延遲退休對青年人就業的擠入效應研究

劉鳳芹　王美甜　畢蕾

關鍵詞：延遲退休；青年人就業；人口結構；實際老年撫養比

中圖分類號：F241.34 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2024）04-0094-13

一、問題的提出

人口結構在中國經濟發展歷程中扮演著重要角色。自2022年，“嬰兒潮”時期出生的人口相繼進入老年階段，這意味著中國人口老齡化進程步入加速階段［1］。人口老齡化造成中國勞動年齡人口份額下降，有效勞動力供給放緩甚至減少。2022年，16—59周歲勞動年齡人口占全國總人口的比重為62%，比2021年減少666萬人。對于正處在高質量發展階段的中國來說，人口老齡化和勞動力供給不足給經濟增長帶來的挑戰不容忽視。為了彌補勞動力供給不足，黨的十八屆三中全會提出，研究制定漸進式延遲退休年齡政策?！吨腥A人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》提出，逐步延遲法定退休年齡，這標志著中國退休年齡制度改革已經提上日程。2022年3月，江蘇已率先開展了延遲退休試點工作，隨后這項工作將在更多省份落地實施。目前，學術界對實行延遲退休政策的主要顧慮之一是延遲退休在增加勞動力供給的同時，是否會對青年人就業產生擠出效應？

延遲退休對青年人就業的影響是政府必須慎重考慮的問題?，F階段，中國延遲退休政策僅在江蘇和山東開展試點工作，尚未大范圍推廣，無法直接研究延遲退休對青年人就業的影響。世界范圍內實行該政策的大多為發達國家，他們在經濟、社會和文化等方面與中國均存在較大差異，其結論未必適合中國國情。為了解決這一問題，本文基于中國現實，利用老年人再就業對青年人就業的影響比擬延遲退休對青年人就業可能產生的影響。延遲退休政策最直接的影響是增加勞動力供給，而中國法律允許老年人退休后選擇再就業。①黃煒等［2］提出，在達到法定退休年齡后的前三年，中國約有14%的男性和22%的女性在領取養老金的同時繼續參與勞動力市場，即實現老年人再就業。老年人再就業和延遲退休都會增加有效勞動力供給，二者對青年人就業的影響具有高度相似性。本文研究現行退休政策下老年人再就業對青年人就業的影響，能夠在一定程度上反映延遲退休對青年人就業可能產生的影響。

本文的邊際貢獻在于：一方面，本文從理論上提出了延遲退休對青年人就業產生擠入效應的兩條途徑。一是延遲退休能夠增加有效勞動力供給，帶動經濟發展，進而促進青年人就業。二是延遲退休能夠降低實際老年撫養比，改善人口結構，降低企業用工成本并釋放家庭消費潛力［3-4］，增加企業對勞動力的直接需求和引致需求，進而促進青年人就業，且在經濟發展水平越高的地區，該促進作用越大。另一方面，本文采用實際老年撫養比衡量社會養老負擔，以檢驗其對經濟發展和青年人就業的影響。目前學術界普遍采用名義老年撫養比，將年齡作為劃分撫養人口和被撫養人口的唯一標準，不能準確有效地反映社會養老負擔。為了解決這一問題，本文采用按規定年齡退休的老年人/全體社會勞動力×100%衡量實際老年撫養比。實際老年撫養比將中國退休政策和老年勞動參與率考慮在內，可以更準確地衡量中國社會養老負擔。

