廖宇航 ，雷麗華

(1.海南醫(yī)學(xué)院 管理學(xué)院，海南 ?？?571199；2.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070)

一、引 言

我國的人口數(shù)量和結(jié)構(gòu)變化長期以來受到生育政策的影響。建國以來直至20世紀(jì)70年代末，政府鼓勵多生育，出現(xiàn)高出生率的情況。盡管當(dāng)時的醫(yī)療衛(wèi)生水平不是很發(fā)達(dá)，嬰兒出生的成活率并不高，但因出生基數(shù)大，還是帶來人口的井噴式增長。這一階段出生的人口20～30年后成為社會主要勞動力人口，帶來了90年代我國經(jīng)濟(jì)增長黃金十年的“人口紅利”時期。20世紀(jì)80年代后生育政策收緊，出生率下降。因經(jīng)濟(jì)生活條件改善，人均壽命延長，出現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比下降，老年撫養(yǎng)比上升，社會總撫養(yǎng)比上升的變化趨勢，給我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展帶來重要的影響。基于人口出生率下降，人口年齡結(jié)構(gòu)出現(xiàn)老齡化的現(xiàn)實(shí)情況，政府在2016年1月1日，正式實(shí)施全面二孩政策，二孩政策實(shí)施后，勢必影響家庭勞動力的勞動參與情況，尤其是育齡婦女，因生育和照料小孩會減少市場勞動參與率，丈夫因家庭消費(fèi)負(fù)擔(dān)增加，可能會增加勞動時間，全面二孩政策整體上對社會勞動參與率如何影響?是否會引起勞動力供給不足的情況出現(xiàn)?因全面二孩政策實(shí)施的時間短，難以在短期內(nèi)觀察到其對勞動力市場的沖擊，本文通過借鑒世界銀行成員國的國際面板數(shù)據(jù)，模擬我國的人口轉(zhuǎn)變過程帶來的少兒撫養(yǎng)比的變化對勞動參與率的影響，并預(yù)測全面二孩政策實(shí)施后對勞動參與率的影響。本文將不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和人口轉(zhuǎn)變階段的發(fā)展中國家、發(fā)達(dá)國家一同納入跨國面板數(shù)據(jù)。非洲、拉丁美洲等地區(qū)處在高出生率、高死亡率的人口結(jié)構(gòu)初始調(diào)整階段；東亞、東南亞、中東歐等地區(qū)正從人口紅利時代開始跨入老齡化階段；西歐、北美等發(fā)達(dá)地區(qū)人口出生率下降、社會撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)增加進(jìn)入老齡化嚴(yán)重的階段。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口轉(zhuǎn)變過程的趨同性，不同國家、地區(qū)的不同時間的人口出生率、少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的發(fā)展趨勢，可以較好地?cái)M合我國的人口轉(zhuǎn)變歷程，為以后人口政策的調(diào)整提供借鑒意義。本文還吸收了已有的研究成果證明對勞動參與率有顯著影響的一些變量作為控制變量，如人均GDP、城鎮(zhèn)化進(jìn)程、人口聚集的程度等，在研究方法上，選用收入作為門檻變量，構(gòu)建跨國門檻面板模型，這是目前學(xué)者在該研究領(lǐng)域較少用到的。觀察不同收入水平的國家和地區(qū)的少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率影響的差異性，期望為我國人口轉(zhuǎn)變對勞動參與情況影響提供一個新的視角，也為政府和相關(guān)決策部門制定和調(diào)整政策提供參考。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響機(jī)制，其理論可以追溯到科勒的“撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說”和莫迪利安尼的“生命周期假說”。Coaler等[1]的“撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)假說”理論認(rèn)為少兒對勞動年齡人口帶來的是撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)。青少年不屬于經(jīng)濟(jì)活動人口，不參與市場勞動，是社會物質(zhì)財(cái)富的消耗者，會給處于勞動年齡的人口帶來撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)壓力。未進(jìn)入勞動力市場的少兒人口是“凈借貸”群體，是對勞動財(cái)富的消耗。Modigliani[2]的“生命周期假說”理論認(rèn)為理性人會平滑其一生的消費(fèi)和儲蓄。早期的依賴階段靠上一代財(cái)富的積累完成勞動力資源的儲備，進(jìn)入勞動力市場后需為自己未來的退休生活進(jìn)行儲蓄積累，在他生命結(jié)束時除留有一部分財(cái)富供“少兒撫養(yǎng)”外，其勞動財(cái)富的儲蓄現(xiàn)值為0。

