保障状况、迁移意愿与农民工劳动供给

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保障状况、迁移意愿与农民工劳动供给
陈诚1 杨巧2 张丽霞2

(1.南京大学 商学院，江苏 南京 210093；2.中南财经政法大学 金融学院，湖北 武汉 430073)

摘 要： 当前我国新型城镇化建设的关键是在推动农民工市民化的同时进一步提高劳动生产率，以缓解人口红利缩减带来的压力，促进经济增长。保障状况和迁移意愿会影响农民工劳动供给数量和质量，同时保障状况也通过作用于农民工迁移意愿而影响其劳动供给。基于2016年和2017年流动人口动态监测数据，研究医疗保障、养老保险等保障状况和迁移意愿对农民工劳动供给时间和劳动供给质量的影响。研究发现，拥有流出地医疗保障的农民工劳动供给时间更长，但劳动供给质量却更低，而拥有流入地医疗保障，则在显著减少农民工劳动供给时间的同时提高了其劳动供给质量；拥有流入地社会保障的农民工劳动供给时间更短，但劳动供给质量更高；愿意市民化的农民工劳动供给时间更短但劳动供给质量更高；不同保障状况通过对迁移意愿产生异质性影响进一步作用于农民工劳动供给时间和劳动供给质量。

关键词： 社会保障； 迁移意愿； 农民工； 劳动供给

一、引言
改革开放以来，农村剩余劳动力大量流入城市，为我国经济发展提供了有效的人力资源支撑，但随着劳动年龄人口进入下降通道，农民工增速开始呈现放缓趋势。国家统计局数据显示，2010年以来外出农民工人口规模增速持续回落，2010年农民工数量比上年增长5.52%，2019年农民工仅比上年增长0.84%。其中进城农民工更是呈下降趋势，2017年进城农民工13 710万人，2019年降至13 500万人。农民工增速的持续下降和进城农民工数量的减少，一方面与人口年龄结构转变带来劳动年龄人口下降和区域发展不平衡状况缓解带来的人口流出地就业机会增加有关，另一方面也与城市化进程中相关制度的设计与农民工市民化需求的关注点未能完全对接有关。当前我国以农民工市民化为核心的新型城镇化建设，通过让农民工进城落户在享受城市均等公共服务的同时，也为城市提供了稳定和高效的劳动力供给，进而提高全社会劳动参与率，进一步促进经济增长。目前城市的保障体系未能有效将农民工纳入其中，城市医疗保障的缺失有损农民工健康权益，城市养老和失业保障的缺失则可能迫使农民工更多地进行预防性劳动供给[1]，在延长劳动供给时间的同时降低劳动供给质量。此外，农民工是否决定成为流入地的新市民，即将户口迁入此地或是选择不改变户口状况，这背后隐含的身份认同差异和融入水平差异也会对其劳动供给产生影响[2]。再者，农民工在城市的医疗和养老等问题无法得到保障，这在一定程度上影响着他们的迁移意愿进而影响到劳动供给，该领域的研究目前并未得到有效探讨。当前我国新型城镇化建设的关键在于促进农民工市民化的同时进一步提高劳动生产率。基于此，本文将劳动供给区分为劳动供给时间和劳动供给质量，重点研究保障状况和迁移意愿对农民工劳动供给的影响，并探讨不同种类的保障状况如何通过影响农民工迁移意愿进而作用于劳动供给时间和劳动供给质量，为完善农民工保障制度、优化农民工城市劳动供给效率及提高城镇化质量提供政策建议。

二、文献综述
(一)保障状况对劳动供给的影响
不同类型保障的劳动供给效应存在一定差异。

首先，医疗保障方面，各类疾病带来的健康冲击降低了劳动时间和劳动参与率[3]。而参加医疗保险能减轻劳动者就医负担，改善劳动者健康状况[4]，提升劳动时间和劳动参与。许庆和刘进(2014)[5]探究了“新农合”对农村妇女劳动供给的影响，发现“新农合”的健康效应能提升农村妇女的农业劳动参与。赵娜和魏培昱(2019)[6]针对“新农合”对农村老年人群体的劳动供给进行了研究，发现新“新农合”健康效应会增加农村老年人农业劳动参与率和劳动供给时间，但“保障效应”和“经济效应”会降低非农劳动参与。针对医疗保障对农民工群体劳动供给影响的研究较少，仅有邓睿(2019)[7]研究了务工地医疗保险对农民工劳动供给的影响，他在研究中区分了劳动供给时间和劳动供给质量，发现务工地医疗保险会降低劳动供给时间并提高劳动供给质量。

其次，养老保险作为社会保障体系的重要内容，能平滑年轻劳动者在生命周期内的收入，解决养老的后顾之忧，增加老年人收入，对劳动市场产生冲击。与医疗保障有利于增加劳动供给的影响不同，大量研究表明，养老保险会通过增加居民收入减少劳动供给[8-9]，但也有研究认为养老金具有劳动供给分配效应，仅会降低年轻时的劳动供给时间但增加老年时的劳动供给时间[10]。我国关于养老保险对劳动供给影响的研究主要集中在“新农保”对农村老年人劳动供给的影响上，因为农村老年人是“新农保”的直接受益者。大部分学者认为“新农保”直接增加了农村老年人的收入，降低生活压力，使得他们对闲暇的偏好增加，降低劳动参与率并减少了劳动供给时间[11-12]，但也有学者认为新农保的政策力度不足导致对老年人劳动供给没有影响[13]。一些研究将劳动供给区分为农业劳动供给和非农劳动供给，发现“新农保”仅能减少老年人农业劳动参与和劳动供给时间，但由于保险力度不足对非农劳动供给影响不显著，“新农保”对劳动供给的影响仅体现在农业劳动供给上[14]。还有一些研究进一步将养老保险对农村老年人劳动供给的影响扩展到对农业人口劳动供给上，崔宝玉和谢煜(2015)[15]认为养老保险会降低农民的农业劳动参与与非农劳动参与。上述研究均集中在“新农保”等农村养老保险对农民劳动供给的影响上，程杰(2014)[16]注意到了不同类型养老保险对农民劳动供给影响的差异，指出虽然养老保险整体上会降低劳动供给水平，但“新农保”、“城职保”、农民工综合保险和失地农民养老保险对劳动供给的影响程度存在差异。刘子兰等(2019)[17]则进一步对比研究了“新农保”和城镇职工养老保险对居民劳动供给影响的差异，指出城镇职工养老保险对降低劳动供给时间的影响更大，不仅降低了全职劳动时间，还影响了兼职劳动时间。

