张简妮，任 远
（复旦大学 社会发展与公共政策学院，上海 20043）
宏观上的人口城镇化发展，在微观上则表现为农村人口进入城市以及进入城市的部分迁移流动人口返回乡村相互交织的人口过程（任远，2010）[1]。返乡的农民工在一定条件下会发生再次迁移，构成循环的迁移（Chen ＆ Fan，2018）[2]。
近年来，农民工返乡和回流现象愈发明显。基于2010～2020 年普查和小普查数据发现，迁移流动人口回流比重有所提高（李贞、陈晨，2020；
吴瑞君、薛琪薪，2020）[3，4]。对七普数据分析也发现，相较于2000～2010年，2010～2020年间中部地区主要省份（如安徽、江西、湖北、湖南和四川）的人口流入强度增加，虽然东部沿海省份仍是主要的人口流入地，但其人口迁出的规模和强度有明显增加，这折射出人口流动区域循环和回流增加的现象（王桂新，2022）[5]。返乡和回流数量增长内生在人口迁移流动不断增长过程中，同时，劳动密集型产业向中西部地区转移，内陆地区非农就业机会增多，也带动人口从东南沿海的主要流入地区，返乡和回流到其流出地区（张欢、吴方卫，2022）[6]。返乡和回流受到流入地城市较高的生活成本及制度排斥的影响，也受到流出地不断增长的经济发展机会和流动者家庭禀赋等因素的影响（杨云彦、石智雷，2012；
任远、施闻，2017）[7，8]。
一些返乡和回流的劳动力还会发生再次迁移。人口迁移流动过程包括丰富的迁移轨迹，如迁移以后回流、迁移以后沉淀、回流后再迁移等，这些不同的迁移过程受到个人因素、家庭因素、迁移流动经历和社会因素的不同影响（Chenet al.，2020；
朱宇、林李月，2019）[9，10]。吴方卫和康姣姣[11]提出影响农村外出劳动力外出迁移、回流和再次外出的因素存在不同。回流之后的再迁移，可能是农村外出劳动力在返乡以后的生活状况未满足其生活预期，在流入地和流出地经济收益比较下的再次迁移；
也有可能是其完成了第一次迁移和返乡的目的，比如说处理好了家庭成员的照料、农地的处置等，然后再次寻找新的外出发展机会。回流以后的再迁移行为也是流出地和流出地不同推拉因素相互比较的结果。任正委和任远[12]从新古典经济学、新迁移经济学和迁移社会网络等不同角度，发现返乡劳动力的经济收入、就业稳定性、他们是否接受过非农技能培训，以及返乡劳动力的家庭禀赋和家庭生活状况，返乡农民工家庭成员在外务工经商的亲缘关系等都会对其继续再迁移产生牵引作用。此外，返乡农民工的再迁移也更加倾向于向所在县城迁移。
在返乡和回流农民工的再迁移过程中，中老年群体的再迁移是值得关注的现象。总体上流动人口由于年龄较大而发生返乡行为，返乡回流在很大意义上是流动人口在完成其迁移目的以后的返回故土，是一种对老年的生活居住安排。返乡的中老年人口再次迁移的意愿和行为总体上是较弱的。那么，返乡的中老年人口为什么不在返乡后享受安稳的养老生活，而是继续再次迁移流动外出就业？这种现象并不是个别情况，我们看到劳动力市场上有大量年老了仍然在继续劳作的中老年人口，有的甚至在高劳动强度的建筑、运输行业。近年来一些城市对老年人口就业进行“清理”，还在某种程度上损害了这些老年农民工的就业需求。本文打算研究是否是因为这些返乡农民工的养老保障不足，使其难以应对生活的风险而需要再次外出就业，在此基础上，本文对加强农村保障建设和促进城乡发展提出思考和建议。
返乡的农民工仍然具有较高的再迁移概率，其再次外出的比重达到62.6%（王子成、赵忠，2013）[13]。一项对武汉返乡农民工就业安置现状的调查显示，55%的返乡农民工有再次外出务工的意愿，38%的返乡人口准备留在家乡务农的同时寻求本地的非农就业（陈浩等，2010）[14]。返乡农民工的再迁移，无论是他们再迁移的意愿还是再迁移行为，都随着年龄增长而降低（贾曼丽，2015）[15]。吴方卫和康姣姣[11]分析了回流后的再迁移和年龄的关系，发现在一阶的回归系数为正，在二阶表现为负数，即劳动者年龄增高会先提高人口的再迁移，然后出现下降。这些都说明返乡的中老年群体发生再迁移的行为减弱，但是也存在着再迁移的情况。
