人口老齡化、養(yǎng)老保險(xiǎn)改革與勞動(dòng)參與率研究

郭東杰,唐教成

(1.浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310023；2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)馬克思主義學(xué)院，四川 成都 611130)

一、引 言

近年來，我國經(jīng)濟(jì)增長速度放緩，勞動(dòng)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(dòng)力供給狀況可由國家或地區(qū)的勞動(dòng)參與率水平來體現(xiàn)。如果勞動(dòng)參與率提高，社會將獲得更多的勞動(dòng)力供給，反之則反。勞動(dòng)力供給對經(jīng)濟(jì)增長有著積極作用，盡管在經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度上明顯低于物質(zhì)資本，但遠(yuǎn)高于人力資本。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，構(gòu)成勞動(dòng)力供給的三個(gè)要素按照產(chǎn)出彈性和貢獻(xiàn)度的大小排序依次為總?cè)丝谝?guī)模、勞動(dòng)年齡人口比重和勞動(dòng)參與率[1]。與發(fā)達(dá)國家相比，我國的勞動(dòng)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(dòng)力市場，導(dǎo)致勞動(dòng)力(結(jié)構(gòu)性)供給不足、企業(yè)用工成本上升。與此同時(shí)，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(dòng)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(dòng)年齡人口總量快速減少的同時(shí)，勞動(dòng)參與率下降進(jìn)一步推動(dòng)勞動(dòng)供給形勢的變化并對中國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生制約[2]，因而反思人口政策正當(dāng)時(shí)。

隨著人口老齡化，養(yǎng)老保險(xiǎn)金負(fù)擔(dān)加劇對勞動(dòng)力市場的影響同樣不可忽視。我國傳統(tǒng)上實(shí)行的是就業(yè)、工資和福利三位一體的社會保障政策，勞動(dòng)者只有通過就業(yè)繳納相關(guān)社會保險(xiǎn)費(fèi)才能享受保險(xiǎn)、退休金等福利待遇。顯然，這種制度必將影響勞動(dòng)年齡人口參與勞動(dòng)的決策。近年來，我國城鎮(zhèn)參加養(yǎng)老保險(xiǎn)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(gè)別年份除外)，2013～2016年甚至出現(xiàn)負(fù)增長。因此，政府如何深化養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革，以保證養(yǎng)老金的可持續(xù)性，維持適于經(jīng)濟(jì)增長的勞動(dòng)參與率水平，這是人口深度老齡化背景下的一個(gè)社會難題。社會保障制度正在加速勞動(dòng)力市場轉(zhuǎn)變，亟需構(gòu)建與中國勞動(dòng)力市場和經(jīng)濟(jì)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(xiǎn)因素納入世代交疊模型，從理論上分析兩者對勞動(dòng)參與率的影響機(jī)理，運(yùn)用2004～2017年省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，從維持適當(dāng)?shù)膭趧?dòng)參與率角度，為我國人口政策和養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革提供建議，無疑有利于勞動(dòng)力市場的均衡發(fā)展。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

關(guān)于人口老齡化和勞動(dòng)參與率之間的關(guān)系，學(xué)者們主要從人口年齡結(jié)構(gòu)變化對勞動(dòng)參與率的影響及對未來勞動(dòng)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(dòng)力供給，但也可能迫使老年勞動(dòng)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(dòng)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(dòng)參與率提高，更多勞動(dòng)者將閑暇時(shí)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。“先老”導(dǎo)致的勞動(dòng)力供給下降和“未富”帶來的大量勞動(dòng)力需求對現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)增長方式及相應(yīng)的就業(yè)和社會保障政策提出嚴(yán)峻挑戰(zhàn)[6]。生育率偏低導(dǎo)致的人口老齡化使勞動(dòng)參與率持續(xù)下降，因而中國未來勞動(dòng)力供給狀況受到一定的威脅[7]。

