嚴(yán)凌　高菲　謝青山　臧成爽

關(guān)鍵詞：老年人再就業(yè);青年人就業(yè);“短期替代，長期互補”效應(yīng)

中圖分類號：F249.27;D669.6? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1009 — 2234（2020）04 — 0096 — 04

一、中國人口老齡化日趨嚴(yán)重及老年人再就業(yè)空間巨大

（一）人口老齡化日趨嚴(yán)重

國際的人口老齡化標(biāo)準(zhǔn)是指60歲以上的老年人口數(shù)量占總?cè)丝跀?shù)量超過10%或指65歲以上的老年人口數(shù)量占總?cè)丝跀?shù)量超過7%。根據(jù)國家統(tǒng)計局的抽樣數(shù)據(jù)顯示，2003年我國60歲以上的老年人口比重高達(dá)12.159%，且2003年至2017年老年人口比例逐年穩(wěn)定增長，2017年高達(dá)17.330%，增長率也從0.203%增長到0.635%; 65歲以上的老年人口總數(shù)從1999年的8679萬攀升至2018年的16658萬，增長率也從1.636%增長到5.2239%，2018年65歲以上的老年人口比重高達(dá)到11.938%，超過國際老齡化7%的標(biāo)準(zhǔn)。

綜上所述，我國已經(jīng)提前步入老齡化且老齡化日趨嚴(yán)重。

（二）再就業(yè)空間巨大

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分布上，我國正快速從傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)國向工業(yè)化國家轉(zhuǎn)型，勞動力主體從第一產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至第二、三產(chǎn)業(yè)。農(nóng)業(yè)活動的進(jìn)入口檻低，在規(guī)劃程度較低的前提下，大部分就業(yè)人群都不用簽訂勞動合同，因此不存在退休問題;建筑和制造等行業(yè)體力要求高，老年人占比較低;而第三產(chǎn)業(yè)中一些技術(shù)要求高而勞動強度小的行業(yè)比較適合老年人，如餐飲零售業(yè)等。

分析中國2004-2014年城鎮(zhèn)老年再就業(yè)行業(yè)分布狀況表可知，我國城鎮(zhèn)老年人再就業(yè)主要分布在農(nóng)、林、牧、漁業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、教育、衛(wèi)生和社會保障業(yè)、公共管理和社會組織。由此可見，我國仍處于發(fā)展中國家，經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍需要基礎(chǔ)設(shè)施的巨大帶動作用，但伴隨社會服務(wù)建設(shè)的進(jìn)一步完善，公共管理和社會組織很可能成為未來老年人再就業(yè)的新領(lǐng)域。

二、數(shù)據(jù)基礎(chǔ)

根據(jù)2007-2018年三大產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)占比數(shù)據(jù)可知：第一產(chǎn)業(yè)的初始數(shù)據(jù)優(yōu)勢明顯，但隨著時間的推移下行趨勢十分顯著，截至2018年占比相對于第二、三產(chǎn)業(yè)均低;第二產(chǎn)業(yè)的總體占比趨于平緩，在2012年達(dá)到峰值后，穩(wěn)定于近25%;第三產(chǎn)業(yè)在2007-2012年趨勢近似第二產(chǎn)業(yè)平穩(wěn)上行，在2012-2018年上行趨勢凸顯，截至2018年占比遠(yuǎn)超第一、二產(chǎn)業(yè)高達(dá)47%。

根據(jù)近10年來三大產(chǎn)業(yè)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率數(shù)據(jù)，第一產(chǎn)業(yè)逐年平穩(wěn)但均在10%以下;第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的變化趨勢基于45%呈對稱分布，具有很強的替代效應(yīng)。在2014年以后第三產(chǎn)業(yè)完成反超且優(yōu)勢明顯，占五成以上。綜上可述，國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率在一定程度上可以預(yù)測三個產(chǎn)業(yè)的發(fā)展趨勢，重點發(fā)展集中體現(xiàn)在第三產(chǎn)業(yè)，第二產(chǎn)業(yè)次之。

