受教育水平與退休后再就業(yè): 基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

楊筠 張?zhí)K 寧向東

0 引言

人的一生可分為接受教育、勞動(dòng)、退休三個(gè)階段，參加工作和退休是個(gè)人生命周期中的兩個(gè)重要時(shí)間節(jié)點(diǎn)。伴隨各國預(yù)期壽命延長和教育年限持續(xù)上升，對于退休年齡的探討一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要課題。雖然法定退休年齡多為外生給定，個(gè)體仍可以選擇提前退休或再就業(yè)來調(diào)整實(shí)際工作時(shí)間。Ben-Porath(1967)在其著名的有關(guān)教育和人力資本的論文中指出，在預(yù)期壽命延長的情況下，個(gè)人的最優(yōu)決策是增加對教育的投入同時(shí)退休得更晚。

我國法定退休年齡自1978年確立以來就沒有變過，而過去40年，我國人均壽命和受教育年限不斷上升，導(dǎo)致工作年限變短，加上人口出生率走低，社會(huì)贍養(yǎng)率上升，社會(huì)保障體系承受著巨大的壓力。中國政府一直在積極醞釀新的退休制度，但似乎一提到延遲退休就受到強(qiáng)烈的輿論反對。如果政府改革的目標(biāo)是要增進(jìn)社會(huì)福利，那么就必須考慮勞動(dòng)者的就業(yè)意愿。

許多國家發(fā)現(xiàn)，過去10年，退休后再就業(yè)的老年勞動(dòng)者成為勞動(dòng)力市場的重要組成部分，并且這一比例在不斷上升 (Eurofound, 2012; Van Katwyk, 2012；Cahill et al., 2013;Deller and Pundt, 2014；OECD，2015；Beehr and Bennett，2015; Furunes et al.2015)。比如在美國，約有一半勞動(dòng)者在退休后有再就業(yè)的情況，并且勞動(dòng)者在退休前就預(yù)計(jì)到了這種情況(Maestas，2010)；在加拿大，為了收入而再就業(yè)的老年人比例為31.7%，并且還在不斷增加(Settels and McMullin,2017)；Platts et al.(2017)的統(tǒng)計(jì)表明，25%英國人在退休后又回到了勞動(dòng)力市場。中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)顯示我國勞動(dòng)者退休后再就業(yè)的比例為32.23%，該比例為實(shí)際再就業(yè)的比例，如果以再就業(yè)意愿作為測量標(biāo)準(zhǔn)，這個(gè)比例會(huì)更高。但為何延遲退休又總是遭到社會(huì)反對？我們猜想可能的原因是：存在個(gè)體差異，使得不同人群的最優(yōu)工作—退休選擇不同，而這個(gè)差異在不同水平的受教育群體中表現(xiàn)明顯。對于受教育水平低的人，由于其收入水平低，因此不得不延長工作時(shí)間來補(bǔ)償收入，對于受教育水平高的人，由于他們工作年限短，因此會(huì)通過延長工作時(shí)間來補(bǔ)償教育回報(bào)，而對于受教育水平居中的人，法定退休時(shí)點(diǎn)正好是他們的最優(yōu)工作—退休時(shí)點(diǎn)，并且這部分人占到社會(huì)群體的大多數(shù)，因此表現(xiàn)為反對推遲退休。本文正是基于這樣的猜想所做的研究。

論文的政策含義是清晰的，如果再就業(yè)意愿在不同的受教育群體中體現(xiàn)出明顯的差異，那么彈性退休就是一個(gè)更為可取的方式。另外，將再就業(yè)而非退休年齡作為研究對象的好處在于：以退休年齡作為研究對象的一個(gè)潛在假設(shè)是“個(gè)體可以自由地選擇退休年齡”，雖然部分研究認(rèn)為在實(shí)際的退休過程中個(gè)體仍有自主選擇的空間，但這種選擇空間還是受到限制的，并且從研究內(nèi)容來看，這些研究通常針對的是提前退休的情況(張熠，2015；張正東等，2017)。在討論是否要延遲退休時(shí)，研究再就業(yè)顯然更有現(xiàn)實(shí)意義。

在控制了個(gè)體特征、婚姻特征、家庭供養(yǎng)結(jié)構(gòu)等因素后，我們對受教育水平和再就業(yè)情況進(jìn)行了初步檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)教育水平和再就業(yè)概率呈“U”型關(guān)系，即相比于教育水平居中的人，教育水平較低和較高的個(gè)體再就業(yè)可能性更高。我們進(jìn)一步分析了其中的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)對于教育水平較低的人，再就業(yè)的主要推動(dòng)因素是其工資水平較低，我們稱之為“收入補(bǔ)償型”再就業(yè)，對于教育水平較高的人，他們再就業(yè)的主要原因是工作年限較短，我們稱之為“教育補(bǔ)償型”再就業(yè)。論文后續(xù)安排如下：第1部分為文獻(xiàn)綜述及理論分析；第2部分介紹論文的研究設(shè)計(jì)；第3部分進(jìn)一步驗(yàn)證再就業(yè)行為與受教育水平的關(guān)系并探究其中的作用機(jī)制；第4部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后為結(jié)論性評述。

1 文獻(xiàn)及理論分析

在彈性退休制度下，人們會(huì)根據(jù)自己的教育投資、教育回報(bào)以及養(yǎng)老金情況選擇最優(yōu)退休時(shí)點(diǎn)?？紤]到個(gè)人決策復(fù)雜多變，退休者還可以通過再就業(yè)調(diào)整勞動(dòng)力供給來達(dá)到更理想的狀態(tài)(Fisher et al., 2016; Furunes et al., 2015)。雖然有極少數(shù)研究表明，社會(huì)規(guī)劃者可能尋找到社會(huì)大多數(shù)人最優(yōu)的退休時(shí)點(diǎn)(比如Shannon and Grierso，2004)，大多數(shù)研究表明，強(qiáng)制退休制度規(guī)定的退休時(shí)間并不一定是社會(huì)大多數(shù)人教育投資、勞動(dòng)力供給及退休動(dòng)態(tài)關(guān)系下的最優(yōu)時(shí)點(diǎn)(Gunderson and Pesando，1988；Ashenfelter and Card，2002)。比如Grant and Townsend(2013)認(rèn)為強(qiáng)制退休限制了加拿大移民的退休決策，使得退休者陷入經(jīng)濟(jì)困難，而限制企業(yè)使用強(qiáng)制退休政策帶來了老年勞動(dòng)者的福利增加。

