陳 璐,王婉鶯

(南開(kāi)大學(xué) 金融學(xué)院,天津 300350)

一、 引 言

世界銀行數(shù)據(jù)顯示,2002年全球65歲以上人口占比首次超7%,標(biāo)志著全球正式步入老齡化時(shí)代。日本作為世界老齡化程度最深的國(guó)家,早在1970年就進(jìn)入老齡化社會(huì),2021年該國(guó)65歲以上人口占比更是達(dá)到28.8%。(1)數(shù)據(jù)來(lái)源:日本國(guó)家統(tǒng)計(jì)局《人口月度報(bào)告》https://www.stat.go.jp/english/data/jinsui/tsuki/index.html。與日本相比,同處亞洲的中韓兩國(guó)人口老齡化速度更快,日本65歲以上人口占比從7%到14%用了25年(1970—1994),(2)數(shù)據(jù)來(lái)源:《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。中國(guó)用了22年(2000—2021),而韓國(guó)只用了19年(2000—2018)。(3)日本和韓國(guó)數(shù)據(jù)來(lái)源:OECD官方統(tǒng)計(jì):https://data.oecd.org/pop/elderly-population.htm#indicator-chart。不僅是老齡人口規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變化,老年群體的預(yù)期壽命也在不斷提高。圖1呈現(xiàn)了來(lái)自聯(lián)合國(guó)《2022世界人口展望》報(bào)告顯示的中國(guó)、日本、韓國(guó)以及世界65歲人口平均預(yù)期余命(Life Expectancy at Age 65)的數(shù)據(jù)。從世界平均數(shù)據(jù)來(lái)看,65歲預(yù)期余命從1950年的11.3年增長(zhǎng)至2021年的16.2年,并將于2100年上升至22.2年。日本2021年65歲老人預(yù)期余命為22.4年,預(yù)計(jì)到2100年將提高至30年,這意味著屆時(shí)65歲的日本老人僅僅度過(guò)了人生中2/3的生命長(zhǎng)度。與日本相比,2021年韓國(guó)65歲人口的預(yù)期余命為21.5年,而中國(guó)這一數(shù)據(jù)為17.7年,高出世界平均水平1.5年,預(yù)計(jì)到2100年我國(guó)將提升至26.3年。

數(shù)據(jù)來(lái)源:聯(lián)合國(guó)《2022世界人口展望》圖1 中日韓及全球老齡人口預(yù)期余命

預(yù)期余命的增長(zhǎng),意味著老年人退出勞動(dòng)力市場(chǎng)后持續(xù)生存的時(shí)間延長(zhǎng),生活費(fèi)用支出的金額和期限都在不斷提高和延長(zhǎng),如何保障老年期的生活質(zhì)量成為個(gè)人、家庭和社會(huì)亟待關(guān)注的問(wèn)題。適度推遲退休年齡在促進(jìn)勞動(dòng)者收入增加、緩解勞動(dòng)力短缺問(wèn)題以及減輕社會(huì)養(yǎng)老基金負(fù)擔(dān)方面具有顯著的促進(jìn)作用。在全球人口老齡化趨勢(shì)下,許多國(guó)家積極推動(dòng)延遲退休相關(guān)政策的實(shí)施。為緩解財(cái)政給付壓力,日本政府持續(xù)對(duì)養(yǎng)老金領(lǐng)取年齡相關(guān)政策進(jìn)行改革,1954年日本修改《厚生年金保險(xiǎn)法》,將養(yǎng)老金申領(lǐng)年齡從55歲提升至60歲。1986年日本國(guó)民年金制度正式推出,規(guī)定全體國(guó)民年滿65歲即可開(kāi)始領(lǐng)取固定額度的“國(guó)民年金”(National Pension),雇員則在60歲時(shí)領(lǐng)取“雇員年金”(Employee’s Pension)。1994年日本政府將“雇員年金”的申領(lǐng)年齡限制提升至65歲。(4)日本厚生省養(yǎng)老金介紹https://www.mhlw.go.jp/english/policy/pension/pension/index.html。為鼓勵(lì)老齡人口參與勞動(dòng),2020年6月日本政府公布的國(guó)民年金法修正案(第40法案)將所有年金的延遲領(lǐng)取年齡上限從70歲提升至75歲。(5)日本國(guó)民能夠以65歲為節(jié)點(diǎn),在60—64歲提前申領(lǐng)小于原定額度的年金,或在65歲之后延后申領(lǐng)超額年金。提前支付的情況下,年金隨年齡的減少而等比例減額,65歲之后仍以減額標(biāo)準(zhǔn)發(fā)放;延后支付的情況下,隨推延時(shí)間的增加而等比例增長(zhǎng),但是存在延遲支付上限。韓國(guó)的公共養(yǎng)老金體系主要由國(guó)民養(yǎng)老金和公務(wù)員養(yǎng)老金兩個(gè)部分構(gòu)成。1988年韓國(guó)政府正式實(shí)施《國(guó)民年金法》(National Pension Act),規(guī)定在養(yǎng)老金繳費(fèi)滿10年后,年滿60歲可申請(qǐng)領(lǐng)取國(guó)民養(yǎng)老金(特殊崗位55歲即可申領(lǐng))。(6)指從事總統(tǒng)令規(guī)定工作的人員(韓國(guó)養(yǎng)老金法案,2005版)。2013年,韓國(guó)政府通過(guò)了《老齡雇傭促進(jìn)法》修正案,將國(guó)民養(yǎng)老金的領(lǐng)取年齡從當(dāng)年起調(diào)整至61歲,并在此后每5年增加1歲,直至2033年提高到65歲(金炳徹,2020)[1]。

中國(guó)現(xiàn)行的退休制度制定于20世紀(jì)50年代,男性法定退休年齡為60歲、女性為55歲(女性職工為50歲)。1950年我國(guó)65歲人口的預(yù)期余命僅為9.1年,而2021年這一數(shù)據(jù)已增長(zhǎng)近一倍,達(dá)到17.7年,這就意味著若以60歲退休為時(shí)點(diǎn),退休后將有23.7年的生活需要依賴養(yǎng)老金。我國(guó)近年來(lái)不斷對(duì)退休制度改革做出嘗試,中共中央組織部聯(lián)合人力資源社會(huì)保障部,于2015年正式發(fā)布了關(guān)于事業(yè)單位具有高級(jí)職稱女性延遲退休的4號(hào)文件,(7)《關(guān)于機(jī)關(guān)事業(yè)單位縣處級(jí)女干部和具有高級(jí)職稱的女性專業(yè)技術(shù)人員退休年齡問(wèn)題的通知》。針對(duì)領(lǐng)導(dǎo)干部崗位和具有專業(yè)技能女性實(shí)施60歲退休政策,若本人提出申請(qǐng)則可在55周歲自愿退休。習(xí)近平總書記在黨的二十大報(bào)告中,提出要“實(shí)施漸進(jìn)式延遲法定退休年齡”。

