一、引言
上世纪90年代之后，越来越多的农村劳动力前往城镇地区就业并定期返乡，形成了中国劳动力市场特有的“农民工现象”。对于这一现象形成的原因，传统的经济理论往往从城乡收入差距的角度，用经济因素进行解释（例如Lin et al.，2004；Zhao，1999）。随着近年来中国城乡社会保障体系的逐步建立，一些影响劳动者生活福利水平的非经济因素也开始受到关注。有研究发现，以医疗保险为代表的社会保障往往能够对农村劳动力的城乡迁移决策产生影响（秦雪征、刘国恩，2011）。
2009年，中共中央、国务院颁布了《关于深化医药卫生体制改革的意见》（以下简称“《意见》”），重点强调推进基本医疗保障制度建设，其中所倡导的新型基本医疗保障体系主要是指由城镇职工基本医疗保险（简称“城职保”）和城镇居民基本医疗保险（简称“城居保”）所组成的城镇医疗保险体系、由新型农村合作医疗（简称“新农合”）所代表的农村医疗保险体系。《意见》的提出对于离开家乡在城镇务工的农民工群体而言，无疑是一个巨大的福音：政策规定，对于广大参加“城职保”有困难的农民工，可以自愿选择参加居住地的“城居保”或户籍所在地的“新农合”。同时，各地方政府因地制宜，推行了多种形式的农民工医疗保险制度，例如以北京和广州为代表的“扩面”模式、以上海和成都为代表的“综合保险”模式以及以深圳为代表的“农民工合作医疗”模式等①。在新型基本医疗保障体系之下，农民工群体第一次被正式纳入社会医疗保险体系中。
虽然新一轮医改把农民工群体正式纳入了医保范围之内，但具有“城乡二元性”特征的医疗保险制度赋予该群体双重参保资格，这可能会影响到农民工对就业地域的选择。一方面，“新农合”原则上要求农民工在户籍所在地缴费参保、看病报销，这种与户籍绑定在一起的医保政策可能对农民工流动产生“拉回效应”，促使一部分医疗需求较高的农民工返乡或留在农村。另一方面，在城镇正式部门或非正式部门就业的农民工也可以选择参加城镇医疗保险（包括“城职保”和“城居保”），这又会对农民工流动形成“吸纳效应”，促使更多农村劳动力流向城镇。这两种相反作用力的影响与包括收入在内的其他因素一起共同决定着农村劳动力对就业地域的选择。迄今为止，城乡二元医疗保险制度对农村劳动力城乡流动的影响尚未得到系统性的研究，本文将在该领域进行初步的研究尝试。首先，本文通过引入医疗保险参保行为对托达罗劳动力城乡迁移模型进行拓展，以揭示医疗保险对劳动力城乡迁移决策的影响机制和制约条件；然后，本文使用“2011年在京进城务工人员就业与健康状况调查”数据，对农村医疗保险的“拉回效应”和城镇医疗保险的“吸纳效应”进行检验。
二、文献综述
关于农村劳动力迁移的基本理论是托达罗等提出的劳动力迁移模型（Todaro，1969；Harris and Todaro，1970；Todaro，1971），该模型通过预期收入差距来解释农村劳动力的迁移行为。托达罗提出了非正式部门的概念，认为即使城市存在长期失业，但只要城市预期工资水平超过农村工资水平，农村劳动力迁移就将持续下去；暂时在城市找不到工作的农村劳动力会成为劳动力储备，为发展中国家的低劳动力成本行业提供产业后备军。以中国为例，Lin et al.（2004）和Zhao（1999）研究发现，改革开放以来，城乡之间、沿海与内陆地区之间人均收入差距逐渐扩大，由此导致了大量农村劳动力由乡村和内陆地区流向城市和沿海地区。除经济因素之外，学者们也将注意力投向了影响农村劳动力迁移的非经济因素，形成了劳动力迁移的“推拉理论”（Herberla，1938；Mitchell，1946；Lewis，1982）。“推拉理论”认为，原住地耕地不足、学校医院等基本生活设施缺乏、人际关系疏离与紧张、自然灾害频繁发生等因素会促使人们向其他地区迁移（即推力作用）；同时，迁移目的地更好的就业机会、良好的教育和卫生设施以及其他公共服务等优势会吸引人们前往该地工作（即拉力作用）。