我國是實(shí)行強(qiáng)制退休的國家，我國的強(qiáng)制退休年齡是大多數(shù)人的最優(yōu)退休時(shí)點(diǎn)嗎？也就是說大部分人退休后沒有再就業(yè)，如果其中沒有再就業(yè)的人認(rèn)為到了最優(yōu)退休年齡不需要再就業(yè)，那么我們的強(qiáng)制退休年齡是符合大多數(shù)人意愿的。如果是勞動(dòng)力市場不健全、健康老齡化程度不高等原因?qū)е碌臒o法就業(yè)，上述推論就會(huì)有問題。事實(shí)上，由于如下三個(gè)原因，我國的退休年齡可能并不是大多數(shù)人的最優(yōu)退休年齡。第一，我國的法定退休年齡自1978年以來就再也沒有變過，然而2010年第六次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國人口平均預(yù)期壽命從1978年的68歲增加到了2010年的74.83歲，法定退休年齡顯然應(yīng)該延長(柳清瑞和苗紅軍，2004；彭希哲和胡湛，2011；林熙，2013)。第二，我國人口老齡化加劇，當(dāng)前60歲及以上人口占到13.26%，據(jù)世界銀行1997預(yù)測，到2030年，這一比例將達(dá)到21.9%，同時(shí)我國退休人員和在職人員的比例從1978年的1∶30(孫祁祥，2001)下降到2033年的1:2.5(世界銀行預(yù)測)，由此從社會(huì)福利角度而言有必要延長退休年齡。第三，我國人口受教育水平不斷提高，在退休年齡不變的前提下，后進(jìn)入勞動(dòng)力市場的勞動(dòng)者，他們的勞動(dòng)年限在逐漸縮短，也就是說，教育投資的回收期在逐漸縮短，這不利于鼓勵(lì)人們對人力資本的投資,同時(shí)造成了人力資源的浪費(fèi)(OECD,2006; International Labour Organization, 2010)。

基于這三點(diǎn)，我國強(qiáng)制退休年齡可能不是我國大多數(shù)勞動(dòng)者的最優(yōu)退休時(shí)點(diǎn)。CHARLS數(shù)據(jù)顯示我國勞動(dòng)者退休后再就業(yè)的比例有32.23%，該比例為實(shí)際再就業(yè)的比例，如果以再就業(yè)意愿作為測量標(biāo)準(zhǔn)，這個(gè)比例會(huì)更高。國外文獻(xiàn)中對于再就業(yè)的研究成果較為豐富，已識別出的再就業(yè)影響因素包括個(gè)體人口學(xué)特征(性別、年齡等)、經(jīng)濟(jì)狀況、婚姻及家庭、健康狀況及工作能力、工作類型等(Feldstein，1974；Boskin，1977；Hall and Johnson，1980；Fields and Mitchell，1984；Bazzoli，1985；Burtless and Moffitt，1985；Sueyoshi，1989；Stock and Wise, 1990；Juster and Suzman，1995；Adams，1999；Zimmerman et al.,2000; McGarry，2004；Kalwij and Vermeulen，2008；Topa et al,2009; Hazan，2009；Noone et al.，2010； Hansen and L?nstrup，2012；Pleau and Shauman，2013；Beehr and Bennett, 2015; Fasbender et al., 2016;Fisher et al., 2016)。

教育是影響再就業(yè)的重要因素，但關(guān)于個(gè)體受教育水平如何影響再就業(yè)概率，研究結(jié)論并不一致。不少研究發(fā)現(xiàn)，受教育水平和再就業(yè)呈負(fù)向關(guān)系(Hershey et al., 2010; Kim and Feldmann, 2000; Shacklock and Brunetto, 2011)，另一些研究發(fā)現(xiàn)，受教育水平和再就業(yè)呈正相關(guān)關(guān)系(Cahill et al., 2006;Griffin and Hesketh, 2008; Maestas,2010；Settels and McMullin，2017)，甚至有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，這兩者沒有顯著關(guān)系(Fasbender et al.2016)。筆者認(rèn)為，出現(xiàn)以上不同結(jié)論的原因有以下三點(diǎn)：第一，各研究的樣本、方法各不相同。第二，文獻(xiàn)中大都將受教育水平作為人口學(xué)特征中的一個(gè)控制變量來處理，模型中又往往會(huì)包含經(jīng)濟(jì)類變量，而個(gè)體受教育水平又和經(jīng)濟(jì)水平高度相關(guān)(梁玉成，2007)，因此對受教育水平的估計(jì)得到了有偏的結(jié)果。第三，受教育水平和再就業(yè)的關(guān)系可能不是線性的。CHARLS數(shù)據(jù)顯示，學(xué)歷為小學(xué)及以下的退休者的再就業(yè)比例為36.33%，學(xué)歷為大專及以上的退休者的再就業(yè)比例為33.33%，中間學(xué)歷退休者的再就業(yè)比例最低，受教育水平與再就業(yè)概率很可能是正“U”型關(guān)系。

事實(shí)上，這種“U”型關(guān)系已經(jīng)被一些學(xué)者觀測到了，Cahill等(2006)發(fā)現(xiàn)收入水平和再就業(yè)概率呈“U”型，考慮到受教育水平和收入水平高度正相關(guān)，故推測兩者也應(yīng)當(dāng)呈“U”型。國內(nèi)梁玉成(2007)發(fā)現(xiàn)，在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體中，受教育年限和退休年齡呈現(xiàn)“U”型關(guān)系，梁玉成的解釋是：人力資本低的人，收入也低，勞動(dòng)者必須通過繼續(xù)勞動(dòng)來增加收入，他將這樣的勞動(dòng)力壽命延長稱為“補(bǔ)償性延長”；另一方面，人力資本高的人，收入也高，因此放棄勞動(dòng)的機(jī)會(huì)成本也高，這激勵(lì)他們延長勞動(dòng)壽命，他將這樣的勞動(dòng)力壽命延長稱為“激勵(lì)性延長”，然而，作者只是提出了兩種解釋，并沒有進(jìn)行檢驗(yàn)。

我們認(rèn)為，教育水平和個(gè)體收入水平、工作—退休決策具有非常密切的關(guān)系，如果將收入水平和工作年限視為教育回報(bào)的兩個(gè)方面，則兩者相互替代，共同對再就業(yè)決策產(chǎn)生影響，任何一個(gè)方面的不足都可能導(dǎo)致再就業(yè)。理論上分析，教育水平對再就業(yè)至少存在兩方面影響：一方面，教育水平越高的人工資水平越高，退休者越不需要通過再就業(yè)獲得收入，教育水平對再就業(yè)概率產(chǎn)生負(fù)向影響，這和Ben-Porath(1967)在預(yù)期壽命不變情況下的論述是一致的。另一方面，教育水平越高的個(gè)體進(jìn)入勞動(dòng)力市場的時(shí)間越晚，導(dǎo)致工作年限變短，也就是教育投入的回報(bào)期變短，個(gè)體傾向于延長工作時(shí)間來增加教育回報(bào)，教育水平對再就業(yè)概率產(chǎn)生正向影響。因此，僅依靠理論分析無法準(zhǔn)確判斷教育水平對再就業(yè)的影響，還需要實(shí)證研究來加以檢驗(yàn)。

本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：第一，本文為教育水平和再就業(yè)的關(guān)系提供了新的實(shí)證證據(jù)，已有文獻(xiàn)研究了個(gè)體特征、家庭特征、市場特征等因素對再就業(yè)的影響，教育水平往往作為個(gè)體特征中的一個(gè)控制因素來處理，并沒有專門對教育水平和再就業(yè)的關(guān)系進(jìn)行研究，我們的研究發(fā)現(xiàn)教育水平和再就業(yè)并非是簡單線性關(guān)系，而是正“U”型關(guān)系，并且我們進(jìn)一步對其中的形成機(jī)制進(jìn)行了討論和檢驗(yàn)，填補(bǔ)了相應(yīng)的空白。第二，國外對于退休的研究大都將其作為個(gè)體效用最大化時(shí)的個(gè)人選擇而展開，而國內(nèi)大都將退休年齡視為政策給定，進(jìn)而研究退休制度在社會(huì)保障、勞動(dòng)力供給等方面的影響(張熠，2015)。張文將這兩種研究范式分別稱之為退休年齡的內(nèi)生研究法和外生研究法，而國內(nèi)在前者的研究成果上是較為匱乏的。再就業(yè)作為個(gè)體自主的行為決策，是對國內(nèi)相關(guān)研究的一個(gè)補(bǔ)充。第三，基于實(shí)證分析結(jié)果，我們在退休制度改革方面提出了明確的政策建議。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型分析

