張簡妮，任 遠(yuǎn)

（復(fù)旦大學(xué) 社會發(fā)展與公共政策學(xué)院，上海 20043）

一、引 言

宏觀上的人口城鎮(zhèn)化發(fā)展，在微觀上則表現(xiàn)為農(nóng)村人口進(jìn)入城市以及進(jìn)入城市的部分遷移流動人口返回鄉(xiāng)村相互交織的人口過程（任遠(yuǎn)，2010）[1]。返鄉(xiāng)的農(nóng)民工在一定條件下會發(fā)生再次遷移，構(gòu)成循環(huán)的遷移（Chen ＆ Fan，2018）[2]。

近年來，農(nóng)民工返鄉(xiāng)和回流現(xiàn)象愈發(fā)明顯?；?010～2020 年普查和小普查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，遷移流動人口回流比重有所提高（李貞、陳晨，2020；吳瑞君、薛琪薪，2020）[3，4]。對七普數(shù)據(jù)分析也發(fā)現(xiàn)，相較于2000～2010年，2010～2020年間中部地區(qū)主要省份（如安徽、江西、湖北、湖南和四川）的人口流入強(qiáng)度增加，雖然東部沿海省份仍是主要的人口流入地，但其人口遷出的規(guī)模和強(qiáng)度有明顯增加，這折射出人口流動區(qū)域循環(huán)和回流增加的現(xiàn)象（王桂新，2022）[5]。返鄉(xiāng)和回流數(shù)量增長內(nèi)生在人口遷移流動不斷增長過程中，同時，勞動密集型產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，內(nèi)陸地區(qū)非農(nóng)就業(yè)機(jī)會增多，也帶動人口從東南沿海的主要流入地區(qū)，返鄉(xiāng)和回流到其流出地區(qū)（張歡、吳方衛(wèi)，2022）[6]。返鄉(xiāng)和回流受到流入地城市較高的生活成本及制度排斥的影響，也受到流出地不斷增長的經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)會和流動者家庭稟賦等因素的影響（楊云彥、石智雷，2012；任遠(yuǎn)、施聞，2017）[7，8]。

一些返鄉(xiāng)和回流的勞動力還會發(fā)生再次遷移。人口遷移流動過程包括豐富的遷移軌跡，如遷移以后回流、遷移以后沉淀、回流后再遷移等，這些不同的遷移過程受到個人因素、家庭因素、遷移流動經(jīng)歷和社會因素的不同影響（Chenet al.，2020；朱宇、林李月，2019）[9，10]。吳方衛(wèi)和康姣姣[11]提出影響農(nóng)村外出勞動力外出遷移、回流和再次外出的因素存在不同。回流之后的再遷移，可能是農(nóng)村外出勞動力在返鄉(xiāng)以后的生活狀況未滿足其生活預(yù)期，在流入地和流出地經(jīng)濟(jì)收益比較下的再次遷移；也有可能是其完成了第一次遷移和返鄉(xiāng)的目的，比如說處理好了家庭成員的照料、農(nóng)地的處置等，然后再次尋找新的外出發(fā)展機(jī)會?；亓饕院蟮脑龠w移行為也是流出地和流出地不同推拉因素相互比較的結(jié)果。任正委和任遠(yuǎn)[12]從新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)、新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)和遷移社會網(wǎng)絡(luò)等不同角度，發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)勞動力的經(jīng)濟(jì)收入、就業(yè)穩(wěn)定性、他們是否接受過非農(nóng)技能培訓(xùn)，以及返鄉(xiāng)勞動力的家庭稟賦和家庭生活狀況，返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭成員在外務(wù)工經(jīng)商的親緣關(guān)系等都會對其繼續(xù)再遷移產(chǎn)生牽引作用。此外，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的再遷移也更加傾向于向所在縣城遷移。

在返鄉(xiāng)和回流農(nóng)民工的再遷移過程中，中老年群體的再遷移是值得關(guān)注的現(xiàn)象。總體上流動人口由于年齡較大而發(fā)生返鄉(xiāng)行為，返鄉(xiāng)回流在很大意義上是流動人口在完成其遷移目的以后的返回故土，是一種對老年的生活居住安排。返鄉(xiāng)的中老年人口再次遷移的意愿和行為總體上是較弱的。那么，返鄉(xiāng)的中老年人口為什么不在返鄉(xiāng)后享受安穩(wěn)的養(yǎng)老生活，而是繼續(xù)再次遷移流動外出就業(yè)？這種現(xiàn)象并不是個別情況，我們看到勞動力市場上有大量年老了仍然在繼續(xù)勞作的中老年人口，有的甚至在高勞動強(qiáng)度的建筑、運(yùn)輸行業(yè)。近年來一些城市對老年人口就業(yè)進(jìn)行“清理”，還在某種程度上損害了這些老年農(nóng)民工的就業(yè)需求。本文打算研究是否是因?yàn)檫@些返鄉(xiāng)農(nóng)民工的養(yǎng)老保障不足，使其難以應(yīng)對生活的風(fēng)險而需要再次外出就業(yè)，在此基礎(chǔ)上，本文對加強(qiáng)農(nóng)村保障建設(shè)和促進(jìn)城鄉(xiāng)發(fā)展提出思考和建議。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

