市場回報如何影響務工型老年流動人口的居留意愿？
——基于2016年中國流動人口動態監測調查數據的實證研究

2020-07-30 08:39:12馬健囡

人口與經濟 2020年4期

馬健囡

(廈門市社會科學院，福建廈門361000)

一、引言

老年人口地域流動性的增強是社會經濟發展的必然結果，也是對當地勞動力的有效補充。在很多國家，60歲及以上仍從事工作的老人是合法且常見的。2018年美國和德國60—64歲勞動人口參與率分別為57.0%和32.7%(1)數據來源：Financial Data & Economic Indicators(CEIC).http://www.ceicdata.com，2019年日本就業老人占老年人口(60歲及以上)的33.1%(2)數據來源：http://www.stat.go.jp/data/roudou/sokuhou/tsuki/index.html。總務省公布的日本老年人的勞動力參與率高達77.5%。我國老年流動人口(指60歲及以上，下同)逐漸增多，2015年老年流動人口占流動人口總量的7.2%，外出務工的農村老年人大量增多[1]。“六普”數據顯示，2010年我國老年人口占總務工人口的29.1%[2]，其中80%為農村老年人[3]。隨著城鎮化進程的持續推進和戶籍管理的逐步松動，流動老人的數量或許還將增加[4]。但與此同時，以務工經商為目的的老年流動人口(以下簡稱務工型老人)的居留意愿顯著低于年輕流動人口，也顯著低于以其他目的(主要是子女團聚或照顧子孫)流動的老年人[5]，這是我國老年人口城鎮化滯后的重要表現。有研究顯示，我國老年人城鎮化率與處于相同城鎮化階段的國家或地區相比滯后2.79個百分點[6]。這些外出務工的老年人并沒有真正留在城市，而是“漂”在城市，幾年后返回農村。“流而不留”成為我國務工型老年流動人口的現實狀態。

二、文獻綜述

市場回報是影響勞動力流入的關鍵因素，早期的研究假定人們總是追求更好的生活條件和經濟需求，由于不同地區勞動力市場在工資、福利方面有較大的差異，所以人口從勞動力過剩、收入偏低的國家或地區向勞動力需求旺盛、收入較高的國家和地區流動[7]。這一理論關注了就業機會和收入是導致勞動力流動的根本動力機制，卻無法解釋大城市里已經有大量的失業人口，但仍有大量農村人口涌入的現象。因為其中一個重要變量“與工作機會相關聯的福利性收入”的影響受到忽視。隨后的研究中，流動人口被理解為是“推動因素”與“拉動因素”交互作用的結果。其中，拉動因素主要體現為工作機會和收入等方面的差距，是將這些人口吸引到某一特殊地區的力量，而推動因素則更多地考慮到經濟以外的因素，比如來自人口方面的壓力、社會保障低等，是促使人們離開他們出生地的力量。顯然，對拉動因素的闡釋已經注意到福利性回報對勞動力流入的影響。

進入21世紀以來，隨著引發人口流動的外部因素越來越多，在分析推動與拉動因素時，越來越多的研究跳出了原有的經濟因素范疇，從“環境效應”等角度考慮其他潛在影響因素的作用[8]，其核心在于充分考量工作機會和環境約束力對于人口流動的作用。比如西蒙(Simon)對來自不同地區的葡萄牙勞工的流入原因進行了分類研究，發現歐盟國家勞工流入的主要原因是母國退休金的下降；東歐地區勞工流入的主要原因是母國的低收入，而葡萄牙能夠提供更多的低技術工作機會；非歐盟國家(如南美洲、非洲等地)的勞工流入的主要因素是母國低收入，并且與葡萄牙在工作機會、社會網絡、文化、歷史等方面有密切的聯系[9]。可見，勞動力流動的最終原因是尋求更高的期望市場回報，而這種市場回報不單限于經濟收入，還包括與工作機會相關聯的社會福利性回報，流入地區吸引勞動力的關鍵因素則在于降低工作機會門檻和減少環境約束力。

