養(yǎng)老保障對(duì)返鄉(xiāng)中老年群體再次外出就業(yè)的影響

張簡(jiǎn)妮，任 遠(yuǎn)

（復(fù)旦大學(xué) 社會(huì)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(dòng)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(huì)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(dòng)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(duì)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(dòng)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(zhǎng)內(nèi)生在人口遷移流動(dòng)不斷增長(zhǎng)過程中，同時(shí)，勞動(dòng)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(huì)增多，也帶動(dòng)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(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)會(huì)和流動(dòng)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(dòng)力還會(huì)發(fā)生再次遷移。人口遷移流動(dòng)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(gè)人因素、家庭因素、遷移流動(dòng)經(jīng)歷和社會(huì)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(dòng)力外出遷移、回流和再次外出的因素存在不同?；亓髦蟮脑龠w移，可能是農(nóng)村外出勞動(dòng)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(huì)?；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(huì)網(wǎng)絡(luò)等不同角度，發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)勞動(dòng)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(dòng)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(huì)對(duì)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?？傮w上流動(dòng)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(dòng)人口在完成其遷移目的以后的返回故土，是一種對(duì)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(dòng)外出就業(yè)？這種現(xiàn)象并不是個(gè)別情況，我們看到勞動(dòng)力市場(chǎng)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(dòng)強(qiáng)度的建筑、運(yùn)輸行業(yè)。近年來一些城市對(duì)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(duì)生活的風(fēng)險(xiǎn)而需要再次外出就業(yè)，在此基礎(chǔ)上，本文對(duì)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(duì)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(shí)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(wú)論是他們?cè)龠w移的意愿還是再遷移行為，都隨著年齡增長(zhǎng)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(dòng)者年齡增高會(huì)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(duì)流動(dòng)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(dòng)提供一定參考。我國(guó)流動(dòng)的老年人口數(shù)量增長(zhǎng)很快，從2000年的503萬(wàn)增長(zhǎng)到2015年的1 304萬(wàn)（國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)，2018）[16]。中老年群體的遷移流動(dòng)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(guó)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(dòng)老人是為了務(wù)工經(jīng)商的就業(yè)活動(dòng)（梁宏、郭娟娟，2018；楊菊華，2018）[19，20]。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的《2021年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》，我國(guó)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(dòng)人口在流動(dòng)老人總體中相對(duì)年輕、健康和教育程度更高（任遠(yuǎn)等，2020）[17]。他們?cè)诔鞘械木蜆I(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(dòng)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(guó)中老年人口的勞動(dòng)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(dòng)參與和就業(yè)受到個(gè)體因素、家庭和社會(huì)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(huì)影響他們的勞動(dòng)參與（張文娟，2010；童玉芬、廖宇航，2017；張翼，1999）[22-24]。同時(shí)，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(huì)使中老年人增加勞動(dòng)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(xiǎn)對(duì)中老年人口的勞動(dòng)供給會(huì)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(dòng)力市場(chǎng)。Anderson等[33]估計(jì)了美國(guó)20世紀(jì)70到80年代養(yǎng)老金和社會(huì)保障的變化對(duì)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(huì)保障收入有關(guān)。French等[34]構(gòu)建了包含勞動(dòng)供給、退休和儲(chǔ)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(huì)平均推遲3個(gè)月再選擇退休。Grogan等[35]利用俄羅斯2006到2011年的一項(xiàng)動(dòng)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(shí)間分別減少40和21個(gè)小時(shí)。但也有學(xué)者持相反觀點(diǎn)，認(rèn)為保險(xiǎn)對(duì)中老年人勞動(dòng)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(guó)社會(huì)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(xiǎn)對(duì)中老年人勞動(dòng)供給的影響會(huì)因個(gè)體所處的年齡段不同而存在差異。對(duì)那些位于55歲到60歲出頭的男性來說，其勞動(dòng)供給反而會(huì)隨著養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)的老年人參加工作的發(fā)生比是沒有養(yǎng)老保險(xiǎn)老年人的近2倍。

