引言

农业劳动力大规模转移是经济增长和生产率提高的重要源泉(蔡昉，2022)。改革开放以来，大规模农村劳动力的非农转移已成为我国经济社会发展的显著时代特征(仇焕广 等，2017;李周，2019)。然而，近年来我国农村劳动力非农转移呈现出新的演变趋势。《全国农民工调查监测报告》数据表明，我国外出农民工占农村劳动力的比重已由2010年的63.31%持续下降至2022年的58.15%;其中，跨省份外出农民工占比由31.86%降至23.89%,降幅更加明显(见图1)。农业劳动力向外转移速度放缓与我国当前农业劳动力比重仍然偏高、城市农民工短缺问题不断加剧等(蔡昉，2018)形成了鲜明的反差。

社会保障制度内含的劳动力供给与流动效应是经济学家长期关注的核心问题(Garthwaite et al, 2014;Guardiancich, 2016;Deng et al, 2023)。2009年9月，我国开始实施新型农村养老保险制度(简称“新农保”),2014年又进一步整合并建立起统一的城乡居民基本养老保险制度(简称“城乡居民养老保险”)。随着农村基本养老保险^①的日益完善与覆盖率的逐步提升，其对劳动力流动的影响也成为学界关注的焦点问题(谭华清 等，2016;李江一 等，2017)。2018年中国劳动力动态调查(CLDS)数据显示，在本村务农人员参加农村基本养老保险的人员占比为65.96%,本村非农人员的参保比例仅有53.01%,而本村以外非农人员参保比例进一步降为46.16%,可见参保农民工的回流趋势显著。

图1农村劳动力外出务工的基本趋势

厘清农村基本养老保险对农民工回流的现实影响及作用机制，既有助于制定合理的政策以促进农村劳动力向城市转移、缓解城市“民工荒”问题，又是社会保障制度的劳动供给效应理论在中国的具体应用与检验，具有重要的现实与理论意义。已有文献对这一问题进行了多方面的探讨。石智雷等(2015)指出，长期保障是农民工回流农村问题的关键；程杰(2014)认为，新农保制度更倾向于将农村居民留在农业、农村。关于农村基本养老保险对劳动力流动的作用性质是积极促进还是消极抑制，也存在不同的逻辑解释。郭劲光等(2022)的研究认为，新农保通过增强风险偏好，促进了农民工的就业方式朝着自我雇佣型创业转变，带动了劳动力回流；而于新亮等(2019)则认为新农保本身具有的“非携带性”将对参保劳动力产生锁定效应，进而抑制劳动力外流。

本文认为，一方面，农村基本养老保险对农民工回流的作用机制还存在可供挖掘的“黑箱”;另一方面，农村基本养老保险所引致的流动区位起始点、回流是否伴随“务工转务农”的工作类型变化等具体行为特征尚需进一步的细化研究。综上，本文基于“工资—闲暇”模型、马斯洛需求层次理论等，尝试给出参加农村基本养老保险促进外出劳动力回流的新的解释机制，同时从农民工回流务工的距离变化、回流后是否务工转务农的工作变化两个维度，丰富农民工回流决策的内涵。

本文可能的边际贡献在于：第一，从工作时间与工作安全性的角度，给出农村基本养老保险促进农民工回流的逻辑解释。第二，从农民工是否回流、寻找农民工回流务工的区位起点与终点以及探究农民工回流后是否改变工作类型等三个方面考察农民工回流现象的多重含义。