(一)少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的直接影響

大部分學(xué)者的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)增加，因少兒照料等家務(wù)勞動時間增加，會減少市場勞動時間，從而降低勞動參與率，減少勞動力供給。Bailey[3]的研究發(fā)現(xiàn)，生育率的高低會顯著影響女性的勞動參與率，生育率越低，女性勞動參與率越高，反之亦然。Canning[4]的研究也得到類似的結(jié)論，生育率降低，家庭規(guī)?？s小，少兒撫養(yǎng)比減低，家庭成員可以有更多的時間參與市場勞動，對育齡婦女影響更為顯著。Bloom和Williamson[5]的研究發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比對勞動力市場的影響，主要是通過影響勞動年齡人口比重、勞動年齡人口勞動參與率、市場勞動時間三個維度來影響勞動力的供給。Beaujot等[6]認(rèn)為家庭中需照看的小孩越多，會嚴(yán)重影響勞動年齡人口參與市場勞動的時間，且對女性的影響大于男性。蔡昉和王美艷[7]認(rèn)為適齡勞動人口因少兒撫養(yǎng)擠占了勞動時間，導(dǎo)致勞動參與率減低。

但也有部分學(xué)者的實(shí)證研究對此提出質(zhì)疑，研究發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的增加，短期內(nèi)因少兒照料會減少勞動者的市場勞動時間，長期來說，少兒是勞動力的潛在補(bǔ)充，說明未來具備生產(chǎn)性的勞動人口會增加，未來會增加勞動參與率，說明少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響呈現(xiàn)“U”型關(guān)系。An和Jeon[8]認(rèn)為少兒撫養(yǎng)比的上升，短期內(nèi)會擠占勞動者的市場勞動時間，帶來勞動參與率降低，但從長期來看，會有更多的潛在勞動力補(bǔ)充到勞動力市場，可以增加勞動參與率，因此少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率呈現(xiàn)先降低后上升的U型曲線關(guān)系。Barro[9]通過對100多個國家的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，因經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異性，不同的人口出生率和少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，影響其勞動力的參與情況，從而影響經(jīng)濟(jì)的增長速度。Andersson[10]利用丹麥、挪威、瑞典等國家的時間序列數(shù)據(jù)分析了少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)降低顯著增加了勞動參與率。Kelley和Schmidt[11]則使用了截面和時間的面板數(shù)據(jù)考察出生率、少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化對勞動參與率的影響程度。

(二)少兒撫養(yǎng)比通過人力資本間接影響勞動參與率

如果將少兒撫養(yǎng)視作是對勞動者投資，可以將人力資本的相關(guān)理論引入少兒撫養(yǎng)的研究中來。從家庭的層面來看，少兒撫養(yǎng)比上升，促使家庭投入更多的時間和財(cái)富用于子女的健康和教育投資，儲備更多的人力資本，以提高勞動生產(chǎn)效率，未來可適用的工作面提升，勞動參與率會提升。從個人的層面，少兒撫養(yǎng)的人力資本投資，是勞動者退出勞動力市場享受退休金或養(yǎng)老保障待遇就是人力資本投資的回報(bào)，但由于少兒在成長的過程中可能出現(xiàn)夭折，即存在投資失敗，無法收回的情況。Joshi和 Schultz[12]、Fougere和Merette[13]、Miles[14]的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的加重，會制約成年勞動者的人力資本投資，降低勞動生產(chǎn)率，從而使得勞動參與率降低。在高出生率、高死亡率、少兒撫養(yǎng)比較高的國家和地區(qū)，社會財(cái)富消耗也比較大，勞動參與率較低，一般都屬于欠發(fā)達(dá)地區(qū)。Leff和Nathanisl[15]對以往的實(shí)證研究進(jìn)行歸納，一方面少兒撫養(yǎng)是家庭對少兒的人力資本投資，會增加少兒的人力資本投入，提高少兒未來的勞動生產(chǎn)率，提高少兒未來的勞動參與率。但其投資有風(fēng)險(xiǎn)，可能存在無法收回的情況；另一方面少兒撫養(yǎng)會減少成人的人力資本投入，降低成人的勞動生產(chǎn)率，降低成人當(dāng)期的勞動參與率。

(三)少兒撫養(yǎng)比通過消費(fèi)間接影響勞動參與率

如果把少兒撫養(yǎng)視作物質(zhì)財(cái)富的消耗，在少兒撫養(yǎng)階段，物質(zhì)財(cái)富消耗增加，會刺激成年勞動者參與勞動，使其勞動參與率上升；在非少兒撫養(yǎng)階段，物質(zhì)財(cái)富消耗減少，家庭成員增加對閑暇的追求，減少勞動參與率。少兒撫養(yǎng)通過物質(zhì)財(cái)富消耗間接影響勞動參與率的模型得到實(shí)證檢驗(yàn)和應(yīng)用，如Mason[16]利用50個國家的截面數(shù)據(jù)的實(shí)證數(shù)據(jù)分析少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與物質(zhì)財(cái)富的消耗成反向變動，從而刺激勞動參與率產(chǎn)生正向變動。Modigliani和 Cao[17]以及Harbaugh[18]對中國的高儲蓄現(xiàn)象研究發(fā)現(xiàn)，除部分可由高經(jīng)濟(jì)增長速度解釋外，剩余部分可由計(jì)劃生育政策下的少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)降低，物質(zhì)財(cái)富消耗減少來解釋。這一理論也可以從某種角度解釋，近年來我國勞動參與率呈現(xiàn)逐年下降的原因:少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)降低，物質(zhì)財(cái)富消耗減少，儲蓄率上升，生活水平上升，轉(zhuǎn)而對閑暇時間的消費(fèi)增加，勞動參與率呈現(xiàn)減少?？祩骼さ萚19]引入生育行為的外部性及不確定性新視角構(gòu)建全面二孩政策背后的邏輯框架，分析全面二孩政策造成消費(fèi)的變化進(jìn)而影響勞動參與率。

