非便携式医疗保险对农村劳动力流动的锁定效应研究_医疗保险论文

非携带式医保对农村劳动力流动的锁定效应研究，本文主要内容关键词为：医保论文,农村劳动力论文,效应论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

       一、引言

       新型城镇化的核心是人的城镇化，因此农村社会保障体系的完善受到广泛的关注。近年来，农村户籍人口的医保覆盖率已经相当高，特别是新型农村合作医疗保险(简称“新农合”)的参保率已高达97.5%①。然而，农民工群体的医保参与率却低于这一比例，根据国家统计局发布的《2012年农民工调查监测报告》，2012年外出农民工②医疗保险覆盖率仅为16.9%，不仅远远低于城镇人口，也低于农村其他人群。

       农民工的医保覆盖普遍较低的现实与我国现有农村医保体系的“非携带”特征是分不开的。所谓医疗保险的可携带性是指参保人工作单位、工作地点变动时，或者从一项医疗保险计划转到另一项医疗保险计划时，已经获得或正在获得的医疗保险权益可以被保留、维系或转移以避免福利受损的能力(汤晓莉、姚岚，2011)。Holzmann和Jobannes(2011)总结了可携带的医保应至少满足的3个标准：第一，参保人不因工作单位或工作地点变动而丧失参保资格；第二，医疗保险机构财务公平，即医保机构不因参保人工作单位或地域变动而出现一方财务受益而一方财务受损的情况；第三，行政高效，既不给经办机构增加过多负担又方便流动人员及时办理。

       参照上述标准不难发现，新农合具有突出的“非携带”特征。首先，“新农合”要求农村人口只能户籍地参保，而不能随着农民工务工地点变动随时参保。第二，与本地报销相比，异地报销的起付线更高，而报销比例却更低。以河南省为例，如果病人在本人户口所在乡医院看病，超过100元医疗费部分，90%可以报销。在户口所在县级医院看病，超过400元部分可报销80%。但是，如果在户口地以外省医院就医，只有当医疗费超过2000元以后才予以报销，而超过部分报销比例仅为65%。我国其他许多省份都有类似的政策，医疗保险报销的程度，随着离户口所在地越远，报销越困难，幅度越小，个人负担也越重。并且在操作过程中，异地就诊报销过程繁琐、需要的时间长。第三，虽然从政策上看农民工进城务工以后，新农合是可以转为城镇医疗保险的，但由于不同社保制度之间筹资方式、筹资额度、保障程度等方面的规定差异很大，实际操作时还存在困难。新农合与城镇居民基本医疗保险(简称“城居保”)的合并相对容易，但与城镇职工基本医疗保险(简称“城职保”)的转化合并难度更大，因为城职保还要取决于农民工工作单位是否为其购买社保。根据《2012年农民工调查监测报告》，在农民工聚集的建筑业和住宿餐饮业，农民工的医保覆盖率仅为6%和8.8%；即使在覆盖率最高的交通运输、仓储和邮政业，医保覆盖率也只有26.7%，这里面还包括了完全自费参加新农合和城居保的农民工。可见，愿意为农民工购买社保的雇用单位屈指可数，大量农民工处于一种无保障状态。

       与医疗保障覆盖率低、保障程度不足并存的另一现象是近年来出现的“民工荒”，大量农民工返乡、而企业招不到工人。不少学者认为，导致民工荒的原因之一是社会保障缺失，例如樊纲(2011)就曾指出，城市不为农民工提供社会保障和社会福利，导致他们难以在城市定居而过早地退出城市劳动力市场。从《2012年农民工调查监测报告》中我们发现，2008-2012年，农民工绝对数量仍是在逐年递增的，但其构成却发生了变化，外出农民工所占的比重在逐步减少，而增加的几乎都是本地农民工。