一、理论分析

(一)农村基本养老保险参与、时间再分配与外出农民工劳动供给决策转变

1.参保与劳动时间和闲暇的再分配

工资与福利共同构成了个人收入，二者同时决定真实的工资率水平，因而福利水平对个人劳动供给决策具有重要影响。从劳动经济学的角度来说，参加农村基本养老保险对外出农民工流动的影响，可以凝练为劳动福利变化与供给决策调整问题，据此引入“工资—闲暇”模型展开分析。根据该模型，劳动工资率的提升兼具收入效应和替代效应。收入效应会减少劳动力的时间供给，而闲暇机会成本提高所引发的替代效应则会增加劳动力供给。个人缴纳农村基本养老保险至60岁即可获得养老金收益，养老金不仅包含个人缴纳金额部分，政府还会根据缴费档次补助资金，个人得到的养老金总额要高于自己缴纳的金额。因此，参保这一福利政策将提升个人对整个生命周期内的收入预期及稳定性预期，真实的工资率水平也将提升，随之而来的收入效应将诱使个人消费更多闲暇从而减少工作时长。当前，我国农民工过度劳动现象十分显著，严重影响农民工的身心健康、工作表现与劳动生产率(王琼 等，2016),这将进一步强化养老保险的收入效应，缩短农民工的工作时长。农村基本养老保险只需要满足户籍和年龄限制，即可自主选择档次缴费，养老保险参保及档次选择与劳动本身已经脱钩(这点显著区别于城镇职工基本养老保险),因而不会影响工作本身所提供的工资率水平，闲暇的工资率损失水平也未发生变化，工作时间对闲暇的替代率也就不会改变，结果是并未引发劳动对闲暇的替代效应。综合农村基本养老保险的收入效应和替代效应可以推断，农民工参加农村基本养老保险将诱发劳动供给时间的减少。

再者，预防性劳动供给理论认为，如果未来收入预期不稳定，个人会增加劳动时间以规避不确定性风险(Low, 2005)。与有保障的居民相比，无社会保障的居民出于应对健康风险等各类不确定性风险的考虑，会更倾向于增加储蓄从而提供更多的劳动(卢文秀 等，2023)。因此，参加农村基本养老保险的农户倾向于减少劳动供给时间。本文利用2018年CLDS数据的分析也证实，参加农村基本养老保险的农户，过去一周非农工作时长比未参保农户平均低1.33小时，过去一周农业工作时长比未参保农户平均低2.19小时。卢文秀等(2023)利用2014—2018年CLDS数据进行测算的结果也表明，参加城乡居民养老保险的农民工周均工作时长为51.60小时，而未参加者周均工作时长则为52.54小时。

2.时间再分配与劳动供给决策转变

值得注意的是，农民工的劳动时间并非完全取决于个人偏好，劳动力的市场环境、劳动市场制度设置与执行情况、企业性质等均会显著影响农民工的劳动时间(郭凤鸣，2020),使得农民工呈现出“想休息不能休”“被动996”的过度劳动状态，在工作地点及工作类型不变的情况下，这种被动的过度劳动状态并不以个人意志而转移。因而，改变就业地理区域与工作类型就成为满足新的劳动时间偏好的有效途径，并具有较高的可行性：一是外出农民工通过调整务工地点能够缩短务工距离，有效缩短通勤、返乡时间，进而减少工作的实际花费时间。李中建等(2017)的研究也证实，在本县范围内务工的工作时间要短于县外务工人员；卢文秀等(2023)利用2014—2018年CLDS数据进行测算也发现，本地农民工周均工作时长为50.84小时，而外地农民工为54.64小时，二者相差3.8小时。二是外出农民工可以重新评估务工与务农的工作决策，与务工相比，务农的劳动时间灵活性更高、日均劳动时间更少，因而务农的劳动时间满意度通常高于创业、打工等工作形式。本文根据2018年CLDS数据测算显示，农村户籍人口中，务工人员周均工作时间为48.08小时，而务农人员仅为39.04小时。三是回流个体面临的收入损失是可控的。对回流务工农民工而言，不同区域的平均工资水平差距正在快速缩小，2016年CLDS数据显示，村内务工劳动力的年均工资为22440.79元，村外乡内务工和区县及以外务工的年均工资分别为31380.89元和32322.77元。可以推断，外出务工劳动力回流后劳动收入下降所产生的收入效应并不会抵消养老保险带来的收入效应。因此，本文提出如下假设：

