新型农村社会养老保险对城乡劳动力转移的影响：基于CFPS的实证研究*

谭华清 周广肃 王大中



新型农村社会养老保险对城乡劳动力转移的影响：基于CFPS的实证研究*

谭华清1周广肃2王大中3

（1．北京大学国家发展研究院 北京 100871）（2．南开大学经济学院 天津 300071）（3．中山大学管理学院 广州 510275）

本文首次讨论了中国的新农保对于城乡劳动力转移的影响。利用中国家庭追踪调查（CFPS）数据的分析表明，参加新农保的农村家庭要比没有参加新农保家庭外出的概率要高2%左右。新农保这一影响存在“保障”效应和“收入”效应等两种效应。对于未满60周岁的个人，新农保主要通过“保障”效应促进农民外出就业。因为未满60周岁不能马上获得养老金，但是由于购买了养老保险，未来的不确定性降低，从而促进农民外出就业。对于已经年满60周岁的个人，参加新农保能够马上获得稳定的养老金。这一笔收入有助这些老年人照顾自己以及家庭中的孩子，从而促进家庭中中青年的外出就业，这就是“收入”效应。最后，工具变量方法的结果也支持上述发现。

新农保 城乡劳动力转移 养老金

一、引 言

社会保险的劳动力供给效应是经济学家长期关注的核心问题（Krueger和Meyer，2002）。例如Ardington et al.（2009）讨论了南非的养老金项目对家庭中青年人的外出就业的影响，他们认为，如果信贷约束和照顾孩子的约束阻碍农民外出就业，那么养老金制度的引入可以通过缓解贫穷家庭的信贷约束或者更好的照顾孩子从而促进中青年劳动力外出就业。我国在2009年9月开始实施新型农村养老保险制度（简称“新农保”），随后评估该政策的经济效果的研究也逐步出现（比如，陈华帅和曾毅，2013）。也有文献分析了新农保的劳动力供给效应。比如张川川等（2014）用CHARLS数据分析了新农保对中老年人劳动力供给的影响，但是他们并没有讨论新农保对于城乡劳动力转移的影响。而城乡劳动力转移对于理解我国经济长期持续高增长是重要的。我国经济长期高速发展的三十年也是城乡劳动力大规模转移流动的三十年。根据盛来运（2008）的估计，在城市务工或者经商的农村劳动力在2007年就已经超过了1.3亿。但是截至2014年，中国的城镇化率仅有54.77%，①这与发达国家90%左右的城市化率还有较大的差距。对于农民来说，去城市就业是其重要的经济决策；而对于整个经济，这是劳动力资源的合理配置（Harris 和Todaro, 1970）。根据Brandt 和 Zhu（2010）的估计，过去三十年的城乡劳动力转移至少加快了中国全要素生产率超过1个百分点的增速。而且时至今日，城乡间劳动力转移仍须面对不少摩擦和壁垒，这使得大量农村剩余劳动力难以实现自由流动。尤其在现实经济条件下，中国经济增长步入了“新常态”，过去单纯依靠经济快速增长来促进劳动力转移的条件已经改变，反而需要通过进一步深化改革打破阻碍劳动力自由流动的壁垒，继续推进城市化的进行。这就要求我们深入理解中国城乡劳动力转移的决定因素，这也是理解中国经济转型的一个重要切入点。因此评估社会保险对于农民的城乡劳动力转移的影响是不仅仅具有讨论社会保险的劳动力供给效应的理论意义，而且对于理解中国城乡劳动力转移和城镇化进程具有现实意义。

