郭勁光 萬家瑞

摘要：當(dāng)下新冠肺炎疫情的蔓延及復(fù)雜動蕩的國際局勢在一定時期內(nèi)對我國勞動力市場帶來了不小的負(fù)面影響，而農(nóng)民工作為特殊弱勢群體在此危機(jī)中受到的沖擊可謂首當(dāng)其沖。尋求農(nóng)民工多種渠道穩(wěn)定就業(yè)成為鞏固好脫貧攻堅(jiān)成果、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要紓困舉措。基于一系列支民創(chuàng)業(yè)政策和農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)實(shí)踐，本文以農(nóng)村社會保險(xiǎn)為突破口，采用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用無序多項(xiàng)Logit（Mlogit）模型分析了農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工生計(jì)決策（從外出務(wù)工到返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)）的影響及其作用機(jī)制。結(jié)果表明：總體上，新農(nóng)合在推動農(nóng)民工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變尤其是自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的促進(jìn)作用高于新農(nóng)保，且不同類型農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的影響存在顯著的年齡與收入差異。在作用機(jī)制方面，農(nóng)民工參與新農(nóng)合會降低風(fēng)險(xiǎn)偏好，抑制自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變意愿;新農(nóng)保則會增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)偏好，促進(jìn)自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變意愿;新農(nóng)合和新農(nóng)保均能夠緩解金融約束，提高農(nóng)民工從務(wù)工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變意愿。本文研究結(jié)論為應(yīng)對新冠肺炎疫情沖擊下用工需求量降低和農(nóng)民工外出務(wù)工受阻，找到了以完善農(nóng)村社會保險(xiǎn)為抓手的解決方案，為相關(guān)決策提供科學(xué)依據(jù)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村社會保險(xiǎn);農(nóng)民工生計(jì)決策;鄉(xiāng)村振興;勞動力轉(zhuǎn)移

中圖分類號：F279.2文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2022）06-0091-10

一、問題的提出

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展使得大批農(nóng)村勞動力流向城鎮(zhèn)，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移形式也呈現(xiàn)出從農(nóng)業(yè)和農(nóng)村到非農(nóng)業(yè)和城鎮(zhèn)的局面[1]。在傳統(tǒng)認(rèn)知中，農(nóng)村勞動力更多會以務(wù)工的方式流向非農(nóng)部門[2]。自2014年9月，李克強(qiáng)總理首次提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”，2015年，國務(wù)院頒布《關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》以來，中央及地方政府陸續(xù)出臺一系列利好政策，號召和扶持農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)數(shù)量明顯上升。國家統(tǒng)計(jì)局2019年4月發(fā)布的《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》顯示，目前全國農(nóng)民工總量約為2.9億人，其中選擇外出就業(yè)的農(nóng)民工為1.7億人，選擇留在當(dāng)?shù)貏趧恿κ袌鼍蜆I(yè)的農(nóng)民工為1.2億人。另據(jù)國家發(fā)展和改革委員會統(tǒng)計(jì)，截至2019年6月，全國返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員已超過800萬人，返鄉(xiāng)農(nóng)民工回流趨勢顯著[3]。

然而，2019年底新冠肺炎疫情暴發(fā)，至今已對我國經(jīng)濟(jì)社會平穩(wěn)發(fā)展帶來了極大影響。而且當(dāng)下國際局勢復(fù)雜動蕩，各國貿(mào)易保護(hù)主義抬頭。在此雙重背景下，農(nóng)民工群體就業(yè)問題受到嚴(yán)重沖擊。具體來說：首先，疫情影響下，許多企業(yè)主動或被動采取縮小經(jīng)營范圍或關(guān)店觀望等措施，對農(nóng)民工的用工需求降到冰點(diǎn)，致使不少農(nóng)民工在家待業(yè)[4]。其次，各地基于公共衛(wèi)生安全防范目的，對復(fù)工復(fù)產(chǎn)做了較為嚴(yán)格的規(guī)定，發(fā)生疫情的地區(qū)均采取了諸如“封城”“封區(qū)”“封村”等一系列封控管控措施，一定程度上從政策端限定了就業(yè)供給，農(nóng)民工返崗受阻。最后，疫情倒逼了行業(yè)升級和迭代，具備新時代互聯(lián)網(wǎng)思維且善于商業(yè)創(chuàng)新的企業(yè)獲得發(fā)展機(jī)遇，這對員工的技能和素質(zhì)提出了更高要求，而農(nóng)民工主要從事勞動密集型工作，如建筑、安保、家政服務(wù)等，這與企業(yè)數(shù)字化、智能化、高端化的用工需求不匹配。在此窘境下，部分農(nóng)村勞動力突破了傳統(tǒng)認(rèn)知，選擇以“創(chuàng)業(yè)”的新形式進(jìn)入勞動力市場，即勞動力的轉(zhuǎn)移形式從外出務(wù)工轉(zhuǎn)變?yōu)榉掂l(xiāng)創(chuàng)業(yè)。這一舉動不僅創(chuàng)新性地增加了參與到非農(nóng)市場的農(nóng)村剩余勞動力，還增加了更多就業(yè)崗位，穩(wěn)定了農(nóng)民工就業(yè)形勢。面對這一新經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，分析農(nóng)民工生計(jì)決策的調(diào)整行為（從外出務(wù)工到返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)）可以為解決當(dāng)下受疫情和國際局勢雙重影響下的經(jīng)濟(jì)增長乏力所產(chǎn)生的農(nóng)民工就業(yè)難問題提供新途徑，也為鞏固我國脫貧攻堅(jiān)成果、防治返貧現(xiàn)象發(fā)生及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進(jìn)提供新的理論借鑒。

