退休老年人再就業(yè)的實(shí)現(xiàn)機(jī)制
——基于馬斯洛需求層次理論的實(shí)證分析

叢金洲，吳瑞君

（華東師范大學(xué)中國現(xiàn)代城市研究中心/社會發(fā)展學(xué)院，上海 200241）

一、引 言

根據(jù)第七次全國人口普查結(jié)果，我國60歲及以上人口占全國人口的比重達(dá)到18.7%，65歲及以上人口比重達(dá)到13.5%，即將邁進(jìn)深度老齡化社會階段。我國老齡化速度之快給國家經(jīng)濟(jì)建設(shè)、勞動力供給、養(yǎng)老保障支出帶來嚴(yán)峻挑戰(zhàn)?！丁笆奈濉币?guī)劃綱要》將積極應(yīng)對人口老齡化上升為國家戰(zhàn)略，老年人力資源開發(fā)對緩解養(yǎng)老保險壓力，保障勞動力供給充足，延長人口紅利期具有重要作用。相比延遲退休議題，退休后再就業(yè)作為老年人力資源開發(fā)的重要途徑，在政策制定、學(xué)術(shù)研究、社會媒體等領(lǐng)域尚未得到充分關(guān)注。從微觀的個體生命周期以及宏觀的國家長期人力資源儲備來看，某種程度上延遲退休是一種中短期的人力資源開發(fā)方案，而退休后再就業(yè)是一種開發(fā)幅度比延遲退休更廣的長期補(bǔ)充方案。在此背景下，對退休老年人再就業(yè)的微觀行為研究有利于認(rèn)識退休老年群體的現(xiàn)實(shí)需求與就業(yè)困難，從而有針對性地提出政策干預(yù)和扶持政策進(jìn)一步開發(fā)老年人力資源。

國外發(fā)達(dá)國家較早進(jìn)入老齡化社會，老年人力資源開發(fā)起步較早，對退休后再就業(yè)的研究從相對零散的影響因素分析進(jìn)展到再就業(yè)實(shí)現(xiàn)機(jī)制探究。就老年人退休后的再就業(yè)動機(jī)而言，國外學(xué)者主要從經(jīng)濟(jì)需求[1][2]、馬克思－人類本質(zhì)論[3]以及職業(yè)塑造理論[4]作出解釋。除老年人退休后再就業(yè)動機(jī)的解釋之外，國外對老年人個體的再就業(yè)決策也有更深一步的研究，例如通過角色理論[5][6]、生命周期理論[7]、生命歷程理論[8]、社會認(rèn)知職業(yè)理論[9]來構(gòu)建老年人退休后再就業(yè)的決策機(jī)制?？偟膩砜?，國外的相關(guān)研究圍繞再就業(yè)動機(jī)和再就業(yè)決策已經(jīng)進(jìn)入了較深入的機(jī)制探索階段。我國關(guān)于老年再就業(yè)研究更多的是單一的影響因素研究，例如人口社會學(xué)特征有年齡、性別、戶口類型等[10][11]，人力資本特征有健康狀況、受教育程度、專業(yè)技能等[12][13]，退休前職業(yè)因素有退休前單位性質(zhì)、退休前工資、退休前職位等[14][15]，社會保障因素有養(yǎng)老保險類別、養(yǎng)老金收入、醫(yī)療保險參與等[16][17]，家庭因素有配偶健康、配偶退休與否、子代經(jīng)濟(jì)支持、子女態(tài)度、家庭照料等[18-20]。相比之下，對我國退休老年人的再就業(yè)研究還缺乏切實(shí)的理論分析框架，對再就業(yè)動機(jī)與再就業(yè)行為沒有進(jìn)行嚴(yán)格的區(qū)分討論，不利于理解再就業(yè)行為的發(fā)生過程以及現(xiàn)實(shí)阻礙因素。

基于此，本文在馬斯洛需求層次理論視閾下使用CHARLS2018數(shù)據(jù)對退休老年人再就業(yè)行為的實(shí)現(xiàn)機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析，重點(diǎn)考察養(yǎng)老金收入、個體人力資本、家庭照料對再就業(yè)行為的影響，試圖挖掘再就業(yè)行為的發(fā)生過程以及阻礙因素。此外，本文關(guān)注的是退休前從事非農(nóng)工作，按照國家退休制度已經(jīng)辦理退休手續(xù)的退休人員的再就業(yè)行為，不包括延遲退休意愿的探討，也不涉及農(nóng)村地區(qū)從事農(nóng)業(yè)勞動的老年人就業(yè)問題。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）分析框架

根據(jù)馬斯洛需求層次理論對個體行為決策的解釋，人類做出某種行為的動機(jī)是基于個體的某種需求，這些需求由低到高依次是生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求、自我實(shí)現(xiàn)的需求[21]。只有較低層次的需求得到滿足后，才會開始追求更高層次的需求；且較低層次的需求得到充分滿足后，對個體行為將不再產(chǎn)生激勵作用。退休后的養(yǎng)老金收入作為老年人的主要經(jīng)濟(jì)來源，既在一定程度上反映老年人的經(jīng)濟(jì)狀況，以及老年人對退休后非勞動收入的期望。本文試圖從馬斯洛需求層次理論解釋老年人退休后的再就業(yè)動機(jī)，用養(yǎng)老金收入判斷老年人再就業(yè)是出于經(jīng)濟(jì)需求的動機(jī)還是非經(jīng)濟(jì)需求的動機(jī)。在此，按照常見的五階梯式的需求層次，將追求基本的衣食住行的生理需求與生活保障、疾病預(yù)防的安全需求視為老年人經(jīng)濟(jì)層面的追求，將較高層次的社交需求、尊重需求、自我實(shí)現(xiàn)的需求視為老年人價值層面的追求。如果老年人退休后的養(yǎng)老金收入較低，則面臨經(jīng)濟(jì)壓力，其再就業(yè)動機(jī)是出于經(jīng)濟(jì)層面的需求；反之，養(yǎng)老金收入較高，則沒有經(jīng)濟(jì)壓力，經(jīng)濟(jì)層面的需求將不再激勵老年人的再就業(yè)動機(jī)，而是出于價值層面的追求產(chǎn)生再就業(yè)動機(jī)。