延遲退休政策推行的前提是準(zhǔn)確估計(jì)老齡人口的勞動(dòng)能力,“勞動(dòng)能力(Work Capacity)”是決定個(gè)體勞動(dòng)參與的重要因素,衡量曾工作的個(gè)體是否仍然具備勞動(dòng)參與的客觀能力(Cutler 等,2014)[2]。影響“勞動(dòng)能力”的因素很多,健康被認(rèn)為是重要的因素之一。本文研究聚焦老齡人口的“額外勞動(dòng)能力”,即如果不考慮退休政策的影響,僅從健康角度衡量,老年人達(dá)到退休年齡后還能參與勞動(dòng)的比例以及可以繼續(xù)工作的年數(shù)。我們借鑒Cutler等(2014)[2]的研究,使用達(dá)到最早法定退休年齡前5年的個(gè)體健康和勞動(dòng)之間的關(guān)系,對(duì)超過(guò)退休年齡的老齡樣本的勞動(dòng)能力進(jìn)行估計(jì),并通過(guò)與老齡樣本實(shí)際勞動(dòng)參與率的比較最終獲得“額外勞動(dòng)能力”的估計(jì)值。在推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化建設(shè)和人口高質(zhì)量發(fā)展的時(shí)代背景下,對(duì)于身體健康、有勞動(dòng)能力且有勞動(dòng)意愿的老齡人力資源的開(kāi)發(fā),將有助于老年人在勞動(dòng)中建立一定的社會(huì)關(guān)系,保持良好的社會(huì)適應(yīng)性,提升生活質(zhì)量,促進(jìn)健康老齡化。因此,基于健康角度測(cè)算中國(guó)老齡額外勞動(dòng)能力,無(wú)論是從踐行健康中國(guó)戰(zhàn)略和積極應(yīng)對(duì)人口老齡化戰(zhàn)略的宏觀層面,還是為延遲退休政策的方案和實(shí)施提供科學(xué)的決策參考的政策層面,以及提高老年人生活質(zhì)量,實(shí)現(xiàn)老有所為的自我價(jià)值提升的微觀層面,都具有一定的參考價(jià)值。

本文將日本和韓國(guó)納入研究樣本,嘗試進(jìn)行三個(gè)國(guó)家的比較研究。中國(guó)、日本和韓國(guó)同屬于東亞國(guó)家,均深受儒家文化的影響,能夠最大限度降低跨國(guó)比較中因文化差異導(dǎo)致的異質(zhì)性問(wèn)題(Ko和Yeung,2019)[3]。此外,三個(gè)國(guó)家的人口老齡化發(fā)展路徑相似,與較早進(jìn)入老齡化社會(huì)的法國(guó)(1850年)、德國(guó)(1922年)和意大利(1926年)等國(guó)家相比,中日韓三國(guó)進(jìn)入老齡化社會(huì)較晚,但是老齡化進(jìn)程較快,老齡人口占比迅速增加,因此三個(gè)國(guó)家都面臨人口老齡化帶來(lái)的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)(陶濤等,2019)[4],使得跨國(guó)比較更具備研究?jī)r(jià)值。

二、 文獻(xiàn)綜述

(一) 健康對(duì)勞動(dòng)供給的影響

健康作為人力資本的重要組成部分,是影響勞動(dòng)供給的重要因素之一,決定了個(gè)體參與經(jīng)濟(jì)性和非經(jīng)濟(jì)性活動(dòng)的總時(shí)間約束(Grossman,1972)[5]。大量研究表明健康對(duì)勞動(dòng)參與存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,當(dāng)健康水平下降時(shí),人們的勞動(dòng)參與率也會(huì)隨之減少(Bound等,1999;Au等,2005;羅峰,2021;García-Gómez,2011)[6-9]。常見(jiàn)的健康代理變量如死亡率(Anderson和Burkhauser,1985)[10]、身體殘疾(Stern,1989)[11]、慢性疾病(Miah和Wilcox-G?k,2007;李琴等,2014)[12,13]均被證實(shí)會(huì)顯著降低勞動(dòng)參與率。除了健康狀態(tài)以外,健康的短期沖擊同樣可能對(duì)個(gè)體的勞動(dòng)參與帶來(lái)長(zhǎng)遠(yuǎn)的影響。Dano(2005)[14]使用交通事故作為健康沖擊的突發(fā)事件,研究發(fā)現(xiàn)丹麥男性在遭遇道路事故受傷后,勞動(dòng)參與率在短期和長(zhǎng)期均顯著低于未受傷個(gè)體。健康對(duì)勞動(dòng)參與的影響還存在較大的異質(zhì)性,張川川(2011)[15]研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)城市男性老人更可能因?yàn)榻】祼夯顺鰟趧?dòng)市場(chǎng);童玉芬和廖宇航(2017)[16]發(fā)現(xiàn)健康自評(píng)對(duì)于高齡、男性、農(nóng)村老人的勞動(dòng)參與影響相對(duì)更大。此外,健康如何對(duì)勞動(dòng)參與產(chǎn)生影響同樣引起學(xué)者們的關(guān)注。Quinn(1979)[17]研究發(fā)現(xiàn),由于收入被健康狀態(tài)所限制,可能導(dǎo)致健康較差的人維持勞動(dòng)的難度增大。Blundell等(2021)[18]使用慢性病、認(rèn)知能力和健康自評(píng)衡量健康,研究發(fā)現(xiàn)健康水平下降通過(guò)個(gè)體的勞動(dòng)偏好、產(chǎn)出能力、殘疾保障福利、對(duì)未來(lái)崗位和收入的預(yù)期以及對(duì)余壽的預(yù)期5種渠道對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)生不利影響,文章基于英國(guó)和美國(guó)的跟蹤數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)50歲至70歲群體中健康惡化使勞動(dòng)參與率下降15%。

(二) 老齡額外勞動(dòng)能力研究

美國(guó)國(guó)家經(jīng)濟(jì)研究所(National Bureau of Economic Research,NBER)自1989年起,在12個(gè)OECD國(guó)家開(kāi)展了關(guān)于國(guó)際社會(huì)保障項(xiàng)目的長(zhǎng)期研究,其中老齡額外勞動(dòng)能力是其中重要的研究?jī)?nèi)容。Coile等(2016)[19]使用宏觀數(shù)據(jù)運(yùn)用Milligan和Wise(2015)[20]提出的反事實(shí)推斷方法,研究發(fā)現(xiàn)美國(guó)55—69歲男性平均額外勞動(dòng)能力至少為4.2年。Jürges等(2016)[21]采用歐洲健康、老齡與退休微觀追蹤數(shù)據(jù)(Survey of Health,Ageing and Retirement in Europe,SHARE)運(yùn)用Cutler等(2014)[2]的方法,研究發(fā)現(xiàn)德國(guó)超過(guò)85%男性和70%女性的健康水平能夠繼續(xù)參與勞動(dòng)至70歲,其中60—64歲男性(女性)的平均額外勞動(dòng)能力為50.1%(48.2%),65—69歲為83.7%(67.7%),70—74歲為87.1%(66.5%)。Usui等(2016)[22]采用日本老齡與養(yǎng)老研究(Japanese Study of Aging and Retirement,JSTAR)數(shù)據(jù),使用Cutler等人的方法,研究發(fā)現(xiàn)日本60—64歲男性(女性)的平均額外勞動(dòng)能力為16%(20.1%),65—69歲為40.2%(30.9%),70—74歲為56%(41.7%)。

