鐘 搏

(衡陽(yáng)師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖南 衡陽(yáng) 421002)

一、問(wèn)題的提出

隨著生育率下降和平均預(yù)期壽命延長(zhǎng)，中國(guó)人口老齡化程度逐步加深，形成了世界上規(guī)模最大的老年群體。根據(jù)第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)，2020年60歲及以上人口占比18.70%，較2010年上升了5.44個(gè)百分點(diǎn)。與許多發(fā)達(dá)國(guó)家不同，中國(guó)的人口老齡化發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低階段，維持老年人生活福利和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展面臨重大挑戰(zhàn)。促進(jìn)老年人的勞動(dòng)供給，可以增加老年人收入，提高他們的生活品質(zhì)；還可以減輕社會(huì)養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，增加全社會(huì)勞動(dòng)供給，具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

低齡老人是中國(guó)主要的老齡群體，該人群為60歲至69歲的老人，占2020年老齡人口的55.83%。隨著1962年以來(lái)持續(xù)十余年的嬰兒潮人口陸續(xù)邁入老齡階段，未來(lái)低齡老人的人口基數(shù)將進(jìn)一步增加。低齡老人具備知識(shí)、經(jīng)驗(yàn)和技能等優(yōu)勢(shì)，且健康狀況尚可，是重要的人力資源。隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)轉(zhuǎn)向由技術(shù)技能型人才主導(dǎo)，老年人對(duì)青年人就業(yè)的擠出效應(yīng)不斷削弱，兩者反而存在互補(bǔ)效應(yīng)。2021年11月，中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于加強(qiáng)新時(shí)代老齡工作的意見(jiàn)》，提出要充分發(fā)揮低齡老人作用，把老有所為同老有所養(yǎng)結(jié)合起來(lái)，完善老年人就業(yè)等政策措施。由此，確定了促進(jìn)低齡老人勞動(dòng)供給是實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國(guó)家戰(zhàn)略、持續(xù)釋放人口紅利的重要路徑，也明確了老有所養(yǎng)、保障福利是鼓勵(lì)低齡老人發(fā)揮余熱、增加收入的前提和基礎(chǔ)。

當(dāng)前中國(guó)的社會(huì)保障體系尚不完善，家庭養(yǎng)老依然是養(yǎng)老體系的基礎(chǔ)，具體表現(xiàn)為親代與子代之間的代際互動(dòng)。符合傳統(tǒng)孝道倫理的代際互動(dòng)，是“撫育—贍養(yǎng)”的反饋模式，由子女作為照料老年父母的責(zé)任主體，其經(jīng)濟(jì)支持是老年父母重要的生活來(lái)源，反映了平衡的代際關(guān)系。然而，老齡化與少子化持續(xù)提高人口撫養(yǎng)比，瓦解了反饋模式下延時(shí)互惠的傳統(tǒng)代際關(guān)系，裹挾著中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速現(xiàn)代化背景下家庭核心化、養(yǎng)老和育兒社會(huì)服務(wù)缺位等因素，導(dǎo)致家庭養(yǎng)老與隔代照料、“逆反哺”等并存的代際互動(dòng)成為常態(tài)，出現(xiàn)了代際關(guān)系失衡的現(xiàn)象。隔代照料是中國(guó)目前最主要的嬰幼照護(hù)模式，參與照料孫輩的中老年人比例呈上升趨勢(shì)，2015年該比例達(dá)53%。隔代照料通過(guò)外延邊際和集約邊際擠占低齡老人工作時(shí)間，減少了勞動(dòng)收入，帶來(lái)了機(jī)會(huì)成本?！澳娣床浮爆F(xiàn)象也很常見(jiàn)，大部分未婚成年子女仍需要父母支付生活費(fèi)，已婚子女普遍在住房資源上需要父母支持，這直接加重了低齡老人的經(jīng)濟(jì)壓力，降低了其生活質(zhì)量?？傊?，失衡代際關(guān)系下的代際互動(dòng)使低齡老人面臨家庭負(fù)擔(dān)和外出工作的雙重壓力，損害了低齡老人福利水平，導(dǎo)致老有所為與老有所養(yǎng)的目標(biāo)難以?xún)扇?，部分無(wú)養(yǎng)老保障的老年人甚至陷入了“無(wú)休止勞動(dòng)”的困境。

