延遲退休政策對(duì)我國(guó)勞動(dòng)力就業(yè)的影響研究

于小雨　孫英雋

(上海理工大學(xué) 管理學(xué)院,上?！?00093)

注:表中數(shù)據(jù)是根據(jù)《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)得出.

注:d(X,n)表示滯后n期.

注:Obs:11表示樣本個(gè)數(shù)為11.

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延遲退休政策對(duì)我國(guó)勞動(dòng)力就業(yè)的影響研究

于小雨孫英雋

(上海理工大學(xué) 管理學(xué)院,上海200093)

基于2004—2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),首先從宏觀角度分析了延遲退休對(duì)我國(guó)勞動(dòng)力就業(yè)的影響,其次將我國(guó)就業(yè)人口分為青年、中年、老年3組,通過對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)并建立多元回歸模型來驗(yàn)證老年人對(duì)中年、青年勞動(dòng)力就業(yè)是否存在擠出效應(yīng).結(jié)果顯示:延遲退休可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并帶動(dòng)就業(yè)崗位增加,但在勞動(dòng)供給有一定彈性的條件下,延遲退休年齡會(huì)對(duì)部分潛在的勞動(dòng)者產(chǎn)生擠出效應(yīng);短期內(nèi),延遲退休對(duì)青年組就業(yè)存在某種程度的擠出效應(yīng),但影響效果并不明顯,延遲退休對(duì)中年組就業(yè)的影響不顯著.因此,總體來看延遲退休對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)的影響不顯著.

老年人; 延遲退休年齡; 勞動(dòng)力就業(yè); 擠出效應(yīng)

就業(yè)是國(guó)之根本,是一個(gè)國(guó)家人民賴以生活和發(fā)展的基本前提.在人類社會(huì)不斷進(jìn)步的過程中,世界各國(guó)的老齡化現(xiàn)象日益嚴(yán)重,我國(guó)也于20世紀(jì)末步入了老齡化社會(huì),但由于人口基數(shù)較大,我國(guó)的老齡化問題遠(yuǎn)比其他國(guó)家更加嚴(yán)重.

我國(guó)的退休制度形成較早,隨著時(shí)代的推移和經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展,針對(duì)以往退休制度中的不足,我國(guó)雖能及時(shí)地進(jìn)行補(bǔ)充與修改,對(duì)一些高級(jí)專業(yè)人才和某些特殊領(lǐng)域的工作人員的退休政策作出調(diào)整,但也僅僅只能緩解問題,沒有從根本上改變退休年齡政策框架.然而,近幾十年來,由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善,我國(guó)死亡率逐漸降低,出生率上升,使得人均壽命延長(zhǎng),老年人口撫養(yǎng)比直線上升,直接影響我國(guó)的就業(yè).但現(xiàn)行的退休制度越來越無法適應(yīng)我國(guó)的就業(yè)現(xiàn)狀,必須進(jìn)行改革.因此,旨在緩解就業(yè)壓力的延遲退休制度得以提出.

本文通過分析延遲退休政策對(duì)我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)及中年、青年勞動(dòng)力就業(yè)的影響,便于政府及時(shí)高效地推出解決就業(yè)問題的最佳方案,順利地度過老齡化地艱難時(shí)期.

1　文獻(xiàn)綜述

發(fā)達(dá)國(guó)家由于在20世紀(jì)初期便進(jìn)入老齡化社會(huì),因此,其針對(duì)退休制度的研究比較全面.延遲退休問題最早由Chen[1]提出來,他指出隨著人們生活水平的提高,老齡化會(huì)使得人們?cè)敢庠谙硎苜Y料上花費(fèi)更多,因此,必須尋找一個(gè)最佳的退休年齡.Gruber等[2]將就業(yè)者按年齡分為青年、中年、老年3組,通過分析3組群體的就業(yè)率、失業(yè)率以及人均GDP(國(guó)民生產(chǎn)總值)等變量的相關(guān)數(shù)據(jù),得出延遲退休對(duì)青年人就業(yè)的負(fù)面影響極小,甚至可能增加青年人就業(yè)機(jī)會(huì)的結(jié)論.Kalwij等[3]根據(jù)22 個(gè)OECD(經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織)國(guó)家的相關(guān)數(shù)據(jù),以老年就業(yè)率作為解釋變量,青年就業(yè)率作為被解釋變量并建立動(dòng)態(tài)模型,結(jié)果表明,老年人就業(yè)并不會(huì)對(duì)青年人就業(yè)產(chǎn)生顯著的擠出作用,而且兩者在就業(yè)上還存在一定程度的相關(guān)關(guān)系,即互補(bǔ)關(guān)系.