二、文獻綜述

（一） 延遲退休與青年人就業

關于延遲退休對青年人就業可能產生的影響，以往文獻主要有以下三種觀點：第一，延遲退休對青年人就業產生擠入效應。Gruber等［5］與Kalwij等［6］基于已經實施延遲退休政策的發達國家樣本進行研究，結果顯示，延遲退休與青年人就業不存在顯著替代關系，甚至有微小的互補性。一些學者在中國現行退休制度基礎上就該問題展開研究。張川川和趙耀輝［7］認為，在中國現行退休政策下，退休后老年人（無論是男性還是女性） 再就業對青年人就業均產生促進而非抑制作用。姚東旻［8］將產業結構作為內生變量引入模型發現，延遲退休促使產業由普通行業轉向高技術行業，青壯年失業率在該過程中先降后升。張熠等［9］提出了“延遲退休—贍養率改善—繳費率下降—用工成本減輕—就業崗位增加”的崗位創造機制，驗證了“延遲退休擠出青年人就業”是偽命題。第二，延遲退休對青年人就業產生嚴重擠出效應。中國勞動力市場就業壓力遠超過OECD國家且勞動力同質化嚴重，加之勞動力供求總量矛盾和結構性矛盾并存，延遲退休對就業總量產生擠出效應，尤其會嚴重擠出青年人就業［10］。第三，由于地區、行業和勞動力存在異質性，延遲退休對青年人就業產生異質性影響。陽義南和謝予昭［11］基于實行延遲退休的OECD國家研究發現，其中，11個國家青年就業率下降，5個國家青年就業率上升。劉妮娜和劉誠［12］研究發現，延遲退休對青年人就業的擠出效應主要表現在教育和科技等高端行業，對批發零售等低端行業的影響不顯著，個別行業可能存在擠入效應。王天宇等［13］基于75期的世代交疊模型研究發現，由于青年人找工作的努力程度上升，延遲退休對其失業率的影響不顯著。

之所以會出現以上不同觀點，主要是因為樣本國家發展階段和樣本分組標準各不相同［14］。發達國家經濟發展速度相對穩定，短期內產業結構不會出現大規模調整，發展中國家經濟體制、教育水平和產業結構在短短幾年就可能發生較大變化，因而外國經驗只可借鑒不可照搬。

從人口結構的角度出發，無論國家處于何種發展階段和如何進行樣本分組，延遲退休都將降低實際老年撫養比，改善人口結構。人口結構會直接影響一國的潛在經濟增長率和充分就業水平［15］。1965—1990年，“東亞奇跡”期間經濟增長的1/3歸功于人口結構轉變［16］，1990—2010年，中國經濟高速增長時期，人口撫養比下降對經濟增長的貢獻率高達15%［17］。因此，本文將人口結構納入分析框架，研究延遲退休對青年人就業可能產生的影響。

（二） 老年撫養比與人口結構

老年撫養比是衡量人口結構的重要指標之一。目前學術界大多數按照國際通用標準計算名義老年撫養比，將15—64周歲人口視為勞動年齡人口，將65周歲及以上人口視為老年人口，采用65周歲及以上老年人口數與勞動年齡人口數之比衡量國家人口結構或城市人口結構。蘇劍［18］基于跨國面板數據的分析結果顯示，名義老年撫養比提高1個百分點，GDP下降0. 25個百分點。鐵瑛等［19］采用名義老年撫養比衡量城市人口結構，基于城市層面數據進行實證分析，回歸結果顯示，城市老年撫養比下降對出口有促進作用。然而，將15—64周歲作為勞動年齡人口是否符合中國的法律和事實存在一定的爭議。有學者認為，該年齡段的劃分既不符合中國國情，也不符合中國法律規定。姚引妹［20］認為，在計算人口撫養比時，將19—58周歲作為勞動年齡人口更符合中國現實。李中秋和王朝明［21］與肖周燕［22］認為，為了更準確地衡量人口結構，應將老年勞動參與率和勞動年齡人口參與率考慮在內，否則會導致理論老年撫養比與實際老年撫養比之間存在偏離。Kye［23］將不斷變化的受教育程度和老年人健康考慮在內，提出了教育—健康調整老年撫養比，相較于名義老年撫養比，這種衡量方式能夠更綜合地反映人口老齡化對社會的真實影響?；贙ye［23］的研究，熊佳軍等［24］在計算出中國的教育—健康老年撫養比指數后發現，如果考慮教育和健康因素，中國老齡化帶來的養老負擔重于韓國和日本，傳統的名義老年撫養比可能會低估老齡化給發展中國家帶來的影響。

