養老保障對返鄉中老年群體再次外出就業的影響

張簡妮，任 遠

（復旦大學 社會發展與公共政策學院，上海 20043）

一、引 言

宏觀上的人口城鎮化發展，在微觀上則表現為農村人口進入城市以及進入城市的部分遷移流動人口返回鄉村相互交織的人口過程（任遠，2010）[1]。返鄉的農民工在一定條件下會發生再次遷移，構成循環的遷移（Chen ＆ Fan，2018）[2]。

近年來，農民工返鄉和回流現象愈發明顯?；?010～2020 年普查和小普查數據發現，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]。對七普數據分析也發現，相較于2000～2010年，2010～2020年間中部地區主要省份（如安徽、江西、湖北、湖南和四川）的人口流入強度增加，雖然東部沿海省份仍是主要的人口流入地，但其人口遷出的規模和強度有明顯增加，這折射出人口流動區域循環和回流增加的現象（王桂新，2022）[5]。返鄉和回流數量增長內生在人口遷移流動不斷增長過程中，同時，勞動密集型產業向中西部地區轉移，內陸地區非農就業機會增多，也帶動人口從東南沿海的主要流入地區，返鄉和回流到其流出地區（張歡、吳方衛，2022）[6]。返鄉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濟發展機會和流動者家庭稟賦等因素的影響（楊云彥、石智雷，2012；任遠、施聞，2017）[7，8]。

一些返鄉和回流的勞動力還會發生再次遷移。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]。吳方衛和康姣姣[11]提出影響農村外出勞動力外出遷移、回流和再次外出的因素存在不同?；亓髦蟮脑龠w移，可能是農村外出勞動力在返鄉以后的生活狀況未滿足其生活預期，在流入地和流出地經濟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的目的，比如說處理好了家庭成員的照料、農地的處置等，然后再次尋找新的外出發展機會?；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果。任正委和任遠[12]從新古典經濟學、新遷移經濟學和遷移社會網絡等不同角度，發現返鄉勞動力的經濟收入、就業穩定性、他們是否接受過非農技能培訓，以及返鄉勞動力的家庭稟賦和家庭生活狀況，返鄉農民工家庭成員在外務工經商的親緣關系等都會對其繼續再遷移產生牽引作用。此外，返鄉農民工的再遷移也更加傾向于向所在縣城遷移。

在返鄉和回流農民工的再遷移過程中，中老年群體的再遷移是值得關注的現象?？傮w上流動人口由于年齡較大而發生返鄉行為，返鄉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，返鄉的中老年人口為什么不在返鄉后享受安穩的養老生活，而是繼續再次遷移流動外出就業？這種現象并不是個別情況，我們看到勞動力市場上有大量年老了仍然在繼續勞作的中老年人口，有的甚至在高勞動強度的建筑、運輸行業。近年來一些城市對老年人口就業進行“清理”，還在某種程度上損害了這些老年農民工的就業需求。本文打算研究是否是因為這些返鄉農民工的養老保障不足，使其難以應對生活的風險而需要再次外出就業，在此基礎上，本文對加強農村保障建設和促進城鄉發展提出思考和建議。

