勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿的影響
——基于就業質量改善視角

張抗私，王亞迪

(東北財經大學 經濟學院，遼寧 大連 116025)

2018年全國農民工總量為28 836萬人，約占全國就業人數37.2%。(1)數據來源：《人力資源和社會保障事業發展統計公報》。2019年新型城鎮化建設重點任務的總體要求提出，堅持推進高質量發展，加快實施以促進人的城鎮化為核心、提高質量為導向的新型城鎮化戰略。數量龐大的農民工群體為城市經濟發展和城市生活質量的提高作出了巨大貢獻，但是，他們與城市融合卻不緊密，如何有效促進農民工群體真正融入城市生活中，提高農民工群體城鎮定居意愿，是新型城鎮化戰略推進的有效途徑。王曉峰和溫馨[1]認為，農民工往往因為戶籍制度而被排斥在城市勞動保障、社會保障體系之外；周作昂和趙紹陽[2]認為，農民工參加城鎮基本社會保險比例較低，這無疑會對農民工進城定居意愿產生影響。因此，本文關注農民工就業過程勞動權益獲得對其城鎮定居意愿的影響，以期為完善農民工勞動權益保障，提升農民工進城定居意愿提供參考。

一、文獻綜述與假設提出

羅忠勇[3]認為，農民工的勞動權益至少涉及八個方面，即工資、工資拖欠、合同簽訂、技能培訓、辭工自由、日常福利、社會保險和人身權利；陸萬軍和張彬斌[4]將同時享有職工醫療保險和養老保險定義為享受城鎮職工社會福利；王曉峰和溫馨[1]把勞動時間、勞動合同、技能培訓和城鎮職工醫療保險作為勞動權益的考察指標。由于各個指標之間可能存在較強的相關性，基于以上文獻，本文將即享有職工醫療保險又享有職工養老保險視為勞動權益獲得。

王曉峰和溫馨[1]研究發現，在本地參加職工醫療保險的農民工市民化意愿是未在本地參加職工醫療保險農民工的1.380倍；秦立建等[5]研究認為，在打工地擁有養老保險可以在一定程度上增加農民工的市民化水平；任遠和喬楠[6]認為，有無醫療保險或養老保險對流動人口社會融入存在重要的影響；馬瑞等[7]認為，農村進城就業人員最需要的是基本養老保險、基本醫療保險和重大疾病險；林李月等[8]認為，大城市流動人口獲得醫療保險、失業保險和住房保障可顯著增進其城鎮留居意愿。農民工在城市如果沒有醫療保險和養老保險，那么，該群體將需要有更多的儲備金以面對未來的醫療和養老所帶來的不確定性，從而對農民工城鎮定居意愿產生負面影響，農民工如果參加醫療保險和養老保險，能夠降低農民工就醫成本，提高醫療服務的可及性，從而降低了未來收入的風險，提高了農民工的消費支出。基于此，筆者提出如下假設：

假設1：勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿有正向作用。

本文用工作滿意度和月工資收入衡量農民工就業質量。Razafindrakoto和Roubaud[9]認為，工作滿意度水平是衡量就業質量很好的指標，工作滿意度是綜合各方面因素對就業狀況的主觀感受；任義科等[10]認為，月工資是評價農民工就業質量的重要指標，是一個客觀指標。利用標準化處理，將工作滿意度和月工資收入合并為一個變量，該變量具有主觀和客觀兩方面內涵，有很好的代表性。龔紫鈺[11]研究發現，工作滿意度對農民工城市定居意愿有顯著積極影響；孫中偉[12]研究發現，收入越高，農民工在工作地城市定居的意愿越強。基于此，筆者提出如下假設：

假設2：就業質量改善對農民工城鎮定居意愿有正向作用。

鄧睿[13]研究發現，參加醫療保險對農民工小時工資率有顯著的提升效應；汪潤泉和趙彤[14]依據弗里德曼的持久收入消費理論認為，當農民工的終身收入水平提高時，則會提高其消費水平，農民工參加職工養老保險提高了農民工對未來持久收入的預期，可有效促進消費，其中就包括醫療支出，而醫療支出對維持或改善農民工人力資本具有重要作用；陳珍珍和吳亮[15]認為，職工社會保險作為勞動者的生活保障，能解除勞動者的后顧之憂，有利于提高農民工的工作滿意度。基于此，筆者提出如下假設：