很多实证研究对农村劳动力迁移决策的影响因素进行了分析。从个体层面来看，Hare（1999）和Falaris（1979）认为，年轻者比年老者更容易选择迁移；程名望等（2006）则认为，农民工年龄与推力作用及拉力作用具有交互影响。在性别差异方面，Hare（1999）认为，男性劳动力向外迁移的可能性比女性高；钱雪飞（2009）发现，女性农民工迁移的个人风险成本高于男性。关于婚姻状况，已有研究大都发现，结婚对劳动力个体迁移决策存在着负向影响，未婚者更倾向于外出务工（Hare，1999；Zhao，1999；张晓辉，1999）。在人力资本积累方面，Hare（1999）、Falaris（1979）、Parish et al.（1995）、Du et al.（2004）都认为，教育会促使农村劳动力外出就业；但Hare（1999）发现，正规受教育年限对农村劳动力迁移概率影响并不显著，而蔡昉（2000）则认为，受教育程度较高者因为已经占据了较好的本地就业资源而更倾向于留在农村从事非农工作。从家庭层面来看，劳动力多、人均土地数量少以及未成年孩子数量少的家庭，其劳动力更倾向于外出打工（Du et al.，2004；Zhao，1999；Rozelle et al.，1999；张晓辉，1999）。同时，迁移成本以及户籍制度改革也对农村劳动力迁移产生影响（蔡昉等，2001；王格玮，2004）。近年来，社会关系网络对农村劳动力迁移决策的影响方式也受到关注。例如，Bittles and Egerbladh（2005）发现，重新加入亲属关系网是部分迁移者在迁移决策时主要考虑的因素；Massey（1990）认为，影响劳动力国际迁移或国家内部迁移的因素与潜在迁移者的社会关系网及亲属是否已经成功迁移相关；网络关系的扩张和迁移者社会资本积累所形成的回馈机制，使社会资本成为推动劳动力迁移的主要动力（Massey and Espinosa，1997；Massey et al.，1994；Fussell，2003；Cheng，2009）。
近年来，作为非工资福利的重要组成部分，医疗保险对劳动力流动的影响逐渐得到学术界的关注。Madrian
（1994）最早证实了医疗保险对劳动力流动产生的制约作用，发现雇主提供医疗保险使职工工作转换率降低了25%。基于美国印第安纳州的就业数据，Stroupe et al.（2001）发现，患有慢性疾病的劳动者由于对医疗保险的依赖，其工作转换率较其他人降低了40%。这种医疗保险使劳动者被“锁”在原有工作上的现象就是著名的“工作枷锁效应”（job lock）。医疗保险对劳动力跨地域流动所产生的限制作用与“工作枷锁”效应相似。医疗保险一般具有很强的地域性和不可携带性，对参保人更换雇主及异地就医等行为加以限制，因此在一定程度上可能降低劳动力市场的流动性，成为劳动力跨地域流动的障碍。此外，根据“推拉理论”理论，如果一个地区社会医疗保障资源较为充足，该地区对自由劳动力的吸引就更为显著，使更多劳动力向该地区流动；反之，如果一个地区社会医疗保障资源相对匮乏，劳动力的医疗需求难以得到满足，该地区的吸引力就有所减弱，甚至形成劳动力流失。目前对中国城乡二元医疗保障制度的研究多限于对其实施效果的评价。例如，Wagstaff et al.（2009）使用入户调查数据对农民参与“新农合”后的医疗负担进行了研究，Wang et al.（2008）随访调查了北京周边农村“新农合”的覆盖情况和运行效果，Lin et al.（2009）研究了“城居保”试点初期的覆盖程度和实施效果等。相比之下，仅有少数文献探讨了新型基本医疗保险体系对农村劳动力流动的影响。例如，秦雪征、郑直（2011）估算了“新农合”的实施对农村劳动力流动的“工作枷锁效应”和对城镇农民工返乡的“拉回效应”，发现前者明显减弱了农村劳动力的外出务工倾向，同时使城镇农民工的返乡意愿得以提高。然而，受数据的限制，秦雪征、郑直（2011）尚未能系统地考察城乡两种不同的医疗保险制度对农民工迁移的综合影响，而本文则试图填补这一空白。
