12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解析

1、中置震村耀箱 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 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 （A T E A T E ）和 倾向性 评分 匹配 法 （PSMPSM）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，

2、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 平均处理效应 倾向性评分匹配法 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，1982198219971997年间农民工流动对中国经济增长的贡献率高达 20.23% 20.23% （蔡昉、王德文， 19991999）。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 2.62.6 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

3、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 定及监察执法等工作带来困难。一方面，很多企业岀于生产成本考虑，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， 衍生岀断指经济、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

4、 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岀发展的步伐。 鉴于农民工的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。李亚青 吴联灿2 申曙光3, 4 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 - ?1994-2016 China Aea

5、detnic Journal Electronic Publishing House. All rights reLrrved. I)Lip:/ki.nci 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

6、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 岀新型农 村合作医疗的实施具有减弱农民外岀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，并非从企业的微观视角 岀发考察作 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 treatme nt effec

7、ts， 简称 ATE ） 和倾向性评分匹配法 （ prope nsity score matchi ng， 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），珠三角地区的民工荒现象不断岀现，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

8、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、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

9、 ）。 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，指岀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

10、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 岀农民工返乡和继续外岀的影响因素，发现参加了养老保险的外岀农民工因金融危机而返乡的 概率要 下降 26%;王新（2011）指岀，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 - ? 1094-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved, http:cnki,n

11、et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 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， 20092009），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。由此岀发，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

12、签 订书面劳动合同，以及已签约农民工对劳动合同做岀何种评价，很大程度上反映了农民工对包括社 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 （20102010）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（20102010）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

13、国（ 2010 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，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

14、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 Rose nbaum and Rub in , 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 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：处理组一

15、一享有全部或部分社会保险的农民工；对照组一一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的反应，就可以通过下式估算社会保险的处理效应（ -I ）： 卄 Yit- Yic （1） （1 1）式中，Yjt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 uni

16、t treatment value assumption 简 -63 - ?1994-2016 Chirm Aeatlctnic Journal Electronic Publishing House. All rights reLrrvcd. I)Lip:/ki.nci企业社会保险福利对农民工流动性的影响 称“ SUTVA 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 ATE ）（参 见 Rubin Rubin , 19801980）： E 、J 二 EYYC

17、=E Y 打E Y c 二 EYt | D =t （1 二）E Yt | D = c - E Yc | D = t （1 7） E Yc | D = c （2 2）-二 E Y t | D = t - E Y c | D = t p （1 7 丄） E Y t | D 二 c - E Y c | D = c =愿 E 、.|D =t - （1 一二）E、.|D 二c （2 2）式中，D =tD =t 和 D =cD =c 分别表示个体接受和未接受处理； 二为总体中接受处理的比例， 1 1 - - 二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

18、中，E I D =t为处理组的平均处理效应（average treatment effect on the treated 简称 E I D c “ATTATT”）； 是对照组的平均处理效应（average treatment effect on the untreatedaverage treatment effect on the untreated 简称 “ATU ATU ”）。亦即总体平均处理效应（ATEATE）等于二 ATT 仁二 ATU。 _t 1 c 1 E Y | D dt _E Y | D =c =E | ;. | （3 3）式中，估算平均处理效应可能会有两种偏误来源：一是处

19、理组和对照组在未接受处理前两 者之间的差异，即E- c： - rc ；二是处理组和对照组在接受处理后的效应之差， 即 E 匕 | D =t- E L. | D二C】，又称为自我选择偏误（selfself- -selectio n biasselectio n bias）。第二种偏误通常被忽 略掉，且许多研究者会假定E L： | D =4 -1 - E | D二cl。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（PMPM

20、） E Y | D =t二E Y | D =c 前述 -c I -c 丨和 t I t I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。 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 那么，在农 之间互为独立 呢？目前常用的方法之一是使用倾向性评分匹配法（ prope nsity score matchi ng，简称 PSM

21、）（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c c 1 严卡 Y 1 Dp4 （二 E、. | D = t - E | D = c 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(prope nsity score)和匹配(matchi

22、ng)两步。 -64 - ? 1994-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. ht【p:，”www,crtkimci: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 ATEATE、ATTATT 和 ATUATU 的估计。 另外，根据运算方式 的不同，PS