通过对流动中老年人口情况和特征的研究，能够为返乡农民工在中老年继续再迁移流动提供一定参考。我国流动的老年人口数量增长很快，从2000年的503万增长到2015年的1 304万（国家卫生健康委员会，2018）[16]。中老年群体的迁移流动行为表现出不同的目的和特点。有的是外出务工就业，有的是照顾子女的家庭例如提供隔代抚育，也有的是由于年老体弱寻求养老的照料（任远等，2020）[17]。虽然家庭团聚是我国老年人口迁移的主要目的（孟向京等，2004）[18]，但当前仍然有超过1/5的流动老人是为了务工经商的就业活动（梁宏、郭娟娟，2018；
杨菊华，2018）[19，20]。根据国家统计局的《2021年农民工监测调查报告》，我国50岁以上农民工所占比重为27.3%，接近农民工总量的1/3。务工就业的中老年流动人口在流动老人总体中相对年轻、健康和教育程度更高（任远等，2020）[17]。他们在城市的就业质量偏低，大多在建筑类、生活服务业等非正规就业部门就业（马健囡，2020）[21]。在中老年就业的流动人口中，有不少是返乡的农民工再次迁移外出就业，换言之，返乡农民工中老年的再迁移，有相当比例仍然将继续外出就业作为目的。
返乡的中老年人再次外出就业，以及我国中老年人口的劳动参与，有利于老年人力资源的充分利用，具有一定积极意义。中老年人口劳动参与和就业受到个体因素、家庭和社会因素的综合影响。性别、年龄、婚姻状况、健康水平以及受教育程度等都会影响他们的劳动参与（张文娟，2010；
童玉芬、廖宇航，2017；
张翼，1999）[22-24]。同时，家庭的经济状况较差、子女数量越多、“逆反哺”或隔代照料的负担越重等，会使中老年人增加劳动供给（梁宏，2022；
宋健等，2018；
于丽等，2016；
钟搏，2022）[25-28]。此外，他们的就业决策还受到退休年龄的政策以及医疗保障、养老保障等福利制度的影响（Lee，1998；
Baker＆ Benjamin，1999；
Aisaet al.，2012；
Fetter ＆ Lockwood，2018）[29-32]。
在影响返乡中老年群体再次外出就业的相关因素中，养老保障的因素值得重视。养老保险对中老年人口的劳动供给会产生负向的收入效应和正向的替代效应。养老金作为一种补充收入，可以支持中老年人的经济保障，从而支持他们退出劳动力市场。Anderson等[33]估计了美国20世纪70到80年代养老金和社会保障的变化对男性退休行为的影响，发现在解释60岁左右男性采取提前退休的原因中，有25%的因素是与养老金和社会保障收入有关。French等[34]构建了包含劳动供给、退休和储蓄行为的生命周期模型，发现如果养老保障的福利水平降低20%，工人们会平均推迟3个月再选择退休。Grogan等[35]利用俄罗斯2006到2011年的一项动态追踪调查数据，基于模糊断点的回归方法，发现养老金的领取使得男性和女性的每月工作时间分别减少40和21个小时。但也有学者持相反观点，认为保险对中老年人劳动供给的影响是替代效应大于收入效应。例如，Ruhm[36]根据美国社会保障管理局的退休历史纵向调查数据分析发现，养老保险对中老年人劳动供给的影响会因个体所处的年龄段不同而存在差异。对那些位于55岁到60岁出头的男性来说，其劳动供给反而会随着养老保险参与率的提高而增加。车翼等[37]也有类似结论，即有养老保险的老年人参加工作的发生比是没有养老保险老年人的近2倍。
我国养老保障体系主要以政府强制的基础养老保险（包括城镇职工基本养老保险和城乡居民基本养老保险①1992年以来，我国开始农村社会养老保险制度（简称“老农保”）的建设；
