勞動參與對老年多維貧困的影響研究
——基于CLHLS追蹤數據的實證分析

汪兆江

(南京大學 政府管理學院, 南京 210023)

隨著我國絕對貧困的完全消除,貧困治理政策的導向由消除絕對貧困轉向緩解相對貧困與多維貧困[1]。2022年末,我國65周歲及以上人口達2.0978億人,占總人口的14.9%,表明我國已經進入中度老齡化社會[2]。老齡期是人的整個生命周期中貧困發生率最高的階段,會面臨經濟困難、生理衰老、社會適應能力減弱等問題,需要得到經濟、醫療、社會融入、適老化改造等多方面的支持。而勞動是家庭與社會共通的核心元素,在提升勞動者收入的同時還可以幫助勞動者提高社會地位、增加社會參與、增強家庭議價能力[3],是影響老年多維貧困的重要因素。鑒于此,研究老年多維貧困問題及勞動參與對老年多維貧困的影響有助于分析現階段我國相對貧困情況,可以為我國貧困治理政策的制定提供參考。

一、文獻綜述與研究假設

隨著我國社會的老齡化程度不斷加深,老年多維貧困及其影響因素成為學界研究的熱點。本研究主要從老年多維貧困的體系設置、老年多維貧困的影響因素以及勞動參與對老年多維貧困的影響三個方面進行文獻評述。

(一)老年多維貧困的體系設置

多維貧困指絕對貧困消除后,基于個體不同的經濟、健康、教育、住房等情況而形成的多樣化貧困形態。國外學者依據Sen[4]所提出的“可行能力”理論,將“貧困”這一概念從單一的經濟貧困拓展至健康、社會參與等多方面的可行能力缺失,進而提出了“多維貧困”的概念。Alkire和Foster[5]綜合健康、教育、生活水平等維度提出了多維貧困指數(MPI),此后A-F方法在多維貧困研究領域得到廣泛應用。國內學者在A-F方法的基礎上,結合我國的實際情況對維度指標進行優化,普遍在老年多維貧困體系中加入了經濟水平、健康情況、生活質量等維度[6],但在教育維度上存在爭議。宋澤和詹佳佳[7]保留了教育維度,從健康、教育和生活水平三大維度測算了農村老年多維貧困情況。解堊[8]則認為教育維度的意義在于其發展性,受教育程度在晚年階段難以轉變,因此可以替換教育維度,選取消費、健康和未來信心作為多維貧困體系構建的依據。楊菊華[9]依照馬斯洛需求層次理論和“健康-積極-成功”的老齡化戰略思維,提出了包括經濟、健康、社會和精神四個領域的外延式老年多維貧困理論框架。金光照和陶濤[10]進一步從老年生活穩健、養老環境宜居、老齡體魄健康和老年精神積極四大維度構建老年多維貧困指數,探討了社會支持網絡對老年多維貧困的影響。

(二)老年多維貧困的影響因素

從外文文獻來看,學者們多從個體特征、家庭稟賦、社區社交情況、社會政策與制度等方面研究老年多維貧困的影響因素。在個體特征層面,學者們普遍認為老年群體的貧困風險與其自身的城鄉戶籍、教育水平、婚姻情況、性別等具有顯著相關性。Klasen等[11]認為女性老年群體的貧困發生率及貧困深度高于男性老年群體,且喪偶的女性老年群體的貧困情況更嚴重。Wedgwood[12]發現初等教育沒有起到改善貧困情況的積極作用,中高等教育和職業教育是減貧的主要手段。在家庭稟賦和社會制度層面,Zuo等[13]研究發現我國的家庭代際支持對老年生命軌跡及其貧困情況具有顯著的改善作用;Lu等[14]研究發現社會福利等貧困治理政策使我國貧困率降低了約32%,但加劇了收入不平等,具有收入跳躍效應。

