老年人再就業與青年就業關系研究

嚴凌　高菲　謝青山　臧成爽

關鍵詞：老年人再就業;青年人就業;“短期替代，長期互補”效應

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

一、中國人口老齡化日趨嚴重及老年人再就業空間巨大

（一）人口老齡化日趨嚴重

國際的人口老齡化標準是指60歲以上的老年人口數量占總人口數量超過10%或指65歲以上的老年人口數量占總人口數量超過7%。根據國家統計局的抽樣數據顯示，2003年我國60歲以上的老年人口比重高達12.159%，且2003年至2017年老年人口比例逐年穩定增長，2017年高達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到11.938%，超過國際老齡化7%的標準。

綜上所述，我國已經提前步入老齡化且老齡化日趨嚴重。

（二）再就業空間巨大

產業結構分布上，我國正快速從傳統的農業國向工業化國家轉型，勞動力主體從第一產業轉移至第二、三產業。農業活動的進入口檻低，在規劃程度較低的前提下，大部分就業人群都不用簽訂勞動合同，因此不存在退休問題;建筑和制造等行業體力要求高，老年人占比較低;而第三產業中一些技術要求高而勞動強度小的行業比較適合老年人，如餐飲零售業等。

分析中國2004-2014年城鎮老年再就業行業分布狀況表可知，我國城鎮老年人再就業主要分布在農、林、牧、漁業、制造業、建筑業、批發和零售業、教育、衛生和社會保障業、公共管理和社會組織。由此可見，我國仍處于發展中國家，經濟發展仍需要基礎設施的巨大帶動作用，但伴隨社會服務建設的進一步完善，公共管理和社會組織很可能成為未來老年人再就業的新領域。

二、數據基礎

根據2007-2018年三大產業的就業人數占比數據可知：第一產業的初始數據優勢明顯，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、三產業均低;第二產業的總體占比趨于平緩，在2012年達到峰值后，穩定于近25%;第三產業在2007-2012年趨勢近似第二產業平穩上行，在2012-2018年上行趨勢凸顯，截至2018年占比遠超第一、二產業高達47%。

根據近10年來三大產業對國內生產總值的貢獻率數據，第一產業逐年平穩但均在10%以下;第二產業和第三產業的變化趨勢基于45%呈對稱分布，具有很強的替代效應。在2014年以后第三產業完成反超且優勢明顯，占五成以上。綜上可述，國內生產總值的貢獻率在一定程度上可以預測三個產業的發展趨勢，重點發展集中體現在第三產業，第二產業次之。

三、研究假設

綜合上述產業中行業細分數據基礎和三大產業數據基礎，老年人再就業在一定程度上對勞動密集型行業的青年崗位可能會產生短期的“擠占”效應，該類型行業存在較強的同質性。相比于青年人，老年人具有更加豐富的工作閱歷和工作經驗，對薪資的期望低，更加注重人生價值的實現，相比之下優勢明顯而倍受青睞。

被擠占的青年人群體已經脫離第一產業，進而向第二、三產業流動。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造力，進而很快被第二、三產業吸收。由此看來，老年人再就業會促進青年人就業轉型。因此，基于以上產業結構轉移和流動角度，本文提出以下假設：H：老年人再就業對青年人就業具有短期“替代”，長期“互補”的效應。

四、數據來源和樣本選取

（一）數據來源

本文數據來源于2001-2017年《中國國家統計局統計年鑒》、《中國人力資源與社會保障部統計年鑒》、《中國居民消費發展報告》和《中國人口與就業統計年鑒》，具體包括了全國就業人員中20-24歲就業人員、男性就業人員中60-64歲就業人員、女性就業人員中55-59歲和60-64歲就業人員總數、全國就業人員總數、進出口總額、國家財政收入、平均消費物價指數、人均國內總產值、城鎮和農村居民恩格爾系數、城鎮和農村人口總數和各年齡階段就業人員的受教育程度等等。根據以上相關的數據基礎，項目組還分別計算得到了老年再就業率、青年就業率和加權平均居民恩格爾系數等等。

（二）樣本選取

1.再就業老年人樣本選取

老年人再就業群體通俗意義上就是年滿法定退休年齡，被確認為已退休群體后選擇再次就業的老年人群體。目前法定的退休政策規定：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。考慮到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歲的女性為再就業老年人的樣本總體。