返鄉(xiāng)的農(nóng)民工仍然具有較高的再遷移概率，其再次外出的比重達(dá)到62.6%（王子成、趙忠，2013）[13]。一項(xiàng)對武漢返鄉(xiāng)農(nóng)民工就業(yè)安置現(xiàn)狀的調(diào)查顯示，55%的返鄉(xiāng)農(nóng)民工有再次外出務(wù)工的意愿，38%的返鄉(xiāng)人口準(zhǔn)備留在家鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)的同時尋求本地的非農(nóng)就業(yè)（陳浩等，2010）[14]。返鄉(xiāng)農(nóng)民工的再遷移，無論是他們再遷移的意愿還是再遷移行為，都隨著年齡增長而降低（賈曼麗，2015）[15]。吳方衛(wèi)和康姣姣[11]分析了回流后的再遷移和年齡的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在一階的回歸系數(shù)為正，在二階表現(xiàn)為負(fù)數(shù)，即勞動者年齡增高會先提高人口的再遷移，然后出現(xiàn)下降。這些都說明返鄉(xiāng)的中老年群體發(fā)生再遷移的行為減弱，但是也存在著再遷移的情況。

通過對流動中老年人口情況和特征的研究，能夠?yàn)榉掂l(xiāng)農(nóng)民工在中老年繼續(xù)再遷移流動提供一定參考。我國流動的老年人口數(shù)量增長很快，從2000年的503萬增長到2015年的1 304萬（國家衛(wèi)生健康委員會，2018）[16]。中老年群體的遷移流動行為表現(xiàn)出不同的目的和特點(diǎn)。有的是外出務(wù)工就業(yè)，有的是照顧子女的家庭例如提供隔代撫育，也有的是由于年老體弱尋求養(yǎng)老的照料（任遠(yuǎn)等，2020）[17]。雖然家庭團(tuán)聚是我國老年人口遷移的主要目的（孟向京等，2004）[18]，但當(dāng)前仍然有超過1/5的流動老人是為了務(wù)工經(jīng)商的就業(yè)活動（梁宏、郭娟娟，2018；楊菊華，2018）[19，20]。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局的《2021年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》，我國50歲以上農(nóng)民工所占比重為27.3%，接近農(nóng)民工總量的1/3。務(wù)工就業(yè)的中老年流動人口在流動老人總體中相對年輕、健康和教育程度更高（任遠(yuǎn)等，2020）[17]。他們在城市的就業(yè)質(zhì)量偏低，大多在建筑類、生活服務(wù)業(yè)等非正規(guī)就業(yè)部門就業(yè)（馬健囡，2020）[21]。在中老年就業(yè)的流動人口中，有不少是返鄉(xiāng)的農(nóng)民工再次遷移外出就業(yè)，換言之，返鄉(xiāng)農(nóng)民工中老年的再遷移，有相當(dāng)比例仍然將繼續(xù)外出就業(yè)作為目的。

返鄉(xiāng)的中老年人再次外出就業(yè)，以及我國中老年人口的勞動參與，有利于老年人力資源的充分利用，具有一定積極意義。中老年人口勞動參與和就業(yè)受到個體因素、家庭和社會因素的綜合影響。性別、年齡、婚姻狀況、健康水平以及受教育程度等都會影響他們的勞動參與（張文娟，2010；童玉芬、廖宇航，2017；張翼，1999）[22-24]。同時，家庭的經(jīng)濟(jì)狀況較差、子女?dāng)?shù)量越多、“逆反哺”或隔代照料的負(fù)擔(dān)越重等，會使中老年人增加勞動供給（梁宏，2022；宋健等，2018；于麗等，2016；鐘搏，2022）[25-28]。此外，他們的就業(yè)決策還受到退休年齡的政策以及醫(yī)療保障、養(yǎng)老保障等福利制度的影響（Lee，1998；Baker＆ Benjamin，1999；Aisaet al.，2012；Fetter ＆ Lockwood，2018）[29-32]。

