郭東杰,唐教成

(1.浙江工業(yè)大學經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310023；2.西南財經(jīng)大學馬克思主義學院，四川 成都 611130)

一、引 言

近年來，我國經(jīng)濟增長速度放緩，勞動參與率逐年下降，引發(fā)了社會的廣泛關(guān)注。在人口總量基本穩(wěn)定的情況下，勞動力供給狀況可由國家或地區(qū)的勞動參與率水平來體現(xiàn)。如果勞動參與率提高，社會將獲得更多的勞動力供給，反之則反。勞動力供給對經(jīng)濟增長有著積極作用，盡管在經(jīng)濟增長的貢獻度上明顯低于物質(zhì)資本，但遠高于人力資本。有學者研究發(fā)現(xiàn)，構(gòu)成勞動力供給的三個要素按照產(chǎn)出彈性和貢獻度的大小排序依次為總?cè)丝谝?guī)模、勞動年齡人口比重和勞動參與率[1]。與發(fā)達國家相比，我國的勞動參與率一直處于較高水平，但近20年呈現(xiàn)持續(xù)下降的趨勢，從1999年的77.62%跌至2017年的68.93%(見圖1所示)。這意味著許多人脫離勞動力市場，導(dǎo)致勞動力(結(jié)構(gòu)性)供給不足、企業(yè)用工成本上升。與此同時，我國人口結(jié)構(gòu)亦發(fā)生巨大變化。老年人口(65歲及以上)的比重由1999年的6.96%持續(xù)升至2017年的11.4%，老年撫養(yǎng)比由1999年的10.2%增至2017年的15.9%，老齡化程度逐年加深；勞動年齡人口比重從2010年的峰值74.53%降至2017年的71.82%，“人口紅利”不復(fù)存在。在勞動年齡人口總量快速減少的同時，勞動參與率下降進一步推動勞動供給形勢的變化并對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生制約[2]，因而反思人口政策正當時。

隨著人口老齡化，養(yǎng)老保險金負擔加劇對勞動力市場的影響同樣不可忽視。我國傳統(tǒng)上實行的是就業(yè)、工資和福利三位一體的社會保障政策，勞動者只有通過就業(yè)繳納相關(guān)社會保險費才能享受保險、退休金等福利待遇。顯然，這種制度必將影響勞動年齡人口參與勞動的決策。近年來，我國城鎮(zhèn)參加養(yǎng)老保險人數(shù)持續(xù)增加，基本養(yǎng)老金收入和支出不斷增長，但2008～2017年收支盈余與收入之比下降明顯，自2002年以來收支盈余增長率接連下滑(個別年份除外)，2013～2016年甚至出現(xiàn)負增長。因此，政府如何深化養(yǎng)老保險制度改革，以保證養(yǎng)老金的可持續(xù)性，維持適于經(jīng)濟增長的勞動參與率水平，這是人口深度老齡化背景下的一個社會難題。社會保障制度正在加速勞動力市場轉(zhuǎn)變，亟需構(gòu)建與中國勞動力市場和經(jīng)濟發(fā)展相適應(yīng)的社會保障體系[3]。

本文嘗試將人口老齡化和養(yǎng)老保險因素納入世代交疊模型，從理論上分析兩者對勞動參與率的影響機理，運用2004～2017年省際面板數(shù)據(jù)進行實證研究，從維持適當?shù)膭趧訁⑴c率角度，為我國人口政策和養(yǎng)老保險制度改革提供建議，無疑有利于勞動力市場的均衡發(fā)展。

二、相關(guān)文獻回顧

關(guān)于人口老齡化和勞動參與率之間的關(guān)系，學者們主要從人口年齡結(jié)構(gòu)變化對勞動參與率的影響及對未來勞動力供給規(guī)模和結(jié)構(gòu)的預(yù)測兩方面展開研究。人口老齡化總體上削弱勞動力供給，但也可能迫使老年勞動參與率提升。歐盟國家的老齡人口在未來數(shù)十年大量增加，對勞動力市場的規(guī)模和質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響[4]。澳大利亞人口老齡化促使婦女和老年人口的勞動參與率提高，更多勞動者將閑暇時間用于兼職[5]。中國人口結(jié)構(gòu)變化迅猛，過早地迎來人口老齡化?！跋壤稀睂?dǎo)致的勞動力供給下降和“未富”帶來的大量勞動力需求對現(xiàn)有的經(jīng)濟增長方式及相應(yīng)的就業(yè)和社會保障政策提出嚴峻挑戰(zhàn)[6]。生育率偏低導(dǎo)致的人口老齡化使勞動參與率持續(xù)下降，因而中國未來勞動力供給狀況受到一定的威脅[7]。