三、研究假設(shè)

綜合上述產(chǎn)業(yè)中行業(yè)細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)基礎(chǔ)和三大產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，老年人再就業(yè)在一定程度上對勞動密集型行業(yè)的青年崗位可能會產(chǎn)生短期的“擠占”效應(yīng)，該類型行業(yè)存在較強的同質(zhì)性。相比于青年人，老年人具有更加豐富的工作閱歷和工作經(jīng)驗，對薪資的期望低，更加注重人生價值的實現(xiàn)，相比之下優(yōu)勢明顯而倍受青睞。

被擠占的青年人群體已經(jīng)脫離第一產(chǎn)業(yè)，進(jìn)而向第二、三產(chǎn)業(yè)流動。青年人相比于老年人對新鮮事物的感知能力強，具有更佳的邏輯思維能力和創(chuàng)造力，進(jìn)而很快被第二、三產(chǎn)業(yè)吸收。由此看來，老年人再就業(yè)會促進(jìn)青年人就業(yè)轉(zhuǎn)型。因此，基于以上產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移和流動角度，本文提出以下假設(shè)：H：老年人再就業(yè)對青年人就業(yè)具有短期“替代”，長期“互補”的效應(yīng)。

四、數(shù)據(jù)來源和樣本選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2001-2017年《中國國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年鑒》、《中國人力資源與社會保障部統(tǒng)計年鑒》、《中國居民消費發(fā)展報告》和《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，具體包括了全國就業(yè)人員中20-24歲就業(yè)人員、男性就業(yè)人員中60-64歲就業(yè)人員、女性就業(yè)人員中55-59歲和60-64歲就業(yè)人員總數(shù)、全國就業(yè)人員總數(shù)、進(jìn)出口總額、國家財政收入、平均消費物價指數(shù)、人均國內(nèi)總產(chǎn)值、城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口總數(shù)和各年齡階段就業(yè)人員的受教育程度等等。根據(jù)以上相關(guān)的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，項目組還分別計算得到了老年再就業(yè)率、青年就業(yè)率和加權(quán)平均居民恩格爾系數(shù)等等。

（二）樣本選取

1.再就業(yè)老年人樣本選取

老年人再就業(yè)群體通俗意義上就是年滿法定退休年齡，被確認(rèn)為已退休群體后選擇再次就業(yè)的老年人群體。目前法定的退休政策規(guī)定：男性年滿60歲為正常退休。女性被分為兩類，一類是女工人，正常退休年齡為50歲;一類是女干部，正常退休年齡為55歲?？紤]到2017年出臺的針對退休年齡的延遲方案，男性女性的實際退休年齡均將達(dá)到65歲。

基于以上條件，本文確定60-64歲的男性和55-64歲的女性為再就業(yè)老年人的樣本總體。

2.就業(yè)青年人樣本選取

在青年人樣本選取過程中，Chan和Stevens（2015）以55-64歲的老年人就業(yè)和15-24歲青年人就業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)他們并沒有相關(guān)關(guān)系;Gruber（2009）、Munnel和Wu（2012）、張川川和趙耀席（2014）均選取了20-24歲的青年人作為研究對象，可能20-24歲的青年人群體相比于15-19歲的青年人群體在目前就業(yè)領(lǐng)域更具有代表性和穩(wěn)定性，對于實驗結(jié)果更具可信度。

基于以上條件，本文確定20-24歲青年人為樣本總體。

五、變量定義和測量

（一）被解釋變量

老年人再就業(yè)率。數(shù)據(jù)基礎(chǔ)來源于2001-2017年《中國國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年鑒》、《中國人力資源與社會保障部統(tǒng)計年鑒》和《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》中全國男性就業(yè)人員中60-64歲就業(yè)人員占比、女性就業(yè)人員中55-59歲和60-64歲就業(yè)人員占比和全國就業(yè)人員合計。在此數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，項目組計算得出全國男性就業(yè)人員中60-64歲就業(yè)人員、女性就業(yè)人員中55-59歲和60-64歲就業(yè)人員合計，簡稱老年再就業(yè)人員合計。