在經(jīng)典的明瑟方程中，教育回報(bào)率指的是多接受一單位教育帶來的工資率上的差異(Mincer，1958)，因此根據(jù)明瑟方程計(jì)算出的教育回報(bào)指的是單位回報(bào)而非總回報(bào)，實(shí)踐中多用于解釋工資率差異?；氐侥Ｐ偷淖畛踉O(shè)定中，教育回報(bào)為勞動(dòng)時(shí)期內(nèi)收入的折現(xiàn)值，單位時(shí)期內(nèi)的收入和回報(bào)期長短都會(huì)影響教育回報(bào)，只是在求解教育的內(nèi)含報(bào)酬率(即折現(xiàn)因子)時(shí)，時(shí)間因素被約去了?，F(xiàn)在我們面對生命周期中的兩個(gè)重要決策，人力資本投資和工作—退休決策，需要對工作時(shí)期(即人力資本回收期)的總收入加以考量，因此教育的單位回報(bào)率和回報(bào)時(shí)間都應(yīng)當(dāng)考慮。本文設(shè)計(jì)了一個(gè)簡單的人力資本生產(chǎn)—收入增長的模型來說明這里的微觀決策。

考慮強(qiáng)制退休政策，假定一個(gè)人一生接受教育和工作的時(shí)間總長為L，如果用于接受教育的時(shí)間為aL(0

Y=[Kw]θ[A(1-a)L]1-θ

(1)

式中0<θ<1。式中Kw表示該勞動(dòng)者的工作平臺(tái)條件等等，人力資本A是由受教育獲得的，也是勞動(dòng)加強(qiáng)型的。人力資本增量ΔA由接受教育獲得，其取決于接受教育的時(shí)間以及教育機(jī)構(gòu)條件Ke：

ΔAt=B[Ke]β[aL]γAλ

(2)

式中B>0,β≥0,γ≥0，λ≥0。盡管人力資本的生產(chǎn)也采用了柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式，但這里并沒有假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變。這里將該經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)高度簡化，假設(shè)θ=0，β=0，B=γ=λ=1。由此，收入函數(shù)變?yōu)椋?/p>

Y=A(1-a)L

(3)

人力資本函數(shù)變?yōu)椋?/p>

ΔA=aLA

(4)

為了數(shù)值模擬該經(jīng)濟(jì)體統(tǒng)，賦值如下：A1=1，L1=100。多少時(shí)間用于工作，多少時(shí)間用于接受教育，這是由經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)部的“看不見的手”決定的：均衡點(diǎn)在于時(shí)間分配在兩個(gè)領(lǐng)域的邊際報(bào)酬相等?，F(xiàn)在進(jìn)一步進(jìn)行數(shù)值模擬，假設(shè)第一期a(1)=0.005，此后用于接受教育的時(shí)間按照8%的速度增長。假設(shè)人們預(yù)期壽命增加導(dǎo)致時(shí)間總長按照如下增長率增長：l=0.02。利用式(3)、(4)逐項(xiàng)、逐期計(jì)算可得圖1(計(jì)算機(jī)程序可向作者索取)。

圖1 接受教育時(shí)間與勞動(dòng)收入的關(guān)系

圖1粗略描述了接受教育時(shí)間與勞動(dòng)收入的關(guān)系。當(dāng)一個(gè)人一生用于接受教育的時(shí)間過短時(shí)，其人力資本在勞動(dòng)力市場上沒有優(yōu)勢，收入不會(huì)高。但當(dāng)一個(gè)人接受教育的時(shí)間過長時(shí)，其勞動(dòng)時(shí)間就會(huì)縮短，勞動(dòng)收入反而比受教育水平更低一些的人更低。如果這一基本關(guān)系成立的話，我們就會(huì)觀察到，在強(qiáng)制退休制度下，接受教育時(shí)間短以及接受教育時(shí)間長的人再就業(yè)概率會(huì)比中等教育水平的人更高。

我們利用CHARLS數(shù)據(jù)對退休者的受教育年限和是否再就業(yè)進(jìn)行了非參數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果如圖2所示，退休者的再就業(yè)概率與其受教育年限呈正“U”型關(guān)系。曲線的最低點(diǎn)出現(xiàn)在12左右，當(dāng)個(gè)體受教育年限小于6或大于15時(shí)，對應(yīng)的概率值都較大。

圖2 退休個(gè)體受教育年限與是否再就業(yè)概率的非參數(shù)檢驗(yàn)

根據(jù)上述模型分析和非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果，我們推測：個(gè)體受教育年限和再就業(yè)概率呈正“U”型關(guān)系，教育水平較低和較高的人再就業(yè)可能性都會(huì)更高。但兩者的作用機(jī)制不同，對于教育水平較低的個(gè)體，再就業(yè)動(dòng)因來自于低水平人力資本帶來的低收入，再就業(yè)是為了掙取收入；對于教育水平較高的個(gè)體，人力資本投入更多，高水平人力資本帶來更高的工資收入，但由于工作時(shí)間較短，因此再就業(yè)是為了補(bǔ)足教育回報(bào)。

2.2 樣本與數(shù)據(jù)描述

本文使用的微觀數(shù)據(jù)是由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院中國經(jīng)濟(jì)研究中心提供的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)庫。CHARLS先于2008年在甘肅和浙江兩省進(jìn)行了試調(diào)查，在調(diào)查的有效性和可靠性得到保證之后于2011—2012年進(jìn)行了全國基線調(diào)查。該調(diào)查對全國45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的基本信息、健康狀況、工作退休與養(yǎng)老金、家庭收入等情況進(jìn)行了記錄。CHARLS 基線調(diào)查采用分層抽樣，每一層再隨機(jī)抽樣的方法抽取了23422 戶住戶，在剔除無人居住家戶以及無適齡成員的家戶后，最終得到了10257 戶，17708位個(gè)體的應(yīng)答，覆蓋全國150 個(gè)縣、區(qū)的450 個(gè)村、居，總體上很好地代表了中國中老年人群。本文的樣本即來自CHARLS2011年截面數(shù)據(jù)。

由于我們關(guān)注的是個(gè)體在退休后是否有再就業(yè)行為，所以我們首先篩選出所有回答“已經(jīng)辦理了退休手續(xù)(即名義退休)”的個(gè)體，共計(jì)2089名。其次，為排除政策因素的影響，我們剔除了退休年份在1979年之前以及香港、澳門的個(gè)體[注]現(xiàn)下我國的法定退休年齡(男職工60歲，女干部55歲，女工人50歲，特殊情況除外)是1978年全國人民代表大會(huì)常委會(huì)第二次會(huì)議批準(zhǔn)確立的，為使得數(shù)據(jù)更具有可比性，我們剔除了1978年及以前退休的個(gè)體。，最終得到1787個(gè)觀測值。