在對(duì)中國(guó)樣本的研究中,大部分文章發(fā)現(xiàn)健康水平的提升為老齡勞動(dòng)供給時(shí)間的延長(zhǎng)提供了可能。張川川等(2020)[23]運(yùn)用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)2011年和2013年數(shù)據(jù),使用Cutler等人的估計(jì)方法,發(fā)現(xiàn)60—74歲男性的平均額外勞動(dòng)能力為2.78年,50—74歲女性的平均額外勞動(dòng)能力為4.85年。Hou等(2021)[24]使用2011年和2015年CHARLS數(shù)據(jù),在Cutler等人估計(jì)方法的基礎(chǔ)上,以農(nóng)村樣本的健康與勞動(dòng)參與估計(jì)系數(shù)對(duì)相同年齡段城市老人的勞動(dòng)能力進(jìn)行估計(jì),研究發(fā)現(xiàn)城市45—69歲潛在勞動(dòng)力為3120萬(wàn)人,且年齡越大,健康對(duì)勞動(dòng)參與的影響越大。Zhan等(2022)[25]采用CHARLS數(shù)據(jù),使用Cutler等人方法,研究發(fā)現(xiàn)60—69歲城市老人的平均額外勞動(dòng)能力約為30%,高于農(nóng)村同年齡段老人,男性的額外勞動(dòng)能力高于女性。張歡等(2018)[26]同樣使用Cutler等人的估計(jì)方法,基于CHARLS數(shù)據(jù),針對(duì)我國(guó)農(nóng)村老齡樣本估計(jì)發(fā)現(xiàn),盡管農(nóng)村老年人的健康提升能夠延長(zhǎng)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的退出時(shí)間,但額外勞動(dòng)能力增量非常有限,61歲男性的額外勞動(dòng)能力增長(zhǎng)比例僅為1.03%,而當(dāng)年齡提升1歲后,農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給的潛力就已被透支,老人若在此健康狀態(tài)下持續(xù)工作可能會(huì)對(duì)健康產(chǎn)生負(fù)向作用。

(三) 健康的衡量

在健康對(duì)老齡勞動(dòng)參與影響的研究中,健康的衡量尤為重要。既往文獻(xiàn)中有的研究使用主觀自評(píng)反映個(gè)體健康狀態(tài)(童玉芬和廖宇航,2017)[16],一些研究同時(shí)使用多個(gè)客觀健康變量如慢性病、日常行為能力障礙、體重(張川川等,2020)[23]等衡量健康水平。但是Jürges等(2016)[21]研究發(fā)現(xiàn)若在回歸中同時(shí)納入多個(gè)健康變量,則可能導(dǎo)致模型出現(xiàn)多重共線性問(wèn)題進(jìn)而出現(xiàn)錯(cuò)誤估計(jì)。Poterba等(2013)[27]結(jié)合多個(gè)主客觀健康變量,基于主成分分析法構(gòu)造出一個(gè)綜合健康指數(shù)(Health Status Index),該指標(biāo)也成為對(duì)OECD 12個(gè)國(guó)家的老齡勞動(dòng)參與能力項(xiàng)目研究中衡量健康的主要變量(Coile等,2018)[28]。Mclaughlin等(2012,2020)[29,30]以及陳璐和王婉鶯(2022)[31]根據(jù)健康水平差異劃分為不同健康分層,在區(qū)分個(gè)體是否健康的基礎(chǔ)之上,通過(guò)對(duì)健康群體內(nèi)部進(jìn)一步細(xì)化分類,嘗試更完整地捕捉老齡群體健康特征。

本文在已有研究的基礎(chǔ)上嘗試進(jìn)行三個(gè)方面的推進(jìn):第一,采用中日韓三國(guó)微觀可比數(shù)據(jù),測(cè)算我國(guó)老齡額外勞動(dòng)能力,并進(jìn)行跨國(guó)比較,為科學(xué)制定延遲退休政策,提升老齡人力資本利用提供決策參考。第二,聚焦5個(gè)健康維度,采用分層健康狀態(tài)界定,捕捉目標(biāo)群體內(nèi)的健康差異梯度,準(zhǔn)確刻畫健康改善對(duì)勞動(dòng)參與的影響。第三,從教育差異和健康改善角度進(jìn)一步剖析老齡額外勞動(dòng)能力的異質(zhì)性。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 模型設(shè)定

Cutler等(2014)[2]開(kāi)創(chuàng)性地使用樣本外估計(jì)方法,以美國(guó)法定退休金最早領(lǐng)取年齡為節(jié)點(diǎn),檢驗(yàn)退休后的低齡老人是否有繼續(xù)參與勞動(dòng)的能力。其基本思想是利用接近退休年齡的人群健康與勞動(dòng)力參與之間的關(guān)系,對(duì)超過(guò)退休年齡的老齡群體勞動(dòng)能力進(jìn)行預(yù)測(cè),被稱為CMR方法。本文借鑒CMR方法,基于法定退休年齡前5年的樣本,使用多元logit模型估計(jì)健康對(duì)勞動(dòng)參與的系數(shù),如公式(1)所示。

Workyoungit=α+β×Healthyoungit+γ×Xyoungit+εit

(1)

其中Workyoungit表示退休年齡前5年個(gè)體i在第t期是否參與勞動(dòng);Healthyoungit為年輕受訪者i在第t期的健康水平;Xyoungit為控制變量;εit為隨時(shí)間變化的誤差項(xiàng),本文使用了標(biāo)準(zhǔn)誤聚類至個(gè)體層面。

通過(guò)第一步估計(jì)出的系數(shù),我們?cè)诘诙街写氤^(guò)退休年齡人口的健康水平及其他控制變量的實(shí)際值,測(cè)算達(dá)到法定退休年齡群體的估計(jì)勞動(dòng)能力,見(jiàn)公式(2)。

Workoldit=αyoung+βyoung×Healtholdit+γyoung×Xoldit

(2)

公式(2)中,Healtholdit和Xoldit為達(dá)到退休年齡的老齡個(gè)體i在t期的實(shí)際健康狀態(tài)和控制變量的實(shí)際值。Workoldit為達(dá)到退休年齡的個(gè)體i在t期的勞動(dòng)參與估計(jì)概率,αyoung、β1young、β2young以及γyoung是通過(guò)公式(1)中退休年齡前5年樣本回歸得到的估計(jì)值。