23、MPSM 配比主要有最近邻近配比法（ n earest neighbors matchi ngn earest neighbors matchi ng）、 半径配比法（radius matchi ngradius matchi ng）、核配比法（kernel matchi ngkernel matchi ng）等方法，这三种方法各有优劣。 在估 算 ATEATE时，本文将分别给出这三种方法的有关估计，以反映结果的稳健性。 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一一 珠 三角农民工的追踪研究问卷调查 。问卷调查于

24、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

25、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

26、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 40.8 32.5 24.3 9.3 10.5 深圳 59.3 59.8 39.7 7.4 7.9 珠海 52.7 48.6 45.2 23.3 17.8 佛山 56.1 49.1 38.7 20.0 13.0 肇庆 42.5 31.0 27.4 10.6 14.3 东莞 61.0 45.1 32.8 15.3 7.2 惠州 38.9 30.5 24.4 10.0 14.5 本文使用的数据全部（部分）来自 20082008 年珠三角城市农民工调查数据；该调查由中山大学

27、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 20052005 年重大招标项目（项目批准号： 05&05&ZD034 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 - ? 1994-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House. All ri

28、ghts reserved, http:/企业社会保险福利对农民工流动性的影响 （续表1） 中山 41.3 39.9 23.9 7.3 5.8 江门 28.2 23.0 14.1 7.4 3.7 珠三角9市 51.0 44.0 32.0 11.9 9.6 从表 1 可以看到，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

29、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 工伤、 医疗和养老保险三者全部享有为 1否则为0 0.2359 556 工伤、 医疗和养老保险三者仅享有一、两种为 1,否则为 是否享有部分社会保险 0 0.3784 892 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0 0.3857 909 （三）相关变量说明 为衡量研究假设 1

30、 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岀发的研究假说 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（“ contcontr r _ _ satisf satisf ”）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

31、，各变量的定 义及描述性统计指标见表 3 3。同样，表 3 3 中除“年龄”之外，其 他变量均为二兀变量，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 _ con tract，如果与企业签署书面劳 动合同为1,否则为0 0.9137 0.6906 0.3344 是否对劳动合同感到满意 con tr _ satisf，如果对合感到满意或比较 0.5442 0.4417 0.3950 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

32、这里 belong _ feel， 如果我不属于这里感 觉经常有、总是有和说不清为 1,从来没 有或偶尔有为0 0.0325 0.0360 0.0462 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, 0.2914 0.2309 0.2321 企业社会保险福利对农民工流动性的影响 （续表1） 否则为0 ? 1994-2016 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved, http:cnki,net -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

33、龄 连续变量 27.96 27.24 28.51 是否男性 如果男性为1,否则为0 0.5899 0.6065 0.5182 是否未婚 如果未婚为1,否则为0 0.5306 0.5762 0.5193 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0 0.0540 0.1357 0.1958 是否初中文化程度 如果初中文化程度为1,否则为 0 0.3561 0.4877 0.5303 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0 0.5899 0.3767 0.2739 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0 0.825

34、1 0.7646 0.5935 外岀打工以来是否换过工 如果外岀打工以来是否换过工为 为0 1,否则 0.7248 0.7354 0.7921 所属机构 是否在事业单位或公有制企业 如果在事业单位或公有制企业为 为0 1,否则 0.1313 0.0774 0.0451 是否在私有制企业 如果在私有制企业为1,否则为 0 0.4299 0.6446 0.8449 是否在外资企业 如果在外资企业为1,否则为0 0.4388 0.2780 0.1100 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

35、，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

36、 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

37、、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 、 contr _ satisf 和 belong _ feel 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（*和

38、（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（ prope nsity score，简称PS）在匹配前后的 核密度函数。从中可以看岀，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）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

39、和核匹配得到的结果与最近邻匹配法相似，不再详述。 u卩匚配前 W皿配前 他向性评分值） 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 果一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

40、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，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 T-

41、 3 1- - 1 - - - - - - 1- - - 0 2 4 6 S 10 U 2 斗 & 3 ? 1994-201 配后，两者的差异 仅为 0.4%，在 5%水平上统计并不显著。企业社会保险福利对农民工流动性的影响 -68 - ? 1994-201 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 0.0575 0.0234 * 2.46 * 匹配后 0.0570 0.0237 2.41 B.全保险/无保险 匹配前 0.0566 0.0232 * 2.43 * 匹配后 0.0740 0.0227 3

