，农民工还没有切实感受到社会保险福利所带来的

51、好处。以养老保险为例，农民工流动性大，工作不稳定，在养老保险关系不能异地转移接续的情况下， 在工作变动时往往选择退保，而现行政策规定“累计缴费15 年才能享受养老保险待遇”，就使大多 数农民工难以体会养老保险制度的优越性。这些都使得农民工对社会保险的认识短期化，将其更多 地视为当期福利，从而导致社会保险在解决农民工后顾之忧、增加安全感方面的作用未能得到充分 发挥。- 71 -企业社会保险福利对农民工流动性的影响六、结论和政策含义随着城市劳动力的供给越来越依赖于农村劳动力转移，引导农民工合理流动及缓解“民工荒” 问题对经济社会发展带来的负面影响，越来越受到社会各界的关注。从企业的微观视角研究社会

52、保 险福利对农民工流动性的影响，就成为一个值得探索的主题。本文利用广东珠三角地区的农民工调 研数据研究发现：企业为农民工提供健全的社会保险，确实有助于降低农民工的流动意愿，增加 工作稳定性。从整体上看，社会保险福利对提高农民工签约率和合同满意度有着显著的积极影响， 表现为企业提供社会保险福利，农民工的签约率将会大幅提升；当农民工享有健全的社会保险福利 时，对合同的满意度也会明显提高。社会保险福利对于增强农民工归属感虽有所影响，但影响程 度很小。由此可见，社会保险福利在影响农民工流动方面起到了一定的作用，但在增强农民工的安 全预期等方面的作用还未能充分发挥。上述结论，值得用人单位和政府决策部门反

53、思。金融危机之后，中国经济发展的动力正在发生重要变化，产业结构亟待转型升级。在人口红利 期即将结束、“民工荒”频频出现甚至愈演愈烈的严峻形势下，中国企业特别是民营企业应对其管理 方式与理念进行反思。如果继续延续过去典型的“血汗工厂”式管理（聂正安，2006），长期处于弱 势地位的农民工只有“用脚投票”，频频“转工”。对企业而言，人员的过快流动不仅损伤员工士气， 增加额外的培训费用和协调成本，更会导致普工充斥而技工严重短缺，直接影响到企业竞争力。企 业要想破解“招工难、留人难”的问题，就不能忽视人的需求的多样性和工作激励的长久性，就要 从企业社会责任的新理念视角去思考，把农民工真正作为企业的相关利益人来看待，让他们有归属 感。将社会保险福利