H1:农村基本养老保险将减少劳动时间供给，从而诱导外出农民工通过回流务工或回流务农的劳动力流动方式满足新的劳动时间偏好。

(二)农村基本养老保险参与、工作诉求转变与外出农民工劳动供给决策转变

1.农村基本养老保险参保与工作诉求转变

根据马斯洛需求层次理论，个体成长发展的内在力量是动机，而动机是由多种不同性质的需求组成，各种需求之间有先后顺序与高低层次之分。我们可以依据该理论，将劳动力的劳动供给诉求界定为生存诉求、劳动安全诉求、社会属性诉求、被尊重诉求和个人价值实现诉求(丛胜美 等，2016)。农村劳动力参加农村基本养老保险后，养老保险金内含的个人缴费额与政府补贴额共同提高了个人生命周期内的预期收入水平，个体劳动生存诉求随之得到了更为充分的满足。依据马斯洛需求层次理论，低一级层次需求的满足将诱导个体转而追求更高层次需求的满足，即劳动安全性诉求。已有研究也进一步证实，当前农村劳动力的流动目标已经由摆脱贫困逐渐转变为对更好的工作环境、生活环境等工作安全性的追求，并且对后者的重视程度与日俱增(李周，2019)。利用2018年CLDS数据的分析也表明，参保农民工对工作安全的满意度比未参保农民工平均高0.08(满意度由低到高赋值1—5),参保的务农劳动力对工作安全的满意度比未参保个体平均高0.18。

2.工作诉求转变与劳动供给决策变化

人力资本模型将劳动力流动看成是一种投资，即劳动者为了在长期获得收益而在早期承担一些成本，如果流动后的收益现值超过了与之有关的货币成本和心理成本综合，那么劳动者将选择流动(伊兰伯格 等，2021)。需要注意的是，劳动获得的收益不仅表现为经济收入，还包含其他形式收益。由工作环境、工作灵活性、通勤、工作体验等工作特征带来的间接收益差异，都将影响劳动者的收益水平进而影响其工作选择，这些都可能是影响流动性的因素(张亚丽 等，2019;郭进 等，2022)。因此，通过回流改变劳动地点是强化工作安全性、获取间接收益的有效手段。

工作安全又可以分解为人身安全与心理安全。一方面，当农民工的务工距离越短，他们与亲友等的距离也随之缩短，其社会资本越能在发生矛盾、遭受不公等特殊情况时发挥作用，进而增强回流农民工的劳动安全感知；另一方面，务工距离越短，语言特性、文化风俗都更为接近，劳动力更有心理层面的安全感(刘玉侠 等，2017)。本文利用2018年CLDS数据进行统计性分析也证实，在本村工作的劳动力的工作安全满意程度平均为3.61,而村外农民工仅为3.48。需要强调的是，如前所述，尽管回流后的收入存在下降的可能性，但考虑到不同务工地点收入的趋同性及作用的先后、主次性，我们依然有理由认为，养老保险能够发挥改变工作安全性诉求、促进劳动力回流的作用。由此，可以提出以下假设：

H2:参加农村基本养老保险将诱导农户更关注工作安全等更高层面的诉求，从而诱使外出农民工通过回流务工或回流务农的方式满足工作安全的偏好。

二、数据、变量与模型

(一)数据来源

本文使用数据来源于中山大学社会科学调查中心2016年和2018年的“中国劳动力动态调查”(CLDS)数据。 CLDS的样本覆盖了中国29个省份(港澳台、西藏、海南除外),调查对象为样本家庭中的全部劳动力(年龄15～64岁的家庭成员)。该调查共完成了767份村居社区问卷、27727份家庭问卷、44063份劳动力人口个体问卷，其中已知为农村户籍的劳动力为27492人次。

需要说明的是，本文所使用样本均为农村户籍人口，并且户籍所在地与家庭住址所在村居一致。为了保持本文因果关系的可识别性，在本村居以外务农的农村户籍人口(仅有290人),并未纳入本文的数据样本中。由于农村养老保险规定满16岁才可以购买，因而本文仅保留了年龄在15岁以上的样本。

(二)统计性分析

1.农村劳动力就业分布

根据国家统计局的定义，户籍为农村户籍且从事非农生产的人口，称为“农民工”。本文中，将工作地点在本村庄的农村劳动力定义为“本地”人员；再进一步根据其工作性质是务农还是非农(雇主、被雇佣、自雇),将本地劳动力进一步细分为本地务农人员与本地非农人员；根据从事非农工作的地点差异，将在本村之外工作的人员细分为村外镇内、镇外县内、县城、县外四个群体，各个群体人数比重如表1所示。