       为了更清楚地理解农民工的迁移意愿和回流决策是否在统计上显著地受到医保非携带特征的不利影响，本文利用微观计量经济学方法研究新农合对农村劳动力流动的锁定效应及其程度大小。本文构建了农民工劳动力流动的离散选择模型，并利用“中国家庭金融调查”中农村户籍劳动力个人微观数据，采用Probit模型和最大似然估计(Maximum Likelihood Estimation，MLE)等方法，结果发现：(1)总体而言，参加新农合对农村留守劳动力转移到城镇有显著的负面影响，使转移的概率降低了34.7%。(2)这一锁定效应对留守劳动力转移到本乡镇并不显著，但使农村劳动力转移到本乡镇以外的概率降低了41.9%。(3)新农合的锁定效应对不同年龄组的劳动力影响是不同的，对青年人而言，锁定效应仅出现在转移到本乡镇外的情况，为33.5%；但对本地转移没有显著影响。对于中老年人而言，锁定效应则非常显著，且高达35%～66%。(4)新农合的锁定效应还表现在本地农民工转移成为外出农民工时，参加新农合会使本地农民工转移到本乡镇以外的概率降低了37.1%。因此，新农合的非携带特征不利于劳动力的大范围自由流动。

       本文余下部分的安排为：第二部分对相关文献进行回顾；第三部分建立本文研究所采用的经验模型并对估计方法进行讨论；第四部分是数据描述和变量说明；第五部分是实证研究的估计结果；第六部分总结全文并提出相关的政策含义。

       二、文献回顾

       劳动力是最重要的生产要素之一，劳动力的自由流动对宏观经济增长和地区经济均衡发展有重要的意义。然而现实中有很多阻碍劳动力自由流动的因素，医疗保险制度的非携带性就是其中之一。20世纪90年代国外学者就已发现雇主所提供的医疗保险对劳动力的工作流动性具有显著的锁定效应。例如Madrian(1994)采用DID分析框架研究发现，购买了雇主所提供的医疗保险的工人其工作流动性比那些没有购买的人下降25%左右。Gruber和Madrian(1994)同时发现，允许医疗保险携带的政策提高了工作流动性。Buchmueller和Valletta(1996)在Madrian(1994)的基础上，引入了更多的相关变量，从而降低了遗漏变量的偏差。Anderson(1997)运用美国青年追踪调查数据(NLSY)发现，医疗保险会阻碍已拥有保险的劳动力的流动。Stroupe、Kinney和Kniesner(2001)发现，患有慢性疾病的劳动者由于对医疗保险的依赖，受到的锁定效应更大，其工作转换率较其他人降低了40%。此外，也有一些研究发现了不一样的结果。Holtz-Eakin和Douglas(1994)沿用了Madrian(1994)的方法，采用德国的数据，并没有发现锁定效应存在的证据，因为德国的所有雇主被要求为其雇员提供医疗保险，且保费按固定比率与员工分摊。Kapur和Kanika(1998)和Berger(2004)的研究都没有找到医疗保险对劳动力有锁定效应的证据。Gilleskie和Lutz(2002)运用了一个动态模型，考虑了不可观测的异质性，他们发现，医保的锁定效应对已婚男性并不显著，对未婚男性的锁定效应为10%～15%。Bansak和Raphael(2008)发现，锁定效应仅存在于那些配偶没有获得雇主医疗保险的男性。Monheit和Cooper(1994)及Gruber和Madrian(2002)对相关研究进行了综述。

       与国外不同，中国的劳动力大规模转移主要发生在城乡之间，即农村劳动力向城镇转移。与此同时，作为社会保障体系之一的医疗保障制度也在劳动力转移的同时逐步建立和完善。但医保对农村劳动转移的锁定效应是否存在以及这种效应的程度有多大还未形成统一认识。秦雪征和郑直(2011)研究了新农合对对农民工就业地域选择的影响，结果发现新农合明显减弱了农村劳动力外出务工的倾向，农村劳动力参加新农合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。但作者所用的IVProbit方法只适用于内生解释变量为连续变量的情况，当内生变量为二元变量时，应采用最大似然估计(MLE)来联合估计所有参数(Woodriage，2010)，这也是该文所估计出的锁定效应较小的可能原因。宁满秀、刘进(2014)以福建地区的样本研究了相同的问题，同样发现了锁定效应的存在，并且还发现县外报销比例提高1个百分点，农民选择在县外务工的概率平均增加1%左右；住院封顶线每提高1万元，农民选择县外务工的概率将降低4.3个百分点。但他们并没有考虑内生性问题。

