第 4 期于小雨, 等 : 延迟退休政策对我国劳动力就业的影响研究 395 就业是国之根本, 是一个国家人民赖以生活和发展的基本前提. 在人类社会不断进步的过程中, 世界各国的老龄化现象日益严重, 我国也于 20 世纪末步入了老龄化社会, 但由于人口基数较大, 我国的老龄化问题远比其他国家更加严重.

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1 上海理工大学学报第 38 卷第 4 期犑. 犝狀犻狏犲狉狊犻狋狔狅犳犛犺犪狀犵犺犪犻犳狅狉犛犮犻犲狀犮犲犪狀犱犜犲犮犺狀狅犾狅犵狔犞狅犾.38 犖狅文章编号 : (2016) 犇犗犐 : / 犼. 犮狀犽犻. 犼狌狊狊狋延迟退休政策对我国劳动力就业的影响研究于小雨孙英隽 ( 上海理工大学管理学院, 上海 ) 摘要 : 基于年的统计数据, 首先从宏观角度分析了延迟退休对我国劳动力就业的影响, 其次将我国就业人口分为青年中年老年 3 组, 通过对面板数据进行检验并建立多元回归模型来验证老年人对中年青年劳动力就业是否存在挤出效应. 结果显示 : 延迟退休可以促进经济增长并带动就业岗位增加, 但在劳动供给有一定弹性的条件下, 延迟退休年龄会对部分潜在的劳动者产生挤出效应 ; 短期内, 延迟退休对青年组就业存在某种程度的挤出效应, 但影响效果并不明显, 延迟退休对中年组就业的影响不显著. 因此, 总体来看延迟退休对劳动力就业的影响不显著. 关键词 : 老年人 ; 延迟退休年龄 ; 劳动力就业 ; 挤出效应中图分类号 : 犉 24 文献标志码 : 犃犈犳犳犲犮狋狊狅犳犇犲犾犪狔犚犲狋犻狉犲犿犲狀狋犘狅犾犻犮狔狅狀狋犺犲犔犪犫狅狉犈犿狆犾狅狔犿犲狀狋犻狀犗狌狉犆狅狌狀狋狉狔犢犝犡犻犪狅狔狌, 犛犝犖犢犻狀犵犼狌狀 ( 犅狌狊狊犻狀犲狊狊犛犮犺狅狅犾, 犝狀犻狏犲狉狊犻狋狔狅犳犛犺犪狀犵犺犪犻犳狅狉犛犮犻犲狀犮犲犪狀犱犜犲犮犺狀狅犾狅犵狔, 犛犺犪狀犵犺犪犻 , 犆犺犻狀犪 ) 犃犫狊狋狉犪犮狋 : 犜犺犲犻犿狆犪犮狋狅犳犱犲犾犪狔狉犲狋犻狉犲犿犲狀狋狅狀狋犺犲犾犪犫狅狉犲犿狆犾狅狔犿犲狀狋犻狀犆犺犻狀犪狑犪狊犪狀犪犾狔狕犲犱犳狉狅犿犪犿犪犮狉狅狊犮狅狆犻犮犪狀犵犾犲犫犪狊犲犱狅狀狋犺犲狊狋犪狋犻狊狋犻犮犪犾犱犪狋犪狅犳 2004~2014. 犜犺犲犲犿狆犾狅狔犿犲狀狋狆狅狆狌犾犪狋犻狅狀狅犳犆犺犻狀犪犮犪狀犫犲犱犻狏犻犱犲犱犻狀狋狅狋犺狉犲犲犵狉狅狌狆狊, 狋犺犲犲犾犱犲狉犾狔犵狉狅狌狆, 犿犻犱犱犾犲犪犵犲犵狉狅狌狆犪狀犱狔狅狌狋犺犵狉狅狌狆. 犃狉犲犵狉犲狊狊犻狅狀犿狅犱犲犾狑犪狊犫狌犻犾狋狋狅狏犲狉犻犳狔狑犺犲狋犺犲狉狋犺犲狉犲犻狊犪狉犲犪犾犮狉狅狑犱犻狀犵狅狌狋犲犳犲犮狋犫犲狋狑犲犲狀狋犺犲犲犾犱犲狉犾狔犾犪犫狅狉犳狅狉犮犲犪狀犱狑狅狉犽犻狀犵犪犵犲犾犪犫狅狉犳狅狉犮犲犫狔狋犲狊狋犻狀犵狋犺犲狆犪狀犲犾犱犪狋犪狑犻狋犺狌狀犻狋狉狅狅狋狋犲狊狋狊犪狀犱犮狅犻狀狋犲犵狉犪狋犻狅狀狋犲狊狋狊. 犜犺犲狉犲狊狌犾狋狊狊犺狅狑狋犺犪狋狋犺犲犱犲犾犪狔狉犲狋犻狉犲犿犲狀狋犮犪狀狆狉狅犿狅狋犲狋犺犲犲犮狅狀狅犿狔犪狀犱犻狀犮狉犲犪狊犲犼狅犫狊. 犅狌狋狌狀犱犲狉狋犺犲犮狅狀犱犻狋犻狅狀狅犳犮犲狉狋犪犻狀犲犾犪狊狋犻犮犻狋狔狅犳犾犪犫狅狉狊狌狆狆犾狔, 犱犲犾犪狔犻狀犵狋犺犲狉犲狋犻狉犲犿犲狀狋犪犵犲狑犻犾犺犪狏犲犮狉狅狑犱犻狀犵狅狌狋犲犳犲犮狋狅狀狊狅犿犲狆狅狋犲狀狋犻犪犾狑狅狉犽犲狉狊. 犐狀狋犺犲狊犺狅狉狋狋犲狉犿, 狋犺犲狉犲犻狊犪狉犲犪犾犮狉狅狑犱犻狀犵狅狌狋犲犳犲犮狋狅狀狋犺犲狔狅狌狋犺犲犿狆犾狅狔犿犲狀狋, 犫狌狋狋犺犲犲犳犲犮狋犻狊狀狅狋狅犫狏犻狅狌狊犪狀犱狋犺犲犱犲犾犪狔狉犲狋犻狉犲犿犲狀狋犺犪狊狀狅犿犪狉犽犲犱犻犿狆犪犮狋狅狀狋犺犲犿犻犱犱犾犲犪犵犲犵狉狅狌狆. 犜犺犲狉犲犳狅狉犲, 狋犺犲犱犲犾犪狔狉犲狋犻狉犲犿犲狀狋犺犪狊狀狅犿犪狉犽犲犱犻犿狆犪犮狋狅狀狋犺犲犲犿狆犾狅狔犿犲狀狋犻狀犵犲狀犲狉犪犾. 犓犲狔狑狅狉犱狊 : 狋犺犲狅犾犱 ; 犱犲犾犪狔狉犲狋犻狉犲犿犲狀狋犪犵犻狀犵 ; 犾犪犫狅狉犲犿狆犾狅狔犿犲狀狋 ; 犮狉狅狑犱犻狀犵狅狌狋犲犳犳犲犮狋收稿日期 : 第一作者 : 于小雨 (1992-), 女, 硕士研究生. 研究方向 : 国际金融商业银行经营管理. 犈犿犪犻犾 : @ 狇狇. 犮狅犿通信作者 : 孙英隽 (1962-), 女, 教授. 研究方向 : 商业银行经营管理. 犈犿犪犻犾 : 狊狔犼 6677@126. 犮狅犿