老年人再就業(yè)率=老年再就業(yè)人員合計/全國就業(yè)人員合計。

（二）解釋變量

青年人就業(yè)率。數(shù)據(jù)來源于2001-2017年《中國國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年鑒》、《中國人力資源與社會保障部統(tǒng)計年鑒》和《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》中全國就業(yè)人員中20-24歲就業(yè)人員占比。

（三）控制變量

1.控制變量選擇說明

首先，勞動力供給是指提供勞動的主體在市場工資率作為一定的條件之下，他們愿意同時可以提供的勞動時間，消費水平的高低會影響勞動力的供給，勞動者為了使自身的生活需要得到滿足，就要進(jìn)行勞動來獲取收入;其次，根據(jù)凱恩斯主義觀點，投資的增加會促進(jìn)生產(chǎn)資料的需求產(chǎn)生增加后的增加效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致就業(yè)人數(shù)和收入的增加;進(jìn)出口額是外貿(mào)的主要代表，外貿(mào)出口吸納大量的社會勞動力，出口額的增長勢必帶來商品的服務(wù)的增長;經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也是影響勞動力需求的因素，幾乎所有國家第三產(chǎn)業(yè)使用的勞動力占比都呈現(xiàn)上升趨勢，第三產(chǎn)業(yè)具有超強的吸納社會勞動力能力;除此之外還包括財政政策、貨幣政策、工資水平等等。

根據(jù)以上考慮因素，整理出了如下影響就業(yè)率的主要因素：國內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、國民總收入（億元）、人均國內(nèi)總產(chǎn)值（元）、國民總收入指數(shù)（上年=100）、人均國內(nèi)總產(chǎn)值指數(shù)（上年=100）、第三產(chǎn)業(yè)所占比重（國內(nèi)生產(chǎn)總值=100）、平均居民家庭恩格爾系數(shù)（%）、全社會固定資產(chǎn)投資總額（億元）、國家財政收入（億元）、進(jìn)出口總額（億元）、平均CPI、平均（貨幣）工資，合計（元）、20-24歲就業(yè)人員中大學(xué)本科文化程度就業(yè)人員占比（%）、就業(yè)人員合計（萬人）。依次按以上順序分別標(biāo)記為X1-X14。

根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識，t統(tǒng)計值越大，在其他解釋變量不變的條件下，X1-X14和X1”-X14”分別對Y1和Y2影響越顯著。通過計算當(dāng)被解釋變量分別為老年再就業(yè)率和青年就業(yè)率下X1-X14和X1”-X14”分別對應(yīng)的t統(tǒng)計值?？芍罢叩膖 Stat普遍大于后者的t Stat，這是將老年再就業(yè)率設(shè)為被解釋變量、將青年就業(yè)率設(shè)為解釋變量的原因。

其次，選取模型控制變量的原則是X1-X14在對Y1（或Y2）顯著的前提下，對Y2（或Y1）不顯著。根據(jù)上述原則，分別挑選出以下控制變量：X2=就業(yè)人員合計（萬人）、X3=進(jìn)出口總額（億元）、X4=國家財政收入（億元）、X5=平均CPI、X6=人均國內(nèi)總產(chǎn)值（元）、X7=平均居民家庭恩格爾系數(shù)（%）。

