市场回报如何影响务工型老年流动人口的居留意愿？
——基于2016年中国流动人口动态监测调查数据的实证研究

2020-07-30 08:39马健囡

人口与经济 2020年4期

马健囡

(厦门市社会科学院，福建厦门361000)

一、引言

老年人口地域流动性的增强是社会经济发展的必然结果，也是对当地劳动力的有效补充。在很多国家，60岁及以上仍从事工作的老人是合法且常见的。2018年美国和德国60—64岁劳动人口参与率分别为57.0%和32.7%(1)数据来源：Financial Data & Economic Indicators(CEIC).http://www.ceicdata.com，2019年日本就业老人占老年人口(60岁及以上)的33.1%(2)数据来源：http://www.stat.go.jp/data/roudou/sokuhou/tsuki/index.html。总务省公布的日本老年人的劳动力参与率高达77.5%。我国老年流动人口(指60岁及以上，下同)逐渐增多，2015年老年流动人口占流动人口总量的7.2%，外出务工的农村老年人大量增多[1]。“六普”数据显示，2010年我国老年人口占总务工人口的29.1%[2]，其中80%为农村老年人[3]。随着城镇化进程的持续推进和户籍管理的逐步松动，流动老人的数量或许还将增加[4]。但与此同时，以务工经商为目的的老年流动人口(以下简称务工型老人)的居留意愿显著低于年轻流动人口，也显著低于以其他目的(主要是子女团聚或照顾子孙)流动的老年人[5]，这是我国老年人口城镇化滞后的重要表现。有研究显示，我国老年人城镇化率与处于相同城镇化阶段的国家或地区相比滞后2.79个百分点[6]。这些外出务工的老年人并没有真正留在城市，而是“漂”在城市，几年后返回农村。“流而不留”成为我国务工型老年流动人口的现实状态。

二、文献综述

市场回报是影响劳动力流入的关键因素，早期的研究假定人们总是追求更好的生活条件和经济需求，由于不同地区劳动力市场在工资、福利方面有较大的差异，所以人口从劳动力过剩、收入偏低的国家或地区向劳动力需求旺盛、收入较高的国家和地区流动[7]。这一理论关注了就业机会和收入是导致劳动力流动的根本动力机制，却无法解释大城市里已经有大量的失业人口，但仍有大量农村人口涌入的现象。因为其中一个重要变量“与工作机会相关联的福利性收入”的影响受到忽视。随后的研究中，流动人口被理解为是“推动因素”与“拉动因素”交互作用的结果。其中，拉动因素主要体现为工作机会和收入等方面的差距，是将这些人口吸引到某一特殊地区的力量，而推动因素则更多地考虑到经济以外的因素，比如来自人口方面的压力、社会保障低等，是促使人们离开他们出生地的力量。显然，对拉动因素的阐释已经注意到福利性回报对劳动力流入的影响。

进入21世纪以来，随着引发人口流动的外部因素越来越多，在分析推动与拉动因素时，越来越多的研究跳出了原有的经济因素范畴，从“环境效应”等角度考虑其他潜在影响因素的作用[8]，其核心在于充分考量工作机会和环境约束力对于人口流动的作用。比如西蒙(Simon)对来自不同地区的葡萄牙劳工的流入原因进行了分类研究，发现欧盟国家劳工流入的主要原因是母国退休金的下降；东欧地区劳工流入的主要原因是母国的低收入，而葡萄牙能够提供更多的低技术工作机会；非欧盟国家(如南美洲、非洲等地)的劳工流入的主要因素是母国低收入，并且与葡萄牙在工作机会、社会网络、文化、历史等方面有密切的联系[9]。可见，劳动力流动的最终原因是寻求更高的期望市场回报，而这种市场回报不单限于经济收入，还包括与工作机会相关联的社会福利性回报，流入地区吸引劳动力的关键因素则在于降低工作机会门槛和减少环境约束力。