馬斯洛需求層次理論從人的需要出發(fā)剖析了行為發(fā)生的心理根源，對行為決策分析具有較強(qiáng)的解釋力度，但人的需要更多的是代表了試圖發(fā)生某種行為的動機(jī)，并不能完全解釋動機(jī)之后的行為是否真實(shí)發(fā)生，在動機(jī)和行為之間還存在其他干擾因素。Michie等人提出的COM-B行為分析模型[22]為理解動機(jī)（motivation）的產(chǎn)生到行為（behavior）的發(fā)生架起了中間橋梁，即能力（capability）與機(jī)會（opportunity）。退休老年人再就業(yè)行為的實(shí)現(xiàn)既取決于經(jīng)濟(jì)需求或價值需求引發(fā)的再就業(yè)動機(jī)，也受個體能力與外部機(jī)會的影響。Li等人根據(jù)COM-B模型細(xì)化了影響中國退休護(hù)士再就業(yè)行為的能力、機(jī)會、動機(jī)三個維度，通過質(zhì)性研究深刻剖析了從再就業(yè)動機(jī)到再就業(yè)行為的發(fā)生過程以及行為實(shí)現(xiàn)的阻礙因素[23]。本文在馬斯洛需求層次理論分析再就業(yè)動機(jī)的基礎(chǔ)上，借鑒COM-B行為分析模型構(gòu)建退休老年人再就業(yè)的實(shí)現(xiàn)機(jī)制分析框架（如圖1所示）。其中，動機(jī)如前文馬斯洛需求層次理論分析，通過養(yǎng)老金收入判定其經(jīng)濟(jì)需求或價值需求；能力主要指個體人力資本，本文主要考察老年人的健康狀況、受教育程度、退休前職位；機(jī)會主要有家庭支持、市場就業(yè)機(jī)會、公共政策支持等[23]，出于數(shù)據(jù)獲得和計量模型精簡的考慮，本文考察微觀層面的家庭因素，即孫子女照料責(zé)任。

圖1 退休老年人再就業(yè)的COM-B分析框架

（二）研究假設(shè)

1.養(yǎng)老金收入與退休后再就業(yè)

養(yǎng)老金收入作為老年人退休后的主要經(jīng)濟(jì)來源，是影響再就業(yè)的重要因素?，F(xiàn)有研究普遍認(rèn)為老年人退休后的養(yǎng)老金收入對其再就業(yè)行為具有負(fù)向激勵作用[24][25]。然而，張翼對泰安市與無錫市兩地老年人再就業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)了養(yǎng)老金水平與退休后再就業(yè)很可能是曲線關(guān)系，而不是簡單的直線關(guān)系[26]。陽義南對2011年廣東省退休職工的調(diào)查數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金水平與退休后再就業(yè)存在“倒U”型關(guān)系，即當(dāng)養(yǎng)老金水平超過某一拐點(diǎn)之后才會降低退休職工再就業(yè)的比例[27]。但是“倒U”型關(guān)系相對于簡單的直線關(guān)系僅僅挖掘了較低養(yǎng)老金收入的老年退休人員，還不能解釋較高養(yǎng)老金收入的退休人員的再就業(yè)行為。基于馬斯洛需求層次理論對個體決策行為的分析，較高養(yǎng)老金收入的退休人員很有可能出于價值需求做出再就業(yè)行為。隨著養(yǎng)老金收入的增加，對退休后再就業(yè)的影響在“倒U”型關(guān)系之后可能存在第三段的上升趨勢?；诖耍P(guān)于養(yǎng)老金收入與退休后再就業(yè)行為的關(guān)系，作出如下推測：

假設(shè)1：老年人退休后的養(yǎng)老金收入與再就業(yè)行為存在“N”型關(guān)系。

2.老年人力資本與退休后再就業(yè)

個體的人力資本對其職業(yè)選擇具有重要影響，退休老年人所積累的人力資本特征能夠支持再就業(yè)動機(jī)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)再就業(yè)行為。現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于老年人的人力資本特征研究主要包括兩個方面：老年人的個體特征因素（健康狀況、受教育程度）與職業(yè)因素（專業(yè)技能、退休前單位性質(zhì)、退休前職位、退休前工資水平）。受數(shù)據(jù)限制，本文將著重考察老年人的健康狀況、受教育程度、退休前職位三項(xiàng)人力資本因素。首先，健康資本是個體進(jìn)入勞動力市場最首要最基礎(chǔ)的人力資本，擁有良好的身體健康狀況才能有可持續(xù)的就業(yè)能力。其次，受教育程度是招聘單位衡量求職者勞動技能強(qiáng)弱和技術(shù)含量高低的最簡便的途徑，也是判斷個體勞動潛力及工資水平制定的標(biāo)準(zhǔn)。老年人的受教育程度可能影響了獲得就業(yè)崗位的難易程度。再次，根據(jù)生命歷程理論，老年人退休前的工作經(jīng)歷在其再就業(yè)過程中扮演了重要角色，退休前的工作年數(shù)、職位高低、薪資水平、職業(yè)變動等等，會影響退休后再就業(yè)機(jī)會的獲得[8]。其中，退休前的職位越高，表明老年人對自己的工作投入度越高，在所處職業(yè)領(lǐng)域里的職業(yè)地位越高，以及有更強(qiáng)大的社會網(wǎng)絡(luò)支持其獲得再就業(yè)機(jī)會。基于此，關(guān)于老年人力資本對退休后再就業(yè)行為的影響提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：退休后再就業(yè)的實(shí)現(xiàn)受老年人個體的人力資本因素影響，即：