2 第 4 期于小雨, 等 : 延迟退休政策对我国劳动力就业的影响研究 395 就业是国之根本, 是一个国家人民赖以生活和发展的基本前提. 在人类社会不断进步的过程中, 世界各国的老龄化现象日益严重, 我国也于 20 世纪末步入了老龄化社会, 但由于人口基数较大, 我国的老龄化问题远比其他国家更加严重. 我国的退休制度形成较早, 随着时代的推移和经济社会的发展, 针对以往退休制度中的不足, 我国虽能及时地进行补充与修改, 对一些高级专业人才和某些特殊领域的工作人员的退休政策作出调整, 但也仅仅只能缓解问题, 没有从根本上改变退休年龄政策框架. 然而, 近几十年来, 由于经济发展和医疗卫生条件的改善, 我国死亡率逐渐降低, 出生率上升, 使得人均寿命延长, 老年人口抚养比直线上升, 直接影响我国的就业. 但现行的退休制度越来越无法适应我国的就业现状, 必须进行改革. 因此, 旨在缓解就业压力的延迟退休制度得以提出. 本文通过分析延迟退休政策对我国劳动力市场及中年青年劳动力就业的影响, 便于政府及时高效地推出解决就业问题的最佳方案, 顺利地度过老龄化地艰难时期. 1 文献综述发达国家由于在 20 世纪初期便进入老龄化社会, 因此, 其针对退休制度的研究比较全面. 延迟退 [1] 休问题最早由犆犺犲狀提出来, 他指出随着人们生活水平的提高, 老龄化会使得人们愿意在享受资料上花费更多, 因此, 必须寻找一个最佳的退休年龄. [2] 犌狉狌犫犲狉等将就业者按年龄分为青年中年老年 3 组, 通过分析 3 组群体的就业率失业率以及人均犌犇犘 ( 国民生产总值 ) 等变量的相关数据, 得出延迟退休对青年人就业的负面影响极小, 甚至可能增加 [3] 青年人就业机会的结论. 犓犪犾狑犻犼等根据 22 个犗犈犆犇 ( 经济合作与发展组织 ) 国家的相关数据, 以老年就业率作为解释变量, 青年就业率作为被解释变量并建立动态模型, 结果表明, 老年人就业并不会对青年人就业产生显著的挤出作用, 而且两者在就业上还存在一定程度的相关关系, 即互补关系. 近年来, 我国关于延迟退休的研究也逐渐增多, 但相对于西方以实证为主要方式的研究, 国内的研究大多停留在理论层面, 数据分析较少. 针对延迟退休政策的影响问题, 国内学者也进行了许多分析研 [4] 究, 论证了延迟退休的必要性. 金刚针对我国人口红利逐步消失, 养老保险制度不健全等一系列问题, [5] 提出延迟退休年龄的必要性 ; 刘妮娜等认为延迟退休并不会对青年人的就业产生严重的挤出作用, 相反, 如果政策实施得当, 在某些行业还可能会促进 [6] 青年劳动者的就业机会 ; 刘琛认为延迟退休与促进就业并不矛盾, 延迟退休如果实施得当可以促进就业, 还指出推行延迟退休政策应坚持小步缓进, 女 [7] 性快于男性 ; 范琦等认为弹性退休政策有利于经济的稳定, 其中, 延退时期的选择十分重要, 时机定位准确, 有利于增加就业岗位, 且能够缓解延迟退休后就业压力的上升. 但是, 也有许多学者对于延迟退休政策持反对观点, 他们认为, 延迟退休不利于我国 [8] 劳动力就业市场的稳定. 陈李翔认为虽然延迟退休可以增加劳动力供给, 但由于目前我国的劳动力需求小于供给, 延迟退休可能会加重青年劳动力的 [9] 失业程度. 陈慧萍认为延迟退休会加大就业压力, 同时我国老年人口的平均余寿并没有延长. 综上所述, 国内大多学者认为延迟退休政策可能会对适龄劳动力的就业产生挤出效应, 然而这一类研究成立的前提是青年劳动者与老年劳动者是同质的, 即两者在工作能力素质等方面极其相似, 但事实表明, 我国不同年龄的劳动力水平存在差异, 并不同质. 并且这类分析主要是从劳动供给方面考虑, 忽略了劳动需求, 因此, 可能夸大了延迟退休年龄对适龄劳动力就业的影响. 