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——基于中介效应视角
刘斐然
（中南财经政法大学工商管理学院，湖北武汉430070）
一、引言
劳动适龄人口持续增长和充足的劳动力是我国改革开放以来经济持续增长的关键要素，然而随着我国人口老龄化程度日益加深，劳动适龄人口比例开始下降，人口红利逐渐消失，对我国的经济发展势头形成了严峻的威胁。
人口结构的老龄化使劳动力总量供给短缺，多地出现“用工荒”现象。在2016年《中国企业经营者问卷跟踪调查报告》中，68.4%的企业将“人工成本上升”视为当前企业经营发展中遇到的最主要困难。然而，一方面是我国老龄化速度快、规模大，另一方面却是我国老年人口劳动参与率处于低水平。因此，在老龄化社会的背景下，老年人就业对人力成本和就业方面的影响值得学术界更多的关注。
本文的研究思路为，将老年人就业对劳动力市场的影响分为直接效应和间接效应，直接效应即老年人
就业自身对劳动力供给的补充，间接效应则指老年人就业通过中介效应对就业率发挥作用，即老年人就业通过对工资、就业需求、中青年人就业等方面的影响，进一步对社会就业率产生影响。在理论分析之后，基于2005—2015年间中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）构造省级面板数据检验两种效应。 本文在引言之后的结构安排为：首先，对相关文献进行回顾；其次，理论分析，提出了老年人就业通
过影响工资和中青年就业，进而影响全社会就业率的内在机理；再次，理论分析之后是本文的实证部分，对本文所提理论进行检验；最后，提出相应结论与政策建议。
二、文献回顾
1、国外研究综述
国内外关于劳动力价格与老年人就业关系的研究都较少，结论也并不一致。Hakola和Uusitalo（2005）、Hallberg（2011）较早研究了劳动力的非工资费用与退休年龄的关系，Wolfgang Frimmel et al.（2018）基于奥地利社会保障数据的研究发现，老年员工的劳动费用较高，而Bernhard Mahlberg et al.（2013）基于奥地利公司层面数据的研究则发现工资水平没有因公司年长员工比例增加而上升。Andrea Albanese （2018）发现就业补贴可以有效推迟工人的退休时间，但仅对更容易提早退休的岗位有效。
老年人就业是否会挤出青年劳动力一直是研究热点之一。相关定量研究普遍表明老年人就业不会对年轻人就业形成挤出，如Börsch-Supan，A.H.（2010）较早对德国劳动力市场进行研究，发现延迟退休可以促进年轻人就业，因为延迟退休可以通过促进经济整体增长进而促进对劳动力的需求。Gru-ber，Milligan和Wise（2010）采用自然实验法对国家面板数据研究发现，老年人就业可以促进青年人就业。David de la Croix et al.（2013）通过OLG模型
摘要：本文将老年人就业对劳动力市场的影响机理分为直接和间接两种效应。直接效应指老年人本身对劳动力数量的补充，间接效应指老年人就业通过影响工资和中青年就业，发挥中介变量的作用进一步促进社会就业率的提高。之后，本文利用2005—2015年间中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）构造面板数据进行了实证检验。综合理论分析与实证研究，得出以下结论：一是老年人就业的工资水平低于年轻人，因此老年人就业可以降低劳动力成本；二是不管是在总体层面，还是同一生产部门内，老年人就业都显著促进了中青年就业率；三是通过中介效应检验表明，老年人就业对社会就业率的影响中，间接效应占其总影响的49.7%。
关键词：老年人就业；中青年就业；工资；就业率；中介效应
152
分析认为老龄化冲击可以通过降低利率以刺激劳动需求，而提高老年人劳动参与率将会增加这一效应。
2、国内研究综述
随着“老龄化”问题的显现，老年人就业逐渐成为我国学术界的一个研究热点，但主要集中在老年人就业与年轻人就业关系的研究上。