關(guān)于養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對勞動(dòng)參與率的影響研究，大多數(shù)學(xué)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(dòng)力供給和退休決策兩方面展開，考慮在不同的養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)通過收入再分配效應(yīng)影響勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給決策。短期來看，養(yǎng)老保險(xiǎn)金的繳納減少勞動(dòng)者的工資水平，工資率下降的“替代效應(yīng)”使勞動(dòng)者減少勞動(dòng)時(shí)間，“收入效應(yīng)”使勞動(dòng)者增加勞動(dòng)時(shí)間。長期來看，未來養(yǎng)老金的獲取同樣對勞動(dòng)者產(chǎn)生兩種效應(yīng)，“替代效應(yīng)”使勞動(dòng)者增加勞動(dòng)時(shí)間，“收入效應(yīng)”使勞動(dòng)者減少勞動(dòng)時(shí)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(xiǎn)水平的下降在短期內(nèi)顯著增加老年人口的勞動(dòng)力供給[8]。Gustman等(1998)認(rèn)為，若勞動(dòng)者領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)金與其繳費(fèi)情況不相關(guān)，那么勞動(dòng)者的工作積極性受到影響；若勞動(dòng)者領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)金與其繳費(fèi)情況相關(guān)，且政府對征繳的養(yǎng)老金進(jìn)行強(qiáng)制性儲蓄，那么養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對勞動(dòng)供給的影響大大減弱[9]。美國養(yǎng)老保險(xiǎn)收益率遠(yuǎn)低于個(gè)人儲蓄，養(yǎng)老保險(xiǎn)對勞動(dòng)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(dòng)跨期替代彈性，雖然對勞動(dòng)供給總量影響不大，但顯著影響個(gè)人勞動(dòng)供給行為，養(yǎng)老金使勞動(dòng)者傾向于將工作時(shí)間從年輕時(shí)期向老年時(shí)期轉(zhuǎn)移[11]。對此，Bagchi(2015)論證了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度如何扭曲家庭的勞動(dòng)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(xiǎn)繳費(fèi)率的提升使青年人偏向減少閑暇時(shí)間以增加未來的效用，促進(jìn)勞動(dòng)供給增加，但高齡勞動(dòng)者在工作-閑暇選擇中偏向更多的閑暇時(shí)間，進(jìn)而使勞動(dòng)供給減少。2011年，挪威的養(yǎng)老金改革對老年人的工作激勵(lì)增強(qiáng)，帶回家的工資翻了一番，63～64歲的老年人增加30%～40%的勞動(dòng)力供應(yīng)[13]。

養(yǎng)老金對勞動(dòng)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(shí)間提前，降低勞動(dòng)參與率。因此，養(yǎng)老保險(xiǎn)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(dòng)力市場平衡。例如，南非養(yǎng)老金改革引發(fā)勞動(dòng)力市場的波動(dòng)，導(dǎo)致老齡人口的勞動(dòng)供給迅速減少，退休率大幅度上升[14]。各國養(yǎng)老保險(xiǎn)政策存在差異，我國實(shí)行現(xiàn)收現(xiàn)付制度，其對勞動(dòng)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(xiǎn)制度的勞動(dòng)供給效應(yīng)存在差異，“新農(nóng)?！眱A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(xiǎn)和農(nóng)民工綜合保險(xiǎn)傾向于激勵(lì)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(xiǎn)則鼓勵(lì)他們直接退出勞動(dòng)力市場。程杰(2014)認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇具有更強(qiáng)的收入效應(yīng)，降低勞動(dòng)供給時(shí)間和勞動(dòng)參與率，尤其激勵(lì)農(nóng)村居民降低勞動(dòng)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(dòng)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(dòng)力供給質(zhì)量提升和經(jīng)濟(jì)增長的視角為養(yǎng)老保險(xiǎn)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(jì)增長具有積極作用的觀點(diǎn)實(shí)難茍同。

綜上所述，已有研究人口老齡化和養(yǎng)老保險(xiǎn)單獨(dú)對勞動(dòng)參與率影響的文獻(xiàn)較多，很少考慮將二者納入一個(gè)分析框架，這顯然與當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)不符。為此，下文從理論分析到實(shí)證研究逐一探討人口老齡化進(jìn)程中養(yǎng)老保險(xiǎn)改革對勞動(dòng)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(xiǎn)制度影響勞動(dòng)供給時(shí)間模型。養(yǎng)老保險(xiǎn)制度通過收入再分配調(diào)整個(gè)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(dòng)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(jì)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(shí)間T(0