關(guān)于養(yǎng)老保險制度對勞動參與率的影響研究，大多數(shù)學者依據(jù)工作決策理論(工作-閑暇選擇)或三重選擇理論(市場工作-家庭生產(chǎn)-閑暇選擇)從勞動力供給和退休決策兩方面展開，考慮在不同的養(yǎng)老保險籌集模式或支付水平下“替代效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”的綜合影響。

養(yǎng)老保險通過收入再分配效應(yīng)影響勞動者的勞動供給決策。短期來看，養(yǎng)老保險金的繳納減少勞動者的工資水平，工資率下降的“替代效應(yīng)”使勞動者減少勞動時間，“收入效應(yīng)”使勞動者增加勞動時間。長期來看，未來養(yǎng)老金的獲取同樣對勞動者產(chǎn)生兩種效應(yīng)，“替代效應(yīng)”使勞動者增加勞動時間，“收入效應(yīng)”使勞動者減少勞動時間。因此，總體結(jié)果很難預(yù)料。Krueger等(1992)發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險水平的下降在短期內(nèi)顯著增加老年人口的勞動力供給[8]。Gustman等(1998)認為，若勞動者領(lǐng)取養(yǎng)老保險金與其繳費情況不相關(guān)，那么勞動者的工作積極性受到影響；若勞動者領(lǐng)取養(yǎng)老保險金與其繳費情況相關(guān)，且政府對征繳的養(yǎng)老金進行強制性儲蓄，那么養(yǎng)老保險制度對勞動供給的影響大大減弱[9]。美國養(yǎng)老保險收益率遠低于個人儲蓄，養(yǎng)老保險對勞動供給造成巨大扭曲[10]。Imrohoroglu等(2009)發(fā)現(xiàn)美國社會保障改革引起較高的勞動跨期替代彈性，雖然對勞動供給總量影響不大，但顯著影響個人勞動供給行為，養(yǎng)老金使勞動者傾向于將工作時間從年輕時期向老年時期轉(zhuǎn)移[11]。對此，Bagchi(2015)論證了養(yǎng)老保險制度如何扭曲家庭的勞動力供應(yīng)決策，這些扭曲足以抹去大部分傳統(tǒng)社會保障福利收益[12]。養(yǎng)老保險繳費率的提升使青年人偏向減少閑暇時間以增加未來的效用，促進勞動供給增加，但高齡勞動者在工作-閑暇選擇中偏向更多的閑暇時間，進而使勞動供給減少。2011年，挪威的養(yǎng)老金改革對老年人的工作激勵增強，帶回家的工資翻了一番，63～64歲的老年人增加30%～40%的勞動力供應(yīng)[13]。

養(yǎng)老金對勞動者退休行為產(chǎn)生顯著影響。諸多研究表明，養(yǎng)老金促使退休時間提前，降低勞動參與率。因此，養(yǎng)老保險制度改革應(yīng)設(shè)定最低籌資年限、提前與推后支取制度，以調(diào)節(jié)勞動力市場平衡。例如，南非養(yǎng)老金改革引發(fā)勞動力市場的波動，導(dǎo)致老齡人口的勞動供給迅速減少，退休率大幅度上升[14]。各國養(yǎng)老保險政策存在差異，我國實行現(xiàn)收現(xiàn)付制度，其對勞動供給影響如何？國內(nèi)的研究結(jié)果與國外較為一致。不同類型的養(yǎng)老保險制度的勞動供給效應(yīng)存在差異，“新農(nóng)保”傾向于將農(nóng)村居民留在農(nóng)村就業(yè)，城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險和農(nóng)民工綜合保險傾向于激勵他們轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)從事非農(nóng)就業(yè)，失地農(nóng)民養(yǎng)老保險則鼓勵他們直接退出勞動力市場。程杰(2014)認為養(yǎng)老保險待遇具有更強的收入效應(yīng)，降低勞動供給時間和勞動參與率，尤其激勵農(nóng)村居民降低勞動供給[3]。我國新農(nóng)保制度并沒有促使農(nóng)村老年人退出勞動力市場，也未顯著改善患病老年人的福利[15]。艾蔚和朱萌(2017)從勞動力供給質(zhì)量提升和經(jīng)濟增長的視角為養(yǎng)老保險制度結(jié)構(gòu)調(diào)整提供新的依據(jù)[16]，但人口老齡化對經(jīng)濟增長具有積極作用的觀點實難茍同。