大量研究认为老年人就业不会严重抑制中青年就业。例如，阳义南、谢予昭（2014）基于1980—2010年27个OECD国家的面板数据，发现对男性的延迟退休会提高年轻人就业率，对女性则相反。张川川、赵耀辉（2014）使用1990年、2000年中国人口普查数据和2005年全国1%人口抽样调查数据进行实证分析，发现老年人就业对青年人的就业率和工资均有促进作用。张志远、张铭洪（2016）利用中国综合社会调查（CGSS）数据，通过Welch指数测算发现青年人与老年人的职业替代性较差，且老龄劳动力就业比重对年轻人就业率有正向影响。刘阳等（2017）将延迟退休对青年人就业的影响分为挤出效应和产出效应，产出效应可以弥补延迟退休对青年人就业的冲击。张熠、汪伟、刘玉飞（2017）通过叠代模型和数值模拟发现，延迟退休所激发的企业劳动力需求，多于所占用的工作岗位。王天宇等（2016）通过世代交叠模型分析认为推迟退休年龄1~2岁不会造成总失业率的大幅上升，但其负面影响随着年龄的升高而逐渐增大。
3、研究评述
通过对国内外相关研究的梳理和分析可以发现，国内外学者对老年人就业与中青年就业的关系进行了较为深入的研究，并基于实证研究普遍认同老年人就业的增加对中青年就业不会产生严重的挤出效应。然而，工资作为影响劳动力需求和供给的重要因素，在我国关于老年人就业的研究中却鲜有涉及，更没有将老年人就业对工资的影响和对就业率的影响结合起来。因此，本文以老年人就业对工资的影响为逻辑起点，对老年人就业与劳动力市场的关系进行分析，并加以验证。
三、老年人就业对劳动力市场的影响机理
本文将老年人就业对劳动力市场的影响机理分为直接效应和间接效应两个方面，如图1所示。直接效应指的是老年人自身对劳动力供给数量的补充，间接效应指的是老年人就业通过影响工资和中青年就业，进而发挥中介效应影响社会就业率。由于老年人就业的直接影响是显而易见的，本文着重分析老年人就业的间接影响，
即中介效应。
图1老年人就业影响机理
1、老年人就业拉低平均工资
与中青年人相比，从事同样工作的老年人的机会成本较低，因而要求的工资率也较低。年轻人比老年人拥有更多的就业选择，除本职工作外，既可以转向其他更具吸引力的工作地点或工作岗位，也可以继续接受教育以提高自身的人力资本，或者选择更多的闲暇，因此年轻人就业的机会成本是闲暇、接受教育以及从事其他工作所能获益的最大值。而老年人受限于体力和精力的限制，其工作岗位往往与自己此前的职业紧密相关，工作岗位的备选较少，且没有很大激励进一步学习新的工作技能，因此只要工作为自己带来的效用超过闲暇，就会选择工作，因而老年人工作的机会成本往往较低。如图2所示，较低的机会成本反映在劳动力市场中是老年人所要求的工资低于具有同样生产率的年轻劳动力，因而老年人的劳动供给曲线S old低于青年劳动力供给曲线S young。两条供给曲线加权平均后形成的新的供给曲线S all，即为整个劳动力市场的供给曲线。可以看到，当劳动力市场只有年轻人时，均衡工资和劳动力需求为w1和q1，而老年人加入劳动力市场之后的均衡工资和劳动力数量为w2和q2。因此，老年人就业可以拉低工资，降低人力成本，增加就业需求。
2、老年人就业促进中青年就业
如前文所分析，当老年人就业增加时工资降低，工资的降低可能会在供给和需求两个方面对中青年劳动力就业产生影响。
在供给方面，工资降低可能会将一些对工资要求
153
较高的年轻人挤出劳动力市场，因而具有挤出作用。但从理论上来说，只有当劳动力需求为恒定，且老年人与中青年人的劳动岗位具有较强替代性时，老年人就业的增加才可能对其形成较大的挤出（Kalwij，A.et al，2010）。首先，劳动力需求恒定对应着垂直的劳动力需求曲线，显然不满足现实环境。其次，老年人与中青年人就业的职业替代性往往较低。本文将工作类型分为务农与非务农两类，并以60岁为界限划分老年人与中青年人，经过整理制成图3。从图3可以看到，老年人就业以务农为主，而中青年人就业则以非农业工作为主，这说明老年人就业不会对中青年劳动力造成很大冲击，反而具有互补性。在需求方面，生产部门通过选择劳动、资本等多种生产要素的组合以实现成本最小化，工资水平下降意味着劳动力要素价格的降低，生产部门会通过使用更多的劳动力要素来替代其他生产要素，因而对中青年劳动力需求具有促进作用。此外，老年人就业还可以通过人力资本的规模效应吸引年轻人就业。在同一生产部门内，老年人就业使部门内的劳动力供给增加，由于人力资本具有规模报酬递增的性质（陈林、朱卫平，2009；谌洁，2008），因此人力资本存量增加会为行业发展带