假設(shè)2a：老年人的健康狀況越好，退休后再就業(yè)的可能性更高；

假設(shè)2b：老年人的受教育程度越高，退休后再就業(yè)的可能性更高；

假設(shè)2c：退休前職位為管理崗位的老年人退休后再就業(yè)的可能性更高。

3.家庭照料與退休后再就業(yè)

工作家庭平衡問題一直是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)問題，但多聚焦于職業(yè)女性的研究。現(xiàn)如今，隨著人類預(yù)期壽命的延長及老年健康水平的提升，達(dá)到法定退休年齡的老年人仍有余熱和能力發(fā)揮個人價值，有意愿參與社會工作。然而在我國重視親情關(guān)系的家庭文化作用下，老年人的再就業(yè)動機(jī)要得到實(shí)現(xiàn)，除了個人的人力資本支持外，還極大可能地受家庭因素的影響。正如謝立黎和汪斌通過對老年人經(jīng)濟(jì)參與、政治參與、公益參與和家庭參與的綜合測量，總結(jié)了我國老年人的三種社會參與模式：高參與型、低參與型和家庭照顧型，其中家庭照顧型是我國老年人的特有模式，在西方研究中尚未出現(xiàn)[28]。可見，有再就業(yè)動機(jī)的退休老年人似乎也面臨著工作家庭的兩難問題。隔代照料，即孫子女（含外孫子女）照料一直是我國老年人的重要家庭角色。因此，本文認(rèn)為家庭照料負(fù)擔(dān)會阻礙退休老年人再就業(yè)。此外，家庭照料負(fù)擔(dān)作為老年人個體以外的外部因素，也有可能對再就業(yè)動機(jī)與實(shí)際再就業(yè)行為存在一定的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，會明顯拉低養(yǎng)老金收入增加引起的再就業(yè)比例?？梢哉f，當(dāng)再就業(yè)比例隨著養(yǎng)老金收入增加而上升時（出現(xiàn)在“N”型關(guān)系的左右兩個階段），家庭照料責(zé)任會削弱兩者的正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)再就業(yè)比例隨著養(yǎng)老金收入增加而降低時（出現(xiàn)在“N”型關(guān)系的中間階段），家庭照料責(zé)任會加強(qiáng)兩者的負(fù)相關(guān)關(guān)系。故，關(guān)于家庭照料責(zé)任對退休后再就業(yè)行為的影響作出如下假設(shè)：

假設(shè)3：退休后再就業(yè)的實(shí)現(xiàn)受老年人的家庭因素影響，即：

假設(shè)3a：無家庭照料負(fù)擔(dān)的退休老年人，其再就業(yè)的可能性更高；

假設(shè)3b：家庭照料負(fù)擔(dān)會降低整個“N”型關(guān)系中隨養(yǎng)老金收入變化的再就業(yè)比例。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2018年的截面數(shù)據(jù)。CHARLS由北京大學(xué)于2011年開展全國基線調(diào)查，此后于2013、2015和2018年開展追蹤調(diào)查，樣本覆蓋了全國28個省級單位，150個縣級單位，450個村級單位。CHARLS 數(shù)據(jù)收集了中國45歲及以上中老年人家庭和個人的微觀數(shù)據(jù)，主要包括家庭結(jié)構(gòu)、健康狀況、醫(yī)療服務(wù)和醫(yī)療保險、工作與退休、養(yǎng)老保障等信息，對本研究所關(guān)注的退休老年人的再就業(yè)行為、養(yǎng)老金收入、個體人力資本、家庭照料等關(guān)鍵變量提供了高質(zhì)量的數(shù)據(jù)支持。

本文以退休人員為研究對象。按照CHARLS問卷設(shè)計對退休人員的解釋，退休是指從政府部門、事業(yè)單位、和企業(yè)單位退休，以及參加了基本養(yǎng)老保險的靈活就業(yè)人員所辦理的退休，經(jīng)過篩選共有2 432個樣本。

（二）變量測量

因變量。本文所關(guān)注的因變量是老年人退休后是否再就業(yè)?！霸倬蜆I(yè)”指的是老年人按照國家退休制度辦理退休手續(xù)后，又從事有勞動報酬的經(jīng)濟(jì)社會活動，包括農(nóng)業(yè)勞動或者非農(nóng)工作，也包括自雇型或者受雇型工作，這也是CHARLS 2018問卷中對“就業(yè)狀態(tài)”的測量[25]。需要指出的是，此處的再就業(yè)行為是退休受訪人在調(diào)查時點(diǎn)的就業(yè)狀態(tài)，而非退休后馬上再就業(yè)。因此，為保證因變量和自變量時間節(jié)點(diǎn)的統(tǒng)一性，除受教育程度、退休前職位已成既定事實(shí)的自變量外，養(yǎng)老金月收入、健康狀況和孫子女照料責(zé)任三個自變量也是退休受訪人在調(diào)查時點(diǎn)（前后）的情況。