       国内其他的文献主要研究了农村劳动力迁移的影响因素。例如赵耀辉(1997)研究了教育程度在农村劳动力流动中发生的作用，发现教育程度对促进劳动力进入本地非农产业的作用比促进外出的作用大得多。王格玮(2004)利用中国第五次人口普查数据，运用嵌套Logit模型，分析了地区间人均收入差距和迁移距离对农村劳动力迁移决策的影响，发现地区收入差距对劳动力迁移有巨大的推动作用，而邻近地区人口的迁移倾向变化幅度大于其他地区。陈卫平(2004)研究了农村地权改革对农民迁移的影响，并指出土地产权的进一步改革对于劳动迁移的影响依劳动者所处的环境而定。生产效率比较低的家庭将会减少劳动迁移或不做改变，生产效率较高的家庭不会改变其行为，而介于上面两者之间的家庭则会增加迁移。王子成、赵忠(2013)利用中国城乡劳动力流动调查数据(RUMIC)对影响农村劳动力外出、回流、再迁移的动态选择进行了经验分析，发现常年在外务工已经成为农民工迁移的主要模式，而回流是暂时性的，大部分回流农民工会选择再迁移，留乡发展的概率并不高。游和远和吴次芳(2010)研究了农地流转是否能顺利实现农村劳动力的转移，发现现阶段农地流转并不直接导致农村劳动力转移。孙文凯、白重恩和谢沛初(2011)运用双差回归法，对2003-2006年的户籍改革对促进农村劳动力流动的作用进行了研究，发现户籍制度改革对短期劳动力流动并没有显著影响。宁光杰(2012)运用2008年农村住户调查数据，分析了农村中老年剩余劳动力本地就业和外出就业的影响因素，指出虽然农村中老年劳动力仍可从外出务工获得可观的收入，但一些制度约束却使得他们的外出意愿下降。此外，孙三百、黄薇和洪俊杰(2012)从代际收入流动的角度论述了劳动力自由流动的重要性。

       现有的文献中，直接关注医保的非携带性对农村劳动力转移的影响程度还不多。而在秦雪征和郑直(2011)，宁满秀和刘进(2014)这两篇相同主题的研究中，方法上的局限性导致结果的可信性受到影响，本文旨在进一步改进和完善前人的研究，对正确理解我国现有制度环境下，非携带式医保对劳动力流动的锁定效应做出一点贡献。

       三、模型

       由于劳动力是否转移的决策是一个离散选择变量，我们可以用离散选择模型来刻画这一选择的决定过程，即：

      

       其中，y为表示劳动力转移决策的虚拟变量，y取值1表示转移，0表示不转移。NCHI为是否参与新农合(New Co-operation Health Insurance)的虚拟变量，NCHI取值1表示个人参加了新农合，取值0表示没有参加。X为影响劳动力转移决策的其他控制变量向量，包括个人特征和家庭特征等。u是随机扰动项。

       在模型(1)中，被解释变量y和解释变量NCHI都表征个体的选择行为，通常假设为标准正态分布N(0，1)。我们研究的问题是农村劳动力决定是否参加新农合对他决定是否进城务工带来多大的影响。但是，农村劳动力是否进城务工的决策也可能会影响他决定是否参加新农合。例如姚俊(2010)在其研究中就提到了劳动者换单位的次数是影响其参加养老保险的因素之一。这也就是说，农村劳动力是否转移和是否参合的决策可能是同时做出的，或者说他们可能互相影响。如果这种联立性存在，则模型(1)就不尽完善，需要补充一个模型：

