健康状况、延迟退休与就业效应

　　摘 要：近年来中国经济增长从高速转向中高速发展，已然步入了“新常态”。然而，人口老龄化、养老金缺口问题仍然是萦绕在中国经济上空的“阴霾”，加之人均预期寿命的不断提高，国民健康状况的不断改善，现有的退休制度已经不能适应经济和社会的发展，延迟退休政策的出台似乎是势在必行!许多民众担心延迟退休年龄可能会挤占青年人的就业岗位，对青年就业产生负面影响，对这一举措持反对态度。经模型分析及依据 CHNS 面板数据的实证分析发现，短期内，延迟退休可能会对就业产生“挤出效应”，但是这种“挤出效应”因不同地区、性别和行业等有所差异，而且，从长期来看，延迟退休对就业没有负面效应甚至是促进作用。最后给出了延迟退休政策设计的一些建议。

　　关键词：劳动经济学;健康状况;延迟退休;就业;oprobit 模型;xtlogit 回归

　　0 引言

　　随着医疗卫生事业的发展，人们饮食结构的改善，我国人口平均寿命较解放初期有了很大的提高，依据世界卫生组织相关统计，我国男性预期寿命已达到 74.6 岁，而女性更是高达 77.6 岁，均已超过世界平均水平①。与之相对的我国人口自然增长率在 2015 年仅为 4.96‰。伴随着老龄人口的增多和新生儿的下降，我国人口结构发生了变化，人口老龄化问题显现。根据最新的第六次人口普查数据，我国 60 岁及以上人口占 13.26%，而 2000 年这一比率还维持在 10.33%。超出联合国规定的 10% 基准线，事实上，我国已于 2000 年进入了老龄化社会。

　　人口老龄化催生出了许多社会问题，尤为瞩目的就是养老问题。《中国劳动保障发展报告(2016)》指出，2014 年当年全国性养老金收支缺口已经达到 1321 亿元，全国共有 24 个省级统筹单位收支状况进一步恶化，个人账户空账运行规模越来越大，接近 3.6 万亿元，养老金当期收不抵支现象凸显。

　　如何解决我国人口老龄化和养老金缺口压力日益增大的难题，已成为各界讨论的一个热门话题。鉴于延迟退休年龄对养老金的“增收减支”作用，很多学者都视其为解决养老金缺口的一条通衢。人力资源和社会保障部部长尹蔚民明确指出，推行延迟退休只是时间问题。②

　　鉴于世界各国延迟退休的一些经验和教训，我们不禁疑虑：主观上，国人的身体健康状况是否足以支撑其继续工作及其自身的工作意愿如何?客观上，延迟退休是否会对就业乃至经济增长产生负面影响?本文将立足于以上问题，用理论和实证的方法展开研究。

　　1 文献综述

　　20 世纪下半叶，国外部分学者开始研究健康状况与延迟退休的关系。Lazear 发现，现时和预期的健康状况会决定劳动者对现时和将来闲暇的偏好选择，非健康带来的负效用和低回报使得其继续劳动的概率减少。Jiménez-Martín(2006) [1] 通过对西班牙 50-60 岁劳动者的实证研究发现，随着健康状况的恶化，劳动者继续参加工作的概率降低。与此同时，很多学者也开始研究养老保障制度对退休年龄的影响。Hurd & Boskin(1981) [2] 根据纵向数据分析得出，因为社会保障收益的大幅提高，1969- 1973 年老年人劳动参与率出现了下降。Stock (1990) [3] 侧重于研究养老金对退休的激励作用，他建立了一个“最优退休年龄”的模型得出，养老金给付公式的不同会决定退休年龄的分布范围。主张根据不同行业、群体的特点针对性的制定退休政策。 Samwick(1998) [4] 使用代际模型来解释养老金的大小对个人退休决策的影响效应。提出在当前人口老龄化的背景下，应通过增加工作期的工资水平等措施来遏制提前退休势头，鼓励国民选择延迟退休。还有一些学者关注于延迟退休的就业效应的研究。 Franklin A.Michello & William F.Ford(2006) [5] 把劳动人口参与率作为重要的解释变量，采用静态的奥肯定律来进行研究表明：延迟退休后的老年人口就业数量的增加将会挤占年轻人的工作岗位，进而导 致 失 业 率 的 上 升 。 Gruber. Milligan & Wise (2009)分析了比利时等十二个国家的不同年龄阶段的劳动参与率，反驳了工总量不变的假说，同时证明了延迟退休还会对就业具有积极地促进作用。

　　2 延迟退休的合理性及健康状况分析

　　2.1 延迟退休的合理性分析

　　基于国情的变化，我们不禁思考现有的法定退休年龄是否仍然是合理的?如何寻找到“最佳”退休年龄?基于此，本文提出了三个假设条件：

　　(1)消费者工作期的收入固定不变，成长期和退休期的收入为零，零利息率;

　　(2)消费者工作期和退休期消费固定，无馈赠资产;