(一)個(gè)人行為

個(gè)人在青年期工作，繳納個(gè)人賬戶養(yǎng)老金，消費(fèi)一部分收入后進(jìn)行儲蓄，假定青年期個(gè)人提供充分的勞動(dòng)供給時(shí)間。當(dāng)步入老年期時(shí)，繼續(xù)工作一段時(shí)間h(0≤h<1)直至退休，其消費(fèi)來源于青年期的儲蓄、工作收入及退休后的養(yǎng)老金。個(gè)人通過兩期的消費(fèi)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(gè)人主觀效用的折現(xiàn)率，τ是個(gè)人繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)率，Wt是t期工資收入，St是t期儲蓄，R=1+r是儲蓄回報(bào)率，Bt+1是個(gè)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(shí)間h的工資收入。通過拉格朗日乘子法求解個(gè)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(gè)人賬戶養(yǎng)老金積累之和。均衡時(shí)，t期所有人口儲蓄額與個(gè)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(jì)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(dá)式后將其代入式(10)，可得動(dòng)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(jì)系統(tǒng)存在唯一、穩(wěn)定且非振蕩的動(dòng)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(shí)，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(dòng)態(tài)調(diào)整過程。穩(wěn)態(tài)均衡時(shí)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(jì)系統(tǒng)，經(jīng)濟(jì)行為人通過選擇儲蓄、工作時(shí)間和兩期的消費(fèi)使個(gè)人效用達(dá)到最大化，進(jìn)而得到退休時(shí)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(shí)間h分別對人口增長率n、人均資本存量kt、人均工資Wt、個(gè)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(jì)系統(tǒng)中，我們可得到如下的結(jié)論：

(1)退休時(shí)間與人口增長率正相關(guān)(2)此處的“退休”實(shí)際上是指勞動(dòng)者退出勞動(dòng)力市場。。本文的人口增長率為t期的經(jīng)濟(jì)人相對于(t-1)期經(jīng)濟(jì)人數(shù)量的增長率，即當(dāng)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(shí)間與人均工資負(fù)相關(guān)，滿足“后彎”的勞動(dòng)供給曲線。

(3)退休時(shí)間與個(gè)人賬戶養(yǎng)老金負(fù)相關(guān)。作為一種強(qiáng)制儲蓄，個(gè)人賬戶養(yǎng)老金從工資中計(jì)提，其變化與工資水平呈正相關(guān)，養(yǎng)老金增加使退休時(shí)間縮短。

(4)退休時(shí)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(jì)行為人的勞動(dòng)積極性，使退休時(shí)間延遲。

(5)退休時(shí)間與個(gè)人養(yǎng)老保險(xiǎn)金的關(guān)系無法判斷。一方面，個(gè)人賬戶養(yǎng)老金的增加使退休時(shí)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(shí)間延遲。因此，還需通過實(shí)證來檢驗(yàn)個(gè)人養(yǎng)老保險(xiǎn)金對勞動(dòng)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(xiǎn)改革對勞動(dòng)參與率的影響機(jī)制，現(xiàn)建立計(jì)量模型檢驗(yàn)勞動(dòng)參與率的影響因素。在涵蓋時(shí)間序列和截面兩個(gè)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(shí)，增加變量間的自由度，削弱變量間的多重共線性，使實(shí)證模型的估計(jì)量更加有效。

為研究人口老齡化和養(yǎng)老保險(xiǎn)改革對勞動(dòng)參與率的影響，我們選擇老年撫養(yǎng)比和人均養(yǎng)老保險(xiǎn)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(rèn)為工資水平變動(dòng)會改變勞動(dòng)供給，收入報(bào)酬是勞動(dòng)參與率變動(dòng)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(dòng)力市場，增加年輕時(shí)商品和“兒童”的消費(fèi)[18]。

2.教育是人力資本投資的重要方式，能提高人力資本價(jià)值和就業(yè)競爭力，使受教育者獲得更高的報(bào)酬，從而影響勞動(dòng)供給。在當(dāng)期，高校擴(kuò)招對勞動(dòng)參與率帶來負(fù)面效應(yīng)，有利于緩解結(jié)構(gòu)性失業(yè)；從長遠(yuǎn)看，高校擴(kuò)招勢必提升勞動(dòng)參與率[19]。當(dāng)有帶薪產(chǎn)假計(jì)劃、學(xué)齡前教育入學(xué)率較高和國家宗教信仰較低時(shí)，婦女更有可能參加勞動(dòng)[20]。提高婦女的教育水平，可改變勞動(dòng)參與率下降趨勢[21]。中國高等教育入學(xué)人數(shù)大幅增加對勞動(dòng)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(dòng)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(dòng)參與率顯著正相關(guān)，第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重與勞動(dòng)參與率顯著負(fù)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(dòng)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(gè)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?fàn)顩r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(xiǎn)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(dòng)參與率，Odep為老年撫養(yǎng)比，lnPF為人均養(yǎng)老保險(xiǎn)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(gè)體異質(zhì)性的截距項(xiàng)，隨機(jī)誤差項(xiàng)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(dòng)參與率(Lfpr)是指經(jīng)濟(jì)活動(dòng)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(dòng)年齡人(15～64歲)之比。