托達羅(Todaro)進一步將“工作機會”這一結構性因素與市場回報的關系做了解釋，他提出的期望收入理論認為，城市里存在二元勞動力市場：一個是正式的勞動力市場；另一個是城里人不愿從事的、非正式勞動力市場。農民流入城市往往是在非正式勞動力市場尋求工作的機會更大[10]。與以往的理論不同之處在于，他認為期望市場回報是農村勞動者居留城市的關鍵因素，而獲得城市工作的機會作為內生變量，影響著期望市場回報。托達羅理論對中國城鄉二元勞動力市場結構的人口流動是比較有解釋力的，隨著年輕流動人口知識水平的提升和東部城市對高層次人才落戶的鼓勵，老年流動人口務工機會可能越來越集中在非正式勞動力市場，產生更具差異化的市場回報。但同時，他的理論闡釋了市場回報中的收入性回報與工作機會的關系，未涉及福利性回報。而代際間福利性回報的差異一直被認為是導致老年勞動力低居留意愿的主要原因。博爾哈斯(Borjas)等人對美國移民勞動者收入變化的時間隊列研究表明，外來移民的收入具有代際差異效應，老年移民的各項社會福利在剛入職時和后續增長幅度上都低于新移民[11]。他后續對美國1960—2010年人口普查數據的研究顯示，老年移民在達到退休年齡后仍然持續工作的重要原因是為了獲得美國本土社會保險福利申請資格[12]。阿爾瑪(Alma)等人對居住在美國的墨西哥老年移民進行的研究表明，社會福利是衡量居留選擇的主要因素，大部分從墨西哥前往美國的老年移民每年需要支付的保費比本地參保者高出很多，這使他們無法長期居留[13]，移民更容易因為患病而返回故鄉[14]。影響老年移民居留的其他福利性因素還包括醫療支出過高、務工遭到身份歧視[15]、因征信信息缺失難以獲得正式的金融服務[16]、難以在正式勞動力市場找到工作等[17]。同時，西方理論的前提是完全自由流動和競爭的勞動力市場，所以市場回報中強調個人經濟性收入，忽視了家庭經濟性回報和社會福利性因素的影響。我國的社會管理相對二元化，勞動力與居住地不只存在經濟上的關聯，還與各項公共福利與職工福利保障緊密相關，所以獲取福利性回報也是市場回報的重要內容。因此我們假設：①市場回報中的經濟性回報和福利性回報因素均會對務工型老年流動人口的居留意愿產生影響。②工作機會也會通過福利性回報對老年人居留意愿產生中介效應。③市場回報對務工型老年流動人口和中青年人的居留意愿有不同的影響機制。

國內對務工型老人的專門研究并不多見，學者主要從“推拉理論”、“公共服務理論”等社會學理論范疇，以農民工或全體流動老人視角考察其居留意愿，受研究群體內部異質性影響，得出的結論也不盡相同。較為普遍的結論是老年人居留意愿受外部因素和內部因素的共同影響，外部環境因素包括經濟形態、產業規模、地區房價、勞動力市場、公共服務水平、戶籍制度等，內部因素一般包括家庭經濟情況、子女情況、受教育水平、健康狀況等[18-21]。林寶等關注到了戶籍“門檻”、務工市場競爭等會導致老年人難以獲得居留機會[6]。劉立光等使用效用最大化理論分析了城市基本公共福利對流動人口長期居留意愿的影響，發現城市環境對流動人口居留意愿的促進作用被其他因素所掩蓋，流動人口往往選擇獲得較高的收入而非優美的環境，醫療衛生條件的健全和社會保障的普及會增強流動人口的長期居留意愿[19]。這些研究并非專門以“務工型老年流動人口”為研究對象，但結論非常具有啟發意義。事實上，我國務工型老年流動人口“流而不留”的現象背后，必然存在著一些阻礙老年人以務工經商的方式從農村向城鎮流動的特殊原因，本研究與以往研究的不同在于以下三點，一是突出老年流動人口的勞動屬性，獲得市場回報是老年人外出務工的目的，居住地與戶籍地之間的期望回報差距是老年人居留的原因。本文采用期望收入理論衡量市場回報，避免多而不當地納入綜合社會環境等變量。二是將老年務工者與中青年務工者進行對比，從而尋找務工型老年人居留的特殊性。三是在托達羅理論基礎上，引入福利性市場回報變量，嘗試探討工作機會在福利性市場回報影響居留意愿過程中發揮的作用。