2.不同区域基本养老保险和农村基本养老保险覆盖率

不同工作类型及工作属地的农村劳动力，养老保险覆盖水平也有较大差异。工作地点在村庄以及村外镇内的，也就是本地劳动力，农村基本养老保险参加比重最高，镇外非农就业人员参加农村基本养老的比重相对较低。

(三)变量设置

1.被解释变量

本文的研究目标是分析参加农村基本养老保险对外出农民工是否回流、回流务工距离变化与回流后是否务农的影响，据此定义了三类变量来刻画研究内容：(1)刻画外出农民工是否出现回流，设置“本地”变量；(2)刻画外出农民工是否压缩务工距离回流务工，设置“回流非农”“村外镇内回流非农”“镇外县内回流非农”“县城回流非农”“县外回流非农”变量；(3)刻画外出农民工是否回流务农，设置“回流务农”“村外镇内回流务农”“镇外县内回流务农”“县城回流务农”“县外回流务农”变量。

2.关键解释变量

本文的关键解释变量是农村劳动力是否参加农村基本养老保险，设置“农村基本养老保险”变量。如果农户参加了新农保或城乡居民基本养老保险，赋值为1;为了排除其他养老保险对劳动力流动的干扰，将未参加任何形式基本养老保险(新农保、城乡居民基本养老保险、城镇职工基本养老保险、机关事业单位养老保险)的农户赋值为0。

3.控制变量

本文控制了个人特征、家庭特征、村庄特征及省份四个层面的变量。具体变量见表2所示。

(四)模型设置

本文中表达农民工流动的变量都是0、1虚拟变量，数据为混合截面数据，故本文使用Probit模型来估计：

Y_i=α₀+α₁X_i+α₂D_i+α₃T_i+ε_i(1)

式(1)中，Y_i是被解释变量，表示本地、回流非农、村外镇内回流非农、镇外县内回流非农、县城回流非农、县外回流非农、回流务农、村外镇内回流务农、镇外县内回流务农、县城回流务农、县外回流务农；X_i是关键解释变量，即农村基本养老保险参与情况；D_i是控制变量；T_i是年份虚拟变量；ε_i是残差项；α₀是常数项，α₁、α₂和α₃是待估计系数。

三、经验分析

(一)基准回归结果

表3报告了参加农村基本养老保险对外出农民工回流及回流务工的影响。第(1)列结果表明，参加农村基本养老保险会显著促进外出农民工向本地回流。第(2)—(6)列报告了参加农村基本养老保险对外出农民工回流务工的影响；第(2)列估计结果显著，表明参加农村基本养老保险显著促进了外出农民工向本地回流务工，比较第(3)—(6)列的估计结果可以发现，参加农村基本养老保险显著促进了在县城及县城以外务工的农民工回流务工。

表3基准回归分析：对外出农民工回流非农的考察

注：***、**和*分别表示估计结果在1%、5%和10%的水平上显著，均为稳健标准误。下同。

表4报告了参加农村基本养老保险对外出农民工回流务农的影响。第(1)列估计结果表明，参加农村基本养老保险显著促进了外出农民工回流务农；第(2)—(5)列估计结果表明，参加农村基本养老保险显著促进了镇外地区务工的农民工回流务农，但对村外镇内的农民工影响并不显著。

两类基准模型的估计结果表明，参加农村基本养老保险能够显著促进外出务工劳动力的回流：从非农务工距离来看，对县域及以外务工群体的拉回作用显著；从回流后是否务工转务农的角度来看，对外出农民工回流务农的影响效果显著，尤其对县域、县域以外务工群体的拉回作用显著。

(二)稳健性检验1:内生性问题

本研究中农户是否参加农村基本养老保险这样的变量可能存在内生性问题。首先，参加农村基本养老保险的农户，很可能本身就是留守劳动力，他们很难有机会参与其他类型养老保险，存在反向因果的可能性。其次，模型中还可能存在其他观测不到的能够影响劳动力流动的遗漏变量。为了有效解决内生性问题，本文进一步使用工具变量法，采用的模型为IV-Probit模型。参考Card等(1996)的研究思路，本文将同镇其他村庄农户的农地确权平均占比作为工具变量。