本文的创新点在于兼顾供给与需求两个角度, 并通过模型进一步分析延迟退休对我国适龄劳动者就业的具体影响. 2 延迟退休对就业的作用机制 : 供需双角度从宏观角度来分析, 劳动力供给曲线具有两种不同的形状, 基于此, 退休年龄对就业的影响也有所不同, 其在不同形态的劳动供给曲线下可能会有不同的影响. 现以供给曲线的不同形状为依据, 利用劳动供需曲线分两种情况来分析延迟退休对就业的影响. 如图 1 所示 ( 见下页 ). 已知劳动力市场存在向右下方倾斜的劳动需求曲线犱 0, 以劳动供给量犔为横轴, 均衡工资犠为纵轴建立坐标系. 开始时市场处于均衡状态狆 0, 其劳动供给为犔 0, 均衡工资为犠 0. 现将退休年龄由犜 0 推迟到犜 1, 则会导致劳动供给增加, 使得原来的退休人员将继续从事工作, 那么, 供给增加究竟会产生什么影响, 现进行具体分析. 假设 1 劳动供给曲线弹性为 0, 即短期无弹性, 劳动供给曲线弹性犲狊 =0. [10] 如图 1 所示, 当劳动供给曲线无弹性时, 其

3 396 上海理工大学学报 2016 年第 38 卷是一条垂线. 当退休年龄由犜 0 延迟至犜 1 时, 原本应该退休的犜 0- 犜 1 年龄段的劳动者仍要继续工作, 致使劳动供给量由犛 0 增加到犛 1, 同时, 工资由犠 0 下降到犠 1, 劳动力市场重新在狆 1 处达到平衡. 但狆 1 点并不是最终的均衡状态, 因为, 劳动力的增加可以提高全社会的生产力, 增加社会总产出, 社会总收入也在一定程度上有所提升. 而一旦总收入增加, 便会刺激全社会的总需求, 进而推动劳动需求曲线由犱 0 向右上方移动到犱 1, 需求上升会使工资上升到犠 2, 最终劳动力市场在狆 2 点重新达到均衡. 图 1 弹性为 0 时的劳动供给曲线犉犻犵.1 犔犪犫狅狉狊狌狆狆犾狔犮狌狉狏犲狑犺犲狀狋犺犲犲犾犪狊狋犻犮犻狋狔犻狊犲狇狌犪犾狋狅狕犲狉狅这种情况下, 延迟退休年龄虽然会在一定程度上导致工资水平的下降, 但其下降幅度有限, 更重要的是延迟退休会增加社会总产出, 从而加大社会对劳动力的需求. 因此, 该政策并不会对适龄劳动力的就业产生挤出作用, 甚至可能提高他们的就业率, 最终全社会依然可以达到充分就业水平. 假设 2 劳动供给曲线向右上方倾斜, 即有一定的弹性, 犲狊 0 [10] 如图 2 所示, 当劳动供给曲线有弹性时, 其是一条向右上方倾斜的直线, 当退休年龄由犜 0 延迟至犜 1 时, 劳动供给曲线向右下方移动, 由犛 0 移动到犛 1. 劳动力供给不断增加会产生两方面影响, 首先, 若劳动力需求不变, 则工资应有所下降, 由犠 0 下降到犠 1. 工资的下降, 削弱了部分劳动者的工作积极性, 他们转而希望消费更多的闲暇而不是努力工作, 表现为在职人员会减少劳动供给量, 而未就业者则会持观望态度, 短期内没有进入劳动市场的想法. 因此, 导致全社会劳动力供给量下降, 就业量由犔 0 减少为犔 1, 但仍比延迟退休之前的就业量要高, 市场达到均衡点狆 1, 但狆 1 点并不是最终的均衡状态 ; 其次, 劳动供给的增加会提高社会总收入与总产出, 从而导致总需求的上升, 进而使劳动力的需求增加, 即需求曲线从犱 0 向右移动到犱 1, 使得劳动供给量增至犔 2, 工资水平也相应地由犠 1 上调至犠 2, 劳动力市场最终达到均衡点狆 2. 图 2 弹性不为零时的劳动供给曲线犉犻犵.2 犔犪犫狅狉狊狌狆狆犾狔犮狌狉狏犲狑犺犲狀狋犺犲犲犾犪狊狋犻犮犻狋狔犻狊狀狅狋犲狇狌犪犾狋狅狕犲狉狅在这种情况下, 延迟退休年龄对劳动力的工资有一定的削弱作用, 导致工资下降, 并且会削弱劳动者的工作积极性, 使劳动供给量减少. 同时, 也会对新进入的劳动者产生一定程度的挤出效应, 使其短时间内不想工作, 但总体来看, 仍远远高于没有延迟退休时的就业量. 纵观以上两种假设可以得出 : 当劳动供给没有弹性时, 延迟退休可能会提高就业率, 促进经济社会发展, 对劳动力就业没有挤出作用 ; 当劳动供给有弹性时, 延迟退休年龄可能会使部分新进入的劳动者推迟其入职的时间, 从而对适龄劳动者就业存在一定程度的挤出效应. 