因此，需要深入考察代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的影響。那么，何種代際互動(dòng)安排能夠?qū)崿F(xiàn)低齡老人老有所為與老有所養(yǎng)的帕累托改進(jìn)？考慮到農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)勞動(dòng)的工作家庭兼容性存在差異，代際互動(dòng)對(duì)低齡老人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給和非農(nóng)勞動(dòng)供給的影響是否存在差別？性別、年齡、鄉(xiāng)城流動(dòng)等異質(zhì)性因素是否對(duì)代際互動(dòng)與低齡老人勞動(dòng)供給的因果關(guān)系產(chǎn)生差異性影響？研究這些問(wèn)題，可以為制定促進(jìn)低齡老人勞動(dòng)供給并保障其福利的相關(guān)政策提供理論與實(shí)證依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

代際互動(dòng)反映了代際關(guān)系中特定代際支持行為的有機(jī)組合。代際關(guān)系是代際支持行為的“結(jié)構(gòu)性條件”，代際支持行為則是代際關(guān)系的“功能性?xún)?nèi)容”。已有關(guān)于代際關(guān)系對(duì)老年人勞動(dòng)供給影響的研究主要圍繞家庭養(yǎng)老、隔代照料等代際支持行為展開(kāi)。

家庭養(yǎng)老包括子女對(duì)老年父母的經(jīng)濟(jì)支持、生活照料、精神關(guān)懷等多方面。隨著家庭結(jié)構(gòu)變遷和贍養(yǎng)觀念改變，子女更傾向于通過(guò)經(jīng)濟(jì)支持贍養(yǎng)老年父母。子女經(jīng)濟(jì)支持會(huì)放松老年父母的預(yù)算約束，對(duì)老年父母勞動(dòng)收入產(chǎn)生“替代效應(yīng)”，促使其退出勞動(dòng)市場(chǎng)。吳敏研究發(fā)現(xiàn)非同住晚輩提供的經(jīng)濟(jì)支持顯著降低了農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給意愿。子女經(jīng)濟(jì)支持對(duì)老年父母不同類(lèi)型勞動(dòng)供給的影響存在差異，顯著降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)概率，對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)影響不明顯。另一些學(xué)者認(rèn)為，不能僅考慮子女對(duì)老年父母的經(jīng)濟(jì)支持，還需考慮“逆反哺”，即老年父母對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)支持，兩者之差為經(jīng)濟(jì)凈支持?；贑HARLS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民對(duì)子代和孫代的經(jīng)濟(jì)支持是對(duì)親代的近20倍。對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)支持?jǐn)U大了老年父母預(yù)算缺口，對(duì)其勞動(dòng)供給產(chǎn)生了“激勵(lì)效應(yīng)”。中國(guó)農(nóng)村老年人“逆反哺”意識(shí)較強(qiáng)，代際支持對(duì)其勞動(dòng)供給有顯著的正向影響。需要子女經(jīng)濟(jì)支持的老年父母往往收入偏低，為減輕子女養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，老年父母通常會(huì)選擇繼續(xù)工作。因此，子女養(yǎng)老對(duì)老年父母勞動(dòng)供給的影響取決于代際經(jīng)濟(jì)支持“替代效應(yīng)”與“激勵(lì)效應(yīng)”的強(qiáng)弱，以及老年父母收入、工作類(lèi)型等因素，相關(guān)研究尚未得出一致結(jié)論。