表5汇报了对外出农民工回流非农的IV-Probit模型估计系数。第(1)列估计结果显示，相比未参保农民工，参加农村基本养老保险的农民工存在显著的回流现象，但是外出农民工回流务工现象并不显著，与基准模型结论一致。再来讨论不同务工距离的农民工参保对回流务工的影响差异。第(3)—(6)列工具变量估计结果表明，参保对在县域就业的农民工回流务工的影响显著，与基准模型一致。

表6汇报了对外出农民工回流务农的IV-Probit模型估计结果。第(1)列估计结果显示，参加农村基本养老保险的外出农民工返乡务农现象显著，与基准模型结论一致。再来看不同务工距离的农民工参保对回流务农的影响差异。第(2)—(5)列结果表明，参保对在镇外就业的农民工回流务农的影响十分显著，与基准模型结论一致。

(三)稳健性检验2:样本自选择问题

考虑到本文可能存在自选择问题，本部分使用倾向得分匹配法(PSM)重新估计参加农村基本养老保险对外出农民工流动的影响。首先，将样本分为未参加任何基本养老保险的劳动力(控制组)与参加农村基本养老保险的劳动力(试验组)两个组别；然后，将基准回归模型中的控制变量纳入PSM模型中以保证可忽略性假设得到满足，并使用Logit模型估计倾向性得分值；最后，考虑不同匹配方法各有优缺点且均存在一定的测量误差，本文使用三种匹配方式估计参加农村基本养老保险的平均处理效应(ATT),以检验匹配结果的稳健性。表7估计结果显示，无论采用何种匹配方式，参加农村基本养老保险的农民工均出现显著的回流现象，回流务工现象总体不显著，回流务农现象十分显著；从地点来看，县城农民工的回流务工现象十分显著，县城及县城以外农民工的回流务农现象显著。上述结论与基准模型和工具变量检验法中的估计结果一致。

四、机制与异质性分析

(一)机制分析

1.机制分析：对工作时间诉求的考察

本文的基本逻辑是，农户参加农村基本养老保险能够减少劳动时间供给，促使农村劳动力调整务工距离及改变工作类型(务工转务农)以满足对工作时间的新偏好。为了验证上述逻辑，本文使用问卷中“对工作时间的评价”问项，按照满意度从非常不满意到非常满意依次赋值1—5,拟合成“工作时间诉求”变量。表8和表9汇报了工作时间诉求在农村基本养老保险与农民工回流决策间作用机制的检验结果。表8第(1)列的估计结果表明，相比未参保农户，参加农村基本养老保险的外出农民工显著提高了对工作时间的诉求；第(2)列估计结果显示，对工作时间诉求越高的农户越倾向于在本村镇工作，劳动力回流现象显著；第(3)—(7)列的估计结果表明，工作时间诉求越高的外地农民工回流务工倾向越强，从地点来看，工作时间诉求对镇外农民工的回流作用十分显著。表9第(2)—(6)列估计结果表明，工作时间诉求越高，农民工越倾向于返乡务农，且对不同就业地点的农民工的拉回务农作用均显著。

2.机制分析：对工作安全诉求的考察

参加农村基本养老保险提高了农村劳动力对生命周期内的总体预期收益。根据马斯洛需求层次理论，生存诉求更好地得到满足，将促使劳动力追求更高维度工作诉求的满足程度，也就是工作安全维度，并通过改变务工距离和工作性质来满足新的诉求。为了验证这一逻辑，本文使用问卷中“对工作安全的评价”问项，按照满意度从非常不满意到非常满意依次赋值1—5,拟合成“工作安全诉求”变量。表10和表11汇报了工作安全诉求在农村基本养老保险与农民工回流决策间作用机制的检验结果。表10第(1)列的估计结果表明，相比未参保农户，参加农村基本养老保险的外出农民工对工作安全诉求程度显著提高；第(2)列显示，工作安全诉求越高的劳动力越倾向于在本村工作，农民工回流现象显著；第(3)—(7)列的结果表明，参保对本县及县外农民工产生了显著的拉回作用。表11第(2)—(6)列结果表明，工作安全诉求的提高对农民工返乡务农产生显著影响；从地点来看，对镇外农民工的拉回务农作用十分显著。