(四)研究述評

總之，現(xiàn)有的研究關(guān)于少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對勞動參與率的影響，主要集中在以下幾個方面:(1)少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對勞動參與率的直接影響具有短期和長期的差異性。短期來看，少兒撫養(yǎng)比上升，因少兒照料時間增加，會減少成年勞動者的勞動參與率。長期來看，少兒撫養(yǎng)比上升，少兒是未來勞動力市場的補(bǔ)充，會增加未來勞動參與率。(2)少兒撫養(yǎng)比通過影響人力資本投資，間接影響勞動參與率。少兒撫養(yǎng)比上升會增加少兒的人力資本投資，提高少兒未來的勞動生產(chǎn)率，增加未來的勞動參與率。少兒撫養(yǎng)比上升也會減少成年勞動者的人力資本投資，減少成年勞動者當(dāng)期的勞動生產(chǎn)率，減少當(dāng)期的勞動參與率。(3)少兒撫養(yǎng)比通過影響物質(zhì)財(cái)富的消耗，間接影響勞動參與率。少兒撫養(yǎng)比上升，對家庭物質(zhì)財(cái)富的消耗增加，刺激成年勞動者勞動參與率上升。

但是現(xiàn)有的研究也存在諸多不足之處。首先，少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響機(jī)制側(cè)重在照料時間占用和社會財(cái)富的消費(fèi)，沒有結(jié)合人口轉(zhuǎn)變的時空變化歷程來解釋，導(dǎo)致不同的學(xué)者利用不同時間和國家的實(shí)證研究數(shù)據(jù)，得出截然相反的結(jié)論。其次，現(xiàn)有的研究在分析少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響機(jī)制方面已經(jīng)取得一些突破，但理論框架上仍缺乏富有說服力的支撐，如生命周期假說在解釋少兒撫養(yǎng)對勞動參與率的影響機(jī)制，沒有考慮到財(cái)富的代際傳遞等現(xiàn)實(shí)問題，模型的適應(yīng)性值得探究。再次，現(xiàn)有的研究都還比較散亂，缺乏系統(tǒng)性，在研究方法、研究深度和廣度等方面還有待進(jìn)一步深化。本文探討不同國家、地區(qū)不同時期的少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響程度，既考慮了經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的差異性，也考慮了人口發(fā)展的轉(zhuǎn)變歷程。通過觀察不同收入水平、人口發(fā)展階段的少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響，試圖揭示其普遍規(guī)律。因此，本文對少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率的研究是當(dāng)前研究的一個有力補(bǔ)充，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

三、理論分析框架

(一)模型設(shè)定

少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響主要通過兩個途徑影響:一是從時間利用的角度影響勞動參與率，少兒撫養(yǎng)比越高，需要投入的照料時間越多，勞動參與率越低；二是從消費(fèi)的角度影響勞動參與率，少兒撫養(yǎng)比越高，消費(fèi)水平就越高，勞動者迫于維持生計(jì)，需要賺取的收入就越高，勞動參與率會越高。因此，從這兩方面來看，少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率同時受到正向和反向的沖擊，最終體現(xiàn)出來的結(jié)果是正向還是負(fù)向效應(yīng)取決于這兩個效應(yīng)影響的大小。那么處在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同階段，少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率可能會呈現(xiàn)不同的變化趨勢，也就是說少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率因經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同呈現(xiàn)出不同的線性關(guān)系，我們通過簡單的線性回歸，因數(shù)據(jù)和模型等原因可能得出和實(shí)際不相符合的結(jié)論，出現(xiàn)“偽回歸”。如何捕捉回歸過程中的非線性趨勢，一般有如下解決辦法:一是采取添加平方項(xiàng)或更高次項(xiàng)的方式。這樣可以模擬出U型或倒U型曲線的變化趨勢，對于出現(xiàn)正負(fù)向變化突變的拐點(diǎn)有重要的幫助，但是對于不改變線性斜率符號，僅改變斜率絕對值的變化趨勢解釋能力有限，同時方法本身的運(yùn)用過程中，一次項(xiàng)和二次項(xiàng)可能存在多重共線性等問題。二是采用分階段回歸。分階段回歸可以捕捉到每一階段變量之間的相互影響，但階段的劃分標(biāo)準(zhǔn)存在一定的主觀性，同時對于拐點(diǎn)的判斷也不精確，只能大致確定在哪一區(qū)間[20]。門檻效應(yīng)模型是通過引入門檻變量對核心解釋變量的影響，找到核心解釋變量對被解釋變量影響的突變拐點(diǎn)，然后進(jìn)行檢驗(yàn)，找出對應(yīng)的置信區(qū)間[21-22]。