我们使用中国家庭追踪调查数据（China Family Panel Studies,简称CFPS）的2010和2012年两轮调查构成的面板数据讨论了新农保的实施对于城乡劳动力转移的影响。由于对于未满60岁的居民，参加新农保需要先缴费，到60岁以后才能获得回报；而对于已经年满60岁的老年人，不需要缴费就能够每个月从养老金账户获得55元的补助。我们把这两种效果分别称为“保障”效应和“收入”效应。因此根据居民是否年满60周岁，新农保产生的影响可能不同。对于没有老年人的家庭来讲，养老保险政策的实施，中青年劳动力预期到年老时，会有一部分稳定收入，根据持久收入消费理论，中青年会更倾向于做出外出务工这项风险决策。因此“保障”效应更多的体现一种未来的养老保障的确立，及其带来的未来不确定性的降低。而对于有老人的家庭来讲，养老保险政策的实施，不仅有“保障”效应，还相当于提高了老年人的收入。考虑到农村老人每月的实际生活支出，政策补助额度可以比较明显的提高老年人的收入，因此，相应的财富效应会比较显著。老年人会将更多时间和精力贡献给家庭内部，操持家务，抚养儿童等。比如，由于户籍制度等因素，中青年农民外出就业通常会把孩子留在家中由老年人照料，而领取养老金有助于老年人更好的照顾小孩。所以，对于老年人来说，领取养老金之后，市场上的劳动供给减少（张川川等，2014），而家庭内部的劳动供给增加，可以更好的照顾小孩子。因此“收入”效应更多的是从老年人与中青年人劳动力供给的关系中出现。②实证研究表明，相对于没有参加新农保的家庭，参保的家庭的外出的概率要高2%左右，而领取养老金对于外出就业的影响不太显著。“收入”效应仅显著地存在于孩子数量较多的家庭，这说明对孩子的看护可能是外出就业的一个约束，而领取养老金能够缓解这一约束进而促进外出就业。

文章余下部分是：第二部分介绍文献以及新农保制度背景；第三部分是数据与实证策略；第四部分是基本回归结果；第五部分是工具变量方法的结果；第六部分总结全文。

二、文献综述与背景介绍

（一）文献综述

本文首先和研究城乡劳动力转移的文献密切相关。城乡间的劳动力转移能提高整个经济体的运作效率（Harris和Todaro，1970；Brandt和Zhu，2010）。以往的文献讨论了众多因素对于农民流向城市的影响（比如Todaro，1969；Zhao，1999；Fu和Gabriel，2011）。Lall et al. （2006）的综述总结了影响农民流向城市的主要因素。这些因素包括城乡收入差距，农民的个人特征，比如性别，年龄，教育，婚姻状况等；家庭特征，比如家庭规模，拥有的土地面积，家庭财富等；还有社区特征，比如所在地区是否远离城市，是否通电话等。也有很多研究中国经验的文献（比如Zhao，1999，2003，Liu，2008等）。而从社会保险角度讨论中国城乡劳动力转移的文献并不多。

我们的研究与讨论社会保险的劳动力供给效应的文献也是相关的。已经有很多文献讨论了养老保险的劳动力供给效应。比如Bertrand等（2003）用南非全国代表性样本的横截面数据发现，三代同堂的家庭中，有领取养老金的家庭中的中青年会减少劳动供给。而Posel等（2006）则认为，养老金也会通过缓解信贷约束和帮助照顾孩子而促进中青年外出就业。和之前的研究不同，Ardington等（2009）用面板数据回归发现，养老金项目会促进城乡劳动力转移。而从这一角度研究我国新农保政策对于城乡劳动力转移的文献还没有。就中国经验来看，张川川等（2014）用CHARLS数据分析了新农保对中老年人劳动力供给的影响。新农保会使得中老年人倾向于减少劳动供给（退休或者减少劳动供给时间）等。但是他们并没有讨论新农保对于城乡劳动力转移的影响。