綜上所述，學術界有關延遲退休與青年人就業的因果關系以及人口結構的研究已取得了一些成果，但還存在如下兩點不足：第一，大多數文獻研究了延遲退休對青年人就業的直接影響，而未就其內在影響機制進行深入探討，尤其是未進一步研究延遲退休對人口結構的改善作用及其對經濟發展和就業的促進作用。第二，現有文獻大多采用名義老年撫養比衡量人口結構，即65周歲及以上人口數與15—64周歲人口數的比值，選擇65周歲這一分界線不符合現階段中國退休政策，且未考慮老年勞動參與率的名義老年撫養比無法準確衡量社會養老負擔。①即使少數學者提出實際老年撫養比也大多停留在概念層面，未就實際老年撫養比變化對就業的影響做進一步研究。本文基于中國現行退休政策，將老年勞動參與率納入老年撫養比中，引入實際老年撫養比，從理論上提出延遲退休對青年人就業產生擠入效應的兩條途徑，并實證研究延遲退休對青年人就業的影響及作用機制。

三、理論分析與研究假設

（一） 延遲退休對青年人就業的擠入效應之一

作為應對人口老齡化負面沖擊的重要政策工具，延遲退休的目的是將部分消極人口轉化為積極人口，增加勞動年齡人口份額，彌補中國因人口老齡化造成的有效勞動力供給不足問題?，F階段中國退休政策規定，男性退休年齡為60周歲，女性退休年齡為55周歲。如果實行延遲退休，很可能將男性和女性退休年齡分別推遲至65周歲和60周歲，釋放的5年勞動力將增加中國有效勞動力供給，而有效勞動力供給增加是促進一國經濟發展的重要途徑。經濟的發展能夠為勞動力市場提供更多的就業機會和就業崗位，促進青年人就業。

本文在增長核算方程的框架下，先分析延遲退休帶來的有效勞動供給增加對一國經濟增長率的影響，在此基礎上分析延遲退休對青年人就業的影響。為了從理論上考察勞動年齡人口份額與經濟增長的關系，本文引入柯布—道格拉斯生產函數：

由式（10） 可知，ln（W/P）₀的系數為正，即勞動年齡人口份額增加對經濟增長存在正向影響。從目前的經濟及人口狀況來看，中國經濟處于高速增長階段，2013—2021年，中國國內生產總值年均增長6. 6%；人口老齡化使中國勞動年齡人口份額持續走低，由2013年的73. 9%降至2021年的62. 5%。如果維持現行退休制度不變，中國勞動年齡人口份額（W/P） 將無法滿足經濟高速增長的勞動力需求，延遲退休政策成為增加勞動力有效供給的必然選擇。假設將男性退休年齡和女性退休年齡分別推遲至65周歲和60周歲，延長的5年勞動力將使中國勞動年齡人口（W）增加。在假定總人口數（P） 不變的前提下，勞動年齡人口份額（W/P） 增加，有效勞動力供給水平提高，人均產出增長率（g_y） 上升，從而經濟發展水平得以提高。經濟發展能夠為勞動力市場創造更多的就業崗位，提升社會就業總水平，這其中也包括青年人就業水平的提升?；谏鲜龇治?，筆者提出如下假設：

假設1：延遲退休能夠增加有效勞動供給，改善人口結構，促進青年人就業。

（二） 延遲退休對青年人就業的擠入效應之二

延遲退休政策使得參與就業的社會勞動力數量增加，退休后處于被撫養狀態的老年人口數量減少，實際老年撫養比下降，這將改善中國人口結構。實際老年撫養比下降將從兩方面增加企業對勞動力的直接需求和引致需求：一方面，實際老年撫養比下降能降低企業維持社會保險基金平衡所必需的繳費率水平，減少企業用工成本，增加企業對勞動力的直接需求。另一方面，實際老年撫養比下降在減輕家庭養老負擔的同時，能增加家庭預期收入，刺激家庭消費支出，增加企業對勞動力的引致需求。