自變量。本文關(guān)注的核心自變量是老年人退休后的養(yǎng)老金收入，指的是第一支柱的基礎(chǔ)養(yǎng)老金，即政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位退休金和企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險，采用問卷中的養(yǎng)老金月收入來測量。其他自變量包括老年人力資本（健康狀況、受教育程度、退休前職位）和家庭照料（孫子女照料責(zé)任）。其中，健康狀況采用問卷中的自評健康狀況測量，將自評健康“很好”“好”設(shè)定為“健康狀況好”；自評健康“一般”設(shè)定為“健康狀況一般”；自評健康“不好”“很不好”設(shè)定為“健康狀況差”。受教育程度按照四階段教育體系將問卷中的“未受過教育”“未讀完小學(xué)”“私塾畢業(yè)”“小學(xué)畢業(yè)”設(shè)定為“小學(xué)及以下”；“初中畢業(yè)”設(shè)定為“初中”；“高中畢業(yè)”“中專畢業(yè)”設(shè)定為“高中”；“大專畢業(yè)”“本科畢業(yè)”“碩士畢業(yè)”“博士畢業(yè)”設(shè)定為“大專及以上”。退休前職位通過問卷中的問題“您退休時的身份是干部還是工人”來測量。家庭因素通過孫子女照料責(zé)任來衡量，通過問卷中“過去一年，您或您的配偶是否花時間照看了您的孫子女以及外孫子女”來測量。若回答“是”，則認(rèn)為當(dāng)前家庭里有需要照料的孫子女或外孫子女，即有（外）孫子女照料的家庭照料負(fù)擔(dān)。

控制變量。研究中除了加入年齡、性別、地區(qū)作為控制變量外，還加入了個人資產(chǎn)。雖然養(yǎng)老金收入是退休人員主要的經(jīng)濟(jì)來源，但考慮到經(jīng)濟(jì)因素中其他收入來源同樣會影響再就業(yè)行為[29]，因此有必要控制退休人員整體經(jīng)濟(jì)狀況對養(yǎng)老金收入與再就業(yè)行為的影響。個人資產(chǎn)變量通過將受訪人在問卷中回答的現(xiàn)金、電子貨幣、金融機(jī)構(gòu)存款、債券面值、股票價值、基金價值、其他理財產(chǎn)品價值，加總得到。進(jìn)一步的變量賦值與描述見表1。

表1 變量賦值與描述

（三）分析方法

在分析養(yǎng)老金月收入對老年人退休后是否再就業(yè)的影響時，由于因變量為0或1的虛擬變量，故采用Logit模型通過逐步添加自變量和控制變量的方式進(jìn)行回歸分析，具體的模型形式如下：

為了使數(shù)據(jù)更加平整，對養(yǎng)老金月收入取自然對數(shù)，即為式中的ln_pension。回歸第一步考慮到養(yǎng)老金月收入與再就業(yè)行為的“N”型關(guān)系，模型中加入了ln_pension的二次項(xiàng)（ln_pension2）和三次項(xiàng)（ln_pension3），如式（2）所示?；貧w時，通過逐步加入養(yǎng)老金月收入、人力資本特征相關(guān)變量、家庭照料變量，以及控制變量排除多變量間的共線性問題?；貧w第二步驗(yàn)證家庭照料責(zé)任的調(diào)節(jié)作用時，構(gòu)建了養(yǎng)老金月收入與孫子女照料的交互項(xiàng)，即式（3）中的lnp_care。

四、實(shí)證分析

（一）退休人員的再就業(yè)情況

表2匯報了退休人員樣本以及未就業(yè)組與再就業(yè)組中各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在2 432個退休人員樣本中，調(diào)查時處于就業(yè)狀態(tài)的退休人員有664 人，占比27.30%。這與冉東凡和呂學(xué)靜利用CHARLS 2015 數(shù)據(jù)分析的退休人員再就業(yè)比例（27.36%）幾乎持平[25]。此外，從表2中的組間均值差來看，有較多變量在兩組間存在明顯差異。

表2 樣本中各變量的描述性統(tǒng)計（%）

首先，從未就業(yè)退休人員與再就業(yè)退休人員的基本人口學(xué)特征來看，兩組群體的年齡和性別均在1%的水平上呈現(xiàn)顯著性差異。再就業(yè)退休人員的平均年齡比未就業(yè)退休人員年輕5歲；再就業(yè)組中的男性占比高于未就業(yè)組10個百分點(diǎn)?？梢姡妄g男性老年人退休后再就業(yè)的可能性較大。其次，兩組群體的養(yǎng)老金月收入也在1%的水平上差異顯著，再就業(yè)組的平均養(yǎng)老金月收入要低于未就業(yè)組559元。再次，退休人員人力資本因素中的健康狀況相比受教育程度在兩組間的差異性較大。再就業(yè)組中健康狀況差的退休人員比例要低于未就業(yè)組，健康狀況好的退休人員比例要高于未就業(yè)組。受教育程度在兩組間的差異較小，僅有受教育程度在大專及以上的退休人員在兩組間存在顯著差異。然而全樣本中受教育程度在大專及以上的比例也僅占6%，所以不同的受教育程度對退休后再就業(yè)行為的影響還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。退休人員人力資本因素中的退休前職位在1%的水平上在兩組間存在顯著差異，再就業(yè)組中退休人員退休前為“干部”身份的比例相比未就業(yè)組低7個百分點(diǎn)。最后，全樣本中有孫子女照料責(zé)任的退休人員占比42%，未在兩組間存在顯著性差異。