最后，失业保险能够降低农民工非农就业风险，增加农民工劳动供给。风险规避的特征会使农村劳动力选择较低风险的就业方式[18]，而就业风险的存在会迫使农民工由非农就业市场返回务农[19]，降低农民工劳动供给。李亚青等(2012)[20]的研究也表明社会保险能够通过稳定农民工的城市就业提高农民工劳动供给。

(二)迁移意愿对劳动供给的影响
新古典增长理论认为只有外生的人口增长和技术进步才能推动经济持续增长，而地区人口增长率取决于该地区人口自然增长率和外来人口迁入。改革开放以来大规模的“乡—城”人口迁移为中国城市建设提供了充足劳动力，成为城市建设和经济发展的引擎。人口迁移带来的劳动力供给是影响城市经济增长的重要因素，国内外关于迁移意愿与劳动供给之间关系的直接研究较少，主要为基于两个方面的侧面研究：一是从家庭迁移模式角度研究不同类型家庭的劳动供给差异，农民工子女随迁和家庭化迁移会增强城市归属感，意味着农民工拥有较强的城市融入意愿[21]，而家庭化迁移因为家庭成员团聚而带来的劳动与闲暇时间分配的变化、主观效用增加、举家在城市生活经济压力的增大会降低劳动供给时间并激励农民工提高劳动供给质量[22]。二是从身份认同的角度研究劳动供给情况，基于身份经济学的角度研究表明迁移人口的身份认同能够影响劳动供给，而拥有迁移意愿正是对流入地身份认同的一种表现。Casey和Dustmann(2010)[23]分别使用瑞士和德国移民数据的研究表明，流入地的身份认同能够促进移民就业。卢海阳和梁海兵(2016)[24]认为拥有城市身份认同的农民工一方面会效仿城市居民的就业行为，采取增加人力资本和社会资本投资的方式增加就业的稳定性和提高劳动供给质量；另一方面，会鼓励他们尝试以前不敢尝试的新岗位，一步步实现从“农民工”到“工业人”甚至“管理者”的转变。

综上可知，第一，国内外学者对劳动供给的主要关注点在劳动参与和劳动时间上，而对劳动质量的关注较少。在刘易斯拐点到来和第一次人口红利消失的背景下，经济增长模式转变、产业结构升级对劳动者素质和技能要求进一步提高，将大规模的农业转移人口转换为高质量的劳动力供给，对转变经济增长方式和保持经济持续增长具有重要意义。第二，当前关于医疗保障对劳动供给影响的研究中忽视了医疗保障的地域性和不可携带性对劳动供给影响导致的差异，未对流出地医疗保障和流入地医疗保障进行区分。第三，有关养老保险对劳动供给的影响研究主要集中在“新农保”对全体农民和农村老年人口劳动供给的影响上，而对城市农民工的关注度不够。前文的综述中很多研究发现“新农保”对农村居民非农劳动供给的影响较小，有必要进一步探讨城镇社会保障状况对城市农民工劳动供给的影响。第四，关于迁移意愿对劳动供给影响的直接研究较少，主要从家庭化迁移和身份认同等与迁移意愿关系密切的因素展开，也没有研究注意到迁移意愿在保障状况和农民工劳动供给中扮演的角色，事实上农民工城市保障状况在一定程度上影响着他们的迁移意愿进而影响到劳动供给。因此本文重点研究保障状况和迁移意愿对农民工劳动供给时间和供给质量的影响。首先，将劳动供给区分为劳动供给时间和劳动供给质量，探究保障状况和迁移意愿对这两种劳动供给影响的差异；其次，将迁移意愿引入保障状况对劳动供给的影响体系，重点研究两者对农民工劳动供给的独立影响和不同种类保障通过对迁移意愿影响的异质性进而对农民工劳动供给产生不同的影响；最后，细分保障状况的地域性和种类，探究流入地医疗保障、流出地医疗保障和城市提供的社会保障对农民工劳动供给影响的异质性。

三、理论机制与研究假设
医疗保障对劳动供给的影响存在健康效应和收入效应。健康效应指医疗保险能够降低劳动者就诊时的费用支出，减少“有病不医”的状况，改善劳动者健康状况[25]。而身体健康的劳动者能够更长时间的工作，且拥有更高的工作效率。收入效应指出：一方面，医疗保险能够减轻农民工看病负担，增加结余收入，改变农民工家庭资产配置和劳动供给行为。农民工结余收入的提升导致对闲暇的偏好上升，降低劳动供给时间。同时农民工有更多的资金用于自身人力资本投资和就业创业投资，进而提高劳动供给质量[16]。另一方面，对于身体健康的劳动者，预防性劳动供给理论认为在个人资产匮乏和缺乏保障制度的环境下，劳动者无法使用金融手段实现劳动供给的跨期替代，为应对将来可能发生的健康风险，劳动者只能通过进行预防性劳动供给，尽可能多地增加劳动时间和储蓄实现自我保险，此时劳动和闲暇的跨期替代作用失效[1，17]。而医疗保障能够降低健康风险，削弱农民工预防性劳动供给动机，减少农民工劳动供给时间。同时预防性储蓄的降低也使得农民工能够有更多的资金进行人力资本提升，提高劳动供给质量。由此可见，健康效应和收入效应对劳动供给质量的影响是一致的，但对劳动供给时间的影响相反。但现实情况是中国农民工普遍存在工作时间长和工作强度大的问题[26]，医疗保障的健康效应对劳动供给时间的增加会低于收入效应和预防性劳动供给对劳动供给时间的减少。目前中国的医疗保险具有地域性和不可携带性，虽然这方面的改革正在推进，但异地就医的医保结算依然存在诸多限制，如异地医保缩小了就医地医院选择范围、起付线更高且报销比例低、报销流程繁琐等[27]。对于农民工来说，他们的户籍地和居住地分离，只有在居住地拥有医疗保险才能最大程度地享受医疗保险的福利，同时大城市医疗资源更充足、医疗水平更高，能够为农民工提供更好的医疗服务，充分发挥医疗保障的健康效应和收入效应作用，因而上述理论分析更适用于流入地医疗保障。基于此，提出如下研究假设。

