劳动参与对老年多维贫困的影响研究——基于CLHLS追踪数据的实证分析

汪兆江

(南京大学 政府管理学院, 南京 210023)

随着我国绝对贫困的完全消除,贫困治理政策的导向由消除绝对贫困转向缓解相对贫困与多维贫困[1]。2022年末,我国65周岁及以上人口达2.0978亿人,占总人口的14.9%,表明我国已经进入中度老龄化社会[2]。老龄期是人的整个生命周期中贫困发生率最高的阶段,会面临经济困难、生理衰老、社会适应能力减弱等问题,需要得到经济、医疗、社会融入、适老化改造等多方面的支持。而劳动是家庭与社会共通的核心元素,在提升劳动者收入的同时还可以帮助劳动者提高社会地位、增加社会参与、增强家庭议价能力[3],是影响老年多维贫困的重要因素。鉴于此,研究老年多维贫困问题及劳动参与对老年多维贫困的影响有助于分析现阶段我国相对贫困情况,可以为我国贫困治理政策的制定提供参考。

一、文献综述与研究假设

随着我国社会的老龄化程度不断加深,老年多维贫困及其影响因素成为学界研究的热点。本研究主要从老年多维贫困的体系设置、老年多维贫困的影响因素以及劳动参与对老年多维贫困的影响三个方面进行文献评述。

(一)老年多维贫困的体系设置

多维贫困指绝对贫困消除后,基于个体不同的经济、健康、教育、住房等情况而形成的多样化贫困形态。国外学者依据Sen[4]所提出的“可行能力”理论,将“贫困”这一概念从单一的经济贫困拓展至健康、社会参与等多方面的可行能力缺失,进而提出了“多维贫困”的概念。Alkire和Foster[5]综合健康、教育、生活水平等维度提出了多维贫困指数(MPI),此后A-F方法在多维贫困研究领域得到广泛应用。国内学者在A-F方法的基础上,结合我国的实际情况对维度指标进行优化,普遍在老年多维贫困体系中加入了经济水平、健康情况、生活质量等维度[6],但在教育维度上存在争议。宋泽和詹佳佳[7]保留了教育维度,从健康、教育和生活水平三大维度测算了农村老年多维贫困情况。解垩[8]则认为教育维度的意义在于其发展性,受教育程度在晚年阶段难以转变,因此可以替换教育维度,选取消费、健康和未来信心作为多维贫困体系构建的依据。杨菊华[9]依照马斯洛需求层次理论和“健康-积极-成功”的老龄化战略思维,提出了包括经济、健康、社会和精神四个领域的外延式老年多维贫困理论框架。金光照和陶涛[10]进一步从老年生活稳健、养老环境宜居、老龄体魄健康和老年精神积极四大维度构建老年多维贫困指数,探讨了社会支持网络对老年多维贫困的影响。

(二)老年多维贫困的影响因素

从外文文献来看,学者们多从个体特征、家庭禀赋、社区社交情况、社会政策与制度等方面研究老年多维贫困的影响因素。在个体特征层面,学者们普遍认为老年群体的贫困风险与其自身的城乡户籍、教育水平、婚姻情况、性别等具有显著相关性。Klasen等[11]认为女性老年群体的贫困发生率及贫困深度高于男性老年群体,且丧偶的女性老年群体的贫困情况更严重。Wedgwood[12]发现初等教育没有起到改善贫困情况的积极作用,中高等教育和职业教育是减贫的主要手段。在家庭禀赋和社会制度层面,Zuo等[13]研究发现我国的家庭代际支持对老年生命轨迹及其贫困情况具有显著的改善作用;Lu等[14]研究发现社会福利等贫困治理政策使我国贫困率降低了约32%,但加剧了收入不平等,具有收入跳跃效应。

从中文文献来看,学者们对老年贫困的研究大多聚焦于农村个体特征、东亚家庭特征以及国内社会保险政策的效应。王瑜和汪三贵[15]发现我国农村的人口老龄化水平已经超过了城镇,教育水平只对农村老年经济维度的单一贫困具有改善作用,农村独居老人陷入多维贫困的风险更高,城乡人口流动使得农村养老资源不断流失。乐章和刘二鹏[16]进一步结合中国家庭情况进行研究,发现子女数量对老年多维贫困具有显著影响,子女越多的老年群体会获得更多的经济代际支持,陷入贫困的可能性也越低。孙鹃娟[17]则认为子女数量对老年群体的经济水平没有显著正向影响,甚至存在子女反向索取的可能性。