托达罗(Todaro)进一步将“工作机会”这一结构性因素与市场回报的关系做了解释，他提出的期望收入理论认为，城市里存在二元劳动力市场：一个是正式的劳动力市场；另一个是城里人不愿从事的、非正式劳动力市场。农民流入城市往往是在非正式劳动力市场寻求工作的机会更大[10]。与以往的理论不同之处在于，他认为期望市场回报是农村劳动者居留城市的关键因素，而获得城市工作的机会作为内生变量，影响着期望市场回报。托达罗理论对中国城乡二元劳动力市场结构的人口流动是比较有解释力的，随着年轻流动人口知识水平的提升和东部城市对高层次人才落户的鼓励，老年流动人口务工机会可能越来越集中在非正式劳动力市场，产生更具差异化的市场回报。但同时，他的理论阐释了市场回报中的收入性回报与工作机会的关系，未涉及福利性回报。而代际间福利性回报的差异一直被认为是导致老年劳动力低居留意愿的主要原因。博尔哈斯(Borjas)等人对美国移民劳动者收入变化的时间队列研究表明，外来移民的收入具有代际差异效应，老年移民的各项社会福利在刚入职时和后续增长幅度上都低于新移民[11]。他后续对美国1960—2010年人口普查数据的研究显示，老年移民在达到退休年龄后仍然持续工作的重要原因是为了获得美国本土社会保险福利申请资格[12]。阿尔玛(Alma)等人对居住在美国的墨西哥老年移民进行的研究表明，社会福利是衡量居留选择的主要因素，大部分从墨西哥前往美国的老年移民每年需要支付的保费比本地参保者高出很多，这使他们无法长期居留[13]，移民更容易因为患病而返回故乡[14]。影响老年移民居留的其他福利性因素还包括医疗支出过高、务工遭到身份歧视[15]、因征信信息缺失难以获得正式的金融服务[16]、难以在正式劳动力市场找到工作等[17]。同时，西方理论的前提是完全自由流动和竞争的劳动力市场，所以市场回报中强调个人经济性收入，忽视了家庭经济性回报和社会福利性因素的影响。我国的社会管理相对二元化，劳动力与居住地不只存在经济上的关联，还与各项公共福利与职工福利保障紧密相关，所以获取福利性回报也是市场回报的重要内容。因此我们假设：①市场回报中的经济性回报和福利性回报因素均会对务工型老年流动人口的居留意愿产生影响。②工作机会也会通过福利性回报对老年人居留意愿产生中介效应。③市场回报对务工型老年流动人口和中青年人的居留意愿有不同的影响机制。

国内对务工型老人的专门研究并不多见，学者主要从“推拉理论”、“公共服务理论”等社会学理论范畴，以农民工或全体流动老人视角考察其居留意愿，受研究群体内部异质性影响，得出的结论也不尽相同。较为普遍的结论是老年人居留意愿受外部因素和内部因素的共同影响，外部环境因素包括经济形态、产业规模、地区房价、劳动力市场、公共服务水平、户籍制度等，内部因素一般包括家庭经济情况、子女情况、受教育水平、健康状况等[18-21]。林宝等关注到了户籍“门槛”、务工市场竞争等会导致老年人难以获得居留机会[6]。刘立光等使用效用最大化理论分析了城市基本公共福利对流动人口长期居留意愿的影响，发现城市环境对流动人口居留意愿的促进作用被其他因素所掩盖，流动人口往往选择获得较高的收入而非优美的环境，医疗卫生条件的健全和社会保障的普及会增强流动人口的长期居留意愿[19]。这些研究并非专门以“务工型老年流动人口”为研究对象，但结论非常具有启发意义。事实上，我国务工型老年流动人口“流而不留”的现象背后，必然存在着一些阻碍老年人以务工经商的方式从农村向城镇流动的特殊原因，本研究与以往研究的不同在于以下三点，一是突出老年流动人口的劳动属性，获得市场回报是老年人外出务工的目的，居住地与户籍地之间的期望回报差距是老年人居留的原因。本文采用期望收入理论衡量市场回报，避免多而不当地纳入综合社会环境等变量。二是将老年务工者与中青年务工者进行对比，从而寻找务工型老年人居留的特殊性。三是在托达罗理论基础上，引入福利性市场回报变量，尝试探讨工作机会在福利性市场回报影响居留意愿过程中发挥的作用。