二、文獻綜述和研究假設

返鄉的農民工仍然具有較高的再遷移概率，其再次外出的比重達到62.6%（王子成、趙忠，2013）[13]。一項對武漢返鄉農民工就業安置現狀的調查顯示，55%的返鄉農民工有再次外出務工的意愿，38%的返鄉人口準備留在家鄉務農的同時尋求本地的非農就業（陳浩等，2010）[14]。返鄉農民工的再遷移，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]。吳方衛和康姣姣[11]分析了回流后的再遷移和年齡的關系，發現在一階的回歸系數為正，在二階表現為負數，即勞動者年齡增高會先提高人口的再遷移，然后出現下降。這些都說明返鄉的中老年群體發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，能夠為返鄉農民工在中老年繼續再遷移流動提供一定參考。我國流動的老年人口數量增長很快，從2000年的503萬增長到2015年的1 304萬（國家衛生健康委員會，2018）[16]。中老年群體的遷移流動行為表現出不同的目的和特點。有的是外出務工就業，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老的照料（任遠等，2020）[17]。雖然家庭團聚是我國老年人口遷移的主要目的（孟向京等，2004）[18]，但當前仍然有超過1/5的流動老人是為了務工經商的就業活動（梁宏、郭娟娟，2018；楊菊華，2018）[19，20]。根據國家統計局的《2021年農民工監測調查報告》，我國50歲以上農民工所占比重為27.3%，接近農民工總量的1/3。務工就業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（任遠等，2020）[17]。他們在城市的就業質量偏低，大多在建筑類、生活服務業等非正規就業部門就業（馬健囡，2020）[21]。在中老年就業的流動人口中，有不少是返鄉的農民工再次遷移外出就業，換言之，返鄉農民工中老年的再遷移，有相當比例仍然將繼續外出就業作為目的。

返鄉的中老年人再次外出就業，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，家庭的經濟狀況較差、子女數量越多、“逆反哺”或隔代照料的負擔越重等，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，他們的就業決策還受到退休年齡的政策以及醫療保障、養老保障等福利制度的影響（Lee，1998；Baker＆ Benjamin，1999；Aisaet al.，2012；Fetter ＆ Lockwood，2018）[29-32]。

在影響返鄉中老年群體再次外出就業的相關因素中，養老保障的因素值得重視。養老保險對中老年人口的勞動供給會產生負向的收入效應和正向的替代效應。養老金作為一種補充收入，可以支持中老年人的經濟保障，從而支持他們退出勞動力市場。Anderson等[33]估計了美國20世紀70到80年代養老金和社會保障的變化對男性退休行為的影響，發現在解釋60歲左右男性采取提前退休的原因中，有25%的因素是與養老金和社會保障收入有關。French等[34]構建了包含勞動供給、退休和儲蓄行為的生命周期模型，發現如果養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年的一項動態追蹤調查數據，基于模糊斷點的回歸方法，發現養老金的領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。但也有學者持相反觀點，認為保險對中老年人勞動供給的影響是替代效應大于收入效應。例如，Ruhm[36]根據美國社會保障管理局的退休歷史縱向調查數據分析發現，養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老保險參與率的提高而增加。車翼等[37]也有類似結論，即有養老保險的老年人參加工作的發生比是沒有養老保險老年人的近2倍。

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

返鄉農民工最主要購買的是城鄉居民養老保險，也有部分人口在曾經的流動過程中或在所在地城鎮購買了城鎮職工養老保險，這些異地社會保險在跨地區銜接還存在著接續流轉的困難，他們中只有很少的人口參與了補充養老保險和商業養老保險計劃。返鄉農民工再次外出就業表現出農村老年人經濟收入相對不足，希望通過外出就業獲得部分收入的補償，這也表明存在中老年農村人口因養老保障不足而被迫繼續外出就業的可能性。對此，針對返鄉的中老年群體再次外出就業的現象，本文提出以下兩點假設：

假設1：由于預期養老金不足，部分已經返鄉的中老年群體仍無法穩定留在農村，他們還會再次遷移、外出就業，補充家庭收入。參加養老保險能為返鄉農民工提供一定的經濟支持，會減少他們再次外出就業的行為。

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

三、理論模型

本文建立兩期生命周期模型，分析返鄉人口領取農村養老保險對其再次外出就業決策的影響。在模型設置中，以是否領取養老保險為區分，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