圖3直觀地展現(xiàn)了我國勞動(dòng)力平均受教育水平和退休年齡的變化趨勢。圖中可見，男性和女性的平均受教育年限在逐步增加，到2011年，男性退休者的平均受教育年限為9.8年，女性為8.4年，大致上相當(dāng)于初中水平。同一時(shí)期，男性的平均退休年齡呈現(xiàn)出上升趨勢并逐步接近于60歲，而女性的平均退休年齡則是在50歲上下波動(dòng)。如果簡單地用“退休年齡減去受教育年限”衡量勞動(dòng)力供給的時(shí)間長度，則男性和女性的勞動(dòng)供給時(shí)間在不斷變短，這對于激勵(lì)人力資本投資和緩解社會(huì)保障壓力是很不利的。圖3再次說明，本文的研究是很有必要的。

圖3 1978—2011年男女平均退休年齡和受教育年限

本文的被解釋變量——“退休后再就業(yè)”的賦值過程為：問卷詢問了個(gè)體的當(dāng)前工作以及工作史，我們將名義退休后有過工作情況的觀測者賦值為y=1(這里的工作包括務(wù)農(nóng)、掙工資工作、以及從事個(gè)體、私營經(jīng)濟(jì)活動(dòng)或不拿工資為家庭經(jīng)營活動(dòng)幫工的行為，但不包括家務(wù)勞動(dòng)和義務(wù)的志愿勞動(dòng))，其他情況賦值為y=0，y=1的共576人，占樣本總數(shù)的32.23%。y=1的情形有兩類，一類是目前正在工作的個(gè)體，共359人，占62.33%，一類是目前沒有工作但退休后有工作過的個(gè)體，共217人，占37.67%。表1描述了樣本的構(gòu)成情況以及不同分類指標(biāo)下再就業(yè)個(gè)體的比值。

表1 樣本描述

我們按照個(gè)體的最高學(xué)歷將樣本分為了4組，其中小學(xué)及以下學(xué)歷人數(shù)最多，占到樣本總體的37.72%，他們當(dāng)中約有一半的人沒有接受過教育(占樣本總數(shù)的17.8%)。具有初中或高中、中專學(xué)歷的人數(shù)合計(jì)占到樣本總數(shù)的54.08%，然而從再就業(yè)人數(shù)所占比例來看，這兩組的比例卻最低，并低于總體的32.18%。再就業(yè)比例最高的是小學(xué)及以下學(xué)歷組，為36.33%，此外，具有大專、本科學(xué)歷的個(gè)體占樣本總數(shù)的8.4%，再就業(yè)比例為33.33%，總體來說，再就業(yè)比例在學(xué)歷上呈現(xiàn)出“中間低，兩邊高”的分布。城鎮(zhèn)戶口比例為88.62%，占樣本的絕大部分，這是因?yàn)楸疚难芯康膶ο笫峭诵菡撸拾霓r(nóng)村樣本并不多，僅占11.38%，這與我國的實(shí)際情況是相符的。然而農(nóng)村組的再就業(yè)比例(59.16%)卻明顯高于城鎮(zhèn)組(28.45%)，我們猜想有兩方面的原因：第一，農(nóng)村個(gè)體通常學(xué)歷較低，收入也較低，退休后再就業(yè)可以補(bǔ)貼家用；第二，由于y=1的情況包括務(wù)農(nóng)，根據(jù)直覺，農(nóng)村戶口退休者通常在退休后在家務(wù)農(nóng)。從性別分布上看，男性略多于女性，男性的再就業(yè)比例高出女性8.11%。從樣本的年齡構(gòu)成來看，80歲以下的個(gè)體占到絕大多數(shù)，并且個(gè)體的再就業(yè)概率隨著年齡的增長呈下降態(tài)勢，這與我們的直覺也是相符的，因?yàn)槟挲g越大意味著健康水平、工作技能越退化，因此再就業(yè)意愿和結(jié)果都更低。從退休年份來看，超過一半個(gè)體的退休年份都在2000—2011年之間，可能是因?yàn)殡S著市場化的進(jìn)程，進(jìn)入退休體制的人越來越多所導(dǎo)致的，同時(shí)我們還觀察到，2000—2011年退休者的再就業(yè)比例為36.55%，高于之前退休人員的再就業(yè)比例。從地區(qū)分布來看，東部、中部、西部的抽樣人數(shù)大致相當(dāng)，同時(shí)中部地區(qū)再就業(yè)比例最高。

2.3 主要變量說明

1) 被解釋變量

退休后再就業(yè)(y)。在前一節(jié)樣本與數(shù)據(jù)描述中已有詳細(xì)說明，此處不再贅述。

2) 解釋變量

受教育水平。在基礎(chǔ)回歸模型中，本文用個(gè)體的受教育年限(edu)作為其受教育水平的度量。由于問卷中有較為詳細(xì)的個(gè)體接受教育的信息(包括最高學(xué)歷，成人教育情況，小學(xué)上到幾年級等)，因此我們手工計(jì)算了個(gè)體的受教育年限，計(jì)算方法為：首先依據(jù)被試者的最高學(xué)歷進(jìn)行賦值，小學(xué)學(xué)歷為6，初中學(xué)歷為9，高中、中專為12，大專為15，本科為16，研究生為18；其次加上額外接受的成人教育(但未獲得文憑)年數(shù)；對于小學(xué)未畢業(yè)的個(gè)體，我們直接將“讀到幾年級”作為其受教育年限；對于回答“從未接受過教育”的個(gè)體，則賦值為0，該變量為連續(xù)變量。在進(jìn)一步的機(jī)制分析中，由于我們假設(shè)對于不同受教育水平的個(gè)體再就業(yè)動(dòng)因不同，因此我們根據(jù)個(gè)體的最高學(xué)歷設(shè)置4組虛擬變量，分別對應(yīng)小學(xué)及以下(edu1)，初中(edu2)，高中、中專(edu3)，大專、本科及以上(edu4)[注]樣本中具有本科以上學(xué)歷的僅有3人，均為研究生學(xué)歷，因此并未單獨(dú)列為一組。?？紤]到手工計(jì)算的數(shù)據(jù)存在一定誤差，我們用另外2種度量方法對受教育水平進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，方法1用“停止接受教育時(shí)的年齡減去開始上學(xué)的年齡”近似作為個(gè)體的受教育年限；方法2直接根據(jù)個(gè)體的學(xué)歷等級賦分，從未接受過教育、小學(xué)未畢業(yè)、小學(xué)畢業(yè)一直到本科、研究生共10個(gè)等級，分值分別從1到10，每增加一個(gè)等級增加1分，用此定序變量衡量個(gè)體的受教育水平。

單位收入水平。即單位時(shí)間內(nèi)的收入水平，我們用退休前月工資對數(shù)值(lnwage)來衡量。

教育回報(bào)年限。本文用個(gè)體退休時(shí)的工作年限(woyear)衡量教育的回報(bào)期長度，計(jì)算方法為用個(gè)體退休時(shí)的年齡減去參加工作時(shí)的年齡。我們預(yù)測，對于受教育水平更高的人，為延長教育回報(bào)期，再就業(yè)的可能性更大。