在影響返鄉(xiāng)中老年群體再次外出就業(yè)的相關(guān)因素中，養(yǎng)老保障的因素值得重視。養(yǎng)老保險對中老年人口的勞動供給會產(chǎn)生負(fù)向的收入效應(yīng)和正向的替代效應(yīng)。養(yǎng)老金作為一種補(bǔ)充收入，可以支持中老年人的經(jīng)濟(jì)保障，從而支持他們退出勞動力市場。Anderson等[33]估計(jì)了美國20世紀(jì)70到80年代養(yǎng)老金和社會保障的變化對男性退休行為的影響，發(fā)現(xiàn)在解釋60歲左右男性采取提前退休的原因中，有25%的因素是與養(yǎng)老金和社會保障收入有關(guān)。French等[34]構(gòu)建了包含勞動供給、退休和儲蓄行為的生命周期模型，發(fā)現(xiàn)如果養(yǎng)老保障的福利水平降低20%，工人們會平均推遲3個月再選擇退休。Grogan等[35]利用俄羅斯2006到2011年的一項(xiàng)動態(tài)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，基于模糊斷點(diǎn)的回歸方法，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金的領(lǐng)取使得男性和女性的每月工作時間分別減少40和21個小時。但也有學(xué)者持相反觀點(diǎn)，認(rèn)為保險對中老年人勞動供給的影響是替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)。例如，Ruhm[36]根據(jù)美國社會保障管理局的退休歷史縱向調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險對中老年人勞動供給的影響會因個體所處的年齡段不同而存在差異。對那些位于55歲到60歲出頭的男性來說，其勞動供給反而會隨著養(yǎng)老保險參與率的提高而增加。車翼等[37]也有類似結(jié)論，即有養(yǎng)老保險的老年人參加工作的發(fā)生比是沒有養(yǎng)老保險老年人的近2倍。

我國養(yǎng)老保障體系主要以政府強(qiáng)制的基礎(chǔ)養(yǎng)老保險（包括城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險和城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險①1992年以來，我國開始農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度（簡稱“老農(nóng)?！保┑慕ㄔO(shè)；2009年，國務(wù)院出臺《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，正式啟動“新農(nóng)?！钡脑圏c(diǎn)工作；2014年，“新農(nóng)?！迸c城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險制度合并為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險。），單位的補(bǔ)充養(yǎng)老保險（又稱企業(yè)年金），以及個人支付的商業(yè)和個人養(yǎng)老金這三大支柱為主。對于農(nóng)村居民來說，第二支柱和第三支柱的覆蓋率都很低。農(nóng)村居民養(yǎng)老保險待遇相對于職工養(yǎng)老金明顯薄弱，據(jù)統(tǒng)計(jì)，2020年農(nóng)村居民養(yǎng)老保險的人均月領(lǐng)取額不足200元，這只是城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險人均月領(lǐng)取額的5%左右（梁文鳳，2022）[38]。

返鄉(xiāng)農(nóng)民工最主要購買的是城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險，也有部分人口在曾經(jīng)的流動過程中或在所在地城鎮(zhèn)購買了城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險，這些異地社會保險在跨地區(qū)銜接還存在著接續(xù)流轉(zhuǎn)的困難，他們中只有很少的人口參與了補(bǔ)充養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險計(jì)劃。返鄉(xiāng)農(nóng)民工再次外出就業(yè)表現(xiàn)出農(nóng)村老年人經(jīng)濟(jì)收入相對不足，希望通過外出就業(yè)獲得部分收入的補(bǔ)償，這也表明存在中老年農(nóng)村人口因養(yǎng)老保障不足而被迫繼續(xù)外出就業(yè)的可能性。對此，針對返鄉(xiāng)的中老年群體再次外出就業(yè)的現(xiàn)象，本文提出以下兩點(diǎn)假設(shè)：

假設(shè)1：由于預(yù)期養(yǎng)老金不足，部分已經(jīng)返鄉(xiāng)的中老年群體仍無法穩(wěn)定留在農(nóng)村，他們還會再次遷移、外出就業(yè)，補(bǔ)充家庭收入。參加養(yǎng)老保險能為返鄉(xiāng)農(nóng)民工提供一定的經(jīng)濟(jì)支持，會減少他們再次外出就業(yè)的行為。

假設(shè)2：不同類型的養(yǎng)老保險計(jì)劃的保障程度存在差異，它們對返鄉(xiāng)的中老年群體再次外出就業(yè)的影響并不相同。其中，職工基本養(yǎng)老保險會比農(nóng)村的居民基本養(yǎng)老保險具有更明顯的收入效應(yīng)，會使擁有職工基本養(yǎng)老保險的返鄉(xiāng)農(nóng)民工有相對較弱的外出就業(yè)行為。

三、理論模型

本文建立兩期生命周期模型，分析返鄉(xiāng)人口領(lǐng)取農(nóng)村養(yǎng)老保險對其再次外出就業(yè)決策的影響。在模型設(shè)置中，以是否領(lǐng)取養(yǎng)老保險為區(qū)分，將個人分為中青年期和老年期，t期的中青年人在（t+1）期步入老年階段，同時簡化每期的長度固定為1。

（一）勞動者決策

參考經(jīng)典的效用函數(shù)模型，文章假設(shè)個體的效用主要與消費(fèi)有關(guān)。于是，返鄉(xiāng)人口通過兩期的消費(fèi)最大化自己一生的效用，其終身效用為：

其中，Ct和Ct+1為返鄉(xiāng)人口在中青年期和老年期的消費(fèi)量；ρ為主觀貼現(xiàn)率。

返鄉(xiāng)人口在中青年階段時，通過在城市工作獲取工資收入Wt，以滿足當(dāng)期消費(fèi)Ct、購買i類型的保險It,i和儲蓄St。他們在老年階段的消費(fèi)來源于其早期的儲蓄St、領(lǐng)取的養(yǎng)老金Pt+1,i，返鄉(xiāng)的中老年農(nóng)民工中有部分人口會重新回到城市務(wù)工，他們在老年期得到勞務(wù)收入Wt+1。本文用vt+1表示返鄉(xiāng)人口在第t+1期身處城市的時間份額。因此，返鄉(xiāng)人口在兩期生命周期中面臨的預(yù)算約束為：