　　(3)消费者成长期的消费也是固定的，但是不同于工作期和退休期。

　　2.2 支撑延迟退休的健康状况的实证分析

　　2.2.1 变量选取

　　借鉴国内外健康影响因素实证研究的文献成果，本文选取性别、年龄、工资、地区、医疗保险及受教育程度等指标作为解释变量。

　　2.2.2 双样本 T-Test 检验

　　本文采用中国营养与健康调查数据(CHNS)分析改革开放以来，国民的整体健康状况是否有显著改善，这关系到延迟退休制度改革推行的可行性。

　　(1)我们把 1991 年定义为第 1 组，2004 年定义为第 2 组，实证结果如表 2：

　　由表 2 可知，1997 年调研数据包括 171 个样本，2004 年调研数据包括 372 个样本，其中，1997 年的样本均值和标准误分别为 2.26 和 0.05，2004 年的样本均值和标准误分别为 2.76 和 0.04。原假设是 1997 年和 2004 年的样本均值没有差别，双尾检测结果显示 p 几乎为零，原假设发生的概率很小，根据小概率原理，我们就有理由拒绝原假设，接受备择假设，1991 年和 2004 年的健康水平存在显著的差异。因为，2004 年的样本均值相对来说较高，说明自改革开放以来，我国居民的健康状况逐渐改善。

　　(2)我们把 2004 年定义为第 2 组，2011 年定义为第 3 组，实证结果如表 3：

　　由表 3 来看，2004 年调研数据包括 372 个样本，2011 年调研数据包括 682 个样本，其中，2004 年的样本均值和标准误分别为 2.76 和 0.04，2011 年的样本均值和标准误分别为 2.72 和 0.03。原假设是 2004 年和 2011 年的样本均值没有差别，双尾检测结果显示 p 值为 0.43，依据现有数据我们没有理由拒绝原假设，这表明，虽然 2011 年的样本均值略小于 2004 年，但是我们没有理由相信 2004 年的健康状况的实际值显著比 2011 年的实际值大。总体来说，我国居民的健康水平还是不断提高的。我们有理由相信现在乃至未来的居民健康水平都在向良性方向发展!

　　2.2.3 有序 Probit 模型分析

　　据表 4 显示，经过筛选和整理后，我们得到了 2073 个样本，针对这些样本，我们进行了有序 probit 回归分析发现，地区(region)、性别(gender)，受教育程度(education)、工资(wage)、年龄(age)和医疗保险(insurance)等变量对健康状况(health)的影响系数是不同的。其中，医疗保险(insurance)的 OP 系数和标准误分别为 0.104 和 0.06，这表明，购买医疗保险将会对居民健康水平起到积极作用，更好地医疗服务保障居民的身体健康，并且标准误为 0.06 也是比较小的，这说明变量之间差异较小，分布较平均。同时，我们也发现，医疗保险的 OP 系数是所有变量中最大的一个，它对健康水平的影响也是最大的一个，是我们实践工作中的着力点。受教育程度(education)的 OP 系数为 0.0524，标准误为 0.02，这表明，受教育程度每多增加一年，健康水平将提高 0.0524，相对于其他变量来说，受教育程度的影响系数较高，并且此系数在 5% 的水平上是显著的，我们有理由相信，整个国民的受教育程度的不断增加将会对居民健康状况的改善起到积极地影响。变量地区(region)的 OP 系数为-0.0315，标准误为 0.04。1 代表东部地区，2 代表中部地区，3 代表西部地区，这也验证了我们的假设，地区发展程度不同会对健康状况产生一定的影响，一般而言，东部沿海地区拥有较好的医疗团队，较先进的医疗设施和完备的医疗保障，这一地区的居民健康水平相对来说也更好一些。西部地区，有赖于恶劣的生存环境和拥堵的交通，人们的健康水平相对较低，再加上医疗服务的欠缺最终导致了这一地区居民的健康状况较差。年龄(age)的 OP 系数为负值- 0.0051，并且在 10% 的显著性水平上显著，标准误为 0.00，这表明随着年龄的不断增加，样本的居民健康水平不断下降，这是符合我们的预期的。一般而言，随着年龄的不断增加，人们的身体机能开始弱化，容易引发各种疾病。年龄与健康状况是负相关关系。性别(gender)的 OP 系数为-0.0311，标准误为 0.05，这与我们的设想相矛盾，在 1 代表男性， 2 代表女性的变量选取中，我们假设，在人口老龄化和人口预期寿命不断延长的过程中，同龄女性比男性有更好的身体健康状况，但实证结果显示，性别与健康是负相关关系，这可能和我们选取的不同数据有关。但是，工资水平的高低对健康状况的影响几乎为零，这与原先假设不一致，可能是因为不同的样本所导致的，我们不必介怀。