Additional_Capacityoldit=Workoldit-Workoldit

(3)

通過(guò)公式(2)得到的老齡個(gè)體勞動(dòng)參與的估計(jì)值,減去其實(shí)際的勞動(dòng)參與值,得到公式(3)中老齡額外勞動(dòng)能力估計(jì)值A(chǔ)dditional_Capacityoldit。

基于Cutler等人的研究,本文基于三個(gè)重要假設(shè):第一,假設(shè)衡量不同年齡段、不同性別個(gè)體健康狀況的約束條件相同。第二,假設(shè)健康狀態(tài)對(duì)勞動(dòng)參與的影響在各年齡段無(wú)差異,即通過(guò)退休年齡前5年樣本估計(jì)出的健康水平對(duì)勞動(dòng)參與估計(jì)系數(shù),同樣適用于達(dá)到退休年齡的樣本。第三,假設(shè)延長(zhǎng)的預(yù)期壽命全部轉(zhuǎn)化為勞動(dòng)供給潛力。

(二) 數(shù)據(jù)來(lái)源

我們使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS)、日本老齡與養(yǎng)老研究(Japanese Study of Aging and Retirement,JSTAR)以及韓國(guó)老齡追蹤調(diào)查(Korean Longitudinal Study of Aging,KLoSA)數(shù)據(jù)。這三個(gè)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)的設(shè)計(jì)均借鑒了相似的國(guó)際老齡化調(diào)查經(jīng)驗(yàn),具有公認(rèn)的國(guó)際可比性(Nakagawa等,2020)[32]。由于JSTAR數(shù)據(jù)庫(kù)當(dāng)前最新公布年份為2013年,為最大限度保證跨國(guó)數(shù)據(jù)的時(shí)間維度可比性,本文選取CHARLS與JSTAR2011年和2013年的數(shù)據(jù),以及韓國(guó)2012年和2014年的數(shù)據(jù)。

為使退休政策對(duì)個(gè)體的勞動(dòng)參與決策干擾降至最低,并更好地滿足健康對(duì)勞動(dòng)參與的影響系數(shù)在年輕樣本和年老樣本之間保持一致,本研究參考Cutler等(2014)[2]的研究,使用退休年齡前5年作為回歸基準(zhǔn)?；贘ürges等(2016)[21]的研究,我們將達(dá)到法定最早申請(qǐng)因病退休,作為領(lǐng)取養(yǎng)老金的年齡界限。根據(jù)中日韓三國(guó)退休政策,日本男性和女性退休金最早申領(lǐng)年齡為60歲;韓國(guó)國(guó)民養(yǎng)老金計(jì)劃中,一般行業(yè)男性和女性申請(qǐng)退休金領(lǐng)取的年齡為60歲,因此日本和韓國(guó)樣本采用60歲為退休年齡,樣本年齡為55—74歲,基準(zhǔn)回歸年齡為55—59歲。中國(guó)退休政策規(guī)定,對(duì)于從事特別繁重體力勞動(dòng),或者從事其他有害身體健康工作的勞動(dòng)者,男性年滿55周歲、女性年滿45周歲,且累計(jì)工齡達(dá)到10年可以申請(qǐng)?zhí)崆巴诵荨Ｒ虼酥袊?guó)男性的樣本年齡為50—74歲,基準(zhǔn)回歸年齡為50—54歲;女性樣本年齡為45—74歲,基準(zhǔn)年齡設(shè)定為45—49歲。(8)雖然按照最早退休年齡,中國(guó)女性是45歲,但由于CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)樣本年齡的下限是45歲,無(wú)法獲取40歲女性數(shù)據(jù)外推至45—74歲,因此設(shè)定基準(zhǔn)回歸年齡為45—49歲,樣本年齡為50—74歲。

考慮到中國(guó)具有典型城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)體特征,由于農(nóng)村個(gè)體從事勞動(dòng)不受明確的“退休”年齡限制,為使估計(jì)結(jié)果更貼合國(guó)情,我們將中國(guó)和韓國(guó)的樣本范圍限定為城市。由于日本在JSTAR數(shù)據(jù)中并沒(méi)有區(qū)分城市和農(nóng)村樣本,因此未做限定。剔除存在關(guān)鍵變量缺失的樣本后,共有16717個(gè)樣本被納入研究范圍,其中中國(guó)樣本為5930個(gè),日本樣本為5829個(gè),韓國(guó)樣本為4958個(gè)。我們進(jìn)一步使用三個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)庫(kù)提供的個(gè)體層面權(quán)重,(9)三國(guó)權(quán)重均使用了數(shù)據(jù)庫(kù)直接給出的個(gè)體截面分析權(quán)重(INDV_WEIGHT)。進(jìn)行加權(quán)處理使研究結(jié)果具有推斷全國(guó)總體的代表性。

(三) 變量設(shè)定

1.被解釋變量。本文被解釋變量為是否參與勞動(dòng),基于三國(guó)追蹤調(diào)查中受訪者自述目前仍在從事有償勞動(dòng),賦值為1;否則賦值為0。

2.解釋變量。老齡人口的健康水平是本文的核心解釋變量。中華人民共和國(guó)國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)于2022年9月28日發(fā)布了《中國(guó)健康老年人標(biāo)準(zhǔn)》,(10)中華人民共和國(guó)國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)官網(wǎng):http://www.nhc.gov.cn/wjw/lnjk/202211/89cb032e5a4a4b5499dfa9f0d23243ff/files/c6416279328942ed99cd7e44254d08ec.pdf。規(guī)定了60歲及以上中國(guó)健康老年人標(biāo)準(zhǔn)。本文參考了文件中的“軀體健康”和“心理健康”兩個(gè)維度,同時(shí)借鑒Mclaughlin等(2012,2020)[29,30]以及陳璐和王婉鶯(2022)[31]的研究,將老齡健康指標(biāo)進(jìn)行分層設(shè)置,根據(jù)5個(gè)健康維度涉及問(wèn)卷中關(guān)于健康的57個(gè)問(wèn)題(見(jiàn)表1),并進(jìn)一步把健康變量劃分為“最健康”、“基本健康”和“不健康”三類(見(jiàn)表2)。

表1 基于5維度的健康變量所涉及問(wèn)題

表2 健康變量的分類設(shè)定

本文控制了人口特征變量和家庭特征變量,分別包括年齡、性別、受教育程度(受教育年數(shù)的連續(xù)變量)、配偶是否工作、子女個(gè)數(shù)和家庭資產(chǎn)狀況。為方便跨國(guó)比較,對(duì)于家庭資產(chǎn)狀況變量我們通過(guò)購(gòu)買力平價(jià)(Purchasing-Power-Parity,PPP)匯率以及居民消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)換算為2010年名義美元。同時(shí)為了避免離群值對(duì)估計(jì)結(jié)果造成偏差,我們將大于99%分位數(shù)或小于1%分位數(shù)的家庭資產(chǎn)取值進(jìn)行截尾處理。

