人口老齡化視閾下中老年勞動供給影響因素分析

黃 玉 婷，周 金 秀，張 維 星，徐 敏 雪，劉 文 井

(蘭州財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，甘肅 蘭州 730020)

一、引言

隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，人口老齡化作為經(jīng)濟社會發(fā)展的產(chǎn)物，已成為不可逆轉(zhuǎn)的客觀發(fā)展趨勢，也是國際社會共同關注的重大問題[1]。人口老齡化造成了老年人口規(guī)模的增加和勞動年齡人口的下降，會對勞動力供給水平產(chǎn)生一定的影響[2]，同時經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展需要以充足的勞動力為基礎[3]，研究中老年勞動供給的影響因素迫在眉睫。目前，我國人口老齡化問題日益顯著，截至2019年末我國60周歲及以上人口約2.54億，比2018年末增加了約439萬人，勞動年齡人口比2018年末減少了約89萬人。社科院發(fā)布《大健康產(chǎn)業(yè)藍皮書：中國大健康產(chǎn)業(yè)發(fā)展報告》預測，2050年我國60周歲及以上老年人口數(shù)量將達4.83億人，80周歲及以上老年人口將達1.08億人[4]。中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃綱要中指出要實施積極應對人口老齡化國家戰(zhàn)略，積極開發(fā)老齡人力資源，發(fā)展銀發(fā)經(jīng)濟。因此，分析中老年勞動供給的影響因素，探討提高中老年勞動供給的有效途徑，防患和解決好由于人口老齡化所帶來的各種社會問題，對于促進我國經(jīng)濟社會持續(xù)、穩(wěn)定、協(xié)調(diào)發(fā)展[5]，以及開啟全面建設社會主義現(xiàn)代化國家新征程有著非常重要的意義。

目前絕大多數(shù)中老年勞動供給的研究都是基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study,簡稱CHARLS)2015及以前年份的數(shù)據(jù)，很少用2020年9月23日公開發(fā)布的2018年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)來分析近期的中老年勞動供給問題。

國內(nèi)外現(xiàn)有文獻對影響中老年勞動供給因素的研究主要集中在健康、保險、人力資源條件和家庭等方面。楊志海等[6]運用Heckman兩階段模型研究了疾病對農(nóng)村中老年人農(nóng)業(yè)勞動供給時間的影響，發(fā)現(xiàn)慢性和急性疾病都顯著減少了農(nóng)村中老年人的農(nóng)業(yè)勞動時間，并且對不同年齡與性別的人影響不同。曹榮榮，郝磊研究健康對勞動供給的影響，發(fā)現(xiàn)良好的健康狀況會促使中年人增加勞動供給時間，健康與勞動供給時間之間相互促進[7]。

目前在研究養(yǎng)老保險影響方面觀點不一致。蔣選，郝磊研究發(fā)現(xiàn)參加養(yǎng)老保險的中老年人愿意提供更多的勞動供給時間[8]。而劉子蘭等研究城鎮(zhèn)勞動者的養(yǎng)老保險對其勞動供給的影響,發(fā)現(xiàn)參加養(yǎng)老保險會使城鎮(zhèn)中老年人減少勞動供給時間,勞動供給時間隨養(yǎng)老金額的增多而減少[9]。LingchenLiu等得出不同種類健康保險對中老年勞動供給的影響不同[10]。

人力資本對中老年人的勞動供給有影響。中老年受教育程度越高，勞動參與時間越多(牛建林)[11]。羅雙成等從人力資本的收入效應和替代效應方面分析人力資本對勞動供給的影響，發(fā)現(xiàn)受教育年限越高人力資本的替代效應越大，從而使得勞動者愿意提供更多的勞動供給時間[12]。

家庭特征對中老年人的勞動供給有一定的影響。林相森，白金研究婚姻狀態(tài)對我國城鎮(zhèn)女性勞動供給的影響，研究發(fā)現(xiàn)，與未婚的女性相比，其他婚姻狀態(tài)的女性更可能提前退休，城鎮(zhèn)女性的退休決策受到年齡、健康狀態(tài)、受教育程度、個人收入等因素的影響[13]。