家庭照料會(huì)減少照料提供者的勞動(dòng)時(shí)間及勞動(dòng)參與率。照料孫輩對(duì)臨近退休者產(chǎn)生了勞動(dòng)供給的“擠出效應(yīng)”，導(dǎo)致他們提早退出勞動(dòng)市場(chǎng)，退休年齡提前了1.4年左右。祖母或外祖母是隔代照料的主體，隔代照料顯著擠出了女性臨近退休者的勞動(dòng)供給，對(duì)男性臨近退休者的勞動(dòng)供給影響不大。隔代照料對(duì)中老年人參與不同類(lèi)型勞動(dòng)還存在差異性影響，使農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率下降32.1%，但對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)參與率的影響不顯著。

家庭養(yǎng)老、隔代照料等代際支持行為可能出于交換動(dòng)機(jī)或利他動(dòng)機(jī)，兩種代際支持動(dòng)機(jī)是競(jìng)爭(zhēng)且共生的。交換動(dòng)機(jī)理論認(rèn)為代際關(guān)系應(yīng)是親代與子代之間平等的權(quán)利義務(wù)關(guān)系，個(gè)體向家庭成員提供經(jīng)濟(jì)支持是為了獲得物質(zhì)或非物質(zhì)補(bǔ)償。江克忠等認(rèn)為，中國(guó)家庭子女養(yǎng)老與隔代照料同時(shí)并存，代際轉(zhuǎn)移模式具有很強(qiáng)的交換性。對(duì)低收入老人而言，隔代照料變成了一種討好子女以換取其物質(zhì)幫助的條件。利他動(dòng)機(jī)理論認(rèn)為個(gè)體不僅關(guān)心自身福利，也關(guān)心其他家庭成員的福利，某個(gè)家庭成員的福利損失能從其他成員處補(bǔ)償。隔代照料、“啃老”等都是代際關(guān)系中的利他行為。狄金華等的研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體優(yōu)先將家庭資源供給成年子女，這種“恩往下流”的利他行為是當(dāng)下中國(guó)家庭資源代際配置的特征。不論代際支持出于何種動(dòng)機(jī)，子女與老年父母之間存在互動(dòng)的代際支持行為，平衡的代際關(guān)系是互助與互惠的，否則會(huì)帶來(lái)代際關(guān)系失衡，影響老年父母的家庭地位與福利，導(dǎo)致家庭代際資源配置無(wú)法實(shí)現(xiàn)最優(yōu)。例如賀雪峰認(rèn)為，啃老體現(xiàn)了一種失衡的代際關(guān)系。張?zhí)K等認(rèn)為，維護(hù)家庭孝養(yǎng)倫理，尊重父母的偏好，才能讓養(yǎng)老金起到資源配置帕累托改進(jìn)的作用。代際關(guān)系平衡與否必然影響老年父母的勞動(dòng)供給決策，何圓等的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)主體需要子女養(yǎng)老時(shí)，隔代照料提高了其退休的可能性，表明子女養(yǎng)老與隔代照料對(duì)主體勞動(dòng)供給存在互補(bǔ)影響。雷曉燕的研究則發(fā)現(xiàn)，對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)支持增加了中老年父母的勞動(dòng)參與概率及時(shí)間，且隔代照料并未減少其勞動(dòng)供給。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏對(duì)代際支持行為的有機(jī)組合進(jìn)行深入考察，基于代際互動(dòng)視角研究代際關(guān)系及其效應(yīng)的文獻(xiàn)尚不多見(jiàn)。鑒于此，本文研究了代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的影響，其邊際貢獻(xiàn)在于：第一，從代際互動(dòng)視角刻畫(huà)中國(guó)家庭代際關(guān)系，豐富和拓展了代際關(guān)系對(duì)老年人勞動(dòng)供給影響的研究，理順了老年人勞動(dòng)供給決策的代際關(guān)系底層邏輯，為促進(jìn)老有所為與老有所養(yǎng)的相關(guān)政策制定提供實(shí)證依據(jù)。第二，基于經(jīng)濟(jì)凈支持與隔代照料安排界定代際互動(dòng)類(lèi)型，厘清了老年人在代際關(guān)系中的地位和福利。第三，鑒于低齡老人占中國(guó)老年人口主體且規(guī)模不斷擴(kuò)大的宏觀現(xiàn)實(shí)，以及低齡老人具備人力資源優(yōu)勢(shì)的特點(diǎn)，基于CHARLS數(shù)據(jù)研究低齡老人勞動(dòng)供給，為持續(xù)發(fā)揮中國(guó)人口紅利提供針對(duì)性的研究結(jié)論。