　　3 延迟退休对就业“挤出效应”分析

　　3.1 延迟退休对就业影响的理论分析

　　3.1.1 延迟退休对劳动力市场均衡的影响

　　延迟退休对劳动力市场的效应可以通过劳动供给和需求曲线的分析来得到。假设初始退休年龄为 R0，现通过延迟退休政策将退休年龄延长至 R1。L 代表就业量，w 代表工资水平。为了更加深入和全面的了解劳动力市场的均衡状况，本文假设劳动力市场中有两条倾斜程度不同的需求曲线 SD1和 SD2，与此相对应，市场中也存在两条不同倾斜程度的供给曲线 BS1和 BS2。遵循事物发展的延续性和一致性规律，

　　3.1.2 现阶段我国劳动力市场分析

　　(1)不同行业的劳动力市场供求曲线在当下呈现出不同的形状。一般而言，受教育程度较高的劳动者倾向于从事高精尖的行业领域，这些行业急需创造性的头脑和活力，他们不在乎为此付出的高昂的工资成本，因此，劳动需求曲线相对来说比较平坦，然而，因为我国创造性人才的缺乏，劳动者拥有更多的选择自主权，相对来说，此时的劳动供给波动较大。延迟退休在对较为平坦的劳动需求曲线和相对陡峭的供给曲线的作用机制下将使就业产生较小的“挤出效应”，与此相对应，受教育程度较低的劳动力市场产生较大的“挤出效应”。

　　(2)不同地区的劳动力市场供求曲线也有所差异。东部地区依赖于良好的地理位置，便捷的交通和更好的医疗条件，吸引了众多的厂商和外资企业来此建厂和从事生产活动。有赖于自由的劳动力市场流动和庞大的劳动力需求，一旦不满足于现有工资和待遇，劳动者便会寻找新的发展机会和空间，此时的劳动供给曲线斜率较大，延迟退休虽然会挤占青年人就业岗位，同时也促使他们转业或者自主创业，“挤出效应”较小。类似分析下，中部次之，西部地区“挤出效应”最大。

　　(3)不同性别的劳动力市场供求曲线也显现出独有的特点。现实生活中，考虑到身体条件、性格特点以及性别歧视的存在，企业往往更愿意招聘男性劳动力，女性劳动力需求弹性较大，劳动力需求曲线也较为陡峭。因为较小的买房、养家等社会压力下，女性劳动者对工资待遇的看重程度较低，劳动供给曲线较平坦，延迟退休对女性就业的“挤出效应”较大。

　　3.1.3 较长时期下的我国劳动力市场分析

　　不论各行业、各地区和性别不同下的劳动力供求曲线的具体形状是什么，在市场中的劳动力需求大体是一条向右下方倾斜的曲线，劳动力供给是一条向右上方倾斜的曲线。在延迟退休使得劳动力市场中的供给曲线向右下方移动，对就业产生“挤出效应”的情形下，长期来说，考虑到我国目前的经济增长态势，中国经济“新常态”的不断发展，产业结构的优化升级等宏观因素也会引起劳动力需求曲线向左上方移动，由此抵消延迟退休对就业产生的负面影响。

　　4 结论与启示

　　人均预期寿命的延长，人口老龄化的加剧，养老金缺口的压力，这些似乎都给延迟退休年龄的推行找到了完美的理由。况且，自从改革开放以来，我国居民的身体健康状况不断改善，这似乎也佐证了延迟退休的合理性。针对学术界和社会舆论所担心的延迟退休对就业的负面效应，本文从理论和实证的角度验证了延迟退休在短期内可能会对就业产生“挤出效应”，老年劳动力继续工作从而挤占了中青年群体的工作岗位，但是考虑到部分地区返聘现象的存在，老年劳动力的参与只不过是“隐形” 就业的“显性化”，而且“挤出效应”的大小因地区、性别、受教育等而有所差异。如果从长期来看，我们会发现延迟退休对就业的负面效应会消失，对就业量以及增长率影响最大的是 GDP 增量以及产业结构的优化升级等宏观层面的因素。

　　鉴于以上的研究发现，本文给出了政府在具体实施延迟退休方案时的一下建议：

　　(1)应充分考虑到不同性别、不同地区、不同文化程度的就业者之间的异质性，制定分行业、分性别、分地区的灵活就业方案。可以率先在高新技术领域、男性劳动者群体以及东部地区推行延迟退休政策，而后再慢慢推广到其他领域和群体。

　　(2)考虑到目前社会各界对延迟退休的质疑，借鉴上海地区延迟退休的改革试点，建议政府采用循序渐进的方式延长退休年限，可以在预计 2035 年基本实现社会主义现代化之际，从 2020 年开始每 3 年延长退休年龄一岁，最终实现法定退休年龄延长 5 年，男性最长 65 岁退休，女性最长 60 岁退休。

　　(3)最后，政府应该关注如何实现 GDP 的持续稳定增长，如何推动产业结构的优化升级，实现中国经济良性有序发展，这些不断发展的宏观经济因素将减轻延迟退休对就业产生的负面影响，为方案的顺利实施保驾护航!

　　参考文献：

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