另外, 在现实的劳动市场中, 劳动需求并非一成不变, 当需求增加时, 延迟退休对适龄劳动力就业的挤出效应就显得微乎其微, 尤其是当劳动力供不应求时, 这种挤出效应就完全不存在. 3 延迟退休政策对我国就业影响的实证分析供需理论分析显示, 当劳动供给曲线存在弹性时, 延迟退休年龄可能会延迟部分新进入劳动市场的劳动者就职的时间, 但延长时间的长短并没有具体给出, 延迟退休政策对劳动力就业的影响程度也没有得出详尽的量化指标. 因此, 本文选取我国年的有关经济数据, 通过回归分析, 分别研究延迟退休政策对 16~24 岁青年以及 25~54 岁中年劳动力就业的影响. 3.1 延迟退休政策对青年劳动力 (16~24 岁 ) 就业的影响变量选取及数据来源犪. 借鉴文献 [2] 的研究方式, 根据年龄将我国

4 第 4 期于小雨, 等 : 延迟退休政策对我国劳动力就业的影响研究 397 的就业者分成 3 组 : 青年组 (16~24 岁 ), 中年组 (25~54 岁 ), 老年组 (55 岁以上 ). 选取年 3 组成员每年的全国就业人口数作为变量, 由于此数据无法直接得到, 因此, 需要进行一定的运算, 各组就业人口比和各年就业总数的数据来自中国劳动统计年鉴. 犙 = 犿狀式中 : 犙为各组每年就业人口 ; 犿为各组就业人口比 ; 狀为该年的就业总数. 犫. 犌犇犘 : 是衡量各国人民生活水平的一个标准, 犌犇犘增长率与失业率之间成反比关系, 因此, 犌犇犘的总量与就业总人数有关, 犌犇犘变量的数据可从中国统计年鉴中得到. 犮. 劳动力参与率 ( 犾犪犫狅狉狆狅狉 ): 指经济活动人口占总劳动年龄人口的比率, 常被用于测度人们对社会经济活动的参与度. 目前, 我国中年青年劳动者的劳动力参与率逐年下降, 而老年人的劳动力参与率却相对稳定, 因此, 老年人就业率的上升有利于稳定我国的劳动力参与率. 表 1 中的数据来自世界银行数据库. 犱. 老年抚养比 ( 犗犇犚 ): 是指非劳动年龄人口中的老年人口对总劳动年龄人口的比例, 随着我国老龄化的不断加深, 非劳动人口不断增加, 我国老年抚养比逐年增加, 老年人退休意味着岗位的需求扩大, 从而有利于青年人就业. 表 1 中的数据来源于中国统计年鉴模型的构建在建立回归模型时, 选取青年组 (16~24 岁 ) 的全国就业人口为被解释变量, 解释变量包括 : 老年组 (55 岁以上 ) 的就业人数, 中年组 (25~54 岁 ) 的就业人数, 国内生产总值犌犇犘, 老年抚养比以及劳动力参与率. 因各变量在数值上相差比较大, 所以, 采用对数转换的方式将原数据变形, 以尽可能减少实验误差. 根据表 1 的数据, 构建回归模型. 方程一. 犢 =β0+β1 犡 1+β2 犡 2+β3 犡 3+ β4 犡 4+β5 犡 5+ε (1) 式中 : 犢为 16~24 岁青年就业人口的自然对数 ; 犡 1 为 55 岁以上老年就业人口的自然对数 ; 犡 2 为 25~ 54 岁中年就业人口的自然对数 ; 犡 3 为本年犌犇犘的自然对数 ; 犡 4 为老年抚养比 ; 犡 5 为劳动力参与率 ; β0,β1,β2,β3,β4,β5 分别为系数 ;ε 为随机误差项. 表我国分年龄段就业人口犌犇犘老年抚养比劳动力参与率相关数据犜犪犫 1 犚犲犾犲狏犪狀狋犱犪狋犪狑犻狋犺狉犲狊狆犲犮狋狋狅狋犺犲犲犿狆犾狅狔犿犲狀狋狆狅狆狌犾犪狋犻狅狀狅犳犱犻犳犳犲狉犲狀狋犪犵犲狊, 犌犇犘, 犲犾犱犲狉犾狔犱犲狆犲狀犱犲狀犮狔狉犪狋犻狅犪狀犱犾犪犫狅狌狉狆犪狉狋犻犮犻狆犪狋犻狅狀狉犪狋犲犻狀狅狌狉犮狅狌狀狋狉狔犻狀年份 16~24 岁就业人口自然对数 55 岁以上就业人口自然对数 25~54 岁就业人口自然对数犌犇犘总量自然对数老年抚养比 /% 15 岁以上人口劳动力参与率 /% 注 : 表中数据是根据中国劳动统计年鉴与中国统计年鉴数据统计得出模型的估计在运用犗犔犛法 ( 普通最小二乘法 ) 建立回归模型进行估计之前, 必须对各个变量的平稳性进行检验. 犪. 通过犛犜犃犜犃软件, 作出各变量的散点图. 通过分析图 3( 见下页 ) 可以看出, 犢与每个变量犡 1, 犡 2, 犡 3, 犡 4, 犡 5 基本上都呈线性相关关系, 并且图 3 中各变量的取值都有一定的规律可循. 由此可以得出, 被解释变量犢与各解释变量之间存在建立回归方程的可能. 现进一步检验是否可以建立回归方程, 由于是面板数据, 因此, 首先进行单位根犃犇犉检验. 犫. 单位根检验. 借助犛犜犃犜犃软件, 对各变量犢, 犡 1, 犡 2, 犡 3,