綜上所述，已有研究人口老齡化和養(yǎng)老保險單獨對勞動參與率影響的文獻較多，很少考慮將二者納入一個分析框架，這顯然與當前中國經(jīng)濟現(xiàn)實不符。為此，下文從理論分析到實證研究逐一探討人口老齡化進程中養(yǎng)老保險改革對勞動參與率的共同影響。

三、理論分析

本文以戴蒙德世代交疊模型(OLG模型)和工作閑暇模型為基礎(chǔ)，將人口結(jié)構(gòu)納入養(yǎng)老保險制度影響勞動供給時間模型。養(yǎng)老保險制度通過收入再分配調(diào)整個人終身收入，人口結(jié)構(gòu)影響?zhàn)B老金的整體分配，其“收入效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”對生命周期內(nèi)不同階段的勞動供給行為產(chǎn)生相應(yīng)的影響。

OLG模型將生命周期分為青年期和老年期，t期青年人在(t+1)期成長為老年人，每一期的經(jīng)濟體均由青年人和老年人兩代構(gòu)成。假設(shè)每期長度固定為1，老年人只生存到時間T(0

(一)個人行為

個人在青年期工作，繳納個人賬戶養(yǎng)老金，消費一部分收入后進行儲蓄，假定青年期個人提供充分的勞動供給時間。當步入老年期時，繼續(xù)工作一段時間h(0≤h<1)直至退休，其消費來源于青年期的儲蓄、工作收入及退休后的養(yǎng)老金。個人通過兩期的消費和儲蓄使自己一生效用最大化，其終身效用為：

MaxUt=U(Ct)+βU(Ct+1)

(1)

其中，β∈(0,1)是個人主觀效用的折現(xiàn)率，τ是個人繳納養(yǎng)老保險費率，Wt是t期工資收入，St是t期儲蓄，R=1+r是儲蓄回報率，Bt+1是個人賬戶養(yǎng)老金，Pt+1是社會統(tǒng)籌賬戶養(yǎng)老金，hWt+1是(t+1)期工作一段時間h的工資收入。通過拉格朗日乘子法求解個人效用最大化，可得一階條件：

(4)

(二)企業(yè)行為

Maxπt=Yt-RtKt-(1+η)WtLt

(5)

由此，可得一階條件：

(6)

(7)

(三)政府行為

(8)

Bt+1=RτWt

(9)

(四)資本市場

資本積累來源于私人儲蓄和個人賬戶養(yǎng)老金積累之和。均衡時，t期所有人口儲蓄額與個人賬戶養(yǎng)老金之和形成(t+1)期的資本總量Kt+1=kt+1Nt+1=(St+τWt)Nt，由此推出：

(1+n)kt+1=St+τWt

(10)

(五)均衡分析

在該經(jīng)濟系統(tǒng)競爭均衡下，需滿足式(1)～(10)。我們將式(6)、(7)、(8)和(9)代入式(2)和(3)，再將式(2)和(3)代入式(4)，得到St表達式后將其代入式(10)，可得動態(tài)均衡下k的關(guān)系式：

(11)

在穩(wěn)態(tài)均衡的情形下，假定該經(jīng)濟系統(tǒng)存在唯一、穩(wěn)定且非振蕩的動態(tài)均衡，根據(jù)式(11)所得微分dkt+1/dkt在穩(wěn)態(tài)k處需滿足條件dkt+1/dkt(0,1)。此時，從任一資本存量k0開始，均處于逐漸收斂于穩(wěn)態(tài)的資本存量k*的動態(tài)調(diào)整過程。穩(wěn)態(tài)均衡時kt+1=kt，可得資本存量k的關(guān)系式：

(12)

(六)模型結(jié)論

在該穩(wěn)態(tài)均衡的經(jīng)濟系統(tǒng)，經(jīng)濟行為人通過選擇儲蓄、工作時間和兩期的消費使個人效用達到最大化，進而得到退休時間的最優(yōu)值：

(13)

其中，D=α(1-α)βA<0，M=α(1+β)(1+η)>0，外生變量值N=η(1-α)<0?？梢园l(fā)現(xiàn)，退休決策受人口增長率、預(yù)期壽命和人均資本存量的影響。將退休時間h分別對人口增長率n、人均資本存量kt、人均工資Wt、個人賬戶養(yǎng)老金B(yǎng)t、社會統(tǒng)籌賬戶養(yǎng)老金Pt和人均工資Wt求導(dǎo)，得到如下結(jié)果：