我國(guó)養(yǎng)老保障體系主要以政府強(qiáng)制的基礎(chǔ)養(yǎng)老保險(xiǎn)（包括城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)①1992年以來，我國(guó)開始農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度（簡(jiǎn)稱“老農(nóng)?！保┑慕ㄔO(shè)；2009年，國(guó)務(wù)院出臺(tái)《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見》，正式啟動(dòng)“新農(nóng)?！钡脑圏c(diǎn)工作；2014年，“新農(nóng)?！迸c城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度合并為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)。），單位的補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)（又稱企業(yè)年金），以及個(gè)人支付的商業(yè)和個(gè)人養(yǎng)老金這三大支柱為主。對(duì)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(xiǎn)待遇相對(duì)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(xiǎn)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(xiǎn)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(gòu)買的是城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)，也有部分人口在曾經(jīng)的流動(dòng)過程中或在所在地城鎮(zhèn)購(gòu)買了城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)，這些異地社會(huì)保險(xiǎn)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(xiǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)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(duì)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(duì)此，針對(duì)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(wú)法穩(wěn)定留在農(nóng)村，他們還會(huì)再次遷移、外出就業(yè)，補(bǔ)充家庭收入。參加養(yǎng)老保險(xiǎn)能為返鄉(xiāng)農(nóng)民工提供一定的經(jīng)濟(jì)支持，會(huì)減少他們?cè)俅瓮獬鼍蜆I(yè)的行為。

假設(shè)2：不同類型的養(yǎng)老保險(xiǎn)計(jì)劃的保障程度存在差異，它們對(duì)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(xiǎn)會(huì)比農(nóng)村的居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)具有更明顯的收入效應(yīng)，會(huì)使擁有職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工有相對(duì)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(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)為區(qū)分，將個(gè)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(shí)簡(jiǎn)化每期的長(zhǎng)度固定為1。

（一）勞動(dòng)者決策

參考經(jīng)典的效用函數(shù)模型，文章假設(shè)個(gè)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(shí)，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(gòu)買i類型的保險(xiǎn)It,i和儲(chǔ)蓄St。他們?cè)诶夏觌A段的消費(fèi)來源于其早期的儲(chǔ)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(huì)重新回到城市務(wù)工，他們?cè)诶夏昶诘玫絼趧?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(shí)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(gòu)買i類型保險(xiǎn)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(xiǎn)的替代率，通過將養(yǎng)老金Pt+1,i比上其年輕時(shí)工資收入Wt得出，ratei數(shù)值越大說明該類型養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障力度越高。

通過構(gòu)造拉格朗日函數(shù)求解個(gè)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(dòng)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(duì)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)貢獻(xiàn)的函數(shù)，即：

在生產(chǎn)利潤(rùn)最大化的條件下，利息Rt和農(nóng)民工在城市的勞動(dòng)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(chǔ)蓄所決定，即：

穩(wěn)態(tài)均衡時(shí)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(xiǎn)金對(duì)返鄉(xiāng)人口在城市工作的時(shí)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(xiǎn)的類型有關(guān)，本文進(jìn)一步利用ratei對(duì)返鄉(xiāng)人口在城市工作的時(shí)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(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）。CHARLS是由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院實(shí)施的具有全國(guó)代表性的大型微觀入戶調(diào)查，樣本覆蓋中國(guó)28個(gè)省區(qū)的150個(gè)縣級(jí)單位，450個(gè)村級(jí)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(duì)象為返鄉(xiāng)的中老年群體，該數(shù)據(jù)是我國(guó)目前唯一的以45歲及以上中老年人為調(diào)查對(duì)象的大型微觀數(shù)據(jù)，CHARLS數(shù)據(jù)能比國(guó)內(nèi)其他數(shù)據(jù)提供更充足的樣本量；二是CHARLS 在2014 年對(duì)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(shí)別出受訪者是否是返鄉(xiāng)和再遷移人口。

返鄉(xiāng)人口的識(shí)別遵循以下三個(gè)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(shí)別出返鄉(xiāng)中老年人口的基礎(chǔ)上，通過將個(gè)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(gè)。

（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(gè)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(xiǎn)。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(gè)體特征外，還增加了家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(huì)對(duì)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)進(jìn)行一定的補(bǔ)貼，地方的財(cái)政收入水平會(huì)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(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)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(xiǎn)，即基礎(chǔ)養(yǎng)老保險(xiǎn)、補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)（或者稱為企業(yè)年金）和商業(yè)保險(xiǎn)。由于基礎(chǔ)養(yǎng)老保險(xiǎn)又分為職工和居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)par_residentp和居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(dòng)投入指標(biāo)，包括勞動(dòng)參與和勞動(dòng)供給強(qiáng)度指標(biāo)。其次，將研究對(duì)象按照不同年齡段進(jìn)行分類，考察養(yǎng)老保障對(duì)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(xiǎn)劃分出了兩個(gè)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?，相比于沒有參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的返鄉(xiāng)人口，參加養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)的返鄉(xiāng)中老年群體可以更多地選擇依靠養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)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(xiǎn)對(duì)再次外出就業(yè)行為的影響