再次特別說明：X1=青年就業(yè)率（%）。

2.相關(guān)控制變量數(shù)據(jù)說明

（1）X5=平均CPI

CPI 是度量通貨膨脹的一個重要指標(biāo)。通貨膨脹是物價水平普遍而持續(xù)的上升。CPI 的高低可以在一定水平上說明通貨膨脹的嚴(yán)重程度。CPI上升會導(dǎo)致生產(chǎn)者的利潤上升，促進(jìn)他們擴(kuò)大生產(chǎn)，從而增加工人雇傭數(shù)量，就業(yè)率上升。數(shù)據(jù)選取平均CPI，即城鎮(zhèn)居民CPI（上年=100）和農(nóng)村居民CPI（上年=100）的簡單算數(shù)平均值。

（2）X6=人均國內(nèi)總產(chǎn)值

人均國內(nèi)總產(chǎn)值即“人均GDP”，人均GDP=總 產(chǎn)出（GDP總額）/總?cè)丝凇?/p>

（3）X7=加權(quán)平均居民恩格爾系數(shù)

恩格爾系數(shù)是居民家庭食物支出占消費支出的比重，是國際上通用的衡量居民生活水平的一項重要指標(biāo)。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》有關(guān)資料，項目組得到我國2001-2016年城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、城鎮(zhèn)人口人數(shù)、農(nóng)村人口人數(shù)及加權(quán)平均得出我國居民恩格爾系數(shù)，2017年我國居民恩格爾系數(shù)引自國家發(fā)展改革委發(fā)布《2017年中國居民消費發(fā)展報告》。

六、實證模型設(shè)計

統(tǒng)計模型如下： （1）

其中Y為老年人再就業(yè)率，X1為青年人就業(yè)率。若β1>0，則老年人再就業(yè)對青年人就業(yè)具體表現(xiàn)為 “互補”效應(yīng);若β2<0，則老年人再就業(yè)對青年人就業(yè)具體表現(xiàn)為 “替代”效應(yīng)。

X2為就業(yè)人員合計（萬人）;X3為進(jìn)出口總額（億元）;X4為國家財政收入（億元）;X5為平均CPI;X6為人均國內(nèi)總產(chǎn)值（元）;X7為平均居民家庭恩格爾系數(shù)（%）。

七、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

由描述性統(tǒng)計可知，老年再就業(yè)率平均值為6.64%，中位數(shù)為7.06%，平均值與中位數(shù)之間略有差別，差別不大，被解釋變量近似呈對稱分布，表明老年再就業(yè)率維持在正常水平;老年再就業(yè)率最大值8.21%，最小值4.72%，兩者相差3.49%;標(biāo)準(zhǔn)差為0.01288，表明各年的老年再就業(yè)率差異不大;偏度<0，樣本數(shù)據(jù)整體呈右偏分布;K<3，數(shù)據(jù)整體分布平緩。

從青年就業(yè)率來看，青年就業(yè)率平均值為9.124%，中位數(shù)為9.145%，平均值與中位數(shù)之間的差別小于老年人再就業(yè)率，說明青年就業(yè)率同樣維持在正常水平;青年就業(yè)率最大值11.09%，最小值7.53%，兩者相差3.56%;標(biāo)準(zhǔn)差為0.0101，表明各年的青年就業(yè)率數(shù)據(jù)波動不大;偏度>0，樣本數(shù)據(jù)整體呈左偏分布，與老年再就業(yè)率的右偏分布形成對比，數(shù)據(jù)整體較老年再就業(yè)率大;K=2.477，接近于3，數(shù)據(jù)整體分布較老年人再就業(yè)率陡峭。

（二）相關(guān)性分析

從表1的樣本數(shù)據(jù)相關(guān)性檢驗結(jié)果可以看出，判定系數(shù)為0.779546，調(diào)整后的判定系數(shù)為0.586479，調(diào)整后的判定系數(shù)比調(diào)整之前的判定系數(shù)小，說明模型擬合程度較好。