(14)

(15)

(16)

(17)

(18)

由式(14)～(18)的結(jié)果顯示，在該穩(wěn)態(tài)均衡的經(jīng)濟系統(tǒng)中，我們可得到如下的結(jié)論：

(1)退休時間與人口增長率正相關(guān)(2)此處的“退休”實際上是指勞動者退出勞動力市場。。本文的人口增長率為t期的經(jīng)濟人相對于(t-1)期經(jīng)濟人數(shù)量的增長率，即當期年輕人口相對于同期老年人口的增長率，以反映人口結(jié)構(gòu)的年輕化程度。

(2)退休時間與人均工資負相關(guān)，滿足“后彎”的勞動供給曲線。

(3)退休時間與個人賬戶養(yǎng)老金負相關(guān)。作為一種強制儲蓄，個人賬戶養(yǎng)老金從工資中計提，其變化與工資水平呈正相關(guān)，養(yǎng)老金增加使退休時間縮短。

(4)退休時間與社會統(tǒng)籌賬戶養(yǎng)老金正相關(guān)。社會統(tǒng)籌賬戶養(yǎng)老金由企業(yè)代繳，其增加直接提高經(jīng)濟行為人的勞動積極性，使退休時間延遲。

(5)退休時間與個人養(yǎng)老保險金的關(guān)系無法判斷。一方面，個人賬戶養(yǎng)老金的增加使退休時間縮短；另一方面，社會統(tǒng)籌賬戶養(yǎng)老金的增加使退休時間延遲。因此，還需通過實證來檢驗個人養(yǎng)老保險金對勞動參與行為的影響方向。

四、模型構(gòu)建、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

前文從理論上分析人口老齡化和養(yǎng)老保險改革對勞動參與率的影響機制，現(xiàn)建立計量模型檢驗勞動參與率的影響因素。在涵蓋時間序列和截面兩個特征的基礎(chǔ)上，面板數(shù)據(jù)模型使變量的測度更廣泛，從而獲得更多信息以滿足問題的研究。同時，增加變量間的自由度，削弱變量間的多重共線性，使實證模型的估計量更加有效。

為研究人口老齡化和養(yǎng)老保險改革對勞動參與率的影響，我們選擇老年撫養(yǎng)比和人均養(yǎng)老保險基金支出作為解釋變量。由于人口老齡化是養(yǎng)老金改革的重要影響因素，故需考察兩者之間的交叉影響[17]?？刂谱兞恳氲睦碛扇缦拢?/p>

1.工資決定理論認為工資水平變動會改變勞動供給，收入報酬是勞動參與率變動的主要原因。人均收入增長導(dǎo)致的較長預(yù)期壽命促使老年人更晚離開勞動力市場，增加年輕時商品和“兒童”的消費[18]。

2.教育是人力資本投資的重要方式，能提高人力資本價值和就業(yè)競爭力，使受教育者獲得更高的報酬，從而影響勞動供給。在當期，高校擴招對勞動參與率帶來負面效應(yīng)，有利于緩解結(jié)構(gòu)性失業(yè)；從長遠看，高校擴招勢必提升勞動參與率[19]。當有帶薪產(chǎn)假計劃、學齡前教育入學率較高和國家宗教信仰較低時，婦女更有可能參加勞動[20]。提高婦女的教育水平，可改變勞動參與率下降趨勢[21]。中國高等教育入學人數(shù)大幅增加對勞動力市場形成沖擊，導(dǎo)致相對工資降低、失業(yè)率提高和好工作比例減少[22]。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，且極可能導(dǎo)致失業(yè)率上升，同樣對勞動參與率造成影響。陳貴富(2016)發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重與勞動參與率顯著正相關(guān)，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重與勞動參與率顯著負相關(guān)[23]。

另外，失業(yè)率、城鎮(zhèn)化率、少兒撫養(yǎng)比和養(yǎng)老基金收入等也可能是影響勞動參與率的因素，我們采用Pearson相關(guān)系數(shù)法和因子分析法加以排除，盡量控制變量個數(shù)，以避免多重共線性問題。最終，選取人均GDP、高等教育在校生數(shù)占總?cè)丝诘谋戎睾偷谌a(chǎn)業(yè)占GDP的比重作為控制變量，分別代表收入水平、教育發(fā)展狀況和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整并加入模型。為克服異方差，人均養(yǎng)老保險基金支出和人均GDP取對數(shù)形式。