通過上述變量的描述性統(tǒng)計，只能簡單地判斷未就業(yè)組和再就業(yè)組關(guān)于各個自變量的差異，但就養(yǎng)老金收入、個體人力資本因素和家庭因素是如何影響退休老年人實(shí)際的再就業(yè)行為還需要進(jìn)一步的回歸分析。

（二）養(yǎng)老金收入對退休后再就業(yè)行為的影響

1.養(yǎng)老金月收入與退休后再就業(yè)行為的“N”型關(guān)系

在驗(yàn)證養(yǎng)老金收入與再就業(yè)行為的“N”型關(guān)系時，回歸時在模型中依次加入養(yǎng)老金月收入的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)、三次項(xiàng)，及其他控制變量，具體的回歸結(jié)果如表3所示。模型（1）先加入了養(yǎng)老金月收入的一次項(xiàng)，結(jié)果顯示養(yǎng)老金月收入與退休后再就業(yè)行為存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這符合大部分已有研究的研究結(jié)果。模型（2）又加入了養(yǎng)老金月收入的二次項(xiàng)，一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的系數(shù)均在1%的水平上顯著，這表明養(yǎng)老金月收入與退休后再就業(yè)行為不是簡單的直線關(guān)系，而存在二次曲線關(guān)系。模型（3）繼續(xù)加入養(yǎng)老金月收入的三次項(xiàng)，回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和三次項(xiàng)的系數(shù)均在1%的水平上顯著。此時，從數(shù)據(jù)上說明養(yǎng)老金月收入與退休后再就業(yè)行為很有可能存在三次曲線關(guān)系，圖2展示了模型（1）～（3）中退休人員再就業(yè)對養(yǎng)老金月收入的概率預(yù)測。

表3 養(yǎng)老金收入與退休后再就業(yè)行為的回歸結(jié)果

圖2 退休人員再就業(yè)行為的概率預(yù)測

模型（4）～（6）又依次加入了個人特征與地區(qū)變量、人力資本特征變量、家庭照料變量，都沒有改變養(yǎng)老金月收入一次項(xiàng)、二次項(xiàng)、三次項(xiàng)的顯著性，且系數(shù)變化幅度較小。

2.“N”型關(guān)系的檢驗(yàn)與轉(zhuǎn)折點(diǎn)

從回歸結(jié)果的顯著性來看，養(yǎng)老金月收入與退休后再就業(yè)行為的“N”型關(guān)系是存在的，但要解釋研究樣本還需進(jìn)一步的檢驗(yàn)。第一，一元三次函數(shù)如果是“N”型曲線，需要滿足三次項(xiàng)的系數(shù)大于零，以及Δ＞0。此處取模型（6）中加入其他控制變量后的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)、三次項(xiàng)系數(shù)，其中三次項(xiàng)系數(shù)為0.262＞0，計算得到Δ ≈4.256＞0。第二，若該三次函數(shù)能夠解釋模型中自變量和因變量的關(guān)系，則“N”型關(guān)系的兩個轉(zhuǎn)折點(diǎn)應(yīng)該在養(yǎng)老金月收入的取值范圍內(nèi)。通過三次函數(shù)的一階導(dǎo)數(shù)、二階導(dǎo)數(shù)計算得到：當(dāng)模型中的ln_pension（養(yǎng)老金月收入的對數(shù)）取值約6.215 時，二階導(dǎo)數(shù)小于零，存在極值點(diǎn)中的極大值，即為“N”型關(guān)系的第一個轉(zhuǎn)折點(diǎn)；當(dāng)ln_pension取值約8.779 時，二階導(dǎo)數(shù)大于零，存在極值點(diǎn)中的極小值，即為“N”型關(guān)系的第二個轉(zhuǎn)折點(diǎn)。對兩個轉(zhuǎn)折點(diǎn)的ln_pension取反對數(shù)即為養(yǎng)老金月收入的取值，約500元和6 500元，在合理的養(yǎng)老金月收入取值范圍內(nèi)。第三，若該三次函數(shù)能夠解釋研究樣本，則兩個轉(zhuǎn)折點(diǎn)兩側(cè)應(yīng)該存在一定的樣本量。樣本中養(yǎng)老金月收入低于500元的退休人員有23人，高于6 500元的退休人員有41人。雖然兩個轉(zhuǎn)折點(diǎn)左右兩側(cè)的樣本量沒有很大，但是仍然能夠解釋“N”型關(guān)系相比簡單直線關(guān)系存在左右兩個階段的變化；同時這也是模型（1）只加入養(yǎng)老金月收入一次項(xiàng)就與退休后再就業(yè)行為顯著負(fù)相關(guān)的原因，即“N”型關(guān)系中間負(fù)相關(guān)階段的大樣本量掩蓋了左右兩側(cè)小樣本量的特殊情況。至于模型（2）加入養(yǎng)老金月收入二次項(xiàng)后，先出現(xiàn)了二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)的“倒U”型關(guān)系（“N”型關(guān)系的一二段），而不是“正U”型關(guān)系（“N”型關(guān)系的二三段），也可以得到解釋。第三段較高養(yǎng)老金月收入的退休人員中再就業(yè)的比例低于第一段較低養(yǎng)老金月收入群體，所以加入二次項(xiàng)后，模型先抓取到了第一段較低養(yǎng)老金月收入群體。當(dāng)再加入三次項(xiàng)時，三個階段都會體現(xiàn)出來。