假設3：勞動權益獲得可有效改善農民工就業質量。

假設4：就業質量在勞動權益獲得與農民工城鎮定居意愿之間存在中介作用。

關于勞動權益獲得與農民工城鎮定居意愿的研究，本文可能的創新之處在于：第一，嘗試將勞動權益獲得、就業質量與農民工城鎮定居意愿放入一個分析框架，通過中介效應模型，分析就業質量在勞動權益獲得與農民工城鎮定居意愿中的中介作用。第二，進行勞動權益獲得的影響因素分析。

二、數據、變量與模型

(一)數據來源

本文使用2014年中國勞動力動態調查數據(CLDS)，中山大學社會科學調查中心是該項目的執行單位。CLDS聚焦于中國勞動力的現狀與變遷，內容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會參與、經濟活動和基層組織等眾多研究議題，樣本覆蓋了29個省份(除港澳臺、西藏、海南外)，調查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力(年齡15—64歲的家庭成員)，是一項跨學科的大型追蹤調查。本文的研究對象為20—60歲的男性農民工與20—50歲的女性農民工，依據祝仲坤和冷晨昕[16]的劃分，以“農業戶口+非農就業”作為篩選農民工樣本的依據，剔除無效樣本后，最終得到2 051個樣本。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量為城鎮定居意愿。借鑒王友華和鄭美雁[17]的做法，由“未來5年，你是否計劃到城鎮定居”統計獲得，答案選項分別為“是”“否”“已經在城鎮定居”，剔除“已經在城鎮定居”樣本，將“是”賦值為1，表示在城鎮定居的意愿，將“否”賦值為0，表示不在城鎮定居的意愿。

2.解釋變量

解釋變量為勞動權益獲得。以同時享有職工醫療保險和職工養老保險作為勞動權益獲得的代理指標，農民工獲得勞動權益賦值為1，否則為0。

3.中介變量

工作滿意度由“對工作的整體滿意度”統計獲得，答案選項分別為“非常滿意”“比較滿意”“一般”“不太滿意”“非常不滿意”，反向編碼賦值為1—5，值越大，對工作越滿意；對于月工資收入變量，為克服異常值的影響，對月工資收入變量在1%水平上進行縮尾處理。就業質量由工作滿意度和月工資收入計算獲得，由于工作滿意度和月工資收入不具有可比性，因此，對其進行標準化處理，利用式(1)可將工作滿意度和月工資收入各項標準化值轉換為60—100分值，就業質量由轉換后的工作滿意度和月工資收入加權平均求得，值越大，就業質量越好，該變量具有主觀和客觀兩方面內涵，有很好的代表性。

4.控制變量

依據CLDS2014年問卷，參考已有相關研究，本文將一系列控制變量納入實證研究中。包括性別，男性賦值為1，女性賦值為0；婚姻狀況，將“初婚”“再婚”視為在婚，賦值為1，將“未婚”“離異”及“喪偶”視為未婚，賦值為0；政治面貌，“中共黨員”賦值為1，其他賦值為0；將學歷劃分為小學及以下、初中、高中、技校、中專、大專和本科及以上五個變量；健康狀況變量由“您認為自己現在的健康狀況如何”統計獲得，答案選項分別為“非常健康”“健康”“一般”“比較不健康”“非常不健康”，反向編碼賦值為1—5，值越大，自評健康狀況越好；公平感知，由“您認為您目前的生活水平和您在工作上的努力比起來是否公平”統計獲得，答案選項分別為“完全不公平”“比較不公平”“說不上公平但也不能說不公平”“比較公平”“完全公平”，分別賦值為1—5，值越大，公平感知越好；所在地區，依據國家統計局的劃分標準，將中國勞動力動態調查的29個省份劃分為東部、中部、西部及東北部，分別賦值為1—4，并以虛擬變量的形式參與實證檢驗。變量描述性統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

(1)

其中，Xi為標準化后的值，i為農民工個體，Ximax、Ximin分別為標準化后的最大值與最小值。

(三)模型構建

為探討農民工勞動權益獲得、就業質量與城鎮定居意愿的關系，依據溫忠麟和葉寶娟[18]的研究，設定實證分析模型如下：

Ci=a0+α1LRi+α2Controls+ε1i

(2)

Qi=b0+β1LRi+β2Controls+ε2i

(3)

Ci=C0+λ1LRi+λ2Qi+ε3i

(4)

