老年勞動力增加會影響年輕勞動力的就業(yè)率嗎？——延遲退休對勞動力市場影響的一個考察角度

張志遠(yuǎn) 張銘洪

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老年勞動力增加會影響年輕勞動力的就業(yè)率嗎？——延遲退休對勞動力市場影響的一個考察角度

張志遠(yuǎn) 張銘洪

（廈門大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 福建廈門 361000）

本文首先利用Welch指數(shù)計算年輕勞動力和老年勞動力之間的職業(yè)替代性。結(jié)果表明，這兩部分群體之間的職業(yè)替代性較差。進(jìn)一步地，通過動態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)，總體上老齡勞動力就業(yè)比重增加有助于促進(jìn)年輕勞動力的就業(yè)率，且該促進(jìn)作用主要是來源于高學(xué)歷老齡勞動力的增加，低學(xué)歷老齡勞動力的增加對年輕勞動力的就業(yè)率并沒有顯著的影響。

延遲退休 職業(yè)替代性 就業(yè)率

一、導(dǎo) 論

中國的退休年齡政策已經(jīng)實施多年未有系統(tǒng)性的改變。面對日益嚴(yán)峻的老齡化問題，中共中央十八屆三中全會《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》已明確提出“研究制定漸進(jìn)式延遲退休年齡政策”，但即便如此，關(guān)于是否應(yīng)當(dāng)延遲退休的爭論仍分歧較大。其中，反對延遲退休的理由之一是，該做法會導(dǎo)致老年勞動力擠出年輕人工作崗位，致使年輕人就業(yè)率下降。包括一些學(xué)者如蒲曉紅（2001）、周輝（2011）等也認(rèn)為，采取延遲退休年齡的辦法會對青年人就業(yè)產(chǎn)生較大的負(fù)面影響，主張老年勞動力應(yīng)盡早退出勞動力市場，為年輕人騰出更多的工作崗位。那么，是否延遲退休必然會擠占就業(yè)崗位并造成年輕人失業(yè)率的上升呢？

關(guān)于延遲退休對年輕勞動力就業(yè)率的影響是政府在制定政策時必須慎重考慮的問題。國外相關(guān)的實證文獻(xiàn)對該問題的觀點和結(jié)論差別較大，且已實施延遲退休政策的多是發(fā)達(dá)國家，在經(jīng)濟制度、養(yǎng)老制度、福利水平、文化習(xí)俗等方面迥異于我國，因此其結(jié)論不具有可移植性。而我國的延遲退休政策尚未實施，所以無法直接檢驗延遲退休政策對年輕勞動力就業(yè)率的影響。因此，需要從一個間接、合理的角度去考察這一問題。由于延遲退休所帶來的最直接也最明顯的效應(yīng)在于老齡勞動力的增加。通過考察不同的老齡勞動力就業(yè)水平對年輕勞動力就業(yè)率的影響可以在一定程度上了解延遲退休對勞動力市場可能造成的影響。