從中文文獻來看,學者們對老年貧困的研究大多聚焦于農村個體特征、東亞家庭特征以及國內社會保險政策的效應。王瑜和汪三貴[15]發現我國農村的人口老齡化水平已經超過了城鎮,教育水平只對農村老年經濟維度的單一貧困具有改善作用,農村獨居老人陷入多維貧困的風險更高,城鄉人口流動使得農村養老資源不斷流失。樂章和劉二鵬[16]進一步結合中國家庭情況進行研究,發現子女數量對老年多維貧困具有顯著影響,子女越多的老年群體會獲得更多的經濟代際支持,陷入貧困的可能性也越低。孫鵑娟[17]則認為子女數量對老年群體的經濟水平沒有顯著正向影響,甚至存在子女反向索取的可能性。

對于國內社會保險政策與老年貧困的關系,學者們并沒有形成一致結論。周堅等[18]認為城鄉居民醫療保險顯著緩解了農村老年人口的收入貧困與健康貧困,但對主觀福利影響不顯著;他們進一步考察后發現,新型農村合作醫療保險的效果不及城鄉居民醫療保險。Wagstaff等[19]則認為新型農村合作醫療保險提高了老年人的非住院類醫療支出,但老年人自付費用沒有降低,這加大了報銷前老年人的醫療負擔。高翔等[20]研究了養老保險對農村老年貧困的影響及其性別差異,發現養老保險對緩解農村女性的經濟貧困、健康貧困有顯著作用。

(三)勞動參與對老年多維貧困的影響

以往學者主要探討了勞動參與對老年多維貧困影響的作用、機制和群體異質性。

在影響的作用方面,張文武等[21]研究了勞動參與對家庭多維貧困的影響,發現勞動參與能夠顯著改善家庭的經濟貧困狀況與生活質量,但對于健康貧困和教育貧困可能具有負面影響,且在城鄉家庭、勞動類型等方面存在較大差異。裴勁松和矯萌[22]研究了勞動供給對農村家庭多維貧困的作用,發現勞動供給的減貧效應在資產狀況、發展機會等維度上的作用比較明顯,能在一定程度上改善家庭的健康和教育情況。鑒于此,本研究提出以下假設:

H1:勞動參與有助于改善老年多維貧困情況。

在影響的機制和群體異質性方面,學者們主要從勞動參與對老年群體的身體健康、生活滿意度及代際支持的影響等方面展開研究。在老年健康方面,Kajitani[23]通過調查日本老年男性的工作數據發現,適當的勞動參與會對老年健康起到積極作用。Rodriguez和Saenz[24]通過研究墨西哥的數據發現,老年勞動參與并不一定會帶來認知能力提升等積極影響,老年勞動參與的影響可能取決于工作類型。萬媛媛等[25]以中國健康與養老追蹤調查數據為基礎,研究發現勞動參與不會對老年健康產生顯著負面影響,且勞動參與具有提升老年群體自評健康指數和日常生活能力的積極作用。在生活滿意度方面,陸杰華和郭榮榮[26]研究發現勞動供給會降低老年人的生活滿意度,但該負面影響隨著家庭消費支出增加等個人稟賦的優化而減弱,且延長勞動時間會顯著提升老年人的生活滿意度,勞動供給的調節效應具有城鄉異質性。在代際支持方面,張芬和沈晨[27]認為老年勞動參與和代際支持共同對老年人的心理健康產生影響,代際支持僅能調節消極情緒,而勞動參與則能同時對消極情緒和積極情緒產生作用,且從事非農職業在一定程度上會削弱子女經濟支持對老年人消極情緒的緩解作用。鑒于此,本研究提出以下假設:

H2a:勞動參與通過改善老年人的經濟情況、健康情況、社會融入情況、主觀感受等作用于老年多維貧困。

H2b:勞動參與對農村老年多維貧困的改善作用比城市更為顯著。

通過文獻梳理可以發現,以往學者對老年多維貧困的維度指標選取經歷了不斷適應老年貧困實際的發展過程,已有學者在指標選取時考慮到更加符合現代老年人實際情況的社會維度及精神維度,但在具體指標選取上仍未能反映相對貧困情況。在勞動參與對多維貧困影響的相關研究中,學者們主要探討了勞動參與、勞動力流動等對多維貧困的影響,研究對象集中于農村和家庭兩個視角。較少有學者以老年群體為研究主體,以探究地區及城鄉差異為前提,從老年人的經濟情況、健康情況、社會融入情況、主觀感受等入手,研究勞動參與對老年多維貧困的影響。

基于此,本研究采用2014年和2018年的中國老年健康影響因素跟蹤調查(CLHLS)數據,構建符合馬斯洛需求層次理論的遞進式的老年多維貧困測量指標體系,選取經濟水平、健康情況、社會融入、主觀感受4個維度,突出經濟情況、健康自理能力、社會融入狀態以及生活滿意度等指標,并用A-F方法分析多維貧困的變化趨勢,在此基礎上以地區及城鄉差異為前提,探討勞動參與對老年群體單維貧困、多維貧困的影響及其作用機制。

二、研究設計

(一)數據來源

本研究選用中國老年健康影響因素跟蹤調查(CLHLS)數據。該調查由北京大學健康老齡與發展研究中心負責,調查人員于1998—2018年在國內23個省份開展了8次調查,調查內容涵蓋老人生理心理健康、認知功能、社會參與行為、社會經濟狀況、家庭結構等多方面。CLHLS中2014年和2018年的樣本量分別達到7192人和15874人,在刪除關鍵變量的缺失樣本后,本研究最終選取的樣本量為2014年5445人、2018年7220人。

(二)研究方法

1.多維貧困測量方法

本研究采用學界普遍推崇的A-F方法來測算老年多維貧困情況,并將其分解為多維貧困發生率(H)和平均被剝奪份額(A)來測算多維貧困的廣度和深度。

假設樣本總量為n,貧困人口數為q,總維度數為d,維度臨界值為k(若個體多維貧困指數超過k,則視為陷入多維貧困),個體i在j維度上的值為yij,j維度的貧困臨界值為zj,j維度所占權重為wj。若個體i在j維度上的取值小于該維度的貧困臨界值,則視為陷入該維度貧困,即

(1)

用ci表示貧困個體i的加權多維貧困情況,即

(2)

對貧困個體i的識別為:

(3)

多維貧困發生率H和平均被剝奪份額A的計算公式如下:

(4)

(5)

結合以上公式,老年多維貧困指數M的計算公式如下:

(6)

本研究選取經濟水平(經濟自評、生活來源、住房情況、生活條件)、健康情況(健康自評、疾病情況、自理能力)、社會融入(社交情況、社會活動)、主觀感受(孤獨情況、生活滿意度、生活積極度)4個維度及其涵蓋的12個指標來計算老年多維貧困情況。本研究采用大多數學者所使用的等權重法對各維度進行處理,再對各維度內的指標進行加權平均。在對個體多維貧困臨界值的選擇上,學者們有不同的見解,如Alkire和Santos[28]認為33%較為合適,高琴和王一[29]則研究了不同臨界值下多維貧困的變化情況。結合現有數據以及研究要求,本研究在反映老年多維貧困總體情況的表格中分別展示臨界值為33%(4個指標被剝奪)、42%(5個指標被剝奪)、50%(6個指標被剝奪)的情況,而在后續分析中均采用以33%為臨界值進行測算的結果。

2.傾向得分匹配法

勞動參與要求老年群體具有良好的身體素質、教育水平、社會參與能力等,這可能會使參與勞動的老年群體與不參與勞動的老年群體之間具有明顯差異,導致處理組與控制組在關鍵變量的分布上出現偏差,此時若直接使用OLS回歸,就會造成效果分析的偏誤。因此,本研究使用傾向得分匹配(PSM)法來處理偏誤問題,具體做法如下:第一階段,采用Logit回歸模型模擬勞動參與的選擇過程,計算觀測樣本的傾向得分;第二階段,分別使用1∶1近鄰匹配、1∶4近鄰匹配、半徑匹配與核匹配四種方式預估其平均處理效應(ATT),保證結果的可靠性。具體公式如下:

(7)

ATT=E(Yi,1|Ti=1)-E(Yi,0|Ti=1)

(8)

式(7)和式(8)中,Ti=1表示處理組進行勞動參與的樣本,E(Yi,0|Ti=1)為勞動參與群體沒有進行勞動構造的反事實結果。

3.工具變量法

勞動參與和老年多維貧困之間的關系可能存在遺漏變量和反向因果等情況。為解決內生性問題,本研究使用工具變量法來識別勞動參與對老年多維貧困的因果效應。為保證工具變量與老年勞動參與的相關性以及其對老年群體是否陷入多維貧困的外生性,本研究選擇“近一年內是否參與體檢”作為工具變量。祁靜和茅倬彥[30]發現健康干預對老年群體的健康知識、態度與行為均會產生積極影響,有效的健康干預會提升老年勞動參與率,且體檢等健康干預行為與老年多維貧困的家庭、個人層面因素無明顯關系。因此,該變量滿足工具變量要求,具體公式如下:

(9)

(10)

(三)變量設置

本研究將變量分為被解釋變量、解釋變量和控制變量。各變量取值和描述性統計結果如表1所示。

1.被解釋變量

被解釋變量包括多維貧困、經濟貧困、健康貧困、社會貧困、精神貧困、被剝奪貧困指標數。根據前文所構建的老年多維貧困評價體系,針對“多維貧困”這一變量,對處于多維貧困狀態的個體賦值為1,其余為0。對處于經濟貧困、健康貧困、社會貧困、精神貧困狀態的個體分別賦值為1,其余為0?！氨粍儕Z貧困指標數”代表個體在幾個指標上被剝奪,反映貧困個體的貧困深度情況,取值范圍為0至10,均值約為2。

2.解釋變量

選擇“勞動參與”對多維貧困情況進行解釋。選取CLHLS問卷中“離/退休后您是否繼續從事有收入的工作或勞動”這一問題的調查結果,“是”則取1,“否”則取0。2014年和2018年我國參與勞動的老年群體占比分別為11.1%和10.3%,表明我國老年勞動參與率較低,且有逐步下降的趨勢。

3.控制變量

控制變量包括老年群體的個體特征及家庭特征。個體特征包括性別、婚姻情況、養老保險參與情況、年齡和受教育年限。家庭特征變量包括家庭人均收入對數、家庭總人數。

三、實證分析

(一)基準回歸分析

1.老年多維貧困情況分析

本研究采用A-F方法分析我國老年多維貧困情況,具體如下:

第一,2014年和2018年我國老年多維貧困整體情況如表2所示。由表2可知,我國老年多維貧困整體情況有所改善,在各臨界值指標下,2018年的情況均優于2014年,多維貧困發生率由2014年的12.9%下降至2018年的11.9%,但平均被剝奪份額變化不明顯,表明陷入多維貧困的老年人數量逐漸降低,但貧困深度未得到較大改善,仍需加大對處在多維貧困中的老年人的救助力度。

表2 我國老年多維貧困整體情況

第二,分維度對各個指標的情況進行分析。2014年和2018年CLHLS數據中不同維度和不同指標的老年貧困發生率如表3所示。由表3可知,我國老年經濟貧困問題得到了大幅改善,總維度及其涵蓋指標反映的貧困發生率呈現下降趨勢,但較高層次的住房貧困情況沒有改變。在健康情況、社會融入和主觀感受維度上,貧困發生率均有所上漲。其中,疾病情況、自理能力及孤獨情況指標下的貧困發生率上升,表明我國老年群體的平均身體機能和心理健康狀況有所惡化;但其健康自評和生活滿意度情況有所改善,表明我國老年群體具有貧困分化現象。社會融入維度的貧困發生率平穩上升,說明我國部分老年群體長期缺乏融入社會的能力,且這一人群的占比正在逐步擴大。