現(xiàn)階段國內(nèi)外學者關于中老年勞動供給影響因素的研究對本文起到了很大的參考價值，不過這些研究也存在有待改進的環(huán)節(jié)。國內(nèi)的研究大多采用單方面因素分析，綜合考慮多方面因素的分析較少，并且現(xiàn)有的研究多數(shù)采用定性分析，實證研究分析相對較少。鑒于此，本文根據(jù)相關理論選取了中老年人的保險、健康、個人特征、家庭特征等方面的因素，運用CHARLS2018年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)進行CLAD回歸，結(jié)果顯示這些因素都對勞動供給有著顯著的影響。

二、理論基礎

根據(jù)個人勞動供給基本模型，工資收入與勞動時間受到替代效應與收入效應的影響，可能會存在正向或反向的關系。一方面，收入提高會使閑暇相對昂貴，人們更傾向于勞動，勞動參與率上升；另一方面，勞動者收入上漲會刺激消費，降低勞動參與。當后者超過前者時，收入上漲使勞動投入降低。反之，個人工資收入的上漲會使勞動者傾向于參加勞動，刺激勞動參與率上漲。

退休金對勞動供給的影響體現(xiàn)在替代效應和收入效應上[14]。一方面，所獲得的養(yǎng)老保險金可以增進人力資本投資，從而提高勞動生產(chǎn)率，獲得更高的工資。此時，較昂貴的閑暇會使中老年人減少閑暇，從而提高勞動參與。另一方面，退休金的增加使中老年人的預期收入上漲，從而使其更愿意閑暇，而非勞動。

根據(jù)貝克爾的人力資本理論，可以從教育、培訓、移民、健康以及尋找新工作等獲得人力資本。其中，教育投資是最普遍、最重要的形式，受教育水平對單個工人的就業(yè)和收入有顯著的正效應，并且受教育程度越高，勞動者越愿意參加勞動，勞動效率會越高。

根據(jù)生命周期理論，在生命的不同時期，人們對勞動力市場供給的時間不同，個體勞動者的勞動供給呈倒U型[8]。隨著年齡的增長，一個人在其青壯年時期的勞動供給時間會逐漸增多，在中年時期達到頂峰，之后又由于年齡的增長、體力下降以及健康水平的降低等因素導致勞動供給時間減少，并在其老年時期逐漸退出勞動力市場。同樣，隨著年齡的增長，中老年人的身體健康會受到?jīng)_擊，體質(zhì)變差，會減少勞動參與率，降低個體勞動效率，從而減少勞動供給。

由前文描述可知，勞動供給時間主要由工資收入決定，但由于勞動者對市場工資都是價格接受者，無力改變當前價格。本文將該理論模型進行拓展，引入退休金、健康、教育、年齡、家庭特征、收入等因素，從替代效應和收入效應兩方面綜合研究上述因素對勞動供給的影響。

三、實證分析與結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)選取

本文選取CHARLS2018年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查是大型長期追蹤調(diào)查項目，其調(diào)查對象為我國45周歲及以上的居民，采取嚴格的隨機抽樣，樣本選取科學，代表性較強，是研究人口老齡化問題的高質(zhì)量微觀動態(tài)數(shù)據(jù)[8]。

(二)數(shù)據(jù)的預處理

首先對全樣本進行配對，將同一個體的不同方面數(shù)據(jù)根據(jù)ID匹配；其次篩選出有效問卷，剔除異常值；最后處理缺失數(shù)據(jù)，最終得到16234個中老年人的數(shù)據(jù)。對于年齡這個變量，原始問卷中調(diào)查的是出生年月日，為了分析方便，將其轉(zhuǎn)化為年齡引入模型，并剔除了年齡在45歲以下的異常樣本。對于定性變量賦值進行定量化處理，實證部分的變量說明及分析如下。

表1 變量選取及定義表

(三)變量的統(tǒng)計描述

樣本數(shù)據(jù)中剔除了年齡在 45 歲及以下的受訪者，剔除了變量的缺失值和異常的觀測值。根據(jù)《勞動法》和《國務院關于職工工作時間的規(guī)定》，我國目前實行勞動者每日工作8小時，每周工作40小時這一標準工時制，剔除了全年勞動工作時長超過2920小時的樣本，最終保留了16234個觀測值。在16234個觀測值的樣本中，中老年的勞動供給時間的均值為684小時，說明平均每個中老年人每年對社會的勞動供給時間是684小時，相當于平均每天供給1.87小時。偏度系數(shù)為1.062，說明數(shù)據(jù)呈現(xiàn)輕微的右偏分布。