三、模型构建与变量设计

1.数据来源

由于我国的人口净流入、净流出以东部地区为主，2017年东部地区流动人口占全国流动人口比例超过七成，对东部地区流动人口的分析更具有代表性，所以本文所用的数据来自2016年中国东部九省市流动人口动态监测调查数据，该数据涵盖了东部地区9个省市共69000个调查对象，部分户籍地省市的宏观经济数据来自于各省2016年统计年鉴和国家统计局网站公布的分年度分省份的公开数据。本文选取了流动目的为“经商务工”，且“近一个月从事有收入的工作”的流动人口为研究对象，将其中年龄在60岁及以上的人群定义为“务工型老年流动人口”，年龄在60岁以下的人群定义为“务工型中青年流动人口”，对关键变量缺失的样本剔除后，最终保留的2016年务工型老年流动人口研究样本为485个，中青年流动人口研究样本60348个。

2.市场回报的模型构建及变量处理

根据期望收入理论，人口流入城市的主要动机取决于两地预期市场回报的差距。差距越大，人口的居留意愿越强烈。这种关系表示如下：

Max(M)=Max f(d) f′>0

(1)

在公式(1)中，M表示居留意愿，d表示预期市场回报差距，f′> 0表示居留意愿是市场回报差距的增函数。市场回报是收入性回报和福利性回报的综合，用d1代表收入性回报，d2代表福利性回报，则市场回报可以表示为：

d={d1，d2}

(2)

(1)收入性回报自变量。根据托达罗的观点，现代工业部门预期收入等于城市实际工资率与就业概率的乘积，减去户籍地的平均收入。就业概率取决于现代部门新创造的就业机会和城市失业人数，务工概率与前一个因素成正比，与后一个因素成反比。现代部门在某一时刻创造工作的机会等于现代部门工作创造率与现代部门总务工人数的乘积，现代部门工作创造率等于工业产出增长率减去现代部门的劳动生产率增长率。他们之间的关系用公式表达为：

(3)

其中，τ代表工业产出增长率，ρ代表劳动生产率增长率，ω代表城市实际工资率，γ代表户籍地平均实际收入，N代表现代部门总务工人数，S代表城市失业人数。这一公式很好地将预期收入这一难以在现实中获得的概念与就业机会、实际工资水平和劳动力市场承载力等可得到的数据结合起来。

根据实际情况，我们对以上变量进行转换。第一，老年人外出务工往往不是一个人单打独斗，而是以家庭为单位流动或是向家庭成员所在地进行流动，老年人长期居留的原因已逐步由个人的基础性特征转变为家庭共同决策后做出的决定。所以我们假设在家庭式流动中，老年人的期望收入以兼顾自己的情况下家庭最大化效用为准则，家庭经济状况越好，老年人对收入回报的期望越小，因此加入家庭收入状况自变量，用“过去一年，全家在本地每月总收入多少钱？”来表示。第二，期望收入理论假设劳动生产率和工业增加值均以“现代部门”产业形态为前提，我国是传统经济部门和现代经济部门并存的发展中国家，很难实现完全符合标准的现代部门，且省一级工业增长率不能完全体现居住地工业发展规模，所以我们选取了第三产业占地区生产总值比重、劳动生产率增长率、建筑业劳动生产率3个指标来反映现代部门工业发展和劳动生产率的情况。第三，个人月工资收入的衡量应包括每月的工资收入和每月单位包吃住的变现收入，所以个人城市实际工资率的计算公式为：

(4)

公式(4)中，e1代表单位包吃住的折算收入，T月代表月工作时间，wages代表月工资收入。这个模型指某一时间点的预期收入差距，我们使用了2016年的数据进行计算，假设一个迁移者在t时间内获得工作的概率是累加的，因此流入时间越长，务工概率越大，所以现实中还要加入流入时间变量来分析建立在较长流动时间上的行为模式。在建立完整回归模型之前，为防止无意义的自变量被纳入模型，采用logit单因素分析方法对每个自变量与因变量的关系进行验证。将检验水准设置为P<0.1即可纳入模型，结果户籍地城镇就业平均工资、现居住地城镇就业人数(万人)、现居住地工业增长率3个变量对老年人的影响并不显著，所以在老年人口的分析中将这3个变量筛除，所有变量对中青年流动人口均有显著影响，所以全部纳入中青年流动人口模型。婚姻状况、受教育程度、流动范围(3)流动范围：跨省流动=1，省内跨市=2，市内跨县=3；受教育程度：低学历=1，中等学历=2，高学历=3；婚姻状况：已婚=0，未婚=1。为个人特征变量。结合公式(3)、(4)和变量检验结果可以看出，影响务工型老人居留意愿的因素包括个人实际工资率(W)、家庭总月收入(INH)、本次流动时间(T)、现居住地劳动生产率增长率(LP)、现居住地建筑业劳动生产率(CLP)、第三产业占比(INS)、现居住地失业人数(UNE)。这些作为衡量收入性回报的变量进入回归模型。