三、模型構建與變量設計

1.數據來源

由于我國的人口凈流入、凈流出以東部地區為主，2017年東部地區流動人口占全國流動人口比例超過七成，對東部地區流動人口的分析更具有代表性，所以本文所用的數據來自2016年中國東部九省市流動人口動態監測調查數據，該數據涵蓋了東部地區9個省市共69000個調查對象，部分戶籍地省市的宏觀經濟數據來自于各省2016年統計年鑒和國家統計局網站公布的分年度分省份的公開數據。本文選取了流動目的為“經商務工”，且“近一個月從事有收入的工作”的流動人口為研究對象，將其中年齡在60歲及以上的人群定義為“務工型老年流動人口”，年齡在60歲以下的人群定義為“務工型中青年流動人口”，對關鍵變量缺失的樣本剔除后，最終保留的2016年務工型老年流動人口研究樣本為485個，中青年流動人口研究樣本60348個。

2.市場回報的模型構建及變量處理

根據期望收入理論，人口流入城市的主要動機取決于兩地預期市場回報的差距。差距越大，人口的居留意愿越強烈。這種關系表示如下：

Max(M)=Max f(d) f′>0

(1)

在公式(1)中，M表示居留意愿，d表示預期市場回報差距，f′> 0表示居留意愿是市場回報差距的增函數。市場回報是收入性回報和福利性回報的綜合，用d1代表收入性回報，d2代表福利性回報，則市場回報可以表示為：

d={d1，d2}

(2)

(1)收入性回報自變量。根據托達羅的觀點，現代工業部門預期收入等于城市實際工資率與就業概率的乘積，減去戶籍地的平均收入。就業概率取決于現代部門新創造的就業機會和城市失業人數，務工概率與前一個因素成正比，與后一個因素成反比。現代部門在某一時刻創造工作的機會等于現代部門工作創造率與現代部門總務工人數的乘積，現代部門工作創造率等于工業產出增長率減去現代部門的勞動生產率增長率。他們之間的關系用公式表達為：

(3)

其中，τ代表工業產出增長率，ρ代表勞動生產率增長率，ω代表城市實際工資率，γ代表戶籍地平均實際收入，N代表現代部門總務工人數，S代表城市失業人數。這一公式很好地將預期收入這一難以在現實中獲得的概念與就業機會、實際工資水平和勞動力市場承載力等可得到的數據結合起來。

根據實際情況，我們對以上變量進行轉換。第一，老年人外出務工往往不是一個人單打獨斗，而是以家庭為單位流動或是向家庭成員所在地進行流動，老年人長期居留的原因已逐步由個人的基礎性特征轉變為家庭共同決策后做出的決定。所以我們假設在家庭式流動中，老年人的期望收入以兼顧自己的情況下家庭最大化效用為準則，家庭經濟狀況越好，老年人對收入回報的期望越小，因此加入家庭收入狀況自變量，用“過去一年，全家在本地每月總收入多少錢？”來表示。第二，期望收入理論假設勞動生產率和工業增加值均以“現代部門”產業形態為前提，我國是傳統經濟部門和現代經濟部門并存的發展中國家，很難實現完全符合標準的現代部門，且省一級工業增長率不能完全體現居住地工業發展規模，所以我們選取了第三產業占地區生產總值比重、勞動生產率增長率、建筑業勞動生產率3個指標來反映現代部門工業發展和勞動生產率的情況。第三，個人月工資收入的衡量應包括每月的工資收入和每月單位包吃住的變現收入，所以個人城市實際工資率的計算公式為：

(4)

公式(4)中，e1代表單位包吃住的折算收入，T月代表月工作時間，wages代表月工資收入。這個模型指某一時間點的預期收入差距，我們使用了2016年的數據進行計算，假設一個遷移者在t時間內獲得工作的概率是累加的，因此流入時間越長，務工概率越大，所以現實中還要加入流入時間變量來分析建立在較長流動時間上的行為模式。在建立完整回歸模型之前，為防止無意義的自變量被納入模型，采用logit單因素分析方法對每個自變量與因變量的關系進行驗證。將檢驗水準設置為P<0.1即可納入模型，結果戶籍地城鎮就業平均工資、現居住地城鎮就業人數(萬人)、現居住地工業增長率3個變量對老年人的影響并不顯著，所以在老年人口的分析中將這3個變量篩除，所有變量對中青年流動人口均有顯著影響，所以全部納入中青年流動人口模型。婚姻狀況、受教育程度、流動范圍(3)流動范圍：跨省流動=1，省內跨市=2，市內跨縣=3；受教育程度：低學歷=1，中等學歷=2，高學歷=3；婚姻狀況：已婚=0，未婚=1。為個人特征變量。結合公式(3)、(4)和變量檢驗結果可以看出，影響務工型老人居留意愿的因素包括個人實際工資率(W)、家庭總月收入(INH)、本次流動時間(T)、現居住地勞動生產率增長率(LP)、現居住地建筑業勞動生產率(CLP)、第三產業占比(INS)、現居住地失業人數(UNE)。這些作為衡量收入性回報的變量進入回歸模型。