(四) 描述性統(tǒng)計(jì)

表3為統(tǒng)計(jì)性描述,為更直觀地進(jìn)行跨國(guó)比對(duì),表3展示的三個(gè)國(guó)家樣本年齡均為55—74歲。(11)考慮到文章篇幅,此處不報(bào)告中國(guó)在回歸中所用具體數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計(jì),歡迎感興趣的讀者來(lái)信索要。中國(guó)的勞動(dòng)參與率為45.3%,在三個(gè)國(guó)家中最低。日本為57%,韓國(guó)為48.9%。健康水平方面,日本健康水平相對(duì)最高,韓國(guó)其次,我國(guó)相對(duì)最低,三國(guó)之間的健康水平排序與已有文獻(xiàn)存在一致性(Nakagawa等,2020)[32]。我國(guó)將近10%的個(gè)體滿足“最健康”分類,26.9%的個(gè)體滿足“基本健康”分類,63.5%的55—74歲樣本群體面臨健康問(wèn)題。我們對(duì)中國(guó)老齡健康的估計(jì)結(jié)果與已有研究保持一致,Mclaughlin等(2020)[30]對(duì)中國(guó)和美國(guó)健康老齡化進(jìn)行比較研究,采用2011年CHARLS數(shù)據(jù),使用相似的老齡健康評(píng)估思路,研究發(fā)現(xiàn)63%的中國(guó)老年人未滿足研究中設(shè)定的基本健康約束,可能存在健康問(wèn)題。日本樣本中“最健康”分類為19%,屬于“基本健康”分類為35.9%,有45.1%的個(gè)體未滿足健康標(biāo)準(zhǔn)。韓國(guó)的健康老齡水平處于日本和中國(guó)之間,屬于“最健康”分類的樣本占比為16.1%,屬于“基本健康”分類的樣本占比為38.1%,約45.8%的韓國(guó)老人未達(dá)到健康標(biāo)準(zhǔn)。

表3 中日韓三國(guó)全體樣本描述性統(tǒng)計(jì)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)勞動(dòng)參與率和健康水平在三個(gè)國(guó)家間基于性別和年齡的差異,我們分性別和年齡組進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì),由于篇幅限制,未在正文呈現(xiàn)。(12)歡迎感興趣的讀者來(lái)信索要。結(jié)果顯示,整體上男性勞動(dòng)參與率顯著高于女性,勞動(dòng)參與率和健康水平在三個(gè)國(guó)家中均隨年齡增長(zhǎng)而呈現(xiàn)下降趨勢(shì),但勞動(dòng)參與率隨年齡增加的下降速度遠(yuǎn)快于健康水平的降幅。教育水平在低齡老人群體中有所提高,但是子女?dāng)?shù)量呈現(xiàn)出相反趨勢(shì),年齡越大的樣本擁有子女?dāng)?shù)量越多。健康水平在三個(gè)國(guó)家中呈現(xiàn)出不同規(guī)律,中國(guó)男性的整體健康水平高于女性,男性不同年齡段之間的健康差距相對(duì)更小,而女性不健康占比隨年齡增長(zhǎng)快速上升。與中國(guó)相反,日本女性的整體健康狀況好于男性。韓國(guó)55—59歲年齡段女性群體的健康水平高于男性,但是60歲及以上的女性健康水平比男性要低。

四、 基于CMR方法的老齡勞動(dòng)能力估計(jì)結(jié)果與分析

(一) 基準(zhǔn)回歸

表4呈現(xiàn)了基于(1)式的多元logit回歸結(jié)果,匯報(bào)了平均邊際效應(yīng),此外我們還使用probit模型進(jìn)行回歸,估計(jì)結(jié)果存在一致性,由于篇幅限制,未在正文呈現(xiàn)。表4第(1)列和第(2)列分別是中國(guó)男性和女性的基準(zhǔn)年齡(男性50—54歲,女性45—49歲)樣本的健康對(duì)勞動(dòng)參與概率的回歸,在控制了其他協(xié)變量后,健康水平對(duì)勞動(dòng)參與存在顯著的正向影響,即健康狀態(tài)越好,勞動(dòng)參與的概率顯著增大。進(jìn)一步使用費(fèi)舍爾檢驗(yàn)(Fisher’s Permutation test)查看性別之間健康對(duì)勞動(dòng)參與概率的影響系數(shù),結(jié)果顯示男性和女性的勞動(dòng)參與概率系數(shù)存在顯著差異,健康狀況對(duì)女性的勞動(dòng)參與具有更大的促進(jìn)作用。表4中的第(3)列和第(4)列呈現(xiàn)了日本分性別的回歸結(jié)果,平均邊際效應(yīng)結(jié)果顯示“最健康”和“基本健康”的55—59歲男性的勞動(dòng)參與概率相較對(duì)照組分別顯著高出8.4個(gè)百分點(diǎn)和5.7個(gè)百分點(diǎn)?！盎窘】怠钡娜毡九詣趧?dòng)參與概率比對(duì)照組顯著高出9.2%。費(fèi)舍爾檢驗(yàn)結(jié)果表明屬于“最健康”分類的個(gè)體,健康水平對(duì)男性的勞動(dòng)參與概率提升作用更大。表4第(5)列和第(6)列顯示,健康顯著提升了韓國(guó)男性和女性的勞動(dòng)參與率。費(fèi)舍爾檢驗(yàn)顯示健康對(duì)勞動(dòng)參與的影響在韓國(guó)兩性分組之間并無(wú)顯著差異。

(二) 健康勞動(dòng)能力估計(jì)

表5報(bào)告了公式(2)和公式(3)的估計(jì)結(jié)果,我們分性別將每5歲劃分為一個(gè)年齡分組。表5中第(1)列、第(4)列和第(7)列呈現(xiàn)的是樣本中不同年齡段的實(shí)際勞動(dòng)參與率;第(2)列、第(5)列和第(8)列是根據(jù)公式(2)計(jì)算出的退休年齡樣本勞動(dòng)參與率的預(yù)測(cè)值;第(3)列、第(6)列和第(9)列是基于公式(3)計(jì)算得到老年額外勞動(dòng)能力。