從理論上來講，老齡勞動力增加之所以會擠出年輕人的就業(yè)崗位是基于兩個基本假設(shè)：一，經(jīng)濟體中的工作崗位數(shù)是固定的；二，老年勞動力和年輕勞動力之間的職業(yè)替代性較強。此時，延遲退休造成老齡勞動力供給增加，從而擠出年輕勞動力（Kalwij et al，2009），造成年輕勞動力失業(yè)率上升。該觀點在上世紀(jì)七、八十年代青年失業(yè)率較高的國家中較為流行（Wise，2004；Michello和Ford，2006等），并紛紛制定若干鼓勵老齡員工提前退休的政策。但后來發(fā)展的事實表明，這些政策的實施未能有效提升年輕勞動力的就業(yè)水平。這一觀點也遭受越來越多的質(zhì)疑。第一個假設(shè)又被稱之為“勞動合成謬誤”（lump of labor fallacy）。這一“謬誤”在關(guān)于移民對遷入地就業(yè)率沖擊的研究當(dāng)中也常被提及（L.Hopkins和C.Levy，2012）。該假設(shè)將市場對勞動力的需求當(dāng)作外生的。但事實上，老齡勞動力數(shù)量的變化本身就有可能影響勞動力總需求，進(jìn)而影響年輕勞動力的就業(yè)率。例如，老齡勞動力增加提高了勞動力總供給，導(dǎo)致邊際勞動力成本下降，最優(yōu)產(chǎn)出規(guī)模擴大，從而導(dǎo)致總勞動需求上升。又或者，退休后消費水平將顯著下降（鄒紅和喻開志，2015），而延遲退休導(dǎo)致的老齡勞動力增加則可以擴大消費，從而提高對勞動力的“引致需求”。因此，有不少的機構(gòu)和學(xué)者認(rèn)為，老年勞動力供給增加有助于經(jīng)濟的發(fā)展和就業(yè)率的提高。如世界銀行認(rèn)為老年勞動力的供給在長期上可以擴大經(jīng)濟規(guī)模、提高總需求，從而提供更多的就業(yè)機會。Borsch-Supan和Schnabel（2010）利用德國數(shù)據(jù)進(jìn)行的實證分析為上述觀點提供了佐證。張川川和趙耀輝（2014）利用中國的人口普查數(shù)據(jù)檢驗了老年人就業(yè)和年輕人就業(yè)之間的關(guān)系，其結(jié)果顯示高齡人口就業(yè)的增加不僅不會擠出年輕人就業(yè)，反而有一定的促進(jìn)作用?？傊瑒趧恿傂枨蟊豢醋魇莾?nèi)生的并隨老齡勞動力數(shù)量變化而變化應(yīng)更符合實際。因此，第一條假設(shè)并不滿足。關(guān)于第二條假設(shè)，當(dāng)前的經(jīng)驗研究給出了不相一致的證據(jù)。有發(fā)現(xiàn)兩者之間存在較強替代關(guān)系的（Card和Lemieux，2000），也有發(fā)現(xiàn)兩者之間并不存在替代關(guān)系（Salem et al.，2010），甚至具有互補性（Hebbink，1994）。之所以會出現(xiàn)這種現(xiàn)象，主要有幾個方面的原因：1.與樣本國家的發(fā)展階段有關(guān)。對于發(fā)達(dá)國家，發(fā)展速度相對平穩(wěn)，各年齡層的教育結(jié)構(gòu)穩(wěn)定，劇烈的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整很難發(fā)生；而對于發(fā)展中國家，尤其是像我國這樣發(fā)展迅猛的國家，經(jīng)濟體制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、教育水平等在短短幾十年變化很大，市場對不同勞動技能的偏好也變化較大。因此老齡勞動力與年輕勞動力的職業(yè)替代性就相對模糊。2.與樣本的細(xì)分程度有關(guān)。如張川川和趙耀輝（2014）區(qū)分了不同性別的老齡勞動力就業(yè)對年輕勞動力就業(yè)的影響；而劉妮娜和劉誠（2014）則進(jìn)一步細(xì)分了不同行業(yè)中延遲退休對年輕勞動力的就業(yè)影響。勞動力群體細(xì)分的方法不同也會造成結(jié)論上的差異。本文則認(rèn)為，在考察老齡勞動力就業(yè)對年輕勞動力就業(yè)的影響方面，年齡和教育水平是最重要的兩個因素，可以在較低維度下有效區(qū)分不同勞動力群體。第二、三節(jié)將進(jìn)行具體的論證。

文章中所用數(shù)據(jù)主要來自2006-2013年的中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）以及相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》省級統(tǒng)計數(shù)據(jù)。CGSS是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項目，由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)執(zhí)行。①由于就業(yè)狀況是本文的核心被解釋變量，而關(guān)于就業(yè)和失業(yè)的界定標(biāo)準(zhǔn)不一，容易造成指標(biāo)數(shù)據(jù)構(gòu)造的隨意性和主觀性。CGSS數(shù)據(jù)庫關(guān)于受訪者從業(yè)狀況的問題設(shè)置與國際勞工組織以及我國人口普查②的標(biāo)準(zhǔn)基本一致，從而可以避免這一問題。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排：第二節(jié)考察了老齡勞動力與年輕勞動力之間的工作替代性；第三節(jié)實證檢驗了老齡勞動力就業(yè)比重變化對年輕勞動力就業(yè)的影響并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗；第四節(jié)為總結(jié)和建議。

二、老齡勞動力與年輕勞動力的工作替代性

首先考察老齡勞動力與年輕勞動力之間的職業(yè)替代性。根據(jù)Borjas（2003），工作經(jīng)驗和教育水平是衡量個體人力資本高低最重要的兩個變量：年齡反映了工作年限的長短，可以表征工作經(jīng)驗值；而教育水平則反映了知識水平、總結(jié)能力等綜合素質(zhì)均值。兩者在很大程度上共同決定了一個人的工作技能及效率水平，也影響了一個人所能從事的行業(yè)和工作性質(zhì)。因此，本文以年齡和教育作為分組依據(jù)，考察不同組別的老年勞動力和年輕勞動力之間的工作替代性。根據(jù)Welch（1979），任意兩組不同的勞動力群體，其彼此間的行業(yè)替代性可由式（1）來衡量：

表1 CGSS行業(yè)類型及頻率分布①

另外，參照張川川和趙耀輝（2014），我們將20-29歲的勞動力（不分男女）定義為年輕勞動力，將55-64歲的男性或50-59歲的女性定義為老齡勞動力。之所以對老齡勞動力區(qū)分男女，主要是因為我國的退休政策規(guī)定男女不同的退休年齡。在此基礎(chǔ)上，再將年輕勞動力和老齡勞動力按性別和教育水平進(jìn)一步進(jìn)行細(xì)分。其中，性別分男女；教育水平分為低教育水平和高教育水平兩組，大專及以上為高教育水平組，高中及以下為低教育水平組。表2是根據(jù)式（1）利用2013年CGSS數(shù)據(jù)計算的Welch一致性指數(shù)。