2009年，国务院出台《关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》，正式启动“新农保”的试点工作；
2014年，“新农保”与城镇居民社会养老保险制度合并为城乡居民养老保险。），单位的补充养老保险（又称企业年金），以及个人支付的商业和个人养老金这三大支柱为主。对于农村居民来说，第二支柱和第三支柱的覆盖率都很低。农村居民养老保险待遇相对于职工养老金明显薄弱，据统计，2020年农村居民养老保险的人均月领取额不足200元，这只是城镇职工基本养老保险人均月领取额的5%左右（梁文凤，2022）[38]。
返乡农民工最主要购买的是城乡居民养老保险，也有部分人口在曾经的流动过程中或在所在地城镇购买了城镇职工养老保险，这些异地社会保险在跨地区衔接还存在着接续流转的困难，他们中只有很少的人口参与了补充养老保险和商业养老保险计划。返乡农民工再次外出就业表现出农村老年人经济收入相对不足，希望通过外出就业获得部分收入的补偿，这也表明存在中老年农村人口因养老保障不足而被迫继续外出就业的可能性。对此，针对返乡的中老年群体再次外出就业的现象，本文提出以下两点假设：
假设1：由于预期养老金不足，部分已经返乡的中老年群体仍无法稳定留在农村，他们还会再次迁移、外出就业，补充家庭收入。参加养老保险能为返乡农民工提供一定的经济支持，会减少他们再次外出就业的行为。
假设2：不同类型的养老保险计划的保障程度存在差异，它们对返乡的中老年群体再次外出就业的影响并不相同。其中，职工基本养老保险会比农村的居民基本养老保险具有更明显的收入效应，会使拥有职工基本养老保险的返乡农民工有相对较弱的外出就业行为。
本文建立两期生命周期模型，分析返乡人口领取农村养老保险对其再次外出就业决策的影响。在模型设置中，以是否领取养老保险为区分，将个人分为中青年期和老年期，t期的中青年人在（t+1）期步入老年阶段，同时简化每期的长度固定为1。
（一）劳动者决策
参考经典的效用函数模型，文章假设个体的效用主要与消费有关。于是，返乡人口通过两期的消费最大化自己一生的效用，其终身效用为：
其中，Ct和Ct+1为返乡人口在中青年期和老年期的消费量；
ρ为主观贴现率。
返乡人口在中青年阶段时，通过在城市工作获取工资收入Wt，以满足当期消费Ct、购买i类型的保险It,i和储蓄St。他们在老年阶段的消费来源于其早期的储蓄St、领取的养老金Pt+1,i，返乡的中老年农民工中有部分人口会重新回到城市务工，他们在老年期得到劳务收入Wt+1。本文用vt+1表示返乡人口在第t+1期身处城市的时间份额。因此，返乡人口在两期生命周期中面临的预算约束为：
其中，Pt+1,i为养老金，主要取决前期用于购买i类型保险的费用It,i以及资金的占用成本（即，利息）Rt。ratei为i类型养老保险的替代率，通过将养老金Pt+1,i比上其年轻时工资收入Wt得出，ratei数值越大说明该类型养老保险的保障力度越高。
通过构造拉格朗日函数求解个人效用最大化，可得一阶条件：
（二）经济生产
假设所有生产部门均采用标准的柯布－道格拉斯（Cobb-Douglas）函数进行生产，即：
其中，α为资本投入在生产过程中总投入份额；
Kt和Lt分别表示在t期的资本和劳动投入。
人均产出（即，yt=Yt/Lt）可以表示为人均资本kt和资本对经济生产贡献的函数，即：
在生产利润最大化的条件下，利息Rt和农民工在城市的劳动收入Wt分别为：
（三）稳态均衡
在均衡情况下，经济系统需满足（1）到（10）式。文章先将（4）、（9）和（10）式代入（2）和（3）式，再将（2）和（3）式放入（6）式，得到表达式St。其次，根据均衡条件，每期的资本存量由前一期储蓄所决定，即：
稳态均衡时kt+1=kt，可得资本存量kt的关系式：