少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率之間可能因?yàn)樘幵诓煌慕?jīng)濟(jì)發(fā)展階段呈現(xiàn)出不同的線性關(guān)系，表現(xiàn)出非線性的階段回歸特點(diǎn)。為了避免人為劃分收入?yún)^(qū)間帶來的偏誤，我們借鑒Hansen[23]提出的門檻面板模型進(jìn)行回歸估計(jì)。下面我們以單一門檻模型為例，進(jìn)行模型的介紹及理論的推導(dǎo)。

下標(biāo)i，t分別表示i國第t年份，LFPRit表示因變量勞動參與率，TDRYit表示核心解釋變量少兒撫養(yǎng)比，Zit表示老年撫養(yǎng)比、人均GDP、城鎮(zhèn)人口比重、人口密度、總和生育率等控制變量，PGDPit表示門檻變量，γ表示門檻值；通過門檻值的引入，將原始的回歸模型變?yōu)殡S門檻變量人均GDP變化的分段函數(shù)。

關(guān)于門檻值γ的確定，先對樣本數(shù)據(jù)按照門檻變量PGDPit從小到大進(jìn)行升序排列，取1%的雙尾檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，忽略最大1%和最小的1%的人均GDP區(qū)間，剩余98%的人均GDP為門檻候選的搜索范圍。選定95%的置信區(qū)間為人均GDP的門檻區(qū)間，也就是以0.002 5作為格柵化水平將候選門檻搜索范圍進(jìn)行格柵處理，本文選取的格柵點(diǎn)個數(shù)為400，用格柵化處理后得到的400個格柵點(diǎn)作為候選門檻值，采用OLS回歸估計(jì)得到殘差平方和SSE，選擇SSE和最小候選門檻值作為回歸估計(jì)的真實(shí)門檻值。

得到門檻的估計(jì)值后，需要對門檻效應(yīng)的整體效果以及門檻估計(jì)值的可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢查門檻模型的整體效果也就是對分段回歸中核心解釋變量少兒撫養(yǎng)比的系數(shù)β1和β2是否具有顯著性的差異，采用Wald檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，如果通過檢驗(yàn)，說明β1和β2存在顯著差異，模型存在顯著的門檻效應(yīng)。檢驗(yàn)門檻估計(jì)值的可靠性就是比較門檻的估計(jì)值是否等于真實(shí)值，Hansen[23]提出利用極大似然檢驗(yàn)方法，計(jì)算得到LR統(tǒng)計(jì)量的置信概率小于5%的臨界值為7.35。我們以7.35為水平線繪制似然比函數(shù)，可以找到門檻值的95%的置信區(qū)間。

雙重、三重門檻的估計(jì)和檢驗(yàn)過程是上述單一門檻模型的擴(kuò)展和延伸，這里就不再贅述。

(二)變量和數(shù)據(jù)

本文基于世界銀行186個國家的面板數(shù)據(jù)對少兒撫養(yǎng)比影響勞動參與率的機(jī)制進(jìn)行研究，相關(guān)變量的選取和數(shù)據(jù)說明如下:

1.因變量

我們選擇勞動參與率作為模型的因變量，學(xué)術(shù)界關(guān)于勞動參與率有兩種測算標(biāo)準(zhǔn):第一種是采用聯(lián)合國人口基金會的標(biāo)準(zhǔn)，利用經(jīng)濟(jì)活動人口除以15～64歲勞動年齡人口；第二種是采用國際勞工組織標(biāo)準(zhǔn)，利用經(jīng)濟(jì)活動人口除以15歲以上人口。本文選取的是第一種統(tǒng)計(jì)口徑的勞動參與率，數(shù)量單位為百分率，其原因是本文旨在把0～14歲人口作為少兒撫養(yǎng)人口和65歲及以上人口作為老年撫養(yǎng)人口處理，研究少兒撫養(yǎng)和老年撫養(yǎng)對勞動參與率的影響。