表1：主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果

（三）回歸分析

回歸結(jié)果表明，X1對應(yīng)的β1=-0.390404<0，說明我國老年就業(yè)對青年就業(yè)產(chǎn)生了較弱的“替代效應(yīng)”，在其他控制變量不變的情況下，青年就業(yè)率每增加1%，老年再就業(yè)率平均下降0.39%，即老年再就業(yè)率每增加1%，青年就業(yè)率平均下降2.56%;但X1對應(yīng)的t統(tǒng)計量=1.296220

由樣本數(shù)據(jù)回歸結(jié)果還可以看出，P值=0.034288<0.05，說明X1-X7組成的自變量組對被解釋變量顯著;F0.05（8，7）=3.500（四）模型驗證

根據(jù)回歸分析，可以得出相對準(zhǔn)確的統(tǒng)計模型：Y=（-1.192316）+（-0.390404）X1+（1.18E-05）X2+（-9.92E-08）X3+（-7.37E-07）X4+（0.001845）X5+（3.38E-06）X6+（0.004720）X7

由于模型數(shù)據(jù)基礎(chǔ)為2001-2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)，為了驗證模型的可靠性和準(zhǔn)確性，分別將X1-X7的2017年數(shù)據(jù)代入統(tǒng)計模型，可得Y估計值=0.07636（保留小數(shù)點后5位小數(shù)），與真實值Y（2017）十分相似，模型近似度高，解釋變量、控制變量和被解釋變量選取合理性高。

八、不顯著原因探析

由于上述回歸分析表明：在其他控制變量不變的情況下，青年就業(yè)率對老年就業(yè)率不顯著，即兩者的相關(guān)性不高。項目組將老年再就業(yè)率和青年就業(yè)率的時間序列數(shù)據(jù)做出折線圖，由該表可以看出在2001-2018年，老年再就業(yè)率和青年就業(yè)率呈對稱分布，假設(shè)自變量為老年再就業(yè)率、因變量為青年就業(yè)率，又對2001-2006年、2001-2007年、2001-2008年、2001-2009年、2001-2017年散點分別進(jìn)行分析。

通過散點分布發(fā)現(xiàn)，2001-2007年判定系數(shù)最高，高達(dá)0.8469，且系數(shù)小于0，說明兩者存在較強的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即老年人再就業(yè)對青年崗位具有明顯的“擠占效應(yīng)”，2007年之前的幾年也具有相似特征;但在2007年以后的2008、2009年判定系數(shù)逐漸減小，直到2010年，判定系數(shù)突降至0.0737，老年就業(yè)率對青年就業(yè)率影響自此不顯著。

這有可能是在2001-2007年間老年再就業(yè)率對青年就業(yè)率呈現(xiàn)逐年增強的“擠占效應(yīng)”，直到2008年“擠占效應(yīng)”達(dá)到最強，政府機關(guān)針對此類現(xiàn)象頒布了相關(guān)政策和措施，使得在2009年以后的2010年大幅削弱了兩者之間較強的“負(fù)相關(guān)關(guān)系”，2010-2017年間兩者之間的相關(guān)性較弱，幾乎互不影響，即驗證了假設(shè)H的前半部分：老年就業(yè)率對青年就業(yè)率呈短期“替代”效應(yīng)。

但至于假設(shè)H 的后半部分：老年就業(yè)率對青年就業(yè)率呈長期“互補”效應(yīng)，有待進(jìn)一步研究。

九、結(jié)論及建議

（一）數(shù)據(jù)分析結(jié)論

結(jié)合上述不顯著因素探究，2001-2008年青年與老年就業(yè)率是逐年增強擠占效應(yīng)，短期內(nèi)呈逐漸加強互替狀態(tài);2009-2017年，青年和老年就業(yè)率無明顯相關(guān)性，替代效應(yīng)和相關(guān)程度被削減，老年人再就業(yè)對青年就業(yè)的負(fù)面影響減弱甚至沒有。數(shù)據(jù)模型結(jié)果論證了假設(shè)中老年人再就業(yè)與青年人就業(yè)存在短期替代的關(guān)系，統(tǒng)計意義顯著。

