秦雪征1  郑  直2

秦雪征，北京大学经济学院；

 郑直，北京大学光华管理学院；

内容提要：自2003年开始逐步在中国农村地区推行的新型农村合作医疗制度为广大农村人口提供了基本的医疗保障。但是，由于该制度在异地参保与就诊方面的限制和歧视政策，使其对中国农村劳动力的跨城乡迁移产生了显著的影响。本文从新型农村合作医疗制度对劳动力流动的“枷锁效应”和对城镇农民工返乡的“拉回效应”出发，利用中国健康与营养调查数据，通过多种实证研究方法来检验该制度对农民就业地域选择的影响。结果显示，新型农村合作医疗制度的实施明显减弱了农村劳动力外出务工的倾向，农户参加新型农村合作医疗可使其外出务工的概率下降3.52%。同时，对于已经在城镇工作的农民工群体，新型农村合作医疗制度则显著增强了其返乡的意愿。因此，本文认为，该医疗保障制度在一定程度上阻碍了劳动力的自由流动，加速了“民工荒”现象的产生。

关键词：新型农村合作医疗  农村劳动力迁移  枷锁效应  拉回效应

JEL: J61, J68, I18

一、引言

自2003年起，中国政府开始在全国范围内试行并逐步推广新型农村合作医疗制度（以下简称“新农合”）。作为一种新的医疗保障计划，新农合旨在缓解农民因病致贫和因病返贫的现象，为农民获得基本医疗卫生服务提供保证。新农合由中央政府、地方政府和农户共同筹资，建立以住院统筹和门诊统筹为主的新农合基金，在解决广大农民“看病难、看病贵”的问题上发挥了重要作用。自2003年以来，新农合在中国迅速发展：从2003年到2009年，人均筹资水平从30元上升至100元（其中，政府补贴从20元上升至80元）；参保人数从0.8亿升至8.3亿，参保率从75%升至94%。表1总结了近年来新农合的参保情况和发展趋势。

其报销补偿设置了十分复杂的手续和许多不平等的机制，例如只按照原来补偿比例的50%报销等。因此，新农合实际上对医疗保险的参保与赔付施加了地域限制，从而可能对农村劳动力在城乡之间的迁移流动产生影响。

自改革开放以来，特别是1990年以后，中国农村经历了大规模的劳动力迁移。随着城镇化速度的加快和城乡收入差距的扩大，越来越多的农民选择离开故土到城镇就业。根据《中国人口统计年鉴》公布的数据，1990 年中国农村劳动力向外迁移的总人数为 2000万，1995 年为 4500万，2000 年这一数字上升至7900 万；而Cai et al.（2006）认为中国农村劳动力的实际迁移人数甚至更多。与农村劳动力外流的趋势相对照，农民工返乡规模在近年来也一度上升。从2004年开始，中国部分沿海地区甚至出现了“民工荒”的现象。由于大量农民工的返乡流动，很多用工企业遭遇了“招工难”甚至“一工难求”的困境。对于加工制造业聚集的地区，该问题则尤为严重。以“珠三角”为例，其用工缺口将近200万人，缺工比率约为10%（邓宇鹏、王涛生，2005）。

无论是“民工潮”还是“民工荒”，农村劳动力跨地区流动成为中国特有的、关乎经济发展和社会稳定的重大问题。制约农民工进城与返乡的因素也引起了相关学者的关注，大量研究发现，农民工自身因素及其原住地和流向地的推力和拉力的共同作用促使农村劳动力在城市与乡村之间流动。近年来，农村地区的各项改革使农民的生活福利显著提高，而备受关注的农村医疗保障是否在无形中对农村劳动力的流动产生了直接影响？这一问题至今没有得到很好的研究。由于农民工属于流动人口，许多人在务工的城镇地区并没有与其雇主签订长期的劳动合同，所以这些在非正式部门就业的农民工并没有得到城镇职工医疗保险的保障，在看病时往往需要承担极大的经济负担。为解决这一问题，新农合规定，参加城镇职工医保有困难的农民工，可以选择参加其户籍所在地的新农合；但是，多数地区的新农合同时规定，参保农民需要在其户籍所在地缴费、看病及报销。这一限制政策将对农民工的迁移决策产生怎样的影响？部分农村劳动力是否会因为参保而选择留在农村或提前返乡？这将是本文研究的重点。

本文以下将通过实证模型来检验两种假说，以综合评估新农合对农民工劳动地域选择的影响：假说一是“枷锁效应”，即考察新农合的实施是否使更多的农村劳动人口被固定在户籍所在地，从而阻碍了其自由流动；假说二是“拉回效应”，即考察新农合的实施是否使已经在外务工的农民工产生更多的返乡倾向，促成了其城乡反向流动。如果两种假说均成立，则我们有理由相信新农合的实施，客观上加速了“民工荒”现象的产生。