表2 不同組別間的Welch一致性指數(shù)

從表2的計算結(jié)果來看，年輕勞動力與老齡勞動力之間的職業(yè)替代性大致有以下幾個特點：（1）總體上看，同等學(xué)歷下的老齡勞動力與年輕勞動力的職業(yè)替代性明顯高于不同學(xué)歷下的老齡勞動力與年輕勞動力的職業(yè)替代性，這說明教育水平差異造成的職業(yè)鴻溝較難逾越。（2）在同等學(xué)歷下區(qū)分了性別之后，年輕勞動力與老齡勞動力之間的Welch指數(shù)并未發(fā)生太大的變化。這說明性別造成的職業(yè)差異并不是主要的。（3）進(jìn)一步地，高學(xué)歷老齡勞動力不論是與高學(xué)歷年輕勞動力還是與低學(xué)歷年輕勞動力之間的替代性都不好，而以后者為甚。（4）低學(xué)歷老齡勞動力與不同學(xué)歷的年輕勞動力之間的替代性則差別迥異。低學(xué)歷老齡勞動力與高學(xué)歷年輕勞動力之間的替代性較差。而低學(xué)歷老齡勞動力則與同樣是低學(xué)歷的年輕勞動力之間有較強的替代性。因此，不同組別的老齡勞動力與年輕勞動力的替代率不盡相同，老齡勞動力增加會擠出年輕勞動力的觀點并不一定成立，需要進(jìn)一步的檢驗。以下部分正是利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)對老齡勞動力就業(yè)水平和年輕勞動力之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗和分析。

三、動態(tài)面板數(shù)據(jù)的檢驗與分析

（一）計量模型及數(shù)據(jù)說明

從Welch一致性指數(shù)的計算可知，不同組別的老齡勞動力和年輕勞動力群體之間的替代性并不一致。一般來說，老齡勞動力就業(yè)比重對年輕人就業(yè)的影響有正反兩面的效應(yīng)。對于低學(xué)歷老齡勞動力來說，雖然其與低學(xué)歷年輕勞動力之間的替代性較強，對年輕勞動力的就業(yè)可能有一定的負(fù)面作用，但仍然可通過延緩?fù)诵菰黾酉M而創(chuàng)造引致需求，從而增加工作崗位需求；對于高學(xué)歷老齡勞動力而言，延緩?fù)诵莩送瑯涌赡軇?chuàng)造引致需求外，由于他們與年輕勞動力之間的替代性較弱，甚至有一定的互補性，有可能促進(jìn)年輕勞動力就業(yè)率的提升。因此，從理論上講，延遲退休導(dǎo)致老齡勞動力增加對年輕勞動力就業(yè)的實際影響并不明確，需要實證方面的進(jìn)一步檢驗。根據(jù)CGSS的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)及所考察的對象，我們選擇動態(tài)面板模型進(jìn)行實證檢驗。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

年輕勞動力的就業(yè)率是本文的核心被解釋變量，但是關(guān)于就業(yè)率的計算，不論是官方還是學(xué)界、國內(nèi)還是國外都有所分歧，主要是關(guān)于就業(yè)、失業(yè)和非經(jīng)濟活動人口的界定沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。文章參考我國第五次人口普查的標(biāo)準(zhǔn)，在進(jìn)行樣本統(tǒng)計時，就業(yè)者包括兩類人：一是在調(diào)查周內(nèi)“從事過一小時以上有收入的工作者”；①二是有工作但正“在職休假、培訓(xùn)和季節(jié)性歇業(yè)者”；失業(yè)者也包括兩類人：一是“從未工作正在找工作的人”，這部分人主要是新進(jìn)入勞動力市場的人，二是“失去工作正在找工作的人”。這也是ILO（國際勞工組織）推薦的就業(yè)和失業(yè)標(biāo)準(zhǔn)。其余樣本則歸為非經(jīng)濟活動人口。當(dāng)然，五普關(guān)于一些特殊人員，如“不領(lǐng)取報酬的家務(wù)勞動者”是否被認(rèn)為是就業(yè)者，沒有做出具體規(guī)定。而關(guān)于這點，國際上各國的標(biāo)準(zhǔn)也不統(tǒng)一。ILO、加拿大和歐盟的標(biāo)準(zhǔn)將這部分人視為在業(yè)者，而美國則只把每周工作時間不少于15小時的不計酬家務(wù)勞動者視為在業(yè)者，少于15小時的則被排除在就業(yè)人口之外。至于他們是否被算為失業(yè)者則要視“能否到崗”和“是否尋找工作”而定（張車偉，2003）。由于CGSS并沒有提問不計酬的家務(wù)勞動者每周做家務(wù)的時間，因此在處理這部分樣本時根據(jù)ILO標(biāo)準(zhǔn)，將其認(rèn)定為在業(yè)者。在實證部分最后的穩(wěn)健性檢驗中，將這部分樣本剔除再進(jìn)行回歸，從而分析結(jié)論的穩(wěn)健性。