表1 變量說明

樣本選取我國30個(gè)省市區(qū)(西藏、香港、澳門和臺灣除外)在2004～2017年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，詳見歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》及國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?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(jì)年鑒補(bǔ)充。

五、實(shí)證研究結(jié)果及分析

(一)相關(guān)性檢驗(yàn)

首先，經(jīng)LLC檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)，各變量的一階差分序列均通過單位根檢驗(yàn)，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(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)除Panel rho-Statistic和Group rho-Statistic統(tǒng)計(jì)量外，其余統(tǒng)計(jì)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(yàn)是否存在截面相關(guān)，若不存在，則不控制時(shí)間效應(yīng)；反之，則加入時(shí)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(gè)體效應(yīng)。此外，經(jīng)Hausman檢驗(yàn)顯示，統(tǒng)計(jì)值為16.935427，伴隨概率為0.0204，小于置信水平5%，拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，應(yīng)選用個(gè)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(yàn)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(jì)結(jié)果

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

表2 實(shí)證檢驗(yàn)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(jì)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(dòng)參與率具有負(fù)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(dòng)力市場；另一方面，勞動(dòng)年齡人口承擔(dān)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(dòng)供給時(shí)間甚至退出勞動(dòng)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(dòng)參與率逐漸下降。

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

人均GDP在1%的顯著性水平上對勞動(dòng)參與率存在負(fù)向影響。一般而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展推動(dòng)社會就業(yè)水平，從而提高勞動(dòng)參與率。但經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平后，勞動(dòng)者財(cái)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(dòng)參與率反而下降。從估計(jì)結(jié)果看，在樣本觀測期內(nèi)，勞動(dòng)者人均收入增加的收入效應(yīng)逐漸超過替代效應(yīng)，勞動(dòng)參與率呈下降趨勢，從而證實(shí)“后彎”的勞動(dòng)供給曲線。

教育水平在1%的顯著性水平上對勞動(dòng)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(dòng)人口進(jìn)入勞動(dòng)力市場時(shí)間，使勞動(dòng)參與率下降。從長期看，教育水平的提升使適齡勞動(dòng)人口的人力資本價(jià)值提高，增加工作競爭力，延長勞動(dòng)參與年限，從而有利于勞動(dòng)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(dòng)參與率存在負(fù)向影響。第三產(chǎn)業(yè)占比上升反而帶來勞動(dòng)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(jī)會與第三產(chǎn)業(yè)占比不成正比，使經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口的勞動(dòng)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(dòng)者主動(dòng)或被動(dòng)地選擇非標(biāo)準(zhǔn)就業(yè)或彈性就業(yè)，出現(xiàn)“斜杠青年”而造成統(tǒng)計(jì)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(gè)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(jìn)行處理。首先，進(jìn)一步通過文獻(xiàn)分析尋找未納入模型中且可能影響勞動(dòng)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(xiǎn)基金收入等)，與前文的影響因素放在一起進(jìn)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(gè)解釋變量中，只有勞動(dòng)參與率與養(yǎng)老保險(xiǎn)基金之間存在可能。為此，考慮選擇人均養(yǎng)老保險(xiǎn)基金收入(PR)作為工具變量，再使用解釋變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，利用兩階段最小二乘法(TSLS)進(jìn)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(jì)值為7301.129，表明不存在弱工具變量問題；在DWH檢驗(yàn)時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)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(jì)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(jì)人勞動(dòng)供給行為的理論分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)人的退休決策受穩(wěn)態(tài)均衡的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中相關(guān)因素的變動(dòng)而改變，老年撫養(yǎng)比和個(gè)人賬戶養(yǎng)老金與退休時(shí)間負(fù)相關(guān)，人均工資增長導(dǎo)致退休時(shí)間提前，滿足“后彎”的勞動(dòng)供給曲線。養(yǎng)老保險(xiǎn)制度改革使勞動(dòng)者對養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)模式對勞動(dòng)參與率具有積極作用。實(shí)證結(jié)果表明，老年撫養(yǎng)比對勞動(dòng)參與率產(chǎn)生顯著的負(fù)影響，人均養(yǎng)老保險(xiǎn)支出對勞動(dòng)參與率產(chǎn)生顯著的正影響，兩者的交叉影響則為負(fù)數(shù)。運(yùn)用總撫養(yǎng)比和人均社保收入兩個(gè)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(dòng)參與率正相關(guān)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來一定的負(fù)效應(yīng)。結(jié)合我國勞動(dòng)參與率一直下降的實(shí)情，我們認(rèn)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。