      

       其中，Z是工具变量，它与个人的参合决策相关，但不影响劳动力的迁移决策。

和

均为随机扰动项，并且是相关的，即

。

       要对模型(1)和(2)进行估计，不可直接用Logit或Probit分步估计，需要用最大似然法(MLE)来联合估计(1)和(2)式。Woodriage(2010)指出，MLE比任何两步估计法都利用了更完全的信息(Full information)，从而可以得到更加有效(Efficient)和一致(Consistant)的估计量。

       不失一般性，假设：

      

       因为转移变量y和参保变量NCHI均为0～1变量，两个变量会有4种不同的组合，样本中的每位农民工都处于这4种组合中的一种。4种组合中，式(4)和式(2)联合密度函数如下：

      

      

       在估计时，对以上4种情形的联合密度函数取对数似然函数(Log-likelihood Function)之和进行MLE估计：

      

       用最大似然估计出的系数并不是解释变量的边际效应，因此要知道解释变量变动对被解释变量的边际影响，我们还需进一步计算边际效应。由于本文模型是离散选择模型，所以我们感兴趣的实际上是边际概率效应(Marginal Probability Effect)，即解释变量的变动引起被解释变量以多少概率变化。当解释变量为虚拟变量时，边际效应采用式(6)计算：

      

       其中，

表示虚拟变量X取1，

表示虚拟变量X取0，上标T表示转置，其他解释变量均取均值。

       四、数据和变量说明

       本文使用的数据来源于“中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)”2013年的数据。中国家庭金融调查采用分层、三阶段与规模度量成比例(PPS)的抽样设计。该轮调查的样本分布在全国29个省(自治区、直辖市)，包括262个县、1048个社区(其中481个居委会、567个村委会)，共28000多个家庭，99490个个体。该数据因其抽样设计和执行过程的严格随机性控制，具有全国代表性和省级代表性，可用于进行总体推断。数据中不仅包含了农村劳动力进城务工的信息以及个人拥有的医疗保障类型，还有其他详尽的人口统计特征、家庭的金融和非金融资产、负债和信贷约束、支出与收入等信息，因此可以作为本文研究的优质数据来源。

       本文依据个人户口所在地与常住地的差异以及其就业方式，针对16～70岁有工作的农村户籍人口定义了5种农村劳动力的类型：(1)户口与常住地一致且从事农业的属于留守农村劳动力；(2)户口与常住地不一致，且在本乡(镇)从事非农就业的属于本地农民工；(3)户口与常住地不一致，且在本市(县)的外乡(镇)从事非农就业的属于跨乡镇的外出农民工；(4)户口与常住地不一致，且在本省份，但不在本市(县)从事非农就业的属于跨市(县)的外出农民工；(5)户口与常住地不一致，且在外省份从事非农就业的属于跨省的外出农民工。5种类型的农村劳动力样本分布见表1。

      

       依据国家统计局的定义，在户籍地乡镇务工的称为“本地农民工”，如表1所示，这部分样本占16～70岁有工作的农村户籍人口的15.3%。在户籍地乡镇之外务工的称为“外出农民工”，占比17.6%；其中，在省内外乡镇务工的占7.6%，在省份内跨市县务工的占3.3%，跨省份务工的占6.7%。样本中两类农民工占农村户籍劳动力的比例为32.9%，还未转移出的农村劳动力(留守)占比67.1%。