保險方面。樣本中沒有領取養(yǎng)老金的中老年人占比為80.1%，養(yǎng)老金參與率為19.9%。健康方面。身體狀況很好的占到11.8%，好的占到12.7%，一般的占到48.9%，不好的占到20.5%，很不好的占到6.0%，眾數(shù)是一般，因此大部分中老年人的健康狀況一般。

個人特征方面。從性別看，男性占到46.9%，女性占到53.1%；從年齡看，最大的年齡是108歲，平均年齡是62歲，因此所分析的樣本中平均年齡已超過了退休年齡；從受教育程度看，未受過教育(文盲)的占22.5%，未讀完小學的占21.0%，私塾畢業(yè)的占0.2%，小學畢業(yè)的占22.2%，初中畢業(yè)的占21.4%，高中畢業(yè)的占8.1%，中專(包括中等師范、職高)畢業(yè)的占2.4%，大專畢業(yè)的占1.4%，本科畢業(yè)的占0.8%，碩士畢業(yè)的占0.1%，博士畢業(yè)的沒有；從婚姻狀況看，已婚與配偶一同居住的占78.9%，已婚，但因為工作等原因暫時沒有跟配偶在一起居住的占6.0%，分居(不再作為配偶共同生活)的占0.4%，離異的占1.2%，喪偶的占13.0%，從未結(jié)婚的占0.6%，說明對于中老年人而言，已婚和配偶一同居住還是占主流；從收入看，個人收入的平均值為12098元，超過萬元。

家庭特征方面。從現(xiàn)在住址看，跟前一次調(diào)查相比較，居住地沒有發(fā)生變化占到89.2%，搬到其他地方的占到10.8%，國外的沒有，說明對于中老年人而言，其居住地一般不會發(fā)生變化，去國外的概率也是比較小的；從住址類型也即養(yǎng)老模式看，居住類型為家庭住宅的占到97.3%，養(yǎng)老院或其他養(yǎng)老機構(gòu)的占到0.2%，居住在醫(yī)院的占0.1%，居住在其他地方的占2.4%，說明目前我國還是以居家養(yǎng)老為主；從地址位置看，居住在城或鎮(zhèn)中心區(qū)的占19.9%，居住在城鄉(xiāng)或鎮(zhèn)鄉(xiāng)結(jié)合區(qū)的占7.9%，居住在農(nóng)村的占71.8%，居住在特殊區(qū)域的占0.4%，說明分析的樣本中絕大多數(shù)居住在農(nóng)村。

(四)模型選擇

被解釋變量time屬于受限被解釋變量中的歸并數(shù)據(jù)，有6367個數(shù)據(jù)被壓縮在0點上，0點的數(shù)據(jù)在全部數(shù)據(jù)中所占的比重為39.2%，time的概率分布是一個混合分布，由0這個離散點和一個連續(xù)分布構(gòu)成。

根據(jù)前文描述的理論和定義的變量以及被解釋變量的特點，設置如下的計量模型：

其中time*為不可觀測的潛變量，εi為隨機誤差項，且εi～N(0,σ2)。對于上述模型，無論是采用整個全樣本，還是采用去掉離散0點后的子樣本，用普通最小二乘法(OLS)都不能滿足估計量的一致性標準；若采用Tobin(1958)提出的用MLE估計的Tobit法，要求隨機擾動項服從正態(tài)分布且同方差，如果似然函數(shù)不正確，或者隨機擾動項不服從正態(tài)分布或存在異方差，則擬最大似然估計(QMLE)也不能滿足一致性的標準；本文選用Powell(1984)提出的相對比較穩(wěn)健的“歸并最小絕對離差法”(Censored Least Absolute Deviation，簡記CLAD)。CLAD法僅要求擾動項為獨立同分布，即使在非正態(tài)分布與存在異方差的情況下也能得到一致估計，并且在一定的正則條件下，估計量服從漸進正態(tài)分布。CLAD法的目標函數(shù)為離差絕對值之和：