文章将i类型养老保险金对返乡人口在城市工作的时间比例求导。具体而言，将（12）式中的ratei替换为含有It,i的表达式，公式来源于（4）、（5）、（9）和（10）式。最终的计算结果如下：
此外，ratei数值与养老保险的类型有关，本文进一步利用ratei对返乡人口在城市工作的时间比例求一阶导和二阶导。根据（5）式知道It,i与ratei是正相关的关系，再结合（13）式，判断出一阶导（即小于0。同理利用（5）式，将（12）方程的右边替换为ratei的表达式，结果如下：
（一）数据的来源与处理
本文使用的数据来自中国健康与养老追踪调查（CHARLS）。CHARLS是由北京大学国家发展研究院实施的具有全国代表性的大型微观入户调查，样本覆盖中国28个省区的150个县级单位，450个村级单位。本文选择CHARLS数据的原因主要有以下两点：一是研究对象为返乡的中老年群体，该数据是我国目前唯一的以45岁及以上中老年人为调查对象的大型微观数据，CHARLS数据能比国内其他数据提供更充足的样本量；
二是CHARLS 在2014 年对受访者进行了生命历程调查，得到了受访者从出生到2014年的迁移和住房、工作史等详细信息，我们将这些信息和CHARLS2011年和2013年的数据匹配，从而识别出受访者是否是返乡和再迁移人口。
返乡人口的识别遵循以下三个原则：一是户口类型为农业户口，但排除变更过户口的情况；
二是在调查年份（即2011年）已返回到农业户口所在村；
三是具有在农业户口所在县或市以外居住或工作过半年及以上的经历。本文在利用CHARLS2011数据识别出返乡中老年人口的基础上，通过将个人ID与CHARLS2013数据进行匹配，最终得到两期面板数据，共形成样本4 257个。
（二）模型设定
由于返乡人口是否再次外出就业是一个二值变量，因此本文使用Probit模型进行估计，基准回归模型的设定如下：
其中，被解释变量out_workit表示第t年返乡人口i是否离开其户口所在县到外工作。核心解释变量participateit表示第t年返乡人口i是否参加了任何一项养老保险。Xm it为一组控制变量，本文除了加入年龄、性别、健康、婚姻状况和在外的工作收入等个体特征外，还增加了家庭的农业经营收入、培训费用支出、老幼照护安排和土地租赁变量。此外，由于地方政府会对居民基本养老保险进行一定的补贴，地方的财政收入水平会直接影响到补贴金额的大小，因此本文所有的回归标准误都聚集在城市层面。
为了进一步探究三大支柱养老保险对于返乡中老年人口外出再就业的差异性影响，本文将表示不同类型保险的虚拟变量引入到基准回归模型中，具体的形式如下：
在（16）式中，par_basicp、par_firmsp和par_commercialp分别表示是否参加了第一、二、三支柱保险，即基础养老保险、补充养老保险（或者称为企业年金）和商业保险。由于基础养老保险又分为职工和居民基本养老保险两类，所以本文在（17）式中将par_basicp细分为职工基本养老保险par_residentp和居民基本养老保险par_employeep。其余变量与（15）式保持不变。
在基准回归结果的基础上，本文也进行了一系列稳健性检验。具体而言，首先替换了被解释变量，将返乡中老年群体是否外出再就业替换为他们的劳动投入指标，包括劳动参与和劳动供给强度指标。其次，将研究对象按照不同年龄段进行分类，考察养老保障对于不同年龄子样本的再迁移行为的影响。最后，使用工具变量并基于IV Probit模型，分析潜在的内生性问题。
（三）变量说明与描述性分析
主要变量的说明参见表1。此外，本文还根据返乡中老年人口是否参加养老保险划分出了两个子样本，并比较子样本之间在外出再就业行为、养老方式上的均值与相应的显著性（表2）。可以看到，相比于没有参加养老保险的返乡人口，参加养老保险群体的外出再就业的可能性明显更低。在养老方式的差异上，参加了养老保险的返乡中老年群体可以更多地选择依靠养老保险进行养老，他们选择依靠子女赡养养老的比例显著更低。