近年來,我國(guó)關(guān)于延遲退休的研究也逐漸增多,但相對(duì)于西方以實(shí)證為主要方式的研究,國(guó)內(nèi)的研究大多停留在理論層面,數(shù)據(jù)分析較少.針對(duì)延遲退休政策的影響問題,國(guó)內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了許多分析研究,論證了延遲退休的必要性.金剛[4]針對(duì)我國(guó)人口紅利逐步消失,養(yǎng)老保險(xiǎn)制度不健全等一系列問題,提出延遲退休年齡的必要性;劉妮娜等[5]認(rèn)為延遲退休并不會(huì)對(duì)青年人的就業(yè)產(chǎn)生嚴(yán)重的擠出作用,相反,如果政策實(shí)施得當(dāng),在某些行業(yè)還可能會(huì)促進(jìn)青年勞動(dòng)者的就業(yè)機(jī)會(huì);劉琛[6]認(rèn)為延遲退休與促進(jìn)就業(yè)并不矛盾,延遲退休如果實(shí)施得當(dāng)可以促進(jìn)就業(yè),還指出推行延遲退休政策應(yīng)堅(jiān)持小步緩進(jìn),女性快于男性;范琦等[7]認(rèn)為彈性退休政策有利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定,其中,延退時(shí)期的選擇十分重要,時(shí)機(jī)定位準(zhǔn)確,有利于增加就業(yè)崗位,且能夠緩解延遲退休后就業(yè)壓力的上升.但是,也有許多學(xué)者對(duì)于延遲退休政策持反對(duì)觀點(diǎn),他們認(rèn)為,延遲退休不利于我國(guó)勞動(dòng)力就業(yè)市場(chǎng)的穩(wěn)定.陳李翔[8]認(rèn)為雖然延遲退休可以增加勞動(dòng)力供給,但由于目前我國(guó)的勞動(dòng)力需求小于供給,延遲退休可能會(huì)加重青年勞動(dòng)力的失業(yè)程度.陳慧萍[9]認(rèn)為延遲退休會(huì)加大就業(yè)壓力,同時(shí)我國(guó)老年人口的平均余壽并沒有延長(zhǎng).

綜上所述,國(guó)內(nèi)大多學(xué)者認(rèn)為延遲退休政策可能會(huì)對(duì)適齡勞動(dòng)力的就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng),然而這一類研究成立的前提是青年勞動(dòng)者與老年勞動(dòng)者是同質(zhì)的,即兩者在工作能力、素質(zhì)等方面極其相似,但事實(shí)表明,我國(guó)不同年齡的勞動(dòng)力水平存在差異,并不同質(zhì).并且這類分析主要是從勞動(dòng)供給方面考慮,忽略了勞動(dòng)需求,因此,可能夸大了延遲退休年齡對(duì)適齡勞動(dòng)力就業(yè)的影響.本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于兼顧供給與需求兩個(gè)角度,并通過模型進(jìn)一步分析延遲退休對(duì)我國(guó)適齡勞動(dòng)者就業(yè)的具體影響.

2　延遲退休對(duì)就業(yè)的作用機(jī)制:供需雙角度

從宏觀角度來分析,勞動(dòng)力供給曲線具有兩種不同的形狀,基于此,退休年齡對(duì)就業(yè)的影響也有所不同,其在不同形態(tài)的勞動(dòng)供給曲線下可能會(huì)有不同的影響.現(xiàn)以供給曲線的不同形狀為依據(jù),利用勞動(dòng)供需曲線分兩種情況來分析延遲退休對(duì)就業(yè)的影響.如圖1所示(見下頁).已知?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)存在向右下方傾斜的勞動(dòng)需求曲線d0,以勞動(dòng)供給量L為橫軸,均衡工資W為縱軸建立坐標(biāo)系.開始時(shí)市場(chǎng)處于均衡狀態(tài)p0,其勞動(dòng)供給為L(zhǎng)0,均衡工資為W0.現(xiàn)將退休年齡由T0推遲到T1,則會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)供給增加,使得原來的退休人員將繼續(xù)從事工作,那么,供給增加究竟會(huì)產(chǎn)生什么影響,現(xiàn)進(jìn)行具體分析.

假設(shè)1勞動(dòng)供給曲線彈性為0,即短期無彈性,勞動(dòng)供給曲線彈性es=0.

如圖1所示[10],當(dāng)勞動(dòng)供給曲線無彈性時(shí),其是一條垂線.當(dāng)退休年齡由T0延遲至T1時(shí),原本應(yīng)該退休的T0-T1年齡段的勞動(dòng)者仍要繼續(xù)工作,致使勞動(dòng)供給量由S0增加到S1,同時(shí),工資由W0下降到W1,勞動(dòng)力市場(chǎng)重新在p1處達(dá)到平衡.但p1點(diǎn)并不是最終的均衡狀態(tài),因?yàn)?勞動(dòng)力的增加可以提高全社會(huì)的生產(chǎn)力,增加社會(huì)總產(chǎn)出,社會(huì)總收入也在一定程度上有所提升.而一旦總收入增加,便會(huì)刺激全社會(huì)的總需求,進(jìn)而推動(dòng)勞動(dòng)需求曲線由d0向右上方移動(dòng)到d1,需求上升會(huì)使工資上升到W2,最終勞動(dòng)力市場(chǎng)在p2點(diǎn)重新達(dá)到均衡.

圖1　彈性為0時(shí)的勞動(dòng)供給曲線

這種情況下,延遲退休年齡雖然會(huì)在一定程度上導(dǎo)致工資水平的下降,但其下降幅度有限,更重要的是延遲退休會(huì)增加社會(huì)總產(chǎn)出,從而加大社會(huì)對(duì)勞動(dòng)力的需求.因此,該政策并不會(huì)對(duì)適齡勞動(dòng)力的就業(yè)產(chǎn)生擠出作用,甚至可能提高他們的就業(yè)率,最終全社會(huì)依然可以達(dá)到充分就業(yè)水平.