3) 控制變量

根據(jù)文獻(xiàn)中識別出的再就業(yè)影響因素，本文的控制變量分為三類。第一類為個(gè)體屬性，包括退休時(shí)年齡(agewre，注意為退休時(shí)的年齡而非當(dāng)前年齡)，性別(gender)，戶口類型(house)，退休時(shí)健康狀況(health)。退休年齡為連續(xù)變量，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中我們將年齡分為幾個(gè)區(qū)間，用虛擬變量來表示(吳衛(wèi)星和齊天翔，2007)；性別為虛擬變量，1表示男性，0表示女性；戶口為虛擬變量，1表示城鎮(zhèn)戶口，0表示農(nóng)村戶口；退休時(shí)健康狀況，問卷中將健康水平分為很好、好、一般、不好、很不好五個(gè)等級，得分分別從1到5，1表示很好。本文將回答一般及以上的賦值為1，表示健康狀況良好，回答不好和很不好的賦值為0，此變量也為虛擬變量；退休身份(cadre)，退休時(shí)身份為干部的賦值為1，工人賦值為0。

第二類為家庭因素，包括配偶是否退休(sporet)，退休則賦值為1，否則賦值為0；配偶退休時(shí)身體狀況(spohea)，我們推測，出于家庭照顧需要，配偶身體欠佳會(huì)對被試者的工作參與概率產(chǎn)生負(fù)向影響，故本文將回答配偶身體不好或很不好時(shí)賦值為1，一般、好、很好賦值為0；父母退休時(shí)身體狀況(parhea)，該變量的賦值分為兩步，第一步，對父親和母親的身體狀況分別進(jìn)行賦值，方法同配偶，第二步，將父母中至少有一人得分為1的賦值為1，兩者得分都為0時(shí)賦值為0；有無6歲以下小孩需要照顧(chicare)，有為1，無為0，4個(gè)變量均為虛擬變量；養(yǎng)老依靠(pensou)。問卷中詢問了個(gè)體的主要養(yǎng)老收入來源，我們將養(yǎng)老收入來源于自己的情況(包括儲(chǔ)蓄，養(yǎng)老金或退休金，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn))賦值為1，其他情況賦值為0。此外，我們還控制了個(gè)體的退休年份(reyear)和所在地區(qū)(region)，文中對退休年份設(shè)置了三個(gè)虛擬變量，分別代表三個(gè)退休時(shí)段。地區(qū)變量也為虛擬變量，分別代表退休者所屬地區(qū)為東部(east)、中部(middle)和西部(west)。主要變量定義、分類及描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 主要變量分類、定義及描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知，樣本中觀測者的平均受教育年限為8.80年，約相當(dāng)于初中水平，受教育年限最長的為19年，并有相當(dāng)一部分個(gè)體沒有接受過教育；平均退休年齡為53.5歲，其中最大值為78歲，最小值僅為23歲；63.4%的個(gè)體認(rèn)為自己剛退休時(shí)身體健康狀況良好；退休時(shí)為干部身份的個(gè)體占比 28.4%；在家庭因素方面，個(gè)人或多或少地都會(huì)參與家庭照顧，包括照顧配偶、父母及小孩，此外30.1%的人在自身退休時(shí)配偶也已經(jīng)退休了，88.1%退休者的主要養(yǎng)老收入來源于自身。

2.4 回歸模型

由于被解釋變量是否再就業(yè)為二元變量，因此我們選用probit模型進(jìn)行回歸。我們推測受教育水平和再就業(yè)可能呈正“U”型關(guān)系，因此我們在再就業(yè)概率估計(jì)方程中引入受教育年限的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)，分別用符號edu和edu2表示。由此得到的基準(zhǔn)回歸方程為：

(5)

方程(5)中controlls_ind表示個(gè)人層面控制變量，包括退休時(shí)年齡、性別、戶籍、健康狀況、退休時(shí)工作身份。controlls_fam表示家庭層面控制變量，包括配偶是否退休，配偶身體狀況，父母身體狀況，是否有小孩需要照顧，養(yǎng)老收入來源。reyear表示退休年份，region表示所屬地區(qū)。我們預(yù)期，如果受教育水平和再就業(yè)的正“U”型關(guān)系成立，那么edu2的系數(shù)β2顯著為正，edu系數(shù)β1顯著為負(fù)。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 退休后再就業(yè)與受教育水平的關(guān)系： 基準(zhǔn)回歸

本文的實(shí)證分析分為兩步：第一步對個(gè)體是否再就業(yè)和受教育水平的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證(基準(zhǔn)回歸)，第二步探究這種關(guān)系形成的機(jī)制。由于被解釋變量為“0-1”變量且假設(shè)隨機(jī)誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布，所以我們選擇probit模型進(jìn)行回歸。在進(jìn)行基準(zhǔn)回歸時(shí)，為考察各個(gè)變量的穩(wěn)定性，我們采用了逐項(xiàng)回歸的方法，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 退休后再就業(yè)與受教育水平的回歸結(jié)果

續(xù)表

說明：括號內(nèi)的數(shù)字為t值，括號上方的數(shù)字為邊際效應(yīng)均值，***、**、*分別表示在1 %、5 %和10 %的水平上顯著。

由于probit直接回歸所得的系數(shù)并非變量的邊際效應(yīng)值，為便于分析，我們直接匯報(bào)了變量的邊際效應(yīng)平均值。模型(1)為不加任何控制變量時(shí)受教育年限與被解釋變量的回歸結(jié)果。盡管一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，二次項(xiàng)系數(shù)為正，但并不顯著。模型(2)為控制了退休年份和地區(qū)后的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示受教育年限的一次項(xiàng)變量在5%的水平下顯著，二次項(xiàng)仍然不顯著。模型(3)為繼續(xù)加入個(gè)體屬性控制變量后的估計(jì)結(jié)果，此時(shí)受教育年限的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)均在1%水平下顯著，并且平均邊際效應(yīng)值較之前有了提升。模型(4)進(jìn)一步匯報(bào)了加入家庭層面控制因素后的回歸結(jié)果，此時(shí)受教育年限變量的顯著性進(jìn)一步提高(t值絕對值增大)，同時(shí)邊際效應(yīng)均值進(jìn)一步增加。而二次項(xiàng)系數(shù)的符號為正，一次項(xiàng)系數(shù)的符號為負(fù)正好說明了再就業(yè)概率y與受教育年限呈正“U”型關(guān)系。從表中最后幾行數(shù)據(jù)可以看出，模型的顯著程度在不斷放入控制變量的過程中不斷增強(qiáng)(p值小于1%并逐漸趨向于0)，同時(shí)擬合優(yōu)度R2也在不斷增大，說明本文變量的選取和模型的整體解釋力度是較好的。圖4描繪了在加入不同的控制變量時(shí)，再就業(yè)概率與受教育年限的關(guān)系。