表1 变量说明
表2 养老保险获取和再次外出务工行为、养老方式的差异性比较
（一）养老保险对再次外出就业行为的影响
养老保险对返乡的中老年群体再次外出务工的影响结果如表3所示。从关键自变量的回归结果来看，第（1）列为未加入任何控制变量和地区的虚拟变量，解释变量（即，中老年返乡人口是否参与了任何一项养老保险）在1%水平上显著，且系数为负，说明中老年返乡人口在参与养老保险后，其再次外出务工的可能性将明显降低。第（2）列为加入个体控制变量、家庭控制变量和地区虚拟变量后的估计结果，关键系数的显著性和正负号方向没有发生根本性改变。研究的假设1得到验证。
表3 养老保险对返乡中老年迁移群体再次外出务工的影响
从控制变量的回归结果来看，本文的实证结果和大多数经验研究结论相一致。个体特征方面，低龄、男性、身体健康状况好、已婚有配偶且工作收入较高的中老年人再次外出务工的可能性更大（冉东凡、吕学静，2020；
赵明等，2022；
邹华康、翟振武，2019）[39-41]。家庭特征方面，如果家庭将较多的承包地用于出租，则返乡中老年群体会倾向于再次外出（黄宏伟等，2014）[42]。
（二）不同类型养老保险对再次外出就业行为的影响
不同类型养老保险对返乡中老年人口再次外出务工的影响结果如表4所示。第（1）列显示，相较于第二、三支柱养老保险，参与第一支柱养老保险（即，基本养老保险）会显著地降低返乡中老年人口再次外出就业的可能性。补充养老保险和商业养老保险的作用不显著，这与我国当前第二、三支柱养老保险的发展水平还非常薄弱有关。第（2）列显示，相较于第一支柱下的城乡居民基本养老保险，参与职工基本养老保险才会使返乡中老年群体减少再外出就业的行为。这说明不同类型养老保险福利待遇上的强弱对中老年人再就业的决策发挥差别的影响。职工基本养老保险具有更为明显的收入效应，其他类型保险的养老金数额相对较少，还不足以使中老年人完全退出劳动力市场，假设2 得以验证。
（三）稳健性检验
1.更换被解释变量
如果养老保险降低了返乡人口再次外出务工的概率，那么他们在家务农的参与和劳动时间可能会有所增加。因此，本文利用返乡中老年群体在调查年份是否参与家庭务农劳动以及参与时间作为新的被解释变量进行稳健性检验，结果如表5所示。结果表明，中老年返乡人口参加养老保险会显著提高其家庭务农劳动的参与，同时老年返乡人口参加养老保险会显著增加其每周自家务农的劳动参与时间，折射出返乡中老年人口的养老保险会减少其外出就业的现象。
表5 更换被解释变量后的回归结果
2.基于分年龄样本的稳健性检验
是否具有参加养老保险对60岁以下和60岁以上居民影响的方式存在不同[43]。具体而言，60岁以下的居民还处在缴费阶段，而对那些已经年满60 岁的居民来说，他们处于可以领取养老金的阶段。本文区分了60岁以下返乡的中老年人口是否参与养老保障和60岁及以上人口是否领取养老金对其再次外出就业的影响。结果显示在表6的（1）和（2）列。可以看到，60岁以下的返乡农民工中，参加养老保险的人口会减少再次外出务工的概率。对60岁及以上的返乡农民工来说，如果他们领取到养老金，再次外出务工的概率也显著降低。这些都进一步说明养老保障对返乡中老年人口再次外出就业具有显著影响。
表6 基于年龄断点进行分样本回归的结果
3.利用工具变量克服内生性
由于参加保险存在自我选择的问题，劳动力迁移与找寻工作的成本较高，且存在收入波动等风险，农民选择是否外出可能会影响到其购买保险的行为。为了解决潜在的内生性问题，本文通过选取工具变量，采用IV Probit 模型进行再估计，结果如表7所示。
表7 使用工具变量后的回归结果