養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)）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(xiǎn)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(gè)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(hào)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(xiǎn)對(duì)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(gè)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(huì)傾向于再次外出（黃宏偉等，2014）[42]。

（二）不同類型養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)再次外出就業(yè)行為的影響

不同類型養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)，參與第一支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)（即，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)）會(huì)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(xiǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的作用不顯著，這與我國(guó)當(dāng)前第二、三支柱養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)，參與職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)才會(huì)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(xiǎn)福利待遇上的強(qiáng)弱對(duì)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(xiǎn)具有更為明顯的收入效應(yīng)，其他類型保險(xiǎn)的養(yǎng)老金數(shù)額相對(duì)較少，還不足以使中老年人完全退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，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(xiǎn)降低了返鄉(xiāng)人口再次外出務(wù)工的概率，那么他們?cè)诩覄?wù)農(nóng)的參與和勞動(dòng)時(shí)間可能會(huì)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(dòng)以及參與時(shí)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(xiǎn)會(huì)顯著提高其家庭務(wù)農(nóng)勞動(dòng)的參與，同時(shí)老年返鄉(xiāng)人口參加養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)顯著增加其每周自家務(wù)農(nóng)的勞動(dòng)參與時(shí)間，折射出返鄉(xiāng)中老年人口的養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)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(xiǎn)對(duì)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(duì)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(duì)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(xiǎn)的人口會(huì)減少再次外出務(wù)工的概率。對(duì)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(duì)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(xiǎn)存在自我選擇的問題，勞動(dòng)力遷移與找尋工作的成本較高，且存在收入波動(dòng)等風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)民選擇是否外出可能會(huì)影響到其購(gòu)買保險(xiǎn)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(xiǎn)的參與率作為是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的工具變量，由于周邊人的參保行為會(huì)影響到個(gè)人的參保決策，但又不會(huì)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(xiǎn)是一個(gè)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(xiǎn)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(gè)工具變量，所以我們沒有進(jìn)行過度識(shí)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(xiǎn)對(duì)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(gè)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(xiǎn)參與率、職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率、企業(yè)補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)相對(duì)于居民養(yǎng)老保險(xiǎn)，對(duì)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(xiǎn)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(xiǎn)是否對(duì)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(huì)增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，也可能提供隔代撫育的家庭勞務(wù)，這會(huì)有利于提高其成年子女的勞動(dòng)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(huì)減少農(nóng)村勞動(dòng)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(shí)，勞動(dòng)力返鄉(xiāng)的可能性則會(huì)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(huì)有利于成年子女的外出就業(yè)。

本文將前面已識(shí)別出的返鄉(xiāng)中老年農(nóng)民工的個(gè)人ID與CHARLS2011年和2013年的子女?dāng)?shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行匹配，并保留其中存在成年子女的個(gè)體，得到短期面板數(shù)據(jù)，樣本量有3 900個(gè)。表8的結(jié)果顯示出返鄉(xiāng)中老年群體參與養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(gè)體參加養(yǎng)老保險(xiǎn)）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(xiǎn)，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(xiǎn)后更可能花費(fèi)時(shí)間提供對(duì)兒童的隔代撫育。（1）（3）列說明提供照料孫輩的時(shí)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(xiǎn)后將增加其在家時(shí)間，這使他們更有機(jī)會(huì)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(dòng)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(dòng)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(xiǎn)支持的老年人口會(huì)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(zhǎng)時(shí)期地在城市穩(wěn)定工作。