假設(shè)2勞動(dòng)供給曲線向右上方傾斜,即有一定的彈性,es≠0

如圖2所示[10],當(dāng)勞動(dòng)供給曲線有彈性時(shí),其是一條向右上方傾斜的直線,當(dāng)退休年齡由T0延遲至T1時(shí),勞動(dòng)供給曲線向右下方移動(dòng),由S0移動(dòng)到S1.勞動(dòng)力供給不斷增加會(huì)產(chǎn)生兩方面影響,首先,若勞動(dòng)力需求不變,則工資應(yīng)有所下降,由W0下降到W1.工資的下降,削弱了部分勞動(dòng)者的工作積極性,他們轉(zhuǎn)而希望消費(fèi)更多的閑暇而不是努力工作,表現(xiàn)為在職人員會(huì)減少勞動(dòng)供給量,而未就業(yè)者則會(huì)持觀望態(tài)度,短期內(nèi)沒有進(jìn)入勞動(dòng)市場(chǎng)的想法.因此,導(dǎo)致全社會(huì)勞動(dòng)力供給量下降,就業(yè)量由L0減少為L(zhǎng)1,但仍比延遲退休之前的就業(yè)量要高,市場(chǎng)達(dá)到均衡點(diǎn)p1,但p1點(diǎn)并不是最終的均衡狀態(tài);其次,勞動(dòng)供給的增加會(huì)提高社會(huì)總收入與總產(chǎn)出,從而導(dǎo)致總需求的上升,進(jìn)而使勞動(dòng)力的需求增加,即需求曲線從d0向右移動(dòng)到d1,使得勞動(dòng)供給量增至L2,工資水平也相應(yīng)地由W1上調(diào)至W2,勞動(dòng)力市場(chǎng)最終達(dá)到均衡點(diǎn)p2.

圖2　彈性不為零時(shí)的勞動(dòng)供給曲線

在這種情況下,延遲退休年齡對(duì)勞動(dòng)力的工資有一定的削弱作用,導(dǎo)致工資下降,并且會(huì)削弱勞動(dòng)者的工作積極性,使勞動(dòng)供給量減少.同時(shí),也會(huì)對(duì)新進(jìn)入的勞動(dòng)者產(chǎn)生一定程度的擠出效應(yīng),使其短時(shí)間內(nèi)不想工作,但總體來看,仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于沒有延遲退休時(shí)的就業(yè)量.

縱觀以上兩種假設(shè)可以得出:當(dāng)勞動(dòng)供給沒有彈性時(shí),延遲退休可能會(huì)提高就業(yè)率,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展,對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)沒有擠出作用;當(dāng)勞動(dòng)供給有彈性時(shí),延遲退休年齡可能會(huì)使部分新進(jìn)入的勞動(dòng)者推遲其入職的時(shí)間,從而對(duì)適齡勞動(dòng)者就業(yè)存在一定程度的擠出效應(yīng).

另外,在現(xiàn)實(shí)的勞動(dòng)市場(chǎng)中,勞動(dòng)需求并非一成不變,當(dāng)需求增加時(shí),延遲退休對(duì)適齡勞動(dòng)力就業(yè)的擠出效應(yīng)就顯得微乎其微,尤其是當(dāng)勞動(dòng)力供不應(yīng)求時(shí),這種擠出效應(yīng)就完全不存在.

3　延遲退休政策對(duì)我國(guó)就業(yè)影響的實(shí)證分析

供需理論分析顯示,當(dāng)勞動(dòng)供給曲線存在彈性時(shí),延遲退休年齡可能會(huì)延遲部分新進(jìn)入勞動(dòng)市場(chǎng)的勞動(dòng)者就職的時(shí)間,但延長(zhǎng)時(shí)間的長(zhǎng)短并沒有具體給出,延遲退休政策對(duì)勞動(dòng)力就業(yè)的影響程度也沒有得出詳盡的量化指標(biāo).因此,本文選取我國(guó)2004—2014年的有關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),通過回歸分析,分別研究延遲退休政策對(duì)16～24歲青年以及25～54歲中年勞動(dòng)力就業(yè)的影響.

3.1延遲退休政策對(duì)青年勞動(dòng)力(16～24歲)就業(yè)的影響

3.1.1變量選取及數(shù)據(jù)來源

a. 借鑒文獻(xiàn)[2]的研究方式,根據(jù)年齡將我國(guó)的就業(yè)者分成3組:青年組(16～24歲),中年組(25～54歲),老年組(55歲以上).選取2004—2014年3組成員每年的全國(guó)就業(yè)人口數(shù)作為變量,由于此數(shù)據(jù)無法直接得到,因此,需要進(jìn)行一定的運(yùn)算,各組就業(yè)人口比和各年就業(yè)總數(shù)的數(shù)據(jù)來自《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》.

Q=mn

式中:Q為各組每年就業(yè)人口;m為各組就業(yè)人口比;n為該年的就業(yè)總數(shù).

b. GDP:是衡量各國(guó)人民生活水平的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn),GDP增長(zhǎng)率與失業(yè)率之間成反比關(guān)系,因此,GDP的總量與就業(yè)總?cè)藬?shù)有關(guān),GDP變量的數(shù)據(jù)可從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中得到.

c. 勞動(dòng)力參與率(laborpor):指經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口占總勞動(dòng)年齡人口的比率,常被用于測(cè)度人們對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的參與度.目前,我國(guó)中年、青年勞動(dòng)者的勞動(dòng)力參與率逐年下降,而老年人的勞動(dòng)力參與率卻相對(duì)穩(wěn)定,因此,老年人就業(yè)率的上升有利于穩(wěn)定我國(guó)的勞動(dòng)力參與率.表1中的數(shù)據(jù)來自《世界銀行數(shù)據(jù)庫》.

d. 老年撫養(yǎng)比(ODR):是指非勞動(dòng)年齡人口中的老年人口對(duì)總勞動(dòng)年齡人口的比例,隨著我國(guó)老齡化的不斷加深,非勞動(dòng)人口不斷增加,我國(guó)老年撫養(yǎng)比逐年增加,老年人退休意味著崗位的需求擴(kuò)大,從而有利于青年人就業(yè).表1中的數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》.