5 398 上海理工大学学报 2016 年第 38 卷图 3 各变量散点图犉犻犵.3 犛犮犪狋犲狉犱犻犪犵狉犪犿狅犳犲犪犮犺狏犪狉犻犪犫犾犲犡 4, 犡 5 进行犃犇犉单位根检验. 根据表 2 可以看出, 在 1% 的显著性水平下, 犢, 犡 1 两者是一阶单整, 犡 4 是二阶单整, 犡 2, 犡 3, 犡 5 是非平稳序列. 因此, 犢, 犡 1 这 2 个变量之间有建立协整模型的可能. 狆为概率. 犮. 运用犗犔犛法得到线性回归方程. 回归结果如表 3 所示. 犆为系数, 狋为时间, 犉为固定值, 犚 2 为方差, 犮为相关系数. 表 2 各变量单位根检验结果犜犪犫.2 犝狀犻狋狉狅狅狋狋犲狊狋狉犲狊狌犾狋狊狅犳犲犪犮犺狏犪狉犻犪犫犾犲变量犃犇犉检验值犃犇犉临界值 (1%) 狆平稳性犢非平稳犱 ( 犢,1) 平稳犡非平稳犱 ( 犡 1,1) 平稳犡非平稳犱 ( 犡 2,1) 非平稳犱 ( 犡 2,2) 非平稳犡非平稳犱 ( 犡 3,1) 非平稳犱 ( 犡 3,2) 平稳犡非平稳犱 ( 犡 4,1) 非平稳犱 ( 犡 4,2) 非平稳犡非平稳犱 ( 犡 5,1) 非平稳犱 ( 犡 5,2) 非平稳注 : 犱 ( 犡, 狀 ) 表示滞后狀期. 表 3 方程 (1) 回归结果犜犪犫.3 犚犲犵狉犲狊狊犻狅狀狉犲狊狌犾狋狊狅犳狋犺犲犲狇狌犪狋犻狅狀 (1) 犗犫狊 :11 犢犆狋狆 > 狋犉 2 犚犃犐犆信息准则犡犡犡犡犡犮注 : 犗犫狊 :11 表示样本个数为 11. 以犢为因变量, 犡 1, 犡 2, 犡 3, 犡 4, 犡 5 为自变量组成的线性回归方程为犢 = 犡犡犡犡犡 (2) 由表 3 可知, 青年就业人数分别与老年就业人数和中年就业人数呈负相关, 即青年就业人数随老年和中年就业人数的上升而逐渐下降 ; 青年就业人数与当年的国内生产总值犌犇犘呈正相关, 即青年就业人数随犌犇犘的增长而增加, 以上 2 个结论都与一般事实相符. 但是, 表 3 中显示, 老年抚养比 ( 犗犇犚 ) 与青年就业人数呈反比, 即老年抚养比的增大却导致青年就业人数的缩减, 这似乎与实际情况不符. 一般而言, 两者应该存在正向的相关关系, 并且其狆为 0.832, 远大于 0.05, 不显著, 因此, 为得到更好的拟合效果, 应将该变量从方程中剔除. 同理, 劳动力参与率的狆为 0.702, 因而也应一并剔除. 由此得到更为简洁的线性回归模型, 即方程二. 方程二. 犢 =β0+β1 犡 1+β2 犡 2+β3 犡 3+ε (3) 根据方程二得到新的统计指标的回归结果如表 4 所示. 新的线性回归方程为犢 = 犡犡犡 (4) 由表 4 可知, 在剔除变量犡 4, 犡 5 之后, 其他解释变量的系数比以前更加显著 ( 狆值更小 ), 与此同时, 犃犐犆信息准则的数值更小 ( < ), 说明新方程中解释变量的个数比原方程中解释变量的个数更准确. 因此, 可以得出结论, 剔除不显著的解释变量可以使模型更加有效. 犱. 协整检验. 令残差为犲, 为了检验残差的平稳性, 采用犈犌协整检验, 其犃犇犉检验结果如表 5 所示. 由表 5 可知, 残差犲的犃犇犉检验值为 ,