(2)福利性回报自变量。综合已有研究，与老年劳动者关联比较大的“福利性回报”相关指标共4类，一是是否享有养老保险、失业保险、工伤保险、住房公积金、医疗保险等本地职工保障待遇；二是单位/公司是否提供免费廉价住房；三是所在社区是否为老人建立了健康档案，并将其纳入社区基层健康服务体系中；四是是否享有由社区提供的除生育服务外的8项健康服务(4)8项健康服务分别是：职业病防治、性病/艾滋病等传染性疾病防治、社区医生预约诊疗、控制吸烟教育、心理咨询、慢性病防治、营养健康教育、防雾霾知识宣传。，变量计算方法及赋值如表1。独立样本T检验结果显示，老年人和60岁以下中青年的福利性回报和工作机会均有显著差异，但两组人群的社区健康服务并没有显著差异。

表1 福利性回报变量计算方法及赋值

(3)因变量处理。问卷中有3个问题涉及到老年人居留意愿，分别是：“您今后是否打算在本地长期居住(5年以上)？”，“如果您符合本地落户条件，您是否愿意把户口迁入本地？”和“您是否打算在本地购买住房？”。由于流动人口往往先有长期居住的打算，进而愿意迁入户口并在本地购买住房，实现行为上的永久居住，因此，这3个指标体现了“居留”从意愿到行为的关联递进[20]。参考林李月等对流动人口居留意愿的处理方法[21]，将调查问卷中的“长期居住意愿”、“户籍迁入意愿”和“本地购房打算”3 个指标结果叠加起来，以衡量流动人口的城市居留意愿。将前两者选择“打算”和“愿意”取值为1，否则为0；后者将“打算在本地购房”的设置为1，其余为0，但剔除“本地已有住房”同时“不打算在本地购房”的情况，这3个指标等权加总的值即为居留意愿原始数值。为便于引入模型，对原始数值做转化处理，如表2所示。当因变量用于中介效应模型中，居留意愿被表达成取值范围为1到4的数值变量。1表示“无居留意愿”，2表示“低居留意愿”，3表示“中居留意愿”，4表示“高居留意愿”。当因变量用于Logistic回归模型中，则转化为二分类变量，“无居留意愿”记为0，其他均为“有居留意愿”，记为1。

表2 因变量的转化结果

(4)模型建构。如文献所述，市场回报的类型可分为收入性回报和福利性回报。本文采用二元Logistic模型估计收入性、福利性市场回报对老年人居留意愿的影响。根据年龄的一般界定标准，将务工型流动人口分为老年、中青年、全体3个类别进行比较，共构建了5个计量模型。

首先，分析老年人居留意愿与收入性回报的关系，采用二元Logistic模型。由于自变量中既有个人微观层面数据，又有宏观层面数据，为保证模型稳健，我们依据微观、宏观层次构建了2个二元logistic回归模型，模型V1首先将老年人个人微观因素纳入，模型V2在个人微观因素的基础上同时纳入宏观影响因素，控制个人特征变量。考察在控制其中一个因素的前提下，另一个因素对老年人居留意愿的影响作用。

其次，模型V3在V2基础上再加入福利性回报自变量，分析全部市场回报因素对居留意愿的影响。我们同样对青年群体和全体做了分层模型，但由于本文主要分析老年人的居留意愿，所以青年人群和全体人群的分层模型结果不做展示，仅列出最后完整模型结果。完整模型如公式(5)、(6)所示。

d1老年=α+Wx1+INHx2+Tx3+LPx4+CLPx5+INSx6+…

+UNEx10+Ax11+Bx12+Cx13+Dx14

(5)

d1青年全体=α+Wx1+INHx2+Tx3+LPx4+CLPx5+INSx6+UNEx7+…

+IGRx13+Ax14+Bx15+Cx16+Dx17

(6)