Lfprit=β0+β1Odepit+β2lnPFit+β3Odepit×lnPFit+β4lnPGDPit+β5Eduit+β6Tiit+μi+εit

其中，Lfpr為勞動參與率，Odep為老年撫養(yǎng)比，lnPF為人均養(yǎng)老保險基金支出的對數(shù)，lnPGDP為人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)，Edu為高等教育在校生占比，Ti為第三產(chǎn)業(yè)占比，μi為代表個體異質(zhì)性的截距項，隨機誤差項ε表示除上述外其他因素對被解釋變量的影響，i(i=1,…,30)代表省份地區(qū)，t(t=2004,…,2017)代表年份。其中，勞動參與率(Lfpr)是指經(jīng)濟活動人口(含就業(yè)人員和失業(yè)人員)占15歲以上年齡人口的比重，老年撫養(yǎng)比(Odep)是指總?cè)丝谥械睦夏耆?64歲以上、但不包括64歲)與勞動年齡人(15～64歲)之比。

表1 變量說明

樣本選取我國30個省市區(qū)(西藏、香港、澳門和臺灣除外)在2004～2017年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，詳見歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)以歷年各地區(qū)的地方統(tǒng)計年鑒補充。

五、實證研究結(jié)果及分析

(一)相關(guān)性檢驗

首先，經(jīng)LLC檢驗和Fisher-ADF檢驗，各變量的一階差分序列均通過單位根檢驗，在1%的水平下顯著，不存在單位根，所需變量為一階單整，序列平穩(wěn)。其次，再采用EG二步法(Engle和Granger)基礎(chǔ)上的Kao檢驗和Pedroni檢驗，發(fā)現(xiàn)除Panel rho-Statistic和Group rho-Statistic統(tǒng)計量外，其余統(tǒng)計量均拒絕原假設(shè)，觀測范圍內(nèi)變量之間存在協(xié)整關(guān)系。還有，采用Friedman方法檢驗是否存在截面相關(guān)，若不存在，則不控制時間效應(yīng)；反之，則加入時間虛擬變量。結(jié)果表明，模型均存在序列相關(guān)而不存在截面相關(guān)，所以僅需控制個體效應(yīng)。此外，經(jīng)Hausman檢驗顯示，統(tǒng)計值為16.935427，伴隨概率為0.0204，小于置信水平5%，拒絕隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)，應(yīng)選用個體固定效應(yīng)模型，考慮合適的工具變量。最后，采用修正瓦爾德方法檢驗異方差，發(fā)現(xiàn)最大的方差膨脹因子為7，表明不存在多重共線性問題。

(二)估計結(jié)果

依據(jù)前述模型，我們進行最小二乘法回歸分析(結(jié)果見表2所示)。

表2 實證檢驗結(jié)果

注：*、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著；括號內(nèi)為z統(tǒng)計值。

老年撫養(yǎng)比的回歸系數(shù)為-0.17279，老年撫養(yǎng)比在1%的顯著性水平上對勞動參與率具有負向影響。一方面，隨著老年撫養(yǎng)比的上升，老年人口呈現(xiàn)明顯的老齡化、高齡化和失能化，老年人自身不得不退出勞動力市場；另一方面，勞動年齡人口承擔的撫養(yǎng)壓力較大，在社會養(yǎng)老服務(wù)不足的情況下，年輕人不得不減少勞動供給時間甚至退出勞動力市場來照看老人。這兩方面的原因產(chǎn)生疊加影響，使勞動參與率逐漸下降。

人均養(yǎng)老保險支出的回歸系數(shù)為9.21452，人均養(yǎng)老保險支出在10%的顯著性水平上對勞動參與率具有正向影響。養(yǎng)老保險改革影響勞動供給和退休決策，如果政策強調(diào)必須參加工作才有資格繳納養(yǎng)老保險金，連續(xù)繳足一定年限后才可在退休時領(lǐng)取養(yǎng)老金，且個人多繳多得，將有利于提升勞動參與率。但養(yǎng)老保險基金具有“引致退休”效應(yīng)，使勞動者傾向于提前退休，從而降低勞動參與率。觀測期內(nèi)我國養(yǎng)老保險政策對勞動供給決策的正面效應(yīng)占優(yōu)勢，養(yǎng)老保險制度改革使勞動者對養(yǎng)老保險基金作為未來生活的穩(wěn)定收入持積極態(tài)度，進而積極就業(yè)，勞動參與率得以提高。