其中，Pt+1,i為養(yǎng)老金，主要取決前期用于購買i類型保險的費(fèi)用It,i以及資金的占用成本（即，利息）Rt。ratei為i類型養(yǎng)老保險的替代率，通過將養(yǎng)老金Pt+1,i比上其年輕時工資收入Wt得出，ratei數(shù)值越大說明該類型養(yǎng)老保險的保障力度越高。

通過構(gòu)造拉格朗日函數(shù)求解個人效用最大化，可得一階條件：

（二）經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)

假設(shè)所有生產(chǎn)部門均采用標(biāo)準(zhǔn)的柯布－道格拉斯（Cobb-Douglas）函數(shù)進(jìn)行生產(chǎn)，即：

其中，α為資本投入在生產(chǎn)過程中總投入份額；Kt和Lt分別表示在t期的資本和勞動投入。

人均產(chǎn)出（即，yt=Yt/Lt）可以表示為人均資本kt和資本對經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)貢獻(xiàn)的函數(shù)，即：

在生產(chǎn)利潤最大化的條件下，利息Rt和農(nóng)民工在城市的勞動收入Wt分別為：

（三）穩(wěn)態(tài)均衡

在均衡情況下，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)需滿足（1）到（10）式。文章先將（4）、（9）和（10）式代入（2）和（3）式，再將（2）和（3）式放入（6）式，得到表達(dá)式St。其次，根據(jù)均衡條件，每期的資本存量由前一期儲蓄所決定，即：

穩(wěn)態(tài)均衡時kt+1=kt，可得資本存量kt的關(guān)系式：

文章將i類型養(yǎng)老保險金對返鄉(xiāng)人口在城市工作的時間比例求導(dǎo)。具體而言，將（12）式中的ratei替換為含有It,i的表達(dá)式，公式來源于（4）、（5）、（9）和（10）式。最終的計(jì)算結(jié)果如下：

此外，ratei數(shù)值與養(yǎng)老保險的類型有關(guān)，本文進(jìn)一步利用ratei對返鄉(xiāng)人口在城市工作的時間比例求一階導(dǎo)和二階導(dǎo)。根據(jù)（5）式知道It,i與ratei是正相關(guān)的關(guān)系，再結(jié)合（13）式，判斷出一階導(dǎo)（即小于0。同理利用（5）式，將（12）方程的右邊替換為ratei的表達(dá)式，結(jié)果如下：

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)的來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）。CHARLS是由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院實(shí)施的具有全國代表性的大型微觀入戶調(diào)查，樣本覆蓋中國28個省區(qū)的150個縣級單位，450個村級單位。本文選擇CHARLS數(shù)據(jù)的原因主要有以下兩點(diǎn)：一是研究對象為返鄉(xiāng)的中老年群體，該數(shù)據(jù)是我國目前唯一的以45歲及以上中老年人為調(diào)查對象的大型微觀數(shù)據(jù)，CHARLS數(shù)據(jù)能比國內(nèi)其他數(shù)據(jù)提供更充足的樣本量；二是CHARLS 在2014 年對受訪者進(jìn)行了生命歷程調(diào)查，得到了受訪者從出生到2014年的遷移和住房、工作史等詳細(xì)信息，我們將這些信息和CHARLS2011年和2013年的數(shù)據(jù)匹配，從而識別出受訪者是否是返鄉(xiāng)和再遷移人口。

返鄉(xiāng)人口的識別遵循以下三個原則：一是戶口類型為農(nóng)業(yè)戶口，但排除變更過戶口的情況；二是在調(diào)查年份（即2011年）已返回到農(nóng)業(yè)戶口所在村；三是具有在農(nóng)業(yè)戶口所在縣或市以外居住或工作過半年及以上的經(jīng)歷。本文在利用CHARLS2011數(shù)據(jù)識別出返鄉(xiāng)中老年人口的基礎(chǔ)上，通過將個人ID與CHARLS2013數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，最終得到兩期面板數(shù)據(jù)，共形成樣本4 257個。

（二）模型設(shè)定

由于返鄉(xiāng)人口是否再次外出就業(yè)是一個二值變量，因此本文使用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，基準(zhǔn)回歸模型的設(shè)定如下：

其中，被解釋變量out_workit表示第t年返鄉(xiāng)人口i是否離開其戶口所在縣到外工作。核心解釋變量participateit表示第t年返鄉(xiāng)人口i是否參加了任何一項(xiàng)養(yǎng)老保險。Xm it為一組控制變量，本文除了加入年齡、性別、健康、婚姻狀況和在外的工作收入等個體特征外，還增加了家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、培訓(xùn)費(fèi)用支出、老幼照護(hù)安排和土地租賃變量。此外，由于地方政府會對居民基本養(yǎng)老保險進(jìn)行一定的補(bǔ)貼，地方的財(cái)政收入水平會直接影響到補(bǔ)貼金額的大小，因此本文所有的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤都聚集在城市層面。