       以上5类农村劳动力的社会医疗保险状况有较大差异。在图1中，“医疗保险覆盖率”是指参加了包括新农合、城镇职工基本医疗保险和城镇居民基本医疗保险3类最主要的医疗保险的劳动力占全样本的比例。“新农合覆盖率”是指参加了新型农村合作医疗的劳动力占全样本的比例。从图1可以看出，农村劳动力流动的距离越远，其医疗保险和新农合的覆盖率都在降低。留守的劳动力94.6%有医保，其中94%都是新农合；本乡镇务工的88.5%有医保，但只有71.6%参加了新农合；跨乡镇务工的85.1%有医保，只有64.9%参加了新农合；跨市县务工的77.4%有医保，但只有49.2%是新农合；跨省务工的只有70.7%有医保，但也只有49.7%是新农合。由此可见，农村劳动力流动的距离越远，其保险覆盖情况就越恶化。而专为农村户籍人口设计的新农合，由于具有不易“携带”的特性，会造成离家越远越没有保障的情况。

      

       图1 医疗保险和新农合覆盖率

       即使在参加了新农合的人口中，其保障程度也受到流动距离的影响。图2显示了由新农合或其他医疗保险报销的金额占医疗支出总额的比重，以此来反映保障程度。其他医疗保险即城职保和城居保。从图2中我们可以看出：首先，新农合的报销比例远低于城职保和城居保；第二，劳动力流动距离越远，新农合报销比例越低。留守劳动力的报销比例为18.5%，本乡镇务工的为15.5%，跨乡镇务工的为11.7%，跨市县务工的为8.0%，跨省份务工为7.4%。由于将免赔付额包含进来，所以实际报销比例低于政策规定的比例，但新农合的整体保障程度确实不高，而其中流动越远的劳动力受保障程度更低。

      

       图2 医疗保险报销比例

       基于以上分析可以初步看出，农村劳动力的流动选择与参合决策之间的确具有一定的相关关系，但我们更感兴趣它们之间是否具有因果关系，因此需要引入工具变量。如前所述，本文工具变量的选择需要满足Cov(Zi，NCHIi)≠0，即与是否参合相关，同时Cov(Zi，yi)=0，即与是否流动无关。

       一种常用的工具变量选取办法是采用宏观层面的相关变量，例如省级的新农合参合率作为工具变量，我国人社部会公布每年新农合的省级参合率。省级参合率是由本省份所有参合人数除以户籍总人数计算而来，所以应该与个人的参合决策相关；但它与个人的转移决策没有直接联系。但这一工具变量在本文中却无法应用，因为在本文模型的控制变量中，我们控制了各个省份的虚拟变量，这些虚拟变量实际上已经捕捉到了省级层面的许多信息，如区位特征、文化制度背景等，也包括省级参合率，因此采用这一变量作为工具变量就会和省份虚拟变量产生完全共线性。

       依据本文的研究目的，我们利用样本数据构造了两个工具变量，由于中国家庭金融调查数据在样本省份抽取了若干个县或者区，又在县或区抽取了4个社区或村，我们可以计算出除了样本居住县(区)之外的其他县(区)的平均参合率，以及除了样本居住社区(村)之外的另外3个社区(村)的平均参合率作为工具变量。这两个工具变量一方面会影响到个人的参合选择，因为居住在同一省份临近县(区)和同一县临近社区(村)的新农合政策会有较大的同质性，并且参保行为存在“示范效应”，人们会受自己周围生活的人参保决策的影响；但是临近县(区)和临近社区(村)的参合率，并不会影响到样本个体的转移决策。

       本文的控制变量包括影响劳动力转移决策的其他变量，具体有年龄、年龄的平方、性别、教育程度、婚姻状况等个人特征变量；家庭拥有的土地、家庭规模、有无2岁以下子女等家庭特征变量；由于不同的省份经济发展水平和劳动力转移的特征很不一样，例如沿海发达省份是劳动力转入的集中地，而西部欠发达省份则是劳动力转出的主要地区，因此，我们在模型中控制了样本户籍地每个省份的虚拟变量，用以反映省份的固定效应。主要变量的统计性描述见表2。

      