第三,對不同地區和不同勞動參與情況的老年多維貧困情況進行分析,結果如表4所示。在對城鄉老年多維貧困情況的分析中發現,老年多維貧困整體呈階梯式分布,鄉鎮及農村的老年多維貧困得到較大改善。其中,鄉鎮的平均被剝奪份額最高,表明后續研究中可能需要進一步關注鄉鎮老年群體。在分析勞動參與情況時發現,參與勞動的老年群體的貧困發生率明顯低于不參與勞動的老年群體,且平均被剝奪份額發生了逆轉,由2014年的43.8%下降為2018年的41.0%,低于2018年不參與勞動的老年群體的平均被剝奪份額,這為勞動參與影響多維貧困提供了初步證據。

2.勞動參與對老年多維貧困的影響分析

本研究采用Logit回歸模型分析勞動參與對老年多維貧困的影響,結果如表5所示。2014年,勞動參與對老年多維貧困的影響有限,對避免老年群體陷入多維貧困的作用不顯著,但對被剝奪貧困指標數(貧困深度)具有顯著影響,降低了貧困群體的整體貧困深度。2018年,勞動參與的減貧效應更為明顯,顯著改善了老年群體的多維貧困情況,且對降低貧困深度仍具有顯著的積極作用,這表明勞動參與對我國老年群體生活的改善作用日益增強,對提升老年群體的生活質量具有重要影響?？刂谱兞恐?老年群體的性別、年齡、婚姻情況、受教育年限及其所在家庭的特征均會對老年多維貧困起到改善作用。但參加養老保險會顯著提升被剝奪貧困指標數,提高老年群體的貧困深度。這可能是因為參加養老保險等改善老年群體經濟情況的舉措會減少老年群體的家庭陪伴,進而降低老年群體的身心健康水平,提高多維貧困發生率[31]。因此,在后續分析中應進一步探究勞動參與對老年多維貧困的影響機制。

表3 不同維度和不同指標下的我國老年貧困發生率

表4 不同地區和不同勞動參與情況的老年多維貧困情況

表5 勞動參與對老年多維貧困的影響分析結果

最近鄰匹配后主要變量的傾向得分匹配平衡性檢驗結果如表6所示。最近鄰匹配后,處理組和控制組的重疊區域非常明顯,傾向值概率分布差異較小,匹配變量的標準化偏誤絕對值小于10%,表明匹配效果較好,實驗滿足共同支撐假設和平衡性假設。

不同匹配方法下勞動參與對老年多維貧困的影響分析結果如表7所示。各ATT效應估計結果均與Logit回歸結果吻合,2018年勞動參與的差異均在1%的水平上顯著,說明勞動參與對老年多維貧困及貧困深度均具有顯著的改善作用,使得老年多維貧困的發生率降低了5%左右,假設H1成立。

表6 主要變量的傾向得分匹配平衡性檢驗結果

表7 不同匹配方法下勞動參與對老年多維貧困的影響分析結果

(二)內生性處理

采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行內生性工具變量檢驗,結果如表8所示。工具變量回歸結果支持了Logit回歸模型的結果,即勞動參與緩解了老年多維貧困情況,降低了貧困深度。Wald檢驗結果中,p值為0.000,表明“勞動參與”在1%的水平上可以被認為是內生變量。在第一步回歸中,工具變量系數為-0.045和-0.019,分別在1%和5%的水平上顯著,對內生變量“勞動參與”具有強解釋力。在第二步回歸中,勞動參與對多維貧困及被剝奪貧困指標數仍在5%的水平上具有顯著改善作用,且2018年的改善作用明顯高于2014年,支持了原先結論。同時,表8還展示了弱工具變量檢驗結果,AR統計量和Wald統計量的p值均為0.000,拒絕弱工具變量假設,表明工具變量和勞動參與具有強相關性,滿足原有假設要求。

