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付西西 吴慜弘 东亚大学经济学科 韩国釜山 49236
摘要：在中国人口老龄化、养老金支付压力增大和人均寿命延长的背景下，国家明确表示要实施延迟退休。通过对由2010年-2015年(不含2014年)的中国综合社会调查和分省年度数据构成的面板数据进行实证分析，结果显示延迟退休会对青年人就业产生一定的挤出效应，但规模较小。因此没有必要对就业延迟政策表现出过分担忧。关键词：延迟退休；就业挤出；青年人就业
力量进行调节，它需要完善的法律制度做保障，对公私合营的各参与方在项目中的责任、义务以及风险的分担、收益的分配进行明确的界定，并对参与双方进行有效约束，最大程度发挥优势、弥补不足，使得雾霾治理有效进行。
2.建立严格的监管和绩效评价机制。在PPP模式中公私合营双方的责任是不同的，政府的主要责任是为社会大众提供最优质的公共设施和服务，企业主要是为项目提供所需资本、技术等，促进项目高效运营。PPP模式虽然是治霾融资的一种有效方式，但它并不是对政府有效治霾和决策的替代。雾霾治理PP
P项目运营时间长，资金所需量大，所涉及的法律主体多。政府应从有效治霾保护社会大众公共利益的立场出发，负责项目的总体规划，理顺各参与方之间的权限和义务，并完善风险管控机制。防止在合作中企业恶性竞争及政府失信违约等。禁止政府为项目融资进行担保，以防范项目风险转换为政府债务风险，对未能按合同约定有效治霾的项目，则依法要求企业退出并严格追究责任。同时，政府应对PPP项目的实施情况、雾霾治理的效果和专项资金的使用效率等方面进行全过程监管和综合考核评价，认真确定项目收益指标，加强各方的成本监控和审计、考核评估等，进而降低项目总体风险。
3.建立合理平等的利益共享风险共担机制。PPP模式的组织形式非常复杂，参与主体多，各合作方之间难免会产生一些利益和责任上的分歧。只有政府与企业形成相互合作的机制，共担风险、共享利益，才能使得各合作方求同存异，进而达到项目的预期目标。另外，改善投融资方式，丰富投融资手段，平衡环保产业链上下游环节利益分配，防止项目重建设轻运营，提高环保PPP项目回报率。在PPP项目中，政府和企业应平等参与、诚实守信，按合同约定办事，并承担相应的责任，提高管控风险的能力，不过度转移风险至合作方。企业主要承担投融资、建设、运营和技术风险，政府主要承担国家政策、标准调整变化的宏观风险，双方共同承担不可抗力风险。健全投资回
报机制和收入模式，降低社会资本方对不同地方政府的付款能力、信誉风险评估难度，确保企业能从地方政府及时获得足额的应收账款，从而提高社会资本的参与度。
4.专业化机构和人才的支持。PPP模式主要采用项目特许经营权的方式进行结构融资，需要比较复杂的法律、金融和财务等方面的知识。这就使得PPP项目在运作过程中需要专业化的机构和人才给予知识和技术支持，一方面协助制定规范化、标准化的PPP运行流程，对项目的运作提供技术指导和相关政策支持；另一方面需要专业化的中介机构提供具体专业化的服务。
5.多元共治，强化区域联控机制。我国推进的环保PPP项目，大多是以县域范围进行招标，不利于区域协调整治。这就需要提高环保项目边界划分的科学性，利用技术创新引领区域性大气污染联防联控，组织开展城市大气污染防治技术研究，切实推进污染治理而非污染转移。
总之，雾霾治理是一个长期的治理过程，不仅需要大量的资金、有效的技术，还需要全社会的参与，全面推进PPP模式在雾霾治理投融资中的应用，引导社会资本投入治霾大业中，构建大气污染第三方治理模式势在必行。
参考文献:
[1]智研咨询集团.2017-2022年中国大气污染治理行业市场运营态势及发展前景预测报告,www.chyxx/research/201612/482627.html.
疫情加油的句子 正能量[2] 李家俊，张宏伟.我国PPP项目的融资困境及其对策研究[J].中国商论,2018(06):33-34.
[3]李永亮.“新常态”视阈下府际协同治理雾霾的困境与出路[J].中国行政管理,2015(09):32-36.
