老年人再就業(yè)與青年就業(yè)關(guān)系研究

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(zhǎng)期互補(bǔ)”效應(yīng)

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

一、中國(guó)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(guó)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(guò)10%或指65歲以上的老年人口數(shù)量占總?cè)丝跀?shù)量超過(guò)7%。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的抽樣數(shù)據(jù)顯示，2003年我國(guó)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(zhǎng)，2017年高達(dá)17.330%，增長(zhǎng)率也從0.203%增長(zhǎng)到0.635%; 65歲以上的老年人口總數(shù)從1999年的8679萬(wàn)攀升至2018年的16658萬(wàn)，增長(zhǎng)率也從1.636%增長(zhǎng)到5.2239%，2018年65歲以上的老年人口比重高達(dá)到11.938%，超過(guò)國(guó)際老齡化7%的標(biāo)準(zhǔn)。

綜上所述，我國(guó)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(guó)正快速?gòu)膫鹘y(tǒng)的農(nóng)業(yè)國(guó)向工業(yè)化國(guó)家轉(zhuǎn)型，勞動(dòng)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(dòng)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(dòng)合同，因此不存在退休問(wèn)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(dòng)強(qiáng)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(guó)2004-2014年城鎮(zhèn)老年再就業(yè)行業(yè)分布狀況表可知，我國(guó)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(huì)保障業(yè)、公共管理和社會(huì)組織。由此可見(jiàn)，我國(guó)仍處于發(fā)展中國(guó)家，經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍需要基礎(chǔ)設(shè)施的巨大帶動(dòng)作用，但伴隨社會(huì)服務(wù)建設(shè)的進(jìn)一步完善，公共管理和社會(huì)組織很可能成為未來(lái)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(shì)明顯，但隨著時(shí)間的推移下行趨勢(shì)十分顯著，截至2018年占比相對(duì)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(shì)近似第二產(chǎn)業(yè)平穩(wěn)上行，在2012-2018年上行趨勢(shì)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(lái)三大產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)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(shì)基于45%呈對(duì)稱分布，具有很強(qiáng)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(shì)明顯，占五成以上。綜上可述，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率在一定程度上可以預(yù)測(cè)三個(gè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展趨勢(shì)，重點(diǎn)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(duì)勞動(dòng)密集型行業(yè)的青年崗位可能會(huì)產(chǎn)生短期的“擠占”效應(yīng)，該類型行業(yè)存在較強(qiáng)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(yàn)，對(duì)薪資的期望低，更加注重人生價(jià)值的實(shí)現(xiàn)，相比之下優(yōu)勢(shì)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(dòng)。青年人相比于老年人對(duì)新鮮事物的感知能力強(qiáng)，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(lái)，老年人再就業(yè)會(huì)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(dòng)角度，本文提出以下假設(shè)：H：老年人再就業(yè)對(duì)青年人就業(yè)具有短期“替代”，長(zhǎng)期“互補(bǔ)”的效應(yīng)。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本選取

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于2001-2017年《中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人力資源與社會(huì)保障部統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)居民消費(fèi)發(fā)展報(bào)告》和《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，具體包括了全國(guó)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(guó)就業(yè)人員總數(shù)、進(jìn)出口總額、國(guó)家財(cái)政收入、平均消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、人均國(guó)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(xiàng)目組還分別計(jì)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(tái)的針對(duì)退休年齡的延遲方案，男性女性的實(shí)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(guò)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(méi)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(duì)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(duì)于實(shí)驗(yàn)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(cè)量

（一）被解釋變量

老年人再就業(yè)率。數(shù)據(jù)基礎(chǔ)來(lái)源于2001-2017年《中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人力資源與社會(huì)保障部統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中全國(guó)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(guó)就業(yè)人員合計(jì)。在此數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，項(xiàng)目組計(jì)算得出全國(guó)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(jì)，簡(jiǎn)稱老年再就業(yè)人員合計(jì)。