       五、实证结果

       首先对模型(1)进行Probit回归，我们分别考虑留守的农村劳动力是否转移以及是否转移到不同地点的决策。沿用国家统计局将农民工划分为本地农民工和外出农民工的做法，我们分别估计了留守农村劳动力转移到本乡镇成为本地农民工的概率；以及留守农村劳动力转移到外乡镇成为外出农民工的概率受新农合的影响。此外，由于新农合目前在大多数地区还实行“县级统筹”，农民工的跨县域流动可能会受到影响，因此我们还分别估计了留守农村劳动力转移到本市县和转移到外市县的概率变化以进行对比，结果见表3。

      

       表3报告了Probit回归的边际效应，该边际效应表示解释变量的边际变动会使得农村劳动力转移的概率改变多少。第(1)列表示留守农村劳动力是否转移的概率。在其他条件不变的情况下，参加新农合会使得留守劳动力转移出农村成为农民工的概率降低12.9%，但如果有其他医疗保险供选择，则转移概率将提高21.2%。第(2)列表示留守农村劳动力成为本地(即本乡镇)农民工的概率会由于参加了新农合降低6.6%。第(3)列表示留守农村劳动力成为外出农民工的概率会由于参加了新农合降低12.1%；新农合对农村劳动力转移的锁定效应随转移距离越远而增大。第(4)列表示留守农村劳动力转移到本市县的概率会因为参加了新农合而降低8.8%。第(5)列表示新农合对留守农村劳动力转移到外市县的锁定效应为9.5%。

       其他控制变量的结果显示，其他医疗保险对农村劳动力转移有促进作用；男性的转移概率较高；年龄的影响显著为负，年龄越大的转移概率越低；教育程度对农村劳动力转移有正面的影响，教育程度越高转移概率越大；婚姻状况的影响不显著；家庭规模有负面的影响，家庭规模越大转移概率越低；是否有2岁以下小孩对转移概率基本没有显著影响；家庭拥有土地对农村劳动力转出有显著的负向效应。

       因此从Probit回归结果来看，新农合对农村劳动力流动具有显著的锁定效应。从跨乡镇转移的角度来看，对本地农民工的锁定效应为6.6%，对外出农民工的锁定效应达到12.1%。从跨市县转移的角度来看，对本市县农民工的锁定效应为8.8%，而对外市县农民工的锁定效应略微增大到9.5%。另一方面，城镇医疗保险如果能够无障碍提供给农民工，则将具有促进劳动力转移的作用。

       从数据中发现，目前还留守在农村的劳动力年龄都较大，图3是全样本和留守农村劳动力年龄的密度函数，比较而言，留守农村劳动力的年龄分布更加右偏，留守劳动力的平均年龄为51.2岁，大于全样本的平均年龄47.5岁。从表3的结果中我们已经看到年龄对劳动力转移有显著的负面影响，如果留守劳动力大多数年龄都偏大，那么医疗保险对于他们的意义相比年轻人而言更为重要，因此医保对他们转移出农村的锁定效应也可能更大。

      

       图3 农村劳动力年龄密度函数

       为了更清楚地了解不同年龄的劳动力受到的锁定效应的大小，我们进一步分不同的年龄组来估计新农合的锁定效应，结果见表4。我们将样本划分为3个年龄组：青年(16～35岁)、中年(35～50岁)、老年(50～70岁)。表4的第一行是对农村劳动力是否转移决策概率的估计结果，参加新农合会使得青年人决定转移到城镇的概率降低12.2%；使中年人转移到城镇的概率降低15.9%；使老年人转移到城镇的概率降低8.7%。第二行表示参加新农合会使农村青、中、老年人转移到本乡镇的概率都降低6%左右，低于全样本的锁定效应。第三行表示参加新农合会使农村青、中、老年人转移到外地的概率分别降低15.3%、17.8%、4.9%。第四行表示留守农村青年劳动力转移到本市县的概率会由于参加新农合降低9.1%，中年人会降低10.7%，老年人降低6.6%。第五行是对转移到外市县的锁定效应，参加新农合使青年人转移到外市县的概率降低15.8%，使中年人转移到外市县的概率降低13.2%，使老年人转移的概率降低3.6%。

      