三、理论模型
在经典的托达罗模型中，城乡收入差距和农村劳动力在城市找到工作的概率是影响农村劳动力城乡迁移的主要因素（Todaro，1969）。假设迁移到城市的农村劳动力期望获得与其人力资本水平相一致的城市工人平均收入。农村劳动力基于下式决定是否流向城市：
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四、经济计量模型
基于以上理论模型，本文的经验分析部分将利用经济计量模型和微观调查数据来检验中国城乡二元医疗保险制度对农村劳动力的“吸纳效应”和“拉回效应”。根据（4）式，农民工的返乡决策方程可表示为：
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五、数据及其描述性统计
（一）数据来源
本文使用的数据来自北京大学经济学院“2011年在京进城务工人员就业与健康状况调查”，调查时间为2011年10月～11月，调查对象为北京市八区⑤20个调查点具有农业户籍的外来务工人员（农民工），调查问卷涵盖了受访者的基本信息、身体健康状况、医疗服务的使用以及培训、就业、迁移等一系列问题。该调查按地图抽样框分层次随机抽样，在每个调查点随机抽取约90名进城务工人员，全部采用访谈方式，由调查员填写问卷信息。调查完成后，由调查团队统一负责数据录入，每位调查员随机获取其他调查员的问卷，并严格按照实际情况录入。数据经过汇总后由第三方进行审查和数据清理，确保调查数据的完整性和准确性。该调查最终获取1486个有效样本。
本文主要考察参加农村和城镇医疗保险对农民工返乡意愿的影响，因此，本文重点关注的三个变量是农民工返乡迁移意愿、参加“新农合”情况和参加城镇医疗保险情况。其中，对农民工返乡意愿的衡量直接来自问卷中的问题“您未来关于返乡的打算是什么？”。该问题的回答选项，按照返乡意愿由弱到强排序依次是：“绝不回乡，要在城里定居”；“等干到老了再回家乡养老”；“再干几年就回家乡生活”；“准备一两年内返乡”；“目前已经在做返乡准备”。关于农民工参加医疗保险的情况，可以通过问卷中“您目前拥有的医疗保险有几种（可多选）？”这一问题进行识别。该问题区分了新型农村合作医疗（“新农合”）、城镇职工基本医疗保险（“城职保”）、城镇居民基本医疗保险（“城居保”）、其他保险（例如商业保险等）和没有任何保险5种情况。基于此，本文可建立是否参加“新农合”虚拟变量，同时将“城职保”和“城居保”的参保情况综合考虑，建立农民工是否参加城镇医疗保险虚拟变量。
除以上变量外，本文在模型中还引入了其他影响劳动力迁移的因素。其中，人口学变量包括受访者性别、民族、年龄、婚姻状况、在农村的家庭成员人数等，社会经济变量包括受访者受教育程度（用受教育年限衡量）、工作性质（是否为正式就业）、工资收入等。另外，为了衡量健康对农民工迁移决策的影响，本文还引入了农民工个人自评健康状况。基于此，剔除变量缺失的样本后，本文最终使用的农民工样本为1183个，其中，参加“新农合”的农民工样本862个，参加城镇医疗保险的农民工样本222个（部分农民工同时参加了“新农合”与城镇医疗保险），没有参加任何城乡基本医疗保险的农民工样本202个。
（二）描述性统计
表1列出了变量的定义及均值。根据表1，农民工群体在总体上更倾向于在城镇工作几年后返乡，而参加了“新农合”的农民工群体，其返乡意愿明显更强。此外，农民工群体参加“新农合”的比例较高，达到了72.9%。与此相比，农民工参加城镇医疗保险的比例较低，只有18.8%。其原因是，一方面，大部分农民工难以进入城镇正式部门就业，从而无法参加“城职保”；另一方面，“城居保”的自付费用比例较高，很多农民工对该政策缺乏了解，因此限制了其参保意愿。从表1可知，有17.1%的农民工没有参加任何形式的城乡基本医疗保险。