(二)异质性分析：对家庭收入水平的再讨论

参加农村基本养老保险的劳动力将改变个体生命周期内的收入预期，进而改变工作时间与工作安全的偏好，可以肯定，养老保险的收入效应是调节劳动力流动的关键。据此推断，家庭收入水平很可能是影响农村基本养老保险发挥作用的重要因素。一方面，家庭收入水平影响个体参保档次，进而影响未来收益水平(谭华清 等，2016);另一方面，家庭收入水平越高，养老保险所带来的收入效应越能够发挥闲暇替代劳动的作用(伊兰伯格 等，2021);再者，马斯洛需求层次理论也表明，以收入为重要标志的生存基本维度越是被满足得充分，对工作时间、工作安全性的重视程度也会越高。

我们将家庭收入按照10%、50%和80%的分位数水平，重新划定样本区间进行回归分析(q10表示收入水平在10%分位数以下的样本)。表12的估计结果表明，当家庭收入水平较低时，农村基本养老保险并未发挥促进外出农民工回流的作用，随着高收入家庭的不断进入，养老保险的农民工回流效应才显现出来。上述结果既与本文逻辑一致，也再次佐证了已有的研究结论(谭华清 等，2016)。

表12对家庭收入水平的再讨论

五、进一步讨论：农村基本养老保险的“非携带性”发挥作用了吗?

(一)农村基本养老保险的“非携带性”:理论的反思

1.养老保险的“携带性”与劳动力流动

养老保险的“携带性”是指在工人的职业生涯中，如果没有发生雇主或养老金计划的变化，实际退休福利与本应支付的退休福利之间的差额(Andrietti et al, 2016;邹铁钉，2021)。在西方国家，养老金的“非携带性”已被证实对雇员流动性影响巨大。对中国职工的研究也表明，有养老保险的员工辞职率显著降低(阳义南 等，2015;邹铁钉，2021),城镇职工养老保险具有明显的劳动力锁定效应。

2.农村基本养老保险的“非携带性”存在吗?

如果农村基本养老保险存在“非携带性”,则应该表现为，参与农村基本养老保险的劳动力一旦外流，将面临养老保险收益受损或产生流动成本。个别学者认可农村基本养老保险制度存在“非携带性”,然而，本文认为上述逻辑推断在现实中并不存在。

已经参加农村基本养老保险的农民工如果外流，可以分为两类情况：一是继续参加农村基本养老保险。此时，养老保险缴费基数和缴费年限将延续之前的设定继续累积，既不会造成养老保险预期净值的损失，也不会存在转移成本，显然，这种情况下农村基本养老保险不具有“非携带性”。另一类是将当前养老保险转移为城镇职工养老保险。首先讨论养老保险转移是否带来预期收益的损失。由于两种保险的缴费和发放方式不同，转移后通常能获得更高的保险收益^②。即使由农村基本养老保险转移到城镇职工养老保险，若缴费累计不足15年，则需要退休时再转回至农村基本养老保险，根据相关政策文件，个人账户累计金额既能够全额转移且比从未发生转移的情况更高，退休养老金预期金额依然会提高，因此，通过劳动力回流转移养老保险关系到职工养老保险并不会带来预期收益损失，相反还会提高养老保险的预期净值。其次讨论养老保险转移过程中的交易成本。两类保险分属不同体系，当已经参加农村基本养老保险的劳动力重新参加城镇职工养老保险时，所在单位即可负责为其办理，并不需要本人事先返回户籍地解除或暂停原有保险。即使退休时面临城乡居民养老保险销户或城镇职工养老保险再次转回至城乡居民养老保险等情况，可能的转移成本、交易费用在退休办理养老金发放阶段才会出现，是事后成本，对当前的劳动力回流影响甚小。