其中，Ci、Qi、LRi分別表示第i位農民工的城鎮定居意愿、就業質量、勞動權益獲得情況；Controls代表所有控制制變量；ε1i、ε2i和ε3i是隨機擾動項；α1是勞動權益獲得LRi對農民工城鎮定居意愿Ci的總效應；β1是勞動權益獲得LRi對中介變量農民工就業質量Qi的效應；λ1是控制中介變量就業質量Qi的影響后，勞動權益獲得LRi對農民工城鎮定居意愿Ci的直接效應；λ2是控制勞動權益獲得LRi的影響后，中介變量就業質量Qi對農民工城鎮定居意愿Ci的效應。在該模型中，間接效應即中介效應，等于系數乘積β1λ2，與總效應和直接效應的關系如下：

α1=λ1+β1λ2

(5)

式(2)和式(4)中，城鎮定居意愿Ci為二分類變量，為了獲得穩健的結果，采用LPM和Probit模型進行估計，式(3)則采用OLS回歸估計。

三、實證結果與分析

(一)基準回歸

首先探討勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿的總效應。表2匯報了使用穩健標準誤進行LPM和Probit估計的結果。結果顯示，無論是LPM模型，還是Probit模型，農民工勞動權益獲得顯著提高其城鎮定居意愿的可能性，即便加入其他控制變量及地區虛擬變量后，農民工勞動權益獲得依然在10%水平下與農民工城鎮定居意愿顯著正相關。可能的解釋是醫療保險能夠有效減輕個人和家庭的醫療負擔，有利于減少“致貧”的發生率，參加醫療保險降低了農民工就醫的成本，提高醫療服務的可及性，參加養老保險為農民工提供了穩定的收入預期，降低未來收入的風險，可提高農民工的消費支出，農民工勞動權益作為一種保障，放松家庭資源約束，降低農民工醫療支出的不確定性，穩定其消費預期，減少預防性的儲蓄，促進當期消費，其中就包括醫療支出，而醫療支出對維持或改善農民工人力資本具有重要作用，從而可提高農民工城鎮定居意愿。

表2 勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿的影響

(二)內生性討論

上述估計分析初步表明，農民工勞動權益獲得對其城鎮定居意愿有顯著的正向效應，但未考慮估計分析中可能存在的內生性問題。農民工勞動權益獲得與是否進城定居，往往還受到個人工資議價能力、個人性格等的影響，這些無法直接觀測的因素會使估計模型產生遺漏變量問題；農民工城鎮定居，為了追求更高的生活質量，獲得安全感，引致對職工醫療保險和職工養老保險的需求，從而產生反向因果問題。這些可能存在的內生性問題會導致模型估計系數不一致，因此，本文用工具變量法進一步論證勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿的影響。

將“是否簽訂勞動合同”作為是否獲得勞動權益的工具變量，陸萬軍和張彬斌[4]認為，簽訂勞動合同對農民工獲得職工社會保險有決定性影響，而簽訂勞動合同的情況很難直接影響農民工是否進城定居的意愿，因此，從邏輯上判斷，“是否簽訂勞動合同”滿足作為工具變量相關性和外生性的條件。對模型(3)進行弱工具變量檢驗，結果如表3所示。得到F值為113.142，故認為“是否簽訂勞動合同”不存在弱工具變量問題。

表3 勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿的影響(工具變量法)

表3中，運用2SLS和IV Probit進一步估計，在糾正可能的內生性偏誤后，農民工勞動權益獲得對其城鎮定居意愿仍然存在顯著正向作用，即便加入其他控制變量及地區虛擬變量后，勞動權益獲得依然在10%水平下顯著促進農民工進城定居意愿。

(三)分組回歸

本文以性別、代際和受教育程度作為分組變量，分組回歸結果如表4所示。

表4 分組回歸結果

從性別來看，男性農民工勞動權益獲得對其進城定居意愿存在顯著正向作用，女性農民工勞動權益獲得對其進城定居意愿影響卻不顯著，這意味著相比于女性農民工，勞動者勞動權益獲得對男性農民工影響更為明顯，毛豐付等[19]認為，由于男性存在“向下擇偶”的一般規律，使得適齡女性農民工比較容易在城市擇偶，即相對于男性農民工，女性農民工更容易進城定居，因而勞動權益獲得對其進城定居的激勵作用可能較弱。

分代際來看，勞動權益獲得對新生代農民工城鎮定居意愿的正向作用較之第一代農民工更為明顯。可能的解釋是：一方面，趙亢[20]研究認為，對于第一代農民工，城鎮定居對其幸福感沒有顯著影響，而對于新生代農民工，城市定居不僅提高其幸福感，而且對其生活滿意度和未來信心程度都起到積極作用，這可能加強勞動權益獲得對新生代農民工城鎮定居意愿的激勵作用；另一方面，第一代農民工在農村生活已久，牽掛較多，故土難離，這可能弱化勞動權益獲得對第一代農民工城鎮定居意愿的激勵作用。