2.就業青年人樣本選取

在青年人樣本選取過程中，Chan和Stevens（2015）以55-64歲的老年人就業和15-24歲青年人就業為研究樣本，發現他們并沒有相關關系;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領域更具有代表性和穩定性，對于實驗結果更具可信度。

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

老年人再就業率。數據基礎來源于2001-2017年《中國國家統計局統計年鑒》、《中國人力資源與社會保障部統計年鑒》和《中國人口與就業統計年鑒》中全國男性就業人員中60-64歲就業人員占比、女性就業人員中55-59歲和60-64歲就業人員占比和全國就業人員合計。在此數據基礎上，項目組計算得出全國男性就業人員中60-64歲就業人員、女性就業人員中55-59歲和60-64歲就業人員合計，簡稱老年再就業人員合計。

老年人再就業率=老年再就業人員合計/全國就業人員合計。

（二）解釋變量

青年人就業率。數據來源于2001-2017年《中國國家統計局統計年鑒》、《中國人力資源與社會保障部統計年鑒》和《中國人口與就業統計年鑒》中全國就業人員中20-24歲就業人員占比。

（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，就要進行勞動來獲取收入;其次，根據凱恩斯主義觀點，投資的增加會促進生產資料的需求產生增加后的增加效應，進而導致就業人數和收入的增加;進出口額是外貿的主要代表，外貿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的增長;經濟結構也是影響勞動力需求的因素，幾乎所有國家第三產業使用的勞動力占比都呈現上升趨勢，第三產業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。

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

根據計量經濟學知識，t統計值越大，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。通過計算當被解釋變量分別為老年再就業率和青年就業率下X1-X14和X1”-X14”分別對應的t統計值。可知前者的t Stat普遍大于后者的t Stat，這是將老年再就業率設為被解釋變量、將青年就業率設為解釋變量的原因。

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。根據上述原則，分別挑選出以下控制變量：X2=就業人員合計（萬人）、X3=進出口總額（億元）、X4=國家財政收入（億元）、X5=平均CPI、X6=人均國內總產值（元）、X7=平均居民家庭恩格爾系數（%）。

再次特別說明：X1=青年就業率（%）。

2.相關控制變量數據說明

（1）X5=平均CPI

CPI 是度量通貨膨脹的一個重要指標。通貨膨脹是物價水平普遍而持續的上升。CPI 的高低可以在一定水平上說明通貨膨脹的嚴重程度。CPI上升會導致生產者的利潤上升，促進他們擴大生產，從而增加工人雇傭數量，就業率上升。數據選取平均CPI，即城鎮居民CPI（上年=100）和農村居民CPI（上年=100）的簡單算數平均值。

（2）X6=人均國內總產值

人均國內總產值即“人均GDP”，人均GDP=總 產出（GDP總額）/總人口。

（3）X7=加權平均居民恩格爾系數

恩格爾系數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。根據《中國統計年鑒》有關資料，項目組得到我國2001-2016年城鎮居民恩格爾系數、農村居民恩格爾系數、城鎮人口人數、農村人口人數及加權平均得出我國居民恩格爾系數，2017年我國居民恩格爾系數引自國家發展改革委發布《2017年中國居民消費發展報告》。

六、實證模型設計

統計模型如下： （1）

其中Y為老年人再就業率，X1為青年人就業率。若β1>0，則老年人再就業對青年人就業具體表現為 “互補”效應;若β2<0，則老年人再就業對青年人就業具體表現為 “替代”效應。

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

七、實證分析

（一）描述性統計

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

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

（二）相關性分析

從表1的樣本數據相關性檢驗結果可以看出，判定系數為0.779546，調整后的判定系數為0.586479，調整后的判定系數比調整之前的判定系數小，說明模型擬合程度較好。

表1：主要變量的相關性分析結果

（三）回歸分析

回歸結果表明，X1對應的β1=-0.390404<0，說明我國老年就業對青年就業產生了較弱的“替代效應”，在其他控制變量不變的情況下，青年就業率每增加1%，老年再就業率平均下降0.39%，即老年再就業率每增加1%，青年就業率平均下降2.56%;但X1對應的t統計量=1.296220