由于農(nóng)民工從務(wù)工到創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的決策是一項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)性行為[5]，而農(nóng)村社會保險(xiǎn)是一種重要的社會福利，不僅能夠影響農(nóng)民工的風(fēng)險(xiǎn)偏好，而且也會對農(nóng)民工當(dāng)期及未來的家庭決策產(chǎn)生影響。一方面，農(nóng)村社會保險(xiǎn)改變了農(nóng)民工家庭的預(yù)算約束。家庭加入農(nóng)村社會保險(xiǎn)不僅能夠降低家庭醫(yī)療開支，從而可以將節(jié)省下的資金作為創(chuàng)業(yè)啟動金，間接促使農(nóng)村居民更傾向于選擇具有風(fēng)險(xiǎn)性的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè);另一方面，農(nóng)村社會保險(xiǎn)平滑了農(nóng)民工擇業(yè)決策失敗造成的潛在風(fēng)險(xiǎn)。家庭加入農(nóng)村社會保險(xiǎn)，能夠緩解家庭失業(yè)、生病和養(yǎng)老等不確定性影響，從而更有信心地面對創(chuàng)業(yè)活動所帶來的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村居民在生計(jì)選擇時更傾向于自主創(chuàng)業(yè)。同時，不同類型的農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工選擇創(chuàng)業(yè)決策時的促進(jìn)或抑制效應(yīng)強(qiáng)弱并不一致，更進(jìn)一步，農(nóng)民工選擇的創(chuàng)業(yè)形式也是受到不同類型農(nóng)村社會保險(xiǎn)影響下的決策。由此，本文探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)與農(nóng)民工生計(jì)決策之間的作用機(jī)制，希冀對農(nóng)村社會保險(xiǎn)制度完善及政策實(shí)施提供借鑒。

回顧現(xiàn)有研究，學(xué)術(shù)界主要從宏觀與微觀兩個角度來尋找影響創(chuàng)業(yè)的因素。宏觀因素主要是指社會與經(jīng)濟(jì)環(huán)境，如基礎(chǔ)設(shè)施、地區(qū)金融及經(jīng)濟(jì)狀況[6];微觀因素主要是指個體及其家庭特征，如學(xué)歷、年齡、社會資本及工作經(jīng)歷等[7]。此外，也有學(xué)者認(rèn)為，選擇創(chuàng)業(yè)是因?yàn)槭I(yè)而被迫進(jìn)行的自我雇傭[8]。當(dāng)前，盡管涉及各類保險(xiǎn)對農(nóng)民工生計(jì)決策作用效果的研究層出不窮，但國內(nèi)外尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。在國外的研究中，部分學(xué)者提出社會保險(xiǎn)能夠有效促進(jìn)創(chuàng)業(yè)。如Goldman和Maestas[9]提出，擁有健康保險(xiǎn)的居民具有更加強(qiáng)烈的創(chuàng)業(yè)意愿。但是，也有部分學(xué)者提出相反的看法，如Zissimopoulos和Karoly[10]通過研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)在一定程度上限制了老年人的創(chuàng)業(yè)活動;Gumus和Regan[11]的研究同樣說明，降低社會保險(xiǎn)的進(jìn)入標(biāo)準(zhǔn)仍無法對居民的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生激勵效應(yīng)。除此之外，Holtz-Eakin等[12]則提出，社會保險(xiǎn)與創(chuàng)業(yè)間并沒有明顯聯(lián)系。反觀國內(nèi)的研究，視角主要集中于養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)分別對農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)意愿的影響。針對養(yǎng)老保險(xiǎn)的研究中，周廣肅和李力行[13]指出，我國的新農(nóng)保能夠有效促進(jìn)農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)意愿，而馬雙和孟曉雨[14]則提出，隨著醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)比重不斷上漲，居民創(chuàng)業(yè)的意愿隨之減弱。針對醫(yī)療保險(xiǎn)的研究中，郭云南和王春飛[15]的研究發(fā)現(xiàn)，加入新農(nóng)合的農(nóng)民具有相對較高的創(chuàng)業(yè)概率;張玲玲[16]在研究中亦指出，基本醫(yī)療保險(xiǎn)能夠有效地提升居民創(chuàng)業(yè)概率;但楊勇等[17]的研究則得出與之相反的結(jié)論。

現(xiàn)有研究為本文奠定了重要基礎(chǔ)，但也存在著諸多不足，尤其在探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)（新型農(nóng)村合作醫(yī)療與新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)，以下簡稱“新農(nóng)合”與“新農(nóng)?！保┡c勞動力轉(zhuǎn)移形式轉(zhuǎn)變間的聯(lián)系方面。首先，在農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的過程中，農(nóng)村社會保險(xiǎn)所發(fā)揮的作用及其作用機(jī)理仍未得到充分討論。其次，現(xiàn)有研究中對于農(nóng)村社會保險(xiǎn)僅從某一保險(xiǎn)種類進(jìn)行分析，并沒有考慮不同類型的農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的影響是否存在差異。最后，對于農(nóng)村社會保險(xiǎn)與農(nóng)民工生計(jì)決策間的內(nèi)生性問題沒有給予充分關(guān)注。為此，本文在分析農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工生計(jì)決策的影響機(jī)制（風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與融資約束）的基礎(chǔ)上，采用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)與農(nóng)民工生計(jì)決策的動態(tài)關(guān)系，并分別采用兩階段最小二乘法（2SLS）與傾向值得分匹配法（PSM）對內(nèi)生性與穩(wěn)健性進(jìn)行控制，進(jìn)而得到農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工生計(jì)決策的凈效應(yīng)，并分析不同區(qū)域、不同年齡段及不同收入狀況下的農(nóng)民工生計(jì)決策的異質(zhì)性。從而全面評估農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工生計(jì)決策的影響，為助推農(nóng)民工從外出務(wù)工到返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)問題的解讀提供一個全新的、理想的視角。