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

（二）解釋變量

青年人就業(yè)率。數(shù)據(jù)來(lái)源于2001-2017年《中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人力資源與社會(huì)保障部統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中全國(guó)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(shuō)明

首先，勞動(dòng)力供給是指提供勞動(dòng)的主體在市場(chǎng)工資率作為一定的條件之下，他們?cè)敢馔瑫r(shí)可以提供的勞動(dòng)時(shí)間，消費(fèi)水平的高低會(huì)影響勞動(dòng)力的供給，勞動(dòng)者為了使自身的生活需要得到滿足，就要進(jìn)行勞動(dòng)來(lái)獲取收入;其次，根據(jù)凱恩斯主義觀點(diǎn)，投資的增加會(huì)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(huì)勞動(dòng)力，出口額的增長(zhǎng)勢(shì)必帶來(lái)商品的服務(wù)的增長(zhǎng);經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也是影響勞動(dòng)力需求的因素，幾乎所有國(guó)家第三產(chǎn)業(yè)使用的勞動(dòng)力占比都呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，第三產(chǎn)業(yè)具有超強(qiáng)的吸納社會(huì)勞動(dòng)力能力;除此之外還包括財(cái)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(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）、國(guó)民總收入（億元）、人均國(guó)內(nèi)總產(chǎn)值（元）、國(guó)民總收入指數(shù)（上年=100）、人均國(guó)內(nèi)總產(chǎn)值指數(shù)（上年=100）、第三產(chǎn)業(yè)所占比重（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值=100）、平均居民家庭恩格爾系數(shù)（%）、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額（億元）、國(guó)家財(cái)政收入（億元）、進(jìn)出口總額（億元）、平均CPI、平均（貨幣）工資，合計(jì)（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(jì)（萬(wàn)人）。依次按以上順序分別標(biāo)記為X1-X14。

根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)知識(shí)，t統(tǒng)計(jì)值越大，在其他解釋變量不變的條件下，X1-X14和X1”-X14”分別對(duì)Y1和Y2影響越顯著。通過(guò)計(jì)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(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)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(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(duì)Y1（或Y2）顯著的前提下，對(duì)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(jì)（萬(wàn)人）、X3=進(jìn)出口總額（億元）、X4=國(guó)家財(cái)政收入（億元）、X5=平均CPI、X6=人均國(guó)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(shuō)明：X1=青年就業(yè)率（%）。

2.相關(guān)控制變量數(shù)據(jù)說(shuō)明

（1）X5=平均CPI

CPI 是度量通貨膨脹的一個(gè)重要指標(biāo)。通貨膨脹是物價(jià)水平普遍而持續(xù)的上升。CPI 的高低可以在一定水平上說(shuō)明通貨膨脹的嚴(yán)重程度。CPI上升會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)者的利潤(rùn)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(jiǎn)單算數(shù)平均值。

（2）X6=人均國(guó)內(nèi)總產(chǎn)值

人均國(guó)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(fèi)支出的比重，是國(guó)際上通用的衡量居民生活水平的一項(xiàng)重要指標(biāo)。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》有關(guān)資料，項(xiàng)目組得到我國(guó)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(guó)居民恩格爾系數(shù)，2017年我國(guó)居民恩格爾系數(shù)引自國(guó)家發(fā)展改革委發(fā)布《2017年中國(guó)居民消費(fèi)發(fā)展報(bào)告》。

六、實(shí)證模型設(shè)計(jì)

統(tǒng)計(jì)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(duì)青年人就業(yè)具體表現(xiàn)為 “互補(bǔ)”效應(yīng);若β2<0，則老年人再就業(yè)對(duì)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(jì)（萬(wàn)人）;X3為進(jìn)出口總額（億元）;X4為國(guó)家財(cái)政收入（億元）;X5為平均CPI;X6為人均國(guó)內(nèi)總產(chǎn)值（元）;X7為平均居民家庭恩格爾系數(shù)（%）。