3.1.2模型的構(gòu)建

在建立回歸模型時(shí),選取青年組(16～24歲)的全國(guó)就業(yè)人口為被解釋變量,解釋變量包括:老年組(55歲以上)的就業(yè)人數(shù),中年組(25～54歲)的就業(yè)人數(shù),國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP,老年撫養(yǎng)比以及勞動(dòng)力參與率.因各變量在數(shù)值上相差比較大,所以,采用對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換的方式將原數(shù)據(jù)變形,以盡可能減少實(shí)驗(yàn)誤差.

根據(jù)表1的數(shù)據(jù),構(gòu)建回歸模型.

方程一.

(1)

式中:Y為16～24歲青年就業(yè)人口的自然對(duì)數(shù);X1為55歲以上老年就業(yè)人口的自然對(duì)數(shù);X2為25～54歲中年就業(yè)人口的自然對(duì)數(shù);X3為本年GDP的自然對(duì)數(shù);X4為老年撫養(yǎng)比;X5為勞動(dòng)力參與率;β0,β1,β2,β3,β4,β5分別為系數(shù);ε為隨機(jī)誤差項(xiàng).

表12004—2014我國(guó)分年齡段就業(yè)人口、GDP、老年撫養(yǎng)比、勞動(dòng)力參與率相關(guān)數(shù)據(jù)

Tab 1Relevant data with respect to the employment population of different ages,GDP,elderly dependency ratio and labour participation rate in our country in 2004—2014

年份16～24歲就業(yè)人口自然對(duì)數(shù)55歲以上就業(yè)人口自然對(duì)數(shù)25～54歲就業(yè)人口自然對(duì)數(shù)GDP總量自然對(duì)數(shù)老年撫養(yǎng)比/%15歲以上人口勞動(dòng)力參與率/%20049.256385828.99897468810.9276995211.9821684310.773.920059.2254250248.99490205910.9408117112.1277725110.773.220069.1692245849.19999706410.9238449212.2844883211.072.620079.1420401189.34563932710.9065503712.4905382111.172.120089.0956643799.41873001810.9028413412.6572929411.371.620099.1242583819.45836617610.8937325912.7393527011.671.220109.1523955319.47960844310.8888923212.9029946911.970.720119.2990890729.34019074810.8986885413.0670706212.371.020129.3703916099.37039160910.9094352813.1605645312.771.020139.1309984199.44337326210.9171868413.2513636413.170.720148.9279632439.36436558710.9690238813.3631719013.771.4

注:表中數(shù)據(jù)是根據(jù)《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)得出.

3.1.3模型的估計(jì)

在運(yùn)用OLS法(普通最小二乘法)建立回歸模型進(jìn)行估計(jì)之前,必須對(duì)各個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn).

a. 通過STATA軟件,作出各變量的散點(diǎn)圖.

通過分析圖3(見下頁)可以看出,Y與每個(gè)變量X1,X2,X3,X4,X5基本上都呈線性相關(guān)關(guān)系,并且圖3中各變量的取值都有一定的規(guī)律可循.由此可以得出,被解釋變量Y與各解釋變量之間存在建立回歸方程的可能.現(xiàn)進(jìn)一步檢驗(yàn)是否可以建立回歸方程,由于是面板數(shù)據(jù),因此,首先進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn).

b. 單位根檢驗(yàn).

借助STATA軟件,對(duì)各變量Y,X1,X2,X3,

圖3　各變量散點(diǎn)圖

X4,X5進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn).根據(jù)表2可以看出,在1%的顯著性水平下,Y,X1兩者是一階單整,X4是二階單整,X2,X3,X5是非平穩(wěn)序列.因此,Y,X1這2個(gè)變量之間有建立協(xié)整模型的可能.p為概率.

c. 運(yùn)用OLS法得到線性回歸方程.

回歸結(jié)果如表3所示.C為系數(shù),t為時(shí)間,F為固定值,R2為方差,c為相關(guān)系數(shù).

表2各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

Tab.2Unit root test results of each variable

變量ADF檢驗(yàn)值A(chǔ)DF臨界值(1%)p平穩(wěn)性Y-1.057-3.7500.7321非平穩(wěn)d(Y,1)-3.946-3.7500.0017平穩(wěn)X1-2.093-3.7500.2473非平穩(wěn)d(X1,1)-4.185-3.7500.0007平穩(wěn)X2-0.359-3.7500.9167非平穩(wěn)d(X2,1)-0.912-3.7500.7839非平穩(wěn)d(X2,2)0.217-3.7500.9732非平穩(wěn)X3-2.006-3.7500.2839非平穩(wěn)d(X3,1)-2.024-3.7500.2762非平穩(wěn)d(X3,2)-5.570-3.7500.0000平穩(wěn)X44.693-3.7501.0000非平穩(wěn)d(X4,1)5.242-3.7501.0000非平穩(wěn)d(X4,2)2.809-3.7501.0000非平穩(wěn)X5-3.133-3.7500.0242非平穩(wěn)d(X5,1)-2.438-3.7500.1314非平穩(wěn)d(X5,2)-1.809-3.7500.3761非平穩(wěn)

注:d(X,n)表示滯后n期.