同时，我们特意关注到了福利性回报可能会与经济相关的变量存在内生性问题。因为经济性回报所包含的个人工资率、家庭收入和流动时间三个变量仅涉及了就业带来的经济收入要素，与就业相关的养老保险、医疗保险等并未纳入经济回报中，而是归于福利性回报中进行考量。所以居留意愿与福利性变量中的本地职工保障待遇和享受单位提供住宿的双向交互影响可能造成内生性问题，我们采用工具变量法对老年人样本进行检验。在实际回归中选取既影响居留意愿，又与务工者本地职工保障待遇、享有单位提供免费住宿无关的变量进行2SLS模型估计，选取正式合同签订情况、周工作时间作为工具变量，工具变量有效性检验显示，Anderson统计量为32.65，Sargan检验P值为0.621，即合同签订、周工作时间对务工者的本地职工保障待遇、是否享有单位住宿具有显著性影响，而与劳动者个体的居留意愿没有直接因果关系，不存在弱工具变量问题。

以上模型以预期收入理论为依据，收入性回报中本身包含了工作机会的影响，但福利性回报与工作机会的影响机制并未深入分析。我们进一步采用中介效应模型探究工作机会因素的中介效应。工作机会与获得养老保险、医疗保险等职工保障待遇，以及获得单位提供的住房具有明显的因果关系，假设工作机会通过居住地公共福利性回报的中介效应影响老年人居留意愿，分别针对老年人和中青年两个群体依次拟合以下回归模型。

Y=cX+e1

(7)

Y=c′X+bM+e3

(8)

M=aX+e2

(9)

方程中Y为居留意愿，X为工作机会，M为职工保障待遇，e表示截距。其中c是X对Y的总效应，a-b是经过中介变量M的中介效应，c′是直接效应，依次建立方程，并将方程(7)与方程(8)、(9)结果相结合，通过回归系数显著性关系检验职工保障待遇对居留意愿的中介作用，中介效应的大小用c-c′=ab来衡量。

其中涉及对工作机会变量的取值，流入时间、劳动生产率、第三产业占比三个因素与老年人获取工作的“机会”紧密相关，因此我们采用主成分分析法，将原来3个因子转化为1个主成分，以综合主成分值作为“工作机会”变量。KMO与Bartlett检验显示，KMO=0.592，P<0.05，可以进行因子分析。

四、实证分析及结果

1.描述性统计分析结果

(1)收入性回报的差异。表3为收入性回报变量描述性统计结果。从T检验的显著性上看，除现居住地工业增长率外，老年人和中青年人在其余各变量上都存在统计学意义上的显著差异。具体来看，老年人的平均居留意愿为2.15，低于中青年人的2.32，其中无居留意愿和低居留意愿的老年人分别占39.38%和22.89%，比中青年人高5.51%和2.20%，老年务工者“漂”在外地的特征明显。老年人个人实际工资率平均值为38.74，远低于中青年人的66.98，家庭月平均工资为6111.36元，比中青年人低将近2000元，说明老年人在居住地务工的劳动效率不高，工资偏低。同时，老年人居住地劳动生产率增长率、城镇就业人数低于中青年人，而建筑业劳动生产率、第三产业占比、失业人数均高于中青年，说明老年人与中青年人在流入地的就业领域有所差别，中青年人能够与户籍人口在正式劳动力市场竞争，而老年人往往在非正式劳动力市场务工，做城里人不爱做的建筑类、低端服务业类工作。在流动范围上，远距离流动特征显著，老年人跨省流动占比为74.22%，中青年为71.50%，省内跨市流动分别占16.49%和21.78%，在教育程度上，中青年人的受教育程度普遍高于老年人，老年人小学及以下低学历者占80.41%，中青年占59.72%，中等学历和高学历占比分别比中青年低8.56%和12.13%。总体来看，务工型老年流动人口不仅远离家乡、漂在城市，而且就业质量偏低，收入不高，与中青年人有明显差距。