综上，本文做出如下推论：农村基本养老保险的“非携带性”程度被高估了，“非携带性”对农民工回流的影响可能十分有限。

(二)对农村基本养老保险“非携带性”的逻辑检验

目前尚未有文章利用经验方法对农村养老保险的“非携带性”进行验证。由于缺乏合适的代理变量来表征“非携带性”,本文尝试从逻辑推理角度来论证“非携带性”机制是否成立。

假设农村基本养老保险存在“非携带性”特征，进而抑制了劳动力外流并拉回了外出劳动力，表现出锁定效应。根据《社会保险法》及《人力资源社会保障部、财政部关于进一步加强企业职工基本养老保险基金收支管理的通知》有关规定，当劳动力年龄超过45岁之后转入城镇职工养老保险，由于无法缴费满15年，因而无法以城镇职工养老保险形式办理退休(没有特殊条件，不允许补缴)。据此可以推断，年龄在45～60岁的农村劳动力做出流动决策时，面临的养老福利损失将会更大，农村基本养老保险的“非携带性”特征将更为强烈，那么中年样本组的劳动力锁定效应也会更强。

为了验证上述逻辑是否正确，本部分将2018年CLDS数据样本按照[16,45](45,60)[60,70]三个年龄阶段划分为青年、中年、老年三个子样本，再次按照基准模型设置进行回归分析，结果见表13。由表13可知，基本结果与前文结论一致。边际效应分解显示，无论是本地影响还是回流务农影响，青年组的锁定效应都明显强于中年组，显著性也更强，这与农村基本养老保险“非携带性”假设相矛盾。这也验证了本文的逻辑，农村基本养老保险“非携带性”产生的劳动力锁定效应及拉回效应并不显著，很可能存在农村基本养老保险影响劳动力流动的其他机制。

六、结论与讨论

(一)主要结论

本文基于2016年和2018年CLDS数据，分析了参加农村基本养老保险对外出农民工回流决策的影响及作用机理。结果表明：第一，相比未参保者，参加农村基本养老保险的外出农民工表现出显著的回流趋势，从地点进行分析，县城农民工回流务工现象显著，县城及以外农民工回流务农现象显著；利用工具变量法、倾向得分匹配法(PSM)重新估计，主要结论保持一致。第二，机制分析表明，工作时间诉求与工作安全诉求是农村基本养老保险影响农民工回流的中间机制。第三，异质性分析表明，家庭收入水平是农村基本养老保险促进农民工流动的重要调节因素，随着家庭收入的不断提高，养老保险的劳动力回流效应逐渐显现并加强。第四，进一步将样本划分成青年、中年、老年三个子样本重新回归后发现，青年组的锁定效应明显强于中年组，表明利用农村基本养老保险“非携带性”无法充分解释劳动力回流现象。

(二)进一步讨论及政策建议

参加农村基本养老保险将会使农户整个生命周期内的预期收益增加，生存风险降低，使农村劳动力的选择空间进一步拓宽，但并未如预期般强化农户外流，而是对外出农民工产生了主动拉回的作用。其原因在于：外地农民工普遍存在工作时间长、劳动强度大、安全保障低等现实情况，在参保后，农民工无法通过就地调整非农就业来满足新的工作时间、工作安全偏好，只能诉诸于返乡、非农转向务农等手段进行调整。事实上，农村基本养老保险发挥了促进劳动力自由流动的积极作用，而外出农民工回流则是可选应对方式不足情况下的无奈之举。

鼓励农户积极参与农村基本养老保险是提高农民幸福感、获得感，实现共同富裕的重要路径。但是，我们也应看到，农村存在大量冗余劳动力与城市“民工荒”现象并存的局面迫切要求农村劳动力继续外流。如何既发挥农村养老保险的积极作用，同时弱化其对农民工回流的影响，政策着力点主要如下：其一，通过不断完善政策法规，提高农民工非农就业过程中工作时间、工作强度和工作安全性等非经济性保障，提升外出农民工的工作幸福感，进而拓展农民工就地调整的选择空间，减少回流。其二，鼓励企业将符合条件的农民工积极纳入城镇职工基本养老保险，更好地吸引农民工留在城市，推动农民工城市化的进程。