三、理論分析與研究假設(shè)

1.代際互動(dòng)與低齡老人勞動(dòng)供給的內(nèi)在機(jī)理

基于個(gè)體勞動(dòng)供給理論模型，結(jié)合考克斯(Cox)的交換動(dòng)機(jī)模型、貝克爾(Becker)的利他動(dòng)機(jī)模型，將代際互動(dòng)中的經(jīng)濟(jì)凈支持和隔代照料等代際支持行為變量納入主體的效用函數(shù)，考察在效用最大化情形下，經(jīng)濟(jì)凈支持和隔代照料對(duì)主體勞動(dòng)供給決策的影響。考慮一個(gè)由老年父母和子女組成的家庭，參考斯塔克(Stark)和張川川等的研究，將老年父母的效用函數(shù)具體化為：

(,)=(1-)(,)+(,)

(1)

假定老年父母的最優(yōu)化行為需要滿(mǎn)足以下約束條件：

=+

(2)

=-

(3)

=·

(4)

式(2)和式(3)分別代表老年父母和子女面臨的預(yù)算約束，和分別為老年父母和子女的收入，為經(jīng)濟(jì)凈支持。當(dāng)>0時(shí)，表明子女向老年父母提供了經(jīng)濟(jì)凈支持；當(dāng)<0時(shí)，表明老年父母向子女提供了經(jīng)濟(jì)凈支持；當(dāng)=0時(shí)，表明雙方都沒(méi)有獲得經(jīng)濟(jì)凈支持。式(4)表明老年父母的收入等于工資與勞動(dòng)供給量的乘積。

效用最大化的一階條件為：

(5)

??=[(1-)]·??

(6)

式(5)表明，當(dāng)提高時(shí)，即代際支持行為中的利他動(dòng)機(jī)增加時(shí)，均衡的將增加，老年父母將提供更多的隔代照料勞動(dòng)。

假定、和是的函數(shù)，將約束條件式(2)、(3)和(4)代入式(6)，并在等式左右兩邊對(duì)求導(dǎo)，可得：

(7)

由式(7)可知,當(dāng)增加時(shí)，即子女給予的經(jīng)濟(jì)凈支持增加或老年父母的“逆反哺”減少時(shí)，老年父母的勞動(dòng)供給將減少。當(dāng)減少時(shí)，即子女給予的經(jīng)濟(jì)凈支持減少或老年父母的“逆反哺”增加時(shí)，老年父母的勞動(dòng)供給將增加。

假定也是的函數(shù)，將約束條件式(2)、(3)和(4)代入式(6)，在等式左右兩邊對(duì)求偏導(dǎo)，可得：

(8)

由式(8)可知,當(dāng)提供隔代照料時(shí)，老年父母會(huì)減少勞動(dòng)供給。

2.代際互動(dòng)類(lèi)型辨析

參考狄金華等和趙繼倫等的研究，基于經(jīng)濟(jì)凈支持方向與老年父母是否提供隔代照料，構(gòu)建代際支持行為的不同組合，將代際互動(dòng)分為四種類(lèi)型，見(jiàn)表1。