来的规模经济和专业化优势，从而提高生产效率。生产效率的提高往往意味着劳动边际报酬的增加，因此劳动力会在高工资率的吸引下，向这些产业聚集。因而在这些行业内老年人就业的增加，不仅不会挤出中青年就业者，还会发挥规模效应，吸引年轻人就业。因此，本文认为老年人就业率的提高将会促进年轻人就业
率提高。
图2老年人就业的劳动力市场分析
通过前文分析可以看到，老年人就业可以通过拉低平均工资以刺激就业需求，并对中青年就业产生促进效应，这将进一步促进全社会就业率的提高。因此，老年人就业可以从直接和间接两个方面提高社会就业率，其中工资和中青年就业发挥了中介变量
的作
用。route命令
图3老年人与中青年就业类型分布
（注：经CGSS数据测算，2014年未发布。资料来源：中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）。）
四、实证分析
1、数据来源和变量
本文实证研究所用的数据来源于中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）及相应年份的《中国统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》等年鉴中的公开统计数据。CGSS是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目，其关于就业状况的问题设置与我国人口普查的标准基本一致，张志远、张铭洪（2016）和龚海娟、陈进（2017）等学者关于老年人就业的研究都以此为依据。由于CGSS的调查时间不连续，本文使用2005年、2006年、2008年、2010—2013年和2015年的数据。对于涉及产值的变量，则以2000年为基期进行了平减。
本文的核心解释变量为老年人就业率（old）。借鉴张川川、赵耀辉（2014）和张志远、张铭洪（2016）等人的方法，本文以各省受访者中60岁及以上老年人处于就业状态的比例表示该指标。此外，为分析在同一生产部门内老年人就业对中青年人的集聚作用，本文还将老年人就业率区分为老年
人务农就业率（of）和非农就业率（onf），分别以60岁及以上老年人参与务农和非农业工作的比例表示。
本文的被解释变量和中介变量包括社会就业率、工资水平以及中青年就业率。
社会就业率（employ），本文以CGSS数据库中各省就业人数占总受访者的比例表示，衡量各地区的总体就业情况。工资水平（wage），由于缺少农村劳动报酬水平的数据，本文以城镇单位在岗职工平均工资作为工资水平的代理变量。中青年就业率（young），本文将16~59岁的中青年受访者的就业比例表示。此外，本文将中青年就业率同样分为务农就业率（yf）和非农工作就业率（ynf）。各核心变量的
154
定义说明和描述性统计汇总，详情如表1所示。
表1变量说明与描述性统计
变量名称工资水平
（wage）
社会就业率（employ）老年人就业率
（old）
老年人务农就业率（of）老年人非农就业率（onf）
中青年就业率（young）中青年务农就业率（yf）中青年非农就业率（ynf）
变量说明
城镇单位在岗职工
平均工资（千元）
就业人数/总人数
（%）
60岁及以上人口
就业比例（%）
60岁及以上受访者
务农就业比例（%）
60岁及以上受访者
非农就业比例（%）
16~59岁受访者就
业比例（%）
16~59岁受访者务
农就业比例（%）
16~59岁受访者非
农就业比例（%）
均值
29.66
64.10%
34.30%
26.20%
6.30%
73.50%
28.27%
47.41%
安徽农业科学标准差
12.56
0.104
0.182
0.184
0.046
0.091
0.179
0.158
最小值
12.95
33.80%
0.00%
0.00%
0.00%
43.30%
0.21%
15.79%
最大值
85.17
94.10%
78.60%
73.50%第五届cctv舞蹈大赛获奖名单
27.80%
97.20%
79.82%
氨基酸螯合物84.81%