本文还与评估社会保险的政策效果的文献相关。国际上已经有很多研究尝试从不同角度评估社会保险的政策效果。这些研究主要针对南非、巴西和越南等国的社会养老保险项目。比如Bertrand等（2003）。还有研究养老金项目对于家庭结构（Edmonds等，2001），对贫困和家庭福利的影响（Duflo, 2000, 2003; Edmonds, 2006; Case, 2004）的文献。除了研究其他国家的社会保险项目的政策效果，自2012年以来，已有不少文献从不同方面评估我国新农保的政策效果。刘远风（2012）、张攀峰和陈池波（2012）等较早地估计了新农保政策的实施同农村居民消费支出之间的关系，发现两者存在显著的正相关。但是他们并没有解决内生性问题，而且使用的数据只是个别县市的调研数据或统计数据缺乏全国代表性。陈华帅和曾毅（2013），程令国等（2013）使用2008和2011年两轮的CLHLS面板数据，考察了领取新农保养老金对老年人养老模式的影响。马光荣，周广肃（2014）用CFPS数据讨论了新农保对于老年人的储蓄行为的影响。他们发现新农保对于60岁以下的居民储蓄的影响很小，但是却显著降低60岁以上居民储蓄并增加其消费。

（二）背景介绍

为了完善广大农村地区的社会保障体系，国务院从2009年9月发布了《关于开展新型农村社会养老保险的指导意见》。新农保的参保对象为未参加城镇职工养老保险且年满16周岁的农村居民，实行农民自愿参保。新农保实施后，已年满60周岁，未享受城镇职工基本养老保险待遇的，不用缴费，可以按月领取基础养老金，不满60周岁的，需要按年缴费。参保人领取的养老金来自社会统筹账户和个人账户两个部分。个人账户的资金来源于个人缴费、政府补贴、集体补助三个部分。其中，个人缴费标准分为每年100-500元5个档次，参保人自主选择档次缴费，缴费数额更高意味着到年满60周岁以后可以领取更高的养老金。社会统筹账户全部来自政府财政资金，用于对参保人全额支付新农保基础养老金，标准不低于每人每月55元。

根据新农保的相关规定可以看出，60岁成为新农保政策实施的一条重要的年龄红线，60岁以下的农村居民需要按年缴纳保费，而60岁以上的老人则可以直接领取养老金。因此，新农保对于农民外出就业的影响可能因为家中是否有领取养老金的老人（60岁以上）而有所不同，于是我们根据家中是否有60岁以上老年人将样本分为：不含有老年人的家庭和含有老年人的家庭。我们不妨分别称之为“无老年人家庭”和“老年人家庭”。对于“无老年人家庭”，参加新农保意味着60岁以后可以获得一定的养老保障，未来的不确定性的降低从而会影响农民外出就业决策。而对于“老年人家庭”，由于只要年满60岁，老年人自动从国家获得每人每月55元的养老金，相当于2011年普通农村家庭人均纯收入的11.15%。①这部分钱不仅直接形成收入流，而且还会对老年人的养老、以及家中小孩的看护模式产生影响，从而影响家庭的外出就业决策。

三、数据与实证策略

（一）数据描述

本文使用的是中国家庭追踪调查数据（China Family Panel Survey，简称CFPS）。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心实施的具有全国代表性的大型微观住户调查，CFPS的分层多阶段抽样设计使得样本能够代表大约95%的中国人口（Xie，2012）。数据调查问卷分为三个层次，分别为成人问卷、家庭问卷和村居（社区）问卷，而本文所利用的数据主要来源于成人问卷和家庭问卷。CFPS的调查样本覆盖了全国25个省162个县635个村庄（社区）的14798个家户。②CFPS的全国基线调查始于2010年2012年，CFPS对原有家庭进行了追踪调查。由于我们的研究对象为农村家庭，我们删除了城市样本。③受新农保影响的家庭有两类，一类是“无老年人家庭”，即家庭成员都在60岁以下，而另一类是“老年人家庭”，即有家庭成员在60岁以上。④上文已经说明，新农保对这两类家庭影响的方式存在很大的不同。我们保留了同时有60岁以上和60岁以下的成年人的家庭。对于这类家庭，存在参保和领取养老金两种政策效果，我们通过相应的控制来区分这两种效果。