表3方程(1)回歸結(jié)果

Tab.3Regression results of the equation (1)Obs:11

YCtp>tFR2AIC信息準(zhǔn)則X1-1.225662-3.910.011X2-6.834004-3.620.015X30.44453390.990.369X4-0.0329403-0.220.832X50.04744960.410.702c86.510864.220.0080.02510.8771-28.15583

注:Obs:11表示樣本個(gè)數(shù)為11.

以Y為因變量,X1,X2,X3,X4,X5為自變量組成的線性回歸方程為

由表3可知,青年就業(yè)人數(shù)分別與老年就業(yè)人數(shù)和中年就業(yè)人數(shù)呈負(fù)相關(guān),即青年就業(yè)人數(shù)隨老年和中年就業(yè)人數(shù)的上升而逐漸下降;青年就業(yè)人數(shù)與當(dāng)年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP呈正相關(guān),即青年就業(yè)人數(shù)隨GDP的增長(zhǎng)而增加,以上2個(gè)結(jié)論都與一般事實(shí)相符.但是,表3中顯示,老年撫養(yǎng)比(ODR)與青年就業(yè)人數(shù)呈反比,即老年撫養(yǎng)比的增大卻導(dǎo)致青年就業(yè)人數(shù)的縮減,這似乎與實(shí)際情況不符.一般而言,兩者應(yīng)該存在正向的相關(guān)關(guān)系,并且其p為0.832,遠(yuǎn)大于0.05,不顯著,因此,為得到更好的擬合效果,應(yīng)將該變量從方程中剔除.同理,勞動(dòng)力參與率的p為0.702,因而也應(yīng)一并剔除.由此得到更為簡(jiǎn)潔的線性回歸模型,即方程二.

方程二.

(3)

根據(jù)方程二得到新的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的回歸結(jié)果如表4所示.新的線性回歸方程為

Y=-1.283 055 X1-6.557 96X2+

0.296 719 9X3+88.929 09

(4)

由表4可知,在剔除變量X4,X5之后,其他解釋變量的系數(shù)比以前更加顯著(p值更小),與此同時(shí),AIC信息準(zhǔn)則的數(shù)值更小(-30.200 06<-25.768 46),說明新方程中解釋變量的個(gè)數(shù)比原方程中解釋變量的個(gè)數(shù)更準(zhǔn)確.因此,可以得出結(jié)論,剔除不顯著的解釋變量可以使模型更加有效.

d. 協(xié)整檢驗(yàn).

令殘差為e,為了檢驗(yàn)殘差的平穩(wěn)性,采用EG協(xié)整檢驗(yàn),其ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示.

由表5可知,殘差e的ADF檢驗(yàn)值為-3.780,

表4方程(4)回歸結(jié)果

Tab 4Regression results of the equation (4)Obs:11

YCtp>tFR2AIC信息準(zhǔn)則X1-1.283055-5.910.001X2-6.55796-6.500.000X30.29671994.260.004c88.929097.420.0000.00160.8729-31.79164

表5方程(4)中殘差e的ADF檢驗(yàn)

Tab.5ADF test of the residualein eguation (4)

變量tp臨界值1%5%10%平穩(wěn)性z(t)-3.7800.0031-3.750-3.000-2.630平穩(wěn)

小于臨界值-3.750,因此,可拒絕原假設(shè),即認(rèn)為不存在單位根,方差平穩(wěn).因此,新線性回歸方程

Y=-1.283 055X1-6.557 96X2+

0.296 719 9X3+88.929 09

成立.

回歸方程的最終結(jié)果表明:

首先,青年就業(yè)人數(shù)與老年就業(yè)人數(shù)和中年就業(yè)人數(shù)都呈負(fù)相關(guān),但中年就業(yè)人數(shù)對(duì)青年就業(yè)人數(shù)的影響比對(duì)老年人的影響更為顯著(6.557 96>1.283 055),其原因可能為25～54歲就業(yè)人數(shù)較多,占全國(guó)就業(yè)人口的比重較大,而且相對(duì)于老年人,中年就業(yè)人口與青年就業(yè)人口聯(lián)系更緊密,兩者的崗位替代性更強(qiáng).老年人一般工齡較長(zhǎng),居于高位,其崗位是大多青年就業(yè)者暫時(shí)無法勝任的,因此,老年就業(yè)人口對(duì)青年就業(yè)人口的影響不如中年就業(yè)人口顯著.

其次,人均GDP與青年就業(yè)人數(shù)呈正相關(guān),即人均GDP的提高可以促進(jìn)青年人就業(yè),然而GDP對(duì)青年就業(yè)的正效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于中年、老年就業(yè)人數(shù)對(duì)青年就業(yè)人數(shù)的負(fù)效應(yīng).這一結(jié)果可能是由于勞動(dòng)力市場(chǎng)供需不匹配,青年就業(yè)者所具備的知識(shí)、能力不足以滿足新生崗位的需求,導(dǎo)致大量工作崗位空缺,青年勞動(dòng)者無法找到合適的工作.