表1 代際互動(dòng)的類(lèi)型

當(dāng)子女提供了經(jīng)濟(jì)凈支持(>0)且老年父母提供了隔代照料時(shí)，老年父母與子女形成了互助的代際關(guān)系，將此類(lèi)代際互動(dòng)界定為互助型。當(dāng)子女提供了經(jīng)濟(jì)凈支持(>0)但當(dāng)老年父母未提供隔代照料時(shí)，子女贍養(yǎng)老年父母并未獲得回報(bào)，與“撫育—贍養(yǎng)”的孝道倫理相符，將此類(lèi)代際互動(dòng)界定為贍養(yǎng)型。當(dāng)老年父母提供隔代照料但未獲得子女經(jīng)濟(jì)凈支持(=0)或還向子女提供了經(jīng)濟(jì)凈支持(<0)時(shí)，相當(dāng)于在撫育孫輩的同時(shí)還向子女提供了撫養(yǎng)費(fèi)當(dāng)=0時(shí)，子女沒(méi)有向老年父母提供本應(yīng)該給付的贍養(yǎng)費(fèi)，等同于老年父母為子女墊付了撫養(yǎng)費(fèi)。，將此類(lèi)代際互動(dòng)界定為養(yǎng)育型。當(dāng)老年父母未提供隔代照料且未獲得子女經(jīng)濟(jì)凈支持(=0)或還向子女提供了經(jīng)濟(jì)凈支持(<0)時(shí)，對(duì)子女是一種“逆反哺”，將此類(lèi)代際互動(dòng)界定為撫養(yǎng)型。除了贍養(yǎng)型，老年父母在其他代際互動(dòng)類(lèi)型中向子女提供了經(jīng)濟(jì)凈支持或隔代照料，其中養(yǎng)育型和撫養(yǎng)型打破了“撫育—贍養(yǎng)”的反饋模式，屬于失衡的代際互動(dòng)。假定老年父母的福利水平由其個(gè)體效用(,)決定，可知贍養(yǎng)型的福利水平最高，養(yǎng)育型的福利水平最低。

3.研究假設(shè)

由于是和的函數(shù)，對(duì)求全微分，可得：

(9)

由式(9)可知，老年父母的勞動(dòng)供給變動(dòng)取決于經(jīng)濟(jì)凈支持的方向以及是否提供隔代照料，即d取決于具體的代際互動(dòng)類(lèi)型。由此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給有顯著的影響。

基于式(7)和式(8)，可知??<0和??<0，結(jié)合代際互動(dòng)的分類(lèi)，提出假設(shè)1a和假設(shè)1b。

假設(shè)1a：當(dāng)代際互動(dòng)類(lèi)型為互助型時(shí)，低齡老人的勞動(dòng)供給量最小。

假設(shè)1b：當(dāng)代際互動(dòng)類(lèi)型為撫養(yǎng)型時(shí)，低齡老人的勞動(dòng)供給量最大。

若假設(shè)1a和假設(shè)1b成立，表明相較于互助型，贍養(yǎng)型、養(yǎng)育型和撫養(yǎng)型代際互動(dòng)能增加低齡老人勞動(dòng)供給。然而，養(yǎng)育型和撫養(yǎng)型屬于失衡的代際關(guān)系，低齡老人的福利將受損。贍養(yǎng)型代際互動(dòng)能兼顧低齡老人勞動(dòng)供給增加與養(yǎng)老保障的政策目標(biāo)，回歸到了“撫育—贍養(yǎng)”反饋模式，實(shí)現(xiàn)了帕累托最優(yōu)。

將勞動(dòng)類(lèi)型區(qū)分為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)勞動(dòng)，由中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)可知，隨著農(nóng)村大量青年勞動(dòng)力流向城鎮(zhèn)，從事農(nóng)業(yè)的老年人越來(lái)越多。此外，不少老人有種地情結(jié)，且農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的工作家庭兼容性強(qiáng)，便于靈活安排勞動(dòng)時(shí)間。因此，代際互動(dòng)等社會(huì)、家庭因素可能對(duì)低齡老人參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的影響較弱。非農(nóng)勞動(dòng)的工作家庭兼容性弱，且受?chē)?yán)格的勞動(dòng)制度約束，在面對(duì)務(wù)工與家庭照料的沖突時(shí)，對(duì)勞動(dòng)供給影響較顯著。據(jù)此，提出假設(shè)2、假設(shè)2a和假設(shè)2b。