（二）提出假说

城乡劳动力转移是家庭劳动力在家庭内外，部门之间的再配置。在传统的农村经济中，劳动力要兼顾家庭内部的生产（赡养老人、抚养儿童等）和家庭外部的生产（农业生产等）。通常来讲，当家庭的中青年劳动力转向城市就业时，往往需要家庭的老年劳动力承担起家庭内部的生产。基于上述分析，所以家庭是本文的研究单位。前文已经提到，60岁以下农民参加新农保和60岁及其以上年纪的农民参加新农保对于城乡劳动力转移的影响机制是不同的。对于未满60岁的中青年劳动力而言，外出务工是一项风险决策，虽然期望收入比较高，但会带来比较大的收入波动等风险。而在农村本地经济部门工作，由于自身技能与工作相匹配等，收入风险比较小。对于没有老年人的家庭来讲，养老保险政策的实施，中青年劳动力预期到年老时，会有一部分稳定收入，根据持久收入消费理论，中青年会更倾向于做出外出务工这项风险决策。因此“保障”效应更多的体现一种未来的养老保障的确立，及其产生的未来不确定性的降低。据此，我们提出：

假说1：家庭中中青年劳动力参加新农保会促进农民家庭劳动力的外出就业。

而对于有老人的家庭来讲，养老保险政策的实施，相当于提高了老年人的收入。考虑到农村老人每月的实际生活支出，政策补助额度可以比较明显的提高老年人的收入，因此，相应的财富效应会比较显著。老年人会将更多时间和精力贡献给家庭内部，操持家务，抚养儿童等。比如，由于户籍制度等因素，中青年农民外出就业通常会把孩子留在家中由老年人照料，而领取养老金有助于老年人更好的照顾小孩。因此，我们提出：

假说2：对于有老年人家庭，养老金的领取会促进家庭内部的劳动力外出。

考虑到老年人在家庭生产上具有一定范围内的规模优势，例如在抚养儿童方面，当孩子数量比较少时，随着孩子数量的增加，边际抚养成本递减。所以我们预计，对于儿童数量较多的家庭，“收入”效应更加显著。

（三）关键变量定义

我们首先介绍农民外出就业的定义。本文把户口是农村的而在城市里居住的年龄在16岁到60岁的劳动力为农民工。本文的关键解释变量是新农保的参保行为，遵循马光荣，周广肃（2014）的做法，我们也使用两个相关指标来衡量。第一个是使用“是否有家庭成员参加新农保”这一虚拟变量，样本当中2010年参与新农保缴费的家庭占7.41%，而2012年则上升到48.97%，这表明新农保试点在全国快速推进。第二个是使用家庭成员参加新农保人数，理论上看，参保人数越多对于城乡劳动力转移的边际上的影响会更大。

对于“老年人家庭”的新农保参保变量除了是否参保，还有是否领取养老金。对此，本文也使用两种方式衡量领取养老金的情况。第一是“家庭成员是否有人领取养老金”这一虚拟变量，样本中“老年人家庭”中，2010年领取新农保养老金的占3.38%，2012年则上升到38.22%。第二是家庭成员中领取新农保养老金人数，从逻辑上讲，领取养老金人数越多，对家庭产生的影响越大。

其他控制变量还包括家庭可支配收入的对数值，家庭成员数量，家庭少儿（16岁以下）人数所占的比例，户主自报健康水平。表1概括了所有关键变量和其他控制变量的定义和基本的统计学特征。