選擇β0,β2,β3,β4,β5,β6,β7,β8,β9,β10使得離差絕對值之和最小化，屬于分位數(shù)回歸中的中位數(shù)回歸。

(五)實證結(jié)果分析

運用Stata軟件，通過條件矩檢驗和懷特檢驗來檢驗Tobit模型中擾動項的正態(tài)性和同方差性假設，結(jié)果表明，條件矩統(tǒng)計量高達321.59，強烈拒絕原假設“擾動項服從正態(tài)分布”；懷特檢驗結(jié)果顯示，p值等于0.000，故強烈拒絕同方差的原假設，認為擾動項存在異方差。因此用Tobit模型進行MLE估計時的似然函數(shù)存在偏誤，QMLE估計不一致，所以采用CLAD法進行中老年勞動供給影響因素的估計，將數(shù)據(jù)分別做Tobit模型、CLAD回歸，如表2所示。第(1)列是Tobit模型回歸結(jié)果，為了減少異方差所帶來的影響，回歸中使用了穩(wěn)健標準差。第(2)列是CLAD的回歸結(jié)果。具體結(jié)果分析如下：

表2 中老年人勞動供給時間影響因素及其邊際效應

(1)tobit(2)cladhealth-53.99???(9.451)-59.07???(7.859)sex473.4???(20.42)671.5???(18.53)age-56.34???(1.160)-57.88???(1.312)education12.20??(6.129)47.90???(5.117)marriage-73.43???(7.785)-99.68???(10.33)lnincome46.71???(5.411)47.12???(4.374)address-120.4???(33.93)-170.6???(28.58)atype225.8???(20.55)277.9???(14.51)alocation338.2???(15.30)246.3???(13.10)_cons2767.5???(103.1)2776.4???(90.93)

則回歸方程為：

1.保險對中老年勞動供給的影響

從回歸方程中可以看出pension的系數(shù)為-89.01，在1%的水平上高度顯著，說明領取退休金相對于沒有領取退休金的中老年人減少了年勞動供給時間，減少的幅度為89.01小時。一方面，由于領取了退休金，會增加中老年人的實際購買力，則增加閑暇，減少勞動供給，屬于收入效應；另一方面，領取退休金的中老年人一般有工作，退休后有可能會被返聘，使得這部分中老年人的閑暇變得昂貴，會減少閑暇，提高勞動供給，屬于替代效應，總效應是負的，說明收入效應大于替代效應，即退休金對中國老年勞動供給產(chǎn)生負的影響。

2.健康對中老年勞動供給的影響

從回歸方程中可以看出health的系數(shù)為-59.07，在1%的水平上高度顯著，說明中老年人健康水平的下降會降低其勞動供給時間，當健康水平每下降一個層次時，比如健康狀況由2(好)變?yōu)?(一般)時，中老年勞動供給時間就會平均每年減少59.07個小時，意味著健康狀況越好越傾向于增加勞動供給時間，跟前文提到的理論是相符的。

3.個人特征對中老年勞動供給的影響

從回歸方程中可以看出sex的系數(shù)為671.5，在1%的水平上高度顯著，說明男性的勞動供給時間高于女性，平均每年多671.5個小時，按照每天8小時工作時間計算，約84天，大約3個月。究其原因是中老年女性體質(zhì)更弱，且男性的退休年齡(60周歲)高于女性的退休年齡(55歲)。age的系數(shù)為-57.88，在1%的水平上高度顯著，說明中老年人的年齡每增加1歲，其勞動供給時間就年均減少57.88小時，跟前文提到的生命周期理論是相符的。education的系數(shù)為47.90，在1%的水平上高度顯著，說明受教育程度越高，中老年人的勞動供給越多。當受教育程度每增加一個層次時，比如受教育程度由5(初中畢業(yè))變?yōu)?(高中畢業(yè))時，中老年勞動供給時間就會平均每年增加47.90個小時，跟前文提到的理論是相符的。其原因主要是相對高學歷的中老年人大多是非自由職業(yè)者，受國家法定退休年齡(男性60周歲，女性55周歲)的限制。marriage的系數(shù)為-99.68，在1%的水平上高度顯著，說明與配偶同居的中老年人更傾向于參與勞動。比如1(已婚與配偶一同居住)比2(已婚，但因為工作等原因暫時沒有跟配偶在一起居住)的中老年勞動供給平均每年少99.68小時。income對數(shù)的系數(shù)為47.12，在1%的水平上高度顯著，說明收入對中老年勞動時間的影響是正向的，收入每增加1%，其勞動供給時間平均每年增加47.12小時。其原因在于勞動供給曲線是向后彎曲的，當收入增加的效用大于增加閑暇時間所帶來的效用時，會促使中老年人更愿意提供勞動時間。因此，中老年人的收入增加會使其提供更多的勞動。

