年齡結(jié)構(gòu)、產(chǎn)出效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論與實(shí)證

朱波，侯亞楠

（山西財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院，太原030006）

0 引言

近年來(lái)，我國(guó)人口老齡化問(wèn)題備受關(guān)注。人口老齡化進(jìn)程逐步加快，使得我國(guó)的勞動(dòng)力缺口和養(yǎng)老金支付壓力日趨增大。對(duì)此，一些學(xué)者認(rèn)為延遲退休是應(yīng)對(duì)人口老齡化的必然之舉[1,2]，客觀分析老年人的勞動(dòng)生產(chǎn)率和收入分配機(jī)制，是有效探索延遲退休經(jīng)濟(jì)影響的關(guān)鍵。

截至目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于勞動(dòng)生產(chǎn)率和勞動(dòng)收入的研究很少涉及年齡因素。張曉青（2009）[3]基于擴(kuò)展的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)研究山東縣域經(jīng)濟(jì)和人口數(shù)據(jù)，認(rèn)為勞動(dòng)生產(chǎn)率隨年齡增長(zhǎng)而呈顯著下降趨勢(shì)。魏下海等（2012）[4]對(duì)中國(guó)家庭營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）進(jìn)行分析，認(rèn)為年齡—?jiǎng)趧?dòng)收入呈“倒U”型曲線，峰值在55歲左右。徐升艷和周密（2013）[5]研究我國(guó)2000年和2005年的城市相關(guān)數(shù)據(jù)，認(rèn)為東部和中部城市60～64歲年齡組的勞動(dòng)生產(chǎn)率高于15～19歲年齡組，延遲退休有助于開(kāi)發(fā)老年人的勞動(dòng)力資源?？梢?jiàn)，我國(guó)年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率曲線形狀如何尚無(wú)定論，年齡—?jiǎng)趧?dòng)收入曲線形狀如何也無(wú)文獻(xiàn)可征。

因此，本文借鑒HNT模型的研究框架，重點(diǎn)分析年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率、勞動(dòng)收入曲線的四種典型特征及各情形下延遲退休年齡對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)的影響，并基于我國(guó)1987—2016年間宏觀經(jīng)濟(jì)和人口數(shù)據(jù)對(duì)構(gòu)建的理論模型進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

1 理論研究

1.1 生產(chǎn)函數(shù)

為了便于分析，本文假定產(chǎn)出主要取決于勞動(dòng)和資本兩個(gè)生產(chǎn)要素，并采用擴(kuò)展的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Q為產(chǎn)出；A為技術(shù)水平；K為資本投入；L為勞動(dòng)力人數(shù)，λL為有效勞動(dòng)投入。

假定：①不存在“退而不休”和“提前退休”現(xiàn)象；②各年齡組勞動(dòng)者是可以完全替代的。則根據(jù)Stoeldraijer等（2010）[6]及Mahlberg（2013）[7]的研究成果，有效勞動(dòng)投入可以表示為：

其中，S表示起始工作年齡；R表示退休年齡；Lj表示j年齡組勞動(dòng)力人數(shù)，選擇LS為參照組，則有不同年齡組邊際產(chǎn)出的比值為：

若假定生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變(α+β=1)，對(duì)生產(chǎn)函數(shù)（1）兩邊取對(duì)數(shù)，可調(diào)整為便于實(shí)證分析的回歸模型：

其中，T為總?cè)丝?；γjt=(λjtλSt-1)，表示j年齡組勞動(dòng)者與新入職勞動(dòng)者的邊際產(chǎn)出相對(duì)差距；αγjt反映了就業(yè)人口中j年齡組人口占比每增加1個(gè)百分點(diǎn)，人均產(chǎn)出的相對(duì)增長(zhǎng)速度。

1.2 勞動(dòng)收入

在市場(chǎng)出清假定下，一般認(rèn)為勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出等于工資收入。然而，老年人的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)、再就業(yè)成本要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于年輕人，使得工會(huì)、社會(huì)保障等部門(mén)更多關(guān)注老年人的收入和就業(yè)保障[6]。因此，本文假定企業(yè)發(fā)放工資時(shí)，有兩種方式可以選擇：一是按勞分配，按照勞動(dòng)者的邊際產(chǎn)出發(fā)放工資；二是按資分配，按照勞動(dòng)者的資歷（本文特指年齡）發(fā)放工資。