程超和溫興祥[21]將初中及以下學歷群體視為較低學歷者，將高中畢業、大學及以上學歷群體視為較高學歷者，參考該分法，對學歷進一步詳細劃分，將初中及以下學歷視為較低教育程度，將高中、技校、中專學歷視為中等教育程度，將大專及以上學歷視為較高教育程度。從教育程度來看，勞動權益獲得對較低教育程度農民工和較高教育程度農民工的城鎮定居意愿影響不顯著，對中等教育程度農民工的城鎮定居意愿影響顯著。可能的解釋是，較低教育程度農民工由于其人力資本的限制，社會經濟狀況可能較差，勞動權益獲得不足以支持其進城定居；而吳興陸[22]認為，對于較高教育程度農民工，其勞動報酬的獲取能力和就業能力一般較強，往往會把城市和農村之間的預期收入差看得較高，而把遷移成本看的較低，因而，勞動權益獲得對其城鎮定居意愿的激勵作用較弱。

(四)穩健性檢驗

為進一步驗證勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿的正向作用是否具有一致、穩定的效果，本文通過運用傾向得分匹配法和調整被解釋變量進行穩健性檢驗。

1.傾向得分匹配法

雖然已經使用工具變量法盡可能克服遺漏變量、反向因果等內生性問題，但是，分析過程中，由于數據等的限制，仍然可能存在選擇性偏誤問題，因此，本文利用傾向得分匹配法構建“反事實框架”加以糾正，展開進一步的穩健性檢驗。

樣本通過平衡性檢驗是使用傾向得分匹配法的前提，以確保兩組樣本除關鍵解釋變量存在差異外，其他變量不存在系統性差異。采取核匹配、卡尺匹配、k近鄰匹配(2)核匹配使用默認帶寬，卡尺匹配的卡尺范圍定為0.005，k近鄰匹配為一對二匹配；鑒于文章篇幅限制，平衡性檢驗結果，傾向得分匹配的結果不再羅列，若有需要可向作者索要。三種方法進行檢驗，匹配結果較好地平衡了數據，匹配后變量的標準化偏差均小于10%，t檢驗的結果不拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設，對比匹配前的結果，變量的標準化偏差均大幅縮小。

三種匹配方法下參與者平均處理效應(ATT)的結果顯示，在樣本通過平衡性檢驗消除可觀測的系統性差異后，勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿仍存在顯著的正向作用，這與前文的實證結果相一致，表明結果是穩健的。

2.調整被解釋變量

CLDS2014年問卷向被訪者詢問了“你是否計劃到城鎮建房或者購房”，將“是”賦值為1，將“否”賦值為0，調整被解釋變量，將“是否計劃到城鎮建房或購房”作城鎮定居意愿的代理變量展開穩健性檢驗。結果顯示，農民工勞動權益獲得依然與農民工城鎮定居意愿顯著正相關。充分證明勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿的正向作用的結果是可信的、穩健的。

四、擴展性分析

(一)勞動權益獲得影響的內在傳導機制

進一步探討就業質量改善在勞動權益獲得影響城鎮定居意愿過程中的中介作用，如表5所示。

表5 勞動權益、就業質量與城鎮定居意愿

就業質量涉及工作滿意度和收入兩方面內涵。表5報告了式(2)—式(4)的估計結果。列(2)、列(5)、列(8)和列(11)報告農民工勞動權益獲得對其就業質量的影響，農民工勞動權益獲得顯著改善其就業質量，列(3)、列(6)、列(9)和列(12)報告式(4)的估計結果，在列(1)、列(4)、列(7)和列(10)基礎上加入中介變量后，勞動權益獲得的系數值和顯著性均下降，說明就業質量的改善是農民工勞動權益獲得影響城鎮就業意愿的可能渠道，就業質量是中介變量。LPM模型、OLS模型、Probit模型、2SLS、IV Probit估計系數正負號、顯著性相一致，說明結果是穩健的。

進一步利用Bootstrap中介效應檢驗法考察就業質量的中介作用，如表6所示。間接效應(中介效應)系數顯著為正，而直接效應的系數不顯著，說明就業質量改善在農民工勞動權益獲得對城鎮定居意愿的正向作用影響過程中發揮了“完美”的中介作用，農民工城鎮就業過程中就業質量的改善是其城鎮定居意愿的重要影響因素。

