家庭結構變遷下的老年人再就業分析

張蕾

[摘要]文章從家庭結構變遷的視角出發，運用2018年健康與養老追蹤調查數據，通過邏輯回歸模型分析老年人再就業的影響。結果表明：與子女不同住對老年人再就業有正向的促進作用，不參與子孫照料在與子女不同住對老年人再就業影響中發揮了部分中介效應。據此，文章建議以社區為單位建立老年人綜合服務網點，優化社區居家養老的配套設施，促進家庭照護產業發展。

[關鍵詞]老年人再就業;家庭結構;子孫照料;人口紅利

[中圖分類號]C971

[文獻標識碼]A

[文章編號]1008-0694（2021）06-0096-06

銀發浪潮給家庭和社會都帶來了巨大的挑戰。一方面人口老齡化和生育率下降使得家庭格局減小，養老模式發生改變，家庭贍養壓力加劇;另一方面由于社會勞動力結構發生變化，開發“長壽紅利”成為當務之急，即老年人再就業成為積極應對老齡化的重要途徑。在人口紅利逐漸減弱的情況下，積極引導老年人再就業、增加老年人勞動參與率不僅有助于推動社會經濟發展，保存社會人力資源，而且有助于改善家庭經濟情況，減少家庭贍養壓力，也有利于保持老年人身體和精神健康。

隨著家庭與婚姻觀念改變，家庭居住形態也發生改變，即很多年輕夫妻結婚后由以前仍然與父母在一起居住逐漸轉變為遠離父母住處，由此家庭成員數量縮小，家庭結構呈現以小家庭或者核心家庭為主的特征。老年人與子女同住并承擔其生活照料和隔代照料逐漸演變成與子女不同住，他們獨立居住就會減少在子孫看護、家務料理等方面的家庭協助，也使得自己退休后再就業意愿發生改變，更多老年人傾向于再就業來改善經濟狀況，減少孤獨感。本文主要基于家庭結構變化背景探討老年人再就業的影響因素。

一、文獻綜述與研究假說

目前，一部分文獻主要集中于老年人退休再就業意愿上。張翼等（2000）認為老年人再就業主要集中于私營企業的臨時性工作;求職途徑主要依賴于強關系網，例如親戚朋友等，人脈關系網越發達的老年人，其就業意愿越強烈。黃祖宏等（2013）認為由于女性在家庭照料中扮演主要角色，故獨生子女父親比母親就業意愿更強，并且獨生子女結婚使得家庭經濟壓力較大，父母再就業意愿更大。

關于老年人再就業的影響因素主要體現在性別、年齡、健康狀況、教育水平、原先職業、養老金水平、子女數量、子孫數量等。田立法等（2014）指出老年人就業意愿的影響因素主要包括子女態度、受教育程度、當前收入情況和年齡。鄭愛文等（2018）的研究進一步發現，如果老年人的年齡較低且擁有良好的健康狀況，那么他們更愿意選再就業，而收入、教育并不具有積極影響。連茜平（2018）的研究認為健康狀況、家庭支持、再就業經歷等影響因素具有顯著性，諸如年齡、婚姻狀況、對延遲退休的態度、居住地、受教育程度等影響因素并不那么突出。由于使用數據及測量方法不同，學者們得出的結論也大相徑庭，并且研究內容主要集中于老年人的個人特征，對于其家庭因素研究較少。因此，本文基于學者們的研究成果，從家庭結構視角來分析老年人退休再就業的影響因素，提出如下理論假說：

假說一：與子女不同住對老年人再就業有正向的促進作用。

假說二：不參與子孫照料在與子女不同住對老年人再就業的影響中發揮了部分中介效應。

一、實證設計與研究

1.模型建立

本文采用logit模型分析家庭結構變化對老年人再就業的影響，模型設定為：

上式中，被解釋變量Y為老年人再就業，解釋變量LT為是否與子女同住，gen-der為性別，borntime為出生時間，education為教育水平，health為健康水平，pen-sion為養老金;被解釋變量Y為老年人再就業，β為常數項，β-β為各解釋變量的系數，ε為殘差。

本文構建了與子女是否同住對老年人再就業影響的中介效應模型。care為子孫照料，controls主要包含性別、出生時間、教育水平、健康水平、養老金狀況等控制變量。

本文選擇60歲以上老年人為研究對象，主要依據《中華人民共和國老年人權益保障法》。根據CHARLS問卷，被解釋變量為再就業與否，1表示就業，0表示未就業。核心解釋變量為是否與子女同住，設定與子女同住為0，不與子女同住為1。本文認為老年人與子女住在臨近小區或村鎮，將其歸類為同住。中介變量為子孫照料，設為虛擬變量，1表示老年人不參與子女照料，0表示其參與子女照料。性別為虛擬變量，1表示男性，0表示女性。養老金狀況也為虛擬變量，1表示領取養老金，0表示未領取養老金。健康狀況設定為分類變量，1表示“很好”，2表示“好”，3表示“一般”，4表示“差”，5表示“很差”。