对于国内社会保险政策与老年贫困的关系,学者们并没有形成一致结论。周坚等[18]认为城乡居民医疗保险显著缓解了农村老年人口的收入贫困与健康贫困,但对主观福利影响不显著;他们进一步考察后发现,新型农村合作医疗保险的效果不及城乡居民医疗保险。Wagstaff等[19]则认为新型农村合作医疗保险提高了老年人的非住院类医疗支出,但老年人自付费用没有降低,这加大了报销前老年人的医疗负担。高翔等[20]研究了养老保险对农村老年贫困的影响及其性别差异,发现养老保险对缓解农村女性的经济贫困、健康贫困有显著作用。

(三)劳动参与对老年多维贫困的影响

以往学者主要探讨了劳动参与对老年多维贫困影响的作用、机制和群体异质性。

在影响的作用方面,张文武等[21]研究了劳动参与对家庭多维贫困的影响,发现劳动参与能够显著改善家庭的经济贫困状况与生活质量,但对于健康贫困和教育贫困可能具有负面影响,且在城乡家庭、劳动类型等方面存在较大差异。裴劲松和矫萌[22]研究了劳动供给对农村家庭多维贫困的作用,发现劳动供给的减贫效应在资产状况、发展机会等维度上的作用比较明显,能在一定程度上改善家庭的健康和教育情况。鉴于此,本研究提出以下假设:

H1:劳动参与有助于改善老年多维贫困情况。

在影响的机制和群体异质性方面,学者们主要从劳动参与对老年群体的身体健康、生活满意度及代际支持的影响等方面展开研究。在老年健康方面,Kajitani[23]通过调查日本老年男性的工作数据发现,适当的劳动参与会对老年健康起到积极作用。Rodriguez和Saenz[24]通过研究墨西哥的数据发现,老年劳动参与并不一定会带来认知能力提升等积极影响,老年劳动参与的影响可能取决于工作类型。万媛媛等[25]以中国健康与养老追踪调查数据为基础,研究发现劳动参与不会对老年健康产生显著负面影响,且劳动参与具有提升老年群体自评健康指数和日常生活能力的积极作用。在生活满意度方面,陆杰华和郭荣荣[26]研究发现劳动供给会降低老年人的生活满意度,但该负面影响随着家庭消费支出增加等个人禀赋的优化而减弱,且延长劳动时间会显著提升老年人的生活满意度,劳动供给的调节效应具有城乡异质性。在代际支持方面,张芬和沈晨[27]认为老年劳动参与和代际支持共同对老年人的心理健康产生影响,代际支持仅能调节消极情绪,而劳动参与则能同时对消极情绪和积极情绪产生作用,且从事非农职业在一定程度上会削弱子女经济支持对老年人消极情绪的缓解作用。鉴于此,本研究提出以下假设:

H2a:劳动参与通过改善老年人的经济情况、健康情况、社会融入情况、主观感受等作用于老年多维贫困。

H2b:劳动参与对农村老年多维贫困的改善作用比城市更为显著。

通过文献梳理可以发现,以往学者对老年多维贫困的维度指标选取经历了不断适应老年贫困实际的发展过程,已有学者在指标选取时考虑到更加符合现代老年人实际情况的社会维度及精神维度,但在具体指标选取上仍未能反映相对贫困情况。在劳动参与对多维贫困影响的相关研究中,学者们主要探讨了劳动参与、劳动力流动等对多维贫困的影响,研究对象集中于农村和家庭两个视角。较少有学者以老年群体为研究主体,以探究地区及城乡差异为前提,从老年人的经济情况、健康情况、社会融入情况、主观感受等入手,研究劳动参与对老年多维贫困的影响。

基于此,本研究采用2014年和2018年的中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)数据,构建符合马斯洛需求层次理论的递进式的老年多维贫困测量指标体系,选取经济水平、健康情况、社会融入、主观感受4个维度,突出经济情况、健康自理能力、社会融入状态以及生活满意度等指标,并用A-F方法分析多维贫困的变化趋势,在此基础上以地区及城乡差异为前提,探讨劳动参与对老年群体单维贫困、多维贫困的影响及其作用机制。