3.2延遲退休對(duì)中年勞動(dòng)力(25～54歲)就業(yè)的影響

檢驗(yàn)方法與16～24歲青年勞動(dòng)力就業(yè)人數(shù)的估計(jì)類似,不同的是:選取X2=lnm為被解釋變量,將前面的被解釋變量Y=lny作為解釋變量,其他解釋變量仍保持不變.m為25～54歲中年就業(yè)人口,y為16～24歲青年就業(yè)人口.使用與前面同樣的方法,通過先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)驗(yàn)證其協(xié)整的可能性,再進(jìn)行OLS回歸分析,剔除不顯著的變量后,最終得到回歸模型為

X2=-0.190 611 7X1-0.130 812 5Y+

0.0451 204X3+13.316 38

(5)

回歸結(jié)果如表6所示.

表6方程(5)回歸結(jié)果

Tab.6Regression results of the equation (5)Obs:11

X2Ctp>|t|FR2AIC信息準(zhǔn)則X1-0.1906117-9.090.000Y-0.1308125-6.500.000X30.04512045.990.001c13.3163850.910.0000.00010.9368-74.85301

由表6可知,各個(gè)變量的p都遠(yuǎn)小于0.05,即各變量在5%的顯著性水平下都比較顯著.

運(yùn)用EG協(xié)整檢驗(yàn),對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),其ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示.

表7方程(5)中殘差e的ADF檢驗(yàn)

Tab.7ADF test of the residualein eguation (5)

變量tp臨界值1%5%10%平穩(wěn)性z(t)-3.4820.0085-3.750-3.000-2.630平穩(wěn)

由表7可知,殘差e的ADF檢驗(yàn)值為-3.482,小于臨界值-3.000,因此,在5%的置信水平上可拒絕原假設(shè),即可以認(rèn)為不存在單位根,方差平穩(wěn).因此,新線性回歸方程

X2=-0.190 611 7X1-0.130 812 5Y+

0.045 120 4X3+13.316 38

成立.

回歸方程的最終結(jié)果表明:

首先,中年就業(yè)人數(shù)與老年就業(yè)人數(shù)和青年就業(yè)人數(shù)都呈負(fù)相關(guān),但2個(gè)年齡段對(duì)中年勞動(dòng)者就業(yè)的負(fù)面影響程度均很小,相比較而言,老年就業(yè)人數(shù)對(duì)中年就業(yè)人數(shù)的影響大于青年就業(yè)人數(shù)對(duì)中年就業(yè)人數(shù)的影響.原因可能是中年勞動(dòng)者大多已從事工作數(shù)年,具備一定的工作經(jīng)驗(yàn)和能力,與青年勞動(dòng)者相比具有極大優(yōu)勢(shì).同理,盡管老年就業(yè)人數(shù)增加,也不可能將具有閱歷和經(jīng)驗(yàn)的中年勞動(dòng)者擠出勞動(dòng)市場(chǎng).但由于老年人工作經(jīng)驗(yàn)可能略高于中年勞動(dòng)者,因此,老年就業(yè)人數(shù)對(duì)中年就業(yè)人數(shù)的負(fù)效應(yīng)大于青年就業(yè)人數(shù)時(shí)中年就業(yè)人數(shù)的負(fù)效應(yīng).

其次,人均 GDP對(duì)中年就業(yè)人數(shù)有正效應(yīng),但同樣地,GDP對(duì)中年勞動(dòng)者就業(yè)的正效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于青年、老年就業(yè)人數(shù)對(duì)中年就業(yè)人數(shù)的負(fù)面影響.

3.3實(shí)證結(jié)果分析

通過比較最終的方程(4)和方程(5)可以得出:

a. 55歲以上老年就業(yè)人數(shù)與16～24歲青年就業(yè)人數(shù)的相關(guān)關(guān)系(1.283 055)顯著大于其對(duì)25～54歲中年就業(yè)人數(shù)的相關(guān)系數(shù)(0.190 611 7),且兩者都是反比關(guān)系.由此可以看出:第一,老年人就業(yè)人數(shù)分別對(duì)青年、中年就業(yè)人數(shù)都存在一定程度的擠出效應(yīng),即延遲退休會(huì)減少中年、青年就業(yè);第二,老年人就業(yè)對(duì)青年人就業(yè)的擠出效應(yīng)明顯大于對(duì)中年人就業(yè)的擠出效應(yīng),且對(duì)中年人的負(fù)面作用極小,從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看,可以認(rèn)為這種作用基本不存在,即延遲退休對(duì)中年人的就業(yè)沒有太大的負(fù)效應(yīng).