6 第 4 期于小雨, 等 : 延迟退休政策对我国劳动力就业的影响研究 399 表 4 方程 (4) 回归结果犜犪犫 4 犚犲犵狉犲狊狊犻狅狀狉犲狊狌犾狋狊狅犳狋犺犲犲狇狌犪狋犻狅狀 (4) 犗犫狊 :11 犢犆狋狆 > 狋犉犚 2 犃犐犆信息准则犡犡犡犮表 5 方程 (4) 中残差犲的犃犇犉检验犜犪犫.5 犃犇犉狋犲狊狋狅犳狋犺犲狉犲狊犻犱狌犪犾犲犻狀犲犵狌犪狋犻狅狀 (4) 变量狋狆临界值 1% 5% 10% 平稳性狕 ( 狋 ) 平稳小于临界值 , 因此, 可拒绝原假设, 即认为不存在单位根, 方差平稳. 因此, 新线性回归方程犢 = 犡犡犡成立. 回归方程的最终结果表明 : 其次, 人均犌犇犘与青年就业人数呈正相关, 即人均犌犇犘的提高可以促进青年人就业, 然而犌犇犘对青年就业的正效应远远低于中年老年就业人数对青年就业人数的负效应. 这一结果可能是由于劳动力市场供需不匹配, 青年就业者所具备的知识能力不足以满足新生岗位的需求, 导致大量工作岗位空缺, 青年劳动者无法找到合适的工作. 3.2 延迟退休对中年劳动力 (25~54 岁 ) 就业的影响检验方法与 16~24 岁青年劳动力就业人数的估计类似, 不同的是 : 选取犡 2= 犾狀犿为被解释变首先, 青年就业人数与老年就业人数和中年就量, 将前面的被解释变量犢 = 犾狀狔作为解释变量, 业人数都呈负相关, 但中年就业人数对青年就业人其他解释变量仍保持不变. 犿为 25~54 岁中年就数的影响比对老年人的影响更为显著 ( > 业人口, ), 其原因可能为 25~54 岁就业人数较狔为 16~24 岁青年就业人口. 使用与前面同样的方法, 通过先进行单位根检验验证其协整的多, 占全国就业人口的比重较大, 而且相对于老年人, 中年就业人口与青年就业人口联系更紧密, 两者可能性, 再进行犗犔犛回归分析, 剔除不显著的变量的岗位替代性更强. 老年人一般工龄较长, 居于高位, 其岗位是大多青年就业者暂时无法胜任的, 因此, 老年就业人口对青年就业人口的影响不如中年就业人口显著. 后, 最终得到回归模型为犡 2 = 犡犢犡回归结果如表 6 所示. (5) 表 6 方程 (5) 回归结果犜犪犫.6 犚犲犵狉犲狊狊犻狅狀狉犲狊狌犾狋狊狅犳狋犺犲犲狇狌犪狋犻狅狀 (5) 犗犫狊 :11 犡 2 犆狋狆 > 狋犉犚 2 犃犐犆信息准则犡犢犡犮由表 6 可知, 各个变量的狆都远小于 0.05, 即各变量在 5% 的显著性水平下都比较显著. 运用犈犌协整检验, 对残差进行平稳性检验, 其犃犇犉检验结果如表 7 所示. 表 7 方程 (5) 中残差犲的犃犇犉检验犜犪犫.7 犃犇犉狋犲狊狋狅犳狋犺犲狉犲狊犻犱狌犪犾犲犻狀犲犵狌犪狋犻狅狀 (5) 变量狋狆临界值 1% 5% 10% 平稳性狕 ( 狋 ) 平稳由表 7 可知, 残差犲的犃犇犉检验值为 , 小于临界值 , 因此, 在 5% 的置信水平上可拒绝原假设, 即可以认为不存在单位根, 方差平稳. 因此, 新线性回归方程犡 2 = 犡犢犡成立. 回归方程的最终结果表明 : 首先, 中年就业人数与老年就业人数和青年就

7 400 上海理工大学学报 2016 年第 38 卷业人数都呈负相关, 但 2 个年龄段对中年劳动者就业的负面影响程度均很小, 相比较而言, 老年就业人数对中年就业人数的影响大于青年就业人数对中年就业人数的影响. 原因可能是中年劳动者大多已从事工作数年, 具备一定的工作经验和能力, 与青年劳动者相比具有极大优势. 同理, 尽管老年就业人数增加, 也不可能将具有阅历和经验的中年劳动者挤出劳动市场. 但由于老年人工作经验可能略高于中年劳动者, 因此, 老年就业人数对中年就业人数的负效应大于青年就业人数时中年就业人数的负效应. 其次, 人均犌犇犘对中年就业人数有正效应, 但同样地, 犌犇犘对中年劳动者就业的正效应远远低于青年老年就业人数对中年就业人数的负面影响. 3.3 实证结果分析通过比较最终的方程 (4) 和方程 (5) 可以得出 : 犪.55 岁以上老年就业人数与 16~24 岁青年就业人数的相关关系 ( ) 显著大于其对 25~ 54 岁中年就业人数的相关系数 ( ), 且两者都是反比关系. 由此可以看出 : 第一, 老年人就业人数分别对青年中年就业人数都存在一定程度的挤出效应, 即延迟退休会减少中年青年就业 ; 第二, 老年人就业对青年人就业的挤出效应明显大于对中年人就业的挤出效应, 且对中年人的负面作用极小, 从长远来看, 可以认为这种作用基本不存在, 即延迟退休对中年人的就业没有太大的负效应. 