為了進(jìn)一步探究三大支柱養(yǎng)老保險對于返鄉(xiāng)中老年人口外出再就業(yè)的差異性影響，本文將表示不同類型保險的虛擬變量引入到基準(zhǔn)回歸模型中，具體的形式如下：

在（16）式中，par_basicp、par_firmsp和par_commercialp分別表示是否參加了第一、二、三支柱保險，即基礎(chǔ)養(yǎng)老保險、補(bǔ)充養(yǎng)老保險（或者稱為企業(yè)年金）和商業(yè)保險。由于基礎(chǔ)養(yǎng)老保險又分為職工和居民基本養(yǎng)老保險兩類，所以本文在（17）式中將par_basicp細(xì)分為職工基本養(yǎng)老保險par_residentp和居民基本養(yǎng)老保險par_employeep。其余變量與（15）式保持不變。

在基準(zhǔn)回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，本文也進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，首先替換了被解釋變量，將返鄉(xiāng)中老年群體是否外出再就業(yè)替換為他們的勞動投入指標(biāo)，包括勞動參與和勞動供給強(qiáng)度指標(biāo)。其次，將研究對象按照不同年齡段進(jìn)行分類，考察養(yǎng)老保障對于不同年齡子樣本的再遷移行為的影響。最后，使用工具變量并基于IV Probit模型，分析潛在的內(nèi)生性問題。

（三）變量說明與描述性分析

主要變量的說明參見表1。此外，本文還根據(jù)返鄉(xiāng)中老年人口是否參加養(yǎng)老保險劃分出了兩個子樣本，并比較子樣本之間在外出再就業(yè)行為、養(yǎng)老方式上的均值與相應(yīng)的顯著性（表2）?？梢钥吹剑啾扔跊]有參加養(yǎng)老保險的返鄉(xiāng)人口，參加養(yǎng)老保險群體的外出再就業(yè)的可能性明顯更低。在養(yǎng)老方式的差異上，參加了養(yǎng)老保險的返鄉(xiāng)中老年群體可以更多地選擇依靠養(yǎng)老保險進(jìn)行養(yǎng)老，他們選擇依靠子女贍養(yǎng)養(yǎng)老的比例顯著更低。

表1 變量說明

表2 養(yǎng)老保險獲取和再次外出務(wù)工行為、養(yǎng)老方式的差異性比較

五、實(shí)證結(jié)果

（一）養(yǎng)老保險對再次外出就業(yè)行為的影響

養(yǎng)老保險對返鄉(xiāng)的中老年群體再次外出務(wù)工的影響結(jié)果如表3所示。從關(guān)鍵自變量的回歸結(jié)果來看，第（1）列為未加入任何控制變量和地區(qū)的虛擬變量，解釋變量（即，中老年返鄉(xiāng)人口是否參與了任何一項(xiàng)養(yǎng)老保險）在1%水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)，說明中老年返鄉(xiāng)人口在參與養(yǎng)老保險后，其再次外出務(wù)工的可能性將明顯降低。第（2）列為加入個體控制變量、家庭控制變量和地區(qū)虛擬變量后的估計(jì)結(jié)果，關(guān)鍵系數(shù)的顯著性和正負(fù)號方向沒有發(fā)生根本性改變。研究的假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表3 養(yǎng)老保險對返鄉(xiāng)中老年遷移群體再次外出務(wù)工的影響

從控制變量的回歸結(jié)果來看，本文的實(shí)證結(jié)果和大多數(shù)經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)論相一致。個體特征方面，低齡、男性、身體健康狀況好、已婚有配偶且工作收入較高的中老年人再次外出務(wù)工的可能性更大（冉東凡、呂學(xué)靜，2020；趙明等，2022；鄒華康、翟振武，2019）[39-41]。家庭特征方面，如果家庭將較多的承包地用于出租，則返鄉(xiāng)中老年群體會傾向于再次外出（黃宏偉等，2014）[42]。

（二）不同類型養(yǎng)老保險對再次外出就業(yè)行為的影響

不同類型養(yǎng)老保險對返鄉(xiāng)中老年人口再次外出務(wù)工的影響結(jié)果如表4所示。第（1）列顯示，相較于第二、三支柱養(yǎng)老保險，參與第一支柱養(yǎng)老保險（即，基本養(yǎng)老保險）會顯著地降低返鄉(xiāng)中老年人口再次外出就業(yè)的可能性。補(bǔ)充養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險的作用不顯著，這與我國當(dāng)前第二、三支柱養(yǎng)老保險的發(fā)展水平還非常薄弱有關(guān)。第（2）列顯示，相較于第一支柱下的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險，參與職工基本養(yǎng)老保險才會使返鄉(xiāng)中老年群體減少再外出就業(yè)的行為。這說明不同類型養(yǎng)老保險福利待遇上的強(qiáng)弱對中老年人再就業(yè)的決策發(fā)揮差別的影響。職工基本養(yǎng)老保險具有更為明顯的收入效應(yīng)，其他類型保險的養(yǎng)老金數(shù)額相對較少，還不足以使中老年人完全退出勞動力市場，假設(shè)2 得以驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換被解釋變量