二、作用機(jī)制分析

農(nóng)民工從外出務(wù)工到返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的轉(zhuǎn)變過程存在著諸多不確定因素，而其中起到主要作用的因素分別是代表農(nóng)民工心理?xiàng)l件的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和代表物質(zhì)條件的融資約束。

從風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的角度來看，農(nóng)民工承受風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)，選擇創(chuàng)業(yè)的可能性越大。根據(jù)生命周期模型，因個體的收入狀況將隨著退休產(chǎn)生系統(tǒng)變動，故理性經(jīng)濟(jì)人將進(jìn)行消費(fèi)和儲蓄的跨期決策[18]。農(nóng)民工會在具備勞動能力期間進(jìn)行財(cái)富儲備來維持退休后的正常消費(fèi)，從而實(shí)現(xiàn)生命周期的效用最大化。在農(nóng)民工具備勞動能力時間有限的約束下，農(nóng)村社會保險(xiǎn)將對個體生命不同階段的收入水平實(shí)現(xiàn)財(cái)富的替代效應(yīng)。農(nóng)村社會保險(xiǎn)是提高抵御來自疾病、生活及貧困等多方面風(fēng)險(xiǎn)能力的重要手段[19]。農(nóng)戶加入農(nóng)村社會保險(xiǎn)，增強(qiáng)了承受風(fēng)險(xiǎn)的能力，會使得其無需再為當(dāng)前及未來可能存在的風(fēng)險(xiǎn)（如養(yǎng)老資金、醫(yī)療資金）而擔(dān)心，增加了預(yù)期收入，減少預(yù)防性儲蓄，既緩解了自身的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，又提高自身的風(fēng)險(xiǎn)偏好。未來支出的不確定性減少，農(nóng)民工對未來生活穩(wěn)定性的信心增強(qiáng)，自然會對選擇創(chuàng)業(yè)行為決策產(chǎn)生影響。而且隨著我國“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的開展，國內(nèi)學(xué)者也指出，隨著家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好度的提高，進(jìn)行創(chuàng)業(yè)選擇的可能性也就越高[20]。

從融資約束的角度來看，多數(shù)創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)初期均會面臨融資約束。農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)相對較差且融資能力弱，雖然外出務(wù)工可以顯著提高自身收入水平與儲蓄率[21]，并有效緩解自身的資金約束[22]，但僅通過以工作時間作為交換，進(jìn)行務(wù)工所獲取的收入仍無法完全達(dá)到自身創(chuàng)業(yè)所需資本。而參與農(nóng)村社會保險(xiǎn)的農(nóng)民工，一般都具有一定的償還能力，也更易獲取到銀行及民間的貸款，進(jìn)而能夠緩解自身的融資約束。此外，融資約束亦會對農(nóng)民工是否選擇創(chuàng)業(yè)行為決策產(chǎn)生影響。其中，正規(guī)金融可以滿足大多數(shù)農(nóng)民工的貸款需求，強(qiáng)化農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)升值預(yù)期，增強(qiáng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的意愿。現(xiàn)有研究也指出，正規(guī)金融更有利于提高具有雇傭能力的創(chuàng)業(yè)及新企業(yè)的誕生[23]。對于非正規(guī)金融而言，農(nóng)民工并不需要采用實(shí)物抵押進(jìn)行擔(dān)保，而是依賴于自身的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)充當(dāng)“隱形”擔(dān)保[24]，且一般均具有時滯周期短、操作便捷的特點(diǎn)。相比正規(guī)金融而言，其內(nèi)部的交易規(guī)則更加靈活，對于具有創(chuàng)業(yè)意愿的農(nóng)民工而言更易獲取，而對于借貸雙方也能夠有效地降低交易成本，緩解農(nóng)民工的融資約束，從而促進(jìn)農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變。

三、研究設(shè)計(jì)與樣本選擇

（一）模型設(shè)定與變量定義

本文中，農(nóng)民工生計(jì)選擇策略間并沒有顯著的定序關(guān)系，故采用無序多項(xiàng)Logit（Mlogit）模型來探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)與農(nóng)民工生計(jì)選擇間的聯(lián)系。模型如式（1）：

P（yi=jxi）=exp（αjx′i）∑jk=1exp（αkx′i）（1）

式（1）中P（yi=jxi）表示第i名農(nóng)民工決策生計(jì)j的可能性，xi表示對農(nóng)民工i選擇生計(jì)時的影響因素，αk表示回歸系數(shù)值。隨后，假設(shè)將yi=k作為參照變量，進(jìn)而式（1）可化為式（2）：