二、研究设计

(一)数据来源

本研究选用中国老年健康影响因素跟踪调查(CLHLS)数据。该调查由北京大学健康老龄与发展研究中心负责,调查人员于1998—2018年在国内23个省份开展了8次调查,调查内容涵盖老人生理心理健康、认知功能、社会参与行为、社会经济状况、家庭结构等多方面。CLHLS中2014年和2018年的样本量分别达到7192人和15874人,在删除关键变量的缺失样本后,本研究最终选取的样本量为2014年5445人、2018年7220人。

(二)研究方法

1.多维贫困测量方法

本研究采用学界普遍推崇的A-F方法来测算老年多维贫困情况,并将其分解为多维贫困发生率(H)和平均被剥夺份额(A)来测算多维贫困的广度和深度。

假设样本总量为n,贫困人口数为q,总维度数为d,维度临界值为k(若个体多维贫困指数超过k,则视为陷入多维贫困),个体i在j维度上的值为yij,j维度的贫困临界值为zj,j维度所占权重为wj。若个体i在j维度上的取值小于该维度的贫困临界值,则视为陷入该维度贫困,即

(1)

用ci表示贫困个体i的加权多维贫困情况,即

(2)

对贫困个体i的识别为:

(3)

多维贫困发生率H和平均被剥夺份额A的计算公式如下:

(4)

(5)

结合以上公式,老年多维贫困指数M的计算公式如下:

(6)

本研究选取经济水平(经济自评、生活来源、住房情况、生活条件)、健康情况(健康自评、疾病情况、自理能力)、社会融入(社交情况、社会活动)、主观感受(孤独情况、生活满意度、生活积极度)4个维度及其涵盖的12个指标来计算老年多维贫困情况。本研究采用大多数学者所使用的等权重法对各维度进行处理,再对各维度内的指标进行加权平均。在对个体多维贫困临界值的选择上,学者们有不同的见解,如Alkire和Santos[28]认为33%较为合适,高琴和王一[29]则研究了不同临界值下多维贫困的变化情况。结合现有数据以及研究要求,本研究在反映老年多维贫困总体情况的表格中分别展示临界值为33%(4个指标被剥夺)、42%(5个指标被剥夺)、50%(6个指标被剥夺)的情况,而在后续分析中均采用以33%为临界值进行测算的结果。

2.倾向得分匹配法

劳动参与要求老年群体具有良好的身体素质、教育水平、社会参与能力等,这可能会使参与劳动的老年群体与不参与劳动的老年群体之间具有明显差异,导致处理组与控制组在关键变量的分布上出现偏差,此时若直接使用OLS回归,就会造成效果分析的偏误。因此,本研究使用倾向得分匹配(PSM)法来处理偏误问题,具体做法如下:第一阶段,采用Logit回归模型模拟劳动参与的选择过程,计算观测样本的倾向得分;第二阶段,分别使用1∶1近邻匹配、1∶4近邻匹配、半径匹配与核匹配四种方式预估其平均处理效应(ATT),保证结果的可靠性。具体公式如下:

(7)

ATT=E(Yi,1|Ti=1)-E(Yi,0|Ti=1)

(8)

式(7)和式(8)中,Ti=1表示处理组进行劳动参与的样本,E(Yi,0|Ti=1)为劳动参与群体没有进行劳动构造的反事实结果。

3.工具变量法

劳动参与和老年多维贫困之间的关系可能存在遗漏变量和反向因果等情况。为解决内生性问题,本研究使用工具变量法来识别劳动参与对老年多维贫困的因果效应。为保证工具变量与老年劳动参与的相关性以及其对老年群体是否陷入多维贫困的外生性,本研究选择“近一年内是否参与体检”作为工具变量。祁静和茅倬彦[30]发现健康干预对老年群体的健康知识、态度与行为均会产生积极影响,有效的健康干预会提升老年劳动参与率,且体检等健康干预行为与老年多维贫困的家庭、个人层面因素无明显关系。因此,该变量满足工具变量要求,具体公式如下:

(9)

(10)

(三)变量设置

本研究将变量分为被解释变量、解释变量和控制变量。各变量取值和描述性统计结果如表1所示。

1.被解释变量

被解释变量包括多维贫困、经济贫困、健康贫困、社会贫困、精神贫困、被剥夺贫困指标数。根据前文所构建的老年多维贫困评价体系,针对“多维贫困”这一变量,对处于多维贫困状态的个体赋值为1,其余为0。对处于经济贫困、健康贫困、社会贫困、精神贫困状态的个体分别赋值为1,其余为0。“被剥夺贫困指标数”代表个体在几个指标上被剥夺,反映贫困个体的贫困深度情况,取值范围为0至10,均值约为2。