假設(shè)2：代際互動(dòng)對(duì)低齡老人不同類(lèi)型勞動(dòng)供給的影響存在顯著差異。

假設(shè)2a：代際互動(dòng)對(duì)低齡老人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給的影響較小或不顯著。

假設(shè)2b：代際互動(dòng)對(duì)低齡老人非農(nóng)勞動(dòng)供給有顯著的影響。

在考察代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的影響時(shí)，還需要考慮性別、年齡、鄉(xiāng)城人口流動(dòng)等異質(zhì)性因素。低齡老人多出生于20世紀(jì)50年代，深受傳統(tǒng)觀念中“男主外，女主內(nèi)”家庭分工思想影響，主要由女性承擔(dān)家務(wù)工作，女性就業(yè)與照顧家庭之間的矛盾較為突出。此外，女性工資率普遍低于男性，且集中在服務(wù)業(yè)等勞動(dòng)密集型行業(yè)工作。因此，女性低齡老人在面臨隔代照料需求時(shí)，可能會(huì)更傾向于減少工作時(shí)間；在面臨“逆反哺”需求時(shí)，則會(huì)大幅延長(zhǎng)勞動(dòng)時(shí)間，勞動(dòng)供給受代際互動(dòng)的影響更明顯。

老年人的就業(yè)率和勞動(dòng)參與率會(huì)隨著年齡增大而降低。不少年齡較輕的低齡老人退休時(shí)間不長(zhǎng)，容易再次獲得工作機(jī)會(huì)。因此，年齡較輕的低齡老人勞動(dòng)供給彈性較大，在工作與家庭之間有更大的取舍空間，可能受代際互動(dòng)的影響更明顯。本文將65歲以下的低齡老人歸為年齡較輕的低齡老人，將65歲及以上的低齡老人歸為年齡較大的低齡老人。

鄉(xiāng)城流動(dòng)老人是一個(gè)龐大的特殊群體，具有農(nóng)村人、老年人、流動(dòng)者三重弱勢(shì)特征?！吨袊?guó)流動(dòng)人口發(fā)展報(bào)告2016》顯示，2015年在子女居住城市與農(nóng)村之間流動(dòng)的老齡群體數(shù)量近800萬(wàn)人。由2016年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)可知，81.74%的農(nóng)村老年流動(dòng)人口為低齡老人，流動(dòng)的根本動(dòng)因是務(wù)工，但就業(yè)層次低、缺少社會(huì)保障，工資僅為城城流動(dòng)老人的2/3，并且勞動(dòng)時(shí)間最長(zhǎng)。鄉(xiāng)城流動(dòng)老人還面臨沉重的家庭照料負(fù)擔(dān)，其中43%的鄉(xiāng)城流動(dòng)老人需要照料孫輩，大多是社會(huì)適應(yīng)能力有限的低齡老人。因此，鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人在務(wù)工、隔代照料與養(yǎng)老之間面臨更突出的矛盾，代際互動(dòng)對(duì)其福利和勞動(dòng)供給的影響可能更明顯。本文將樣本中戶(hù)口類(lèi)型為農(nóng)業(yè)戶(hù)口且居住地在城鎮(zhèn)的受訪(fǎng)者歸為鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人樣本，將其余受訪(fǎng)者歸為非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人樣本。

由此，提出假設(shè)3、假設(shè)3a、假設(shè)3b和假設(shè)3c。

假設(shè)3：代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的影響會(huì)因性別、年齡、是否鄉(xiāng)城流動(dòng)等異質(zhì)性因素而存在顯著差別。

假設(shè)3a：代際互動(dòng)對(duì)女性低齡老人勞動(dòng)供給的影響大于男性低齡老人。

假設(shè)3b：代際互動(dòng)對(duì)65歲以下的低齡老人勞動(dòng)供給的影響大于65歲及以上的低齡老人。

假設(shè)3c：代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人勞動(dòng)供給的影響大于非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選擇與基本事實(shí)