P（y=jy=korj）=P（y=j）P（y=k）+P（y=j）=exp（x′iαj）1+exp（x′iαj）（2）

對應(yīng)的相對風(fēng)險(xiǎn)比率為式（3）：

P（y=j）P（y=k）=exp（x′iαj）lnP（y=j）P（y=k）=x′iαj（3）

將各變量代入式（3）中，得到生計(jì)決策模型式（4）：

lnPjPk=α0+α1soinsi+∑nm=2αmXi+ε（4）

其中，Pj表示第j個受訪者的創(chuàng)業(yè)狀況，在本文中P1表示務(wù)工，P2表示機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，P3表示自我雇傭型創(chuàng)業(yè)，本文根據(jù)問卷中“您的主要工作類型是什么？”進(jìn)行定位，具體參考寧光杰和段樂樂[25]的研究，將“非農(nóng)受雇”“私營企業(yè)/個體工商戶”“自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)”分別定義為務(wù)工（P1）、機(jī)會型創(chuàng)業(yè)（P2）和自我雇傭型創(chuàng)業(yè)（P3），并分別賦值為1、2和3。soinsi表示第i個受訪者參與社會保險(xiǎn)情況，由于本文重點(diǎn)考慮農(nóng)村社會保險(xiǎn)的覆蓋狀況，因而選取新農(nóng)合與新農(nóng)保兩類新型農(nóng)村社會保險(xiǎn)。將加入新農(nóng)合的農(nóng)民工賦值為1，未加入的農(nóng)民工賦值為0;對于加入新農(nóng)保的農(nóng)民工賦值為1，未加入的農(nóng)民工賦值為0。在處理后的樣本中，擁有新農(nóng)合的農(nóng)民工約占總體的94%，而擁有新農(nóng)保的農(nóng)民工約占總體的62%，這也進(jìn)一步表明我國農(nóng)村社會保險(xiǎn)的覆蓋范圍在不斷擴(kuò)大。X表示控制變量，本文綜合考慮農(nóng)民工的個體、家庭及主觀認(rèn)知特征。個體特征選取年齡、性別、婚姻、學(xué)歷、宗教、健康及收入等級;家庭特征選取家庭人口數(shù)、家庭總收入（取對數(shù)處理）、家庭是否擁有汽車、是否有政府補(bǔ)助及食品支出（取對數(shù)處理）;主觀認(rèn)知特征參考孫浩和楊治輝[26]的研究，選取對政府干部的信任程度與智力水平。

為應(yīng)對有可能出現(xiàn)的選擇偏誤與內(nèi)生性問題，本文采用傾向匹配法（PSM）進(jìn)行消除。即根據(jù)個體生計(jì)選擇將“1”重新賦值為0，“2—3”重新賦值為1，通過對組內(nèi)得分因子進(jìn)行匹配，得出農(nóng)村居民對農(nóng)村社會保險(xiǎn)的參與度及對個體生計(jì)選擇狀況的凈效應(yīng)，即平均處理效應(yīng)（用ATT表示）。其中Xj表示控制變量，如式（5）：

ATT=E[E（Y1j|soinsj=1，P（Xj））]-E{E[（Y0j|soinsj=0，P（Xj））]|soinsj=1}（5）

（二）數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本文數(shù)據(jù)選自CFPS，該數(shù)據(jù)集覆蓋了我國25個省/市/自治區(qū)，實(shí)證部分使用了該問卷2018年個人與家庭層面的數(shù)據(jù)。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

首先，本文著重探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)在農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變過程中所起到的作用，而家庭是否選擇作出轉(zhuǎn)變更多地受到家庭戶主的影響。在CFPS中并沒有直接列出戶主，為此，本文選擇以最熟悉家庭財(cái)務(wù)狀況的受訪人員作為戶主。其次，本文將戶口為“農(nóng)業(yè)戶口”、18—59周歲的農(nóng)村居民作為研究對象，并將大于60周歲以上的居民，以及問卷中“不知道”“缺失”“拒絕回答”的樣本予以刪除。最后，由于本文的核心變量為農(nóng)村社會保險(xiǎn)，具體選取新農(nóng)合與新農(nóng)保，為此刪除農(nóng)村居民擁有的其他類型保險(xiǎn)。經(jīng)數(shù)據(jù)清理，得到3 156個符合要求的樣本。

四、經(jīng)驗(yàn)分析

（一）全樣本回歸分析

本文采用STATA14.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行Mlogit分析，在探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工生計(jì)決策是否存在影響時，分別將受雇型（P1）與機(jī)會型創(chuàng)業(yè)（P2）作為參照變量。如表2所示。