由樣本數據回歸結果還可以看出，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

根據回歸分析，可以得出相對準確的統計模型：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

由于模型數據基礎為2001-2016年的相關數據，為了驗證模型的可靠性和準確性，分別將X1-X7的2017年數據代入統計模型，可得Y估計值=0.07636（保留小數點后5位小數），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，青年就業率對老年就業率不顯著，即兩者的相關性不高。項目組將老年再就業率和青年就業率的時間序列數據做出折線圖，由該表可以看出在2001-2018年，老年再就業率和青年就業率呈對稱分布，假設自變量為老年再就業率、因變量為青年就業率，又對2001-2006年、2001-2007年、2001-2008年、2001-2009年、2001-2017年散點分別進行分析。

通過散點分布發現，2001-2007年判定系數最高，高達0.8469，且系數小于0，說明兩者存在較強的負相關關系，即老年人再就業對青年崗位具有明顯的“擠占效應”，2007年之前的幾年也具有相似特征;但在2007年以后的2008、2009年判定系數逐漸減小，直到2010年，判定系數突降至0.0737，老年就業率對青年就業率影響自此不顯著。

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

但至于假設H 的后半部分：老年就業率對青年就業率呈長期“互補”效應，有待進一步研究。

九、結論及建議

（一）數據分析結論

結合上述不顯著因素探究，2001-2008年青年與老年就業率是逐年增強擠占效應，短期內呈逐漸加強互替狀態;2009-2017年，青年和老年就業率無明顯相關性，替代效應和相關程度被削減，老年人再就業對青年就業的負面影響減弱甚至沒有。數據模型結果論證了假設中老年人再就業與青年人就業存在短期替代的關系，統計意義顯著。

（二）預測及建議

從短期替代到相關性減弱，老年人再就業對青年就業產生不利影響但逐漸減弱，總體呈逐漸過渡狀態。基于此，項目組預估老年人再就業對青年人就業未來可能呈現完全不相關或存在相關性且逐漸由替代走向互補的狀態。

完全不相關時，老年人再就業崗位和青年人就業崗位不相容，故不贅述;存在相關性時，替代轉互補，勞動力需求逐漸被滿足的同時青年老年就業呈現一種合作模式，互為補充的填充勞動力需求，緩解養老壓力和勞動力供給壓力，故促進“互補”且保持“長期”穩定發展，是使得老年人再就業可持續發展的重點研究方向。

鑒于企業是勞動力需求的重要場所，政府是宏觀政策的制定執行者，老年和青年勞動力是研究主體，以下政策措施建議或將有助于實現青老就業“長期互補”的可持續發展：

1.企業在招收老年職工時，據其勞動力特色，例如經驗豐富精力有限等，設置專屬互補崗位;施行青老組合，以一老一青的方式，使二者效用最大化，互補發展;控制青老招收比，合理構建員工體系。

2.政府在促進老年人就業的相關政策中，對聘用再就業老年人且專設崗位或控制青老就業比例的企業實施稅收優惠;在長期實施促進老年人就業的政策的同時，設立相應政府就業和再就業指導培訓中心。

3.青老勞動力在就業技能培訓的側重方向上不同又相關。青年勞動力側重練習企業崗位要求技能，在青老組合的模式下，盡快進入高效工作模式;老年勞動力側重訓練教授技能，在青老組合模式下，提高教學效率。

綜上，項目組發現老年再就業對青年就業呈“短期替代”狀態但該效應與相關性均逐漸減弱。為將老年和青年勞動力的“短期替代”不利效應轉化促使其發展為“長期互補”的有利影響，還需進一步研究各個主體對該現狀的影響程度和方向。

〔參 考 文 獻〕

〔1〕孫文曉.老年再就業對青年就業產生了“互補”還是“擠出”效應〔D〕.武漢大學，2017.

〔2〕范琦，馮經綸.延遲退休對青年群體就業的擠出效應研究〔J〕.上海經濟研究，2015，（08）.

〔3〕白玥.當代勞動力參與水平和模式變動分析〔D〕.浙江大學，2012.

〔4〕陳濟海.淺談我國老年人力資源開發〔J〕.長江大學學報，2011.

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

〔責任編輯：孫玉婷〕