參考經典的效用函數模型，文章假設個體的效用主要與消費有關。于是，返鄉人口通過兩期的消費最大化自己一生的效用，其終身效用為：

其中，Ct和Ct+1為返鄉人口在中青年期和老年期的消費量；ρ為主觀貼現率。

返鄉人口在中青年階段時，通過在城市工作獲取工資收入Wt，以滿足當期消費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來源于其早期的儲蓄St、領取的養老金Pt+1,i，返鄉的中老年農民工中有部分人口會重新回到城市務工，他們在老年期得到勞務收入Wt+1。本文用vt+1表示返鄉人口在第t+1期身處城市的時間份額。因此，返鄉人口在兩期生命周期中面臨的預算約束為：

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

通過構造拉格朗日函數求解個人效用最大化，可得一階條件：

（二）經濟生產

假設所有生產部門均采用標準的柯布－道格拉斯（Cobb-Douglas）函數進行生產，即：

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

人均產出（即，yt=Yt/Lt）可以表示為人均資本kt和資本對經濟生產貢獻的函數，即：

在生產利潤最大化的條件下，利息Rt和農民工在城市的勞動收入Wt分別為：

（三）穩態均衡

在均衡情況下，經濟系統需滿足（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，得到表達式St。其次，根據均衡條件，每期的資本存量由前一期儲蓄所決定，即：

穩態均衡時kt+1=kt，可得資本存量kt的關系式：

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

此外，ratei數值與養老保險的類型有關，本文進一步利用ratei對返鄉人口在城市工作的時間比例求一階導和二階導。根據（5）式知道It,i與ratei是正相關的關系，再結合（13）式，判斷出一階導（即小于0。同理利用（5）式，將（12）方程的右邊替換為ratei的表達式，結果如下：

四、研究設計

（一）數據的來源與處理

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

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

（二）模型設定

由于返鄉人口是否再次外出就業是一個二值變量，因此本文使用Probit模型進行估計，基準回歸模型的設定如下：

其中，被解釋變量out_workit表示第t年返鄉人口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年返鄉人口i是否參加了任何一項養老保險。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，還增加了家庭的農業經營收入、培訓費用支出、老幼照護安排和土地租賃變量。此外，由于地方政府會對居民基本養老保險進行一定的補貼，地方的財政收入水平會直接影響到補貼金額的大小，因此本文所有的回歸標準誤都聚集在城市層面。

為了進一步探究三大支柱養老保險對于返鄉中老年人口外出再就業的差異性影響，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，即基礎養老保險、補充養老保險（或者稱為企業年金）和商業保險。由于基礎養老保險又分為職工和居民基本養老保險兩類，所以本文在（17）式中將par_basicp細分為職工基本養老保險par_residentp和居民基本養老保險par_employeep。其余變量與（15）式保持不變。

在基準回歸結果的基礎上，本文也進行了一系列穩健性檢驗。具體而言，首先替換了被解釋變量，將返鄉中老年群體是否外出再就業替換為他們的勞動投入指標，包括勞動參與和勞動供給強度指標。其次，將研究對象按照不同年齡段進行分類，考察養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，本文還根據返鄉中老年人口是否參加養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行為、養老方式上的均值與相應的顯著性（表2）?？梢钥吹?，相比于沒有參加養老保險的返鄉人口，參加養老保險群體的外出再就業的可能性明顯更低。在養老方式的差異上，參加了養老保險的返鄉中老年群體可以更多地選擇依靠養老保險進行養老，他們選擇依靠子女贍養養老的比例顯著更低。

表1 變量說明

表2 養老保險獲取和再次外出務工行為、養老方式的差異性比較

五、實證結果

（一）養老保險對再次外出就業行為的影響

養老保險對返鄉的中老年群體再次外出務工的影響結果如表3所示。從關鍵自變量的回歸結果來看，第（1）列為未加入任何控制變量和地區的虛擬變量，解釋變量（即，中老年返鄉人口是否參與了任何一項養老保險）在1%水平上顯著，且系數為負，說明中老年返鄉人口在參與養老保險后，其再次外出務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虛擬變量后的估計結果，關鍵系數的顯著性和正負號方向沒有發生根本性改變。研究的假設1得到驗證。