(三)穩健性檢驗

為保證回歸結果的穩健性,本研究通過更換估計方法和更換數據來源的方式進行穩健性檢驗。

1.更換估計方法

更換估計方法的穩健性檢驗結果如表9所示。列(1)為線性概率模型下的回歸結果;列(2)為Tobit模型回歸結果;列(3)、列(4)分別匯報了Probit模型及其邊際效應的回歸結果。不同模型下,勞動參與的回歸結果在作用方向及顯著性水平上與前文結論保持一致,表明勞動參與緩解老年多維貧困、降低貧困深度的結論未改變。

2.更換數據來源

選擇中國家庭追蹤調查(CFPS)2020年的數據進行穩健性檢驗,參照表1中的維度指標構建方法,選取住房所有權、家庭耐用消費品、健康自評、自理能力、生活滿意度、活動參與6個指標,其對應的貧困發生率分別為6.8%、5.3%、41.3%、12.3%、6.1%、9.8%。仍以33%為貧困臨界值,計算得到多維貧困發生率為10.5%,結果總體上與原有數據一致。使用2020年CFPS數據對勞動參與和多維貧困之間的關系進行測算,結果如表10所示,前文結論成立。

(四)異質性分析

1.影響機制

為進一步分析2014年勞動參與的減貧效應較弱的原因,本研究從多維貧困的4個維度分析勞動參與對減貧的影響路徑。最近鄰傾向得分匹配下,2014年和2018年勞動參與對4個貧困維度的影響分析結果如表11所示。結果表明,勞動參與對老年群體的經濟貧困沒有顯著影響,勞動參與主要通過緩解健康貧困、社會貧困、精神貧困來降低老年多維貧困發生率。2014年減貧效應較弱的原因是該階段勞動參與對老年精神貧困起到了顯著的改善作用,驗證了本研究的假設H2a。

表8 工具變量檢驗結果

表9 更換估計方法的穩健性檢驗結果

表10 2020年CFPS數據的穩健性檢驗結果

勞動參與加劇老年人精神貧困可能是因為工作性質和家庭代際支持減少。Sanne等[32]發現,從事低技能的機械性工作會導致職工產生抑郁傾向。2014年我國勞動力市場尚處于人口紅利期,老年勞動參與率較低,且勞動崗位以低技能、高壓力的工作崗位為主,這可能是導致這一時期勞動參與加深老年精神貧困的原因。而在家庭代際支持方面,張芬和沈晨[27]認為老年勞動參與對家庭代際支持具有一定的替代作用和擠出效應,老年勞動參與會使子女減少對老年人的經濟支持和生活陪伴,從而加劇老年精神貧困。根據CLHLS數據的可得性,本研究選擇“經濟支持”和“陪伴時間”測度勞動參與對家庭代際支持的影響?！敖洕С帧笔褂脝柧碇小敖荒陙?您的子女給您多少現金”這一問題的調查數據來衡量,對其加和并取對數;“陪伴時間”使用問卷中“近一個星期以來,您的子孫及其他親屬為您提供日常照料陪伴的總小時數有多少”這一問題的調查數據來衡量。分析結果如表12所示,勞動參與顯著減少了家庭對老年人的經濟支持和陪伴時間,2014年的抑制效應均高于2018年,這為2014年勞動參與減貧效應較弱的現象提供了解釋。

表11 勞動參與對4個貧困維度的影響分析結果

2.城鄉差異

根據CLHLS數據所給出的城市、鄉鎮、農村的區域劃分,本研究進一步探究勞動參與和老年多維貧困的城鄉差異,結果如表13所示。鄉鎮和農村的分樣本分析結果與前文結論保持一致,且鄉鎮老年勞動參與的減貧效應最強,農村次之;在城市樣本里,勞動參與對老年多維貧困無顯著影響。本研究的假設H2b得到驗證。