表5 Panel A男性分組中,第(1)列顯示中國(guó)男性55—59歲的實(shí)際勞動(dòng)參與率為75.15%,進(jìn)入60—64歲勞動(dòng)參與率減少了近1/4,其后每隔5歲勞動(dòng)參與率下降約10個(gè)百分點(diǎn),70—74歲男性勞動(dòng)參與率降至29.17%。列(4)和列(7)分別顯示日本和韓國(guó)男性的實(shí)際勞動(dòng)參與率,可以發(fā)現(xiàn)日本男性的實(shí)際勞動(dòng)參與率在三個(gè)國(guó)家中最高,80.91%的60—64歲日本男性仍在工作。韓國(guó)60—64歲男性的實(shí)際勞動(dòng)參與率為66.87%,從整體水平來(lái)看,低于日本但高于中國(guó)。由于日本和韓國(guó)法定領(lǐng)取退休金的年齡為65歲,達(dá)到這一年齡后,日本65—69歲老齡男性勞動(dòng)參與率下降了26.22%,并隨年齡增長(zhǎng)持續(xù)大幅降低,但高于中國(guó)和韓國(guó)老人,位居三國(guó)之首。韓國(guó)65—69歲相較60—64歲實(shí)際勞動(dòng)參與率減少了20.13%,70—74歲下降至30.93%。與日本和韓國(guó)同齡男性相比,中國(guó)男性實(shí)際勞動(dòng)參與率相對(duì)偏低,尤其是60—64歲低齡老人從事工作的比例相較日本男性低了近30%、比韓國(guó)男性低了15.81%。但隨著年齡增長(zhǎng)與日本的差距逐漸縮小。

第(2)列顯示了中國(guó)根據(jù)退休前5年樣本健康和勞動(dòng)參與的相關(guān)系數(shù)以及老年人實(shí)際健康水平測(cè)算的“估計(jì)勞動(dòng)參與率”。男性估計(jì)勞動(dòng)參與率同樣隨年齡增長(zhǎng)而出現(xiàn)下降,但降幅遠(yuǎn)小于列(1)的實(shí)際勞動(dòng)參與率。第(5)列和第(8)列呈現(xiàn)的日韓老齡男性估計(jì)勞動(dòng)參與率與中國(guó)存在相似的趨勢(shì),即估計(jì)勞動(dòng)參與率隨年齡而有所下降,但降幅遠(yuǎn)低于實(shí)際勞動(dòng)參與率,且由于日韓老年人口的健康水平較高,使其估計(jì)勞動(dòng)參與率相對(duì)實(shí)際勞動(dòng)參與率更高。

第(3)列顯示了中國(guó)男性老齡額外勞動(dòng)能力的測(cè)算結(jié)果。55—74歲中國(guó)男性的平均額外勞動(dòng)能力為31.3%。為了使估計(jì)結(jié)果更加直觀,我們參考Wise(2017)[33]的方法,基于55—74歲男性平均額外勞動(dòng)參率,考慮估計(jì)樣本年齡區(qū)間20年,得到老齡額外勞動(dòng)時(shí)間為6.26年。即保持當(dāng)前的健康水平,55—74歲男性平均仍能工作6.26年。按照同樣的思路,日本60—74歲男性的平均額外勞動(dòng)能力年限為5.04年。韓國(guó)60—74歲男性的額外勞動(dòng)時(shí)間為4.94年。

表5 Panel B的女性分組中,中國(guó)、日本和韓國(guó)女性的實(shí)際勞動(dòng)參與率和額外勞動(dòng)能力測(cè)算值整體低于男性。第(1)列和第(2)列,中國(guó)女性實(shí)際勞動(dòng)參與率隨年齡下降速度慢于男性,與55—59歲年齡組相比,60—64年齡組女性勞動(dòng)參與率僅下降10.9%,而同年齡組男性老人的勞動(dòng)參與下降比率為24.14%。第(3)列顯示中國(guó)女性額外勞動(dòng)能力測(cè)算值,50—74歲中國(guó)女性的平均額外勞動(dòng)能力為25.74%。換算為平均額外勞動(dòng)時(shí)間為6.43年,居三國(guó)之首。第(6)列中日本女性60—74歲的平均額外勞動(dòng)時(shí)間為3.91年。韓國(guó)女性由于實(shí)際勞動(dòng)參與率相對(duì)最低,通過(guò)年輕隊(duì)列估計(jì)的勞動(dòng)參與率也相對(duì)最低。第(9)列中,韓國(guó)60—74歲的女性平均額外勞動(dòng)參與能力為20.61%,額外勞動(dòng)時(shí)間為3.09年。三個(gè)國(guó)家女性估計(jì)勞動(dòng)參與率的差異可能來(lái)自我國(guó)女性退休年齡相對(duì)較早,所用估計(jì)基組年齡小于日韓兩國(guó),使得中國(guó)女性勞動(dòng)參與比例的估計(jì)值相對(duì)較高。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換健康變量。在以上回歸模型中,我們使用了客觀健康分類指標(biāo)對(duì)樣本健康水平進(jìn)行衡量,在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分,我們參考Cutler等(2014)[2]的研究,使用健康自評(píng)作為衡量老齡健康代理變量進(jìn)行估計(jì)。使用自評(píng)健康狀況“不好”作為基準(zhǔn)組,分別查看健康自評(píng)狀況為“極好”“很好”“不好”以及“一般”對(duì)個(gè)體勞動(dòng)參與的影響?；貧w結(jié)果受篇幅限制此處并未呈現(xiàn),(13)歡迎感興趣的讀者來(lái)信索要。和主模型所用的健康老齡分類估計(jì)結(jié)果接近,健康水平和勞動(dòng)參與概率呈現(xiàn)顯著正向相關(guān)關(guān)系,相對(duì)于不健康個(gè)體,健康水平越好對(duì)老齡勞動(dòng)參與的影響越大,研究結(jié)果與張川川等(2020)[15]一致。表6為基于健康自評(píng)的老齡勞動(dòng)能力估計(jì)。通過(guò)與表5結(jié)果對(duì)比能夠發(fā)現(xiàn),基于健康自評(píng)得到的三個(gè)國(guó)家額外勞動(dòng)能力估計(jì)值與主回歸中的客觀健康分層指標(biāo)結(jié)果接近,表明上文的主估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 基于健康自評(píng)的老齡勞動(dòng)能力估計(jì)

2.拓寬基準(zhǔn)回歸的樣本年齡區(qū)間。主回歸我們借鑒Cutler等(2014)[2]的研究,使用達(dá)到最早法定退休前5年的樣本進(jìn)行回歸。為了檢驗(yàn)勞動(dòng)能力估計(jì)的結(jié)果穩(wěn)健性,本文對(duì)基準(zhǔn)回歸進(jìn)行了兩方面調(diào)整,一是拓寬基準(zhǔn)回歸樣本的年齡區(qū)間,從退休年齡前5年提升至10年;二是將基準(zhǔn)回歸樣本的年齡起點(diǎn)從最早退休年齡更換為法定退休年齡。因此中國(guó)的基準(zhǔn)回歸樣本年齡分別為男性50—59歲、女性45—54歲,日韓均為55—64歲。表7匯報(bào)了基于公式(1)的平均邊際效應(yīng)回歸結(jié)果?？梢钥闯鲭S著樣本量的擴(kuò)大,健康對(duì)三個(gè)國(guó)家老齡人口的勞動(dòng)參與保持顯著正相關(guān)關(guān)系,呈現(xiàn)出健康水平越高勞動(dòng)參與率越大的趨勢(shì),與上文主回歸結(jié)果基本一致。表8顯示根據(jù)新的年齡基組計(jì)算出的老齡額外勞動(dòng)能力估計(jì)值。與表5相比,由于基準(zhǔn)回歸年齡區(qū)間上移和估計(jì)年齡的提升,使得三國(guó)估計(jì)勞動(dòng)參與率有所下降。中國(guó)男性和女性平均估計(jì)勞動(dòng)參與率下降了5%,平均額外勞動(dòng)能力下降1—1.4年。65—74歲日韓兩國(guó)勞動(dòng)參與率的估計(jì)值與60—74歲基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果降幅均在6—10個(gè)百分點(diǎn)之間,且中國(guó)、日本和韓國(guó)的額外勞動(dòng)參與能力排序并未發(fā)生改變。表明上文基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健。