表3 收入性回报变量描述

(2)福利性回报的差异。表4为福利性回报变量及工作机会变量的描述性统计结果。从T检验结果可知，老年人和中青年人在职工保障待遇、单位提供住房、本地居民建档、工作机会和总福利得分上均有显著差异。中青年人享受本地职工保障待遇、免费住房、居民建档的情况好于老年人。这一方面说明，很多私营企业吸纳老年流动人口作为员工，但并未给他们提供完善的职工保障；另一方面说明，老年人在非正式劳动力市场就业环境整体较差。社区提供健康服务在两者间并没有显著差异。在工作机会方面，老年人比年轻人高，可能有两种解释，一是从方法上来说，采用主成分分析法，将原来3个因子转化为1个主成分。3个因子均与老年人获取工作机会紧密相关，更多可能影响年轻人工作机会的因子并没有被纳入；二是从现实情况来说，老年人由于工资低、向上晋升愿望不大，在非正式劳动力市场的竞争性可能大于年轻人，所以指标中的工作机会变量更能体现非正式劳动力市场的真实情况。

表4 福利性回报变量描述

2.市场回报的分析结果

如表5所示，模型V1、V2、V3和IV3以老年人为样本，有效观察量N=485。模型IV4以中青年人为样本，有效观察量N=60348，IV5以全体务工流动人口为样本，其有效观察量N=60833。五个模型的Omnibus检验P值均小于0.01，说明模型以居留意愿为因变量的回归方程具有统计学意义，R2均在0.2以上，尚可接受，模型的解释力均在70%左右。由VIF命令可知，各变量膨胀因子均小于10，即多重共线性对于回归结果影响较小。

表5 务工型流动人口居留意愿的回归结果

模型V1中婚姻、流动范围、流动时间、受教育程度等个体微观因素对老年人居留意愿有显著影响。具体表现为：受教育程度高的老年人居留意愿更高，低学历老人的居留意愿是高学历老年人的35.70%。相对于未婚老人来看，已婚老人的居留意愿更低，已婚老人的居留意愿是未婚老人的30.03%。从流动范围来看，跨省流动对老年人居留意愿有显著的负向影响，跨省流动老年人的居留意愿是市内跨县流动的42.53%。流动时间对老年人居留意愿有显著正向影响，流动时间每增加1个单位，老年人居留的可能性增加1.09倍。

模型V2加入了宏观因素后，模型的解释力略有提升，个人微观因素的影响方向基本没有发生变化。具体来说，流动时间、现居住地的劳动生产率增长率、第三产业占比、流动范围和受教育程度对老人居留意愿产生了显著影响。劳动生产率增长率、第三产业占比和流动时间对老年人居留意愿有显著正向影响，且影响力较大，劳动生产率增长率每增加1个单位，老年人居留意愿上升1.29倍；第三产业占比每提高1个单位，老年人居留意愿增加1.55倍；在居住地工作生活时间每增加1个单位，居留意愿增加1.67倍。流入时间越长，则寻找工作的时间增加，获得工作的可能性也相应提高；劳动生产率高的地区有比较完善的劳动力市场，以保证劳动力供给与行业需求相对接；第三产业占比则指劳动密集型的服务业在当地占有很大比重，人力资源需求量较高。这三个因素都对老年人获取工作的机会产生促进作用，从而影响居留意愿，结论与期望收入理论高度吻合。同时，个人实际工资率、家庭月总收入的影响并不显著，说明对于老年人是否居留而言，工作机会的作用远大于实际收入水平。流动范围和受教育程度同样是影响老年人居留意愿的显著因素。首先，流动范围越大，老年人居留意愿越小。与市内跨县的小范围流动相比，跨省流动老年人的居留意愿仅为跨县流动的18.51%，省内跨市流动老年人的居留意愿为跨县流动的36.30%。其次，学历的影响显著体现在低学历老年人群身上，初中及以下低学历老年人的居留意愿仅为高学历老年人的40.58%。

对比V2和V1，婚姻状况对老年人的居留意愿不再显著，因此外在经济和就业环境因素的加入稀释了婚姻的解释力。加入宏观因素后，远距离流动的老年务工人员的居留意愿更低了，具体表现为，跨省流动老人的居留意愿占比从V1的42.53%下降到V2的18.51%。同时，低学历老人的居留意愿发生比得到提升，达到40.58%。这说明，宏观劳动力市场的差异成为老年人远距离流动的阻碍，本地劳动力市场所提供的“机会”更多地被来自周边地区、受教育水平偏低的老年务工者所吸纳。