2.數據來源

本文采用2018年中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據庫，該數據調查面覆蓋全國，樣本規模約1萬戶，涉及17000個人左右，問卷詳盡，包含老年人個人及家庭信息、健康、醫療、工作、退休、養老以及家庭金融消費支出等問題。

經本文篩選，其中60歲以上老年人總樣本為6122人，其中再就業人數為3069人，占比50.13%;未就業人數3053人，占比49.87%。總體上性別占比較均勻，男女性別各占50%;老年人受教育水平整體較低，平均教育年限4.5年，退休后再就業老年人平均受教育年限高于未就業老年人;平均健康水平呈現一般，就業老年人身體狀況好于未就業老年人。養老金領取情況整體較好，有領取養老金的老年人占比較多。

3.基準回歸

本文在基準模型中先后分別加入不同的控制變量，進行logit回歸，其結果如表1所示。

由表1中的模型一可以看出，與子女不同住對老年人再就業產生了顯著的正向影響，這說明與子女不同住使得老年人更多地選擇再就業。本文加了一系列控制變量，與子女不同住的系數仍然為正且顯著。

在模型中，在給定其他變量的情況下，回歸結果表明男性相比于女性，男性再就業概率更高。本文認為其主要原因是女性長期在家庭中承擔照料的職能，女性更傾向于不再就業。

4.穩健性檢驗

本文采用兩種方法對上述模型進行穩健性檢驗。第一種方法將是減少子女同住的樣本。在基準回歸中，老年人與子女住在臨近小區或村鎮，將其視為與子女同住;在穩健性檢驗中，本文將其視為與子女不同住（用Ft表示），表2報告了穩健性檢驗結果，通過加入一系列控制變量，核心變量回歸結果仍然顯著，說明本文的模型穩健可靠。

第二種方法是變換回歸模型，由logit模型更換為probit模型，其結果如表3所示。本文通過加入一系列控制變量，估計結果與前文基本一致，與子女不同住對老年人再就業有正向影響且顯著，再一次證明了本文的模型具有穩健性。

5.異質性檢驗

本文根據2020年城鄉居民養老保險情況，將年收入6000元設定為界限，分為低收入和高收入。其中，年收入低于6000元的樣本有4180個，年收入大于等于6000元的樣本有1942個。本文分別對其進行回歸，結果如表4所示，回歸結果呈現出較明顯的異質性。模型一為收入大于等于6000元的老年人，與子女不同住對老年人再就業的影響不顯著。模型二為年收入低于6000元的老年人，與子女不同住的系數顯著，說明對于低收入的老年人，如果他們不再與子女同住，更傾向于再就業。

6.傳導機制分析

前文的回歸結果表明，與子女不同住對老年人再就業具有顯著正向影響，即老年人更傾向于再就業。本文將進一步考慮不參與子孫照料這個變量在二者之間產生的中介效應（詳見表5）。表5回歸結果表明，與子女不同住和不參與子孫照料這兩個變量的系數均通過顯著性檢驗，即α、γ、θ和θ均顯著，且γ1θ2與θ1同號，則發生了部分中介效應。本文認為與子女不同住在一定程度上會影響老人再就業決策，是通過不參與子孫照料這個機制變量傳導的。因為隨著家庭觀念的轉變，老年人和子女的生活方式也發生了較大的變化，年輕夫妻更傾向于獨立居住，不與父母同住，這種代際差異使得老年人逐漸減少甚至不再承擔孫輩照料責任，便導致了老年人會選擇再就業。

三、結論與建議

本文根據2018年健康與養老追蹤調查數據提出兩個理論假說，針對這兩個假說的實證檢驗發現：第一，與子女不同住對老年人再就業有正向的促進作用;第二，不參與子孫照料在與子女不同住對老年人再就業影響中發揮了部分中介效應。這從家庭結構變遷的視角解釋了目前老年人再就業不斷增加的現象。本文基于此提出以下建議：第一，以社區為單位建立老年人綜合服務網點。這主要是為了滿足老年人各種各樣的需求，一方面為愿意繼續就業的老年人提供再就業服務;另一方面還可以對空巢老人提供養老照料服務。第二，優化社區居家養老的配套設施。需要建設覆蓋住宅、室外環境、社區配套三個層面的軟硬件配套設施，改善老年人獨立居住的條件，營造良好的居住氛圍，創造良好的社會交往環境，從而在一定程度上推動老年人重返社會生產。第三，促進家庭照料產業發展。在我國，隔代照料的傳統使得老年人無法從繁重的家務和照料中抽身，但隨著父母科學育兒思維的轉變，嬰幼兒照料服務的發展以及社會化托育模式融入到社區，這些都將極大地解放老年勞動力。

（責任編輯 費俊俊）