2.解释变量

选择“劳动参与”对多维贫困情况进行解释。选取CLHLS问卷中“离/退休后您是否继续从事有收入的工作或劳动”这一问题的调查结果,“是”则取1,“否”则取0。2014年和2018年我国参与劳动的老年群体占比分别为11.1%和10.3%,表明我国老年劳动参与率较低,且有逐步下降的趋势。

3.控制变量

控制变量包括老年群体的个体特征及家庭特征。个体特征包括性别、婚姻情况、养老保险参与情况、年龄和受教育年限。家庭特征变量包括家庭人均收入对数、家庭总人数。

三、实证分析

(一)基准回归分析

1.老年多维贫困情况分析

本研究采用A-F方法分析我国老年多维贫困情况,具体如下:

第一,2014年和2018年我国老年多维贫困整体情况如表2所示。由表2可知,我国老年多维贫困整体情况有所改善,在各临界值指标下,2018年的情况均优于2014年,多维贫困发生率由2014年的12.9%下降至2018年的11.9%,但平均被剥夺份额变化不明显,表明陷入多维贫困的老年人数量逐渐降低,但贫困深度未得到较大改善,仍需加大对处在多维贫困中的老年人的救助力度。

表2 我国老年多维贫困整体情况

第二,分维度对各个指标的情况进行分析。2014年和2018年CLHLS数据中不同维度和不同指标的老年贫困发生率如表3所示。由表3可知,我国老年经济贫困问题得到了大幅改善,总维度及其涵盖指标反映的贫困发生率呈现下降趋势,但较高层次的住房贫困情况没有改变。在健康情况、社会融入和主观感受维度上,贫困发生率均有所上涨。其中,疾病情况、自理能力及孤独情况指标下的贫困发生率上升,表明我国老年群体的平均身体机能和心理健康状况有所恶化;但其健康自评和生活满意度情况有所改善,表明我国老年群体具有贫困分化现象。社会融入维度的贫困发生率平稳上升,说明我国部分老年群体长期缺乏融入社会的能力,且这一人群的占比正在逐步扩大。

第三,对不同地区和不同劳动参与情况的老年多维贫困情况进行分析,结果如表4所示。在对城乡老年多维贫困情况的分析中发现,老年多维贫困整体呈阶梯式分布,乡镇及农村的老年多维贫困得到较大改善。其中,乡镇的平均被剥夺份额最高,表明后续研究中可能需要进一步关注乡镇老年群体。在分析劳动参与情况时发现,参与劳动的老年群体的贫困发生率明显低于不参与劳动的老年群体,且平均被剥夺份额发生了逆转,由2014年的43.8%下降为2018年的41.0%,低于2018年不参与劳动的老年群体的平均被剥夺份额,这为劳动参与影响多维贫困提供了初步证据。

2.劳动参与对老年多维贫困的影响分析

本研究采用Logit回归模型分析劳动参与对老年多维贫困的影响,结果如表5所示。2014年,劳动参与对老年多维贫困的影响有限,对避免老年群体陷入多维贫困的作用不显著,但对被剥夺贫困指标数(贫困深度)具有显著影响,降低了贫困群体的整体贫困深度。2018年,劳动参与的减贫效应更为明显,显著改善了老年群体的多维贫困情况,且对降低贫困深度仍具有显著的积极作用,这表明劳动参与对我国老年群体生活的改善作用日益增强,对提升老年群体的生活质量具有重要影响。控制变量中,老年群体的性别、年龄、婚姻情况、受教育年限及其所在家庭的特征均会对老年多维贫困起到改善作用。但参加养老保险会显著提升被剥夺贫困指标数,提高老年群体的贫困深度。这可能是因为参加养老保险等改善老年群体经济情况的举措会减少老年群体的家庭陪伴,进而降低老年群体的身心健康水平,提高多维贫困发生率[31]。因此,在后续分析中应进一步探究劳动参与对老年多维贫困的影响机制。

表3 不同维度和不同指标下的我国老年贫困发生率

表4 不同地区和不同劳动参与情况的老年多维贫困情况

表5 劳动参与对老年多维贫困的影响分析结果

最近邻匹配后主要变量的倾向得分匹配平衡性检验结果如表6所示。最近邻匹配后,处理组和控制组的重叠区域非常明显,倾向值概率分布差异较小,匹配变量的标准化偏误绝对值小于10%,表明匹配效果较好,实验满足共同支撑假设和平衡性假设。