H1 拥有流入地医疗保障的农民工劳动供给时间更少，劳动供给质量更高。

劳动供给的简单静态模型认为社会保险会提高劳动者的保留工资(Retaining Wage)和不工作的价值。即养老保险会为提前退休的劳动者提供养老金，失业保险在劳动者无业时提供失业保险金，养老金和失业补助的给付越高，劳动者保留工资越高，劳动供给时间越短[28]。社会保障制度这种外生因素的变化会导致劳动供给曲线的移动，所导致保留工资的提升会使劳动供给曲线向上方移动。如图1所示，劳动供给曲线由S0移动至S1，劳动力市场均衡点由A移动至B，劳动供给时间由L0下降至L1，工资率由w0上升至w1。因而养老保险和失业保险等社会保险会降低劳动供给时间并提高工资率，而工资率的提高有利于调动农民工积极性，提高工作效率和劳动供给质量。此外，医疗保障对农民工劳动供给影响的预防性劳动供给理论同样适用于社会保障对劳动供给影响的分析，养老保险和失业保险分别降低了农民工为养老和应对失业风险进行的预防性储蓄，降低劳动供给时间提高劳动供给质量。

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图1 社会保险对劳动供给的影响性

资料来源：(意)提托·博埃里，(荷)扬·范·乌尔斯普.劳动经济学——不完全竞争市场的视角[M].上海：格致出版社；上海：上海人民出版社，2018，第250-252页。

H2 拥有社会保障的农民工劳动供给时间更短，而劳动供给质量更高。

舒尔茨的人力资本理论将迁移看做一种投资行为，认为迁移决策是个人和家庭为谋求更好生活做出的，是权衡成本收益后的结果。由于迁移者个体资源禀赋的差异，不同的个体做出迁移决策的成本收益不同。受教育程度高和具有高技能的人群迁入大城市往往能获得更高的人力资本回报[29]；拥有稳定工作和高收入的群体迁入大城市能更大限度地占有城市资源和机会[30]，促进自身进一步发展。这部分农民工在城市长期居留并融入城市能够进一步享受城市提供的公共服务和发展机会，摆脱“次级劳动市场”，不再受到最低必须支出的约束，在工作之余会更加追求社交需求、尊重需求和自我实现需求，他们劳动供给的收入效应大于替代效应，更倾向于减少劳动供给时间。基于此，提出如下研究假设。

H3 愿意迁入城市的农民工更倾向于减少劳动供给时间。

刘易斯提出的二元经济理论认为城市工业部门具有较高的生产技术和管理水平，劳动生产率远高于农业部门。在相同质量和数量的劳动条件下，非熟练劳动力在城市工业部门的生产效率高于农业部门，获得的工资也高于农业部门，工业部门的劳动供给质量高于农业部门。但由于户籍制度、就业歧视、社会保障和公共服务覆盖不足，导致农民工在城市长期定居意愿低，表现为农民工频繁进行城乡循环流动和“候鸟式”迁移。而具有长期迁移和落户意愿的农民工对“城市人”身份的认同感较强，会进行举家迁移并完全脱离农业[31]，这部分农民工的劳动供给质量会更高。另一方面，迁移意愿较高的农民工为了留在城市，获得稳定的收入和保持现有生活状态，他们需要提升自身人力资本水平和劳动供给质量，适应城市经济发展和产业结构升级引发的不断变化的劳动力需求。基于此，提出如下研究假设。

H4 愿意迁入城市的农民工更愿意提高劳动供给质量。

人口迁移“推拉理论”认为人口迁移是由迁出地推力和拉力、迁入地推力和拉力、中间阻碍因素以及个人因素综合作用的结果，其中迁出地和迁入地的拉力因素中除收入因素外，还有更好的居住环境、教育资源、社会保障和社会环境等能改善生活条件的因素[32]。由于医疗保障和社会保障具有很强的地域性和不可携带性，地区提供的医疗保障和社会保障是该地区吸引农民工迁入的重要因素。Stroupe等(2001)[33]研究发现慢性病患者的工作转换率比其他人低40%，因为医保缴纳问题这部分人被“锁”在原有工作上，他提出“枷锁效应”解释这一现象。与医疗保险对工作的“枷锁效应”类似，医疗保障和社会保障也会限制劳动力跨地区流动[34]。贾男和马俊龙(2015)[27]研究发现农民工户籍地新农合的不可携带性影响了农民工就业地域选择，对农村劳动力向外迁移产生“枷锁效应”，对外出务工农民工有“拉回效应”。拥有流入地城市的医疗保障会将农民工“锁”在城市，有利于农民工市民化和社会融入。这表明流出地和流入地的医疗保障和社会保障对农民工城市迁移意愿会产生不同影响，流出地医疗保障将农民工“拉回”农村，降低农民工城市迁移意愿，流入地医疗保障和社会保障将农民工“锁”在流入城市，提高农民工迁移意愿。结合迁移意愿对农民工劳动供给影响的理论，可以得出流出地和流入地医疗保障和社会保障会因为对农民工迁移意愿产生不同的影响进而对劳动供给产生不同的影响。基于此，提出如下研究假设。

H5 拥有流出地医疗保障会通过降低农民工城市迁移意愿提高劳动供给时间并降低劳动供给质量。

H6 流入地医疗保障会通过提高农民工城市迁移意愿降低劳动供给时间并提升劳动供给质量。

H7 流入地社会保障会通过提高农民工城市迁移意愿降低劳动供给时间并提升劳动供给质量。

四、数据来源与变量选取
(一)数据来源
本文所用数据来自2016年和2017年流动人口动态监测数据以及《中国城市统计年鉴》。流动人口数据由原国家卫生计生委流动人口服务中心在全国31个省(区、市)和新疆生产建设兵团流动人口较为集中的流入地抽取样本点开展抽样调查，采取分层、多阶段与规模成比例的PPS方法进行抽样得到的。该调查涉及到流动人口的个人基本特征、就业、劳动供给、保障状况、迁移意愿等微观信息。城市层面数据来源于《中国城市统计年鉴》。由于本文研究农民工的劳动供给问题，仅保留农业户籍样本，加之部分城市宏观数据缺失，去掉缺失项和不适用项后，得到285个地级及以上城市(包含地区)共162 200个样本。