2.核心解釋變量與門檻變量

(1)核心解釋變量:少兒撫養(yǎng)比。少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響主要是通過影響勞動的時間利用和物質(zhì)財(cái)富的消耗兩方面來實(shí)現(xiàn)，短期來看，少兒撫養(yǎng)比越高，需要勞動者付出較多的時間照料，會減少勞動參與率；長期來看，少兒成長為勞動力，可以有效補(bǔ)充勞動力的供給，從而增加勞動參與率。本文選取的少兒撫養(yǎng)比指標(biāo)為0～14歲人口占15～64歲勞動年齡人口的比重，數(shù)量單位為百分率。

(2)門檻變量:人均GDP。人均GDP既是影響勞動參與率的一個重要的因素，也是作為本次研究的門檻變量。人均GDP越高，勞動的機(jī)會成本越高，會使得更多的人投入勞動，促使勞動參與率提高；另外隨著收入上漲后可能會減少勞動，轉(zhuǎn)而對閑暇的追求。本文還利用收入作為門檻變量，觀察處在不同收入水平國家的少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響差異，本文選取的人均GDP為國際SNA統(tǒng)計(jì)口徑，數(shù)量單位為美元。

3.其他控制變量

本文除了選取少兒撫養(yǎng)比作為核心解釋變量，人均GDP既作為解釋變量，同時也是少兒撫養(yǎng)比的門檻變量，還選取了老年撫養(yǎng)比、城鎮(zhèn)人口比重、人口密度、總和生育率等變量作為控制變量。

(1)老年撫養(yǎng)比。老年撫養(yǎng)比越高，給勞動者帶來的贍養(yǎng)壓力越大，需要勞動者投入時間和精力照料，會減少勞動參與水平。另一方面，老年人退出勞動力市場后，在家庭中可以參與更多的家務(wù)勞動，使勞動者有更多的時間參與市場勞動，使勞動參與率上升，因此老年撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響存在兩面性。本文選取的老年撫養(yǎng)比是用65歲及以上的人口除以15～64歲勞動年齡人口，數(shù)量單位為百分率。

(2)城鎮(zhèn)人口比重。一般來說，城鎮(zhèn)的就業(yè)機(jī)會多于農(nóng)村，城鎮(zhèn)地區(qū)的勞動參與率高于農(nóng)村。城鎮(zhèn)化程度是影響勞動參與率的重要因素。本文采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎刈鳛榭刂谱兞?，?shù)量單位為百分率。

(3)人口密度。人口密度越大，人口的聚集效應(yīng)越高，就業(yè)機(jī)會越多，勞動參與率越高。人口密度也是影響勞動參與率的重要因素。本文采用年中人口除以平方公里土地表示人口密度，數(shù)量單位為人/平方公里。

(4)總和生育率?？偤蜕试礁?，出生的嬰兒越多，需要勞動者付出更多的時間照料，會減少當(dāng)期的勞動參與率；出生的嬰兒需要經(jīng)過一段時間的成長才能為勞動力，當(dāng)然也有可能中途夭折，會影響未來的勞動參與率?？偤蜕适怯绊憚趧訁⑴c率的重要因素。我們假設(shè)婦女度過整個生育期并按照當(dāng)期的年齡別生育率生育小孩的個數(shù)，數(shù)量單位為個。

三、數(shù)據(jù)分析與實(shí)證結(jié)果

(一)單位根檢驗(yàn)

門檻面板回歸過程首先要保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們需要對樣本進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)一般有LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)和Choi檢驗(yàn)。本文選擇LLC檢驗(yàn)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，LLC是Levin等[24]三位經(jīng)濟(jì)學(xué)家在2002年提出對面板單位根檢驗(yàn)的一種方法，其假設(shè)前提要求每個個體的自回歸系數(shù)相同。采用LLC檢驗(yàn)方法對所有變量進(jìn)行面板平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其結(jié)果見表1。所有變量均在1%的顯著性水平下拒絕單位根假設(shè)，說明變量是平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)。

表1 LLC單位根檢驗(yàn)

(二)總體回歸估計(jì)結(jié)果

由于所選取的樣本時間跨度為25年，橫截面為186個國家，屬于短面板數(shù)據(jù)，需要對其可選的混合回歸、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)三個模型進(jìn)行檢驗(yàn)。首先采用F檢驗(yàn)區(qū)別混合回歸和固定效應(yīng)模型，固定效應(yīng)模型的F統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平強(qiáng)烈拒絕混合回歸，說明模型具有個體效應(yīng)。然后利用Hausman檢驗(yàn)比較固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)，χ2統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，最終確定為固定效應(yīng)模型，見表2。

表2 總體估計(jì)結(jié)果

少兒撫養(yǎng)比和勞動參與率之間可能存在內(nèi)生性。一方面，少兒撫養(yǎng)比通過影響勞動時間和物質(zhì)財(cái)富而影響勞動參與率；另一方面，勞動參與率也會反過來通過影響總和生育率而影響少兒撫養(yǎng)比。這就是計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中常見的逆向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，而內(nèi)生性問題是導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)有偏的重要原因之一。