本文的控制变量包括：老龄化程度，以65岁及以上老年人的比例表示；人力资源，以就业人员中本科及以上学历的比例表示；城镇化率，以城镇人口占比表示；产业结构，以二三产业产值占GDP的比重表示；总抚养比，以总人口中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比表示。
2、计量模型设计
根据理论分析，除了直接影响，老年人就业还从工资水平和中青年劳动力就业两个方面影响总就业状况，因此本文设计了以下模型分别检验老年人就业率对工资水平、中青年劳动力就业率以及全社会就业率的影响，并借鉴Baron和Kenny（1986）提出的依次检验回归系数的方法检验其中介效应。
（1）老年人就业对工资的影响检验。wage it=α0+α1old it+α2young it+α3X it+a i+μit（1）式（1）中，下标i和t分别表示面板数据中的省份和时间，X it表示一系列控制变量，a i表示个体固定效应，μit表示误差项。α1和α2分别为老年人就业率和年轻人就业率对工资的影响系数，预期老年人就业率对工资为负向影响，而年轻人就业率对工资为正向影响。
（2）老年人就业对中青年就业率的影响检验。式（2）~（4）分别检验老年人就业率对中青年就业率
的总体影响，以及在农业部门和非农业部门内部，老年人就业对部门内中青年就业的影响。young it=β0+β1old it+β2X it+a i+μit（2）yf it=θ0+θ1of it+θ3X it+a i+μit（3）ynf it=σ0+σ1onf it+σ2X it+a i+μit（4）
式（2）中的系数β1表示在总体上老年人就业率对中青年人就业率的影响，式（3）和式（4）则将就业类型
区分为务农就业和非农就业，yf和ynf分别表示中青
年人在农业和非农业部门的就业率，of和onf分别表示老年人在农业和非农业部门的就业率，因而θ
1、σ1分别检验在农业和非农业生产部门内，老年人就业率
的提高对中青年就业影响。预期系数β1、θ
1、σ1的符号都为正，即在总体上老年人就业对中青年就业具有促进作用，在部门内也具有集聚作用。
（3）老年人就业对社会就业率的影响及中介效应检验。首先，式（5）检验了老年人就业对社会就业率的影响。之后结合前文理论分析，式（6）、（7）采用依次检验回归系数的方法，将工资水平和中
青年就业率作为中介变量，检验了二者在老年人就业对社会就业率影响机理中的中介作用。式（6）检验作为中介变量的工资水平和中青年就业率对社会就业率的影响，式（7）检验将自变量和中介变量共同加入模型后，自变量系数的显著性和大小。根据依次检验回归系数的思想，如果式（1）和式（2）中的系数α1、β1以及式（5）、式（6）中的系数γ1和δ1、δ2都显著，且式（7）中系数ε1不显著或虽然显著但小于γ1，则说明老年人就业可以通过影响中介变量工资水平和中青年就业率，进而影响社会就业率。具体而言，如果ε1不显著，则说明老年人就业对就业率的影响完全来自于间接效应，如果ε1显著但小于γ1，则说明老年人就业对就业率的影响既有直接效应，也有间接效应，其间接效应则可以用
（γ
1-ε1）/γ1测算而来。
employ it=γ0+γ1old it+γ2X it+a i+μit（5）employ it=δ0+δ1wage it+δ2young it+δ3X it+a i+μit（6）employ it=ε0+ε1old it+ε2wage it+ε3young it+ε4X it+
a i+μit（7）
3、实证结果
（1）老年人就业对工资和中青年就业影响的实证结果。老年人就业对工资和中青年就业影响的实证结果如表2所示。首先，本文检验了老年人就业率对工资水平和中青年就业率的影响，得到模型一和模型二，其次，本文将就业类型分为务农就业和非农就业，分析在农业部门和非农业生产部门内，老年人就业对中青年就业的影响，得到模型三和模型四，并通过豪斯曼检验选择固定效应模型或随机效应模型。
通过表2可以看到，模型一中老年人就业率对工资水平的影响系数显著为负，而中青年就业率的系数