模型V3进一步加入了福利性回报变量，收入性回报的影响方向均未发生变化，模型的解释力得到进一步提升。具体看来，本地职工保障待遇、免费住房对老年人居留意愿产生显著影响，未提供住宿的老年人居留意愿降低28.59%，本地职工保障待遇每提高1个单位，老年人的留居意愿增加1.15倍，影响作用高于中青年人。同时，建立居民健康档案和社区健康服务对老年人居留意愿没有显著影响，这看起来似乎与老年人更在乎流入地健康服务的一般认知相悖，但其实不然。居民健康档案是社区医疗卫生机构提供给社区居民的服务，在操作中以居住在小区的业主为服务对象，而流动人口大多为租住户，事实上很多满65岁以上的老人并没有纳入居民健康档案重点人群。社区健康服务一般针对所有居住在小区内的居民，但由于社区健康服务一般通过宣传栏、短信、讲座的形式进行，在时间和可接受度上对老年务工者并不友好。因此可以看出，与就业相关的福利性回报对居留意愿的影响程度要大于与普遍公众相关的福利性回报。

模型IV3为模型3引入工具变量后的二阶段回归结果，工具变量模型的Wald检验在1%水平上强烈拒绝变量的外生假设，说明模型3存在内生性问题。与V3相比，估计得出的福利性回报对老年人居留意愿的影响显著降低，说明如果不考虑福利性变量的内生性问题的确会使估计发生向上的偏误，但原模型相关结论仍可信。

IV4和IV5是对中青年人群和全体人群引入工具变量后的2SLS估计结果，可以看出老年人与中青年有很大差异。具体来看，个体实际工资率和家庭总月收入对中青年居留意愿的正向影响较强，个体实际工资率每提高1个单位，中青年居留意愿提高4.31倍。家庭总月收入每提高1个单位，青年人的居留意愿增加1.85倍。建筑业劳动生产率产生了显著的负向影响，与总劳动生产率的影响方向是相反的，这可能说明与其他经济部门相比，建筑业劳动力市场正在萎缩，城市建筑业并不是新一代流动人口流入东部九省从事的主要行业部门，与近些年流动人口素质普遍偏高，集中就业于新型服务产业和现代制造业的趋势相符。

从IV3和IV4来看，两类人群的主要区别在于：对老年人而言，居住地城镇就业人数、失业人数对居留意愿均没有显著影响，对中青年而言，就业人数对居留意愿有显著的负向影响，失业人数有显著的正向影响。从这一点可以看出，中青年人的居留意愿同本地正式劳动力市场承载力存在明显的负向波动，正式劳动力市场的就业率并不影响流动人口就业，流动人口多在城镇的个体或私营企业就业，但是当城镇总体就业形势不好，城镇失业率上升时，中青年流动人口会向正式劳动力市场拓展，就业机会上升，居留意愿增加。从分析中可以看出，由于我国城市劳动力市场存在二元性，工作机会能够通过中介作用而影响居留意愿。但老年人的劳动力市场更加边缘化，失业人数对老年人居留意愿的影响是负向的，说明随着城镇失业人口的上升，老年流动人口就业竞争力远低于中青年流动人口和本地人，就业机会也会受到挤压，但这种挤压作用并不显著。其他因素的作用方向基本一致，区别在于户籍地城镇就业平均工资水平对中青年的居留意愿有显著负向影响，但对老年人的影响并不显著。流动范围、受教育程度、婚姻状况均对中青年产生了显著影响，受教育程度和婚姻状况对中青年的影响程度低于老年人。IV5说明，在加入老年群体后，总体流动人口各自变量的显著性仍然非常稳健，作用方向一致且影响系数变化不大，可见影响老年人居留意愿的真实原因确实被中青年流动人口所掩盖。

3.福利性回报中介效应的分析结果

以上的分析提供了两个关键结论：一是经济性回报和福利性回报因素均会对务工型老年流动人口的居留意愿产生影响，其中体现工作机会的经济性回报因素对老年人居留意愿的影响程度要大于体现收入的经济性回报因素。二是与就业相关的福利性回报因素对居留意愿产生显著影响。为验证工作机会在其中的具体作用，我们进行中介模型分析。