人均GDP在1%的顯著性水平上對勞動參與率存在負向影響。一般而言，經(jīng)濟發(fā)展推動社會就業(yè)水平，從而提高勞動參與率。但經(jīng)濟發(fā)展到一定水平后，勞動者財富的積累使工資帶來的收入效應(yīng)開始大于替代效應(yīng)，其工作態(tài)度發(fā)生變化，勞動參與率反而下降。從估計結(jié)果看，在樣本觀測期內(nèi)，勞動者人均收入增加的收入效應(yīng)逐漸超過替代效應(yīng)，勞動參與率呈下降趨勢，從而證實“后彎”的勞動供給曲線。

教育水平在1%的顯著性水平上對勞動參與率存在正向影響。從短期看，教育水平的提升可延遲適齡勞動人口進入勞動力市場時間，使勞動參與率下降。從長期看，教育水平的提升使適齡勞動人口的人力資本價值提高，增加工作競爭力，延長勞動參與年限，從而有利于勞動參與率的提高。

第三產(chǎn)業(yè)占比在10%的顯著性水平上對勞動參與率存在負向影響。第三產(chǎn)業(yè)占比上升反而帶來勞動參與率的下降，似乎與理論相悖。其原因可能在于：一是我國第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)彈性較低，就業(yè)機會與第三產(chǎn)業(yè)占比不成正比，使經(jīng)濟活動人口的勞動參與行為受到抑制；二是第四次技術(shù)革命沖擊第三產(chǎn)業(yè)的傳統(tǒng)就業(yè)模式，更多勞動者主動或被動地選擇非標準就業(yè)或彈性就業(yè)，出現(xiàn)“斜杠青年”而造成統(tǒng)計上的困難。

(三)內(nèi)生性問題的討論

內(nèi)生性問題的形成主要有兩個原因：一是遺漏變量與引入模型的其他變量相關(guān)；二是解釋變量與被解釋變量相互作用、互為因果。為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們對上述兩問題逐一進行處理。首先，進一步通過文獻分析尋找未納入模型中且可能影響勞動參與率的其他因素(如失業(yè)率、城鎮(zhèn)化水平、平均家庭人數(shù)、少兒撫養(yǎng)比和人均養(yǎng)老保險基金收入等)，與前文的影響因素放在一起進行因子分析，發(fā)現(xiàn)只有少兒撫養(yǎng)比是重要的影響因素，因而選擇更能反映人口結(jié)構(gòu)變化的總撫養(yǎng)比(Dep)作為工具變量。其次，在該模型的兩個解釋變量中，只有勞動參與率與養(yǎng)老保險基金之間存在可能。為此，考慮選擇人均養(yǎng)老保險基金收入(PR)作為工具變量，再使用解釋變量的滯后項作為工具變量，利用兩階段最小二乘法(TSLS)進行回歸處理(結(jié)果見表2所示)。比較后發(fā)現(xiàn)，與最小二乘法的回歸結(jié)果較為一致。另外，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計值為7301.129，表明不存在弱工具變量問題；在DWH檢驗時，F(xiàn)統(tǒng)計值為44.834(P=0.0027)，表明內(nèi)生性問題得到解決，工具變量模型的估計結(jié)果更為可靠。

六、結(jié) 論

本文通過世代交疊模型對經(jīng)濟人勞動供給行為的理論分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟人的退休決策受穩(wěn)態(tài)均衡的經(jīng)濟系統(tǒng)中相關(guān)因素的變動而改變，老年撫養(yǎng)比和個人賬戶養(yǎng)老金與退休時間負相關(guān)，人均工資增長導(dǎo)致退休時間提前，滿足“后彎”的勞動供給曲線。養(yǎng)老保險制度改革使勞動者對養(yǎng)老保險基金作為未來生活的穩(wěn)定收入持積極態(tài)度，現(xiàn)行統(tǒng)賬結(jié)合的養(yǎng)老保險模式對勞動參與率具有積極作用。實證結(jié)果表明，老年撫養(yǎng)比對勞動參與率產(chǎn)生顯著的負影響，人均養(yǎng)老保險支出對勞動參與率產(chǎn)生顯著的正影響，兩者的交叉影響則為負數(shù)。運用總撫養(yǎng)比和人均社保收入兩個工具變量后的回歸分析結(jié)果較為一致。此外，收入提高和教育水平發(fā)展與勞動參與率正相關(guān)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來一定的負效應(yīng)。結(jié)合我國勞動參與率一直下降的實情，我們認為人口老齡化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整是最為關(guān)鍵的原因。