表3 養老保險對返鄉中老年遷移群體再次外出務工的影響

從控制變量的回歸結果來看，本文的實證結果和大多數經驗研究結論相一致。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工的可能性更大（冉東凡、呂學靜，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）不同類型養老保險對再次外出就業行為的影響

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

（三）穩健性檢驗

1.更換被解釋變量

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

表5 更換被解釋變量后的回歸結果

2.基于分年齡樣本的穩健性檢驗

是否具有參加養老保險對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階段，而對那些已經年滿60 歲的居民來說，他們處于可以領取養老金的階段。本文區分了60歲以下返鄉的中老年人口是否參與養老保障和60歲及以上人口是否領取養老金對其再次外出就業的影響。結果顯示在表6的（1）和（2）列?？梢钥吹?，60歲以下的返鄉農民工中，參加養老保險的人口會減少再次外出務工的概率。對60歲及以上的返鄉農民工來說，如果他們領取到養老金，再次外出務工的概率也顯著降低。這些都進一步說明養老保障對返鄉中老年人口再次外出就業具有顯著影響。

表6 基于年齡斷點進行分樣本回歸的結果

3.利用工具變量克服內生性

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險，農民選擇是否外出可能會影響到其購買保險的行為。為了解決潛在的內生性問題，本文通過選取工具變量，采用IV Probit 模型進行再估計，結果如表7所示。

表7 使用工具變量后的回歸結果

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

此外，根據工具變量的選取思路，本文將公式（17）中4 個關鍵自變量相應替換為同村其他中老年人的居民基本養老保險參與率、職工基本養老保險參與率、企業補充養老保險參與率和商業養老保險參與率，回歸結果呈現在第（3）列。研究結果也表現出參加職工養老保險相對于居民養老保險，對減少返鄉的中老年人口再次外出務工具有顯著影響。

六、溢出效應的分析

除了研究養老保險能否幫助中老年農民工實現返鄉后的安穩生活，本文還進一步探討返鄉中老年群體的養老保險是否對其成年子女的外出就業具有溢出影響。農村家庭中的老年父母如果不外出就業，根據上文分析，他們會增加農業勞動，也可能提供隔代撫育的家庭勞務，這會有利于提高其成年子女的勞動參與。例如任遠和施聞[8]曾發現，農村家庭中有老年父母，會減少農村勞動力的回流遷移，只是當老年父母為大于80歲的高齡老人時，勞動力返鄉的可能性則會提高。因此，本文認為如果農村中的中老年減少了外出就業，在家庭中增加農業勞務和隔代撫育，會有利于成年子女的外出就業。

本文將前面已識別出的返鄉中老年農民工的個人ID與CHARLS2011年和2013年的子女數據庫進行匹配，并保留其中存在成年子女的個體，得到短期面板數據，樣本量有3 900個。表8的結果顯示出返鄉中老年群體參與養老保險對其成年子女外出遷移的影響及相關機制。第（1）列顯示，解釋變量（即個體參加養老保險）的系數顯著為正，說明如果該返鄉中老年人口參加了養老保險，其子女外出到城市或縣城的可能性將有所提高。（1）（2）列說明返鄉中老年群體參與養老保險后更可能花費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，返鄉中老年群體參與養老保險后將增加其在家時間，這使他們更有機會幫助成年子女分擔撫養兒童的責任，從而促進了子女的外出遷移。這一中介機制也很好地驗證了新遷移經濟學關于勞動力遷移行為的假說，農村居民通過家庭內部的分工與合作，實現勞動力資源的最優配置來增加家庭的福祉。已經得到養老保險支持的老年人口會減少其外出就業，并通過支持家庭勞務和隔代撫育，幫助子代成年子女的外出發展和更長時期地在城市穩定工作。

