家庭结构变迁下的老年人再就业分析

张蕾

[摘要]文章从家庭结构变迁的视角出发，运用2018年健康与养老追踪调查数据，通过逻辑回归模型分析老年人再就业的影响。结果表明：与子女不同住对老年人再就业有正向的促进作用，不参与子孙照料在与子女不同住对老年人再就业影响中发挥了部分中介效应。据此，文章建议以社区为单位建立老年人综合服务网点，优化社区居家养老的配套设施，促进家庭照护产业发展。

[关键词]老年人再就业;家庭结构;子孙照料;人口红利

[中图分类号]C971

[文献标识码]A

[文章编号]1008-0694（2021）06-0096-06

银发浪潮给家庭和社会都带来了巨大的挑战。一方面人口老龄化和生育率下降使得家庭格局减小，养老模式发生改变，家庭赡养压力加剧;另一方面由于社会劳动力结构发生变化，开发“长寿红利”成为当务之急，即老年人再就业成为积极应对老龄化的重要途径。在人口红利逐渐减弱的情况下，积极引导老年人再就业、增加老年人劳动参与率不仅有助于推动社会经济发展，保存社会人力资源，而且有助于改善家庭经济情况，减少家庭赡养压力，也有利于保持老年人身体和精神健康。

随着家庭与婚姻观念改变，家庭居住形态也发生改变，即很多年轻夫妻结婚后由以前仍然与父母在一起居住逐渐转变为远离父母住处，由此家庭成员数量缩小，家庭结构呈现以小家庭或者核心家庭为主的特征。老年人与子女同住并承担其生活照料和隔代照料逐渐演变成与子女不同住，他们独立居住就会减少在子孙看护、家务料理等方面的家庭协助，也使得自己退休后再就业意愿发生改变，更多老年人倾向于再就业来改善经济状况，减少孤独感。本文主要基于家庭结构变化背景探讨老年人再就业的影响因素。

一、文献综述与研究假说

目前，一部分文献主要集中于老年人退休再就业意愿上。张翼等（2000）认为老年人再就业主要集中于私营企业的临时性工作;求职途径主要依赖于强关系网，例如亲戚朋友等，人脉关系网越发达的老年人，其就业意愿越强烈。黄祖宏等（2013）认为由于女性在家庭照料中扮演主要角色，故独生子女父亲比母亲就业意愿更强，并且独生子女结婚使得家庭经济压力较大，父母再就业意愿更大。

关于老年人再就业的影响因素主要体现在性别、年龄、健康状况、教育水平、原先职业、养老金水平、子女数量、子孙数量等。田立法等（2014）指出老年人就业意愿的影响因素主要包括子女态度、受教育程度、当前收入情况和年龄。郑爱文等（2018）的研究进一步发现，如果老年人的年龄较低且拥有良好的健康状况，那么他们更愿意选再就业，而收入、教育并不具有积极影响。连茜平（2018）的研究认为健康状况、家庭支持、再就业经历等影响因素具有显著性，诸如年龄、婚姻状况、对延迟退休的态度、居住地、受教育程度等影响因素并不那么突出。由于使用数据及测量方法不同，学者们得出的结论也大相径庭，并且研究内容主要集中于老年人的个人特征，对于其家庭因素研究较少。因此，本文基于学者们的研究成果，從家庭结构视角来分析老年人退休再就业的影响因素，提出如下理论假说：

假说一：与子女不同住对老年人再就业有正向的促进作用。

假说二：不参与子孙照料在与子女不同住对老年人再就业的影响中发挥了部分中介效应。

一、实证设计与研究

1.模型建立

本文采用logit模型分析家庭结构变化对老年人再就业的影响，模型设定为：

上式中，被解释变量Y为老年人再就业，解释变量LT为是否与子女同住，gen-der为性别，borntime为出生时间，education为教育水平，health为健康水平，pen-sion为养老金;被解释变量Y为老年人再就业，β为常数项，β-β为各解释变量的系数，ε为残差。

本文构建了与子女是否同住对老年人再就业影响的中介效应模型。care为子孙照料，controls主要包含性别、出生时间、教育水平、健康水平、养老金状况等控制变量。

本文选择60岁以上老年人为研究对象，主要依据《中华人民共和国老年人权益保障法》。根据CHARLS问卷，被解释变量为再就业与否，1表示就业，0表示未就业。核心解释变量为是否与子女同住，设定与子女同住为0，不与子女同住为1。本文认为老年人与子女住在临近小区或村镇，将其归类为同住。中介变量为子孙照料，设为虚拟变量，1表示老年人不参与子女照料，0表示其参与子女照料。性别为虚拟变量，1表示男性，0表示女性。养老金状况也为虚拟变量，1表示领取养老金，0表示未领取养老金。健康状况设定为分类变量，1表示“很好”，2表示“好”，3表示“一般”，4表示“差”，5表示“很差”。