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从表1还可以看出，全部农民工样本中，男性比例约为53.0%，样本平均年龄为32.5岁，有96%以上的人为汉族，
样本自评健康状况均值超过了80分（分数范围为0～100）。在三个农民工子样本中，也存在类似的结构特征。在婚姻状况方面，有配偶者比例在全样本中达到63%。在受教育程度上，全样本的平均受教育年限达到9.49年，参加城镇医疗保险的子样本的平均受教育年限则达到了10.73年，这是因为受教育程度更高的农村劳动力更容易在城镇正式部门找到工作，从而能够参加“城职保”。在从业状况上，全样本中仅有22.7%的农民工是正式员工，而这一比例在参加城镇医疗保险的子样本中达到49.1%，明显高于参加“新农合”的子样本（18.2%）。在家庭成员分布上，全部农民工样本平均有2名家庭成员在农村生活，相比之下，参加“新农合”的样本有更多的家庭成员居住在农村。全部农民工样本的月平均工资为2950.3元，但工资情况在不同子样本之间差别较大，参加“新农合”或城镇医疗保险的农民工，其工资水平明显低于没有参加这两种医疗保险的农民工，这或许反映了作为非工资福利的医保待遇与工资之间的替代效应。两个工具变量的描述性统计显示，样本农民工所在调查点的“新农合”平均参保率为70.7%，这一比例低于参加“新农合”的子样本（72.1%），但高于参加城镇医疗保险的子样本（69.0%），说明社区参保率与个人参保概率具有一定的相关性。同样，城镇医疗保险的社区参保率在参加城镇医疗保险的样本农民工所在调查点达到24.6%，显著高于参加“新农合”的样本农民工所在调查点的参保率（18.4%）。
六、估计结果及解释
表2列出了本文经济计量模型的估计结果，其中，（1）列为（5）式的估计结果，（2）～（4）列分别为递归联立方程模型（6）～（8）式的估计结果；最后，本文又分别利用自评健康状况较差和健康状况较好的两个农民工子样本对递归联立方程模型进行估计，并列出了递归联立方程模型中（6）式的估计结果，分别如（5）列和（6）列所示。
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（1）列的估计结果显示，在控制了其他可观测变量的条件下，参加“新农合”对农民工返乡迁移有显著的促进作用，与未参加医疗保险的农民工相比，参加“新农合”将使农民工的返乡意愿提高0.154，相当于在现有平均水平上提高6.13%⑥，体现了农村医疗保险对农民工返乡流动的“拉回效应”。另一方面，参加城镇医疗保险虽然对农民工返乡意愿产生了负向影响（系数估计值为-0.113），但该影响在统计意义上并不显著，表明城镇医疗保险并没有对农民工继续留在城市产生“吸纳效应”。
除城乡医疗保险以外，农民工的返乡意愿还受到其他因素的影响。身体健康状况良好的农民工更倾向于留在城市，这与其他文献的研究结果一致（例如Du et al.，2004；Zhao，1999；Rozelle et al.，1999；张晓辉，1999）。年龄对农民工返乡意愿的影响表现为“正U型”曲线：在大约44岁之前，随着年龄的增长，农工民更倾向于留在城市；而在44岁之后，由于体力衰减等原因，年龄的增长将使农民工更倾向于返回农村。这与秦雪征、郑直（2011）的研究发现类似。受教育年限对农民工返乡意愿产生了显著的负向影响，说明受教育程度较高的农民工在城镇地区可以找到更好、更稳定的工作，因此更有信心留在城市继续发展。在收入方面，农民工城镇工资水平的提高将导致其返乡意愿显著降低，从而验证了托达罗模型所提出的经济因素对劳动力迁移决策的影响，这也与已有经验研究的结果一致（例如Lin et al.，2004；Zhao，1999）。模型估计结果还显示，汉族农民工更倾向于留在城市，这可能与城镇地区的民族适应性等因素有关。此外，家庭留守农村人员数增多会增强农民工的返乡意愿。