表8 養老保險參與對成年子女外出就業影響的回歸結果

七、結論與討論

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

研究揭示出養老保障和農村中的返鄉中老年群體生活的若干關系，為理解和完善農村的養老保障制度帶來一些啟發性的思考。

第一，需要加強和完善外出農民工在城鎮部門的社會保障。對于外出農民工來說，如果其在就業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，影響其長期的經濟收入和長期消費，也會對其返回農村后的社會經濟生活產生影響。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外出就業的現象?？紤]到當前仍然有相當數量的外出農民工不能有效獲得城鎮職工社會保險，或者其在遷移過程中社會保險的統籌賬戶部分不能有效轉移，都會影響農民工在老年期的消費和生活。所以，農民工被排斥在城鎮社會保障體制之外，不利于農民工的生活發展。返鄉勞動力的社會保障不足會影響中老年群體的外出就業，其實意味著在中國城鄉發展過程中，加強對農民工的保障，對提高其返鄉生活和在城市生活都同樣重要。在此情況下，政府應當規范城鎮部門的就業和社會保障管理，擴大遷移流動人口在城鎮職工養老保險的覆蓋率，使遷移流動人口在城市就業的社會貢獻能夠得到合理的社會再分配，這也有利于更好地實現人的城鎮化，增強他們的生活福祉。

第二，提高農村中城鄉居民社會保險的保障水平。農村原來的新農保相對于城鎮職工養老保險，顯然是一個更弱的保障，即使是當前已經合并成為城鄉居民養老保險，其保障作用也是明顯不足的。相對于城鎮職工養老保險會顯著減少中老年群體的勞動參與，農村中的居民養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外出就業增加收入。所以國家的養老保障制度建設有必要在實現農村地區基本養老保險全覆蓋的基礎上，更加重視提高農村居民養老金的水平，增加農村居民對城鄉居民養老保險的獲得感，減少城鄉之間社會保障的不平等。

返鄉農民工由于養老保障不足，會帶來其繼續外出就業，這也進一步凸顯出了當前存在著的城鄉差距以及在農村部門的市場缺陷。農村部門的返鄉勞動力，實際上很難在農村部門中獲得長遠的發展需要，他們需要通過再次遷移和外出就業，來滿足自身的生活需求和發展需求。因此加強農村地區的社會保障建設，對于城鄉整體發展和共同富裕有積極的意義。

第三，加強農村部門的養老保障和促進就業一定意義上是激勵相容的。表面上看，加強保障似乎是會擠出勞動力市場參與，不利于勞動力的供給，這也是對加強福利制度建設常常引發的擔憂。但是，且不說加強保障和福利本身是勞動者再分配應得的社會權利，對于大量農民工群體來說，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。農村養老保障的發展，會減少家庭養老的負擔，增加農民工子女的外出就業和在城市長期居留，也就是說，農村養老保障的發展會有助于進一步擠壓出農村中的一些青年勞動力，這對于勞動力市場的發展是有積極作用的。

第四，我們也應該看到農村養老保障建設會有利于更好發揮返鄉農民工對農村發展的作用。農村地區社會保障的不足，固然看起來會帶來農村勞動力進一步外出就業，有利于勞動力資源特別是中老年勞動力資源的充分開發利用。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，返鄉勞動力并不能夠對農村發展發揮持續性和長久性的影響。如果有著更強的保障，一定程度會減弱返鄉勞動力繼續外出就業的意愿，這也會幫助他們能在返鄉以后為農村發展發揮更大作用，無論是發揮返鄉創業或者是增強鄉村農業生產和鄉村治理作用，這些都有利于推動鄉村發展和城鄉的整體發展。

因此，我們期待外出就業的遷移流動人口，能夠更普遍地進入到城鎮職工養老保險體系中去，同時加快完善農村地區養老保障，減少二者的差距，逐步實現國家統籌、相對平等的社會保障體系。保障體系建設是中國勞動力市場建設的一個支撐因素，農村地區的社會保障體系建設任務尤其艱巨。通過保障體系建設，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生積極的影響，而并不完全是一個消極的影響。?