基于以上檢驗(yàn)分析，養(yǎng)老金月收入與退休后再就業(yè)行為的“N”型關(guān)系成立，假設(shè)1得到驗(yàn)證。在養(yǎng)老金月收入處于500元到6 500元之間時，退休后再就業(yè)的比例隨著養(yǎng)老金月收入的上升而增加；而當(dāng)養(yǎng)老金月收入低于500 元以及高于6 500 元時，養(yǎng)老金月收入與退休后再就業(yè)行為呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

（三）人力資本與家庭照料對退休后再就業(yè)行為的影響

1.個體人力資本對退休后再就業(yè)行為的影響

表4模型中考察了個體人力資本因素和家庭因素對退休后再就業(yè)的影響。從模型（7）的全樣本來看，僅有健康狀況對退休后再就業(yè)行為具有顯著影響，假設(shè)2a成立；而受教育程度、退休前職位與退休后再就業(yè)行為的關(guān)系均不顯著，假設(shè)2b和假設(shè)2c還有待驗(yàn)證。但從模型（7-1）和模型（7-0）男女分樣本回歸結(jié)果來看，健康狀況、受教育程度對退休后再就業(yè)行為的影響存在明顯的性別差異，但退休前職位對男性和女性退休后再就業(yè)行為均沒有顯著影響。相比健康狀況差，健康狀況一般和健康狀況好能夠顯著提高男性退休后再就業(yè)的可能性，且健康狀況越好，男性退休人員再就業(yè)的可能性越高；而女性退休人員只有在健康狀況好的情況下才會促進(jìn)其再就業(yè)，但統(tǒng)計上不顯著。就受教育程度而言，相對于小學(xué)及以下，初中畢業(yè)和高中畢業(yè)的退休人員再就業(yè)的可能性更低，但在女性組顯著，男性組不顯著；大專及以上畢業(yè)的女性退休人員更有可能再就業(yè)，但男性反之，二組均不顯著。就退休前職位而言，相比“工人”身份，退休前是“干部”身份的退休人員再就業(yè)的可能性更低，但統(tǒng)計上不顯著。總體來看，受教育程度和退休前職位對退休人員再就業(yè)的影響不大，這似乎不符合人力資本理論對就業(yè)行為的假設(shè)。對此，可能有兩種情況的解釋。第一，受教育程度和退休前職位作為衡量退休人員資本存量的主要指標(biāo)，可能并不會直接影響實(shí)際的再就業(yè)行為，而是作為實(shí)現(xiàn)再就業(yè)動機(jī)的輔助性能力。只有退休人員產(chǎn)生再就業(yè)動機(jī)時，其個體人力資本才會發(fā)揮作用，支持其實(shí)現(xiàn)再就業(yè)行為；倘若退休人員沒有再就業(yè)動機(jī)，其個體人力資本并不會直接影響再就業(yè)行為。第二，對于1940、1950、1960年代的人來說，他們的受教育程度普遍不高，且處在工作按計劃分配的年代，其學(xué)歷水平可能不能很好地衡量其就業(yè)能力。在當(dāng)前再就業(yè)階段，較強(qiáng)的再就業(yè)能力可能依賴其工作經(jīng)驗(yàn)的積累和專業(yè)技能，但這部分因素受數(shù)據(jù)限制無法證實(shí)。

表4 人力資本、家庭照料與退休后再就業(yè)行為的回歸結(jié)果

2.家庭照料責(zé)任對退休后再就業(yè)行為的影響

從模型（7）的全樣本分析來看，孫子女照料對退休后再就業(yè)行為沒有顯著影響；但男女分樣本回歸分析發(fā)現(xiàn)，孫子女照料會顯著抑制女性退休人員的再就業(yè)行為，對男性有促進(jìn)效應(yīng)（統(tǒng)計上不顯著）。由此可見家庭角色中的性別分工，男性更多地承擔(dān)經(jīng)濟(jì)責(zé)任，女性更多地承擔(dān)家庭照料責(zé)任。模型（8）加入了養(yǎng)老金月收入與孫子女照料的交互項(xiàng)（lnp_care），但交互項(xiàng)不顯著。而模型（8-1）和模型（8-0）男女分樣本回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，孫子女照料責(zé)任對男性和女性退休人員的養(yǎng)老金收入與再就業(yè)行為存在不同的調(diào)節(jié)效應(yīng)。對男性退休人員而言，孫子女照料責(zé)任雖然增加了其再就業(yè)的可能性，但交互項(xiàng)顯著為負(fù)，表明隨著養(yǎng)老金月收入的增加，孫子女照料責(zé)任也會加強(qiáng)養(yǎng)老金月收入對再就業(yè)行為的負(fù)相關(guān)關(guān)系。對此可以理解為，孫子女照料責(zé)任會促使男性退休人員再就業(yè)從而增加經(jīng)濟(jì)收入，但當(dāng)養(yǎng)老金收入較高時，沒有經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的男性退休人員的再就業(yè)可能性降低，轉(zhuǎn)而提供家庭照料。對女性退休人員而言，孫子女照料責(zé)任顯著降低了其再就業(yè)的可能性，但交互項(xiàng)顯著為正，表明隨著養(yǎng)老金月收入的增加，孫子女照料責(zé)任會削弱養(yǎng)老金月收入對再就業(yè)行為的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這種削弱效應(yīng)并不是增加了其再就業(yè)的可能性，而是表現(xiàn)為孫子女照料責(zé)任與養(yǎng)老金月收入對再就業(yè)的負(fù)向影響的替代關(guān)系，即養(yǎng)老金月收入與再就業(yè)行為兩者之間被削弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系是被孫子女照料的負(fù)向影響解釋了。綜合來看，孫子女照料會促進(jìn)有家庭經(jīng)濟(jì)壓力的男性退休人員再就業(yè)；除此之外，孫子女照料會阻礙退休人員實(shí)現(xiàn)再就業(yè)行為。由此，假設(shè)3雖然成立，但假設(shè)3a和假設(shè)3b并沒有體現(xiàn)孫子女照料對再就業(yè)的復(fù)雜影響。