       由表4的结果来看，似乎医疗保险的锁定效应对中年人最大，青年人次之，而对老年人最小。但这一结果可能是有偏的，因为50岁以上的老年人由于身体健康状况或者劳动力市场上的竞争力等一些在模型中未能观测到的因素，会自选择地(Self-selected)留在农村。如果这种情况确实存在，那么Probit估计的结果就可能会低估老年人流动的锁定效应。后面引入工具变量进行估计之后，能在一定程度上减弱这种偏差。

       基于第三部分提到的内生性问题，即劳动力转移和参加新农合的决策可能是相互影响，共同决定的，我们引入工具变量，对等式(5)进行最大似然估计(MLE)。表5报告了引入工具变量后最大似然估计的结果。第(1)列是以式(6)计算的新农合的边际效应，第(2)列和第(3)列是两个工具变量临近社区(村)和临近县(区)平均参合率的系数及其显著性水平，第(4)列是等式(3)中的相关系数ρ及其显著性水平。在考虑了内生性之后，新农合对劳动力转移的负面影响为34.7%，比表3第(1)列的结果增大了很多。然而，农村劳动力是否转移到本乡镇成为本地农民工所受的影响却在统计上是不显著的，其相关系数也不显著，这说明转移到本地并不受医保锁定效应的影响。但农村劳动力是否转移到外地成为外出农民工受到的锁定效应则大大增加了，从12.1%上升到41.9%，这说明新农合的锁定效应主要作用在转移距离较远的农民工。转移到外市县的情况与此类似，转移到外市县的农民工受到的锁定效应由9.5%增大到30.1%。其他控制变量的估计系数见附表1。由此可见，在考虑了劳动力转移决策和新农合参与决策的内生联合决定以后，新农合对农村劳动力转移的锁定效应依然存在，并且还较Probit估计的结果增大了。

       从表5的结果来看，虽然新农合目前在大多数地区实行“县级统筹”，但农民工是否跨县流动受到锁定效应的影响并不是最大的，表5中外出农民工受到的锁定效应41.9%大于外市县农民工的30.1%，这说明只要农民工跨出了本乡镇其锁定效应就明显增大了。究其原因，虽然医保基金实行县级统筹，但起陪额和报销比例在乡镇层面就已经有区别了，出了本乡镇报销起陪额增大、报销比例降低，这也就是本文所强调的新农合的“非携带性”。因此，参加新农合对农村劳动力跨乡镇的流动锁定效应更大。

      

       在此讨论一下“是否参加新农合”作为衡量新农合在劳动力迁移决策方面的作用。首先，由于新农合“非携带性”的存在，导致劳动力迁移到不同地区享受到的保障水平是不同的，仅用“是否参加新农合”并不能完全解释新农合在劳动力迁移决策方面起到的作用。鉴于数据的可获得性，我们并不能掌握每一个劳动者所面临的新农合的起付线、报销比例等规定，因此用“是否参加”作为解释变量来解释新农合的锁定效应。但是，这样做的结果可能导致新农合的锁定效应的说服力降低。为了解决这一问题，我们将样本分为跨乡镇流动、跨市县流动等子样本，对不同的子样本分别进行了回归分析，从一定程度上弥补了对新农合效果刻画的不足。