現有研究大多以名義老年撫養比作為刻畫中國人口現狀的重要指標，采用65周歲及以上人口數與15—64周歲人口數之比衡量。使用名義老年撫養比刻畫中國人口結構有兩方面不足：一方面，64周歲已經超出中國法定退休年齡，以15—64周歲人口作為勞動人口與中國的法律和事實不符。另一方面，僅按年齡結構計算的比值不能準確地衡量社會養老負擔，應將老年勞動參與率考慮在內［21］。部分再就業且獲得經濟收入的老年人口屬于撫養人口，不應該被列入被撫養人口［22］?；谝陨戏治?，本文將中國現行退休政策和老年勞動參與率考慮在內，提出實際老年撫養比的概念，實際老年撫養比=按規定年齡退休的老年人/全體社會勞動力×100%，其中，按規定年齡退休的老年人為55周歲及以上未工作的女性和60周歲及以上未工作的男性，全社會勞動力是指16周歲及以上就業人口，其中也包括大量退休后選擇再就業的老年勞動力。延遲退休政策的實施使全社會勞動力數量增加，退休后處于被撫養狀態的老年人口數量減少，這將降低實際老年撫養比，改善中國人口結構。

實際老年撫養比下降將從宏觀和微觀兩個層面增加企業對青年人的直接需求和引致需求，促進青年人就業水平提升。從宏觀層面來看，實際老年撫養比下降能降低企業社會保險繳費率，從而企業生產成本下降，這會增加對勞動力的直接需求。實際老年撫養比下降也能降低社會保險制度內的贍養率，從而降低維持社會保險基金平衡所必需的繳費率水平，減少企業用工成本，使得勞動力需求和就業崗位增加，進而促進青年人就業水平提升［9］。從微觀層面來看，實際老年撫養比下降能促進家庭消費，從而增加企業對勞動力的引致需求。實際老年撫養比下降在減輕社會養老負擔的同時，也會減少家庭內部被撫養老人的數量，從而減輕家庭養老負擔。另外，延遲退休延長了人們獲得收入的時間，個人預期收入增加，家庭養老壓力的下降和預期收入的增加都將進一步釋放家庭消費潛力［25］，家庭消費需求的提升會增加企業對勞動力的引致需求，進而促進青年人就業?；谏鲜龇治?，筆者提出如下假設：

假設2：延遲退休能夠降低實際老年撫養比，增加企業對勞動力的直接需求和引致需求，促進青年人就業。

（三） 經濟發展水平對延遲退休與青年人就業的調節效應

經濟發展水平高的地區，高人力資本勞動力所占比重往往也高。如果實行延遲退休政策，在經濟發展水平高的地區，增加的高人力資本勞動力相對更多，這更有助于人力資本積累，進而促進經濟高質量發展和青年人就業水平提升。具體地，相較于經濟發展水平低的地區，經濟發展水平高的地區會將更多的資金和資源投資于人力資本［26］，如更好的醫療和教育條件。一個地區的經濟發展水平越高，延遲退休群體中高學歷、高技術水平的老年人所占比重往往越高。該群體具有較高的知識水平和專業技能，延遲退休政策可以實現其人力資源的充分利用，從而增加有效勞動力供給和提高人力資本積累水平。人力資本積累水平提高將提升經濟發展質量，進而促進青年人就業?；谏鲜龇治?，筆者提出如下假設：

假設3：經濟發展水平對延遲退休與青年人就業之間的關系存在正向調節效應，在經濟發展水平高的地區，延遲退休對青年人就業的促進作用更強。

四、研究設計

（一） 數據來源

目前延遲退休政策在中國還沒有大范圍實施，僅在江蘇和山東進行試點，所以無法直接研究延遲退休的政策效應。中國存在大量退休后再就業的老年人，老年人再就業也可以增加勞動力供給，與延遲退休的政策效果具有相似性。因此，本文利用老年人再就業對青年人就業的影響比擬延遲退休政策對青年人就業可能產生的影響。

受數據可獲得性的限制，本文使用2005年1%人口抽樣調查微觀數據和2010年第六次全國人口普查微觀數據，這是目前學術界廣泛使用的樣本容量最大且最具代表性的全國人口數據。利用上述微觀數據計算得到青年人就業率、老年人再就業率和實際老年撫養比。在其他條件不變的情況下，老年人再就業率提升意味著中國勞動力供給增加，其對青年人就業的影響是本文研究的重點內容。同時，本文選取城市生產總值、第三產業勞動力就業比重、平均工資和工業企業數量等影響勞動力供給和需求的因素作為控制變量，相關數據來源于《中國城市統計年鑒》。