表2中（2）～（4）列是递归联立方程模型（6）～（8）式的估计结果。从中可以看出，在考虑参保行为的内生性后，“新农合”对农民工返乡迁移的拉动作用依然在5%的水平上显著，参加“新农合”将使农民工的返乡意愿在现有平均水平上提高6.09%左右。同时，模型估计结果也显示，参加城镇医疗保险对农民工返乡迁移的阻碍作用依然不显著。这表明，当排除了个体参保行为的内生性后，参加城镇医疗保险对农民工的迁移决策依然没有形成明显的“吸纳效应”。其原因可能在于目前的城镇医疗保险尚未对参保农民工提供有效的保障，从而制约了医疗保险作用的发挥，使其在农民工市民化的过程中没有体现应有的效果。与（1）列相比，除正式就业这一变量外，（2）列中其他解释变量对农民工返乡医院的影响在系数大小和显著性上均无明显变化。而在使用工具变量后，正式就业对农民工返乡迁移意愿的影响由不显著变为在10%的水平上显著，说明在解决了内生性问题后，在正规部门就业将显著增强农民工留在城市的意愿。
同时，在（3）列和（4）列中，针对工具变量显著性所做的F检验的统计值分别为45.99和52.72，远远大于相关文献推荐的F=10的标准（参见Stock et al.，2002），显示了工具变量与农民工参保行为之间存在较强的相关性。参照Wooldridge（2002）提供的方法，本文对工具变量的外生有效性进行了间接检验（用（2）列的残差项对工具变量进行回归），结果显示，两个工具变量在10%的水平上均不显著（p值分别为0.56和0.55），表明工具变量与回归残差项之间的相关性较弱，从而增强了本文对工具变量有效性的信心。
在利用全样本进行分析后，本文还分别对自评健康状况较差（自评健康得分低于全样本平均数80）及较好（自评健康得分高于80）的农民工子样本进行了分析，所得模型估计结果为表2中（5）列和（6）列。模型估计结果显示，参加“新农合”对健康状况较差的农民工的返乡迁移有很明显的“拉回效应”，其影响在5%的水平上显著，且其系数估计值（0.217）远高于对全样本的系数估计值（0.153）。相比之下，参加“新农合”对健康状况较好的农民工的返乡迁移并没有产生显著影响，这是因为该群体医疗需求较低，其就业地域选择不易受到医疗保险政策的影响。另一方面，无论健康状况如何，参加城镇医疗保险对农民工的返乡意愿都没有显著影响，这再次反映了城镇医疗保险对农民工群体“吸纳效应”较弱的现实。
七、结论及政策启示
中国在2009年以
后逐步建立了以政府为主导、社会统筹与个人账户相结合的新型基本医疗保险制度。由于农村医疗保险和城镇医疗保险在保障力度和管理体制方面具有相对独立性，中国的基本医疗保险体系呈现出“城乡二元性”特征。农民工在该体系中的双重参保资格虽然为其参加社会保险提供了更多选择，但也给农村劳动力的城乡流动带来了新的问题。本文考察了城乡二元医疗保险结构对农民工返乡意愿的影响。首先，本文在托达罗模型中引入劳动者对医疗保险的参保行为，建立了城乡二元医疗保险制度下的劳动力迁移模型。通过模型分析得出结论：参加城乡医疗保险可以改变农民工对在城镇还是在农村工作的预期收益，由此对其留在城镇或返回农村就业的决策产生影响。其次，本文利用2011年在京进城务工人员就业与健康状况调查数据，估计了参加农村医疗保险（“新农合”）和城镇医疗保险（“城职保”或“城居保”）对农民工流动就业分别产生的“拉回效应”和“吸纳效应”。模型估计结果表明，农村医疗保险的“拉回效应”比较显著，相对于非参保农民工而言，参加“新农合”将使农民工返乡意愿在平均水平上提高6.09%；相比之下，城镇医疗保险对农民工的“吸纳效应”并不显著。