       表6报告了新农合对不同年龄组的锁定效应。在考虑了内生性以后，新农合对所有年龄组的影响都增大了。其中，对青年人而言，转移到本地受到的影响不显著，转移到外地的锁定效应为33.5%。对中年人而言，转移到本乡镇的锁定效应仅为15%，转移到外乡镇的锁定效应大大增加，为65.8%。对老年人而言，参加新农合使得老年的农村劳动力转移到本乡镇的锁定效应为35.5%，转移到外乡镇的锁定效应为34.3%，这说明对老年人而言，不管距离远近，他们转移到城镇的意愿都受到新农合的较大影响。这些结果与表4的结果有所不同。从是否向本乡镇转移这个角度来看，新农合对老年人的锁定效应最大，中年人次之，青年人则不显著。老年人身体健康状况较差，对医疗服务的需求相比其他年龄段的人需求更高，新农合的非携带性特征对其迁移的影响更为显著。但对于是否外出务工这个角度来看，新农合对老年人的锁定效应却不是最大的。原因可能是由于虽然工具变量一定程度上解决了部分选择性偏差，但是老年人在劳动力市场中不具有竞争优势，年龄大，工作效率低而难以在外地找到工作，更多地选择留在了本地，因此外出的农民工中老年人口的比重相对较低。另外，老年人口的迁移成本尤其是心理成本要远高于年轻人口，而且心理方面的重要性甚至超过了医疗保障的重要性，导致新农合的锁定效应相对于年轻人口的减小。总的来说，本文选用的工具变量在一定程度上纠正了老年人自选择的偏差。

      

       在本文引言中曾提到了近年来“民工荒”的现象，对于社会保障缺乏是导致大中城市民工荒的原因之一的观点，本文的研究可以给出一点证据。在表7中，我们估计了本地农民工转移出本乡镇成为外出农民工的概率受新农合的影响程度，总的来说，参加了新农合的本地农民工转移出本乡镇的概率会降低37.1%。不同年龄组的锁定效应大小分别是青年人37.9%，中年人54.5%，老年人39.7%。由此可见，医保对农民工的流动具有相当大的锁定效应，在现有医保的“非携带性”制度下，农民工更倾向于本地务工，而不愿流动到更远的外地。这可以在一定程度上解释近年来本地农民工占比逐年增加，而外出农民工比例下降的现象。

      

       六、结论和政策含义

       本文以新型农村合作医疗保险为例研究了非携带式医保对农村劳动力流动产生的锁定效应。新农合旨在为农村户籍人口提供医疗方面的保障，但其现行的制度安排却使其具有较强的非携带特征，从而限制了参保人的自由流动。

       本文运用中国家庭金融调查个人层面的微观数据，采用Probit模型和最大似然估计(MLE)，以临近社区(村)和临近县(区)的平均参合率作为工具变量，对新农合的锁定效应进行了研究。本文主要的发现包括：(1)总体而言，参加新农合对农村留守劳动力转移到城镇有显著的负面影响，使转移的概率降低了34.7%。(2)这一锁定效应对留守劳动力转移到本乡镇并不显著，但使农村劳动力转移到本乡镇以外的概率降低了41.9%。(3)新农合的锁定效应对不同年龄组的劳动力影响是不同的，对青年人而言，锁定效应仅出现在转移到本乡镇外的情况，为33.5%；但对本地转移没有显著影响。对于中老年人而言，锁定效应则非常显著，且高达35%～66%。(4)新农合的锁定效应还表现在本地农民工向外出农民工转移时，参加新农合会使本地农民工转移到本乡镇以外的概率降低了37.1%。因此，新农合的非携带特征不利于劳动力的大范围自由流动。

       本文的研究结果具有两方面的政策含义：第一，锁定效应的大小并不受新农合的县级统筹制度的影响，而是由报销比例的跨乡镇差异这样的非携带特征所决定的。因此，仅改变统筹的层次不能改善劳动力的自由流动障碍，还需要改变医保的非携带性，统一报销比例和起赔额，简化异地报销手续，打通与城镇医保的衔接。第二，锁定效应对中老年人的影响大于对青年人的影响。在目前我国农村大部分留守的人口都为中老年人的现实下，如果新型城镇化政策希望更多的农村劳动力转移到城镇，那么改变医保制度的非携带性就显得非常重要。

      

       注释：

      

      

       ①卫生部2012年数据。

       ②根据国家统计局的定义，外出农民工指调查年度内，在本乡镇地域以外从业6个月及以上的农村劳动力。相对地，本地农民工指调查年度内，在本乡镇内从事非农活动(包括本地非农务工和非农自营活动)6个月及以上的农村劳动力。

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