(2)福利性回報自變量。綜合已有研究，與老年勞動者關聯比較大的“福利性回報”相關指標共4類，一是是否享有養老保險、失業保險、工傷保險、住房公積金、醫療保險等本地職工保障待遇；二是單位/公司是否提供免費廉價住房；三是所在社區是否為老人建立了健康檔案，并將其納入社區基層健康服務體系中；四是是否享有由社區提供的除生育服務外的8項健康服務(4)8項健康服務分別是：職業病防治、性病/艾滋病等傳染性疾病防治、社區醫生預約診療、控制吸煙教育、心理咨詢、慢性病防治、營養健康教育、防霧霾知識宣傳。，變量計算方法及賦值如表1。獨立樣本T檢驗結果顯示，老年人和60歲以下中青年的福利性回報和工作機會均有顯著差異，但兩組人群的社區健康服務并沒有顯著差異。

表1 福利性回報變量計算方法及賦值

(3)因變量處理。問卷中有3個問題涉及到老年人居留意愿，分別是：“您今后是否打算在本地長期居住(5年以上)？”，“如果您符合本地落戶條件，您是否愿意把戶口遷入本地？”和“您是否打算在本地購買住房？”。由于流動人口往往先有長期居住的打算，進而愿意遷入戶口并在本地購買住房，實現行為上的永久居住，因此，這3個指標體現了“居留”從意愿到行為的關聯遞進[20]。參考林李月等對流動人口居留意愿的處理方法[21]，將調查問卷中的“長期居住意愿”、“戶籍遷入意愿”和“本地購房打算”3 個指標結果疊加起來，以衡量流動人口的城市居留意愿。將前兩者選擇“打算”和“愿意”取值為1，否則為0；后者將“打算在本地購房”的設置為1，其余為0，但剔除“本地已有住房”同時“不打算在本地購房”的情況，這3個指標等權加總的值即為居留意愿原始數值。為便于引入模型，對原始數值做轉化處理，如表2所示。當因變量用于中介效應模型中，居留意愿被表達成取值范圍為1到4的數值變量。1表示“無居留意愿”，2表示“低居留意愿”，3表示“中居留意愿”，4表示“高居留意愿”。當因變量用于Logistic回歸模型中，則轉化為二分類變量，“無居留意愿”記為0，其他均為“有居留意愿”，記為1。

表2 因變量的轉化結果

(4)模型建構。如文獻所述，市場回報的類型可分為收入性回報和福利性回報。本文采用二元Logistic模型估計收入性、福利性市場回報對老年人居留意愿的影響。根據年齡的一般界定標準，將務工型流動人口分為老年、中青年、全體3個類別進行比較，共構建了5個計量模型。

首先，分析老年人居留意愿與收入性回報的關系，采用二元Logistic模型。由于自變量中既有個人微觀層面數據，又有宏觀層面數據，為保證模型穩健，我們依據微觀、宏觀層次構建了2個二元logistic回歸模型，模型V1首先將老年人個人微觀因素納入，模型V2在個人微觀因素的基礎上同時納入宏觀影響因素，控制個人特征變量。考察在控制其中一個因素的前提下，另一個因素對老年人居留意愿的影響作用。

其次，模型V3在V2基礎上再加入福利性回報自變量，分析全部市場回報因素對居留意愿的影響。我們同樣對青年群體和全體做了分層模型，但由于本文主要分析老年人的居留意愿，所以青年人群和全體人群的分層模型結果不做展示，僅列出最后完整模型結果。完整模型如公式(5)、(6)所示。

d1老年=α+Wx1+INHx2+Tx3+LPx4+CLPx5+INSx6+…

+UNEx10+Ax11+Bx12+Cx13+Dx14

(5)

d1青年全體=α+Wx1+INHx2+Tx3+LPx4+CLPx5+INSx6+UNEx7+…

+IGRx13+Ax14+Bx15+Cx16+Dx17

(6)