在按勞分配模式下，勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出等于勞動(dòng)收入，則有：

在按資分配模式下，企業(yè)首先根據(jù)全體勞動(dòng)者的平均邊際產(chǎn)出計(jì)算平均工資，然后根據(jù)各職工的工作年限具體發(fā)放工資：

其中，MP為勞動(dòng)者的平均邊際產(chǎn)出；Wjt為j年齡組勞動(dòng)者的勞動(dòng)收入為全部人口為基數(shù)計(jì)算的人均勞動(dòng)收入；f()取決于按工齡計(jì)發(fā)工資的具體模式，一般可選擇線性函數(shù)、指數(shù)函數(shù)或二次函數(shù)等。

不管是何種收入分配模式，人均勞動(dòng)收入Wˉ都可以表示為：

則有：

若假定勞動(dòng)者邊際產(chǎn)出、勞動(dòng)收入的相對(duì)差距每年基本保持不變，則有“γjt=γj”和“ωjt=ωj”。比較γj和ωj的大小，可以研究勞動(dòng)生產(chǎn)率和勞動(dòng)收入差距如何隨年齡增長(zhǎng)而變化。由于模型（4）和模型（8）是兩個(gè)獨(dú)立的模型，為了合理比較γj和ωj，可將模型（4）兩邊同時(shí)除以α，并與模型（8）兩邊相減，經(jīng)過(guò)整理后可得模型：

可見(jiàn)，若勞動(dòng)力市場(chǎng)出清，勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出等于勞動(dòng)收入（γ=ω），則人均產(chǎn)出主要取決于技術(shù)進(jìn)步、平均邊際產(chǎn)出（平均勞動(dòng)收入）和人均資本投入；若勞動(dòng)力供給明顯大于需求（存在人口紅利），勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出一般高于勞動(dòng)收入（γ＞ω），則人均產(chǎn)出將呈現(xiàn)更快的增長(zhǎng)速度。

1.3 典型情形下延遲退休的經(jīng)濟(jì)影響

1.3.1 按勞分配模式

情形1（圖1左）：年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率曲線呈“倒U”形狀，峰值在退休后

由模型（10）可知，若γ=ω，則延遲退休對(duì)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)速度的影響主要由勞動(dòng)者的平均邊際產(chǎn)出水平來(lái)決定。由于勞動(dòng)生產(chǎn)率的峰值出現(xiàn)在退休年齡之后，退休年齡從R延遲到R+1，平均勞動(dòng)生產(chǎn)率將顯著提高，則人均產(chǎn)出增長(zhǎng)速度將顯著提升。此時(shí)，若總產(chǎn)出超過(guò)全社會(huì)的需求能力，則延遲退休將沖擊年輕人就業(yè)。

情形2（圖1右）：年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率曲線呈“倒U”形狀，峰值在退休前

此情形下，延遲退休對(duì)就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，關(guān)鍵取決于新延退的老年人與新成長(zhǎng)勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)出相對(duì)差距γR。若γR＞0，則延遲退休將沖擊年輕人就業(yè)，但有助于提高人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)速度。若γR＜0，企業(yè)只有增加對(duì)年輕人的雇傭，增加就業(yè)人數(shù)，才能提高以總?cè)丝跒榛鶖?shù)計(jì)算的平均邊際產(chǎn)出水平，進(jìn)而維持人均產(chǎn)出的合理增長(zhǎng)速度。

圖1 按勞分配時(shí)年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率、勞動(dòng)收入曲線典型形狀

1.3.2 按資分配模式

情形3（下頁(yè)圖2左）：年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率曲線呈“倒U”形狀，峰值在退休后

由模型（9）可知，若γ≠ω，則延遲退休對(duì)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)速度的影響將由邊際產(chǎn)出與勞動(dòng)收入差距、勞動(dòng)者年齡結(jié)構(gòu)和平均邊際產(chǎn)出水平共同決定。在按資分配情形下，對(duì)于老年人，γ＜ω；對(duì)于年輕人，γ＞ω。因此，延遲退休在提高勞動(dòng)年齡人口平均勞動(dòng)生產(chǎn)率的同時(shí)，也將因?yàn)槠髽I(yè)對(duì)老年人薪酬的過(guò)度支付而抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此時(shí)，企業(yè)可增加對(duì)年輕人的雇傭，平衡其薪酬支付結(jié)構(gòu)，則人均產(chǎn)出增長(zhǎng)速度和就業(yè)人數(shù)將呈現(xiàn)同時(shí)增長(zhǎng)。