一、引言
对中国而言庞大的人口一直是一把双刃剑。凭借大量廉价劳动力，中国曾一度成为世界工厂，而今日，伴随60岁以上人口比例不断增长，中国不仅渐渐失去廉价劳动力这一竞争优势同时也面临日益严峻的人口老龄化问题。据《人力资源发展报告》显示，我国当前城市人口平均退休年龄为56.1岁(男58.3，女52.4)。同世界平均水平相比分别提前0.5岁和3.5岁(刘妮娜、刘诚，2014)。鉴于该年龄段人口身体健康状态良好，尚能从事一定生产劳动，且人均寿命逐渐延长，过早的退休年龄将会导致人力资源浪费。基于以上原因，延迟退休应运而生。2013年，中共十八届三中全会通过了《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，明确提出要研究制定渐进式延迟退休年龄政策。同时，人力资源和社会保障部也明确表示将在2020年前年出台具体政策，退休延迟已是大势所趋。
二、文献综述
虽然退休延迟已势在必行，但学界对退休延迟的影响至今尚未达
成共识。据Gruber(1997)、Lefèbvre(2012)、Kalwij et al.(2010)等基于OECD国家的实证研究表明，延长退休年龄不会对青年劳动力产生明显挤出效应，老年劳动力与青年劳动力间存在互补关系。
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与OECD国家的研究结果相反，国内学界对于退休延迟的态度莫衷一是。支持者认为延迟退休是人类平均寿命延长的必然选择，不仅减轻养老金支付压力、独生子女养老负担，还降低企业用人成本，减低资本替代人力的可能性，缓解失业问题，并能够补偿部分人口红利流失。反对者则担心退休延迟延长了高龄职工在岗时间，因而对青年劳动力就业产生挤出效应。考虑到当前中国经济“新常态”，过去因经济高速发展带来的岗位需求大幅减少，二者结合起来可能会对青年就业造成更大影响。梁中堂(1991)认为老年人与青年人的关系取决于行业性质。童玉芬与杨清河(2011)表示延迟退休对就业影响有限。李绍光(2005)则认为，退休延迟将对劳动力供给弹性小的部门造成较大影响。杨欣然(2008)指出，延迟退休会对青年就业造成短期冲击。张车伟与蔡翼飞(2012)通过计算比对新增岗位和退休人员数量后指出延迟退休会消减青年30%的工作机会。范琦与冯经纶(2015)还指出在编
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制固定时，退休延迟会对青年劳动力产生一对一的挤出。刘妮娜与刘诚(2014)的行业分析结果显示延迟退休对青年劳动力有显著影响，尤其是在科教等高端行业上。
为弥补国内实证研究的不足，本文将采用新的面板数据分析探讨延迟退休对青年劳动力就业的影响。
三、实证设计
(一)数据
本文数据分为两大部分。第一部分是中国综合社会调查(CGSS)2010年到2015年的数据(不含2014年)。该部分数据被用来提取老年人与青年人的雇用情况。第二部分是2010年到2015年的分省年度普查数据。该部分数据主要用来构成控制变量。两部分数据融合构成最终面板数据。变量定义见表1。
表1 变量定义说明 (仅列出有统计学意义的变量)
变量
英文代码计算方式
被解释变量青年就业比例youngemp 18-29岁就业人口的自然对数解释变量老年就业比例oldemp 50-59岁就业人口的自然对数控制变量地区GDP
grdp 各省份年生产总值的自然对数城镇登记失业率
unempr
各省份城镇登记失业人员的比例
(二)计算方程
本文使用面板数据建立固定效应模型进行实证分析，计量方程如
下:
其中p指省份，t指年份，Control为表1所列控制变量。固定效应模型能有效控制地区特征，为更好检验挤出效应的规模，在分析时纳入滞后效应。
(三)实证结果分析
变量描述性统计如表2所示。在回归过程中进行了相关系数的分析并通过参考相关系数矩阵来筛选变量，最终回归结果如表3所示。
对比两轮回归结果不难看出，不考虑滞后效应时，老年人就业对青年人就业的影响为正，而纳入滞后效应后，影响为负。虽然二者结果均在1%的置信水平上显著，但模型1中地区生产总值对青年人就业
产生显著负影响显然是不合常理的。再者，对比二者可决系数不难看出模型2显然更准确(R square 0.49)。因此，固定效应回归结果显示，老年人就业将对青年人就业产生显著的消极影响。量化来说，老年人就业比例每增加1个百分点，青年人就业比例就下降0.37个百分点。另外，地区生产总值对青年就业产生积极影响，在1%的置信水平上显著。地区生产总值每上升1个百分点，青年人的就业比例就将上升4.12个百分点。
四、结论与讨论