同時，我們特意關注到了福利性回報可能會與經濟相關的變量存在內生性問題。因為經濟性回報所包含的個人工資率、家庭收入和流動時間三個變量僅涉及了就業帶來的經濟收入要素，與就業相關的養老保險、醫療保險等并未納入經濟回報中，而是歸于福利性回報中進行考量。所以居留意愿與福利性變量中的本地職工保障待遇和享受單位提供住宿的雙向交互影響可能造成內生性問題，我們采用工具變量法對老年人樣本進行檢驗。在實際回歸中選取既影響居留意愿，又與務工者本地職工保障待遇、享有單位提供免費住宿無關的變量進行2SLS模型估計，選取正式合同簽訂情況、周工作時間作為工具變量，工具變量有效性檢驗顯示，Anderson統計量為32.65，Sargan檢驗P值為0.621，即合同簽訂、周工作時間對務工者的本地職工保障待遇、是否享有單位住宿具有顯著性影響，而與勞動者個體的居留意愿沒有直接因果關系，不存在弱工具變量問題。

以上模型以預期收入理論為依據，收入性回報中本身包含了工作機會的影響，但福利性回報與工作機會的影響機制并未深入分析。我們進一步采用中介效應模型探究工作機會因素的中介效應。工作機會與獲得養老保險、醫療保險等職工保障待遇，以及獲得單位提供的住房具有明顯的因果關系，假設工作機會通過居住地公共福利性回報的中介效應影響老年人居留意愿，分別針對老年人和中青年兩個群體依次擬合以下回歸模型。

Y=cX+e1

(7)

Y=c′X+bM+e3

(8)

M=aX+e2

(9)

方程中Y為居留意愿，X為工作機會，M為職工保障待遇，e表示截距。其中c是X對Y的總效應，a-b是經過中介變量M的中介效應，c′是直接效應，依次建立方程，并將方程(7)與方程(8)、(9)結果相結合，通過回歸系數顯著性關系檢驗職工保障待遇對居留意愿的中介作用，中介效應的大小用c-c′=ab來衡量。

其中涉及對工作機會變量的取值，流入時間、勞動生產率、第三產業占比三個因素與老年人獲取工作的“機會”緊密相關，因此我們采用主成分分析法，將原來3個因子轉化為1個主成分，以綜合主成分值作為“工作機會”變量。KMO與Bartlett檢驗顯示，KMO=0.592，P<0.05，可以進行因子分析。

四、實證分析及結果

1.描述性統計分析結果

(1)收入性回報的差異。表3為收入性回報變量描述性統計結果。從T檢驗的顯著性上看，除現居住地工業增長率外，老年人和中青年人在其余各變量上都存在統計學意義上的顯著差異。具體來看，老年人的平均居留意愿為2.15，低于中青年人的2.32，其中無居留意愿和低居留意愿的老年人分別占39.38%和22.89%，比中青年人高5.51%和2.20%，老年務工者“漂”在外地的特征明顯。老年人個人實際工資率平均值為38.74，遠低于中青年人的66.98，家庭月平均工資為6111.36元，比中青年人低將近2000元，說明老年人在居住地務工的勞動效率不高，工資偏低。同時，老年人居住地勞動生產率增長率、城鎮就業人數低于中青年人，而建筑業勞動生產率、第三產業占比、失業人數均高于中青年，說明老年人與中青年人在流入地的就業領域有所差別，中青年人能夠與戶籍人口在正式勞動力市場競爭，而老年人往往在非正式勞動力市場務工，做城里人不愛做的建筑類、低端服務業類工作。在流動范圍上，遠距離流動特征顯著，老年人跨省流動占比為74.22%，中青年為71.50%，省內跨市流動分別占16.49%和21.78%，在教育程度上，中青年人的受教育程度普遍高于老年人，老年人小學及以下低學歷者占80.41%，中青年占59.72%，中等學歷和高學歷占比分別比中青年低8.56%和12.13%。總體來看，務工型老年流動人口不僅遠離家鄉、漂在城市，而且就業質量偏低，收入不高，與中青年人有明顯差距。