如果養(yǎng)老保險降低了返鄉(xiāng)人口再次外出務(wù)工的概率，那么他們在家務(wù)農(nóng)的參與和勞動時間可能會有所增加。因此，本文利用返鄉(xiāng)中老年群體在調(diào)查年份是否參與家庭務(wù)農(nóng)勞動以及參與時間作為新的被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。結(jié)果表明，中老年返鄉(xiāng)人口參加養(yǎng)老保險會顯著提高其家庭務(wù)農(nóng)勞動的參與，同時老年返鄉(xiāng)人口參加養(yǎng)老保險會顯著增加其每周自家務(wù)農(nóng)的勞動參與時間，折射出返鄉(xiāng)中老年人口的養(yǎng)老保險會減少其外出就業(yè)的現(xiàn)象。

表5 更換被解釋變量后的回歸結(jié)果

2.基于分年齡樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

是否具有參加養(yǎng)老保險對60歲以下和60歲以上居民影響的方式存在不同[43]。具體而言，60歲以下的居民還處在繳費(fèi)階段，而對那些已經(jīng)年滿60 歲的居民來說，他們處于可以領(lǐng)取養(yǎng)老金的階段。本文區(qū)分了60歲以下返鄉(xiāng)的中老年人口是否參與養(yǎng)老保障和60歲及以上人口是否領(lǐng)取養(yǎng)老金對其再次外出就業(yè)的影響。結(jié)果顯示在表6的（1）和（2）列。可以看到，60歲以下的返鄉(xiāng)農(nóng)民工中，參加養(yǎng)老保險的人口會減少再次外出務(wù)工的概率。對60歲及以上的返鄉(xiāng)農(nóng)民工來說，如果他們領(lǐng)取到養(yǎng)老金，再次外出務(wù)工的概率也顯著降低。這些都進(jìn)一步說明養(yǎng)老保障對返鄉(xiāng)中老年人口再次外出就業(yè)具有顯著影響。

表6 基于年齡斷點(diǎn)進(jìn)行分樣本回歸的結(jié)果

3.利用工具變量克服內(nèi)生性

由于參加保險存在自我選擇的問題，勞動力遷移與找尋工作的成本較高，且存在收入波動等風(fēng)險，農(nóng)民選擇是否外出可能會影響到其購買保險的行為。為了解決潛在的內(nèi)生性問題，本文通過選取工具變量，采用IV Probit 模型進(jìn)行再估計(jì)，結(jié)果如表7所示。

表7 使用工具變量后的回歸結(jié)果

參考于新亮等[44]的做法，本文選取同村其他中老年人養(yǎng)老保險的參與率作為是否參與養(yǎng)老保險的工具變量，由于周邊人的參保行為會影響到個人的參保決策，但又不會直接影響返鄉(xiāng)人口再次外出務(wù)工，因此滿足了工具變量相關(guān)性和外生性的要求。從回歸結(jié)果來看，首先在第（2）列展示的wald檢驗(yàn)中其P值為0.024，故可以在5%的水平上認(rèn)為是否參與養(yǎng)老保險是一個內(nèi)生的解釋變量。其次，第（1）列顯示工具變量在1%的水平上顯著，且系數(shù)為正，說明同村其他中老年人的參保率越高，返鄉(xiāng)人口參加養(yǎng)老保險的概率也越高，從而通過了工具變量的相關(guān)性檢驗(yàn)。最后，由于模型中只有一個工具變量，所以我們沒有進(jìn)行過度識別的檢驗(yàn)，第（2）列的結(jié)果顯示在考慮到內(nèi)生性問題后參加養(yǎng)老保險對于降低中老年返鄉(xiāng)人口再次外出的概率仍然顯著。

此外，根據(jù)工具變量的選取思路，本文將公式（17）中4 個關(guān)鍵自變量相應(yīng)替換為同村其他中老年人的居民基本養(yǎng)老保險參與率、職工基本養(yǎng)老保險參與率、企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險參與率和商業(yè)養(yǎng)老保險參與率，回歸結(jié)果呈現(xiàn)在第（3）列。研究結(jié)果也表現(xiàn)出參加職工養(yǎng)老保險相對于居民養(yǎng)老保險，對減少返鄉(xiāng)的中老年人口再次外出務(wù)工具有顯著影響。