（四）实证策略

本文的被解释变量是二元变量，但是由于文章所使用的数据是面板数据，所以我们主要的回归模型是双向固定效应模型。具体回归模型如下：

（五）内生性问题

由于新农保的参保坚持“农户自愿”的原则，从而可能因遗漏变量或反向因果等原因而导致内生性问题的存在。事实上，新农保并非在全国同时实施，而是采取先试点再推广的方式。由于新农保缴费是采取自愿参加的原则。在60岁以下农民当中，有不少的农民选择不参保。尽管通过控制家庭层面的固定效应能够控制不随时间不变的家庭不可观测特征，但是无法完全控制随时间变化的家庭层面不可观测的特征。为了缓解潜在的内生性问题，本文采用和马光荣，周广肃（2014）同样的工具变量。即根据家庭所在县（区）实施新农保的时间，定义一个县在调查时点是否开展了新农保试点的虚拟变量，以此作为家庭参加新农保的工具变量。每个县是否开展新农保试点决定了农户是否参与新农保，而该县的试点时间则由中央政府确定，与家庭层面的外出决策无关，因此满足工具变量的外生性条件。同时根据《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》规定“新农保制度实施时，已年满60周岁、未享受城镇职工基本养老保险待遇的，不用缴费，可以按月领取基础养老金，但其符合参保条件的子女应当参保缴费”，可见领取养老金有“子女应当参保缴费”的要求，与家庭层面决策有关，并非完全的外生条件。所幸的是，我们的工具变量对于这种情况也适用。因为子女选择是否缴费仍然与该县是否实施新农保有关。所以，在单独考察养老金的影响的时候，我们仍然用根据家庭所在县（区）实施新农保的时间作为领取养老金的工具变量。

四、基本结果

在结果部分，我们首先报告新农保参保对于农民家庭的外出决策的影响，此时并没有区分“保障”效应和“收入”效应。接着为了区分这两种效应，我们对没有老年人的家庭进行回归，因为对这些家庭“收入”效应就不存在。最后我们估计了领取养老金对于城乡劳动力转移的“收入”效应。

（一）“保障”效应

表2报告了从家庭层面考察参加新农保对于城乡劳动力转移的影响。表2的（1）-（2）列的被解释变量为家庭是否有外出就业的虚拟变量，（3）-（4）列的被解释变量为家庭外出就业的数量，（5）-（6）列的被解释变量为家庭成员外出就业的比例。从第（1）列结果可以看出，家中有人参加新农保会使家庭有人外出就业的概率提高2.2个百分点，而第（2）列的结果显示，家中每增加一个人参加新农保，则家中有人外出就业的概率会提高0.9个百分点。也就是说，从家庭层面来看，“是否参加新农保”和“参加新农保的家庭成员的数量”都会提高该家庭成为外出务工家庭的概率。①同时，通过（3）-（6）列的结果可以看出，这两个因变量还会促进家庭更多的人外出务工，提高外出务工人员占家庭成员的比重。

对于其他控制变量，可以看到，孩子比例越高家庭的外出的概率越低，老年人的比例也对家庭的外出决策有阻碍的作用。家里有健康老人会促进外出。②户主的自评健康程度越高，家庭外出的概率倾向于降低。

表2 新农保对于农民外出就业的影响

注：括号内为标准误差，***显著性水平1%，**显著性水平5%，*显著性水平10%，下同。健康老人的定义是：家中有老人是健康的为1，其余为0。

因此为了刻画“新农保”对于60岁以下以及年满60岁的人口的政策效应不同，我们把样本中的家庭分为：“无老年人家庭”和“有老年人家庭”。“无老年人家庭”即在新农保实施的时候，家中没有年满60岁的老年人。对于这类家庭，新农保的政策效应就只有未满60岁的农民参加新农保的效应。表3报告了新农保对于“无老年人家庭”的影响。实证结果表明，农民家庭参加新农保会促进家庭的外出，通过参加新农保的人的数量越多，这一效应越大。