参考于新亮等[44]的做法，本文选取同村其他中老年人养老保险的参与率作为是否参与养老保险的工具变量，由于周边人的参保行为会影响到个人的参保决策，但又不会直接影响返乡人口再次外出务工，因此满足了工具变量相关性和外生性的要求。从回归结果来看，首先在第（2）列展示的wald检验中其P值为0.024，故可以在5%的水平上认为是否参与养老保险是一个内生的解释变量。其次，第（1）列显示工具变量在1%的水平上显著，且系数为正，说明同村其他中老年人的参保率越高，返乡人口参加养老保险的概率也越高，从而通过了工具变量的相关性检验。最后，由于模型中只有一个工具变量，所以我们没有进行过度识别的检验，第（2）列的结果显示在考虑到内生性问题后参加养老保险对于降低中老年返乡人口再次外出的概率仍然显著。
此外，根据工具变量的选取思路，本文将公式（17）中4 个关键自变量相应替换为同村其他中老年人的居民基本养老保险参与率、职工基本养老保险参与率、企业补充养老保险参与率和商业养老保险参与率，回归结果呈现在第（3）列。研究结果也表现出参加职工养老保险相对于居民养老保险，对减少返乡的中老年人口再次外出务工具有显著影响。
除了研究养老保险能否帮助中老年农民工实现返乡后的安稳生活，本文还进一步探讨返乡中老年群体的养老保险是否对其成年子女的外出就业具有溢出影响。农村家庭中的老年父母如果不外出就业，根据上文分析，他们会增加农业劳动，也可能提供隔代抚育的家庭劳务，这会有利于提高其成年子女的劳动参与。例如任远和施闻[8]曾发现，农村家庭中有老年父母，会减少农村劳动力的回流迁移，只是当老年父母为大于80岁的高龄老人时，劳动力返乡的可能性则会提高。因此，本文认为如果农村中的中老年减少了外出就业，在家庭中增加农业劳务和隔代抚育，会有利于成年子女的外出就业。
本文将前面已识别出的返乡中老年农民工的个人ID与CHARLS2011年和2013年的子女数据库进行匹配，并保留其中存在成年子女的个体，得到短期面板数据，样本量有3 900个。表8的结果显示出返乡中老年群体参与养老保险对其成年子女外出迁移的影响及相关机制。第（1）列显示，解释变量（即个体参加养老保险）的系数显著为正，说明如果该返乡中老年人口参加了养老保险，其子女外出到城市或县城的可能性将有所提高。（1）（2）列说明返乡中老年群体参与养老保险后更可能花费时间提供对儿童的隔代抚育。（1）（3）列说明提供照料孙辈的时间支持存在着中介效应，返乡中老年群体参与养老保险后将增加其在家时间，这使他们更有机会帮助成年子女分担抚养儿童的责任，从而促进了子女的外出迁移。这一中介机制也很好地验证了新迁移经济学关于劳动力迁移行为的假说，农村居民通过家庭内部的分工与合作，实现劳动力资源的最优配置来增加家庭的福祉。已经得到养老保险支持的老年人口会减少其外出就业，并通过支持家庭劳务和隔代抚育，帮助子代成年子女的外出发展和更长时期地在城市稳定工作。
表8 养老保险参与对成年子女外出就业影响的回归结果
本文构建两期生命周期模型，对返乡的中老年群体参加养老保险状况是否影响其再次外出就业开展理论分析，并利用中国健康与养老追踪调查数据进行实证检验。研究发现：（1）返乡中老年群体参加养老保险显著减少其再次外出就业；
（2）不同类型养老保险对返乡中老年群体的外出就业存在差异性影响，返乡农民工如果获得职工基本养老保险，具有更明显的收入效应，减少他们的再次外出就业，而城乡居民养老保险的保障力度相对薄弱，还不足以改变返乡中老年群体的劳动供给行为；
（3）具有养老保险对农村中老年群体劳动参与的影响存在外溢效应，养老保险降低再次外出就业，会通过增加他们的家庭劳务和隔代抚育的时间，增加其成年子女的外出就业和进城迁移。
研究揭示出养老保障和农村中的返乡中老年群体生活的若干关系，为理解和完善农村的养老保障制度带来一些启发性的思考。