二、文献综述

作为中国特有的社会现象，庞大的跨城乡流动就业人口成为中国劳动力市场的重要组成部分。国内外经济学者对这一现象产生的根源及农民工迁移的影响因素进行了广泛的讨论。Lin et al.（2004）和Zhao（1999）研究发现，改革开放以来，城乡之间以及沿海与内陆地区之间人均收入差距逐渐扩大，这是导致农村劳动力大量外流的根本原因。此外，其他许多经济和非经济因素，例如个人、家庭、输出地和输入地的特征、迁移成本以及制度因素等也影响着劳动力的城乡转移。例如，有研究发现，青壮年（16~35岁）、男性及未婚者更倾向于外出务工（Zhao，1999；张晓辉，1999；Zhu，2002）。总劳动力多、人均拥有土地数量少以及未成年儿童数量少的家庭更倾向于外出打工（Du et al.，2004；Zhao，1999；Rozelle et al.，1999；张晓辉，1999）。而受教育程度对农民外出的影响则不甚明朗，Parish et al.（1995）和Du et al.（2004）发现，受教育年限对外出打工有促进作用；而Zhao（1999）和蔡昉（2000）则认为，受教育程度较高者反而因为已经占据了较好的本地资源而更倾向于留在农村从事非农工作。一些研究还发现，在输入地形成的移民网络能够有效减少寻找工作的信息成本和心理成本，从而对农村劳动力转移具有明显的推动作用（Du et al.，2004；Zhao，1999；Rozelle et al.，1999）。除此之外，迁移成本以及户籍制度改革也对农村劳动力迁移有着很大的影响（蔡昉等，2000）。

近年来，随着沿海地区出口业务的减少和工作待遇等问题的出现，很多地方出现了“民工荒”现象。对于这一现象的成因，国内一些学者也尝试从理论方面进行解释。胡彬（2006）在对农民工进城打工行为进行成本收益分析的基础上，用博弈论的方法对“民工荒”的成因进行了剖析，发现其真实原因在于农民工自身净收益的下降。金泽虎、蒋耀建（2006）从劳动力流动机制的层面，利用传统发展经济学中的劳动力转移模式进行分析，发现迁移成本和就业概率决定了迁移人口的规模，而农村工业部门的发展则间接抑制了农民工向城市部门的流动。刘根荣（2006）通过信息阻力、政策阻力、心理阻力等七方面来阐释“民工荒”的成因，发现风险、能力、成本三重约束共同导致了“民工荒”的形成。然而，新型农村合作医疗制度对农村地区劳动力流动和农民工返乡潮流的影响，却并未在文献中得到充分的探讨和研究。

作为社会医疗保险的一种形式，新农合用以补偿受险人在一定时期内所发生的因疾病或伤残所致医疗费用。作为降低疾病风险的有效工具，经济学文献中已广泛论述了医疗保险存在的必要性及其需求的决定因素。由于医疗保险的参保人往往又是就业市场的劳动者，这种双重身份决定了这一特殊的保险工具必然会对使用者的劳动力市场行为产生深远的影响。例如，由于医疗保险的参保资格往往与被保险人的就业状态相关，劳动者往往根据医疗保障的可及性改变其进出就业市场的决策。Yelowitz（1995）发现，放宽公共医疗保险的参保标准将导致部分劳动者的就业倾向发生改变；Rogowski 和Karoly（2000）和Blau 和 Gilleskie（2001）研究了医疗保险的选择对老年劳动者退休行为的导向作用，发现那些退休后能获得医疗保险的劳动者更倾向于提前退休。

对于正在工作的人而言，由于医疗保险政策往往对参保人更换雇主及异地就医等行为加以限制，因此，它在一定程度上可能会降低劳动力市场的流动性。对于这一问题，文献中研究最广泛的是“工作枷锁”（job lock）效应：由于西方的私人医疗保险常常作为工作福利的一部分而与参保人的工作状态绑定在一起，若要转换工作，则劳动者也会丧失其原有的医疗保险，这使得工人更换雇主或居住地的成本大为增加，从而阻碍了劳动力市场的流动性。Madrian（1994）首先提出了该问题的重要性，并通过1987年美国国家医疗支出调查（NMES）的数据证实了“工作枷锁”效应的存在。Monheit 和 Cooper（1994）总结了该效应的大小并通过理论模型计算了其造成的福利损失。本文所阐述的新农合对劳动力迁移的影响可以看作是“工作枷锁”效应的另一种形式，它是由中国医疗保障制度的特殊限制政策造成的对劳动力跨城乡流动的障碍。