七、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

由描述性統(tǒng)計(jì)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(duì)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(lái)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(shuō)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(dòng)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(duì)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(yàn)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(shuō)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(duì)應(yīng)的β1=-0.390404<0，說(shuō)明我國(guó)老年就業(yè)對(duì)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(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)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(shuō)明X1-X7組成的自變量組對(duì)被解釋變量顯著;F0.05（8，7）=3.500（四）模型驗(yàn)證

根據(jù)回歸分析，可以得出相對(duì)準(zhǔn)確的統(tǒng)計(jì)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(yàn)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(jì)模型，可得Y估計(jì)值=0.07636（保留小數(shù)點(diǎn)后5位小數(shù)），與真實(shí)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(duì)老年就業(yè)率不顯著，即兩者的相關(guān)性不高。項(xiàng)目組將老年再就業(yè)率和青年就業(yè)率的時(shí)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(duì)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(duì)2001-2006年、2001-2007年、2001-2008年、2001-2009年、2001-2017年散點(diǎn)分別進(jìn)行分析。

通過(guò)散點(diǎn)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(shuō)明兩者存在較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即老年人再就業(yè)對(duì)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(duì)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(duì)青年就業(yè)率呈現(xiàn)逐年增強(qiáng)的“擠占效應(yīng)”，直到2008年“擠占效應(yīng)”達(dá)到最強(qiáng)，政府機(jī)關(guān)針對(duì)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(qiáng)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(yàn)證了假設(shè)H的前半部分：老年就業(yè)率對(duì)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(duì)青年就業(yè)率呈長(zhǎng)期“互補(bǔ)”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(qiáng)擠占效應(yīng)，短期內(nèi)呈逐漸加強(qiáng)互替狀態(tài);2009-2017年，青年和老年就業(yè)率無(wú)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(duì)青年就業(yè)的負(fù)面影響減弱甚至沒(méi)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(jì)意義顯著。

（二）預(yù)測(cè)及建議

從短期替代到相關(guān)性減弱，老年人再就業(yè)對(duì)青年就業(yè)產(chǎn)生不利影響但逐漸減弱，總體呈逐漸過(guò)渡狀態(tài)。基于此，項(xiàng)目組預(yù)估老年人再就業(yè)對(duì)青年人就業(yè)未來(lái)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(bǔ)的狀態(tài)。

完全不相關(guān)時(shí)，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(shí)，替代轉(zhuǎn)互補(bǔ)，勞動(dòng)力需求逐漸被滿足的同時(shí)青年老年就業(yè)呈現(xiàn)一種合作模式，互為補(bǔ)充的填充勞動(dòng)力需求，緩解養(yǎng)老壓力和勞動(dòng)力供給壓力，故促進(jìn)“互補(bǔ)”且保持“長(zhǎng)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(diǎn)研究方向。

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

1.企業(yè)在招收老年職工時(shí)，據(jù)其勞動(dòng)力特色，例如經(jīng)驗(yàn)豐富精力有限等，設(shè)置專屬互補(bǔ)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(bǔ)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(duì)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(shí)施稅收優(yōu)惠;在長(zhǎng)期實(shí)施促進(jìn)老年人就業(yè)的政策的同時(shí)，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(dòng)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(dòng)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(dòng)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(xiàng)目組發(fā)現(xiàn)老年再就業(yè)對(duì)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(dòng)力的“短期替代”不利效應(yīng)轉(zhuǎn)化促使其發(fā)展為“長(zhǎng)期互補(bǔ)”的有利影響，還需進(jìn)一步研究各個(gè)主體對(duì)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(duì)青年就業(yè)產(chǎn)生了“互補(bǔ)”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(duì)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(dòng)力參與水平和模式變動(dòng)分析〔D〕.浙江大學(xué)，2012.

〔4〕陳濟(jì)海.淺談我國(guó)老年人力資源開(kāi)發(fā)〔J〕.長(zhǎng)江大學(xué)學(xué)報(bào)，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(bào)人文社會(huì)科學(xué)版，2014，（03）.

〔責(zé)任編輯：孫玉婷〕