第一，需要加强和完善外出农民工在城镇部门的社会保障。对于外出农民工来说，如果其在就业期中不能充分地获得社会保障，会影响其在流入地的生活，限制其长期定居的意愿，影响其长期的经济收入和长期消费，也会对其返回农村后的社会经济生活产生影响。缺乏社会保障会带来中老年人口晚年生活的压力，造成其在较高年龄时继续外出就业的现象。考虑到当前仍然有相当数量的外出农民工不能有效获得城镇职工社会保险，或者其在迁移过程中社会保险的统筹账户部分不能有效转移，都会影响农民工在老年期的消费和生活。所以，农民工被排斥在城镇社会保障体制之外，不利于农民工的生活发展。返乡劳动力的社会保障不足会影响中老年群体的外出就业，其实意味着在中国城乡发展过程中，加强对农民工的保障，对提高其返乡生活和在城市生活都同样重要。在此情况下，政府应当规范城镇部门的就业和社会保障管理，扩大迁移流动人口在城镇职工养老保险的覆盖率，使迁移流动人口在城市就业的社会贡献能够得到合理的社会再分配，这也有利于更好地实现人的城镇化，增强他们的生活福祉。
第二，提高农村中城乡居民社会保险的保障水平。农村原来的新农保相对于城镇职工养老保险，显然是一个更弱的保障，即使是当前已经合并成为城乡居民养老保险，其保障作用也是明显不足的。相对于城镇职工养老保险会显著减少中老年群体的劳动参与，农村中的居民养老保险甚至无法有效支持中老年群体的老年生活，仍然迫使中老年人口需要继续外出就业增加收入。所以国家的养老保障制度建设有必要在实现农村地区基本养老保险全覆盖的基础上，更加重视提高农村居民养老金的水平，增加农村居民对城乡居民养老保险的获得感，减少城乡之间社会保障的不平等。
返乡农民工由于养老保障不足，会带来其继续外出就业，这也进一步凸显出了当前存在着的城乡差距以及在农村部门的市场缺陷。农村部门的返乡劳动力，实际上很难在农村部门中获得长远的发展需要，他们需要通过再次迁移和外出就业，来满足自身的生活需求和发展需求。因此加强农村地区的社会保障建设，对于城乡整体发展和共同富裕有积极的意义。
第三，加强农村部门的养老保障和促进就业一定意义上是激励相容的。表面上看，加强保障似乎是会挤出劳动力市场参与，不利于劳动力的供给，这也是对加强福利制度建设常常引发的担忧。但是，且不说加强保障和福利本身是劳动者再分配应得的社会权利，对于大量农民工群体来说，社会保障水平的提高对整体的劳动力市场供给存在溢出性的积极作用。农村养老保障的发展，会减少家庭养老的负担，增加农民工子女的外出就业和在城市长期居留，也就是说，农村养老保障的发展会有助于进一步挤压出农村中的一些青年劳动力，这对于劳动力市场的发展是有积极作用的。
第四，我们也应该看到农村养老保障建设会有利于更好发挥返乡农民工对农村发展的作用。农村地区社会保障的不足，固然看起来会带来农村劳动力进一步外出就业，有利于劳动力资源特别是中老年劳动力资源的充分开发利用。但这是以中老年群体的健康损耗为代价的。而且，从另外一面来看，由于社会保障不足，返乡劳动力并不能够对农村发展发挥持续性和长久性的影响。如果有着更强的保障，一定程度会减弱返乡劳动力继续外出就业的意愿，这也会帮助他们能在返乡以后为农村发展发挥更大作用，无论是发挥返乡创业或者是增强乡村农业生产和乡村治理作用，这些都有利于推动乡村发展和城乡的整体发展。
因此，我们期待外出就业的迁移流动人口，能够更普遍地进入到城镇职工养老保险体系中去，同时加快完善农村地区养老保障，减少二者的差距，逐步实现国家统筹、相对平等的社会保障体系。保障体系建设是中国劳动力市场建设的一个支撑因素，农村地区的社会保障体系建设任务尤其艰巨。通过保障体系建设，会有利于劳动者以及他们家庭的生活福利，同时对我国的劳动力市场会发生积极的影响，而并不完全是一个消极的影响。✿
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