(二)变量选取
1.农民工劳动供给

本文被解释变量劳动供给包括农民工的劳动供给时间和劳动供给质量两个维度。现有研究中劳动供给时间的衡量根据研究需要和所采用的调查数据库不同分为年劳动天数和劳动小时数两种衡量方式。涉及到劳动供给结构的研究(如对比研究农业劳动供给和非农劳动供给)多采用年劳动天数[12,15-16]，采用这一指标足以对各类劳动供给的结构进行量化。而对单一类型劳动供给或劳动供给总量的研究多细化至劳动小时数[3,35]，能够更准确地衡量劳动供给强度。本文研究农民工在城市的非农劳动供给，参照贾朋、张世伟(2012)[35]和邓睿(2019)[7]等的做法，结合问卷中关于农民工周工作小时的问题得出农民工周工作小时数，用于反映劳动供给时间。小时工资可以用来反映劳动者的生产效率[36]，因而本文参照邓睿(2019)[7]和董延芳等(2018)[26]的做法采用农民工小时工资率作为劳动供给质量的代理指标，具体计算方法为：小时工资率=月收入/(4*周工作小时数)。劳动时间和小时工资率存在相关性，经典劳动供给理论认为，在劳动力市场开放且充分竞争的前提下，劳动供给曲线向右上方倾斜，即随着劳动时间的增加，劳动者需要更高的工资率对损失的闲暇时间予以补偿。但也有研究认为对于城市低收入群体和农民工群体而言，这一理论并不成立。Dunn(1978)[37]和董延芳等(2018)[26]针对低收入群体和农民工群体的研究表明，在次级劳动力市场中农民工劳动供给曲线向右下方倾斜。即低收入群体受到次级劳动市场和最低必须支出的约束，对收入的偏好远高于闲暇，工资率降低与劳动时间增加并存。不同的保障状况和迁移意愿的差异会导致农民工劳动供给的动机和效用不同，进而对农民工劳动供给时间和劳动偏好产生不同影响，因而要考察农民工劳动供给行为就需要全面考虑劳动供给时间和劳动供给效率。

2.保障状况

保障状况主要包括流出地医疗保障、流入地医疗保障和流入地社会保障。借鉴朱铭来和史晓晨(2016)[38]的做法，结合流动人口动态监测调查问卷，将拥有“新型农村合作医疗保险”或“城乡居民合作医疗保险”且参保地在户籍地的视为有流出地医疗保障，将有“城乡居民合作医疗保险”“城镇居民医疗保险”“城镇职工医疗保险”或“公费医疗”且参保地在本地的视为有流入地医疗保障。是否有社会保障则用“养老保险”和“失业保险”来衡量，在流入地拥有其中一种即视为拥有社会保障。本文的社会保障主要指流入地社会保障，没有对流出地社会保障进行考虑主要是由于：首先，与医疗保障使用上显著的地域性不同，不管是新农保、城乡居民养老保险还是城镇职工养老保险，差异主要在于缴纳对象、缴费标准和领取金额上，保险在初次办理后后续的缴费可以异地代缴，部分地区甚至能够进行手机和网上缴费，而保险的使用即养老金领取方面更没有地域限制，因而不同属地的养老保险对农民工推拉作用不明显；其次，失业保险虽地域性强但缴纳对象主要为城镇企业事业单位和城镇企业事业单位职工(1)来源于《失业保险条例(国务院第258号令)》。，参保地主要在城市。2016年流动人口动态监测调查数据显示拥有失业保险的农民工中93.94%的参保地在流入城市；最后，2017年流动人口动态监测调查仅询问了农民工在流入地城市的社会保险状况。因而下文中的社会保障主要指流入地社会保障。

3.迁移意愿

迁移意愿指农民工是否愿意在流入地长期定居。中国特有的户籍制度和居民公共服务权利的“属地化”特征使得农民工只有获得流入地城市户籍才能与当地居民一样获取城市医疗、教育和住房保障等公共服务，实现制度上身份的转变[2]。因而研究中通常将落户视为永久迁移[39]。借鉴陈丹等(2017)[40]的做法，根据问卷中的问题“如果您符合本地落户条件，您是否愿意把户口迁入本地？”设置迁移意愿变量，剔除回答“没想好”的样本，将回答“愿意”的样本视作有迁移意愿，赋值为1，将回答“否”的样本看作没有迁移意愿，赋值为0。

4.控制变量

控制变量主要包括个人特征、家庭特征、就业状况、流动特征和城市特征五类。个人特征变量主要有性别、年龄、受教育状况、婚姻状况、是否接受健康教育。家庭特征变量主要考察了家庭是否拥有住房和家庭规模的影响。在就业状况变量的定义中，将就业行业分解为四类：第一产业、第二产业、生产性服务业和生活性服务业，“农林牧渔”归为第一产业，“交通运输仓储和邮政业”“信息传输软件和信息技术服务业”“金融业”“房地产业”“租赁和商务服务业”“科学研究和技术服务业”归为生产性服务业，“批发和零售业”“住宿和餐饮业”“居民服务修理和其他服务业”归为生活性服务业。就业身份分为雇主、雇员和自营劳动者。就业单位性质分为国有性质、股份制性质和私有性质单位。流动特征方面包括流动时间、流动范围(跨省、省内跨市、市内跨县)和流动模式(是否家庭随迁)。城市特征主要指城市经济状况，选取了人均GDP、代表产业结构的泰尔指数。各变量的描述性统计如表1所示。

表1 各变量定义及描述性统计表

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(三)模型设定
本文研究保障状况、迁移意愿和农民工劳动供给之间的关系，由于存在部分无业和失业农民工，被解释变量劳动供给时间和劳动供给质量为左断尾的受限被解释变量，直接使用OLS回归会存在样本选择偏差，因而选用Tobit模型进行估计。同时为检验估计结果的稳健性，在主回归中报告了OLS的估计结果，并采用稳健标准误缓解可能存在的异方差问题，模型设定如下

workh=α0+α1medicals+α2socials+α3migrate+α4Z+μ

(1)

wageh=α0+α1medicals+α2socials+α3migrate+α4Z+μ

(2)

其中，workh和wageh分别表示劳动供给时间和劳动供给质量，medicals表示医疗保障状况(包括流入地医疗保障和流出地医疗保障)，socials表示农民工社会保障状况，migrate表示迁移意愿，Z表示控制变量，包括个体特征、家庭特征、就业状况、流动特征和城市特征，μ表示随机扰动项。