通过固定效应模型对面板数据进行分析，本文从实证角度证明了：一、延迟退休会对青年人就业产生一定程度的挤出效应，但并非一对一的挤出。这同刘妮娜与刘诚(2014)、范琦与冯经纶(2015)及于小雨与孙英隽(2016)的实证研究结果一致。值得指出的是，本文中老年人就业比例的系数(0.37)与范琦和冯经纶的研究结果及其接近，这进一步证明了研究结果的有效性。二、地区生产总值对年轻人的就业有着积极影响。这也与国内先行研究一致，国内生产总值的增长对青年人就业起促进作用。
女明星隆胸据此，本文认为部分体对退休延迟的过分担忧是没有必要的。虽然退休延迟会对青年人就业产生一定程度的挤出但程度有限。同时就我国当前日益严重的老龄化问题、养老金系统支付压力及退休延迟带来的人口红利的增加来看，退休延迟无疑是十分必要的选择。此外，延迟退休所带的挤出效应也是可以通过其他措施缓解的。首先，国家目前正在构建的渐进式退休延迟政策通过缓步分批进行退休年
龄的延迟，能够有效降低对青年劳动力的挤出。其次，通过退休返聘等方式，老年劳动力也可以为青年劳动力腾出就业岗位。再次，青年人就业的关键在于经济的发展，因此，应当充分重视劳动力市场供需结构性失衡的问题，通过经济发展方式的转变来促进青年劳动力的就业。
本文虽采用了2010至2015年的面板数据进行了实证分析，但样本量较少且未能分行业进行分析，故而未能探讨行业间挤出效应的差异。因此，今后的研究可以用多种数据来论证这一问题。
参考文献白鹿原停播
[1]Gruber, J., Kubik, J. Disability Insurance Rejection Rates and the Labor Supply of Older Workers[J].Journal of Public Economics. 1997(64):1-23.
[2]Kalwij, A., Kapteyn, D. V. Klass. Retirement of Older Workers and Employment of the Young [J].De Economist, 2010, 158(4): 341-359.[3]Lefèbvre, Mathieuv. Unemployment and Retirement in a Model with Age-Specific Heterogeneity [J]. Labour. 2012(26): 137-155.
[4] Munnell, A. H., Wu, A. Y. Will Delayed Retirement by the Baby Boomers Lead to Higher Unemployment among Younger Workers? [J].Working Paper, 2012.
千方百计的近义词[5]范琦，冯经纶. 延迟退休对青年全体就业的挤出效应研究[J].上海经济研究. 2015(8):11-19.
[6]梁中堂. 老年退休再就业与青年就业的关系[J ].社会科学,1991(5):51-53
[7]李绍光. 推动社会保障体系与市场经济体制和谐发展[J].中国金融, 2005(5):24-25.
[8]刘妮娜，刘诚. 延迟退休对青年人就业的影响分析—基于我国29个省份、18个行业的数据分析[J].南方人口. 2014(2):27-34.作者简介:
1.付西西，东亚大学经济学科博士在读，劳动经济学方向。
2.吴慜弘，东亚大学经济学科副教授，劳动经济学方向。
表2 变量描述性统计
Variable Obs Mean Std. Dev.Min Max lnyoungemp 140 3.130.730.69 4.50lnoldemp 140 3.470.74 1.39 4.66lngrdp 1459.620.817.2111.20unempr
145
3.45
0.62
1.20
4.50
表3 固定效应模型回归结果
(1)
(2)
变量lnyoungemp lnyoungemp
lnoldemp 0.512***(0.0901)lngrdp -0.455* 4.124***(0.265)(0.681)unempr -0.07310.690(0.230)
(0.412)L.lnoldemp -0.374***(0.112)Constant
5.989*-37.89***(3.063)(7.381)Observations 14080R-squared 0.2470.485sigma_u 0.573 2.940corr -0.242-0.977sigma_e 0.4830.448rho 0.5840.977F 11.8415.40F_f
3.410
4.674
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