三、数据及样本描述

（一）数据来源

本文使用的数据来自“中国健康与营养调查” （China Health and Nutrition Survey，CHNS）。该数据库是由美国北卡罗来纳大学和中国预防医学科学院联合创建，是一个关于城市及农村人口医疗、健康及营养现状的大型微观面板数据库，包含社区卫生设施、医疗保险、个人健康、膳食营养、社会关系等基本信息。它涵盖了辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省份以及1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年和2006年共七次调查。每次调查共访问200个左右城乡社区（包括城市的街道居委会和农村的村委会），每个社区随机抽取访问约20个家庭，城乡之间的样本比例为1∶2。该数据目前主要用于对中国城乡居民的医疗、健康、劳动等方面的研究，但由于其包含了大量关于劳动力流动的信息，因此也可以用来进行劳动力迁移方面的实证研究。本文所使用的数据包括了CHNS的入户调查和社区调查数据。

（二）样本描述

本文主要使用的是2000年、2004年和2006年来自农村地区的样本问卷。由于新农合的推行始于2003年，并在其后的几年间得到大力推广，因此，这一期间的调查数据恰好可以反映新农合制度在中国逐步普及的过程，从而使本文可以通过统计手段评估其对农村劳动力迁移的影响。同时，新农合规定，只有拥有农业户口的居民才有参保资格，因此，本文将样本范围限制在有农业户口的受调查者中。

本研究的关键变量是受访者参加新农合的状况和外出务工的状况，分别根据CHNS家庭问卷的相关问题加以识别。同时，回归中还包含了被已有文献所证实的其它影响农村劳动力迁移的因素，例如人口学变量（性别、年龄、婚姻状况）、受教育程度、职业及工作变量、家庭构成、受访者的自评健康状况等；另外，社区层面的变量包括受访者所在村庄的人均收入及所在省份的虚拟变量等。剔除主要变量的缺失值后，本文的最终样本量为：2000年9485个观测值，2004年6154个观测值，2006年5954个观测值。

表2提供了样本的描述性统计结果。migrant是该受访者外出务工的虚拟变量，其均值反映了农村人口外出打工的比例，从三年的合并样本发现，外出农民工占农村样本的比例约为10.9%，且呈逐年上升趋势（从2000年的7.1%升至2004年的12.1%及2006年的13.1%）。变量ncms的均值反映了新农合的参保率在这一期间的变化情况：自2003年开始推行以来，新农合在农村地区得到迅速推广，样本显示，在2004年已有4.1%的农户加入了新农合，而2006年这一数字达到39.6%，年均增长率为294%。

表3括号中所显示的均是对异方差稳健的标准误差。结果显示，在控制了其他可观测变量的前提下，新农合对农村劳动力的迁移具有明显的阻碍效应（均在1%水平上显著）。其中，OLS的回归结果表明，新农合的参保将使农村劳动力外出打工的概率下降1.3%。而基于非线性概率假设的Probit模型也给出了类似的结果：对边际效应的计算结果显示，新农合对外出务工的“枷锁效应”大小为0.22%。

除了新农合的参保状况以外，农村劳动力外流还受到其他因素的影响。例如，男性、未婚者、身体健康状况良好以及家中成员较多而在抚养儿童较少的人更易外出务工，这是因为其劳动能力较强，收入需求更高，而家庭牵挂更少。这些人口学变量的影响也与其他文献的结论相一致（例如Du et al.，2004；Zhao，1999；Rozelle et al.，1999；张晓辉，1999）。除此之外，年龄对外出务工倾向的影响则呈倒“U”型：在大约59岁之前，年长的农村劳动力更易于外出工作，而此后由于体力衰退及劳动技能下降，年长者更易于留在农村。相似地，受教育程度对外出倾向的影响也体现出非线性特征：相对于一个没有受过正规教育的农民而言，小学及初中教育将大大提高其外出务工的概率。其中，初中教育的边际影响尤为明显。而在9年义务教育之上，随着受教育年限的增长，农民外出务工的倾向则逐渐下降。这是由于接受了高等教育的人因为已经占据了较好的本地资源，其外出务工的机会成本升高，导致他们更倾向于驻留本地。这种受教育年限的非线性影响也得到了已有文献的佐证（例如Parish et al.，1995；Zhao，1999）。在职业因素方面，从事技术及服务性行业的农民更容易外出工作，这是由于这些行业在城市中的收入回报普遍高于农村地区。另外，值得注意的是，当农民户籍所在村镇的人均收入更高时，当地居民的外出务工倾向更低，这也印证了劳动力外流由城乡收入差距决定的假说，并进一步反映了城乡劳动力流动的推力及拉力的共同作用（Lin et al., 2004）。