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则显著为正。这说明老年人就业率的增加将显著降低工资水平，而中青年人就业率的增加则显著提高了工资水平。结合前文理论分析，这是由于老年人就业的机会成本低于中青年劳动力，因而老年人要求的工资水平较低，其就业的增加将拉低平均工资水平，降低劳动力成本。模型二表明老年人就业率的增加显著地促进了中青年就业率的提高，这说明在总体上老年人就业不仅不会对青年人就业形成显著挤出，反而会引起年轻劳动力需求的增加。模型三和模型四表明老年人务农就业率的提高促进了中青年务农就业率的提高，老年人非农就业率的提高促进了中青年非农就业率的提高，说明在生产部门内部，老年人就业对同部门内的中青年就业具有集聚作用，这也进一步验证了老年人就业促进中青年就业的结论。
表2老年人就业对工资和中青年就业的影响
old
young
of
onf hausman检验
模型一
wage
-4.044**
（-2.079）
8.553***
（2.76）
481.82***
模型二
young
0.260***
（6.59）
10.11
模型三
yf
0.618***
（12.87）
18.83***
模型四
ynf
0.300*
（1.93）
24.44***
（注：括号内数据为t统计量，***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平上显著，控制变量没有报告在表格中，以下表同。）
（2）老年人就业对社会就业率的影响与中介效应检验。实证结果如表3所示。表3中模型一验证了老年人就业率对社会就业率的影响，老年人就业率提高一个百分点，可以使社会就业率提高0.388个百分点。进一步地，模型二与模型三则通过中介效应模型检验了老年人就业对社会就业率的影响机理。模型二表明，作为中介变量的工资水平的降低可以提高社会就业率，这说明工资的降低可以刺激生产部门对劳动力的需求，中青年就业率的提高则可以增加社会就业率，二者的系数都与预期结论相同。模型三表明，将中介变量和自变量同时加入模型后，老年人就业率的系数仍然显著，但与模型一相比，系数的数值变小，从0.382降低到0.192，这说明工资水平和中青年就业率的确在其中发挥了中介效应，
即老年人就业可以通过降低工资和促进中青年
就业提高社会就业率，经测算，老年人就业对社会就业率影响的间接效应占总影响的49.7%。
表3老年人就业对社会就业率的影响及中介效应检验old
wage
young
hausman检验
模型一
employ
0.382***
（9.82）
15.71**
模型二
employ
-0.002***
（-2.685）
0.951***
（29.54）
17.94**
模型三
employ
0.192***
（11.72）
-熊文修
0.001*
（-1.725）
0.835***
（31.77）
80.39***
4、稳健性检验
本文对核心变量的测算方式和实证方法进行了调整，观察调整后的主要实证结论是否仍然与前文一致，以此来检验本文提出的理论假设是否稳健。
首先，考虑到男性与女性的法定退休年龄不同，以及我国老年人就业以低龄老人为主的事实，本文将老年人就业率（old2）调整为以55~69岁的男性和50~69岁的女性中的就业人数比例，中青年就业指标（young2）选取55岁以下男性和50岁以下女性的就业率。考虑到非就业人口中存在因接受教育而未就业的情况，社会就业率变量（employ2）调整为剔除在校生样本之后的就业率。其次，在实证方法上，为减轻模型中的内生性问题，本文为老年人就业率选取人口净流入、养老保险水平和国有职工占
比三个指标作为工具变量进行2SLS回归。具体而言，人口净流入指标以“1-户口在本乡、镇、街道人口数/常住人口数”表示，养老保险水平指标以人均养老保险基金收入表示，国有占比指标以国有企业职工在就业人口中的占比表示。
表4老年人就业对工资和就业率的稳健性检验old2
young2
Sargan检验p值
模型一
wage
-31.796*
（-1.809）
25.824*
（1.716）
0.168
模型二
young2
0.486***
（2.661）
0.773
模型三
employ2
0.631***
（3.606）
0.825
表4中分别检验了老年人就业率对工资水平、中青年就业率以及社会就业率的影响。从表4可以看到，各模型都通过了过度识别检验，并且与前文结论
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