究其原因有以下几点 : 首先, 相对于新入职的青年劳动者来说, 老年工作者由于工龄较长, 积累了丰富的工作经验, 尤其在技术经验需求较大的工作岗位, 老年人比青年人更具优势, 因此, 会对刚入职或正在寻找工作的适龄青年劳动者的就业存在挤出效应 ; 其次, 中年就业者已经在岗位上工作了一段时间, 相对于青年就业者, 他们已经积累了一定的经验和能力, 因此, 老年就业者的增加不会对其产生太大的影响, 即使短期内会对中年人产生不利, 从长期来看这种影响也是极小的, 甚至可以忽略. 犫. 中年就业人数对青年就业人数的挤占效应 ( ) 要强于青年就业人数对中年就业人数的挤占效应 ( ). 青年劳动者与中年劳动者占据了全国总就业人数的半数以上, 比重较大, 并且两者之间存在零基博弈, 即一方就业的增加必然会导致另一方就业的减少, 两者存在此消彼长的关系. 但是, 需要指出的是, 中年就业者对青年就业者的负面影响远远大于后者对前者的影响, 中年劳动者的增加会显著影响青年劳动者的入职率与离职率. 然而青年就业人数的增长不会对中年就业人数产生太大的阻碍, 其原因可能是 : 新就业的青年人缺乏一定的工作经验和阅历, 对工作业务和环境都比较陌生, 融入工作需要一定的时间, 同时还会增加公司的培训成本, 从公司角度来看, 这些无谓的成本是可以避免的. 而对于中年就业者来说, 他们已经具备了一定的工作经验, 且不需要再加以培训, 可以节省公司的成本, 因此, 相比较之下, 若中年就业者增加势必会对青年劳动者的就业产生挤出效应, 而青年就业人数的增加却不会对中年就业人数产生过多的负面效应. 犮. 犌犇犘对就业有正向影响, 即随着犌犇犘的增长, 我国就业人口也相应增加. 这一正向效应更多地体现在 16~24 岁青年就业人群中 ( 犌犇犘增长对青年就业人群的影响 ( ) 大于对中年就业人群的影响 ( )). 我国犌犇犘的逐年增长表明经济水平的不断提高, 企业生产力扩大, 因而为社会提供了更多的就业机会, 使得更多的中青年适龄劳动者进入工作岗位, 失业率在一定程度上有所下降. 同时, 由于我国目前新就业者大多数为青年人, 因此, 工作岗位的增多首先会对青年就业者产生积极影响. 中年人大多在岗位中工作了一段时间, 外加具备了一定的知识储备和工作经验, 失业率和求职意愿相对青年人来说较少, 所以, 增加就业机会对其的影响要小于青年人. 犌犇犘增长在一定程度上可以缓解社会的就业压力, 有利于劳动力市场的稳定和经济社会的可持续发展. 综上, 通过对 3 组就业人数犌犇犘等变量的实证分析可以得出, 延迟退休对 16~24 岁青年就业人数的影响较为显著, 两者呈负相关, 即延迟退休会对青年劳动者就业产生挤出效应, 老年就业人口的增加能够替代部分青年就业者. 但其对中年就业者的影响并不显著, 即老年就业人数的增加不会对中年就业人数产生太大的负面影响. 由于在我国 25~54 岁中年劳动者在全国总体劳动者中占比最大 ( 远大于青年劳动者 ), 因此, 一般而言, 延迟退休政策并不会对适龄劳动力产生严重的影响, 尽管存在一定的挤出效应, 也是在一定条件下 ( 短期, 劳动力同质 ) 产生的, 且其替代效应并不显著. 4 我国实行延迟退休政策的建议通过理论与实证分析, 延迟退休政策在缓解老龄化危机, 弥补养老资金短缺, 减轻我国人口红利消

8 第 4 期于小雨, 等 : 延迟退休政策对我国劳动力就业的影响研究 401 失压力的同时, 也为我国带来些许负面影响. 延迟退休对我国就业的负效应不能忽视, 因为, 就业是民生之本, 其关系到经济社会的可持续发展以及人民生活水平的提高, 是社会安定人民团结的基础. 因此, 考虑到我国目前退休制度存在的某些弊端, 结合我国关于延迟退休政策的相关内容, 建议如下 : 犪. 延迟退休应配以弹性退休制度. 尽管我国提出实行渐进式的延迟退休政策, 但考虑到该政策可能引发一系列的社会问题, 因此, 必须认真严谨全面地规划部署, 针对预设政策中的不足, 采取切实有效的措施加以解决, 争取让延迟退休政策惠及更多劳动者. 为此, 我国在实行延迟退休的同时应结合弹性退休制度, 让劳动者根据自身情况自由选择各人的退休年龄以及养老金的补助方式和数额. 