为讨论保障状况通过迁移意愿对农民工劳动供给的影响，采用由温忠麟和叶宝娟(2014)[41]改进的逐步法进行中介效应检验。其中农民工劳动供给为因变量、迁移意愿为中介变量、保障状况为自变量，具体检验流程如下

workh=α10+α11outmedicals+α13Z+μ

(3)

migrate=α20+α21outmedicals+α23Z+μ

(4)

workh=α30+α31outmedicals+α32migrate+α33Z+μ

(5)

wageh=α10+α11outmedicals+α13Z+μ

(6)

migrate=α20+α21outmedicals+α23Z+μ

(7)

wageh=α30+α31outmedicals+α32migrate+α33Z+μ

(8)

式(3)-(8)中的outmedicals为流出地医疗保障。根据中介效应检验流程，第一步对模型3进行回归，即直接使用自变量流出医疗保障对因变量劳动供给时间进行回归，检验系数α11的显著性。第二步，依次对模型4和模型5进行回归，检验模型4中流出地医疗保障对迁移意愿影响系数α21的显著性和模型5中迁移意愿对劳动供给时间影响系数α32的显著性，如果α21和α32均显著，则间接效应显著；如果至少有一个不显著，则需进一步使用Bootstrap检验H0:α21α32=0,如果显著则中介效应中间接效应显著，如果不显著则不存在中介效应。第三步，检验模型5中流出地医疗保障对农民工劳动供给的影响系数α31的显著性，如果显著则直接效应显著。第四步，如果α21 α32和α31的系数符号相同则表示存在部分中介效应。将模型3中和模型5中的因变量替换为劳动供给质量wageh得到模型6和模型8，模型7和模型4相同。同模型3到模型5一样，模型6到模型8用于检验流出地医疗保障通过迁移意愿影响农民工劳动供给质量的中介效应。将模型3到模型8中的outmedicals流出地医疗保障依次替换为流入地医疗保障和社会保障，用来检验这两者通过影响迁移意愿对农民工劳动供给时间和劳动供给质量影响的中介效应。

五、农民工劳动供给现状描述
(一)不同保障状况下的农民工劳动供给差异
根据农民工是否持有医疗保险和持有医疗保险的属地不同，将农民工医疗保障分为四种类型：无医疗保障、只有流出地医疗保障、只有流入地医疗保障、流出地和流入地医疗保障均有。根据农民工参与的社会保障情况，将参加了城市养老保险或失业保险视为有社会保障，其他情况为无社会保障。从表2可以看出，无医疗保障的农民工仅占全体农民工的8.31%，反映出基本医疗保险覆盖面已经较广。有医疗保障的农民工中，只有流出地医疗保障的人群占总体比例最高，为70.03%，而只有流入地医疗保障的农民工的比例仅16.40%，只有前者的1/5，表明城市医疗保障在农民工中覆盖较少。结合农民工的劳动供给时间来看，流入地和流出地均有医疗保障的农民工平均周工作时间最长，其次是只有流出地医疗保障的农民工；农民工的劳动供给质量方面，两种医疗保障均有的农民工和只有流入地医疗保障的农民工平均小时工资率最高且相似。这说明流出地医疗保障在农民工劳动供给时间的增加上占主导，而流入地医疗保障则大大提高了农民工的劳动供给效率。与医疗保障不同的是，持有社会保障既增加了农民工的平均周工作时间，又提高了小时工资率。

表2 保障状况与农民工劳动供给

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(二)不同就业状况农民工劳动供给差异
本文从就业行业、就业身份、就业单位三方面区分农民工就业状况，分析不同就业状况农民工劳动供给的差异。从就业行业来看，农民工从事行业最多的为生活性服务业、其他行业和制造业。从事生活性服务业和制造业的农民工平均周工作时间最长。由于生产性服务业和建筑业需要较高的技术水平，从事这两种行业的农民工平均小时工资率最高，劳动供给质量远高于其他行业。从就业身份来看，农民工中雇主所占比例最小，只有6.15%，其平均周工作时间和平均小时工资率均高于其他农民工，企业经营状况与雇主收入和社会地位等直接相关，雇主的工作时间更长，效率更高。从就业单位来看，绝大部分农民工在私有企业工作，但该类人群的平均周工作时间与小时工资率均较低，在股份制、外商及港澳台企业工作的农民工劳动时间较长、小时工资率较高。

表3 不同类型农民工劳动供给

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(三)老生代与新生代农民工劳动供给的差异
本文将1980年以后出生的农民工归类为新生代农民工，1980年之前出生的农民工归类为老生代农民工，分析这两者在劳动供给、迁移意愿和保障状况之间的差异。从表4可以看出，新生代农民工占全体比例为57.96%，超过老生代农民工，可见新生代农民工已经成为了农民工的主体。新生代农民工在劳动供给质量方面高于老生代农民工，表现为较短的平均周工作时间和较高的平均小时工资率。

表4 农民工劳动供给的差异

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从表5可以看出，相比于老生代农民工，新生代农民工的迁移意愿略高。新生代农民工拥有流入地医疗保障的比例远高于老生代农民工，拥有流出地医疗保障的比例低于老生代农民工。可能原因是老生代农民工不愿意永久性迁移的人数较多，更愿意持有家乡的医疗保障。新生代农民工和老生代农民工持有社会保障的比例相当。

表5 不同性质农民工迁移意愿与保障状况

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(四)农民工工作时间与工作效率之间的关系
分析农民工工作时间和工作效率之间的关系可以发现农民工工作时间越长，小时工资率越低。从表6可以看出，随着周工作时间的增加，小时工资率在13.89元/小时以下的农民工占比逐渐增加，在13.89元/小时以上的农民工占比逐渐降低。低小时工资率的农民工为维持在城市生活不得不提高工作时间。

表6 农民工工作时间与工作效率

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六、实证结果
(一)全样本结果分析
将农民工劳动供给分为劳动供给时间和劳动供给质量，分别对两个被解释变量进行OLS回归和Tobit回归，研究保障状况和迁移意愿对农民工劳动供给的影响，回归结果如表7所示。

表7 全样本回归结果

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注：括号内为t值，*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平上显著。下同。