圖4 再就業(yè)概率與受教育年限的關(guān)系

從圖4的曲線可以看出，在未加入任何控制變量時(shí)，再就業(yè)概率與受教育年限幾乎是負(fù)相關(guān)的；當(dāng)控制了年份和地區(qū)后，再就業(yè)概率從受教育年限大于15后開始增加；在加入了個(gè)體屬性后，再就業(yè)概率與受教育年限呈現(xiàn)出明顯的正“U”型關(guān)系；我們計(jì)算了加入所有控制變量后，y的均值、最大值、最小值以及對應(yīng)的受教育年限。計(jì)算結(jié)果表明，在控制了個(gè)體屬性、家庭因素、退休年份和所屬地區(qū)后，再就業(yè)概率的均值為33.66%，對應(yīng)的受教育年限分別為2.87年和13.47年，也就是說，當(dāng)受教育年限低于2.87年或高于13.47年時(shí)，再就業(yè)概率都會(huì)高于平均水平。當(dāng)受教育年限為8.17年時(shí)，此時(shí)再就業(yè)概率的預(yù)測值最低，為28.23%。y的最大值在右端點(diǎn)取得，為47.93%，對應(yīng)的受教育年限為18年。

控制變量的回歸結(jié)果也是較為理想的。以模型4的回歸結(jié)果為例，在個(gè)人特征變量中，退休時(shí)年齡與再就業(yè)負(fù)相關(guān)，表明年齡越大的退休者再就業(yè)概率越低，這是符合直覺的，因?yàn)槟挲g越大的勞動(dòng)者通常健康水平和工作能力更差，再就業(yè)可能性更低。性別影響十分顯著，男性再就業(yè)概率顯著高出女性20.6%,說明女性在退休后更愿意回歸家庭，而男性需要承當(dāng)更多的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。戶籍因素的影響也是顯著的，農(nóng)村戶籍退休者的再就業(yè)概率顯著高出城鎮(zhèn)退休者24.7%, 健康因素對再就業(yè)概率沒有顯著影響。家庭因素對個(gè)人的再就業(yè)影響也是顯著的，配偶退休狀態(tài)會(huì)對再就業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，說明夫妻傾向于“一致行動(dòng)”，這和許多已有研究的發(fā)現(xiàn)是一致的，配偶健康對再就業(yè)概率產(chǎn)生正向顯著影響，我們的解釋是，配偶越健康越不需要另一半提供家庭照料，因此再就業(yè)概率更高。但回歸中并沒有發(fā)現(xiàn)父母照料和小孩照料會(huì)對再就業(yè)形成顯著影響。

本文關(guān)注的解釋變量“受教育水平”是由我們手工計(jì)算出的受教育年限來表示的，可能存在某種程度的測量誤差和計(jì)算誤差，為考察回歸結(jié)果是否可靠，我們對“受教育水平”的穩(wěn)健性進(jìn)行了檢驗(yàn)。模型(5)報(bào)告了以“完成學(xué)業(yè)年齡減去開始上學(xué)年齡”作為個(gè)體受教育水平的回歸結(jié)果。模型(6)匯報(bào)了“受教育水平”為從1到10的定序變量時(shí)的回歸結(jié)果。在模型(7)中，我們采用分組設(shè)置虛擬變量的方法，以初中組為參照組進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。回歸結(jié)果表明，高中組和初中組的再就業(yè)概率無顯著差異，而小學(xué)及以下組(edu1)再就業(yè)概率顯著高出對照組7.09%，大專、本科及以以上組(edu4)更是高出16.2%！本文的被解釋變量——退休后再就業(yè)也可能存在測量誤差，我們將觀察到“當(dāng)前正在工作”的個(gè)體賦值為1，對被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如模型(8)所示。模型(5)～(8)的回歸結(jié)果顯示：再就業(yè)概率與退休者受教育水平的正“U”型關(guān)系是穩(wěn)健的。

3.2 正“U”型關(guān)系的機(jī)制分析

根據(jù)前述統(tǒng)計(jì)結(jié)果，小學(xué)學(xué)歷及以下和大專本科及以上學(xué)歷的個(gè)體再就業(yè)概率更高，但根據(jù)我們的分析，兩者的形成機(jī)制不同。對于教育水平較低的個(gè)體，低水平人力資本帶來低收入，且這些勞動(dòng)者往往工作得更早，故可能伴隨著“單位收入低—工作年限長”的現(xiàn)象，再就業(yè)是為了掙取收入。對于教育水平較高的個(gè)體，人力資本投入更多，高水平人力資本帶來更高的工資收入，但由于工作時(shí)間變短，因此可能伴隨著“單位收入高—工作年限短”的現(xiàn)象，再就業(yè)是為了彌補(bǔ)教育回報(bào)。

首先我們按照學(xué)歷分組對各組的單位收入和工作年限進(jìn)行了ANOVA分析，結(jié)果如表4所示。

退休前工資水平(此處我們使用的是工資的原始數(shù)據(jù)[注]由于此處并沒有考慮通貨膨脹因素，故統(tǒng)計(jì)并非具有完全的可比性，但仍可以反映出一些規(guī)律，稍后我們會(huì)進(jìn)行更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)幕貧w分析。)的t檢驗(yàn)結(jié)果表明，從組1到組4，隨著教育水平的提高，變量均值在不斷上升，說明工資水平隨著教育水平的提高而提高。從各組的檢驗(yàn)結(jié)果來看，組1、組2、組3的均值差距都是顯著的，說明再就業(yè)個(gè)體的工資水平顯著低于非再就業(yè)的群體。在第4組中，再就業(yè)群體的工資水平仍然低于非再就業(yè)組，但兩組差異并不顯著。從工作年限變量的檢驗(yàn)結(jié)果看，呈現(xiàn)出“中間低，兩端高”的現(xiàn)象。組1、組2和組4的平均工作年限都高于樣本均值，對于組1(小學(xué)學(xué)歷及以下)，y=1時(shí)的平均工作年限比y=0時(shí)多1.856年，差距最大，在組4，y=1時(shí)的平均工作年限比y=0時(shí)少1.831年。由此可以看出：教育水平較低的個(gè)體，工資收入低同時(shí)工作年限最長；而教育水平較高的個(gè)體，平均工資水平較高，他們之中再就業(yè)的個(gè)體，其平均工作年限比非再就業(yè)組低1.831年，且差異顯著。表4的分析結(jié)果初步表明，我們對于受教育水平和再就業(yè)的“U”型關(guān)系的解釋是成立的。

表4 按學(xué)歷分組情況下的ANOVA分析

說明： ***、**、*分別表示在1 %、5 %和10 %的水平上顯著。

為進(jìn)一步驗(yàn)證上述邏輯，我們將工資收入和工作年限分別對學(xué)歷分組變量做交乘項(xiàng)，再放入基準(zhǔn)回歸方程中進(jìn)行檢驗(yàn)。表5中模型1至模型3展示了相應(yīng)的回歸結(jié)果。模型1中我們放入了學(xué)歷和工資水平的交乘項(xiàng)，從回歸結(jié)果中可以看出，對于學(xué)歷水平較低的組別，工資水平對再就業(yè)概率有顯著的負(fù)面影響(edu1×lnwage和edu3×lnwage的回歸系數(shù)為負(fù)并且顯著)，說明工資水平越低的人再就業(yè)概率越高，而對于學(xué)歷最高的一組，工資水平則沒有顯著影響，說明收入不是影響其再就業(yè)的主要因素。模型2中我們放入了學(xué)歷和工作年限的交乘項(xiàng)，從回歸結(jié)果中可以看出，工作年限對于小學(xué)及以下學(xué)歷組和高中組的再就業(yè)概率沒有顯著影響，而對高學(xué)歷組有顯著負(fù)面影響，說明對于較高學(xué)歷的退休者，工作年限越短則再就業(yè)概率更高。最后我們將6個(gè)交乘項(xiàng)同時(shí)放入模型中進(jìn)行回歸，結(jié)果如模型3所示，我們可以清楚地看到，對于學(xué)歷較低的個(gè)體，工資水平對其再就業(yè)概率有顯著負(fù)面影響，而對于學(xué)歷較高的個(gè)體，工作年限具有顯著的負(fù)面影響。模型1至模型3的回歸結(jié)果再次表明，本文前述關(guān)于“U”型關(guān)系的形成機(jī)制分析是成立的。