另外，文章選擇省份做為地區(qū)單位。之所以這么做主要有兩個方面的原因：1.包括CGSS在內(nèi)的大多數(shù)權(quán)威數(shù)據(jù)庫只公開到省一級的地理信息。省級以下的地理信息以編號代替，因此無法獲取相應(yīng)的地區(qū)特征控制變量；2.以省份為單位，可以減少一定的溢出效應(yīng)，從而提高估計的準(zhǔn)確性。由于存在勞動力人口流動，一些受老齡勞動力就業(yè)影響的年輕勞動力可以通過地區(qū)間的流動來實現(xiàn)就業(yè)。例如，假設(shè)老齡勞動力占比提高擠出了年輕勞動力的就業(yè)崗位，那么一些因此找不到工作的年輕勞動力可以遷移到更容易就業(yè)的地方，從而減少了該地區(qū)年輕勞動力的供給，相應(yīng)提高了年輕勞動力的就業(yè)率。反之，如果老齡勞動力占比提高對于年輕勞動力的就業(yè)起到促進(jìn)作用，就會吸引更多的年輕勞動力流入，從而增加年輕勞動力的供給并抵消部分正面效應(yīng)。因此，該溢出效應(yīng)會減弱核心解釋變量系數(shù)的顯著性。為解決這一問題，一方面，文章通過加入凈流入人口占比這一變量來控制溢出效應(yīng)；另一方面，雖然我國人口遷移數(shù)量眾多，但主要還是以省內(nèi)地區(qū)間的遷移居多。省際遷移成本較高，老齡勞動力占比變化所帶來的溢出效應(yīng)可能不是省際間遷移的主要因素，而更多影響的是跨臨近縣市等短距離的遷移決策。因此，選擇省份作為地區(qū)單位，溢出效應(yīng)相對較弱。

（二）模型回歸方法的選擇與說明

由于式（2）加入了被解釋變量的一階滯后項，且其他解釋變量也可能存在內(nèi)生性問題，因此采用普通OLS回歸無法得到一致有效的結(jié)果。為此，文章選擇系統(tǒng)GMM的方法進(jìn)行估計。其中，省份虛擬變量作為嚴(yán)格的外生變量，其余控制變量均被視為弱外生變量，使用系統(tǒng)GMM內(nèi)部的工具變量；而核心解釋變量即老齡勞動力占比則采用滯后一期且年齡段相應(yīng)延后的老齡勞動力就業(yè)比重作為工具變量。該工具變量較系統(tǒng)GMM內(nèi)部提供的工具變量（即該變量的直接滯后項）具有更好的性質(zhì)，具體說明如下：

首先是工具變量的相關(guān)性問題?？紤]到人口年齡結(jié)構(gòu)變化的連續(xù)性，我們采用滯后一期且年齡段相應(yīng)延后的老齡勞動力就業(yè)比重作為當(dāng)期老齡勞動力就業(yè)比重的工具變量。具體而言，例如2013年老齡勞動力（定義為55-64歲男性從業(yè)者和50-59歲女性從業(yè)者人數(shù)之和）就業(yè)比重的工具變量為2012年54-63歲男性從業(yè)者和2012年49-58歲女性從業(yè)者的人數(shù)之和占2012年總就業(yè)人數(shù)的比重，記為。①與以往文獻(xiàn)或系統(tǒng)GMM內(nèi)部直接采用解釋變量的滯后項（記為，表示的是2012年55-64歲男性從業(yè)者和50-59歲女性從業(yè)者的人數(shù)之和占2012年總就業(yè)人數(shù)的比重）作為工具變量不同的是，文章在滯后一期的基礎(chǔ)上將年齡段也相應(yīng)做了調(diào)整。如上文所舉例子，2013年55-64歲男性從業(yè)者和50-59歲女性從業(yè)者是由2012年54-63歲男性從業(yè)者和49-58歲女性從業(yè)者演化而來，因此將年齡做了相應(yīng)調(diào)整之后的工具變量與原解釋變量之間的相關(guān)性應(yīng)當(dāng)更強。