表7 健康對(duì)勞動(dòng)參與的影響(以正常退休年齡前10年為估計(jì)基準(zhǔn)組)

表8 額外勞動(dòng)能力(以正常退休年齡前10年為估計(jì)基準(zhǔn)組)

五、 進(jìn)一步分析

(一) 基于教育異質(zhì)性的分析

現(xiàn)有研究表明,教育與老年健康水平和存活概率呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系(程令國(guó)等,2015)[34],并且能夠通過(guò)日常行為習(xí)慣及社會(huì)參與產(chǎn)生間接健康促進(jìn)效應(yīng)(李翔和趙昕東,2020)[35]。教育還會(huì)影響個(gè)體的勞動(dòng)參與,研究發(fā)現(xiàn)受教育年限越高能夠顯著降低失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)(封進(jìn)和胡巖,2008)[36],因此教育水平的不同可能導(dǎo)致基于健康的老齡額外勞動(dòng)能力存在差異?？紤]到中日韓三個(gè)國(guó)家居民的受教育水平差異較大,日本和韓國(guó)分別于1872年和1945年將義務(wù)教育納入法律(Nakagawa等,2020)[32],而我國(guó)的義務(wù)教育開(kāi)始于1986年。若直接使用相同的受教育年限,或基于是否接受某階段教育同時(shí)作為三國(guó)居民的教育水平高低劃分,可能造成三個(gè)國(guó)家間教育水平分類不具備可比性(Jürges等,2016)[21]。因此我們采用中國(guó)、日本和韓國(guó)各自追蹤數(shù)據(jù)樣本的平均受教育年限對(duì)該國(guó)老齡人口教育水平高低進(jìn)行劃分。以是否處于該國(guó)樣本受教育年限平均值以上作為高教育水平,檢驗(yàn)教育對(duì)老齡健康和勞動(dòng)參與的影響。圖2a、圖2b、圖2c分別呈現(xiàn)中國(guó)、日本和韓國(guó)不同教育水平群體的老齡勞動(dòng)參與能力估計(jì)結(jié)果。(14)詳細(xì)結(jié)果歡迎感興趣的讀者來(lái)信索要。可以看出額外勞動(dòng)能力隨教育水平變化存在以下兩方面異質(zhì)性特征。

圖2a 根據(jù)受教育程度進(jìn)行估計(jì):中國(guó)

圖2b 根據(jù)受教育程度進(jìn)行估計(jì):日本

圖2c 根據(jù)受教育程度進(jìn)行估計(jì):韓國(guó)圖2 中國(guó)、日本與韓國(guó)教育水平與勞動(dòng)參與能力變化

第一,總體來(lái)看,教育水平的提升顯著增加了三國(guó)老齡人口的額外勞動(dòng)能力。對(duì)于男性樣本,高教育水平的55—74歲中國(guó)樣本中,平均額外勞動(dòng)時(shí)間為8.11年,而受教育水平處于中等及以下群體的額外勞動(dòng)能力僅為前者的1/2,約為4.92年。日本和韓國(guó)的教育水平差距相對(duì)較小,日本60—74歲高教育水平分組平均額外勞動(dòng)時(shí)間約為5.83年,略高于低教育水平的4.76年。韓國(guó)高教育水平分組的額外勞動(dòng)時(shí)間與日本相似,約為5.58年,比低教育水平的韓國(guó)老人額外勞動(dòng)時(shí)間高出1.5年。對(duì)于女性樣本,中國(guó)50—74歲高教育水平女性的額外勞動(dòng)參與時(shí)間為8.69年,低教育水平女性額外勞動(dòng)參與時(shí)間為5.27年。日本和韓國(guó)60—74歲高教育水平女性平均額外勞動(dòng)時(shí)間分別為4.17年和3.10年,低教育水平組分別為3.82年和3.06年。此外,與表5的全樣本估計(jì)結(jié)果相比,各國(guó)高教育水平分組額外勞動(dòng)能力均高于全樣本的平均水平,由此可見(jiàn)教育水平能夠顯著提升人們的勞動(dòng)參與能力。

第二,中國(guó)教育水平帶來(lái)的額外勞動(dòng)能力差異在三國(guó)中最大。中國(guó)55—74歲男性和50—74歲女性內(nèi)部,高教育水平分組平均額外勞動(dòng)能力是低教育水平分組的1.65倍。日本和韓國(guó)男性(女性)高低學(xué)歷之間的差異分別為1.22倍(1.79倍)和1.37倍(1.01倍)。在本文數(shù)據(jù)里,中國(guó)的受教育程度與日韓兩國(guó)存在較大差距,6.63%的中國(guó)男性(50—74歲)和23.34%女性(45—74歲)未受過(guò)正式教育且不識(shí)字,而韓國(guó)55—74歲男性和女性這一比重僅為0.40%和1.51%,日本訪問(wèn)數(shù)據(jù)里,最低受教育水平為未接受過(guò)小學(xué)或初中教育,且比重僅為男性0.15%女性0.13%。中國(guó)樣本中僅有51.49%和41.05%的男性和女性樣本接受過(guò)初中及以上教育,而日韓兩國(guó)男性(女性)這一比重分別為79.75%(80.31%)和82.68%(61.91%)。因此教育水平的差異對(duì)額外勞動(dòng)能力產(chǎn)生巨大影響。(15)由于日本訪問(wèn)數(shù)據(jù)中,在教育程度的分類里將小學(xué)和初中放入一類“1.Elementary/middle school”,隨后即為高中,無(wú)法獲知初中學(xué)歷占比,因此此處數(shù)據(jù)展示的是日本高中及以上學(xué)歷占比。

(二) 健康水平異質(zhì)性

在基準(zhǔn)回歸中,我們使用“最健康”“基本健康”和“不健康”考察健康水平差異對(duì)個(gè)體勞動(dòng)參與的影響。本部分將進(jìn)一步檢驗(yàn)不同健康水平樣本組之間的勞動(dòng)參與能力差異,圖3a、圖3b、圖3c分別呈現(xiàn)中國(guó)、日本和韓國(guó)的估計(jì)結(jié)果。(16)詳細(xì)數(shù)據(jù)歡迎感興趣的讀者來(lái)信索要。