（四）“N”型關(guān)系兩側(cè)再就業(yè)群體的異質(zhì)性分析

由于“N”型關(guān)系兩側(cè)的退休人員樣本量較少，不支持按養(yǎng)老金月收入的分樣本回歸分析，故通過列聯(lián)表探究較低和較高養(yǎng)老金收入的再就業(yè)群體的異質(zhì)性（見表5）。首先，樣本中養(yǎng)老金月收入低于500元的退休人員有23人，再就業(yè)人員8人，占比35%，高于全樣本的再就業(yè)比例（27%）；再就業(yè)群體的個人資產(chǎn)均值為19 700元，低于全樣本均值（60 000元）；受教育程度多為初中及以下；退休前職位大多為工人。其次，養(yǎng)老金月收入高于6 500元的退休人員有41人，再就業(yè)人員7人，占比17%，低于全樣本的再就業(yè)比例；再就業(yè)群體的個人資產(chǎn)均值為371 000元，遠(yuǎn)高于全樣本均值；受教育程度多為高中及以上；退休前職位大多為干部。

表5 “N”型關(guān)系兩側(cè)再就業(yè)群體的異質(zhì)性

由此可見，養(yǎng)老金收入較低的退休人員存在一定程度的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，出于經(jīng)濟(jì)需求產(chǎn)生再就業(yè)動機(jī)；而養(yǎng)老金收入較高的退休人員不存在經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，但出現(xiàn)再就業(yè)現(xiàn)象，基于馬斯洛需求層次理論的解釋，這部分群體是基于社交、尊重、自我實(shí)現(xiàn)的價值需求激發(fā)再就業(yè)動機(jī)。然而再就業(yè)動機(jī)到再就業(yè)行為的實(shí)現(xiàn)需要有人力資本的支持，但是養(yǎng)老金收入較低的退休人員受低質(zhì)量的人力資本約束，其再就業(yè)動機(jī)的實(shí)現(xiàn)受到阻礙，所以最終的再就業(yè)行為就呈現(xiàn)“N”型關(guān)系左側(cè)的遞增階段；而養(yǎng)老金收入較高的退休人員受高質(zhì)量的人力資本支持，有助于其再就業(yè)動機(jī)的實(shí)現(xiàn)，最終的再就業(yè)行為呈現(xiàn)“N”型關(guān)系右側(cè)的遞增階段。

五、結(jié)論與討論

（一）主要結(jié)論

本文從馬斯洛－需求層次理論出發(fā)，構(gòu)建退休老年人再就業(yè)的COM-B分析框架，考察養(yǎng)老金收入、個體人力資本、家庭照料責(zé)任對再就業(yè)行為的影響，通過實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：

第一，在動機(jī)維度中，養(yǎng)老金收入符合馬斯洛需求層次理論對退休老年人再就業(yè)行為的解釋。作為對現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)中養(yǎng)老金收入與退休后再就業(yè)行為的“倒U”型關(guān)系的補(bǔ)充，本研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金收入與退休后再就業(yè)行為呈現(xiàn)“N”型關(guān)系。當(dāng)養(yǎng)老金月收入超過6 500元時，退休后再就業(yè)行為的比例有所上升，揭示了退休老年人基于價值需求的再就業(yè)行為。“N”型關(guān)系的發(fā)現(xiàn)體現(xiàn)了老年群體勞動價值觀的變化，養(yǎng)老金收入較高的退休老年人在沒有經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的情況下并不是一味地選擇完全意義的退休享受娛樂消遣，而存在追求職業(yè)發(fā)展、自我實(shí)現(xiàn)的高層次價值需求，這對開發(fā)和利用高知老年人力資源具有重要的積極意義。第二，在能力維度中，退休老年人的人力資本更多是一種輔助性能力，其對再就業(yè)行為的影響取決于是否存在再就業(yè)動機(jī)。人力資本因素中，健康狀況的提升對男性退休人員再就業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，但對女性退休人員沒有顯著影響，在其他研究中同樣發(fā)現(xiàn)健康狀況對男性退休人員再就業(yè)行為的影響更大[12]。同時，健康狀況的性別差異影響也可以從本次研究發(fā)現(xiàn)中的老年性別分工得到解釋，男性退休人員更多承擔(dān)家庭經(jīng)濟(jì)責(zé)任，女性退休人員更多承擔(dān)家庭照料責(zé)任，因此健康狀況的改善更能促進(jìn)男性退休人員實(shí)現(xiàn)再就業(yè)行為，而女性退休人員受家庭照料負(fù)擔(dān)的約束更大，健康狀況的改善不會直接促使其進(jìn)入勞動力市場。能力維度中的受教育程度和退休前職位對再就業(yè)行為均沒有顯著影響，只有在退休人員具備再就業(yè)動機(jī)時發(fā)揮輔助性作用。可見，個體人力資本水平較高的退休老年人并不會直接選擇進(jìn)入勞動力市場，更多的是激發(fā)或影響再就業(yè)動機(jī)進(jìn)而產(chǎn)生再就業(yè)行為。置于“N”型關(guān)系中，有利于理解動機(jī)與能力對行為的影響。具體而言，當(dāng)養(yǎng)老金月收入低于500元時，退休人員出于經(jīng)濟(jì)需求產(chǎn)生再就業(yè)動機(jī)，但受其低質(zhì)量的人力資本約束，其再就業(yè)行為難以實(shí)現(xiàn)；當(dāng)養(yǎng)老金月收入超過500元時，經(jīng)濟(jì)需求開始減弱，再就業(yè)動機(jī)隨之降低，個體人力資本的影響作用不強(qiáng)，實(shí)際的再就業(yè)行為隨著再就業(yè)動機(jī)的下降而下降；當(dāng)養(yǎng)老金月收入達(dá)到6 500元時，退休人員在工作中的價值需求被激發(fā)出來，刺激其產(chǎn)生再就業(yè)動機(jī)，且受高質(zhì)量的人力資本支持，順利地實(shí)現(xiàn)再就業(yè)行為。第三，在機(jī)會維度中，家庭照料責(zé)任總體上是一種阻礙退休人員實(shí)現(xiàn)再就業(yè)行為的限制性因素。在我國傳統(tǒng)家庭文化的延續(xù)以及青年一代生活壓力倍增的現(xiàn)實(shí)背景下，隔代照料依然較為普遍，這使得工作－家庭平衡問題從性別視角蔓延到年齡視角。本研究發(fā)現(xiàn)，孫子女照料會阻礙女性退休人員實(shí)現(xiàn)再就業(yè)行為，對于男性退休人員而言，孫子女照料會增加其出于經(jīng)濟(jì)需求而再就業(yè)的可能性，但若沒有經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，也會抑制男性退休人員再就業(yè)。由此可見，個體步入老年階段，依然延續(xù)著與青年時期統(tǒng)一的性別角色分工，老年女性依然是承擔(dān)家庭照料工作的主力，這使得工作－家庭平衡問題貫穿女性整個生命周期；而老年男性退休后的再就業(yè)行為也受到家庭照料責(zé)任的制約，這使得工作－家庭平衡問題擴(kuò)展到老年時期。綜合來看，人力資源開發(fā)面臨性別平等、年齡平等的雙重制約。