究其原因有以下幾點(diǎn):首先,相對(duì)于新入職的青年勞動(dòng)者來說,老年工作者由于工齡較長(zhǎng),積累了豐富的工作經(jīng)驗(yàn),尤其在技術(shù)、經(jīng)驗(yàn)需求較大的工作崗位,老年人比青年人更具優(yōu)勢(shì),因此,會(huì)對(duì)剛?cè)肼毣蛘趯ふ夜ぷ鞯倪m齡青年勞動(dòng)者的就業(yè)存在擠出效應(yīng);其次,中年就業(yè)者已經(jīng)在崗位上工作了一段時(shí)間,相對(duì)于青年就業(yè)者,他們已經(jīng)積累了一定的經(jīng)驗(yàn)和能力,因此,老年就業(yè)者的增加不會(huì)對(duì)其產(chǎn)生太大的影響,即使短期內(nèi)會(huì)對(duì)中年人產(chǎn)生不利,從長(zhǎng)期來看這種影響也是極小的,甚至可以忽略.

b. 中年就業(yè)人數(shù)對(duì)青年就業(yè)人數(shù)的擠占效應(yīng)(6.557 96)要強(qiáng)于青年就業(yè)人數(shù)對(duì)中年就業(yè)人數(shù)的擠占效應(yīng)(0.130 812 5).青年勞動(dòng)者與中年勞動(dòng)者占據(jù)了全國(guó)總就業(yè)人數(shù)的半數(shù)以上,比重較大,并且兩者之間存在零基博弈,即一方就業(yè)的增加必然會(huì)導(dǎo)致另一方就業(yè)的減少,兩者存在此消彼長(zhǎng)的關(guān)系.但是,需要指出的是,中年就業(yè)者對(duì)青年就業(yè)者的負(fù)面影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于后者對(duì)前者的影響,中年勞動(dòng)者的增加會(huì)顯著影響青年勞動(dòng)者的入職率與離職率.然而青年就業(yè)人數(shù)的增長(zhǎng)不會(huì)對(duì)中年就業(yè)人數(shù)產(chǎn)生太大的阻礙,其原因可能是:新就業(yè)的青年人缺乏一定的工作經(jīng)驗(yàn)和閱歷,對(duì)工作業(yè)務(wù)和環(huán)境都比較陌生,融入工作需要一定的時(shí)間,同時(shí)還會(huì)增加公司的培訓(xùn)成本,從公司角度來看,這些無謂的成本是可以避免的.而對(duì)于中年就業(yè)者來說,他們已經(jīng)具備了一定的工作經(jīng)驗(yàn),且不需要再加以培訓(xùn),可以節(jié)省公司的成本,因此,相比較之下,若中年就業(yè)者增加勢(shì)必會(huì)對(duì)青年勞動(dòng)者的就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng),而青年就業(yè)人數(shù)的增加卻不會(huì)對(duì)中年就業(yè)人數(shù)產(chǎn)生過多的負(fù)面效應(yīng).

c. GDP對(duì)就業(yè)有正向影響,即隨著GDP的增長(zhǎng),我國(guó)就業(yè)人口也相應(yīng)增加.這一正向效應(yīng)更多地體現(xiàn)在16～24歲青年就業(yè)人群中(GDP增長(zhǎng)對(duì)青年就業(yè)人群的影響(0.296 719 9)大于對(duì)中年就業(yè)人群的影響(0.045 120 4)).我國(guó)GDP的逐年增長(zhǎng)表明經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高,企業(yè)生產(chǎn)力擴(kuò)大,因而為社會(huì)提供了更多的就業(yè)機(jī)會(huì),使得更多的中青年適齡勞動(dòng)者進(jìn)入工作崗位,失業(yè)率在一定程度上有所下降.同時(shí),由于我國(guó)目前新就業(yè)者大多數(shù)為青年人,因此,工作崗位的增多首先會(huì)對(duì)青年就業(yè)者產(chǎn)生積極影響.中年人大多在崗位中工作了一段時(shí)間,外加具備了一定的知識(shí)儲(chǔ)備和工作經(jīng)驗(yàn),失業(yè)率和求職意愿相對(duì)青年人來說較少,所以,增加就業(yè)機(jī)會(huì)對(duì)其的影響要小于青年人.GDP增長(zhǎng)在一定程度上可以緩解社會(huì)的就業(yè)壓力,有利于勞動(dòng)力市場(chǎng)的穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展.

綜上,通過對(duì)3組就業(yè)人數(shù)、GDP等變量的實(shí)證分析可以得出,延遲退休對(duì)16～24歲青年就業(yè)人數(shù)的影響較為顯著,兩者呈負(fù)相關(guān),即延遲退休會(huì)對(duì)青年勞動(dòng)者就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng),老年就業(yè)人口的增加能夠替代部分青年就業(yè)者.但其對(duì)中年就業(yè)者的影響并不顯著,即老年就業(yè)人數(shù)的增加不會(huì)對(duì)中年就業(yè)人數(shù)產(chǎn)生太大的負(fù)面影響.由于在我國(guó)25～54歲中年勞動(dòng)者在全國(guó)總體勞動(dòng)者中占比最大(遠(yuǎn)大于青年勞動(dòng)者),因此,一般而言,延遲退休政策并不會(huì)對(duì)適齡勞動(dòng)力產(chǎn)生嚴(yán)重的影響,盡管存在一定的擠出效應(yīng),也是在一定條件下(短期,勞動(dòng)力同質(zhì))產(chǎn)生的,且其替代效應(yīng)并不顯著.

4　我國(guó)實(shí)行延遲退休政策的建議

通過理論與實(shí)證分析,延遲退休政策在緩解老齡化危機(jī),彌補(bǔ)養(yǎng)老資金短缺,減輕我國(guó)人口紅利消失壓力的同時(shí),也為我國(guó)帶來些許負(fù)面影響.延遲退休對(duì)我國(guó)就業(yè)的負(fù)效應(yīng)不能忽視,因?yàn)?就業(yè)是民生之本,其關(guān)系到經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展以及人民生活水平的提高,是社會(huì)安定、人民團(tuán)結(jié)的基礎(chǔ).因此,考慮到我國(guó)目前退休制度存在的某些弊端,結(jié)合我國(guó)關(guān)于延遲退休政策的相關(guān)內(nèi)容,建議如下:

a. 延遲退休應(yīng)配以彈性退休制度.