列(1)和列(3)分别使用OLS回归和Tobit回归考察各变量对农民工劳动供给时间的影响。实证结果表明，核心解释变量流出地医疗保障对农民工劳动供给时间的影响为正且显著，流入地医疗保障的影响则为负且显著，假设1和假设5得到部分验证。拥有流出地医疗保障增加了农民工的劳动供给时间，而拥有流入地医疗保障减少了农民工的劳动供给时间。这可能是由于，流出地医疗保障和流入地医疗保障对迁移意愿的影响不同，流出地医疗保障的“拉回效应”导致农民工更愿意返回家乡，通过增加劳动时间快速积累回乡资本，拥有流入地医疗保障则有利于提高农民工城市迁移意愿，减少劳动供给时间，这一点将在后文中进一步探讨。是否有社会保障对农民工劳动供给时间的影响显著为负，因为城市社会保障如养老保险、失业保险能减少农民工工作的后顾之忧，降低工作压力，抑制工作时间的增加，假设2得到部分验证。迁移意愿对农民工劳动供给时间的增加有显著抑制作用，农民工的落户意愿越强烈，越需要提升自身能力以适应城市的变化，而随着能力的提升和收入增长，他们能够摆脱次级劳动市场，不再受到最低必须支出的约束，更倾向于减少工作时间，增加闲暇时光，假设3得到验证。控制变量的结果基本显著，从个人特征来看，年龄对劳动供给时间存在倒U型影响，其次受教育程度较低的、未进行健康教育的、已婚男性农民工的劳动供给时间更长；从家庭特征来看，没有住房、家庭规模较大的农民工在家庭的生活压力下不得不增加其劳动供给时间；从就业状况来看，除了第一产业外，从事其他行业均会导致农民工劳动供给时间的增加，在正规企业工作的农民工劳动供给时间更长；从流动特征看，流动时间越长、流动距离越远、未随家庭流动的农民工提供了更多的劳动供给时间；从城市特征来看，在经济发展越好、产业结构越高级的城市，农民工的劳动供给时间越短，富裕城市的农民工更偏好闲暇。

列(2)和列(4)的实证结果反映了各变量对农民工劳动供给质量的影响。其中，流出地医疗保障对农民工劳动供给质量的影响为负且显著。这可能是由于流出地医疗保障的“拉回效应”导致农民工更愿意返乡，缺乏提升自身素质和劳动技能以提高劳动供给质量的动力。流入地医疗保障和社会保障对农民工劳动供给质量的影响为正且显著，表明拥有流入地医疗保障和社会保障会提升农民工劳动供给质量。这与农民工劳动供给时间的结果正好相反，城市的医疗保障和社会保障状况越好，农民工只需提供较短的劳动时间，便能获得更高的劳动供给效率，假设1和假设2得到全部验证。迁移意愿对农民工劳动供给质量的影响显著为正。这说明迁移意愿越高的农民工，其在城市强烈的定居意愿能够激励他们提高工作效率，假设4得到验证。控制变量的结果与各变量对劳动供给时间的影响基本一致。不同的是，受教育程度高、拥有住房的农民工劳动供给质量更高，而家庭规模的扩大、从事制造业、从事生活性服务业、流动时间的增加会显著降低农民工劳动供给质量。拥有较高人力资本的农民工从事于生产效率更高的行业，由此带来个人资产与财富的大量积累，加上稳定扎根城市决心的推动，农民工的劳动效率和劳动供给质量大大提高。

(二)稳健性检验
1.更换关键解释变量的稳健性检验

本文基准回归中采用户口迁移意愿作为迁移意愿的代理变量，但也有部分农民工因为不愿放弃农村土地等原因不愿迁移户口但愿意在城市长期居住，这部分农民工拥有事实性永久迁移意愿[2]。本文使用事实性永久迁移意愿替代基准回归中的制度性永久迁移意愿进行稳健性检验。根据问卷中的有关问题，将愿意在本地长期继续居留的农民工视为有居留意愿，赋值为1；将不愿意在本地长期居留的农民工视为没有居留意愿，赋值为0，以此作为迁移意愿的替代变量。回归结果如表8显示，各变量的符号和显著性均不变，实证结果具有稳健性。

表8 替换关键解释变量的稳健性检验结果

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2.剔除部分样本的稳健性检验

本文剔除一些对农民工劳动供给估计结果可能有特殊影响的子样本，采用Tobit模型进一步检验估计结果的稳健性。表9列(1)和列(2)剔除了生病和丧失劳动能力的农民工样本，这部分农民工无法提供劳动供给。列(3)和列(4)剔除了在政府和事业单位工作的农民工样本，这部分农民工劳动供给时间和工资率的弹性较低。列(5)和列(6)剔除了雇主农民工样本，这部分农民工的收入最高且收入构成中除劳动收入外非劳动收入占有很大比重，而非劳动收入中的资本和知识产权收入、经营收入等与劳动供给时间和质量无关。列(7)和列(8)剔除了北京、上海、广州和深圳四个一线城市农民工样本。这四个一线城市公共服务完善，但也存在落户门槛、房价和生活成本高等问题，农民工迁移意愿和劳动供给与其他城市相比有一定差异。剔除这些样本后结果依然稳健。

表9 剔除部分样本的稳健性检验

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(三)异质性分析
1.新生代农民工与老生代农民工劳动供给的异质性

本文样本中，新生代农民工的样本占比为57.91%，高于老生代农民工，我国农民工结构已经处于以新生代为主的时代。与老生代农民工不同，新生代农民工的权利意识更强，在城市的永久性迁移意愿更高[2],因而有必要探究保障状况和迁移意愿对不同代际农民工劳动供给的影响。表10采用Tobit模型进行估计，回归结果显示，不论是新生代农民工还是老生代农民工，流入地医疗保障、社会保障、迁移意愿对劳动供给时间均呈显著负向影响，对劳动供给质量的影响显著为正，流出地医疗保障对两类农民工劳动供给时间的影响为正且显著，对劳动供给质量的影响为负且显著，与全样本结果一致。值得注意的是：第一，与老生代农民工相比，拥有流出地医疗保障的新生代农民工更愿意增加劳动供给时间且更不愿意提升劳动供给质量。这可能是由于，根据上文表2的发现，流出地医疗保障在劳动供给时间的增加上占主导，而新生代农民工更为年轻且精力旺盛，同时一部分未成家的新生代农民工家庭负担低，有更多时间投入工作，在面临流出地医疗保障的“拉回效应”时更容易选择增加劳动时间快速积累回乡资本。第二，流入地医疗保障对新生代农民工劳动供给时间减少的影响小于老生代农民工，对新生代农民工劳动供给质量提高的影响也小于老生代农民工，主要是由于流入地医疗保障在劳动供给质量的增加上占主导，而老生代农民工因为年龄和身体原因对最基本的流入地医疗保障较为敏感，因而拥有流入地医疗保障的老生代农民工更愿意提升劳动供给质量。在面临经济压力时，新生代农民工更充足的精力使得他们可以通过增加劳动供给时间提高总收入，而老生代农民工不具备这一条件。第三，社会保障对新生代农民工劳动供给时间和劳动供给质量的影响大于老生代农民工。与老生代农民工重视流入地医疗保障不同，新生代农民工则更加注重能够放松预算约束的养老保险和降低失业损失的失业保险，新生代农民工对社会保障的需求层次更高。迁移意愿对劳动供给时间和劳动供给质量的影响方面，新生代农民工迁移意愿对劳动供给时间的影响系数与老生代农民工相当，但对劳动供给质量影响的系数远大于老生代农民工，表明迁移意愿对新生代农民工劳动供给质量地提升更大，愿意迁入城市的新生代农民工会更加积极主动地提升自身技能和素质，提高劳动供给质量，适应城市劳动力需求的变化。