表2中，模型（1）、模型（2）、模型（4）、模型（5）是機(jī)會型創(chuàng)業(yè)和自我雇傭型創(chuàng)業(yè)相對于受雇型的回歸結(jié)果，模型（3）和模型（6）則是自我雇傭型創(chuàng)業(yè)相對于機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果。從農(nóng)村社會保險(xiǎn)的角度來看，總體上，新農(nóng)合對農(nóng)民工選擇創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效果要大于新農(nóng)保所發(fā)揮的效果。農(nóng)村居民對新農(nóng)合的參與度在模型（1）和模型（2）中均顯著為正，說明相對于受雇，農(nóng)民工對新農(nóng)合的參與度越高，其選擇機(jī)會型創(chuàng)業(yè)與自我雇傭型創(chuàng)業(yè)的可能性越大，即參與新農(nóng)合推動了農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)的轉(zhuǎn)變，尤其是推動了農(nóng)民工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)的轉(zhuǎn)變。農(nóng)民工對新農(nóng)保的參與度雖然在模型（4）和模型（5）中的系數(shù)也均為正，但僅在模型（5）中顯著，這也表明相對于受雇型與機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，這種正向作用對農(nóng)民工進(jìn)行自我雇傭型創(chuàng)業(yè)的可能性更大。此現(xiàn)象產(chǎn)生的原因可能是農(nóng)村社會保險(xiǎn)（新農(nóng)合與新農(nóng)保）能夠?qū)r(nóng)民工當(dāng)前及未來可能存在的資金危機(jī)進(jìn)行有效緩解，從而提升了農(nóng)民工進(jìn)行創(chuàng)業(yè)或自我雇傭的可能性，即新農(nóng)保與新農(nóng)合對農(nóng)民工的生計(jì)選擇具有較高的同質(zhì)性。另外，在模型（3）和模型（6）中，新農(nóng)合與新農(nóng)保的回歸系數(shù)均為正值，但均未通過顯著性水平，此現(xiàn)象產(chǎn)生的原因可能是農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工的影響更多通過資金路徑實(shí)現(xiàn)，對于多數(shù)農(nóng)民工來說，選擇何種創(chuàng)業(yè)形式并無太大區(qū)別，因而相對于進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)村民工進(jìn)行自我雇傭型創(chuàng)業(yè)影響并不顯著。

表2中控制變量的結(jié)果也值得關(guān)注。從個體特征角度來看，年齡對農(nóng)民工生計(jì)選擇具有顯著影響。在模型（1）、模型（3）、模型（4）和模型（6）中，年齡及其平方項(xiàng)均通過1%的顯著水平，即年齡與農(nóng)民工的生計(jì)決策間呈現(xiàn)倒U型結(jié)構(gòu)，且其拐點(diǎn)位于43周歲附近。也就是說，在拐點(diǎn)以前，農(nóng)村社會保險(xiǎn)能夠有效地推動農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)尤其是自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變，而超過拐點(diǎn)則恰恰相反。主要原因在于隨著年齡的增長，人們的健康情況和應(yīng)對風(fēng)險(xiǎn)挑戰(zhàn)的魄力不及年輕，且社會保障制度的不斷完善也使得人們更加“求穩(wěn)”，從而創(chuàng)業(yè)概率也就隨之降低。

在模型（2）、模型（3）、模型（5）和模型（6）中，性別的回歸系數(shù)為負(fù)值且均顯著，說明與男性相比，參與農(nóng)村社會保險(xiǎn)的女性更可能發(fā)生從務(wù)工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變;已婚或具有宗教信仰的農(nóng)民工更易從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變，收入等級較高的農(nóng)民工更愿意進(jìn)行自我雇傭型創(chuàng)業(yè)活動;而身體健康情況較好的農(nóng)民工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的可能性較低，這主要是由于與身體健康情況較差的群體相比，身體健康情況較好的人更容易在勞動力市場中找到工作，因而其自主創(chuàng)業(yè)的可能性也就越低。

從家庭特征的角度來看，家庭收入狀況在模型（2）、模型（3）、模型（5）和模型（6）中均顯著為負(fù)，說明相對于受雇型，家庭收入水平較低的農(nóng)民工更可能選擇自我雇傭型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會型創(chuàng)業(yè)。這也符合實(shí)際情況，創(chuàng)業(yè)有機(jī)會快速增加收入，這會對農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變產(chǎn)生一定的吸引力。從主觀認(rèn)知的角度來看，對政府越信任的農(nóng)民工，其進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的可能性越低，更多會選擇受雇;而智力水平越高的農(nóng)村民工其創(chuàng)業(yè)概率卻越低。

（二）內(nèi)生性處理：工具變量法與傾向得分匹配法

為了消除模型的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法，分別將“對醫(yī)生的信任度”與“是否有養(yǎng)老金”作為新農(nóng)合與新農(nóng)保的工具變量。由于醫(yī)生是人們看病就醫(yī)的直接關(guān)系人，居民對醫(yī)生的信任

程度，在一定狀況下也是對當(dāng)下醫(yī)療體系的認(rèn)同程度，因而對醫(yī)生的信任度越高的農(nóng)民工，其參與新農(nóng)合的可能性也就越大，而對醫(yī)生的信任程度與居民生計(jì)選擇無直接關(guān)聯(lián)。理論上，新農(nóng)保需到一定的年齡后才能夠領(lǐng)取，因而未來是否有養(yǎng)老金與是否參與新農(nóng)保具有較高關(guān)聯(lián)性，而到一定年齡后才能夠領(lǐng)取的養(yǎng)老金對當(dāng)前的生計(jì)選擇并沒有太大關(guān)聯(lián)。為了對所選工具變量（對醫(yī)生的信任度和是否有養(yǎng)老金）的合理性進(jìn)行驗(yàn)證，本文將原數(shù)據(jù)集中的機(jī)會型與自我雇傭型創(chuàng)業(yè)合并為創(chuàng)業(yè)，并賦值為1，受雇賦值為0。隨后，采用二階段最小二乘法對其有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果未在文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