表3 收入性回報變量描述

(2)福利性回報的差異。表4為福利性回報變量及工作機會變量的描述性統計結果。從T檢驗結果可知，老年人和中青年人在職工保障待遇、單位提供住房、本地居民建檔、工作機會和總福利得分上均有顯著差異。中青年人享受本地職工保障待遇、免費住房、居民建檔的情況好于老年人。這一方面說明，很多私營企業吸納老年流動人口作為員工，但并未給他們提供完善的職工保障；另一方面說明，老年人在非正式勞動力市場就業環境整體較差。社區提供健康服務在兩者間并沒有顯著差異。在工作機會方面，老年人比年輕人高，可能有兩種解釋，一是從方法上來說，采用主成分分析法，將原來3個因子轉化為1個主成分。3個因子均與老年人獲取工作機會緊密相關，更多可能影響年輕人工作機會的因子并沒有被納入；二是從現實情況來說，老年人由于工資低、向上晉升愿望不大，在非正式勞動力市場的競爭性可能大于年輕人，所以指標中的工作機會變量更能體現非正式勞動力市場的真實情況。

表4 福利性回報變量描述

2.市場回報的分析結果

如表5所示，模型V1、V2、V3和IV3以老年人為樣本，有效觀察量N=485。模型IV4以中青年人為樣本，有效觀察量N=60348，IV5以全體務工流動人口為樣本，其有效觀察量N=60833。五個模型的Omnibus檢驗P值均小于0.01，說明模型以居留意愿為因變量的回歸方程具有統計學意義，R2均在0.2以上，尚可接受，模型的解釋力均在70%左右。由VIF命令可知，各變量膨脹因子均小于10，即多重共線性對于回歸結果影響較小。

表5 務工型流動人口居留意愿的回歸結果

模型V1中婚姻、流動范圍、流動時間、受教育程度等個體微觀因素對老年人居留意愿有顯著影響。具體表現為：受教育程度高的老年人居留意愿更高，低學歷老人的居留意愿是高學歷老年人的35.70%。相對于未婚老人來看，已婚老人的居留意愿更低，已婚老人的居留意愿是未婚老人的30.03%。從流動范圍來看，跨省流動對老年人居留意愿有顯著的負向影響，跨省流動老年人的居留意愿是市內跨縣流動的42.53%。流動時間對老年人居留意愿有顯著正向影響，流動時間每增加1個單位，老年人居留的可能性增加1.09倍。

模型V2加入了宏觀因素后，模型的解釋力略有提升，個人微觀因素的影響方向基本沒有發生變化。具體來說，流動時間、現居住地的勞動生產率增長率、第三產業占比、流動范圍和受教育程度對老人居留意愿產生了顯著影響。勞動生產率增長率、第三產業占比和流動時間對老年人居留意愿有顯著正向影響，且影響力較大，勞動生產率增長率每增加1個單位，老年人居留意愿上升1.29倍；第三產業占比每提高1個單位，老年人居留意愿增加1.55倍；在居住地工作生活時間每增加1個單位，居留意愿增加1.67倍。流入時間越長，則尋找工作的時間增加，獲得工作的可能性也相應提高；勞動生產率高的地區有比較完善的勞動力市場，以保證勞動力供給與行業需求相對接；第三產業占比則指勞動密集型的服務業在當地占有很大比重，人力資源需求量較高。這三個因素都對老年人獲取工作的機會產生促進作用，從而影響居留意愿，結論與期望收入理論高度吻合。同時，個人實際工資率、家庭月總收入的影響并不顯著，說明對于老年人是否居留而言，工作機會的作用遠大于實際收入水平。流動范圍和受教育程度同樣是影響老年人居留意愿的顯著因素。首先，流動范圍越大，老年人居留意愿越小。與市內跨縣的小范圍流動相比，跨省流動老年人的居留意愿僅為跨縣流動的18.51%，省內跨市流動老年人的居留意愿為跨縣流動的36.30%。其次，學歷的影響顯著體現在低學歷老年人群身上，初中及以下低學歷老年人的居留意愿僅為高學歷老年人的40.58%。

對比V2和V1，婚姻狀況對老年人的居留意愿不再顯著，因此外在經濟和就業環境因素的加入稀釋了婚姻的解釋力。加入宏觀因素后，遠距離流動的老年務工人員的居留意愿更低了，具體表現為，跨省流動老人的居留意愿占比從V1的42.53%下降到V2的18.51%。同時，低學歷老人的居留意愿發生比得到提升，達到40.58%。這說明，宏觀勞動力市場的差異成為老年人遠距離流動的阻礙，本地勞動力市場所提供的“機會”更多地被來自周邊地區、受教育水平偏低的老年務工者所吸納。