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中克服解釋變量的內(nèi)生性問題的重要手段是工具變量法，而工具變量的選擇必須具備兩個前提條件:一是工具變量相對于整個假設(shè)模型是外生的；二是工具變量必須與被代理變量高度相關(guān)。作為純?nèi)丝趯W(xué)變量，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比可以認(rèn)為是嚴(yán)格外生的[25]?？紤]到勞動參與率影響的慣性，引入被解釋變量(勞動參與率)的滯后值作為工具變量[26]，通過利用所有的矩約束條件來獲得有效的參數(shù)估計(jì)，本文分別采用差分廣義矩和系統(tǒng)廣義矩方法進(jìn)行估計(jì)，見表2。本文選取了滯后二期的勞動參與率作為工具變量，差分廣義矩估計(jì)下，Sargan檢驗(yàn)的P值為0.161 7，不能拒絕工具變量聯(lián)合有效性的假設(shè)。系統(tǒng)廣義矩的估計(jì)結(jié)果相比于差分廣義矩估計(jì)結(jié)果有較大的改進(jìn)，Sargan檢驗(yàn)的P值明顯增加為0.247 1(一般而言，Sargan統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的P值越大，越能夠說明工具變量的有效性)。系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果的殘差的一階和二階序列相關(guān)檢驗(yàn)對應(yīng)的P值分別為0.000 0和0.296 5，這說明一階差分方程中的殘差不存在自相關(guān)，符合矩條件有效估計(jì)的要求。從估計(jì)結(jié)果可以看出系統(tǒng)廣義矩估計(jì)要優(yōu)于差分廣義矩估計(jì)，本文以系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果來展開分析。

根據(jù)各控制變量的估計(jì)系數(shù)可知，這些變量對勞動參與率的變化也有一定的解釋力度，其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(人均GDP)變量的系數(shù)顯著為正，說明隨著收入的上升，勞動參與率越高。因?yàn)槭杖朐礁?，勞動的機(jī)會成本越高，參與程度會越高。老年撫養(yǎng)比上升會使勞動參與率上升，但并其作用并不顯著。城鎮(zhèn)化率和人口密度均會顯著促進(jìn)勞動參與率提升，總和生育率上升會顯著抑制勞動參與率，說明隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，人口聚集程度越高的地區(qū)，勞動參與率越高；總和生育率越高，減少了勞動時間，從而使得勞動參與率下降。

(三)門檻效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步討論不同收入等級國家的少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響，借鑒世界銀行組織對其成員國的收入等級分組方式，將面板數(shù)據(jù)分為7個小組，分別是重債窮國、最不發(fā)達(dá)國家、低收入國家、中低收入國家、中等收入國家、中高收入國家、高收入國家，利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法分別對7個面板小組進(jìn)行分析，其結(jié)果見表3中估計(jì)1～7個序列。

表3 按收入分組的估計(jì)結(jié)果

不同收入等級國家，少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率呈現(xiàn)不同的變化關(guān)系，估計(jì)1和估計(jì)2說明低收入國家的少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率正相關(guān)，0～14歲小孩的比重越高，勞動參與率越高，可能的解釋原因是“窮人的孩子早當(dāng)家”，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的小孩過早地參與勞動，從而使得勞動參與率上升。估計(jì)3開始出現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率負(fù)相關(guān)，但不顯著。估計(jì)4～7說明中、高收入國家的少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率負(fù)相關(guān)。0～14歲小孩的比重越高，家庭中需要投入更多的時間照料小孩，導(dǎo)致勞動參與率下降，隨著收入水平的提升，社會對小孩的照料和培養(yǎng)越重視，投入的時間越多，從而影響勞動參與率。少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率影響的突變拐點(diǎn)出現(xiàn)在估計(jì)3，也就是人均GDP在942.22美元到1 855.77美元之間，為了更精確地找到其變化的閾值，下面我們引入門檻效應(yīng)估計(jì)。

我們采用人均GDP作為少兒撫養(yǎng)比的門檻變量，首先我們需要確定門檻的個數(shù)，我們依次假定不存在門檻、一個門檻和兩個門檻，并進(jìn)行動態(tài)面板門檻估計(jì)，采取自舉抽樣300次循環(huán)計(jì)算，得到的門檻檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4 門檻效果檢驗(yàn)

單一門檻檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量大于1%顯著性水平，強(qiáng)烈拒絕不存在門檻值的假設(shè)，說明至少存在一個門檻值。但雙重、三重門檻檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量均未通過顯著性檢驗(yàn)，說明模型只存在單一門檻值。結(jié)果報(bào)告的門檻值為1 828.72，相應(yīng)的95%的置信區(qū)間為(1 785.42，1 850.01)，這一檢驗(yàn)結(jié)果和分組回歸估計(jì)3中發(fā)現(xiàn)的拐點(diǎn)區(qū)間基本一致。