第一階段是以新農(nóng)合與新農(nóng)保作為被解釋變量，“對醫(yī)生的信任度”和“是否有養(yǎng)老金”分別對二者具有顯著的正向關(guān)系，且均通過了10%的顯著性水平。說明本文所選的兩個工具變量分別和新農(nóng)合與新農(nóng)保具有較高的關(guān)聯(lián)性，且一階段F統(tǒng)計(jì)量的P值均為0.000，能夠拒絕“弱工具變量”的假設(shè)。本文所選工具變量與內(nèi)生變量個數(shù)一樣，因而不需要進(jìn)行過度識別檢驗(yàn)。根據(jù)內(nèi)生性處理的結(jié)果，新農(nóng)合與新農(nóng)保的回歸系數(shù)均顯著為正，說明農(nóng)民工對新農(nóng)合與新農(nóng)保的參與度越高，農(nóng)民工越傾向于選擇創(chuàng)業(yè)這條路徑，即促進(jìn)了農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)的轉(zhuǎn)變，且該結(jié)果與表2中的結(jié)果保持一致，說明本文的研究具有較高穩(wěn)健性。

此外，通過傾向得分匹配法（PSM）探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工生計(jì)選擇的凈效應(yīng)，具體結(jié)果如表3所示。表3是在四種匹配方法下的ATT值，通過對比匹配前后不難發(fā)現(xiàn)，對于新農(nóng)合與新農(nóng)保的ATT值無論是匹配前和匹配后均大于0，這表明參與新農(nóng)合與新農(nóng)保推動了農(nóng)民工生計(jì)決策從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)的轉(zhuǎn)變，這也和表2及內(nèi)生性處理的結(jié)果保持一致，更加表明本文的研究具有較高穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性分析：區(qū)域差異、年齡差異及收入差異

為進(jìn)一步探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)在農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變中所起到的作用是否存在年齡差異和收入差異，在全樣本下，年齡與生計(jì)選擇的轉(zhuǎn)折點(diǎn)處于43周歲，因而將樣本集按照年齡是否超過43周歲來劃分為兩部分，具體結(jié)果如表4所示。

與受雇型相比，新農(nóng)合與新農(nóng)保均對43周歲及以下的農(nóng)民工選擇創(chuàng)業(yè)具有顯著促進(jìn)效果。在43周歲以上的農(nóng)民工中，農(nóng)村社會保險(xiǎn)參與度的提升雖然對農(nóng)民工選擇機(jī)會型創(chuàng)業(yè)表現(xiàn)為正向，但并不顯著;新農(nóng)合雖然顯著，但對農(nóng)民工選擇自我雇傭型創(chuàng)業(yè)則具有抑制效果。這可能是由于43周歲以下的農(nóng)民工多為青壯年人群，對于新事物具有較高的興趣，且具有冒險(xiǎn)精神，而加入農(nóng)村社會保險(xiǎn)（新農(nóng)合與新農(nóng)保）能夠在一定程度上削弱資金約束，從而促進(jìn)農(nóng)民工在生計(jì)決策上向創(chuàng)業(yè)方向傾斜，即對農(nóng)民工選擇自身創(chuàng)業(yè)起到推動作用。

本文還根據(jù)收入將其劃分為兩組（低收入：收入等級為1和2;高收入：收入等級為3、4和5），具體結(jié)果如表5所示。與受雇型相比，新農(nóng)合對高收入人群的創(chuàng)業(yè)具有正向效果，但該效應(yīng)并不顯著，而對低收入人群選擇創(chuàng)業(yè)具有顯著促進(jìn)效果，且該效果更多作用于自我雇傭型創(chuàng)業(yè)。無論是高收入人群還是低收入人群，新農(nóng)保對農(nóng)民工生計(jì)決策的作用方向雖然均表現(xiàn)為促進(jìn)，但其作用對象卻不同。相對于受雇型，高收入人群新農(nóng)保的促進(jìn)作用主要作用于機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，而低收入人群則是選擇自我雇傭型創(chuàng)業(yè)。出現(xiàn)這種現(xiàn)象更多是由于農(nóng)民工受當(dāng)前所持有的資金額的限制。

五、作用機(jī)制檢驗(yàn)：風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與融資約束

為進(jìn)一步探究農(nóng)村社會保險(xiǎn)（新農(nóng)合與新農(nóng)保）是否通過影響農(nóng)民工的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與融資約束對生計(jì)決策產(chǎn)生作用，本文做了以下工作：對于農(nóng)民工的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，采用農(nóng)民工家庭是否持有金融產(chǎn)品作為風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的替代變量，根據(jù)其回答“是”則賦值為1，否則賦值為0。對于融資約束則分別采用“是否有需要待償銀行貸款”“是否有需要待償親友與民間貸款”作為金融約束（正規(guī)與非正規(guī)金融）的替代變量。為進(jìn)一步探究風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與融資約束在農(nóng)村社會保險(xiǎn)與農(nóng)民工生計(jì)決策中的差異性，本文對原數(shù)據(jù)集進(jìn)行篩選：務(wù)工還是機(jī)會型創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)集中，務(wù)工賦值為0;務(wù)工還是自我雇傭型創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)集中，務(wù)工賦值為0;機(jī)會型還是自我雇傭型創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)集中，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)賦值為0，并采用Logit模型進(jìn)行回歸。