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2018年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)。該調(diào)查由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織實(shí)施，對(duì)中國(guó)大陸45歲以上中老年居民進(jìn)行了大規(guī)模隨機(jī)抽樣，旨在收集一套具有全國(guó)代表性的高質(zhì)量大型家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。CHARLS數(shù)據(jù)樣本量大、信息豐富、代表性強(qiáng)，是研究中國(guó)老齡化問(wèn)題的重要數(shù)據(jù)資源。CHARLS團(tuán)隊(duì)于2008年首先在甘肅、浙江兩省開(kāi)展了預(yù)調(diào)查，在此基礎(chǔ)上于2011年至2012年在全國(guó)開(kāi)展了基線(xiàn)調(diào)查，樣本區(qū)域包括28個(gè)省份150個(gè)縣級(jí)單位的450個(gè)村或居委會(huì)，調(diào)查內(nèi)容涵蓋受訪(fǎng)者家庭信息、健康狀況和功能、認(rèn)知和抑郁、醫(yī)療保健與保險(xiǎn)、工作和退休、養(yǎng)老金、收支與資產(chǎn)、房產(chǎn)和住房情況等。以后每隔1—2年進(jìn)行一次追蹤調(diào)查，定期補(bǔ)充年輕樣本，以保證45歲以上樣本的持續(xù)代表性。2018年是第四輪追蹤調(diào)查，共有19816名受訪(fǎng)對(duì)象。

鑒于本文的研究對(duì)象是低齡老人，故僅保留60—69歲的樣本。代際互動(dòng)的前提是有健在子女且有孫輩，故剔除沒(méi)有健在子女和沒(méi)有孫輩的樣本。最后，剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本，得到包含5610位低齡老人的子樣本。

2.變量選擇

(1)被解釋變量。本文的被解釋變量是低齡老人的勞動(dòng)供給，用總勞動(dòng)時(shí)間度量。2018年CHARLS追訪(fǎng)問(wèn)卷詢(xún)問(wèn)了過(guò)去一年中，農(nóng)業(yè)自雇、受雇、非農(nóng)自雇和為家庭經(jīng)營(yíng)活動(dòng)幫工三類(lèi)工作的時(shí)間。用每類(lèi)勞動(dòng)的工作月數(shù)×4.35×每周工作天數(shù)×每天工作小時(shí)數(shù)÷52，可得過(guò)去一年每類(lèi)工作的平均周勞動(dòng)時(shí)間。將三類(lèi)工作的平均周勞動(dòng)時(shí)間加總，可得平均每周的總勞動(dòng)時(shí)間。

2018年CHARLS追訪(fǎng)問(wèn)卷將受訪(fǎng)者的工作分為：農(nóng)業(yè)自雇、農(nóng)業(yè)打工、非農(nóng)受雇、非農(nóng)自雇和為家庭經(jīng)營(yíng)活動(dòng)幫工四類(lèi)，農(nóng)業(yè)自雇、農(nóng)業(yè)打工屬于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，非農(nóng)受雇、非農(nóng)自雇和為家庭經(jīng)營(yíng)活動(dòng)幫工屬于非農(nóng)勞動(dòng)，由此可分別計(jì)算受訪(fǎng)者的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)受雇都屬于受雇工作，需要將受雇工作的勞動(dòng)時(shí)間按農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)受雇分解，才可得農(nóng)業(yè)打工時(shí)間和非農(nóng)受雇時(shí)間。受雇工作時(shí)間分解的原則是：當(dāng)受訪(fǎng)者在過(guò)去一年參與了農(nóng)業(yè)打工而未參與非農(nóng)受雇時(shí)，確認(rèn)受雇工作時(shí)間全部歸于農(nóng)業(yè)打工，反之確認(rèn)受雇工作時(shí)間全部歸于非農(nóng)受雇。當(dāng)受訪(fǎng)者在過(guò)去一年同時(shí)參與了農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)受雇時(shí)，則依據(jù)雇主類(lèi)型確認(rèn)：當(dāng)雇主為農(nóng)戶(hù)時(shí)，確認(rèn)受雇工作時(shí)間全部歸于農(nóng)業(yè)打工；當(dāng)雇主為其他類(lèi)型時(shí)，確認(rèn)受雇工作時(shí)間全部歸于非農(nóng)受雇。