情形4（圖2右）：年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率曲線呈“倒U”形狀，峰值在退休前

此情形下，延遲退休對(duì)就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響將由γR和(γR-ωR)共同決定。若γR＞0和(γR-ωR)＞0，延遲退休將沖擊年輕人就業(yè)，但有助于提高人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)速度；若γR＞0和(γR-ωR)＜0，企業(yè)將增加對(duì)新成長(zhǎng)勞動(dòng)力的雇傭，平衡其薪酬支付結(jié)構(gòu)，才能有效維持合理的平均勞動(dòng)生產(chǎn)率水平和人均產(chǎn)出增長(zhǎng)速度；若γR＜0和(γR-ωR)＜0，延遲退休不僅會(huì)降低勞動(dòng)者的平均勞動(dòng)生產(chǎn)率，還會(huì)增加企業(yè)對(duì)老年人的薪酬支付負(fù)擔(dān)，最終使得企業(yè)陷入發(fā)展困境。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計(jì)

圖2 按資分配時(shí)年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率、勞動(dòng)收入曲線典型形狀

為了有效評(píng)估年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率曲線和年齡—?jiǎng)趧?dòng)收入曲線之間的關(guān)系，西方學(xué)者一般采用企業(yè)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。由于缺乏我國(guó)的企業(yè)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，本文選擇我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)和人口數(shù)據(jù)做近似研究，相關(guān)數(shù)據(jù)全部由歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理而得。

（1）產(chǎn)出指標(biāo)（Q）。選擇我國(guó)1987—2016年GDP數(shù)據(jù)，并根據(jù)GDP平減指數(shù)調(diào)整為以1985年價(jià)格核算的實(shí)際數(shù)據(jù)。

（3）資本投入指標(biāo)（K）。在估計(jì)資本存量時(shí)，學(xué)術(shù)界一般采用Goldsmith(1951)[8]開(kāi)創(chuàng)的永續(xù)盤(pán)存法，計(jì)算公式為：

其中，I表示固定資產(chǎn)投資，δ為存量資本的綜合折舊率，P為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》從1990年開(kāi)始公布固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，本文采用工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)作為自變量對(duì)1980—1989年間的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行估算。參照王小魯?shù)龋?000）[9]和郭玉清（2006）[10]的研究成果，折舊率δ取值5%。本文借鑒郭玉清（2006）[10]的研究成果，將我國(guó)1980年的資本存量確定為5307.97億元（按1985年價(jià)格核算為6207.3億元），進(jìn)而可以推算出歷年的資本存量，見(jiàn)表1。

（4）勞動(dòng)力投入指標(biāo)（L）。勞動(dòng)力投入，一般指生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中實(shí)際投入的勞動(dòng)量。學(xué)術(shù)界在研究生產(chǎn)函數(shù)時(shí)，一般選用就業(yè)人口數(shù)衡量勞動(dòng)力投入，如郭玉清（2006）[10]、王金營(yíng)和戈艷霞（2012）[11]等。由于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》等資料中都沒(méi)有提供就業(yè)人口的年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，本文選擇我國(guó)1987年以來(lái)15～59歲的5歲間隔細(xì)分人口數(shù)據(jù)作為替代變量。其中，L15、L20、L25、L30、L35、L40、L45、L50和L55分別表示15～19歲、20～24歲、25～29歲、30～34歲、35～39歲、40～44歲、45～49歲、50～54歲和55～59歲人口數(shù)。由圖3可知，我國(guó)勞動(dòng)力人口平均年齡呈顯著上升趨勢(shì)，1987—2016年間，20～29歲人口占比下降2.3個(gè)百分點(diǎn)，30～39歲人口占比下降0.57個(gè)百分點(diǎn)，而40～49歲人口占比卻上升7.89個(gè)百分點(diǎn)，50～59歲人口占比上升5.56個(gè)百分點(diǎn)。