表10 不同代际农民工分样本结果

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2.不同小时工资率下农民工劳动供给的异质性

描述性统计显示，农民工的平均小时工资率为13.89元/小时。本文以平均小时工资率为分类标准，将样本分为高于平均小时工资率和低于平均小时工资率两类，采用Tobit模型分析不同小时工资率下农民工劳动供给的异质性，结果如表11所示。流出地医疗保障对任意小时工资率下的农民工劳动供给时间均为正向影响，对小时工资率较高的农民工劳动供给质量的影响为负，而对小时工资率较低的农民工的影响不显著，可能的原因是：一方面，小时工资率较低的农民工拥有流出地医疗保障的较多，无法表现出统计上的显著性；另一方面，农民工群体本身小时工资率和劳动供给质量较低，流出地医疗保障对低小时工资率和低劳动供给质量的农民工进一步降低劳动供给质量的作用有限。流入地医疗保障对农民工劳动供给时间和劳动供给质量的影响与全样本基本一致，但其对小时工资率较高的农民工提升劳动供给质量的影响不显著。社会保障、迁移意愿对两类人群劳动供给的影响与全样本一致。流入地医疗保障对低小时工资率的农民工劳动供给时间的影响系数的绝对值大于高小时工资率的农民工，且流入地医疗保障对低小时工资率的农民工劳动供给质量的影响系数显著。这主要是由于相比于其他社会保险，基本医疗保障为农民工提供最基本的健康权和生存权保障，作用更为基础，对低收入和低技能农民工影响更大，而高收入农民工更够通过商业保险等获得更高质量的医疗保障。社会保障对小时工资率较高的农民工劳动供给时间和供给质量的影响系数绝对值大于小时工资率较低的样本，表明高劳动供给质量的农民工更加重视自身的社会保障权益。

表11 不同小时工资率农民工分样本结果

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(四)内生性检验
劳动供给时间和劳动供给质量在个人层面反映了个人的能力，在城市层面则表现为城市的发展与竞争力，劳动供给质量越高的城市公共服务体系更加成熟完善，对农民工更具吸引力。因此，劳动供给与保障状况、迁移意愿之间的影响是双向的，存在内生性。本文使用工具变量法来缓解内生性问题，参照Pan等(2012)[42]的做法，选取了区县流出地医疗保障参保率、流入地医疗保险参保率和社会保障参与率作为保障状况的工具变量。区县层面上的医疗保险参保率和社会保险参保率与个人的参保行为高度相关，医疗保险和社会保险普及率高的地区个人参保几率大，而地区参保率主要受当地政策和宣传影响，不会直接影响农民工劳动供给。个人的社会经济决策会受到集体特征的影响，这在经济学和社会学中称为“同侪效应”，这种效应的存在使得本文可以依据“分析上层”的集聚数据构建工具变量[43]。本文选取区县层面的平均迁移率作为农民工迁移意愿的工具变量，平均迁移率与农民工迁移意愿有关，但不会影响个体农民工劳动供给。表12给出了加入工具变量后保障状况和迁移意愿对农民工劳动供给影响的2SLS和Ⅳ-Tobit估计结果，一阶段回归的F统计值大于10，说明不存在弱工具变量问题。回归结果显示，流入地医疗保障对劳动供给质量的影响显著性稍有下降，但影响仍是显著的。其他核心解释变量及控制变量的影响方向和显著性均与主回归结果一致。

表12 工具变量回归结果

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(五)保障状况、迁移意愿与农民工劳动供给的中介效应检验
1.逐步回归法中介效应检验

为进一步讨论保障状况通过迁移意愿对农民工劳动供给的影响，本文对这三者的关系进行中介效应检验。表13、表14和表15分别为以流出地医疗保障、流入地医疗保障和社会保障为自变量，迁移意愿为中介变量，农民工劳动供给时间和劳动供给质量为因变量的中介效应检验。表13中列(1)、列(2)和列(3)检验了流出地医疗保障通过影响迁移意愿对农民工劳动供给时间产生影响的中介效应。结果显示，列(1)和列(2)中流出地医疗保障对劳动供给时间的影响为正且显著，流出地医疗保障对迁移意愿的影响为负且显著，第3列中流出地医疗保障对农民工劳动供给时间的影响为正且显著，迁移意愿对农民工劳动供给时间的影响为负且显著。检验结果表明：流出地医疗保障会通过降低农民工迁移意愿进而增加劳动供给时间。流出地医疗保障对外出农民工的“拉回效应”使得他们不愿迁入城市，无法进一步享受城市提供的基本社会保障和公共服务，同时由于没有在城市定居的打算，他们不会进行见效较慢的人力资本投资，只会通过增加劳动时间提高总收入快速积累回乡资本。列(4)、列(5)和列(6)回归结果显示流出地医疗保障对劳动供给质量的影响为负且显著，流出地医疗保障对迁移意愿的影响为负且显著，迁移意愿对劳动供给质量的影响为正且显著，表明流出地医疗保障会通过降低农民工迁移意愿降低劳动供给质量。不愿意迁入城市的农民工拥有返乡这一退路，准备在城市工作一段时间后返乡，缺乏提升自身技能素质以不断适应城市用工需求变化的压力，假设5得到验证。