表3 参与新农保对于城乡劳动力转移的影响：无老年人家庭

（二）养老金：“收入”效应

接下来，我们考察领取养老金对于城乡劳动力转移的影响。表4中展示了回归结果。可以看到，家庭中有人领取养老金，领取养老金人数越多都有助于家庭外出，不过影响不显著。

表4 养老金对于城乡劳动力转移的影响

续表4

（1）（2）（3）（4）（5）（6） 变量外出外出外出人数外出人数外出比例外出比例 家庭规模-0.004（0.004）-0.004（0.004）0.118***（0.012）0.118***（0.012）-0.008**（0.003）-0.008**（0.003） 孩子比例-0.049***（0.016）-0.049***（0.016）-0.965***（0.050）-0.966***（0.050）-0.239***（0.013）-0.239***（0.013） 老年人比例-0.045（0.035）-0.044（0.035）-0.860***（0.112）-0.865***（0.111）-0.218***（0.029）-0.218***（0.029） 户主健康-0.013（0.008）-0.013（0.008）-0.016（0.026）-0.016（0.026）-0.007（0.007）-0.007（0.007） 家庭收入0.004（0.003）0.004（0.003）-0.001（0.009）-0.001（0.009）0.001（0.002）0.001（0.002） 年份虚拟变量0.015***（0.004）0.015***（0.004）0.053***（0.013）0.052***（0.013）0.010***（0.003）0.010***（0.003） 常数项0.257***（0.032）0.257***（0.032）0.470***（0.100）0.471***（0.100）0.274***（0.026）0.275***（0.026） 观测7,9987,9987,9987,9987,9987,998 R20.0160.0150.1310.1310.1250.125 家户数4,0644,0644,0644,0644,0644,064

根据Ardington et al.（2009）以及上文的分析，养老金可能通过帮助老年人照顾留守儿童进而促进家庭中中青年劳动力外出就业。为了检验该机制，我们对孩子占家庭人口比重超过均值的样本进行回归。表5报告了回归结果，和表4相比，不管是回归系数还是显著性，对于孩子数量比超过均值的家庭而言，领取养老金以及养老金领取人数的影响要更加显著成立。

表5 养老金对城乡劳动力转移的影响：孩子比重较大

注：其他控制变量包括：家庭规模，孩子比例，老年人比例，户主健康，家庭收入等，为了节省空间，之后的回归就再报告这些变量的回归结果。

（三）新农保对城乡劳动力转移的其他非线性影响：教育与收入

不同教育或者收入的家庭对于新农保政策的反应可能不同。图1表明，教育程度更高的家庭的参保率更高，而且缴费额更高。可能的原因有很多，比如教育程度越高的家庭对新农保政策的作用了解更多。而且，收入越高的家庭的参保率更高，而且缴费越多。有可能是因为，对于低收入家庭，新农保的缴费额对于他们也可能是较大的一笔支出，一方面他们会选择较低档次的缴费额，另一方面参加新农保的缴费支出可能会不利于他们外出，所以可以预计新农保对于他们的影响则可能会很小。我们根据户主的教育水平和家庭的年收入的是否高于中位数进行分组回归，表6报告了回归结果。回归结果表明，新农保对于高教育的家庭或高收入家庭的影响更显著。

图1 不同分组下的参保率和缴费额

表6 新农保对城乡劳动力转移的其他非线性影响：教育和家庭收入

五、稳健性检验：工具变量法

根据第三部分的分析，我们用农民所在县开始试点新农保的时间作为农民的参保行为和领取养老金的工具变量。工具变量方法的估计分为两个部分：（1）考查参保的“保障效应”（表7）；（2）考查养老金的“收入效应”（表8）。表7的第一阶段的6个回归的t值都超过2，F值都超过500，这说明不存在弱工具变量问题。表8的第一阶段的6个回归的t值超过了20，F值超过了100，所以也不存在弱工具变量问题。

从表7可以看出，参加新农保有利于促进该家庭的劳动力转移，而且参加的人越多，影响也越大。①

表7 参加新农保对于城乡劳动力转移的影响：参保效应（2SLS）

表8报告了领取养老金对城乡劳动力转移的工具变量回归结果。结果显示，领取养老金能够显著提高家庭的外出概率。

表8 参加新农保对于城乡劳动力转移的影响：养老金（2SLS）

同样，我们会发现如果对于孩子数量较多的家庭（表9），和表8相比，回归的结果更加显著，估计系数更大。这说明，对于孩子数量较多的家庭，领取养老金对于城乡劳动力转移的影响更大。