表4 兩個工具變量的回歸結(jié)果對比

另外，作為一個合格的工具變量，該變量不僅要能夠解釋各省當(dāng)期老齡勞動力占比的差異，還要符合外生性條件。首先，最直接的想法是：由于是滯后期的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，所以應(yīng)當(dāng)與當(dāng)期誤差項可能沒有相關(guān)關(guān)系。但工具變量的“排他性約束”則需要進(jìn)一步的考慮。由于該變量只有一個工具變量，屬于“恰好識別”的情況，無法通過“過度識別檢驗”來驗證工具變量的外生性假設(shè)。作為一個替代方法，我們把年輕勞動力就業(yè)率同時回歸于當(dāng)期老齡勞動力占比和上述工具變量。如果“排他性約束”滿足，那么在控制當(dāng)期老齡勞動力占比的情況下，工具變量應(yīng)該對年輕勞動力就業(yè)率不顯著。如表5列（3）所示，工具變量對年輕勞動力就業(yè)率不顯著，而當(dāng)期老齡勞動力占比仍顯著（當(dāng)年輕勞動力就業(yè)率對兩者分別進(jìn)行回歸時，則兩者都很顯著）。這在一定程度上表明我們的工具變量并不直接影響年輕勞動力就業(yè)率，而僅通過影響當(dāng)期老齡勞動力占比來間接影響年輕勞動力就業(yè)率。

表5 年輕勞動力就業(yè)率對當(dāng)期老齡勞動力占比和工具變量的回歸結(jié)果

當(dāng)然，上述回歸模型只是提供了一個檢驗工具變量外生性的簡單方法，但可能導(dǎo)致工具變量不顯著的原因很多。因此，文章還要考慮是否存在其它途徑導(dǎo)致上期老齡勞動力占比影響當(dāng)期的年輕勞動力就業(yè)率。本文主要考慮該工具變量與當(dāng)期GDP增長率以及人口遷移之間存在怎樣的關(guān)系。

首先，該工具變量是否會影響省際間的人口遷移，進(jìn)而影響年輕勞動力的就業(yè)率呢？一個可能的猜測是，當(dāng)上一期老齡就業(yè)人口占比過高時，意味著整個地區(qū)的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和企業(yè)性質(zhì)可能不利于年輕勞動力就業(yè)，從而導(dǎo)致年輕勞動力的跨省份流動，進(jìn)而影響凈流入人口占比。如果我們的工具變量和人口遷移相關(guān)，那就意味著該工具變量可以通過該途徑影響年輕勞動力的就業(yè)率，從而不滿足工具變量的“排他性約束”。但是，就CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)可知，從全國的范圍來看，大部分人口遷移屬于省內(nèi)遷移。而省際遷移的主要原因是不同省份之間巨大的收入差距，受老齡就業(yè)人口比重影響而發(fā)生的遷移可能性不是很大。為此，我們以各省凈流入人口占該省總?cè)丝诒戎刈鳛槿丝谶w移的指標(biāo)，將工具變量與該指標(biāo)進(jìn)行回歸，其結(jié)果如表6列（1）所示，并未發(fā)現(xiàn)該工具變量與凈流入人口占比顯著相關(guān)。

第二個疑慮是，由于GDP增長率有助于提高就業(yè)率，那么，該工具變量是否會影響GDP增長率，進(jìn)而影響年輕勞動力的就業(yè)率呢？當(dāng)上一期老齡勞動力比重提高有助于提高總體勞動生產(chǎn)率時，則可能有利于提高未來的GDP增長率，反之則反是。這主要取決于老齡勞動力群體的成分。如果老齡勞動力群體中從事技術(shù)性、專業(yè)性腦力勞動的人數(shù)較多，則一方面本身在高年齡段時得益于知識儲備和經(jīng)驗積累，仍能保持較高的工作效率；另一方面，也可以為年輕勞動力提供更多的經(jīng)驗指導(dǎo)，有利于提高整體生產(chǎn)效率，從而提高GDP增長率；但如果老齡勞動力群體中從事重復(fù)性簡單勞動的人數(shù)較多，則這部分勞動力在高年齡段時工作效率會下降較為嚴(yán)重。在這種情況下，老齡勞動力占比提升反而不利于整體生產(chǎn)率。因此，該工具變量與GDP增長率之間的關(guān)系相對模糊。為此，我們直接利用GDP增長率和該工具變量進(jìn)行簡單的回歸，看兩者之間是否在存在統(tǒng)計上的顯著相關(guān)性。從表6列（2）可以看出，估計的系數(shù)為0.37，t值為0.68，為0.06。因此，從總體上看，兩者之間不存在統(tǒng)計上的顯著相關(guān)性。

表6 以工具變量為解釋變量的OLS回歸

從以上的分析可知，該工具變量能較好地滿足相關(guān)性條件；并且就外生性條件來看，在作者考察的幾個主要方面也都能滿足“排他性約束”。因此可以認(rèn)為是一個較好的工具變量。

（三）回歸結(jié)果

表7列（1）到列（4）是對式（2）添加不同控制變量的回歸結(jié)果。其中，列（1）的控制變量為勞動人口密度，列（2）增加流入人口占比，列（3）再增加人均GDP和GDP增長率；列（4）再增加第三產(chǎn)業(yè)占比①。