六、溢出效應(yīng)的分析

除了研究養(yǎng)老保險能否幫助中老年農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)返鄉(xiāng)后的安穩(wěn)生活，本文還進(jìn)一步探討返鄉(xiāng)中老年群體的養(yǎng)老保險是否對其成年子女的外出就業(yè)具有溢出影響。農(nóng)村家庭中的老年父母如果不外出就業(yè)，根據(jù)上文分析，他們會增加農(nóng)業(yè)勞動，也可能提供隔代撫育的家庭勞務(wù)，這會有利于提高其成年子女的勞動參與。例如任遠(yuǎn)和施聞[8]曾發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭中有老年父母，會減少農(nóng)村勞動力的回流遷移，只是當(dāng)老年父母為大于80歲的高齡老人時，勞動力返鄉(xiāng)的可能性則會提高。因此，本文認(rèn)為如果農(nóng)村中的中老年減少了外出就業(yè)，在家庭中增加農(nóng)業(yè)勞務(wù)和隔代撫育，會有利于成年子女的外出就業(yè)。

本文將前面已識別出的返鄉(xiāng)中老年農(nóng)民工的個人ID與CHARLS2011年和2013年的子女?dāng)?shù)據(jù)庫進(jìn)行匹配，并保留其中存在成年子女的個體，得到短期面板數(shù)據(jù)，樣本量有3 900個。表8的結(jié)果顯示出返鄉(xiāng)中老年群體參與養(yǎng)老保險對其成年子女外出遷移的影響及相關(guān)機(jī)制。第（1）列顯示，解釋變量（即個體參加養(yǎng)老保險）的系數(shù)顯著為正，說明如果該返鄉(xiāng)中老年人口參加了養(yǎng)老保險，其子女外出到城市或縣城的可能性將有所提高。（1）（2）列說明返鄉(xiāng)中老年群體參與養(yǎng)老保險后更可能花費(fèi)時間提供對兒童的隔代撫育。（1）（3）列說明提供照料孫輩的時間支持存在著中介效應(yīng)，返鄉(xiāng)中老年群體參與養(yǎng)老保險后將增加其在家時間，這使他們更有機(jī)會幫助成年子女分擔(dān)撫養(yǎng)兒童的責(zé)任，從而促進(jìn)了子女的外出遷移。這一中介機(jī)制也很好地驗(yàn)證了新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于勞動力遷移行為的假說，農(nóng)村居民通過家庭內(nèi)部的分工與合作，實(shí)現(xiàn)勞動力資源的最優(yōu)配置來增加家庭的福祉。已經(jīng)得到養(yǎng)老保險支持的老年人口會減少其外出就業(yè)，并通過支持家庭勞務(wù)和隔代撫育，幫助子代成年子女的外出發(fā)展和更長時期地在城市穩(wěn)定工作。

表8 養(yǎng)老保險參與對成年子女外出就業(yè)影響的回歸結(jié)果

七、結(jié)論與討論

本文構(gòu)建兩期生命周期模型，對返鄉(xiāng)的中老年群體參加養(yǎng)老保險狀況是否影響其再次外出就業(yè)開展理論分析，并利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）返鄉(xiāng)中老年群體參加養(yǎng)老保險顯著減少其再次外出就業(yè)；（2）不同類型養(yǎng)老保險對返鄉(xiāng)中老年群體的外出就業(yè)存在差異性影響，返鄉(xiāng)農(nóng)民工如果獲得職工基本養(yǎng)老保險，具有更明顯的收入效應(yīng)，減少他們的再次外出就業(yè)，而城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險的保障力度相對薄弱，還不足以改變返鄉(xiāng)中老年群體的勞動供給行為；（3）具有養(yǎng)老保險對農(nóng)村中老年群體勞動參與的影響存在外溢效應(yīng)，養(yǎng)老保險降低再次外出就業(yè)，會通過增加他們的家庭勞務(wù)和隔代撫育的時間，增加其成年子女的外出就業(yè)和進(jìn)城遷移。

研究揭示出養(yǎng)老保障和農(nóng)村中的返鄉(xiāng)中老年群體生活的若干關(guān)系，為理解和完善農(nóng)村的養(yǎng)老保障制度帶來一些啟發(fā)性的思考。

第一，需要加強(qiáng)和完善外出農(nóng)民工在城鎮(zhèn)部門的社會保障。對于外出農(nóng)民工來說，如果其在就業(yè)期中不能充分地獲得社會保障，會影響其在流入地的生活，限制其長期定居的意愿，影響其長期的經(jīng)濟(jì)收入和長期消費(fèi)，也會對其返回農(nóng)村后的社會經(jīng)濟(jì)生活產(chǎn)生影響。缺乏社會保障會帶來中老年人口晚年生活的壓力，造成其在較高年齡時繼續(xù)外出就業(yè)的現(xiàn)象?？紤]到當(dāng)前仍然有相當(dāng)數(shù)量的外出農(nóng)民工不能有效獲得城鎮(zhèn)職工社會保險，或者其在遷移過程中社會保險的統(tǒng)籌賬戶部分不能有效轉(zhuǎn)移，都會影響農(nóng)民工在老年期的消費(fèi)和生活。所以，農(nóng)民工被排斥在城鎮(zhèn)社會保障體制之外，不利于農(nóng)民工的生活發(fā)展。返鄉(xiāng)勞動力的社會保障不足會影響中老年群體的外出就業(yè)，其實(shí)意味著在中國城鄉(xiāng)發(fā)展過程中，加強(qiáng)對農(nóng)民工的保障，對提高其返鄉(xiāng)生活和在城市生活都同樣重要。在此情況下，政府應(yīng)當(dāng)規(guī)范城鎮(zhèn)部門的就業(yè)和社會保障管理，擴(kuò)大遷移流動人口在城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的覆蓋率，使遷移流動人口在城市就業(yè)的社會貢獻(xiàn)能夠得到合理的社會再分配，這也有利于更好地實(shí)現(xiàn)人的城鎮(zhèn)化，增強(qiáng)他們的生活福祉。