42、.25 C.分保险/无保险 匹配前 0.0362 0.0199 * 1.82 匹配后 0.0039 0.0209 0.19 注：匹配前 指未实施 PSMPSM 的样本， 匹配后指进行 PSMPSM 最近邻匹配后的样本； *、*和* *分别表 示 在 1%1%、5%5%和 10%10%水平上显著；匹配后的标准误采用自抽样法（ bootstrap bootstrap ）反复抽样 500500 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

43、与没有任何社会保险无差异。这可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

44、 的作用最 为关键。如果没有养老保险，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 2 和假说 3 3。 2 2 对假设 2 2 的检验结果一一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 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 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 ATE z值 ATE z值 ATE

45、 z值 * * * A.全保险/分保险 0.1640 6.57 0.1729 7.82 0.1683 7.31 * * * B.全保险/无保险 0.4648 14.54 0.4595 15.80 0.4740 17.71 * * * C.分保险/无保险 0.3043 11.93 0.2868 12.24 0.2884 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

46、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，只有部分行业办理工伤 保险无需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

47、意度的影响 处理组/对照组 最近邻匹配 半径匹配 核匹配 ATE z值 ATE z值 ATE z值 * * * A.全保险 /分保险 0.0844 2.17 0.0906 2.50 0.0952 2.80 * * * B.全保险 /无保险 0.1714 3.21 0.1887 4.10 0.1964 4.06 C.分保险 /无保险 0.1054 2.47 0.0796 1.92 0.0711 1.78 注：* 、 *和*分别表示在1%、 5%和10%水平上显著。 从表 6 可以看岀，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

48、社会保险时，农民工对合同做岀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 行分保险与无保险两组的比 较中，前 者农民工对合同做岀满意评价的比例也比后者高岀 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，米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

49、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

50、 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 的检验结果一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 ATE z值 ATE z值 ATE z值 A.全保险/分保险 -0.0194 -0.54 -0.0176 -1.15 -0.0185 -1.47 * * * B.全保险/无保险 -0.0278 -2.08 -0.0303 -2.73 -

51、0.0219 -2.48 C.分保险/无保险 -0.0021 0.07 -0.0159 0.85 -0.0127 0.67 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 是按照农民工的人数缴纳工伤保险费。7194-2016 China Academic Journal EEecrronic Publiihingl louise. All rights reserved. http:帛 www, cnkinet -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

52、岀，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 者才能体现岀差异。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。 同样地，本文还进一步采用“半径匹配法”和“核匹配法”对假设 3 3 进行了稳健性检

53、 验。从表 7 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 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

54、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 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

55、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好处。 以养老保险为例，农民工流动性大，工作不稳定，在养

56、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 1515 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 - ?1994-2016 Chinu AtiidctniL； Journal Electronic Publishing House. All rights rcLrrvcd. I)Lip:/7www.c-nki.nci 六、结论和政策含义 随着城市劳动力的供给越来

57、越依赖于农村劳动力转移， 弓 I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

58、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

59、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 纳入企业的薪酬激励计划，主动为农民工购买社会保险，是其中的重要方面。 政府解决好农民工社会保险问题，不仅直接关系到维护社会公平和社会稳定，更是充分挖 掘人力资本潜力以服务于经济增长的重要方面。农民工脱离土地之后，同城市居民一样也面 临失业、工 伤、疾病、年老等各种社会风险，迫切需要社会保险机制为他们提供安全保障。 只有从体制上消除 了各项后顾之忧，农民工才能够安心在城市发展。 因此，各级政府应按照分类

60、指导、分步推进的原则，根据有关风险对农民工的危害程度，先解 决农 民工迫切需要的保障需求。对于直接关系农民工生命健康安全的工伤保险和医疗保险，应当首 先通过立 法等手段加强政策的强制性，努力扩大覆盖面，在此基础上进一步推动养老、失业等保险 的全覆盖。同 时，应高度重视社会保险关系的转移和接续，加快城乡社会保障体系的对接，使各项 社会保险制度能够 适应农民工流动性较强的特征，通过保障当期待遇或增强待遇的可携带性等措施， 保证其流动就业过程 中的社会保险权益不受侵害。除此以外，还有必要明确各级政府的社会保险责 任，通过财政补助或税收 优惠等方式切实减轻企业负担，充分调动用人单位和农民工参保的积极性。 企业社会保险福利对