表6 中介效應

(二)勞動權益獲得的影響因素分析

上文實證結果顯示，勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿有顯著正向作用，那么勞動者的哪些特征會影響勞動權益獲得比例？表7的結果顯示，對于非農就業的所有勞動者，農業戶口勞動者勞動權益獲得的比例顯著低于非農戶口勞動者，分別控制行業類型(3)行業類型包括：1．采掘業；2.制造業；3.電力、煤氣及水的生產和供給業；4.建筑業；5.地質勘查業、水利管理業；6.交通運輸、倉儲及郵電通信業；7.批發和零售貿易、餐飲業；8.金融保險業；9.房地產業；10.社會服務；11.衛生、體育和社會福利業；12.教育、文化藝術和廣播電影電視業；13.科學研究和綜合技術服務業；14.國家機關、黨政機關和社會團體。特征和單位類型(4)單位類型包括：1.黨政機關、人民團體、軍隊；2.國有/集體事業單位；3.國營企業；4.集體企業；5.村居委會等自治組織；6.民營、私營企業；7.外資、合資企業；8.民辦非企業、社團等社會組織；9.個體工商戶。特征后，該結果仍然穩健。列(16)和列(17)的結果顯示，農民工平均所占比例與勞動權益平均獲得比例顯著負相關，即農民工群體主要在勞動權益獲得比例較低的行業類型或單位類型中工作，這和陸萬軍和張彬斌[4]的研究結論相一致，就業的部門分割是導致農民工群體勞動權益獲得比例低的重要原因。

表7 影響因素分析

具體的，在該樣本中，行業類型方面，十四種行業類型中，建筑業農民工平均所占比例排第二，勞動權益平均獲得比例最低；采掘業農民工平均所占比例排第三，勞動權益平均獲得比例排第十一。(5)需要說明的是，由于樣本量有限，排行或許稍有誤差。單位類型方面，九種單位類型中，民營、私營企業農民工平均所占比例最高，勞動權益平均獲得比例排第七；個體工商戶農民工平均所占比例排第二，勞動權益平均獲得比例最低。

由列(18)—列(20)可知，對于農民工，簽訂勞動合同、增加教育年限、接受專業技術培訓可顯著增加農民工勞動權益獲得比例，分別控制行業類型特征和單位類型特征后，該結果仍然穩健。

五、結論與啟示

本文基于2014年中國勞動力動態調查數據，以“是否簽訂勞動合同”作為勞動權益獲得的工具變量進行內生性處理，并按照性別、代際、教育程度進行分樣本回歸，以檢驗勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿是否存在群體異質性，利用中介效應模型，探討了就業質量在勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿影響過程中的中介作用，并嘗試進行農民工勞動權益獲得的影響因素分析。實證結果顯示，第一，勞動權益獲得對農民工城鎮定居意愿有顯著的正向作用。第二，相對于女性，第一代，初中及以下學歷、大專及以上學歷農民工群體，勞動權益獲得對男性，新生代，高中、技校、中專學歷農民工群體的城鎮定居意愿影響更為顯著。第三，就業質量改善在農民工勞動權益獲得對城鎮定居意愿的正向作用影響過程中發揮了“完美”的中介作用。第四，簽訂勞動合同，增加教育年限與接受專業技術培訓，可顯著增加農民工勞動權益獲得比例。

基于此，本文獲得如下啟示：第一，應通過立法等強制性的手段增加農民工醫療保險和養老保險的覆蓋率。保障農民工勞動權益，改善農民工就業質量，是高質量城鎮化的有效途徑，勞動權益獲得顯著提高農民工城鎮定居意愿，而就業質量改善在農民工勞動權益獲得對城鎮定居意愿的正向作用影響過程中發揮了“完美”的中介作用，就業質量改善對農民工城鎮定居意愿有重要激勵作用。第二，加大農民工人力資本投資。提升農民工受教育水平和職業技能水平，通過提高培訓相關補助提升農民工參加專業技術培訓的積極性，以增強其在勞動力市場中的競爭力。第三，提升農民工的維權意識，加強對用人單位的監管力度。王曉峰和溫馨[1]認為，對于農民工群體，存在勞動合同缺失現象，而簽訂勞動合同可顯著增加農民工勞動權益獲得比例，為此，一方面應加強農民工維權意識，組織農民工認真學習相關政策法規；另一方面，應加強對用人單位的監管力度。