模型4至模型7是對學(xué)歷分組的子樣本檢驗(yàn)，從中我們可以清楚地看到，對于學(xué)歷水平最低的一組，再就業(yè)個(gè)體表現(xiàn)出“工資收入低—工作年限長”的特點(diǎn)，和之前的分析保持一致，我們將這種情況下的再就業(yè)稱作“收入補(bǔ)償型”再就業(yè)。對于學(xué)歷最高的一組，再就業(yè)個(gè)體表現(xiàn)出“工資收入高—工作年限短”的特點(diǎn)，我們稱之為“教育補(bǔ)償型”再就業(yè)。值得注意的是，這種情況下的再就業(yè)者的工資水平顯著高于非再就業(yè)者，結(jié)合實(shí)際，我們在生活中也時(shí)常會(huì)看到一些高技能勞動(dòng)者退休后又返聘的情況，他們的再就業(yè)具有某種程度的馬斯洛的“自我實(shí)現(xiàn)”的意味。這里還需要指出，除了學(xué)歷最高的一組，工資水平對于再就業(yè)都有顯著的負(fù)面影響，也就是說，大專、本科學(xué)歷以下個(gè)體再就業(yè)的主要原因都是為了獲得收入，高學(xué)歷一組占樣本的比例并不高(8.4%)，因此可以說，個(gè)體再就業(yè)主要是為了補(bǔ)償收入。

表5 受教育水平與再就業(yè)概率的“U”型機(jī)制檢驗(yàn)

說明：括號內(nèi)的數(shù)字為t值，括號上方的數(shù)字為邊際效應(yīng)均值，***、**、*分別表示在1 %、5 %和10 %的水平上顯著。

我們根據(jù)分樣本的回歸結(jié)果預(yù)測了個(gè)體的再就業(yè)概率值，并對預(yù)測值和關(guān)鍵解釋變量的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了線性模擬，結(jié)果如圖5中所示。至此，我們合理地認(rèn)為，本文關(guān)于受教育水平和再就業(yè)關(guān)系的解釋是成立的。

圖5 “U”型關(guān)系的作用機(jī)制分析

3.3 進(jìn)一步說明

按照上一小節(jié)的描述，絕大多數(shù)退休者再就業(yè)是為了補(bǔ)償收入。如果再就業(yè)對于個(gè)體的收入改善是有效果的，那么應(yīng)當(dāng)能夠觀測到：再就業(yè)后的收入水平和就業(yè)前的收入水平具有顯著差距。我們用每月退休金衡量當(dāng)前無工作個(gè)體的收入水平，用月總收入(包含工作得到的收入和退休金收入)衡量當(dāng)前工作個(gè)體的收入水平，檢驗(yàn)兩組均值有無明顯差異，結(jié)果如表6所示。表中t檢驗(yàn)結(jié)果表明，再就業(yè)前，各組再就業(yè)者的平均月收入均低于非再就業(yè)者的平均月收入，再就業(yè)后，組2、組3、組4中再就業(yè)者的平均月收入均顯著高于非就業(yè)組的平均月收入，組1中由于包含的務(wù)農(nóng)者較多，故收入提升作用不顯著。但總的來說，再就業(yè)對提升個(gè)體收入水平的效果是顯著的。

表6 再就業(yè)對收入水平的提升作用

說明： ***、**、*分別表示在1 %、5 %和10 %的水平上顯著。以下各表同。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 主要變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)

對于本文重要解釋變量，我們均使用了2種及以上度量方式。被解釋變量退休后再就業(yè)和關(guān)鍵解釋變量受教育水平的穩(wěn)健性檢驗(yàn)已經(jīng)在表3中得以通過，此處不再贅述。對于收入水平和工作年限，我們的穩(wěn)健性檢驗(yàn)如下：

本文之前采用退休前工資水平對數(shù)值衡量收入水平，該變量衡量的是絕對收入水平，我們用當(dāng)前每月退休金(lnpen)的對數(shù)值作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？紤]到不同個(gè)體對同一收入水平的主觀評價(jià)可能存在差異，我們還考慮了相對收入水平，同樣使用兩種方式來測量。第一種是用退休時(shí)月退休金和臨退休前月工資的比值(pentow)來衡量。教育對個(gè)體的影響是“永久性”的，個(gè)體對教育的投資不僅影響工資待遇，也影響退休待遇，當(dāng)兩者差距足夠大時(shí)，個(gè)體繼續(xù)工作的可能性會(huì)更大，因?yàn)閭€(gè)體往往是“損失厭惡”的。第二種用個(gè)體是否從體制內(nèi)退休(insys)[注]本文將退休前在政府、事業(yè)單位、國有企業(yè)、集體企業(yè)供職的個(gè)體定義為體制內(nèi)退休者。來衡量，一般認(rèn)為，體制內(nèi)的退休待遇優(yōu)于體制外，而且傳統(tǒng)觀點(diǎn)還認(rèn)為體制內(nèi)工作的優(yōu)越性更強(qiáng)，故從體制內(nèi)退休的個(gè)體對于退休狀態(tài)的滿意度可能更高，因此我們預(yù)測，該變量對再就業(yè)概率會(huì)有顯著的負(fù)向影響。對于工作年限，考慮到部分勞動(dòng)者可能在中途退出勞動(dòng)力市場，我們用個(gè)體退休時(shí)的工齡(workage)作為該變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在定義了上述變量之后，我們重復(fù)了第3部分的回歸步驟，結(jié)果顯示，本文主要發(fā)現(xiàn)依然成立，結(jié)論是穩(wěn)健的[注]除“受教育水平”和被解釋變量外，其他變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均未匯報(bào)，有意者可向作者索取。。

4.2 個(gè)體異質(zhì)性檢驗(yàn)

再就業(yè)決策可能存在較強(qiáng)的個(gè)體異質(zhì)性，為檢驗(yàn)不同特征群體中受教育水平和再就業(yè)的“U”型關(guān)系是否依然成立，我們按照6個(gè)不同的特征對樣本進(jìn)行了分類，回歸結(jié)果如表7所示，并描繪了不同子樣本回歸結(jié)果中受教育水平和再就業(yè)概率的關(guān)系曲線。如圖6所示。