模型V3進一步加入了福利性回報變量，收入性回報的影響方向均未發生變化，模型的解釋力得到進一步提升。具體看來，本地職工保障待遇、免費住房對老年人居留意愿產生顯著影響，未提供住宿的老年人居留意愿降低28.59%，本地職工保障待遇每提高1個單位，老年人的留居意愿增加1.15倍，影響作用高于中青年人。同時，建立居民健康檔案和社區健康服務對老年人居留意愿沒有顯著影響，這看起來似乎與老年人更在乎流入地健康服務的一般認知相悖，但其實不然。居民健康檔案是社區醫療衛生機構提供給社區居民的服務，在操作中以居住在小區的業主為服務對象，而流動人口大多為租住戶，事實上很多滿65歲以上的老人并沒有納入居民健康檔案重點人群。社區健康服務一般針對所有居住在小區內的居民，但由于社區健康服務一般通過宣傳欄、短信、講座的形式進行，在時間和可接受度上對老年務工者并不友好。因此可以看出，與就業相關的福利性回報對居留意愿的影響程度要大于與普遍公眾相關的福利性回報。

模型IV3為模型3引入工具變量后的二階段回歸結果，工具變量模型的Wald檢驗在1%水平上強烈拒絕變量的外生假設，說明模型3存在內生性問題。與V3相比，估計得出的福利性回報對老年人居留意愿的影響顯著降低，說明如果不考慮福利性變量的內生性問題的確會使估計發生向上的偏誤，但原模型相關結論仍可信。

IV4和IV5是對中青年人群和全體人群引入工具變量后的2SLS估計結果，可以看出老年人與中青年有很大差異。具體來看，個體實際工資率和家庭總月收入對中青年居留意愿的正向影響較強，個體實際工資率每提高1個單位，中青年居留意愿提高4.31倍。家庭總月收入每提高1個單位，青年人的居留意愿增加1.85倍。建筑業勞動生產率產生了顯著的負向影響，與總勞動生產率的影響方向是相反的，這可能說明與其他經濟部門相比，建筑業勞動力市場正在萎縮，城市建筑業并不是新一代流動人口流入東部九省從事的主要行業部門，與近些年流動人口素質普遍偏高，集中就業于新型服務產業和現代制造業的趨勢相符。

從IV3和IV4來看，兩類人群的主要區別在于：對老年人而言，居住地城鎮就業人數、失業人數對居留意愿均沒有顯著影響，對中青年而言，就業人數對居留意愿有顯著的負向影響，失業人數有顯著的正向影響。從這一點可以看出，中青年人的居留意愿同本地正式勞動力市場承載力存在明顯的負向波動，正式勞動力市場的就業率并不影響流動人口就業，流動人口多在城鎮的個體或私營企業就業，但是當城鎮總體就業形勢不好，城鎮失業率上升時，中青年流動人口會向正式勞動力市場拓展，就業機會上升，居留意愿增加。從分析中可以看出，由于我國城市勞動力市場存在二元性，工作機會能夠通過中介作用而影響居留意愿。但老年人的勞動力市場更加邊緣化，失業人數對老年人居留意愿的影響是負向的，說明隨著城鎮失業人口的上升，老年流動人口就業競爭力遠低于中青年流動人口和本地人，就業機會也會受到擠壓，但這種擠壓作用并不顯著。其他因素的作用方向基本一致，區別在于戶籍地城鎮就業平均工資水平對中青年的居留意愿有顯著負向影響，但對老年人的影響并不顯著。流動范圍、受教育程度、婚姻狀況均對中青年產生了顯著影響，受教育程度和婚姻狀況對中青年的影響程度低于老年人。IV5說明，在加入老年群體后，總體流動人口各自變量的顯著性仍然非常穩健，作用方向一致且影響系數變化不大，可見影響老年人居留意愿的真實原因確實被中青年流動人口所掩蓋。

3.福利性回報中介效應的分析結果

以上的分析提供了兩個關鍵結論：一是經濟性回報和福利性回報因素均會對務工型老年流動人口的居留意愿產生影響，其中體現工作機會的經濟性回報因素對老年人居留意愿的影響程度要大于體現收入的經濟性回報因素。二是與就業相關的福利性回報因素對居留意愿產生顯著影響。為驗證工作機會在其中的具體作用，我們進行中介模型分析。