模型（3）、模型（4）通过工具变量的方法来控制遗漏变量所可能产生的内生性问题。其中，模型（3）报告了IV-OLS（在线性概率模型基础上添加工具变量）的估计结果，而模型（4）则是IV-Probit（在正态概率模型基础上加入工具变量）的回归结果。从中可以看出，当NCMS的内生性被控制以后，新农合对农村劳动力的“枷锁效应”反映得更加明显，其系数依然在1%水平上显著，并且绝对值与模型（1）、模型（2）相比均有所增长。例如，IV-OLS的回归结果说明，农户参加新农合将使其外出务工的概率下降2.15%，而IV-Probit的回归结果显示，该“枷锁效应”的大小为3.52%。除此以外，在使用工具变量后，其他个人及地域因素对外出务工倾向的影响与基准模型相比在数值和显著性上均无明显变化，这进一步说明了模型（3）、模型（4）结果的稳健性。

模型（5）、模型（6）基于全样本中的平衡面板数据（共8204个受访者），分别使用固定效应模型（FE）和随机效应模型（RE）对上述“枷锁效应”进行了检验。这两种模型通过消除不随时间变化的个体异质性因素来反映三轮入户调查中新农合的参保情况对外出务工状态变化的动态影响。由于任何不随时间变化的因素在固定效应模型中将被消除，因此，模型（5）中不包含诸如性别、受教育年限等恒定变量；而随机效应模型的准差分估计方法则无此限制，因此模型（6）保留了这些变量。通过观察ncms的系数估计值，可以看到，在两种不同的模型假定下，新农合的参保都会显著降低农村劳动力外出务工的倾向，其边际效应分别为-0.72%和-0.71%，且分别在10%与5%的水平显著。同时，其他控制变量的系数估计值也与上文描述的结果及其他文献的发现大体一致。最后，Hausman检验结果显示，固定效应模型比随机效应模型的回归结果更为理想。

2000年与2006年数据的分析结果。从交叉项系数的来看（-0.126且在1%水平上显著），新农合政策在2006年依然对农民工的返乡流动起到了推动作用，同时，由于新农合在农村地区的大规模普及和推广，其对在外务工农民返乡的促进作用比2004年进一步加大，“拉回效应”的净影响从6.9%提高到12.6%。

六、结论与政策启示

自2003年开始逐步在中国推行的新农合制度在缓解农民因病致贫方面发挥了重要作用，但对于广大希望在城镇就业的农村劳动力而言，新农合制度却像一把双刃剑：一方面，它提高了参保农民的福利保障水平；另一方面，它却对异地参保与就医过程设置了种种限制。这些限制在一定程度上阻碍了农村劳动力跨城乡的自由流动，使一部分农村剩余劳动力滞留在农村地区；而对于已经离开家乡的农民工来说，新农合关于异地缴费和就诊的规定无形中增加了其在城镇看病的机会成本，从而在一定程度上加速了部分地区“返乡潮”和“民工荒”现象的产生。

本文通过多种实证分析方法，结合2000~2006年CHNS数据，检验新农合对农村劳动力外流的“枷锁效应”和对农民工返乡的“拉回效应”。分析结果显示，这两种效应在客观上是存在的，并且其影响程度也随着新农合制度的大规模推广而逐步提升。例如，根据工具变量模型估计，在2000~2006年期间，新农合的参保使农村劳动力外出务工的概率平均下降3.52%；而面板数据模型的回归结果显示，新农合的扩展对农村地区劳动力向外迁移的净制约效应约为0.7%。同时，根据倍差法的回归结果，新农合的实施使在外打工的农民工的返乡倾向在这一期间增加了6.9%至12.6%。

基于以上结果，本文认为，新农合的实施使农村地区劳动力滞留的倾向及城镇农民工返乡回流的倾向显著增加，“枷锁效应”和“拉回效应”表现明显。究其根源，新农合作为农村社会保障制度的一部分，其福利安排体现出明显的地域分割特性，这必将影响劳动者对就业地域的选择，从而对劳动力的跨城乡和跨地区流动产生“副作用”。对这一问题的有效解决有赖于对现有新农合制度的改革，使其逐步取消对异地参保与就医的歧视政策，使农村劳动力享有基本医疗保障的权益不再受其就业地域的限制，从而使现有劳动力得到更为有效的配置和利用。另外，随着包括城镇职工医疗保险、城镇居民基本医疗保险等其他保障制度的建立和改善，以及各个保障平台的逐步整合，农民工在城市中也将能够参与其他形式的医疗保险计划，这也将使本文所关注的问题得到有效解决。

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