不同匹配方法下劳动参与对老年多维贫困的影响分析结果如表7所示。各ATT效应估计结果均与Logit回归结果吻合,2018年劳动参与的差异均在1%的水平上显著,说明劳动参与对老年多维贫困及贫困深度均具有显著的改善作用,使得老年多维贫困的发生率降低了5%左右,假设H1成立。

表6 主要变量的倾向得分匹配平衡性检验结果

表7 不同匹配方法下劳动参与对老年多维贫困的影响分析结果

(二)内生性处理

采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行内生性工具变量检验,结果如表8所示。工具变量回归结果支持了Logit回归模型的结果,即劳动参与缓解了老年多维贫困情况,降低了贫困深度。Wald检验结果中,p值为0.000,表明“劳动参与”在1%的水平上可以被认为是内生变量。在第一步回归中,工具变量系数为-0.045和-0.019,分别在1%和5%的水平上显著,对内生变量“劳动参与”具有强解释力。在第二步回归中,劳动参与对多维贫困及被剥夺贫困指标数仍在5%的水平上具有显著改善作用,且2018年的改善作用明显高于2014年,支持了原先结论。同时,表8还展示了弱工具变量检验结果,AR统计量和Wald统计量的p值均为0.000,拒绝弱工具变量假设,表明工具变量和劳动参与具有强相关性,满足原有假设要求。

(三)稳健性检验

为保证回归结果的稳健性,本研究通过更换估计方法和更换数据来源的方式进行稳健性检验。

1.更换估计方法

更换估计方法的稳健性检验结果如表9所示。列(1)为线性概率模型下的回归结果;列(2)为Tobit模型回归结果;列(3)、列(4)分别汇报了Probit模型及其边际效应的回归结果。不同模型下,劳动参与的回归结果在作用方向及显著性水平上与前文结论保持一致,表明劳动参与缓解老年多维贫困、降低贫困深度的结论未改变。

2.更换数据来源

选择中国家庭追踪调查(CFPS)2020年的数据进行稳健性检验,参照表1中的维度指标构建方法,选取住房所有权、家庭耐用消费品、健康自评、自理能力、生活满意度、活动参与6个指标,其对应的贫困发生率分别为6.8%、5.3%、41.3%、12.3%、6.1%、9.8%。仍以33%为贫困临界值,计算得到多维贫困发生率为10.5%,结果总体上与原有数据一致。使用2020年CFPS数据对劳动参与和多维贫困之间的关系进行测算,结果如表10所示,前文结论成立。

(四)异质性分析

1.影响机制

为进一步分析2014年劳动参与的减贫效应较弱的原因,本研究从多维贫困的4个维度分析劳动参与对减贫的影响路径。最近邻倾向得分匹配下,2014年和2018年劳动参与对4个贫困维度的影响分析结果如表11所示。结果表明,劳动参与对老年群体的经济贫困没有显著影响,劳动参与主要通过缓解健康贫困、社会贫困、精神贫困来降低老年多维贫困发生率。2014年减贫效应较弱的原因是该阶段劳动参与对老年精神贫困起到了显著的改善作用,验证了本研究的假设H2a。

表8 工具变量检验结果

表9 更换估计方法的稳健性检验结果

表10 2020年CFPS数据的稳健性检验结果

劳动参与加剧老年人精神贫困可能是因为工作性质和家庭代际支持减少。Sanne等[32]发现,从事低技能的机械性工作会导致职工产生抑郁倾向。2014年我国劳动力市场尚处于人口红利期,老年劳动参与率较低,且劳动岗位以低技能、高压力的工作岗位为主,这可能是导致这一时期劳动参与加深老年精神贫困的原因。而在家庭代际支持方面,张芬和沈晨[27]认为老年劳动参与对家庭代际支持具有一定的替代作用和挤出效应,老年劳动参与会使子女减少对老年人的经济支持和生活陪伴,从而加剧老年精神贫困。根据CLHLS数据的可得性,本研究选择“经济支持”和“陪伴时间”测度劳动参与对家庭代际支持的影响。“经济支持”使用问卷中“近一年来,您的子女给您多少现金”这一问题的调查数据来衡量,对其加和并取对数;“陪伴时间”使用问卷中“近一个星期以来,您的子孙及其他亲属为您提供日常照料陪伴的总小时数有多少”这一问题的调查数据来衡量。分析结果如表12所示,劳动参与显著减少了家庭对老年人的经济支持和陪伴时间,2014年的抑制效应均高于2018年,这为2014年劳动参与减贫效应较弱的现象提供了解释。