表13 流出地医疗保障、迁移意愿与农民工劳动供给的中介效应检验

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表14中列(1)-列(3)和列(4)-列(6)分别检验了流入地医疗保障通过影响迁移意愿对农民工劳动供给时间和劳动供给质量影响的中介效应。检验结果表明：流入地医疗保障会通过提高农民工迁移意愿减少农民工劳动供给时间提高劳动供给质量。拥有流入地医疗保障的农民工一方面受到流入地城市“枷锁效应”的影响，另一方面能够充分享受流入地高质量和便捷的医疗服务，促使他们做出迁入城市的决策。而为了能进一步适应城市生活，他们会努力提升自身素质和劳动技能，提高劳动供给质量。随着自身素质和收入的提升以及保障状况的完善，他们能够摆脱“最低必须支出”的约束，不需全力进行“预防性劳动供给”，劳动供给时间会降低。假设6得到验证。表15列(1)-列(3)和列(4)-列(6)分别检验了社会保障通过迁移意愿对农民工劳动供给时间和劳动供给质量影响的中介效应。其中列(2)和列(5)的模型2中社会保障对农民工迁移意愿的影响均不显著，需进一步检验α21 α32的联合显著性。对于列(1)-列(3)社会保障和迁移意愿对农民工劳动供给时间影响的中介效应检验，使用Bootstrap法进行1 000次抽样后得出α21 α32 =-1.03，标准误为0.09，在1%的显著性水平下显著，且α21 α32 的系数符号与第3列社会保障对劳动供给时间影响系数α31 的符号均为负，表明存在中介效应即流入地社会保障通过提高农民工迁移意愿降低了劳动供给时间。同样使用Bootstrap法检验列(4)-列(6)的中介效应结果得出α21 α32 =1.31，标准误为0.08，在1%的显著性水平下显著，且α21 α32 的系数符号与第3列流入地社会保障对劳动供给时间影响系数α31 的符号均为正，表明存在中介效应即流入地社会保障通过提高农民工迁移意愿提高了劳动供给质量，假设7得到验证。在流入地享受社会保障的农民工能够降低未来面临养老和失业时的风险，提高他们在城市生活的稳定性和迁入城市的意愿，迁移意愿的提升有利于提高劳动供给质量，降低劳动供给时间。

表14 流入地医疗保障、迁移意愿与农民工劳动供给的中介效应检验

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表15 社会保障、迁移意愿与农民工劳动供给的中介效应检验

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2.广义结构方程模型(GSEM)中介效应检验

逐步法中介效应检验第二步中被解释变量迁移意愿为虚拟变量，使用Tobit模型可能影响估计结果的有效性。本文借鉴Zhao等(2010)[44]的做法采用广义结构方程模型(GSEM)对中介效应进行稳健性检验。结果表明，中介效应均在1%的显著性水平下显著，中介效应检验结果具有稳健性。

表16 广义结构方程模型(GSEM)中介效应检验结果

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七、结论与建议
本文使用2016和2017年流动人口动态监测调查数据，在控制个人、家庭特征及年份和城市虚拟变量的基础上，研究保障状况、迁移意愿与农民工劳动供给之间的关系。得到如下研究结论：第一，与流出地医疗保障的作用相反，有流入地医疗保障的农民工，其劳动供给时间更少而劳动供给质量更高；第二，获得城市社会保障能有效降低农民工预算约束，劳动供给质量会更高；第三，有迁移意愿的农民工劳动供给时间更短而劳动供给质量更高，对于没有在城市定居意愿的农民工，他们较少进行见效较慢的人力资本投资，而会通过增加劳动时间提高总收入快速积累回乡资本；第四，保障状况、迁移意愿对不同年龄段、不同工作效率的农民工劳动供给的影响存在异质性，新生代农民工更愿意增加劳动供给时间，老生代农民工更愿意提升劳动供给质量，但希望在城市定居的新生代农民工更重视提升劳动供给质量；低小时工资率的农民工更加重视最基本的医疗保障，高小时工资率的高收入和高技能农民工更加重视养老和失业保险等其他社会保障。

基于实证研究得到的结论，当前我国社会保障制度不断完善的方向之一在于加强对农民工的社会保障，通过公共政策和公共管理服务体系的建设推动农民工社会保障权益的实现，使其能在城市里体面劳动，融入城市生活，优化劳动供给。提高劳动供给质量，缓解劳动年龄人口下降带来的劳动供给不足问题，为城市的发展提供稳定高效的劳动力，进一步促进经济增长。基于此，首先，政府应该更加注重流入地医疗保障范围的扩大，逐步实现全民基本医疗一体化，建立覆盖全民、统筹城乡、公平统一、可持续的多层次医疗保障体系。其次，完善的社会保障和公共服务是吸引农民工落户和提高劳动供给质量的重要因素，特别是在新冠肺炎疫情冲击和经济不确定性增加的背景下，农民工自身抗风险能力较弱，各城市应适当扩大社保覆盖面，将农民工纳入本地就业保障范围。第三，城市基本公共服务供给应适当结合常住人口规模、分布和结构进行规划，使得在城市工作的农民工能真正获得市民化待遇，进而提高其市民化意愿，最终促进其劳动供给的稳定和劳动效率的提高。第四，应进一步加快户籍制度改革，放宽农民工落户限制，破除限制农民工合理流动的体制机制障碍，使农民工能够通过劳动实现自身发展和融入城市，提高劳动供给质量，带动城市各产业发展。

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Security Situation, Migration Willingness and Labor Supply of Migrant Workers
CHEN Cheng1, YANG Qiao2, ZHANG Li-xia2

(1.School of Business, Nanjing University, Nanjing 210093, China;2.School of Economics and Finance, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430073, China)

Abstract：At present, the key of China’s new urbanization is to improve labor productivity while promoting the citizenization of migrant workers, so as to alleviate the pressure caused by the reduction of demographic dividend and promote economic growth. Security status and migration will affect the quantity and quality of labor supply of migrant workers, and security status also affects the labor supply of migrant workers by affecting their decision. Based on the data of China Migrants Dynamic Survey (CMDS) in 2016 and 2017, this paper studies the impact of medical security, endowment insurance and other security conditions and migration willingness on labor supply time and labor supply quality of migrant workers, and further analyzes the impact mechanism. The results show that: first, holding the medical security in hometown can increase the labor supply time of migrant workers, but will reduce the quality of labor supply. Second, the migrant workers who have medical security and social security in their residence have less labor supply time but higher quality of labor supply. Third, the migrant workers who are willing to citizenize provide shorter labor supply time but higher quality of labor supply. Fourth, different security conditions will have a heterogeneous impact on migration intention, and then have different effects on the labor supply time and labor supply quality of migrant workers.

Key words：social security; migration willingness; migrant workers; labor supply