本文借鑒張川川和趙耀輝［7］的做法，剔除了樣本中的在校學生。2005—2010年是中國高等教育迅速發展階段，本文主要關注的16—24周歲人口中包括大量的在校學生，如果簡單地將所有在校學生作為失業人口會引起結果的偏誤。在年齡段的劃分上，本文借鑒城鎮青年人失業率計算標準，將16—24周歲的人口定義為青年人。同時，將55—59周歲的女性和60—64周歲的男性定義為老年人。這是因為就中國目前的退休政策而言，如果實行延遲退休政策，很可能將男性和女性的退休年齡分別延遲至65周歲和60周歲，55—59周歲的女性和60—64周歲的男性會繼續留在工作崗位上，該群體是本文重點關注的對象。

（二） 變量定義

⒈被解釋變量

本文被解釋變量為青年人就業率（Young），采用16—24周歲參與就業的青年人占青年總人口的比重衡量。

⒉解釋變量

本文解釋變量為老年人再就業率（Old），采用55—59周歲就業女性和60—64周歲就業男性占老年人總人口的比重衡量。①

⒊中介變量

本文中介變量為實際老年撫養比（Dependence），采用按規定年齡退休的老年人/全體社會勞動力×100%衡量，其中，按規定年齡退休的老年人為55周歲及以上未工作的女性和60周歲及以上未工作的男性，全社會勞動力指16周歲及以上就業人口，其中包括大量退休后選擇再就業的老年勞動力。

⒋調節變量

本文調節變量為城市生產總值增長率（GDPrate），采用（本期實際生產總值-上期實際生產總值） /上期實際生產總值×100%衡量，其中，以2000年為基期計算城市各期實際生產總值。

⒌控制變量

城市生產總值（lnGDP），采用以2000年為基期計算的城市實際生產總值的自然對數值衡量；第三產業勞動力就業比重（Three），采用城市第三產業就業人數占一二三產業就業總人數的比重衡量；平均工資（lnwage），采用城市平均工資的自然對數值衡量；工業企業數量（lnindustry），采用城市工業企業數量的自然對數值衡量。

（三） 模型構建

考慮到加入交互項可能導致模型出現多重共線性問題，本文對交互項進行中心化處理。系數β₃的符號和顯著性是本文關注的重點，若系數β₃顯著為正，則表明一個地區經濟發展水平的提高將顯著增強延遲退休對青年人就業的擠入效應。

表1是本文主要變量的描述性統計結果。

五、實證結果與分析

（一） 基準回歸結果分析

本文基準回歸結果如表2所示。表2列（1） 未引入控制變量；表2列（2） 在列（1） 基礎上引入了控制變量和城市固定效應；表2列（3） 在列（1） 基礎上引入了控制變量和年份固定效應；表2列（4） 同時引入了控制變量、城市固定效應和年份固定效應。從表2可以看出，老年人再就業率的回歸系數在各回歸模型中均顯著為正，這表明如果實行延遲退休政策，不僅不會擠出青年人就業，反而對其具有擠入效應。假設1得以驗證。老年人再就業率的提升意味著中國勞動力供給增加，這將會彌補人口老齡化帶來的勞動力供給不足問題，增加勞動力有效供給。即能夠為勞動力市場提供更多的就業崗位，從而促進青年人就業。