2.2 產(chǎn)出模型估計(jì)

對(duì)于產(chǎn)出模型（4），采用OLS估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表2?？梢?jiàn)，調(diào)整后R2為0.999，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為5063.157，回歸模型整體上是顯著的；穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量顯示，在5%顯著性水平下，選擇的勞動(dòng)力人口結(jié)構(gòu)變量對(duì)人均產(chǎn)出都有顯著影響。由于本文選擇勞動(dòng)年齡人口作為勞動(dòng)力人口的替代變量，使得勞動(dòng)力人口占總?cè)丝诒戎貙?duì)數(shù)的系數(shù)估計(jì)值將是α的有偏估計(jì)。郭慶旺和賈俊雪（2005）[12]、郭玉清（2006）[10]等學(xué)者都認(rèn)為我國(guó)經(jīng)濟(jì)基本上是規(guī)模報(bào)酬不變的，則本文根據(jù)人均資本投入對(duì)數(shù)的系數(shù)估計(jì)值推算出α^約為0.484。將各勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)變量的回歸系數(shù)除以0.484，即可計(jì)算20～24歲、25～29歲、30～34歲、35～39歲、40～44歲、45～49歲、50～54歲和55～59歲人口相對(duì)于15～19歲人口的邊際產(chǎn)出（γj+1），分別為13.02、5.78、14.37、12.36、15.67、8.75、13.43和8.32。可見(jiàn)，我國(guó)年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率曲線總體上呈“倒U”形狀，峰值出現(xiàn)在40～44歲，50～54歲人口也有較高的邊際產(chǎn)出水平（見(jiàn)圖4）。我國(guó)總?cè)丝谥?0～44歲人口占比從2007年開(kāi)始下降，從2007年的9.75%逐漸下降到2016年的8.18%。與此同時(shí)，我國(guó)GDP增速也從2007年的最高值14.2%逐漸下降到2016年的6.7%?？梢?jiàn)，我國(guó)主要年齡段勞動(dòng)力人口規(guī)模下降，是我國(guó)近幾年經(jīng)濟(jì)增速下滑的主要原因之一。此外，由于55～59歲勞動(dòng)者的邊際產(chǎn)出水平較低，則延遲退休將降低當(dāng)前就業(yè)者的平均勞動(dòng)生產(chǎn)率。

表1 1980—2016年資本存量估算

圖3 主要年份我國(guó)5歲間隔細(xì)分人口數(shù)

表2 模型估計(jì)結(jié)果（1）

圖4 我國(guó)勞動(dòng)力人口的相對(duì)邊際產(chǎn)出和相對(duì)勞動(dòng)收入

2.3 收入決定模型

對(duì)于收入決定模型（8），在按勞分配模式下，無(wú)需對(duì)回歸系數(shù)ωj作任何限制，將人均資本投入作為控制變量加入模型，并將勞動(dòng)力人口占總?cè)丝诒戎貙?duì)數(shù)的系數(shù)控制為1，OLS估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2?？梢?jiàn)，被解釋變量的總離差有99.8%由回歸模型做出解釋?zhuān)籺統(tǒng)計(jì)量顯示，在5%顯著性水平下，20～24歲、30～34歲、35～39歲、40～44歲、45～49歲及50～54歲人口相對(duì)于15～19歲人口的勞動(dòng)收入(ωj+1)有明顯差別，相對(duì)勞動(dòng)收入分別為6.07、3.83、3.82、5.84、5.93和5.71；25～29歲和55～59歲人口相對(duì)于15～19歲人口的勞動(dòng)收入差別不明顯。

在按資分配模式下，分別假定回歸系數(shù)ωj為工齡①的線性函數(shù)、指數(shù)函數(shù)和二次函數(shù)，采用OLS估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。相對(duì)于表2的估計(jì)結(jié)果，ωj受約束回歸模型的調(diào)整后R2較低，AIC和SC值較高，DW統(tǒng)計(jì)量顯示模型存在自相關(guān)問(wèn)題。綜合比較表2和表3的估計(jì)結(jié)果，本文認(rèn)為ωj無(wú)約束的回歸結(jié)果更能有效反映人均勞動(dòng)收入與勞動(dòng)力人口結(jié)構(gòu)變量之間的關(guān)系，各年齡段勞動(dòng)力人口的相對(duì)勞動(dòng)收入與相對(duì)邊際產(chǎn)出之間相關(guān)程度高于相對(duì)勞動(dòng)收入與年齡之間相關(guān)程度，基本支撐我國(guó)以按勞分配為主體的收入分配制度。