究其原因，“新农合”较低的参保条件和较高的政府补贴使其在农村人口中得到较快普及，但它要求参保者在原住地就医报销的地域限制却阻碍了农村劳动力外流，并对城镇农民工产生了显著的“拉回效应”。这一“拉回效应”并非实施“新农合”政策的初衷，但是，它改变了农民工群体对城乡相对收入的预期，因此在客观上对其迁移决策产生了影响，这一影响也为本文的经验研究所证实。另一方面，“城职保”较高的参保条件和“城居保”较高的参保费用及自付比例使得大多数在城镇就业的农民工难以企及，降低了城镇医疗保险对他们的吸引力，阻碍了农民工市民化进程。对于已经参加城镇医疗保险的农民工来说，已有研究发现，他们对医疗服务的利用率也相对较低，自我医疗倾向明显（秦雪征等，2012）。这是由于目前城镇医疗保险（尤其是“城居保”和部分城市的农民工专项医疗保险）对农民工的保障力度不高，缺乏完善的门诊费用报销机制，因此，医疗服务的可及性在参保农民工群体中并没有得到有效提高。同时，各种医疗保险制度之间缺乏统一的衔接安排，无法适应农民工自身的高流动性，使得医疗保险体系呈现碎片化的特征。这种医疗保险关系的“不可携带性”给农民工就医带来了诸多不便，在客观上削弱了医疗保险为他们带来的预期净收益。
在新一轮医疗体制改革中，应当逐步破除医疗保障制度的地域分割性，加快城乡二元医疗保险制度的一体化进程。同时，应该继续深化对现有城乡基本医疗保险制度的改革：一方面，逐步取消“新农合”等医疗保险对异地参保就医的限制，使农村劳动力享有的基本医疗保障的权益不再受到就业地域的限制；另一方面，逐步扩大城镇医疗保险中农民工群体的参保率，适当降低其参保门槛，并提高对参保个体的保障水平。这样才能保障城镇农民工的基本社会福利，有助于改善其生活和就医条件，促使其自由流动，最终实现农民工群体的市民化。
注释：
①“扩面”模式将农民工直接纳入现行“城职保”制度，但在缴费水平和医保待遇方面与城镇职工有所差别；“综合保险”模式将住院医疗与工伤保险、老年补贴相结合，在基金运行上与“城职保”、“城居保”分离，仅在农民工内部进行风险分散和费用分担；以低水平、广覆盖为主要特征的“农民工合作医疗”模式重在保障农民工的基本生存权利。
②根据理性人假设，只有参保收益大于不参保收益时，农民工才会选择参保。在两者收益相等时，本文假定农民工选择参保。
③由于返乡决策为离散变量，一些文献采用离散选择模型进行分析。但是，Ferrer-i-Carbonell and Frijters（2004）研究指出，在关于心理测评指标的经验分析中，此类模型的估计结果与使用OLS估计方法的传统线性回归模型相差不大，且考虑到有序Probit模型难以解决内生性解释变量的问题，因此，此处和下文递归联立方程模型中农民工返乡决策方程都采用线性回归模型。
④参考以往文献的做法（例如Bhattacharya et al.，2003；Card，1993；Currie and Cole，1993；Goldman et al.，2001；Pan et al.，2013），本文选择该工具变量的原因为：第一，该变量反映了两种保险在相应调查点的普及程度，而由于信息共享及社会网络等因素的作用，地区参保率往往与农民工的个体参保行为高度相关；第二，作为地区层面的变量，地区参保率相对于个人的返乡行为而言具有一定的外生性——当其他条件（例如工作性质、工资待遇等）保持不变时，一种保险在调查点的普及程度很难对个人的迁移行为产生直接影响。
⑤这八个区包括朝阳区、东城区、西城区、昌平区、石景山区、崇文区、海淀区、丰台区，每个区有2～3个调查点。
⑥该边际影响为系数估计值与农民工返乡意愿均值的比值（（0.154/2.5131）×100%≈6.13%），下面的计算同理。