（二） 內生性處理

本文借鑒張川川和趙耀輝［7］的做法，以接近退休年齡的工人在機關團體事業單位和國有及國有控股企業就業比重（Share） 作為老年人再就業率（Old） 的工具變量，采用55—59周歲男性及45—49周歲女性在機關團體事業單位和國有及國有控股企業就業比重表示。同時，引入16—24周歲青年人在機關團體事業單位和國有及國有控股企業就業比重（Youngshare） 作為控制變量，使老年人的就業部門結構相對外生，以確保工具變量的有效性。由于只有2005年調查表中涉及就業部門信息，因而2SLS估計采用2005年橫截面數據，回歸結果如表3所示。從表3可以看出，第一階段回歸結果表明，工具變量的回歸系數在1%水平上顯著，Kleibergen?Paap rk LM檢驗結果顯示模型不存在識別不足問題，且Kleibergen?Paap rk Wald F統計量明顯大于Stock?Yogo弱工具變量檢驗臨界值，排除了弱工具變量問題。第二階段回歸結果顯示，老年人再就業率每提高1個百分點，青年人就業率上升0. 294個百分點，且在1%水平上顯著。內生性檢驗結果表明，在控制內生性以后，老年人再就業仍然對青年人就業有促進作用。

（三） 穩健性檢驗①

⒈更換被解釋變量衡量方式

本文被解釋變量為青年人就業率，在基準回歸模型中，采用16—24周歲青年人就業人數占青年人總人口的比重衡量青年人就業率?？紤]到經濟社會中存在部分退出勞動的青年個體，他們未參與就業也沒有找工作，應將其計入非經濟活動人口。因此，為了檢驗基準回歸結果的穩健性，本文將退出勞動的青年個體排除，采用16—24周歲青年人就業人數占青年人經濟活動人口的比重衡量青年人就業率?；貧w結果顯示，老年人再就業率對青年人就業率存在顯著促進作用，具體表現為老年人再就業率每提高1個百分點，青年人就業率提高0. 202個百分點，略低于基準回歸模型的回歸結果，可能的原因是，按經濟活動人口計算的青年人就業率會略高于按青年人總人口計算的青年人就業率，則老年人再就業率每提高1個百分點，對青年人就業率提高的百分比會相對較小，但仍存在顯著正向影響，這表明本文基準回歸結果是穩健的。

⒉改變樣本

考慮到農村存在大量自雇傭的農業勞動者，法定退休政策對該群體并不適用。本文選擇城鎮子樣本進行回歸分析?；貧w結果顯示，剔除農村樣本后，老年人再就業率對青年人就業率仍存在顯著促進作用，老年人再就業率每提高1個百分點，青年人就業率提高0. 481個百分點，這表明本文基準回歸結果是穩健的。這一結果略高于基準回歸結果，其原因可能是城鎮經濟發展水平較農村更高，有更多的資源投入到教育和醫療中，城鎮中再就業的老年人群體擁有較高的人力資本，高人力資本的老年人再就業對經濟發展和就業的促進作用更強。

⒊排除異常值

為了排除抽樣調查過程中特殊地區少量異常值對回歸結果的干擾，本文利用雙邊縮尾和雙邊截尾處理異常值。結合城市面板數據的特點，本文對老年人再就業率和青年人就業率在1%分位上進行雙邊縮尾和雙邊截尾處理?；貧w結果顯示，經過雙邊縮尾處理后，老年人再就業率每提高1個百分點，青年人就業率提高0. 192個百分點；經過雙邊截尾處理后，老年人再就業率每提高1個百分點，青年人就業率提高0. 213個百分點。經過雙邊縮尾和雙邊截尾處理后的回歸結果與基準回歸結果較為一致，這表明本文基準回歸結果是穩健的。

（四） 異質性分析

⒈性別異質性分析

與其他國家不同，中國家庭普遍存在隔代撫養現象，老年人提供隔代照料是家庭常有的安排［28］。延遲退休減少了老年人的休閑時間，可能會降低老年人提供隔代照料的概率。由于女性在家庭活動中具有比較優勢，如果延遲退休導致老年人無法隔代照料孫輩，那兒童照料這一家庭活動大概率會由青年女性來承擔［29］，即延遲退休可能會對女性青年人的就業產生不利影響。為了進一步研究延遲退休對男性青年人和女性青年人的就業率是否存在差異性影響，本文分別計算出16—24周歲的男性青年人和女性青年人就業率。在保持控制變量和其他所有模型設定不變的基礎上，按性別將青年人分組并進行回歸分析，組間系數差異檢驗P值為0.002，分析結果如表4列（1） 和列（2） 所示。從表4列（1） 和列（2） 可以看出，相較于女性青年人，延遲退休對男性青年人就業的促進作用更強。老年人再就業率每提高1個百分點，男性青年人就業率提高0. 195個百分點，而女性青年人就業率僅提高0. 176個百分點。從隔代照料的視角來看，延遲退休可能會擠出老年人隔代照料孫輩的時間，部分女性青年人會因照顧年幼子女放棄勞動參與。因此，相較于男性青年人，延遲退休對女性青年人就業的促進作用偏弱。在三孩生育政策全面放開的階段，政府在推進延遲退休政策的同時，應增加兒童照護資源供給，滿足年輕父母對兒童照料的需求，緩解其對祖輩隔代照料的需求。