表9 参加新农保对于城乡劳动力转移的影响：孩子数量较多家庭（2SLS）

六、结 论

本文讨论了2009年9月开始实施的新农保对于城乡劳动力转移的影响。研究表明，参加新农保的农村家庭要比没有参加新农保家庭外出的概率更高，而且参加新农保人数越多的家庭外出的概率越高。从估计系数来看，参加新农保能够提高2%左右的农村家庭外出就业概率。考虑到新农保影响城乡劳动力转移存在两种效应：“保障”效应和“收入”效应。我们将农村家庭分为“有老年人家庭”和“无老年人家庭”。通过对“无老年人家庭”的回归，我们分离出新农保的“保障”效应。同时通过加入反映“收入”效应的变量分析领取养老金对于城乡劳动力转移的影响。事实上，领取养老金对于外出就业的影响不太显著。如果对孩子数量较多的家庭，领取养老金的效应要更大而且更加显著。这说明，孩子的数量可能是外出就业的一个约束，而领取养老金能够缓解这一约束进而促进外出就业。

这项研究具有较强的政策含义，新农保的实施初衷只是为了在广大农村地区建立起社会养老保险制度，逐步解决农民的养老问题。然而，本文却发现新农保的实施还会带来更为积极的经济结果，它在解决农民养老后顾之忧的基础上，促进了劳动力在城乡之间的自由流动，从而可能对长期的经济增长产生促进作用。然而新农保对劳动力流动的作用效果还不是太大，可能是因为新农保在实施初期的保障力度较小。所以，不仅应该加大新农保的宣传力度，扩大新农保的参保率，还应该加大财政的投入和补贴力度，提高新农保的保障程度。不过在新农保投入的增加也要和我国的居民的收入和国家的财政收入相适应。

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23. Xie, Y., 1999, “The User's Guide of the China Family Panel Studies” [D], Institute of Social Science Survey, Peking University.

24. Zhao, Yaohui, 1999, “Labor Migration and Earnings Differences: the Case of Rural China” [J],47(4):767-82.

25. Zhao, Yaohui, 2003, “The Role of Migrant Networks in Labor Migration: The Case of China” [J],, 21(4):500–511.

（ZW）

①数据来源于国家统计局网站。

②未满60周岁的农民参加新农保之后，在他年满60周岁之后“收入”效应也会发生作用，但是，由于我们考虑的是当前的外出就业决策，所以未来的“收入”效应应该比较微弱。

① 2010年全国农村人均纯收入为5919元（中国统计年鉴，2011）。

② CFPS没有覆盖的省份有：新疆，宁夏，青海，西藏，内蒙古，海南，香港，澳门和台湾。

③跟（马光荣，周广肃，2014）一样，我们也没有按照居住地区分一个家庭是否是农村家庭，因为有一部分农村户籍的家庭居住在城镇，而新农保是对农村户籍的人口都适用。

④两类家庭的数量分别是3011个和1065个。

①我们把外出务工家庭定义为：至少有一名成员在城市打工的农村家庭。

② 老年人对于家庭外出决策有两个方向相反的作用。一方面，老年人可以帮助年轻人照顾孩子，从而有利于年轻人外出；另一方面，老年人年纪大了，需要年轻人赡养，这有不利于年轻人外出。如果家里老人是健康的，那么赡养的负担会轻一点。

①由于该县开始新农保试点的时间和时间的固定效应高度相关，工具变量回归中没有年份虚拟变量。

* 本文是南开大学中国特色社会主义经济建设协同创新中心“社会主义市场经济与经济体制改革”研究团队的阶段性研究成果，感谢匿名审稿人对本文提出的宝贵意见。