2.数据来源

本文采用2018年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据库，该数据调查面覆盖全国，样本规模约1万户，涉及17000个人左右，问卷详尽，包含老年人个人及家庭信息、健康、医疗、工作、退休、养老以及家庭金融消费支出等问题。

经本文筛选，其中60岁以上老年人总样本为6122人，其中再就业人数为3069人，占比50.13%;未就业人数3053人，占比49.87%。总体上性别占比较均匀，男女性别各占50%;老年人受教育水平整体较低，平均教育年限4.5年，退休后再就业老年人平均受教育年限高于未就业老年人;平均健康水平呈现一般，就业老年人身体状况好于未就业老年人。养老金领取情况整体较好，有领取养老金的老年人占比较多。

3.基准回归

本文在基准模型中先后分别加入不同的控制变量，进行logit回归，其结果如表1所示。

由表1中的模型一可以看出，与子女不同住对老年人再就业产生了显著的正向影响，这说明与子女不同住使得老年人更多地选择再就业。本文加了一系列控制变量，与子女不同住的系数仍然为正且显著。

在模型中，在给定其他变量的情况下，回归结果表明男性相比于女性，男性再就业概率更高。本文认为其主要原因是女性长期在家庭中承担照料的职能，女性更倾向于不再就业。

4.稳健性检验

本文采用两种方法对上述模型进行稳健性检验。第一种方法将是减少子女同住的样本。在基准回归中，老年人与子女住在临近小区或村镇，将其视为与子女同住;在稳健性检验中，本文将其视为与子女不同住（用Ft表示），表2报告了稳健性检验结果，通过加入一系列控制变量，核心变量回归结果仍然显著，说明本文的模型稳健可靠。

第二种方法是变换回归模型，由logit模型更换为probit模型，其结果如表3所示。本文通过加入一系列控制变量，估计结果与前文基本一致，与子女不同住对老年人再就业有正向影响且显著，再一次证明了本文的模型具有稳健性。

5.异质性检验

本文根据2020年城乡居民养老保险情况，将年收入6000元设定为界限，分为低收入和高收入。其中，年收入低于6000元的样本有4180个，年收入大于等于6000元的样本有1942个。本文分别对其进行回归，結果如表4所示，回归结果呈现出较明显的异质性。模型一为收入大于等于6000元的老年人，与子女不同住对老年人再就业的影响不显著。模型二为年收入低于6000元的老年人，与子女不同住的系数显著，说明对于低收入的老年人，如果他们不再与子女同住，更倾向于再就业。

6.传导机制分析

前文的回归结果表明，与子女不同住对老年人再就业具有显著正向影响，即老年人更倾向于再就业。本文将进一步考虑不参与子孙照料这个变量在二者之间产生的中介效应（详见表5）。表5回归结果表明，与子女不同住和不参与子孙照料这两个变量的系数均通过显著性检验，即α、γ、θ和θ均显著，且γ1θ2与θ1同号，则发生了部分中介效应。本文认为与子女不同住在一定程度上会影响老人再就业决策，是通过不参与子孙照料这个机制变量传导的。因为随着家庭观念的转变，老年人和子女的生活方式也发生了较大的变化，年轻夫妻更倾向于独立居住，不与父母同住，这种代际差异使得老年人逐渐减少甚至不再承担孙辈照料责任，便导致了老年人会选择再就业。

三、结论与建议

本文根据2018年健康与养老追踪调查数据提出两个理论假说，针对这两个假说的实证检验发现：第一，与子女不同住对老年人再就业有正向的促进作用;第二，不参与子孙照料在与子女不同住对老年人再就业影响中发挥了部分中介效应。这从家庭结构变迁的视角解释了目前老年人再就业不断增加的现象。本文基于此提出以下建议：第一，以社区为单位建立老年人综合服务网点。这主要是为了满足老年人各种各样的需求，一方面为愿意继续就业的老年人提供再就业服务;另一方面还可以对空巢老人提供养老照料服务。第二，优化社区居家养老的配套设施。需要建设覆盖住宅、室外环境、社区配套三个层面的软硬件配套设施，改善老年人独立居住的条件，营造良好的居住氛围，创造良好的社会交往环境，从而在一定程度上推动老年人重返社会生产。第三，促进家庭照料产业发展。在我国，隔代照料的传统使得老年人无法从繁重的家务和照料中抽身，但随着父母科学育儿思维的转变，婴幼儿照料服务的发展以及社会化托育模式融入到社区，这些都将极大地解放老年劳动力。

（责任编辑 费俊俊）