表3 模型估計(jì)結(jié)果（2）

2.4 邊際產(chǎn)出—?jiǎng)趧?dòng)收入差距模型

對(duì)于邊際產(chǎn)出—?jiǎng)趧?dòng)收入差距模型（10），選取勞動(dòng)力人口占比的對(duì)數(shù)序列作為控制變量，OLS估計(jì)結(jié)果見(jiàn)上文表2?？梢?jiàn)，模型擬合程度較高，被解釋變量的總離差有99.9%可由回歸模型做出解釋?zhuān)环€(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量顯示，在5%顯著性水平下，勞動(dòng)力人口結(jié)構(gòu)變量的回歸系數(shù)都顯著大于0，則認(rèn)為各年齡段勞動(dòng)力人口的相對(duì)邊際產(chǎn)出明顯大于相對(duì)勞動(dòng)收入?？梢?jiàn)，我國(guó)同樣存在“productivity-wage gap”現(xiàn)象，相對(duì)邊際產(chǎn)出與相對(duì)勞動(dòng)收入的差值隨年齡增長(zhǎng)而變化的曲線呈“倒U”形狀，20～24歲、25～29歲、30～34歲、35～39歲、40～44歲、45～49歲、50～54歲和55～59歲年齡段對(duì)應(yīng)的差值分別為7.34、4.14、9.31、7.74、9.5、4.04、7.81和5.53（見(jiàn)圖4），峰值同樣出現(xiàn)在40～44歲，與模型（4）和模型（8）系數(shù)估計(jì)值的差值基本相符，相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.92，進(jìn)一步證實(shí)模型構(gòu)建的合理性。我國(guó)勞動(dòng)力人口的邊際產(chǎn)出整體上大于勞動(dòng)收入，即存在“人口紅利”現(xiàn)象，這也是我國(guó)近30年保持較快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的主要原因。

可見(jiàn)，延遲退休年齡將如何影響我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和就業(yè)，關(guān)鍵取決于60～64歲人口相對(duì)于新成長(zhǎng)勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)出和勞動(dòng)收入水平。根據(jù)模型（4）和模型（10）的估計(jì)結(jié)果，構(gòu)建相對(duì)邊際產(chǎn)出、相對(duì)邊際產(chǎn)出與相對(duì)勞動(dòng)收入差值關(guān)于工齡的半對(duì)數(shù)回歸模型，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。工齡平方項(xiàng)在5%顯著性水平下都是顯著的，而且系數(shù)為負(fù)，進(jìn)一步證實(shí)邊際產(chǎn)出、相對(duì)邊際產(chǎn)出與相對(duì)勞動(dòng)收入差值的年齡曲線呈“倒U”形狀，并可預(yù)測(cè)出60～64歲人口的相對(duì)邊際產(chǎn)出為3.909，相對(duì)邊際產(chǎn)出與相對(duì)勞動(dòng)收入的差值為2.708?？梢?jiàn)，60～64歲人口的邊際產(chǎn)出水平僅高于15～19歲年齡組。

表4 60～64歲人口相對(duì)邊際產(chǎn)出及相對(duì)勞動(dòng)收入預(yù)測(cè)

因此，若近階段實(shí)施延遲退休年齡政策，將直接增加勞動(dòng)力供給，這對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是有利于企業(yè)維持目前邊際產(chǎn)出與勞動(dòng)收入的差值(γ-ω)，進(jìn)而緩解經(jīng)濟(jì)下行壓力；二是形成老年雇員與新成長(zhǎng)勞動(dòng)力的替代效應(yīng)。目前，我國(guó)的新成長(zhǎng)勞動(dòng)力主要集中在15～24歲年齡段，包括未能繼續(xù)升學(xué)的初、高中畢業(yè)生及全日制大中專(zhuān)院校畢業(yè)生。60～64歲人口的邊際產(chǎn)出高于15～19歲年齡組，但低于20～24歲年齡組。企業(yè)增加對(duì)20～24歲新增勞動(dòng)力的雇傭，有助于提高平均邊際產(chǎn)出水平。因此，延遲退休有助于提高人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)速度，但將沖擊15～19歲新增勞動(dòng)力的就業(yè)，對(duì)20～24歲新增勞動(dòng)力的就業(yè)影響較小。