⒉受教育水平異質性分析

本文進一步研究不同受教育水平的再就業老年人與青年人就業之間的因果關系。本文選取的青年人受教育水平劃分標準為：高中及以上學歷（包括高中、大專、本科和研究生） 的青年人為高學歷青年人，采用高學歷青年人就業人數占高學歷青年人總人數的比重衡量高學歷青年人就業率；初中及以下學歷（包括初中、小學和未受過教育） 的青年人為低學歷青年人，采用低學歷青年人就業人數占低學歷青年人總人數的比重衡量低學歷青年人就業率。另外，由于本文選取的數據為2005年和2010年微觀數據，這期間老年人受教育水平普遍偏低，所以本文選取的老年人受教育水平劃分標準為：初中及以上學歷的老年人為高學歷老年人，采用高學歷老年人再就業人數占高學歷老年人總人數的比重衡量高學歷老年人就業率（Old?Highedu）；小學及以下學歷的老年人為低學歷老年人，采用低學歷老年人再就業人數占低學歷老年人總人數的比重衡量低學歷老年人就業率（Old?Lowedu）。

受教育水平異質性回歸結果如表4列（3） 和列（4） 所示。從表4列（3） 和列（4） 可以看出，高學歷老年人就業率每提高1個百分點，高學歷青年人就業率提高0. 108個百分點，對低學歷青年人就業率的影響不顯著；低學歷老年人再就業率每提高1個百分點，對高學歷青年人就業率的影響不顯著，低學歷青年人就業率提高0. 279個百分點。這可能是由于中國勞動力市場中各行業人才需求不同，高學歷勞動者大多從事專業性技術性較強的腦力勞動，低學歷勞動者大多從事技術性較低的體力勞動。這將產生兩方面影響：一方面，高學歷老年人由于自身具有較高的人力資本水平，大多從事專業和技術要求較高的行業，隨著年齡的增長，高價值的經驗知識不斷積累，人力資本積累不斷增加。高學歷老年人再就業有利于提高這類行業的最優生產規模，進而增加對高學歷青年人的需求。另一方面，低學歷老年人由于自身專業知識和技能的限制，大多從事專業技術要求較低的行業。2020年第七次全國人口普查數據顯示，在60—69歲的低齡老年人再就業群體中，有62. 4%的低齡老年人從事農林牧漁業，這部分老年人大多為低學歷老年人。低學歷老年人再就業對低技術要求行業的發展作出貢獻，促進低學歷青年人就業。

六、機制檢驗和調節效應檢驗

（一） 機制檢驗

為了進一步檢驗降低實際老年撫養比是延遲退休促進青年人就業的有效途徑，本文重點關注老年人再就業率對實際老年撫養比的影響，回歸結果如表5列（1） 所示。從表5列（1） 可以看出，老年人再就業率的回歸系數顯著為負，這表明老年人再就業能夠降低實際老年撫養比，改善人口結構，這與延遲退休的政策效果具有一致性。如果中國延遲退休政策將工作年限延長5年，55—59周歲女性和60—64周歲男性將繼續留在工作崗位上，勞動年齡人口將增加。與此同時，被撫養人口的年齡段將縮短5年，在勞動年齡人口增加和被撫養人口減少的雙重作用下，將會降低實際老年撫養比。實際老年撫養比降低將從兩方面促進青年人就業：一方面，實際老年撫養比降低將改善社會保險制度下的贍養率，降低維持社會保險基金平衡所必需的繳費率水平，繳費率水平下降將減少企業用工成本，增加企業對勞動力的直接需求，促進青年人就業。另一方面，工作年限延長將增加人們預期收入，實際老年撫養比下降將減輕家庭養老負擔，預期收入增加和家庭養老負擔減輕將進一步釋放家庭消費潛力，家庭消費需求的提升會增加企業對勞動力的引致需求，促進青年人就業。假設2得以驗證。