圖6 再就業(yè)概率與受教育年限關(guān)系的個(gè)體差異注： 圖中橫坐標(biāo)是受教育年限，縱坐標(biāo)是再就業(yè)概率

從圖6中可以看出，再就業(yè)概率與受教育年限的正“U”型關(guān)系在大部分情況下仍然存在。具體來說，男性整體的退休后再就業(yè)概率高于女性，同時(shí)男性的平均受教育水平略高于女性(男性為8.88年，女性為8.73年，t檢驗(yàn)均值差異不顯著)，曲線最低點(diǎn)對應(yīng)的受教育年限(9.5年)高于女性(7.04年)。農(nóng)村個(gè)體的平均再就業(yè)概率為60.17%，平均受教育年限為6.24年，城鎮(zhèn)個(gè)體對應(yīng)的這兩項(xiàng)數(shù)據(jù)分別為30.97%和9.13年，農(nóng)村和城鎮(zhèn)差異顯著。從健康狀況來看，兩組的平均受教育水平和平均再就業(yè)概率差異不大，但健康狀況不好一組的再就業(yè)概率差異更大，曲線彎曲更為明顯，受教育水平對再就業(yè)概率的邊際影響更大；從個(gè)體的退休身份來看，工人退休者的平均再就業(yè)概率(33.23%)略高于干部(32.36%)，但變化程度更小(工人組再就業(yè)概率的標(biāo)準(zhǔn)差為0.023，干部組為0.134)；從退休年份的分組情況來看，個(gè)體的平均受教育水平在不斷提高，其平均受教育年限在1979年—1989年為6年，1990年—1999年為8.45年，2000年—2011年為9.65年，同時(shí)個(gè)體退休得越晚(指退休年份越大，與退休年齡無關(guān))，平均來說其再就業(yè)概率越高；從地區(qū)分類上看，東部、中部、西部的受教育水平大致相當(dāng)，中部地區(qū)的再就業(yè)概率最高。綜上，雖然再就業(yè)的個(gè)體差異明顯，但受教育水平與再就業(yè)概率的“U”型關(guān)系在大多數(shù)情況下依然成立。

5 結(jié)論

社會(huì)規(guī)劃者難以確定一個(gè)強(qiáng)制退休時(shí)間正好是大多數(shù)人的教育投資、教育回報(bào)以及勞動(dòng)力退出約束下的最優(yōu)時(shí)點(diǎn)。即使能夠確定，最優(yōu)時(shí)點(diǎn)也會(huì)因?yàn)槿丝趯W(xué)特征變化(比如預(yù)期壽命延長、人口老齡化)、勞動(dòng)力市場的結(jié)構(gòu)變化、勞動(dòng)力受教育水平變化以及養(yǎng)老資源變化而作動(dòng)態(tài)變化。其中的一個(gè)重要問題是，人們的受教育水平與退休決策有什么關(guān)系？本文設(shè)計(jì)了一個(gè)人力資本生產(chǎn)-收入增長的模型，其基本思想是，給定一個(gè)人的時(shí)間約束，一部分時(shí)間投入教育過程，剩下的時(shí)間投入勞動(dòng)過程。教育過程產(chǎn)生人力資本增量，這部分人力資本增量將進(jìn)入勞動(dòng)過程，帶來收入增長。一方面，教育投入不足，收入會(huì)由于低水平的人力資本回報(bào)率而不高；另一方面，如果投入教育時(shí)間足夠多，收入會(huì)由于人力資本回報(bào)期過短而達(dá)不到預(yù)期。在強(qiáng)制退休制度下，以上兩種情況都會(huì)表現(xiàn)為較高的再就業(yè)率。

我們利用CHARLS數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了上述推論，數(shù)據(jù)表明，國內(nèi)退休者的再就業(yè)率為32.18%，同時(shí)個(gè)體受教育水平和再就業(yè)率呈顯著“U”型，低等學(xué)歷者(小學(xué)及以下)和高等學(xué)歷者(大專、本科及以上)的再就業(yè)率最高，分別為36.33%和33.33%，而中等學(xué)歷(初中、高中)再就業(yè)率最低，不到30%.我們檢驗(yàn)了“U” 型曲線背后的機(jī)制，得到的結(jié)論是：對于低學(xué)歷的個(gè)體，低水平的人力資本導(dǎo)致低水平收入，再就業(yè)主要是為了獲得收入，我們將這種情況的再就業(yè)稱為“收入補(bǔ)償”型再就業(yè)；對于高學(xué)歷的個(gè)體，高水平的人力資本積累帶來高水平的收入，但由于工作年限變短，因此再就業(yè)主要是為了彌補(bǔ)教育回報(bào)，某種程度上具有馬斯洛的“自我實(shí)現(xiàn)”的意義，我們稱之為“教育補(bǔ)償”型再就業(yè)。但就目前的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，絕大部分再就業(yè)者屬于第一種類型。在經(jīng)過變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)和個(gè)體異質(zhì)性檢驗(yàn)后，上述結(jié)論依然成立。

研究結(jié)果表明，絕大部分退休者再就業(yè)是為了增加收入，這類個(gè)體通常表現(xiàn)出“教育水平低—收入水平低—工作年限長”的特點(diǎn)。如果這不是因?yàn)閯趧?dòng)者個(gè)體在強(qiáng)制退休制度下沒有作出最優(yōu)教育投資決策的話[注]事實(shí)上我們認(rèn)為這就是樣本的實(shí)際情況。個(gè)體當(dāng)然可以通過調(diào)整受教育年限來調(diào)整人力資本投資收益，但這往往針對本科及以上的情況。在本文的樣本中，觀測者平均年齡在60歲左右，平均教育年限為8.8年，在這樣的背景下，教育投資往往不是個(gè)體的自主選擇而更多是家庭、環(huán)境、制度的選擇。而且隨著參與勞動(dòng)的時(shí)間越長，勞動(dòng)者要返回學(xué)校教育的難度就越大，因此我們并沒有考慮個(gè)人對教育投資的自主選擇。，那就說明我國的教育資源配置出現(xiàn)了一些問題。對于一個(gè)國家而言，教育不足是引發(fā)一個(gè)國家貧窮的重要因素之一(張?zhí)K，2013)。當(dāng)然中國的教育水平一直在提升，但在高等教育資源依舊稀缺的中國，優(yōu)化教育資源配置依然具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

我們的研究結(jié)論對退休制度改革有一定啟發(fā)意義：高水平人力資本積累產(chǎn)生出高質(zhì)量的勞動(dòng)技能和高效能的生產(chǎn)力，并且高學(xué)歷者的就業(yè)能力和就業(yè)意愿更強(qiáng)，OECD(2006)曾指出，高技術(shù)員工對經(jīng)濟(jì)增長有利，建議取消高技術(shù)員工進(jìn)出勞動(dòng)力市場的障礙。我們預(yù)測，隨著我國平均教育水平不斷提升(樣本中平均學(xué)歷水平僅為初中)，會(huì)有越來越多的人處于“U”型曲線的右端，愿意推遲退休的人會(huì)越來越多(畢竟找工作會(huì)產(chǎn)生各種成本)，事實(shí)上我們也看到越來越多的職工退休后又被返聘。一個(gè)市場化進(jìn)程中的國家應(yīng)當(dāng)賦予勞動(dòng)者更多選擇的空間和權(quán)力，考慮到現(xiàn)階段仍有大部分人沒有再就業(yè)，實(shí)行彈性退休可能是一種能達(dá)到更好社會(huì)福利狀態(tài)的方案。