在表6中，從風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度角度看，模型（1）、模型（2）和模型（3）中新農(nóng)合對風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的回歸系數(shù)均為負(fù)，而風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的系數(shù)均為正數(shù)，表明農(nóng)民工參與新農(nóng)合會降低對風(fēng)險(xiǎn)的偏好，進(jìn)而抑制從務(wù)工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的意愿。從融資約束角度看，在正規(guī)金融方面，模型（5）和模型（6）中新農(nóng)合對農(nóng)民工正規(guī)金融的回歸系數(shù)顯著為正，正規(guī)金融在模型（4）和模型（5）中顯著為正，而在模型（6）中卻為負(fù)，表明農(nóng)民工參與新農(nóng)合會提高向正規(guī)機(jī)構(gòu)貸款的意愿，進(jìn)而提高了從務(wù)工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的意愿;在非正規(guī)金融方面，農(nóng)民工參與新農(nóng)合對非正規(guī)金融的作用均不顯著。綜上，農(nóng)民工參與新農(nóng)合會影響風(fēng)險(xiǎn)偏好，抑制從務(wù)工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變，但同時也會緩解正規(guī)金融約束，促進(jìn)從務(wù)工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變。

在表7中，從風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度角度看，模型（1）、模型（2）和模型（3）中新農(nóng)保對風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的回歸系數(shù)均為正，而風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的系數(shù)也均為正數(shù)，表明農(nóng)民工參與新農(nóng)保會增強(qiáng)對風(fēng)險(xiǎn)的偏好，進(jìn)而提高從務(wù)工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的意愿。從融資約束的角度來看，在正規(guī)與非正規(guī)金融方面，模型（5）和模型（8）中新農(nóng)保對農(nóng)民工的正規(guī)與非正規(guī)金融的回歸系數(shù)顯著為正，而正規(guī)與非正規(guī)金融在模型（5）和模型（8）中也顯著為正，表明農(nóng)民工參與新農(nóng)保會通過增加自身貸款與借款的意愿，進(jìn)而提高從務(wù)工向自我雇傭型創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的意愿。

六、結(jié)論與政策建議

就業(yè)是民生之本。農(nóng)民工群體為我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展做出過巨大貢獻(xiàn)，是鄉(xiāng)村和城市之間的橋梁，當(dāng)下更是鞏固好我國脫貧攻堅(jiān)事業(yè)成果及推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略工作的重要中堅(jiān)力量。新冠肺炎疫情陰霾尚未散去，在疫情防控工作常態(tài)化，以及同時伴隨的受疫情和動蕩國際局勢影響下的經(jīng)濟(jì)增長乏力背景下，保障農(nóng)民工群體就業(yè)問題，推動新時代農(nóng)民就業(yè)轉(zhuǎn)型，實(shí)現(xiàn)在危機(jī)中把握機(jī)遇，顯得至關(guān)重要。

黨的十九大報(bào)告提出，支持和鼓勵更多社會主體投身創(chuàng)業(yè)，而農(nóng)村社會保險(xiǎn)作為針對農(nóng)村居民的保障制度，在提高農(nóng)民工生活福利的同時，也帶動了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展。本文研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村社會保險(xiǎn)對于促進(jìn)農(nóng)民工選擇創(chuàng)業(yè)方面具有顯著的促進(jìn)作用，因而加快完善農(nóng)村社會保險(xiǎn)制度具有重大意義。為提高農(nóng)民工在生計(jì)選擇時更傾向于創(chuàng)業(yè)，筆者提出如下政策建議：第一，加快構(gòu)建城鄉(xiāng)保險(xiǎn)一體化。基于社會保險(xiǎn)對提升農(nóng)民在生計(jì)選擇中選擇創(chuàng)業(yè)的概率具有激勵效應(yīng)，我國應(yīng)該加大力度鼓勵農(nóng)村居民參與社會保險(xiǎn)，并加快構(gòu)建城鄉(xiāng)保險(xiǎn)一體化。第二，逐步提高我國農(nóng)村社會保險(xiǎn)的覆蓋率。當(dāng)前我國農(nóng)村居民基本上都加入了新農(nóng)合，但新農(nóng)保在農(nóng)村的覆蓋率仍然不高，因此，政府需要在進(jìn)一步提升新農(nóng)保覆蓋率的同時，也要提升新農(nóng)保的服務(wù)與管理水平，使得農(nóng)村社會保險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)得到充分發(fā)揮。第三，推動地區(qū)間創(chuàng)業(yè)協(xié)同。充分考慮農(nóng)村社會保險(xiǎn)對不同區(qū)域所帶來的影響，不可采取“一刀切”的方式，而應(yīng)該根據(jù)區(qū)域自身特征進(jìn)行改革，尤其針對中部區(qū)域，應(yīng)充分發(fā)揮農(nóng)村社會保險(xiǎn)在農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)中的推動作用，構(gòu)造以東部區(qū)域?yàn)樵慈粩鄶U(kuò)大對中部區(qū)域影響，積極改善中部區(qū)域創(chuàng)業(yè)環(huán)境，推動地區(qū)間創(chuàng)業(yè)協(xié)同的格局。第四，農(nóng)村社會保險(xiǎn)會通過風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與融資約束來影響農(nóng)民工生計(jì)決策從務(wù)工到創(chuàng)業(yè)的轉(zhuǎn)變。為此，在保障農(nóng)民工正常生活的同時，也要考慮征集更多提高農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)精神的措施，進(jìn)一步提高農(nóng)民工的風(fēng)險(xiǎn)偏好，使得在機(jī)會與資源的共同作用下，增加農(nóng)民工從務(wù)工向創(chuàng)業(yè)轉(zhuǎn)變的可能性。此外，也需要進(jìn)一步完善融資政策，并減少繁瑣的程序，積極主動地緩解農(nóng)民工的融資約束。

參考文獻(xiàn)：

[1]蔡昉.歷史瞬間和特征化事實(shí)——中國特色城市化道路及其新內(nèi)涵[J].國際經(jīng)濟(jì)評論，2018（04）：9-23+4.