首先, 相关部门应对民众进行正向引导, 明确养老金与缴费时间长短以及缴费数额多少密切相关, 加大养老保险激励力度 ; 其次, 弹性应适度, 探索性地试行弹性退休制度, 逐步降低劳动者对政策的质疑和反对, 例如, 在 50~60 岁之间的劳动者可自行选择退休时间. 犫. 赋予民企职工提前退休的权利. 由于某种局限, 我国目前就职于民营企业特殊工种的众多劳动者无法享有提前退休的权利, 这对劳动者和民营企业来说有失公平. 因此, 国家应加快对工人退休政策的修改力度, 坚持同工同对待, 公平公正, 使民营企业从事特殊工种的职工同样享有提前退休的权利, 统一不同所有制职工的退休年龄. 犮. 降低养老保险费率. 目前, 我国的养老保险费率水平较高, 导致一些企业由于用人成本过高而缩减职位, 影响社会就业水平. 因此, 在实行延迟退休政策的同时应配合降低养老保险费率, 以此来缓解青年劳动者的社会压力, 使其保持足够的工作积极性. 犱. 女性延退速度快于男性. 我国女性退休年龄较男性早, 但如果目前只延迟女性退休年龄, 可能会引发社会矛盾, 阻碍政策的实施. 因此, 延迟退休应男女同行. 不过针对女性退休早这一现象, 可以适当采取女性延迟的速度更快的方式, 男性可以相对慢些. 如男女按一定比例 (1 3) 延迟退休时间, 若男性每年延迟 1 个月, 女性相应多延迟一些, 每年延迟 3 个月. 犲. 实行激励政策. 我国应实行养老保险金多缴多得少缴少得的方式, 将缴税与退休金取得联系起来, 建立缴税和待遇紧密相连的激励政策, 对养老金的发放方法进行修改, 规定劳动者缴纳保险金的时限与退休后待遇呈正比, 以此促使老年人自愿延迟退休, 如此, 既能增加劳动供给, 减轻老龄化带来的负效应, 又能确保经济社会的平稳运行, 提高人民的生活水平, 实现国家与个人的双赢. 参考文献 : [1] 犆犎犈犖犢犘. 犈狇狌犻狏犪犾犲狀狋犚犲狋犻狉犲犿犲狀狋犃犵犲狊犪狀犱狋犺犲犻狉犻犿狆犾犻犮犪狋犻狅狀狊犳狅狉狊狅犮犻犪犾狊犲犮狌狉犻狋狔犪狀犱犿犲犱犻犮犪狉犲犳犻狀犪狀犮犻狀犵 [ 犑 ]. 犜犺犲犌犲狉狅狀狋狅犾狅犵犻狊狋,1994,34(6): [2] 犌犚犝犅犈犚犑, 犕犐犔犔犐犌犃犖犓, 犠犐犛犈犇犃. 犛狅犮犻犪犾狊犲犮狌狉犻狋狔狆狉狅犵狉犪犿狊犪狀犱狉犲狋犻狉犲犿犲狀狋犪狉狅狌狀犱狋犺犲狑狅狉犾犱 : 狋犺犲狉犲犾犪狋犻狅狀狊犺犻狆狋狅狔狅狌狋犺犲犿狆犾狅狔犿犲狀狋, 犻狀狋狉狅犱狌犮狋犻狅狀犪狀犱狊狌犿犿犪狉狔 [ 犑 ]. 犖犫犲狉犠狅狉犽犻狀犵犘犪狆犲狉狊,1997,74(99): [3] 犓犃犔犠犐犑犃, 犓犃犘犜犈犢犖犃, 犇犈犞犗犛犓. 犚犲狋犻狉犲犿犲狀狋狅犳狅犾犱犲狉狑狅狉犽犲狉狊犪狀犱犲犿狆犾狅狔犿犲狀狋狅犳狋犺犲狔狅狌狀犵 [ 犑 ]. 犇犲犈犮狅狀狅犿犻狊狋,2010,158(4): [4] 金刚. 中国退休年龄的现状问题及实施延迟退休的必要性分析 [ 犑 ]. 社会保障研究,2010(2): [5] 刘妮娜, 刘诚. 延迟退休对青年人就业的影响分析基于我国 29 个省份 18 个行业的数据分析 [ 犑 ]. 南方人口,2014,29(2): [6] 刘琛. 打破悖论 : 延迟退休对就业的影响分析 [ 犑 ]. 社会保障研究,2015(4): [7] 范琦, 冯经纶. 延迟退休对青年群体就业的挤出效应研究 [ 犑 ]. 上海经济研究,2015(8): [8] 陈李翔. 推迟退休是一把双刃剑 [ 犑 ]. 浙江经济, 2010(12):4. [9] 陈慧萍. 浅谈我国延迟退休年龄问题 [ 犑 ]. 卷宗,2014 (5):471. [10] 高鸿业. 西方经济学 [ 犕 ].5 版. 北京 : 中国人民大学出版社,2011. ( 编辑 : 石瑛 )

12 $5 #% 7(QR# &) 16 ] ^,( K, ) M,U * 4 1 / * +K,,-,. /01 +N: 1 +,:,- 1, R 2 b 34 2b 5,67 8(9) : ; :5 ( 5 1 (bm ) <8 > ; G B C / D E

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