第二，提高農(nóng)村中城鄉(xiāng)居民社會保險的保障水平。農(nóng)村原來的新農(nóng)保相對于城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險，顯然是一個更弱的保障，即使是當(dāng)前已經(jīng)合并成為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險，其保障作用也是明顯不足的。相對于城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險會顯著減少中老年群體的勞動參與，農(nóng)村中的居民養(yǎng)老保險甚至無法有效支持中老年群體的老年生活，仍然迫使中老年人口需要繼續(xù)外出就業(yè)增加收入。所以國家的養(yǎng)老保障制度建設(shè)有必要在實(shí)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)基本養(yǎng)老保險全覆蓋的基礎(chǔ)上，更加重視提高農(nóng)村居民養(yǎng)老金的水平，增加農(nóng)村居民對城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險的獲得感，減少城鄉(xiāng)之間社會保障的不平等。

返鄉(xiāng)農(nóng)民工由于養(yǎng)老保障不足，會帶來其繼續(xù)外出就業(yè)，這也進(jìn)一步凸顯出了當(dāng)前存在著的城鄉(xiāng)差距以及在農(nóng)村部門的市場缺陷。農(nóng)村部門的返鄉(xiāng)勞動力，實(shí)際上很難在農(nóng)村部門中獲得長遠(yuǎn)的發(fā)展需要，他們需要通過再次遷移和外出就業(yè)，來滿足自身的生活需求和發(fā)展需求。因此加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的社會保障建設(shè)，對于城鄉(xiāng)整體發(fā)展和共同富裕有積極的意義。

第三，加強(qiáng)農(nóng)村部門的養(yǎng)老保障和促進(jìn)就業(yè)一定意義上是激勵相容的。表面上看，加強(qiáng)保障似乎是會擠出勞動力市場參與，不利于勞動力的供給，這也是對加強(qiáng)福利制度建設(shè)常常引發(fā)的擔(dān)憂。但是，且不說加強(qiáng)保障和福利本身是勞動者再分配應(yīng)得的社會權(quán)利，對于大量農(nóng)民工群體來說，社會保障水平的提高對整體的勞動力市場供給存在溢出性的積極作用。農(nóng)村養(yǎng)老保障的發(fā)展，會減少家庭養(yǎng)老的負(fù)擔(dān)，增加農(nóng)民工子女的外出就業(yè)和在城市長期居留，也就是說，農(nóng)村養(yǎng)老保障的發(fā)展會有助于進(jìn)一步擠壓出農(nóng)村中的一些青年勞動力，這對于勞動力市場的發(fā)展是有積極作用的。

第四，我們也應(yīng)該看到農(nóng)村養(yǎng)老保障建設(shè)會有利于更好發(fā)揮返鄉(xiāng)農(nóng)民工對農(nóng)村發(fā)展的作用。農(nóng)村地區(qū)社會保障的不足，固然看起來會帶來農(nóng)村勞動力進(jìn)一步外出就業(yè)，有利于勞動力資源特別是中老年勞動力資源的充分開發(fā)利用。但這是以中老年群體的健康損耗為代價的。而且，從另外一面來看，由于社會保障不足，返鄉(xiāng)勞動力并不能夠?qū)r(nóng)村發(fā)展發(fā)揮持續(xù)性和長久性的影響。如果有著更強(qiáng)的保障，一定程度會減弱返鄉(xiāng)勞動力繼續(xù)外出就業(yè)的意愿，這也會幫助他們能在返鄉(xiāng)以后為農(nóng)村發(fā)展發(fā)揮更大作用，無論是發(fā)揮返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)或者是增強(qiáng)鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和鄉(xiāng)村治理作用，這些都有利于推動鄉(xiāng)村發(fā)展和城鄉(xiāng)的整體發(fā)展。

因此，我們期待外出就業(yè)的遷移流動人口，能夠更普遍地進(jìn)入到城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險體系中去，同時加快完善農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保障，減少二者的差距，逐步實(shí)現(xiàn)國家統(tǒng)籌、相對平等的社會保障體系。保障體系建設(shè)是中國勞動力市場建設(shè)的一個支撐因素，農(nóng)村地區(qū)的社會保障體系建設(shè)任務(wù)尤其艱巨。通過保障體系建設(shè)，會有利于勞動者以及他們家庭的生活福利，同時對我國的勞動力市場會發(fā)生積極的影響，而并不完全是一個消極的影響。?