[2]羅光強(qiáng).“民工潮”、“民工荒”及其轉(zhuǎn)變的行為效用研究——兼論當(dāng)前農(nóng)民工問題[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2010（10）：68-75.

[3]陳國生，肖瑜君，李海波，等.返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)選擇的影響因素分析——基于5省465戶返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)地理，2022（01）：176-181.

[4]魏后凱，蘆千文.新冠肺炎疫情對“三農(nóng)”的影響及對策研究[J].經(jīng)濟(jì)縱橫，2020（05）：36-45+2.

[5]甘宇，朱靜，劉成玉.家庭創(chuàng)業(yè)及其城鄉(xiāng)差異：金融約束的影響[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2015（09）：15-23.

[6]程建青，羅瑾璉，杜運(yùn)周，等.何種創(chuàng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)產(chǎn)生女性高創(chuàng)業(yè)活躍度？[J].科學(xué)學(xué)研究，2021（04）：695-702.

[7]蘇嵐嵐，孔榮.農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策了嗎？——基于三省1 947戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)評論，2020（03）：69-86.

[8]MOORE C S，MUELLER R E.The transition from paid to self-employment in Canada： the importance of push factors[J].Applied Economics，2002，34（6）：791-801.

[9]GOLDMAN D，MAESTAS N.Medical expenditure risk and household portfolio choice[J].Journal of applied econometrics，2013，28（4）：527-550.

[10]ZISSIMOPOULOS J M，KAROLY L A.Transitions to self-employment at older ages：the role of wealth， health， health insurance，and other factors[J].Labour economics，2007，14（2）：269-295.

[11]GUMUS G，REGAN T L.Self-employment and the role of health insurance in the US[J].Journal of business venturing，2015，30（3）：357-374.

[12]HOLTZ-EAKIN D，PENROD J，ROSEN H.Health insurance and the supply of entrepreneurs[J].Journal of public economics，1996，62（1-2）：209-235.

[13]周廣肅，李力行.養(yǎng)老保險(xiǎn)是否促進(jìn)了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2016（11）：172-192.

[14]馬雙，孟曉雨.勞動力成本與家庭創(chuàng)業(yè)：基于企業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)報(bào)，2016（02）：110-137.

[15]郭云南，王春飛.新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)與自主創(chuàng)業(yè)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2016（04）：1463-1482.

[16]張玲玲.城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2017（01）：89-97.

[17]楊勇，王露涵，王波.醫(yī)療保險(xiǎn)有助于家庭創(chuàng)業(yè)嗎？[J].南京醫(yī)科大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2017（04）：259-263.

[18]鄭曉冬，上官霜月，方向明.新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)政策效果的研究綜述[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2020（05）：79-91.

[19]羅靜，沙治慧.社會保障治理社會風(fēng)險(xiǎn)的效用研究——基于治理滿意度衡量[J].經(jīng)濟(jì)體制改革，2014 （04）：29-33.

[20]張?jiān)屏?，馮珺，趙奇鋒，等.風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對中國城鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)的影響分析——來自中國家庭金融調(diào)查3期面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].財(cái)經(jīng)研究，2020（03）：154-168.

[21]尹志超，劉泰星，張誠.農(nóng)村勞動力流動對家庭儲蓄率的影響[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020（01）：24-42.

[22]周廣肅，譚華清，李力行.外出務(wù)工經(jīng)歷有益于返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)嗎？[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2017（02）：793-814.

[23]沈紅麗.正規(guī)金融、非正規(guī)金融與家庭創(chuàng)業(yè)——基于Logit和PSM模型的研究[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2019（12）：31-39.

[24]楊農(nóng)，匡樺.隱性約束、有限理性與非正規(guī)金融的擴(kuò)張邊界[J].國際金融研究，2013（06）：88-96.

[25]寧光杰，段樂樂.流動人口的創(chuàng)業(yè)選擇與收入——戶籍的作用及改革啟示[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2017（02）：771-792.

[26]孫浩，楊治輝.社會保障滿意度對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)——基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS2016）的考察[J].湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2018（05）：54-61.

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2022.06.009

[引用格式]郭勁光，萬家瑞.農(nóng)村社會保險(xiǎn)對農(nóng)民工生計(jì)決策異質(zhì)性的影響研究——從外出務(wù)工到返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2022（06）：91-100.

收稿日期：2022-03-27

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“貧困跨代干預(yù)復(fù)合架構(gòu)的機(jī)理分析與政策系統(tǒng)設(shè)計(jì)”（71774027）;國家社會科學(xué)基金重大項(xiàng)目“解決相對貧困的扶志扶智長效機(jī)制研究”（20&ZD169）;遼寧“百千萬人才工程”資助項(xiàng)目;遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金項(xiàng)目“遼寧省國有企業(yè)雙元式變革創(chuàng)新中多重身份動態(tài)整合的機(jī)制研究”（L20AGL010）;遼寧省經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展研究課題“遼寧省鄉(xiāng)村振興的內(nèi)生動力提升研究”（2022lslybkt-054）

作者簡介：

郭勁光（1976-），男，河北唐山人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事公共政策與貧困治理研究。E-mail：dl_bright@163.com

萬家瑞（1994-），女，遼寧朝陽人，博士研究生，主要從事公共管理與公共政策研究。E-mail：wanjiarui1234@163.com