（二） 調節效應檢驗

前文的理論分析表明，經濟發展水平對延遲退休與青年人就業之間的關系存在正向調節效應，經濟發展水平高的地區，有更多的資金用于人力資本投資，延遲退休群體中高學歷、高技術水平的老年人所占比重往往更高。實行延遲退休政策，經濟發達地區將增加更多的高人力資本勞動力，對經濟高質量發展和青年人就業的促進作用更強。為了檢驗調節效應，本文引入老年人再就業率（Old） 與城市生產總值增長率（GDPrate） 的交互項，并對交互項進行中心化處理［30］，回歸結果如表5列（2） 所示。從表5列（2） 可以看出，老年人再就業率與城市生產總值增長率交互項的回歸系數顯著為正，這表明城市經濟發展水平提高能夠增強延遲退休對青年人就業的促進作用，在經濟發展水平高的地區，延遲退休對青年人就業的促進作用更強。假設3得以驗證。

七、研究結論與政策建議

（一） 研究結論

本文以老年人再就業對青年人就業的影響比擬延遲退休對青年人就業的影響，基于2005年1%人口抽樣調查微觀數據和2010年第六次全國人口普查微觀數據，采用雙向固定效應模型實證研究了延遲退休對青年人就業的影響及作用機制。研究結果顯示，延遲退休不僅不會擠出青年人就業，反而會對其產生擠入效應，上述結論在一系列穩健性檢驗后仍然成立。異質性分析結果顯示，相較于男性青年人，延遲退休對女性青年人就業的促進作用偏弱，這符合家庭分工比較優勢理論；由于中國勞動力市場各行業人才需求不同，高學歷老年人延遲退休能夠促進高學歷青年人就業，低學歷老年人延遲退休能夠促進低學歷青年人就業。機制分析結果顯示，延遲退休通過降低實際老年撫養比促進青年人就業。調節效應分析結果顯示，經濟發展水平對延遲退休與青年人就業之間的關系存在正向調節效應。

（二） 政策建議

根據上述研究結論，筆者提出如下政策建議：第一，延遲退休不但不會擠出青年人就業，反而對其具有促進作用，該結論支持政府為增加勞動力供給提出的延遲退休政策。在中國60—64周歲的城鎮人口中，有42. 2%的男性和37. 6%的女性可以繼續參加勞動［31］，延遲退休可以更充分地利用勞動力資源，帶動經濟發展和就業。第二，由于中國人口眾多，為了減少延遲退休對勞動力市場的沖擊，在政策實施過程中應采取小步漸進的方式，推進漸進式、彈性式延遲退休政策。相較于預期壽命而言，退休年齡提升空間很大。同時，中國人口規模龐大，延遲退休涉及勞動力的數量很多，小步漸進式推動延遲退休可以緩解其對勞動力市場的沖擊。第三，在實行延遲退休政策的同時，政府應相應地調整其他相關政策。本文的異質性檢驗結果顯示，延遲退休對女性青年人的促進作用會弱于男性青年人，根據家庭分工比較優勢理論，其原因可能是，延遲退休會降低老年人隔代照料的概率，部分女性青年人會因照顧年幼子女放棄勞動參與。特別是在三孩生育政策全面開放階段，政府應注重年輕家庭對祖輩隔代照料的需求，對有年幼孫子女的老年人實行靈活、彈性退休政策的同時，增加社區托教機構等公共資源供給，將延遲退休對青年人就業可能存在的不利影響降至最低。第四，政府應鼓勵老年勞動力提升自身人力資本水平，選擇適當的教育方式繼續學習，提高職業技能和就業能力，從而提高勞動力市場競爭力。