表11 劳动参与对4个贫困维度的影响分析结果

2.城乡差异

根据CLHLS数据所给出的城市、乡镇、农村的区域划分,本研究进一步探究劳动参与和老年多维贫困的城乡差异,结果如表13所示。乡镇和农村的分样本分析结果与前文结论保持一致,且乡镇老年劳动参与的减贫效应最强,农村次之;在城市样本里,劳动参与对老年多维贫困无显著影响。本研究的假设H2b得到验证。

为进一步探究城市减贫效应较弱的原因,本研究参考宋扬等[31]的研究方法,选取“就医情况”和“是否饮酒”测度劳动参与对城市老年人个人特征的影响,“就医情况”使用问卷中“如果您生病,请问能及时到医院治疗吗”这一问题的调查数据来衡量,“是否饮酒”使用问卷中“您现在常喝酒吗”这一问题的调查数据来衡量,结果如表14所示。劳动参与在2014年对老年群体饮酒情况具有一定影响,在2018年对就医情况和饮酒情况均具有显著的调节作用,表明劳动参与对城市老年人的个人特征具有显著影响,城市的工作性质可能导致参与劳动的老年群体的生活习惯发生改变,进而抑制劳动参与的减贫效应。

表12 劳动参与对老年家庭代际支持的影响分析结果

表13 劳动参与对老年多维贫困的城乡差异分析结果

表14 劳动参与对城市老年人个人特征的影响分析结果

四、结论与建议

(一)结论

本研究选取经济水平、健康情况、社会融入、主观感受4个维度及其涵盖的12个指标计算我国老年群体多维贫困指数,并采取多种计量方法分析劳动参与对老年多维贫困的影响。研究结论如下:(1)劳动参与显著降低了我国老年多维贫困的发生率及贫困深度,且减贫效应不断增强。(2)劳动参与显著减低了我国老年群体健康贫困、社会贫困的发生率,但工作性质和家庭代际支持的改变可能会增强劳动参与对老年人精神贫困的影响。(3)城市老年群体的劳动参与可能因工作压力及岗位要求等因素使老年群体的生活习惯发生改变,进而抑制劳动参与的减贫效应。

(二)建议

根据研究结论可知,当前我国老年劳动参与率仍较低,提升老年群体生活质量仍面临一些阻碍。对此,本研究提出以下建议:

第一,倡导积极老龄化,强化老年劳动者人力资本禀赋,提升我国老年劳动参与率,加强农村地区老年劳动参与政策引导,改善城市地区老年劳动参与环境,缓解人口老龄化带来的人口红利逐渐消失问题。充分了解老年群体的社会参与需求与精神需求,关注老年群体的身心综合健康情况,统筹规划老年群体经济保障、服务保障、精神关爱等制度安排,鼓励基层社区为老年群体提供必要的生活服务,提高贫困老年群体的生活质量。

第二,发挥政府部门的监管作用,切实保障老年群体参与劳动的机会。完善就业保护机制,加强对老年劳动参与的监管力度,切实维护老年群体的合法权益。建立老年群体再就业监督管理平台,实行电子化追踪调查,完整记录老年再就业群体的个体特征、工作性质、健康情况、劳动信息等,对从事高强度劳动、身体健康有损的老年劳动群体给予健康保护和劳动限制。此外,在收入分配与再分配领域,注重提升老年群体的家庭相对地位,改善老年消费模式与补助方式以满足老年群体的多样化需求,促进银发产业发展,拓展养老应用场景,让劳动参与成果在提高老年群体生活质量方面切实发挥作用。

第三,推进老年劳动参与公共服务平台建设,构建老年劳动就业服务体系,优化老年教育课程设置体系,通过现金补贴、税收减免等政策引导社会组织加入老年职业培训队伍,鼓励高等教育机构开设老年群体课程,为有需要的老年群体提供就业指导服务及职业技能培训,从而扩大老年劳动参与的职业领域,提高老年人的就业质量。建立老年发展中心,弥补老年劳动力市场“数字鸿沟”,缓解信息不对称问题,支持老年群体再就业。加强灵活就业制度建设,在老年劳动力市场推行弹性工作制,建立公平合理、按劳分配的灵活就业薪酬分配机制,以此改善老年群体工作环境。