為進一步探究城市減貧效應較弱的原因,本研究參考宋揚等[31]的研究方法,選取“就醫情況”和“是否飲酒”測度勞動參與對城市老年人個人特征的影響,“就醫情況”使用問卷中“如果您生病,請問能及時到醫院治療嗎”這一問題的調查數據來衡量,“是否飲酒”使用問卷中“您現在常喝酒嗎”這一問題的調查數據來衡量,結果如表14所示。勞動參與在2014年對老年群體飲酒情況具有一定影響,在2018年對就醫情況和飲酒情況均具有顯著的調節作用,表明勞動參與對城市老年人的個人特征具有顯著影響,城市的工作性質可能導致參與勞動的老年群體的生活習慣發生改變,進而抑制勞動參與的減貧效應。

表12 勞動參與對老年家庭代際支持的影響分析結果

表13 勞動參與對老年多維貧困的城鄉差異分析結果

表14 勞動參與對城市老年人個人特征的影響分析結果

四、結論與建議

(一)結論

本研究選取經濟水平、健康情況、社會融入、主觀感受4個維度及其涵蓋的12個指標計算我國老年群體多維貧困指數,并采取多種計量方法分析勞動參與對老年多維貧困的影響。研究結論如下:(1)勞動參與顯著降低了我國老年多維貧困的發生率及貧困深度,且減貧效應不斷增強。(2)勞動參與顯著減低了我國老年群體健康貧困、社會貧困的發生率,但工作性質和家庭代際支持的改變可能會增強勞動參與對老年人精神貧困的影響。(3)城市老年群體的勞動參與可能因工作壓力及崗位要求等因素使老年群體的生活習慣發生改變,進而抑制勞動參與的減貧效應。

(二)建議

根據研究結論可知,當前我國老年勞動參與率仍較低,提升老年群體生活質量仍面臨一些阻礙。對此,本研究提出以下建議:

第一,倡導積極老齡化,強化老年勞動者人力資本稟賦,提升我國老年勞動參與率,加強農村地區老年勞動參與政策引導,改善城市地區老年勞動參與環境,緩解人口老齡化帶來的人口紅利逐漸消失問題。充分了解老年群體的社會參與需求與精神需求,關注老年群體的身心綜合健康情況,統籌規劃老年群體經濟保障、服務保障、精神關愛等制度安排,鼓勵基層社區為老年群體提供必要的生活服務,提高貧困老年群體的生活質量。

第二,發揮政府部門的監管作用,切實保障老年群體參與勞動的機會。完善就業保護機制,加強對老年勞動參與的監管力度,切實維護老年群體的合法權益。建立老年群體再就業監督管理平臺,實行電子化追蹤調查,完整記錄老年再就業群體的個體特征、工作性質、健康情況、勞動信息等,對從事高強度勞動、身體健康有損的老年勞動群體給予健康保護和勞動限制。此外,在收入分配與再分配領域,注重提升老年群體的家庭相對地位,改善老年消費模式與補助方式以滿足老年群體的多樣化需求,促進銀發產業發展,拓展養老應用場景,讓勞動參與成果在提高老年群體生活質量方面切實發揮作用。

第三,推進老年勞動參與公共服務平臺建設,構建老年勞動就業服務體系,優化老年教育課程設置體系,通過現金補貼、稅收減免等政策引導社會組織加入老年職業培訓隊伍,鼓勵高等教育機構開設老年群體課程,為有需要的老年群體提供就業指導服務及職業技能培訓,從而擴大老年勞動參與的職業領域,提高老年人的就業質量。建立老年發展中心,彌補老年勞動力市場“數字鴻溝”,緩解信息不對稱問題,支持老年群體再就業。加強靈活就業制度建設,在老年勞動力市場推行彈性工作制,建立公平合理、按勞分配的靈活就業薪酬分配機制,以此改善老年群體工作環境。