圖3a 不同健康水平下額外勞動(dòng)能力估計(jì):中國(guó)

圖3b 不同健康水平下額外勞動(dòng)能力估計(jì):日本

圖3c 不同健康水平下額外勞動(dòng)能力估計(jì):韓國(guó)圖3 中國(guó)、日本、韓國(guó)不同健康水平下額外勞動(dòng)能力估計(jì)

圖3顯示,三個(gè)國(guó)家“最健康”分組的額外勞動(dòng)能力均顯著高于“基本健康”分組,表明健康的改善能夠提升老齡人口的勞動(dòng)參與能力。男性樣本中,中國(guó)隨健康改善所帶來(lái)的勞動(dòng)能力提升幅度最大,55—74歲中國(guó)“最健康”的分組平均額外勞動(dòng)時(shí)間是7.96年,比“基本健康”分組多出3.67年,是其1.85倍,且“最健康”分組比全樣本估計(jì)值(6.26年)多出1.7年的額外勞動(dòng)時(shí)間。而日本和韓國(guó)不同健康水平之間差異相對(duì)小于中國(guó),60—74歲“最健康”男性額外勞動(dòng)時(shí)間分別為5.87年和6.02年,分別是“基本健康”分組的1.22倍和1.44倍。健康水平提升對(duì)女性勞動(dòng)能力產(chǎn)生的差異整體小于男性,其中韓國(guó)女性因健康改善帶來(lái)的額外勞動(dòng)能力提升幅度最大,中國(guó)位居第二,日本女性的額外勞動(dòng)能力在不同健康水平之間差異相對(duì)較小?！白罱】怠钡?0—74歲中國(guó)女性平均額外勞動(dòng)能力為9.88年,是“基本健康”群體的1.28倍,高出全樣本估計(jì)值(6.43年)3.45年。日本“最健康”的60—74歲女性平均平均額外勞動(dòng)能力為4.57年,是“基本健康”日本女性的1.13倍?！白罱】怠钡?0—74歲韓國(guó)女性平均額外勞動(dòng)時(shí)間為4.69年,是“基本健康”女性的1.63倍。

六、 結(jié)論與建議

本文聚焦健康在老齡勞動(dòng)人口中的作用及帶來(lái)的潛在提升空間,選取中國(guó)、日本與韓國(guó)三個(gè)跨國(guó)可比追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),采用5個(gè)維度,57個(gè)客觀健康問(wèn)題綜合構(gòu)建出多層次健康變量,運(yùn)用CMR方法,對(duì)老齡健康額外勞動(dòng)能力進(jìn)行測(cè)算和跨國(guó)比較。研究發(fā)現(xiàn),第一,三國(guó)超過(guò)法定最早退休年齡個(gè)體的健康狀態(tài)所估計(jì)出的勞動(dòng)能力,均高于當(dāng)前老年勞動(dòng)者的實(shí)際勞動(dòng)參與比例,使三個(gè)國(guó)家老齡群體具備一定的額外勞動(dòng)能力,換算為額外勞動(dòng)時(shí)間后,中國(guó)55—74歲男性和50—74歲女性的額外勞動(dòng)時(shí)間分別為6.26年和6.43年;日本60—74歲男性和女性額外勞動(dòng)時(shí)間為5.04年和3.91年;韓國(guó)60—74歲男性和女性額外勞動(dòng)時(shí)間分別為4.94年和3.09年。第二,教育水平的提升和健康的改善均能增加老年人口的額外勞動(dòng)能力,相較于日本和韓國(guó),中國(guó)老齡群體因教育異質(zhì)性導(dǎo)致的額外勞動(dòng)能力差異最大。第三,健康水平的改善能夠顯著增加從事勞動(dòng)的概率,特別是對(duì)中國(guó)男性影響更大。

值得強(qiáng)調(diào)的是,文中關(guān)于老齡勞動(dòng)能力估計(jì)的研究結(jié)論,并不表示老年人應(yīng)該工作多久或應(yīng)當(dāng)工作到幾歲。我們的研究旨在探索老年群體由健康改善所帶來(lái)的參與勞動(dòng)活動(dòng)的潛力,希望能夠更加清晰地界定我國(guó)老齡人口健康狀態(tài)與勞動(dòng)參與水平所處階段,推動(dòng)我國(guó)老齡勞動(dòng)保障進(jìn)一步完善。因此基于以上研究發(fā)現(xiàn),我們提出四個(gè)方面的建議。第一,建議科學(xué)合理地設(shè)定延遲退休年齡,使具備勞動(dòng)能力的群體能夠積極參與到社會(huì)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)活動(dòng)中,不僅可以擴(kuò)大勞動(dòng)力供給,而且可以為老齡群體提供社會(huì)參與的途徑,提高老年人力資本。第二,建議進(jìn)一步提升國(guó)民整體受教育水平,提高人力資源質(zhì)量,縮小因教育水平差異而帶來(lái)的額外勞動(dòng)能力的差異。第三,建議采取彈性退休制度,給予老年人靈活的自主選擇權(quán)利,并制定鼓勵(lì)政策,激發(fā)老年人勞動(dòng)參與意愿,最大限度發(fā)揮老齡勞動(dòng)潛力?？山梃b日本實(shí)施的三個(gè)退休年齡節(jié)點(diǎn)供居民自主選擇的方式,個(gè)人可以根據(jù)自身狀況和實(shí)際需求在60歲申請(qǐng)?zhí)崆巴诵莶⑸觐I(lǐng)不足額養(yǎng)老金,或是在65歲法定年齡正常退休獲得全額養(yǎng)老金,抑或是選擇持續(xù)工作到70歲領(lǐng)取超額養(yǎng)老金。第四,建議實(shí)施全生命周期健康管理,積極落實(shí)健康老齡戰(zhàn)略,提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給質(zhì)量,提升老年人健康水平。

本文的研究存在以下兩點(diǎn)局限:第一,囿于三個(gè)國(guó)家可比數(shù)據(jù)的獲取和盡量保持選取變量口徑保持一致性,因此研究涉及的時(shí)間維度不夠長(zhǎng),納入的變量也不夠豐富,隨著三個(gè)國(guó)家可比數(shù)據(jù)的進(jìn)一步公開(kāi),可以繼續(xù)推進(jìn)研究。第二,本文基于三個(gè)強(qiáng)假設(shè),采用Cutler等(2014)[2]的估算方法,測(cè)算出的老齡額外勞動(dòng)能力,僅代表由健康決定的勞動(dòng)能力,并不意味著老年人實(shí)際的勞動(dòng)行為。測(cè)算中沒(méi)有考慮個(gè)體對(duì)閑暇的偏好,以及提供隔代照料等社會(huì)參與活動(dòng),因此會(huì)高估老齡額外勞動(dòng)能力。