（二）相關(guān)討論

此次研究發(fā)現(xiàn)對于實(shí)施“積極應(yīng)對人口老齡化”國家戰(zhàn)略，促進(jìn)老年人力資源開發(fā)具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。結(jié)合本文從個體微觀層面的動機(jī)、能力、機(jī)會三個維度對退休老年人再就業(yè)行為的實(shí)現(xiàn)機(jī)制研究，老年人力資源開發(fā)具體可以從養(yǎng)老金供給、老年職業(yè)培訓(xùn)、老年健康服務(wù)、社會照料服務(wù)等方面進(jìn)行政策完善，從而激發(fā)老年人再就業(yè)動機(jī)，提高老年人再就業(yè)能力，釋放老年人再就業(yè)機(jī)會，促進(jìn)其再就業(yè)行為的實(shí)現(xiàn)。第一，養(yǎng)老金供給的改革重點(diǎn)要放在經(jīng)濟(jì)弱勢群體上，但也不能削減高收入的養(yǎng)老金水平。現(xiàn)有研究大多認(rèn)為養(yǎng)老金收入過高或養(yǎng)老金水平增長過快導(dǎo)致老年人再就業(yè)意愿不高[11][27]。但本次研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金收入較高的退休人員也會基于價值追求選擇再就業(yè)，而不是通過降低養(yǎng)老金水平來刺激老年人為了追求經(jīng)濟(jì)收入再就業(yè)，反而要高度重視以謀生為目的的再就業(yè)老年群體，增加他們的經(jīng)濟(jì)保障，防止引發(fā)老年貧困。第二，完善老年健康服務(wù)體系，提高老年人的健康資本。健康狀況是保持可持續(xù)的工作能力的首要條件，對老年人更是如此。在社區(qū)層面宣傳疾病預(yù)防和健康管理意識，加強(qiáng)老年人的健康檢查和管理，為老年人“退而不休”提供有力的健康保障。第三，加強(qiáng)老年職業(yè)培訓(xùn)以提高老年人的專業(yè)能力。研究發(fā)現(xiàn)因經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)選擇再就業(yè)的老年群體受其低質(zhì)量的人力資本約束，不能順利地重返勞動力市場。職業(yè)培訓(xùn)學(xué)?；蛘呃夏甏髮W(xué)以及社區(qū)的老年教育場所可以針對老年人的崗位要求開設(shè)老年職業(yè)培訓(xùn)課程，提高老年人的就業(yè)能力。第四，完善社會照料服務(wù)，包括養(yǎng)老保障服務(wù)以及0～3歲嬰幼兒照護(hù)服務(wù)，減輕退休老年人的家庭照料負(fù)擔(dān)。本研究在家庭照料責(zé)任方面雖然只納入了孫子女照料，但伴隨高壽老齡化的發(fā)展以及青年一代的工作壓力，退休老年人可能面臨高壽父母和未成年孫子女的雙重照料負(fù)擔(dān)，阻礙其重返勞動力市場實(shí)現(xiàn)自己的價值追求。醫(yī)養(yǎng)結(jié)合、康養(yǎng)結(jié)合的養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)，以及0～3歲嬰幼兒照護(hù)服務(wù)的推行，能夠進(jìn)一步釋放低齡老年人的家庭照料負(fù)擔(dān)，繼續(xù)在工作崗位發(fā)揮和實(shí)現(xiàn)自己的個人價值，構(gòu)建個體、家庭、社會的多贏局面。?