表7 老齡勞動力就業(yè)水平對年輕勞動力就業(yè)影響的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計量，*表示在10%水平顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著

從表7的列（1）到列（4）的回歸結(jié)果可以看出，在添加不同的控制變量之后，老齡勞動力占比的系數(shù)均在10%的水平上顯著為正。這表明總體上老齡勞動力就業(yè)比重提高有助于年輕勞動力的就業(yè)。樣本的Sargan檢驗p值均在0.3以上，表明工具是整體有效的。

（四）分教育水平回歸模型

雖然從總體上看，老齡勞動力就業(yè)水平的提高會對年輕勞動力就業(yè)率產(chǎn)生促進(jìn)的作用，但從表2的Welch指數(shù)分析可知，不同的老齡勞動力細(xì)分群體有可能對年輕勞動力就業(yè)產(chǎn)生不同的影響。其中，教育水平是一重要的細(xì)分維度，有助于進(jìn)一步了解老齡勞動力與年輕勞動力就業(yè)之間的關(guān)系。式（3）將老齡勞動力就業(yè)比重進(jìn)一步分為低學(xué)歷老齡勞動力就業(yè)比重和高學(xué)歷老齡勞動力就業(yè)比重，并重新進(jìn)行回歸。

從表8的回歸結(jié)果可以看出，低教育老齡勞動力的就業(yè)水平對年輕勞動力的就業(yè)率影響并不顯著；而高教育老齡勞動力的就業(yè)水平則在1%的水平上顯著提高了年輕勞動力的就業(yè)率。在增加了若干控制變量之后，這一結(jié)論仍然保持不變。這也進(jìn)一步驗證了老齡勞動力增加對年輕勞動力就業(yè)率的促進(jìn)作用主要是來源于高教育水平老齡勞動力的貢獻(xiàn)。

表8 分教育老齡勞動力就業(yè)比重對年輕勞動力就業(yè)影響的回歸結(jié)果[⑦]

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計量，*表示在10%水平顯著，**表示在5%水平上顯著，***表示在1%水平上顯著

為什么總體上看，低學(xué)歷老齡勞動力的就業(yè)水平對年輕勞動力的就業(yè)率影響并不顯著；而高學(xué)歷老齡勞動力的就業(yè)增加則有助于提高年輕勞動力的就業(yè)率？其背后的機制又是什么？基于相關(guān)的文獻(xiàn)和本文的研究，我們認(rèn)為主要有以下兩個方面的原因：第一，從Welch一致性指數(shù)（見表2）的計算結(jié)果可知，老齡勞動力與年輕勞動力之間的職業(yè)替代性高低與教育水平緊密相關(guān)。高學(xué)歷老齡勞動力不論是與高學(xué)歷年輕勞動力還是與低學(xué)歷年輕勞動力之間的替代性都較差，其增加并不會直接沖擊年輕勞動力的就業(yè)崗位。相反地，由于高教育水平勞動力從事的多是技術(shù)性腦力勞動，隨著年齡的增加，高價值的經(jīng)驗知識不斷積累，不僅可在高年齡段時為年輕人提供更多的建設(shè)性指導(dǎo)從而有利于最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模的提高，還可通過聘用年輕助手等方式直接增加對年輕勞動力的需求；其與年輕勞動力之間的互補性強于替代性，進(jìn)而有利于年輕勞動力就業(yè)率的提高；而低教育老齡水平勞動力由于更偏向從事重復(fù)性簡單勞動，與年輕勞動力特別是低學(xué)歷年輕勞動力的崗位替代性較強，兩者之間的競爭性甚于互補性；第二，高教育老齡勞動力普遍具有較高收入和較多財富積累，無論是消費需求還是消費能力都比較強。與退休相比，工作時的各類相關(guān)支出，如交通、餐飲以及家庭勞務(wù)等各方面的支出較高（Aguila et al.,2011；鄒紅和喻開志，2015）。這部分消費需求會創(chuàng)造出較強的“引致需求”，從而有助于年輕勞動力的就業(yè)。低教育老齡勞動力雖然也創(chuàng)造“引致需求”，但由于收入的限制，所起的作用弱于高學(xué)歷老齡勞動力。因此，高學(xué)歷老齡勞動力就業(yè)比重增加有助于年輕勞動力就業(yè)率的提高；而低學(xué)歷老齡勞動力就業(yè)比重增加對年輕勞動力就業(yè)率既有一定的促進(jìn)作用，也有一定的抑制作用，因此從計量結(jié)果來看，總體上表現(xiàn)得并不顯著。