表7显示了工作机会与居留意愿、福利性回报的相互影响。模型(7)为以中青年为对象，居留意愿和工作机会的线性回归结果，F=1286.95，P<0.000，说明回归模型有意义，工作机会T检验P<0.000，说明回归系数有意义，标准化系数为0.168，即c=0.168；模型(8)为居留意愿与工作机会、福利性回报的回归结果，F=2895.74，P<0.000，回归模型有意义，福利性回报T检验P<0.000，回归系数有意义，福利性回报的标准化系数为0.208，即b=0.208，c′=0.136；模型(9)为福利性回报与工作机会的回归结果，从P值上看回归模型和系数具有意义，方程中的系数a=0.153。因此，福利性回报具有部分中介效应，中介效应对总效应的贡献率为EffectM=ab/c=18.94%。模型(7′)(8′)(9′)的分析同理，对于老年人来说，中介效应对总效应的贡献率为10.16%。

表7 福利性回报的中介效应模型结果

总的来看，福利性回报对老年人和中青年人的居留意愿都具有部分中介效应，但总体影响不大，对中青年人的中介效应大于老年人。

五、主要结论

务工型老年流动人口的居留意愿显著低于中青年，这是老年人口城镇化率偏低的重要表现，务工老人居留意愿不应被全体流动人口大军所淹没。本文以期望收入理论为背景，构建了收入性回报、福利性回报与老年人居留意愿的回归模型，通过估计老年人工作机会，分析了福利性回报对老年人居留意愿的中介效应。研究发现，受教育程度偏低固然是老年务工者作为劳动力资源的竞争力劣势，但个人禀赋并不是唯一的解释，老年人无法居留同样不可忽视劳动力市场和职业保障缺失的影响。

收入性回报的回归结果显示，期望收入理论对中青年劳动力的解释能力更强，几乎所有的变量均对中青年劳动力产生了显著影响，但对老年劳动力的解释能力较弱，仅有流动时间、居住地的劳动生产率增长率、第三产业占比3个自变量产生了显著影响。以往文献中提到上一代农民工多从事建筑业，但建筑业劳动生产率并未对老年人的居留意愿产生影响，失业人数同样没有对居留意愿产生影响，这说明务工型老年人对流入地正式劳动力市场的劳动力人数变化、建筑业劳动力市场需求变化并不敏感，老年人口在非正规劳动力市场的工作机会更多。流动时间对老年人和中青年人的影响程度相近，劳动生产率增长率和第三产业占比对老年人居留意愿的促进作用大于中青年人，而与收入相关的变量，包括个人实际工资率、家庭总月收入均未产生显著影响。这一方面说明，工作机会是务工型老年流动人口居留的首要因素，老年人更加看重工作机会带来的非收入利好；另一方面也间接说明，外来务工的中青年人已经逐渐有实力同本地人才在正式劳动力市场竞争，他们将就业机会和就业待遇看得同等重要，并以此作为是否居留的衡量标准。而老年人则不然，他们对收入的敏感度较低，是否居留主要看是否有工作机会和工作机会带来的住宿、医疗养老保险等福利待遇是否完善。这一现象可能有两种合理解释，一是老年人外出流动出于刚性经济需求的并不多，更多地是作为个人花费或是家庭花费的“补贴”，或不增加子女的赡养负担，对外出务工的回报期望普遍不高。二是劳动力市场二元化所形成的劳资关系也具有了二元化特征，老年人与中青年人在流动人口就业市场内部已存在就业分隔。因为老年务工者更多地受雇于非正式劳动力市场，二元劳动力市场对老年人的影响更大。一些研究也从其他角度得出了类似的结论，即子代农民工和父代农民工在就业质量和就业领域上已经出现了区分[3]。随着老龄化的到来，退休年龄的逐步提升，老年劳动力的受教育程度会有所提高，老年劳动力的雇佣和相关保障问题势必要引起重视，必须形成老年剩余劳动力人力资本开发的激励机制，规范非正式劳动力市场的老年用工行为。

进一步对福利性回报的分析显示，老年人更看重工作机会带来的职工保障服务、免费提供住所等福利，而并非城市社区公共服务，这是务工型老年人区别于一般流动老人的重要特征。提升务工型老年人居留意愿需要完善对老年人的职工保障，规范非典型用工管理(注：指除签订全日制劳动合同外的非全日制用工、退休反聘用工及双重劳动关系等三类非典型用工模式)，为了防止非正式劳动力市场因此拒绝老年人，这项任务不能单单交给企业，还要政府相关部门提供保障措施，对非正式劳动力市场加强监管并提供老年用工政策优惠。