為了更清晰地理解門檻的估計(jì)值和置信區(qū)間的實(shí)現(xiàn)過程，借鑒Hansen[23]關(guān)于面板門檻回歸模型LR檢驗(yàn)過程繪制LR似然比函數(shù)圖，見圖1。

圖1 門檻估計(jì)值及置信區(qū)間(美元)

我們采用極大似然檢驗(yàn)值LR估計(jì)門檻值及置信區(qū)間，當(dāng)LR-Statistics＝0時，得到的門檻值為1 828.72。門檻的估計(jì)值的95%置信區(qū)間也就是說LR-Statistics＜5%的臨界值7.35時的門檻參數(shù)取值范圍，從似然比函數(shù)圖可以發(fā)現(xiàn)門檻值人均GDP的置信區(qū)間為1 785.42美元到1 850.01美元之間。

我們利用人均GDP的單一門檻值1 828.72美元將世界銀行的186個成員國按收入高低分為兩個小組，見表5。1990—2000年間低于門檻值的國家約占一半，2000—2014年間低于門檻值的國家數(shù)目減少至1/4。門檻值的引入對于比較低收入國家和中高收入國家的少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響有重要的意義，可以分別反映不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的人口轉(zhuǎn)變歷程。下面我們以門檻值為截點(diǎn)，分成兩個面板數(shù)據(jù)分別進(jìn)行回歸估計(jì)，并和前面的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)的總體回歸估計(jì)進(jìn)行比較，見表6。

表5 按門檻值分組各年份國家的數(shù)目

表6 整體回歸和門檻回歸比較

表6報(bào)告了以門檻值為閾值的分組估計(jì)結(jié)果，并和前面整體估計(jì)的結(jié)果的進(jìn)行比較。全樣本估計(jì)結(jié)果說明少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率呈負(fù)相關(guān)，少兒撫養(yǎng)比越高，會降低勞動參與率。門檻回歸結(jié)果卻說明不同收入等級國家的少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率之間的關(guān)系存在差異性，低收入國家的少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率卻是正相關(guān)，少兒撫養(yǎng)比上升1個百分點(diǎn)，會使勞動參與率同時上升0.123 6個百分點(diǎn)；中、高收入國家少兒撫養(yǎng)比與勞動參與率負(fù)相關(guān)，少兒撫養(yǎng)比上升1個百分點(diǎn)，會使勞動參與率下降0.064 5個百分點(diǎn)。

我們通過門檻面板估計(jì)方法得出的基本結(jié)論是:少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響具有收入的門檻效應(yīng)，低收入水平國家的少兒撫養(yǎng)比會促進(jìn)勞動參與率；中高收入水平國家的少兒撫養(yǎng)比會抑制勞動參與率。低收入水平國家中生育的養(yǎng)老和提供勞動力的自利性動機(jī)較強(qiáng)，因收入的限制導(dǎo)致?lián)狃B(yǎng)少兒以產(chǎn)品成本為主，缺少教育成本的投入，因而總和生育率高，少兒撫養(yǎng)比也比較高。少兒人口的增加并沒有顯著占用成年人的勞動時間，反而因分擔(dān)家務(wù)勞動或提早進(jìn)入勞動力市場，導(dǎo)致勞動參與率提高，出現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比和勞動參與率正相關(guān)現(xiàn)象。

隨著收入的增加，“養(yǎng)兒防老”的觀念開始改變，收入降低了家庭的養(yǎng)老功能，因而降低了生育的自利性動機(jī)，使得總和生育率降低。另外，收入增加也會促進(jìn)政府改善公共衛(wèi)生醫(yī)療狀況，提高兒童營養(yǎng)狀況，降低兒童死亡率，也會使得家庭轉(zhuǎn)變生育觀念，從重視生育數(shù)量向重視生育質(zhì)量轉(zhuǎn)變，加大對少兒的教育等人力資本方面的成本投入。這些原因?qū)е律賰簱狃B(yǎng)比會隨著收入的增長而降低，由于少兒教育年限的增加導(dǎo)致少兒進(jìn)入勞動力市場的時間推遲；父母因重視少兒的培養(yǎng)質(zhì)量需占用大量的時間成本，導(dǎo)致其勞動時間減少，導(dǎo)致少兒和父母的勞動參與率均呈現(xiàn)下降，從而出現(xiàn)勞動參與率下降的狀況，導(dǎo)致少兒撫養(yǎng)比和勞動參與率負(fù)相關(guān)。因此，在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，人均收入的增加會改變家庭的生育行為、養(yǎng)老觀念、人力資本投資行為等，因而使得人口轉(zhuǎn)變過程中少兒撫養(yǎng)比對勞動參與的影響不是呈現(xiàn)簡單的線性關(guān)系，而是呈現(xiàn)“倒U”型的曲線關(guān)系。少兒撫養(yǎng)比和勞動參與率之間的影響機(jī)制其實(shí)質(zhì)是人口轉(zhuǎn)變和勞動參與行為的決定同時內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)增長過程中，因?yàn)殡S著經(jīng)濟(jì)的增長，人口結(jié)構(gòu)會發(fā)生轉(zhuǎn)變，在人口轉(zhuǎn)變的不同階段，人口結(jié)構(gòu)與勞動參與行為的關(guān)系也會發(fā)生變化。因而，人口結(jié)構(gòu)對勞動參與率的影響實(shí)際上與當(dāng)時所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人口轉(zhuǎn)變階段有關(guān)。