表8 養(yǎng)老保險(xiǎn)參與對(duì)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(duì)返鄉(xiāng)的中老年群體參加養(yǎng)老保險(xiǎn)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(guó)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(xiǎn)顯著減少其再次外出就業(yè)；（2）不同類型養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)，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(xiǎn)的保障力度相對(duì)薄弱，還不足以改變返鄉(xiāng)中老年群體的勞動(dòng)供給行為；（3）具有養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村中老年群體勞動(dòng)參與的影響存在外溢效應(yīng)，養(yǎng)老保險(xiǎn)降低再次外出就業(yè)，會(huì)通過增加他們的家庭勞務(wù)和隔代撫育的時(shí)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(huì)保障。對(duì)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(huì)保障，會(huì)影響其在流入地的生活，限制其長(zhǎng)期定居的意愿，影響其長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)收入和長(zhǎng)期消費(fèi)，也會(huì)對(duì)其返回農(nóng)村后的社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活產(chǎn)生影響。缺乏社會(huì)保障會(huì)帶來中老年人口晚年生活的壓力，造成其在較高年齡時(shí)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(huì)保險(xiǎn)，或者其在遷移過程中社會(huì)保險(xiǎn)的統(tǒng)籌賬戶部分不能有效轉(zhuǎn)移，都會(huì)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(huì)保障體制之外，不利于農(nóng)民工的生活發(fā)展。返鄉(xiāng)勞動(dòng)力的社會(huì)保障不足會(huì)影響中老年群體的外出就業(yè)，其實(shí)意味著在中國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展過程中，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民工的保障，對(duì)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(huì)保障管理，擴(kuò)大遷移流動(dòng)人口在城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋率，使遷移流動(dòng)人口在城市就業(yè)的社會(huì)貢獻(xiàn)能夠得到合理的社會(huì)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(huì)保險(xiǎn)的保障水平。農(nóng)村原來的新農(nóng)保相對(duì)于城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)，顯然是一個(gè)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(xiǎn)，其保障作用也是明顯不足的。相對(duì)于城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)顯著減少中老年群體的勞動(dòng)參與，農(nóng)村中的居民養(yǎng)老保險(xiǎn)甚至無(wú)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(guó)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(xiǎn)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(duì)城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)的獲得感，減少城鄉(xiāng)之間社會(huì)保障的不平等。

返鄉(xiāng)農(nóng)民工由于養(yǎng)老保障不足，會(huì)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(chǎng)缺陷。農(nóng)村部門的返鄉(xiāng)勞動(dòng)力，實(shí)際上很難在農(nóng)村部門中獲得長(zhǎng)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(huì)保障建設(shè)，對(duì)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(lì)相容的。表面上看，加強(qiáng)保障似乎是會(huì)擠出勞動(dòng)力市場(chǎng)參與，不利于勞動(dòng)力的供給，這也是對(duì)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(dòng)者再分配應(yīng)得的社會(huì)權(quán)利，對(duì)于大量農(nóng)民工群體來說，社會(huì)保障水平的提高對(duì)整體的勞動(dòng)力市場(chǎng)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(huì)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(zhǎng)期居留，也就是說，農(nóng)村養(yǎng)老保障的發(fā)展會(huì)有助于進(jìn)一步擠壓出農(nóng)村中的一些青年勞動(dòng)力，這對(duì)于勞動(dòng)力市場(chǎng)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(huì)有利于更好發(fā)揮返鄉(xiāng)農(nóng)民工對(duì)農(nóng)村發(fā)展的作用。農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障的不足，固然看起來會(huì)帶來農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)一步外出就業(yè)，有利于勞動(dòng)力資源特別是中老年勞動(dòng)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(jià)的。而且，從另外一面來看，由于社會(huì)保障不足，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力并不能夠?qū)r(nóng)村發(fā)展發(fā)揮持續(xù)性和長(zhǎng)久性的影響。如果有著更強(qiáng)的保障，一定程度會(huì)減弱返鄉(xiāng)勞動(dòng)力繼續(xù)外出就業(yè)的意愿，這也會(huì)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(wú)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(dòng)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(dòng)人口，能夠更普遍地進(jìn)入到城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)體系中去，同時(shí)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(guó)家統(tǒng)籌、相對(duì)平等的社會(huì)保障體系。保障體系建設(shè)是中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)建設(shè)的一個(gè)支撐因素，農(nóng)村地區(qū)的社會(huì)保障體系建設(shè)任務(wù)尤其艱巨。通過保障體系建設(shè)，會(huì)有利于勞動(dòng)者以及他們家庭的生活福利，同時(shí)對(duì)我國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)會(huì)發(fā)生積極的影響，而并不完全是一個(gè)消極的影響。?