3 結(jié)論

通過(guò)實(shí)證研究，本文認(rèn)為我國(guó)年齡—?jiǎng)趧?dòng)生產(chǎn)率曲線總體上呈“倒U”形狀；相對(duì)于15～19歲年齡組，各年齡段勞動(dòng)者的相對(duì)邊際產(chǎn)出顯著大于相對(duì)勞動(dòng)收入，不存在對(duì)老年雇員的過(guò)度支付現(xiàn)象。因此，實(shí)證結(jié)果一定程度上解釋了我國(guó)近30年經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)和近10年經(jīng)濟(jì)增速下滑現(xiàn)象。在此背景下，實(shí)施延遲退休年齡政策，將有助于提高人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)速度，但也會(huì)沖擊15～19歲新增勞動(dòng)力的就業(yè)，對(duì)20～24歲新增勞動(dòng)力的就業(yè)影響較小。

由于60～64歲老年人的勞動(dòng)生產(chǎn)率水平較低，該人群一旦失業(yè)，很難在短時(shí)間內(nèi)獲得新的就業(yè)機(jī)會(huì)，即再就業(yè)成本較高。因此，出臺(tái)延遲退休年齡政策，還須進(jìn)一步完善老年人的就業(yè)保障，不僅要加強(qiáng)對(duì)臨近退休人員的法律保護(hù)，還要加大對(duì)臨近退休前失業(yè)人員的財(cái)政補(bǔ)貼力度。

此外，我國(guó)目前每年新增15～19歲城鎮(zhèn)勞動(dòng)力約750萬(wàn)（主要包括職業(yè)學(xué)校畢業(yè)生、初高中后不再繼續(xù)升學(xué)的），該人群勞動(dòng)生產(chǎn)率水平最低。政府應(yīng)加大對(duì)該人群的職業(yè)技能培訓(xùn)，提高他們的勞動(dòng)生產(chǎn)率水平。此時(shí)，實(shí)施延遲退休年齡政策，將在提高人均產(chǎn)出增長(zhǎng)速度的同時(shí)，還有助于提高新成長(zhǎng)勞動(dòng)力的就業(yè)水平。

[1] 陳春，楊琴，楊潔.談我國(guó)退休制度的改革[J].中國(guó)勞動(dòng)，2013，(8).

[2] 王曉軍，趙明.壽命延長(zhǎng)與延遲退休：國(guó)際比較與我國(guó)實(shí)證[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2015，(3).

[3] 張曉青.人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2009，(5).

[4] 魏下海，董志強(qiáng)，趙秋運(yùn).人口年齡結(jié)構(gòu)變化與勞動(dòng)收入份額：理論與經(jīng)驗(yàn)研究[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2012，(2).

[5] 徐升艷，周密.東中西地區(qū)城市不同年齡組勞動(dòng)生產(chǎn)率的比較研究[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2013，(3).

[6] Stoeldraijer L.Age,Wage and Productivity[R].IZA DP No.4765,Feb?ruary 2010.

[7] Mahlberg B,Freund I,Cuaresma J C.Ageing,Productivity and Wages in Austria[J].Labour Economics,2013,(22).

[8] Goldsmith R W.A Perpetual Inventory of National Wealth[J].Nber Chapters,1951,(12).

[9] 王小魯，樊綱等.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性——跨世紀(jì)的回顧與展望[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2000.

[10] 郭玉清.資本積累、技術(shù)變遷與總量生產(chǎn)函數(shù)——基于中國(guó)1980—2005年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的分析[J].南開(kāi)經(jīng)濟(jì)研究，2006，(3).

[11] 王金營(yíng)，戈艷霞.中國(guó)可變參數(shù)的總量生產(chǎn)函數(shù)研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012，(8).

[12] 郭慶旺，賈俊雪.中國(guó)全要素生產(chǎn)率的估算:1979—2004[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，(6).