（五）穩(wěn)健性檢驗

首先，上文中定義55-65歲男性或50-59歲女性為高年齡段勞動力。之所以區(qū)分男女，是由于我國男女普通職工法定退休年齡不同，分別為60歲和50歲。由于本文重在了解延遲退休政策實施對勞動力市場的影響，而60-65歲的男性及55-59的女性最有可能成為政策實施的主要對象，因此，將高年齡段的樣本調(diào)整為60-65歲的男性及55-59的女性并重新回歸，以檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性。表6列（1）和列（2）分別是總體和分教育的回歸結(jié)果。可以看出，對年齡段的不同定義并未改變原有結(jié)論。高齡勞動力就業(yè)水平提升總體上有助于提高年輕勞動力的就業(yè)率。低學(xué)歷老齡勞動力的系數(shù)仍然不顯著，而高學(xué)歷老齡勞動力的系數(shù)則在5%的水平上顯著為正。

另外，國內(nèi)外對于從業(yè)的狀態(tài)沒有嚴(yán)格統(tǒng)一的定義，因此在計算被調(diào)查者是處于就業(yè)、失業(yè)還是非經(jīng)濟活動人口時會有不同的標(biāo)準(zhǔn)，特別是針對“不領(lǐng)取報酬的家務(wù)勞動者”這部分群體，各國分歧較大。由于該部分群體占整個勞動力人數(shù)的比例較大，不同的計算標(biāo)準(zhǔn)有可能造成結(jié)果的偏差。上文中根據(jù)ILO的標(biāo)準(zhǔn)將該部分群體計入就業(yè)者，但我國人口普查對于該群體沒有做出具體規(guī)定，現(xiàn)將該群體樣本剔除，并重新回歸。結(jié)果如表6列（3）和列（4）所示。可以看出，在剔除了這部分樣本之后，基本的結(jié)論并沒有發(fā)生變化。這也進(jìn)一步表明回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表9 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

四、總結(jié)與建議

從以上分析來看，高年齡段勞動力與低年齡段勞動力之間的工作崗位替代性不高，尤其是不同教育水平的老齡勞動力與年輕勞動力之間職業(yè)類別重合度很低。因此，認(rèn)為延遲退休導(dǎo)致老齡勞動力供給增加會擠出年輕勞動力的觀點并不必然成立。由于不同教育水平的老齡勞動力表現(xiàn)出差異較大的經(jīng)濟活動特征，因此，要正確認(rèn)識老齡勞動力增加對勞動力市場的影響，就要區(qū)分不同教育水平的老齡勞動力在勞動力市場上所起的作用。一般而言，低學(xué)歷勞動力多從事重復(fù)性體力勞動，在進(jìn)入高年齡段時，各項身體機能的下降會嚴(yán)重影響其工作效率。此時若延遲退休讓其繼續(xù)留在勞動力市場上，則其面臨工作效率不及年輕勞動力的情況，但由于工資剛性的存在，卻仍然保持較高的工資水平，這不利于企業(yè)提高利潤和擴大再生產(chǎn)，從而降低社會整體效用；而高學(xué)歷勞動力多從事腦力勞動，雖然在高年齡時身體機能也難免下降，但其多年工作所積累的知識和經(jīng)驗卻能在很大程度上延緩效率的下降，并為年輕勞動力提供有益的指導(dǎo)，形成較強的工作上的互補關(guān)系。而且，從創(chuàng)造社會需求的角度看，工作時的消費需求高于退休階段，諸如通勤、飲食、家庭保潔甚至照顧孩子等相關(guān)的必要支出在退休后將顯著減少，從而減少了總需求，不利于工作崗位的增加。因此，適當(dāng)延遲高學(xué)歷勞動力的退休年齡將更有可能改善就業(yè)結(jié)構(gòu)（互補性更好），并提高總的社會需求，從而促進(jìn)年輕人就業(yè)。上文利用CGSS的面板數(shù)據(jù)回歸也印證了這一觀點：從總體上看，老齡勞動力就業(yè)水平提升顯著提高了年輕勞動力的就業(yè)率，但分教育水平的回歸結(jié)果則進(jìn)一步表明了這種提高主要是源于高學(xué)歷老齡勞動力就業(yè)水平的提高，而低學(xué)歷老齡勞動力就業(yè)水平的提高所起的作用并不顯著。基于以上的分析和結(jié)論，文章給出以下兩點建議：