盡管我國(guó)提出實(shí)行漸進(jìn)式的延遲退休政策,但考慮到該政策可能引發(fā)一系列的社會(huì)問題,因此,必須認(rèn)真、嚴(yán)謹(jǐn)、全面地規(guī)劃部署,針對(duì)預(yù)設(shè)政策中的不足,采取切實(shí)有效的措施加以解決,爭(zhēng)取讓延遲退休政策惠及更多勞動(dòng)者.

為此,我國(guó)在實(shí)行延遲退休的同時(shí)應(yīng)結(jié)合彈性退休制度,讓勞動(dòng)者根據(jù)自身情況自由選擇各人的退休年齡以及養(yǎng)老金的補(bǔ)助方式和數(shù)額.首先,相關(guān)部門應(yīng)對(duì)民眾進(jìn)行正向引導(dǎo),明確養(yǎng)老金與繳費(fèi)時(shí)間長(zhǎng)短以及繳費(fèi)數(shù)額多少密切相關(guān),加大養(yǎng)老保險(xiǎn)激勵(lì)力度;其次,彈性應(yīng)適度,探索性地試行彈性退休制度,逐步降低勞動(dòng)者對(duì)政策的質(zhì)疑和反對(duì),例如,在50～60歲之間的勞動(dòng)者可自行選擇退休時(shí)間.

b. 賦予民企職工提前退休的權(quán)利.

由于某種局限,我國(guó)目前就職于民營(yíng)企業(yè)特殊工種的眾多勞動(dòng)者無法享有提前退休的權(quán)利,這對(duì)勞動(dòng)者和民營(yíng)企業(yè)來說有失公平.因此,國(guó)家應(yīng)加快對(duì)工人退休政策的修改力度,堅(jiān)持同工同對(duì)待,公平公正,使民營(yíng)企業(yè)從事特殊工種的職工同樣享有提前退休的權(quán)利,統(tǒng)一不同所有制職工的退休年齡.

c. 降低養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)率.

目前,我國(guó)的養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)率水平較高,導(dǎo)致一些企業(yè)由于用人成本過高而縮減職位,影響社會(huì)就業(yè)水平.因此,在實(shí)行延遲退休政策的同時(shí)應(yīng)配合降低養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)率,以此來緩解青年勞動(dòng)者的社會(huì)壓力,使其保持足夠的工作積極性.

d. 女性延退速度快于男性.

我國(guó)女性退休年齡較男性早,但如果目前只延遲女性退休年齡,可能會(huì)引發(fā)社會(huì)矛盾,阻礙政策的實(shí)施.因此,延遲退休應(yīng)男女同行.不過針對(duì)女性退休早這一現(xiàn)象,可以適當(dāng)采取女性延遲的速度更快的方式,男性可以相對(duì)慢些.如男女按一定比例(1∶3)延遲退休時(shí)間,若男性每年延遲1個(gè)月,女性相應(yīng)多延遲一些,每年延遲3個(gè)月.

e. 實(shí)行激勵(lì)政策.

我國(guó)應(yīng)實(shí)行養(yǎng)老保險(xiǎn)金多繳多得、少繳少得的方式,將繳稅與退休金取得聯(lián)系起來,建立繳稅和待遇緊密相連的激勵(lì)政策,對(duì)養(yǎng)老金的發(fā)放方法進(jìn)行修改,規(guī)定勞動(dòng)者繳納保險(xiǎn)金的時(shí)限與退休后待遇呈正比,以此促使老年人自愿延遲退休,如此,既能增加勞動(dòng)供給,減輕老齡化帶來的負(fù)效應(yīng),又能確保經(jīng)濟(jì)社會(huì)的平穩(wěn)運(yùn)行,提高人民的生活水平,實(shí)現(xiàn)國(guó)家與個(gè)人的雙贏.

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(編輯:石瑛)

Effects of Delay Retirement Policy on the LaborEmployment in Our Country

YU Xiaoyu,SUN Yingjun

(Bussiness School,University of Shanghai for Science and Technology,Shanghai 200093,China)

The impact of delay retirement on the labor employment in China was analyzed from a macroscopic angle based on the statistical data of 2004～2014.The employment population of China can be divided into three groups,the elderly group,middle-age group and youth group.A regression model was built to verify whether there is a real crowding-out effect between the elderly labor force and working-age labor force by testing the panel data with unit root tests and cointegration tests.The results show that the delay retirement can promote the economy and increase jobs.But under the condition of certain elasticity of labor supply,delaying the retirement age will have crowding-out effect on some potential workers.In the short term,there is a real crowding-out effect on the youth employment,but the effect is not obvious and the delay retirement has no marked impact on the middle-age group.Therefore,the delay retirement has no marked impact on the employment in general.

the old; delay retirement aging; labor employment; crowding-out effect

1007-6735(2016)04-0394-08

10.13255/j.cnki.jusst.2016.04.015

2016-04-17

于小雨(1992-),女,碩士研究生.研究方向:國(guó)際金融、商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)管理.E-mail:525975707@qq.com

孫英雋(1962-),女,教授.研究方向:商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)管理.E-mail:syj6677@126.com。

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