（二）預(yù)測及建議

從短期替代到相關(guān)性減弱，老年人再就業(yè)對青年就業(yè)產(chǎn)生不利影響但逐漸減弱，總體呈逐漸過渡狀態(tài)。基于此，項目組預(yù)估老年人再就業(yè)對青年人就業(yè)未來可能呈現(xiàn)完全不相關(guān)或存在相關(guān)性且逐漸由替代走向互補的狀態(tài)。

完全不相關(guān)時，老年人再就業(yè)崗位和青年人就業(yè)崗位不相容，故不贅述;存在相關(guān)性時，替代轉(zhuǎn)互補，勞動力需求逐漸被滿足的同時青年老年就業(yè)呈現(xiàn)一種合作模式，互為補充的填充勞動力需求，緩解養(yǎng)老壓力和勞動力供給壓力，故促進(jìn)“互補”且保持“長期”穩(wěn)定發(fā)展，是使得老年人再就業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重點研究方向。

鑒于企業(yè)是勞動力需求的重要場所，政府是宏觀政策的制定執(zhí)行者，老年和青年勞動力是研究主體，以下政策措施建議或?qū)⒂兄趯崿F(xiàn)青老就業(yè)“長期互補”的可持續(xù)發(fā)展：

1.企業(yè)在招收老年職工時，據(jù)其勞動力特色，例如經(jīng)驗豐富精力有限等，設(shè)置專屬互補崗位;施行青老組合，以一老一青的方式，使二者效用最大化，互補發(fā)展;控制青老招收比，合理構(gòu)建員工體系。

2.政府在促進(jìn)老年人就業(yè)的相關(guān)政策中，對聘用再就業(yè)老年人且專設(shè)崗位或控制青老就業(yè)比例的企業(yè)實施稅收優(yōu)惠;在長期實施促進(jìn)老年人就業(yè)的政策的同時，設(shè)立相應(yīng)政府就業(yè)和再就業(yè)指導(dǎo)培訓(xùn)中心。

3.青老勞動力在就業(yè)技能培訓(xùn)的側(cè)重方向上不同又相關(guān)。青年勞動力側(cè)重練習(xí)企業(yè)崗位要求技能，在青老組合的模式下，盡快進(jìn)入高效工作模式;老年勞動力側(cè)重訓(xùn)練教授技能，在青老組合模式下，提高教學(xué)效率。

綜上，項目組發(fā)現(xiàn)老年再就業(yè)對青年就業(yè)呈“短期替代”狀態(tài)但該效應(yīng)與相關(guān)性均逐漸減弱。為將老年和青年勞動力的“短期替代”不利效應(yīng)轉(zhuǎn)化促使其發(fā)展為“長期互補”的有利影響，還需進(jìn)一步研究各個主體對該現(xiàn)狀的影響程度和方向。

〔參 考 文 獻(xiàn)〕

〔1〕孫文曉.老年再就業(yè)對青年就業(yè)產(chǎn)生了“互補”還是“擠出”效應(yīng)〔D〕.武漢大學(xué)，2017.

〔2〕范琦，馮經(jīng)綸.延遲退休對青年群體就業(yè)的擠出效應(yīng)研究〔J〕.上海經(jīng)濟(jì)研究，2015，（08）.

〔3〕白玥.當(dāng)代勞動力參與水平和模式變動分析〔D〕.浙江大學(xué)，2012.

〔4〕陳濟(jì)海.淺談我國老年人力資源開發(fā)〔J〕.長江大學(xué)學(xué)報，2011.

〔5〕崔迎春.老齡化背景下得日本高齡化者雇傭政策〔J〕.安徽師范大學(xué)學(xué)報人文社會科學(xué)版，2014，（03）.

〔責(zé)任編輯：孫玉婷〕