表7顯示了工作機會與居留意愿、福利性回報的相互影響。模型(7)為以中青年為對象，居留意愿和工作機會的線性回歸結果，F=1286.95，P<0.000，說明回歸模型有意義，工作機會T檢驗P<0.000，說明回歸系數有意義，標準化系數為0.168，即c=0.168；模型(8)為居留意愿與工作機會、福利性回報的回歸結果，F=2895.74，P<0.000，回歸模型有意義，福利性回報T檢驗P<0.000，回歸系數有意義，福利性回報的標準化系數為0.208，即b=0.208，c′=0.136；模型(9)為福利性回報與工作機會的回歸結果，從P值上看回歸模型和系數具有意義，方程中的系數a=0.153。因此，福利性回報具有部分中介效應，中介效應對總效應的貢獻率為EffectM=ab/c=18.94%。模型(7′)(8′)(9′)的分析同理，對于老年人來說，中介效應對總效應的貢獻率為10.16%。

表7 福利性回報的中介效應模型結果

總的來看，福利性回報對老年人和中青年人的居留意愿都具有部分中介效應，但總體影響不大，對中青年人的中介效應大于老年人。

五、主要結論

務工型老年流動人口的居留意愿顯著低于中青年，這是老年人口城鎮化率偏低的重要表現，務工老人居留意愿不應被全體流動人口大軍所淹沒。本文以期望收入理論為背景，構建了收入性回報、福利性回報與老年人居留意愿的回歸模型，通過估計老年人工作機會，分析了福利性回報對老年人居留意愿的中介效應。研究發現，受教育程度偏低固然是老年務工者作為勞動力資源的競爭力劣勢，但個人稟賦并不是唯一的解釋，老年人無法居留同樣不可忽視勞動力市場和職業保障缺失的影響。

收入性回報的回歸結果顯示，期望收入理論對中青年勞動力的解釋能力更強，幾乎所有的變量均對中青年勞動力產生了顯著影響，但對老年勞動力的解釋能力較弱，僅有流動時間、居住地的勞動生產率增長率、第三產業占比3個自變量產生了顯著影響。以往文獻中提到上一代農民工多從事建筑業，但建筑業勞動生產率并未對老年人的居留意愿產生影響，失業人數同樣沒有對居留意愿產生影響，這說明務工型老年人對流入地正式勞動力市場的勞動力人數變化、建筑業勞動力市場需求變化并不敏感，老年人口在非正規勞動力市場的工作機會更多。流動時間對老年人和中青年人的影響程度相近，勞動生產率增長率和第三產業占比對老年人居留意愿的促進作用大于中青年人，而與收入相關的變量，包括個人實際工資率、家庭總月收入均未產生顯著影響。這一方面說明，工作機會是務工型老年流動人口居留的首要因素，老年人更加看重工作機會帶來的非收入利好；另一方面也間接說明，外來務工的中青年人已經逐漸有實力同本地人才在正式勞動力市場競爭，他們將就業機會和就業待遇看得同等重要，并以此作為是否居留的衡量標準。而老年人則不然，他們對收入的敏感度較低，是否居留主要看是否有工作機會和工作機會帶來的住宿、醫療養老保險等福利待遇是否完善。這一現象可能有兩種合理解釋，一是老年人外出流動出于剛性經濟需求的并不多，更多地是作為個人花費或是家庭花費的“補貼”，或不增加子女的贍養負擔，對外出務工的回報期望普遍不高。二是勞動力市場二元化所形成的勞資關系也具有了二元化特征，老年人與中青年人在流動人口就業市場內部已存在就業分隔。因為老年務工者更多地受雇于非正式勞動力市場，二元勞動力市場對老年人的影響更大。一些研究也從其他角度得出了類似的結論，即子代農民工和父代農民工在就業質量和就業領域上已經出現了區分[3]。隨著老齡化的到來，退休年齡的逐步提升，老年勞動力的受教育程度會有所提高，老年勞動力的雇傭和相關保障問題勢必要引起重視，必須形成老年剩余勞動力人力資本開發的激勵機制，規范非正式勞動力市場的老年用工行為。

進一步對福利性回報的分析顯示，老年人更看重工作機會帶來的職工保障服務、免費提供住所等福利，而并非城市社區公共服務，這是務工型老年人區別于一般流動老人的重要特征。提升務工型老年人居留意愿需要完善對老年人的職工保障，規范非典型用工管理(注：指除簽訂全日制勞動合同外的非全日制用工、退休反聘用工及雙重勞動關系等三類非典型用工模式)，為了防止非正式勞動力市場因此拒絕老年人，這項任務不能單單交給企業，還要政府相關部門提供保障措施，對非正式勞動力市場加強監管并提供老年用工政策優惠。