4.家庭特征對中老年勞動供給的影響

從回歸方程中可以看出address的系數(shù)為-170.6，在1%的水平上高度顯著，說明不經(jīng)常搬遷即居住地一般不發(fā)生變化的中老年人的勞動供給越多，意味著居住地的穩(wěn)定能提高中老年的勞動供給，比如1(加載上期訪問時的居住地址)比2(其他地方)的中老年所提供的勞動時間平均每年多170.6小時。atype的系數(shù)為277.9，在1%的水平上高度顯著，說明其他養(yǎng)老形式的中老年人比居家養(yǎng)老的中老年人更傾向于參與勞動，比如1(家庭住宅)比2(養(yǎng)老院或其他養(yǎng)老機構(gòu))的中老年人提供的勞動時間平均每年少277.9小時，按照每天8小時工作時間計算，約35天，大約一個月。alocation的系數(shù)為246.3，在1%的水平上高度顯著，說明居住在農(nóng)村的中老年人更傾向于參與勞動，比如居住在2(城鄉(xiāng)或鎮(zhèn)鄉(xiāng)結(jié)合區(qū))比3(農(nóng)村)的中老年人提供的勞動時間平均每年少246.3小時，按照每天8小時工作時間計算，約31天，大約一個月。一方面農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動很自由，另一方面農(nóng)村中老年人收入較低，只有少部分有退休金，其他收入來源也相對較少。

四、結(jié)論

使用CHARLS 2018年全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)，在中老年受訪者的微觀行為中考察其勞動供給的影響因素，通過CLAD回歸得到以下結(jié)論：

領取退休金的中老年人相比未領取退休金的中老年人會減少勞動供給時間，因此要延長退休年齡，推遲中老年人領養(yǎng)老金的年齡，從而提高勞動供給。健康對中老年勞動供給時間有顯著的正影響，健康狀況越好的中老年人更傾向于參與勞動。因此要強化中老年人的健康意識，改善和提高健康狀況水平，以此來增加中老年勞動供給時間，這樣既可以應對由于人口老齡化所帶來的各式各樣的挑戰(zhàn)，也可以為實現(xiàn)中國健康老齡化和中國經(jīng)濟健康可持續(xù)發(fā)展提供保證。

在個人特征方面，性別、受教育程度、婚姻狀況都對中老年勞動供給時間有顯著的影響，男性的勞動供給時間高于女性，受教育程度越高中老年勞動供給時間越多，在婚與配偶一同居住的中老年人更傾向于參與勞動。年齡對中老年勞動供給時間有顯著的負影響，收入對中老年勞動供給有顯著的正影響。

在家庭特征方面，不經(jīng)常搬遷即居住地一般不發(fā)生變化的中老年人的勞動供給越多，意味著居住地的穩(wěn)定能提高中老年的勞動供給；其他養(yǎng)老形式的中老年人比居家養(yǎng)老的中老年人更傾向于參與勞動，因此可以加強養(yǎng)老機構(gòu)養(yǎng)老。居住在農(nóng)村的中老年人更傾向于參與勞動。

此外，勞動供給狀況還受到人口政策及人口現(xiàn)狀、勞動力市場的發(fā)育程度、就業(yè)環(huán)境、擇業(yè)意識以及就業(yè)政策等多種因素的影響，由于一些條件的限制，本文未能將這些因素全面納入分析，在以后的研究中可以進一步完善。