第一，從法定退休制轉(zhuǎn)向適度彈性退休制。我國當(dāng)前采用的是法定退休制，除少數(shù)政策規(guī)定的特殊情況外，正常退休年齡統(tǒng)一為男職員60周歲，女干部55周歲，女職員50周歲。但從上文的分析可知，由于不同教育水平的老齡勞動力工作效率不同，對勞動力市場的影響差別較大，如果不同教育水平的人群均在同一年齡退休，則會造成低學(xué)歷勞動力過度工作，而高學(xué)歷勞動力資源浪費等缺乏效率的現(xiàn)象。因此，從社會總效用及人力資本利用最大化的角度來看，采用彈性退休制可能更適合我國地區(qū)差異較大、經(jīng)濟社會升級轉(zhuǎn)型較快的國情。但考慮到我國一直沿用法定退休制，相關(guān)的養(yǎng)老福利等政策也是在此基礎(chǔ)上制定的，從現(xiàn)行法定退休制轉(zhuǎn)向完全的彈性退休制所涉事項眾多，且易于引起諸如公平、歧視等社會爭議。因此，文章建議在保留法定退休制基礎(chǔ)上同時要求最低工作年限的方式以實現(xiàn)對不同教育水平人群的退休年齡進(jìn)行區(qū)分的目的。由于學(xué)歷高低一般決定了進(jìn)入勞動力市場的早晚，在我國初中畢業(yè)一般在16歲左右，高中及職專為18歲，大專及本科則在23歲左右，高等教育水平的勞動力一般比初等和中等教育水平的勞動力晚4至7年進(jìn)入勞動力市場。對工齡加以限制，客觀上可以使勞動效率成為退休的標(biāo)準(zhǔn)之一，讓不同學(xué)歷的人群都能以適當(dāng)?shù)哪挲g退休，從而起到減少人力資源浪費、提高教育回報和市場有效勞動力的作用。

第二，延遲退休政策應(yīng)配套完善失業(yè)保障和殘疾保障用以保護弱勢群體，起到公平和效率兼?zhèn)涞淖饔?。從上文的結(jié)論可知，延遲退休的直接后果即增加高年齡段勞動力的供給，這將給整個勞動力市場造成一定的沖擊。雖然總體上老齡勞動力增加有助于年輕勞動力的就業(yè)，但并不是每一個勞動力群體都會受益，尤其值得關(guān)注的是非體制內(nèi)的低學(xué)歷老齡勞動力及身體健康狀況不佳的勞動力。由于剛性工資以及我國用工體制的特殊性，國有企事業(yè)和黨政機關(guān)單位對于老齡勞動力的保護較好，即使工作效率下降，仍不會輕易降低工資和辭退，且會為其安排強度較低的工作崗位。但在市場化程度較高的私營企業(yè)，一些低學(xué)歷老齡勞動力由于知識結(jié)構(gòu)落后、技能更新困難，較難適應(yīng)崗位要求，因此會面臨下崗和再就業(yè)困難的問題。而延遲退休年齡也意味著其領(lǐng)取退休金的年齡延后，造成既無工資也無退休金的窘?jīng)r。這會進(jìn)一步加重這部分群體生活上的困難，因此政府在制定相關(guān)政策的時候應(yīng)加強對弱勢群體的保護，將政策的不利因素降到最低，以體現(xiàn)社會主義制度的優(yōu)越性。

1. 劉妮娜、劉誠：《延遲退休對青年人就業(yè)的影響分析——基于我國29個省份、18個行業(yè)的數(shù)據(jù)分析》[J]，《南方人口》2014年第2期。

2. 蒲曉紅：《我國失業(yè)現(xiàn)象的長期性和嚴(yán)峻性》[J]，《經(jīng)濟體制改革》2001年第1期。

3. 張車偉：《失業(yè)率定義的國際比較及中國城鎮(zhèn)失業(yè)率》[J]，《世界經(jīng)濟》2003年第5期。

4. 張川川、趙耀輝：《老年人就業(yè)和年輕人就業(yè)的關(guān)系:來自中國的經(jīng)驗證據(jù)》[J]，《世界經(jīng)濟》2014年第5期。

5. 周輝：《我國延遲退休年齡限制因素分析與建議》[J]，《學(xué)術(shù)交流》2011年第2期。

6. 鄒紅、喻開志：《退休與城鎮(zhèn)家庭消費：基于斷點回歸設(shè)計的經(jīng)驗證據(jù)》[J]，《經(jīng)濟研究》2015年第1期。

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8. Borsch-Supan,A., and Schnabel, R., 1971, “Early Retirement and Employment of the Young in Germany”[J],, Vol.63, No.4:61533P-61533P-8.

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16. Wise,D.A., 2004, Introduction to “Perspectives on the Economics of Aging” in Perspectives on the Economics of Aging[M], Chicago University of Chicago Press.

① CGSS官網(wǎng)http://www.chinagss.org/index.php?r=index/introduce

②從第五次人口普查開始，我國人口普查關(guān)于工作狀況的問題設(shè)計就基本遵循了ILO推薦的關(guān)于就業(yè)和失業(yè)的界定標(biāo)準(zhǔn)。

①文章只報告了2013年的Welch指數(shù)，其余年份的結(jié)果相似，不影響結(jié)論，為行文簡潔故未予報告。

①2010年及之后的CGSS調(diào)查問卷有明確設(shè)置這一問題；2010年之前的調(diào)查問卷則直接詢問每周工作時間（小時）。

①由于篇幅所限，本文實證部分的控制變量結(jié)果均省略，如有需要，可聯(lián)系本文作者。

①列（1）至列（4）對應(yīng)的控制變量與表7一致。

* 作者感謝匿名審稿專家提出的寶貴修改意見。