四、結(jié)論及啟示

本文對少兒撫養(yǎng)比對勞動參與率的影響機(jī)制進(jìn)行理論分析，并利用1990—2014年世界銀行186個成員國的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，總體上看少兒撫養(yǎng)比的上升會抑制勞動參與率的上升，但在不同收入等級的國家表現(xiàn)出不同的影響效應(yīng)，低收入國家的少兒撫養(yǎng)比上升會促進(jìn)勞動參與率上升，中高收入國家少兒撫養(yǎng)比的上升會抑制勞動參與率上升。

上述研究結(jié)果對于我國借助人口轉(zhuǎn)變推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級具有重要的借鑒意義。當(dāng)前我國正實(shí)行全面二孩政策，生育率會逐漸上升，少兒撫養(yǎng)比也會穩(wěn)步上升。同期我國的人均GDP水平呈現(xiàn)穩(wěn)中有增的發(fā)展態(tài)勢，2015年人均GDP突破8 000美元，正好屬于國際門檻面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)結(jié)論中的跨過門檻值的序列，即人均GDP超過1 828.72美元的國家，少兒撫養(yǎng)比上升，會導(dǎo)致勞動參與率減少。因此短期來看，生育政策的放開，會導(dǎo)致勞動參與率的下降，但從長期來看，少兒的成長可以有效補(bǔ)充勞動力市場的供給，從而促進(jìn)勞動參與率上升。因此，少兒撫養(yǎng)比上升，短期會抑制勞動參與率上升，長期會促進(jìn)勞動參與率上升。

我國全面放開二孩政策的實(shí)施，帶來出生率的上升，從而少兒撫養(yǎng)比上升，會一定程度緩解人口老齡化的人口結(jié)構(gòu)狀況。結(jié)合勞動力市場的現(xiàn)實(shí)情況和生育政策放開后的變化趨勢，可以考慮從以下幾個方面進(jìn)行政策干預(yù)。

(一)制定與各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)的人口政策

我國的東、中、西部的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變歷程與世界銀行不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、少兒撫養(yǎng)、勞動參與率等具有趨同性，低收入的中西部地區(qū)少兒撫養(yǎng)比上升有利于勞動參與率上升，應(yīng)進(jìn)一步放寬生育政策，更多的少兒成長為勞動力，可有效補(bǔ)充勞動力市場的短缺。高收入的東部地區(qū)、經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的大都市，少兒撫養(yǎng)比上升，物質(zhì)財(cái)富消耗大，少兒照料時間的機(jī)會成本大，會造成勞動參與率降低，應(yīng)緊縮生育政策，控制人口規(guī)模。因此各地區(qū)應(yīng)結(jié)合社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，立足不同區(qū)域的資源稟賦和人口規(guī)模、結(jié)構(gòu)的差異性，合理配置資源，區(qū)別制定人口政策。

(二)進(jìn)一步完善社會保障體系

全面二孩政策實(shí)施后，短期內(nèi)并未帶來總和生育率的上升，究其原因是家庭的生育機(jī)會成本和少兒照料壓力大，少兒的教育成本以及以后的住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等問題是制約育齡婦女的生育意愿重要因素。我國應(yīng)結(jié)合現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)承受能力，推出具有前瞻性的國家、保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)、企業(yè)、家庭多方分擔(dān)的就業(yè)、教育、住房、醫(yī)療等多方面的社會保障體系改革，解決生育率上升帶來少兒照料的后顧之憂。

(三)適時轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式

隨著生育政策的放開，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)會顯著上升。同時，60后、70后“嬰兒潮”出生人群步入老年，老年撫養(yǎng)比上升，預(yù)計(jì)未來總撫養(yǎng)比將快速上升，總撫養(yǎng)比對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響逐漸顯現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長速度將會放緩。在經(jīng)濟(jì)增長的諸多因素中，經(jīng)濟(jì)增長的黃金10年，廉價(jià)勞動力發(fā)揮了重要的作用，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比快速上升帶來的勞動參與率下降，將拉低經(jīng)濟(jì)的增長速度。應(yīng)積極探索資本、技術(shù)等其他因素在經(jīng)濟(jì)增長中的重要作用，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，由粗放式向集約式轉(zhuǎn)變，為少兒成長為勞動力爭取更多的時間。