(2)核心解釋變量。本文的核心解釋變量是代際互動(dòng)。依據(jù)表1列示的代際互動(dòng)類(lèi)型生成虛擬變量?；诮?jīng)濟(jì)凈支持的方向和老年父母是否提供隔代照料來(lái)確定代際互動(dòng)的類(lèi)型。經(jīng)濟(jì)凈支持為子女給予老年父母的經(jīng)濟(jì)支持與老年父母給予子女的經(jīng)濟(jì)支持之差。根據(jù)2018年CHARLS追訪(fǎng)問(wèn)卷，由過(guò)去一年所有共同居住小于12個(gè)月的子女給予老年父母的錢(qián)與物價(jià)值之和來(lái)度量子女給予老年父母的經(jīng)濟(jì)支持，同理可得老年父母給予子女的經(jīng)濟(jì)支持。由問(wèn)題一“過(guò)去一年，您或您的配偶是否花時(shí)間照看了您的孫子女以及外孫子女？”、問(wèn)題二“過(guò)去一年，您和您的配偶大約花幾周，每周花多少時(shí)間來(lái)照看？”來(lái)確認(rèn)受訪(fǎng)者或配偶是否提供隔代照料。對(duì)于問(wèn)題一回答“否”的樣本，認(rèn)為受訪(fǎng)者及其配偶均未提供隔代照料；對(duì)于問(wèn)題一回答“是”且問(wèn)題二“我提供照料周數(shù)”大于0的樣本，認(rèn)為受訪(fǎng)者提供了隔代照料；對(duì)于問(wèn)題一回答“是”且問(wèn)題二“我愛(ài)人提供照料周數(shù)”大于0的樣本，認(rèn)為受訪(fǎng)者配偶提供了隔代照料。

(3)控制變量。結(jié)合有關(guān)代際關(guān)系和勞動(dòng)力供給的研究成果，從個(gè)體特征、家庭特征和地區(qū)特征三個(gè)方面選取控制變量。其中，個(gè)體特征變量包括：性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、居住地、戶(hù)口類(lèi)型、健康狀況、是否退休、是否參與社交活動(dòng)、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)。家庭特征變量包括：給父母凈支持、家庭貸款、家庭存款、與子女同住情況。地區(qū)特征變量為：按受訪(fǎng)者所在省份分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)(詳見(jiàn)表2)。

由表2各代際互動(dòng)變量均值可知代際互動(dòng)類(lèi)型分布：贍養(yǎng)型占比達(dá)38%，在四類(lèi)代際互動(dòng)中比例最高，表明中國(guó)家庭最主要的代際關(guān)系依然是“撫育—贍養(yǎng)”模式，但是占比沒(méi)有達(dá)到50%以上，表明隔代照料、“逆反哺”等恩往下流的現(xiàn)象非常普遍?；ブ驼急冗_(dá)35%，接近贍養(yǎng)型的比重。隨著鼓勵(lì)生育政策落地，二孩、三孩家庭將不斷增加，如果社會(huì)育兒服務(wù)持續(xù)缺位，低齡老人的隔代照料負(fù)擔(dān)將加劇，互助型比例可能會(huì)進(jìn)一步提高。撫養(yǎng)型和養(yǎng)育型這兩類(lèi)代際互動(dòng)占比不高，但兩者之和也高達(dá)28%，表明接近三成的低齡老人福利水平受損。

表2 變量說(shuō)明及其描述性統(tǒng)計(jì)

3.基本事實(shí)

表3給出了低齡老人全樣本及各子樣本勞動(dòng)時(shí)間變量的均值與均值檢驗(yàn)，由此可知?jiǎng)趧?dòng)時(shí)間分布的基本事實(shí)。從全樣本看：互助型的總勞動(dòng)時(shí)間最短，平均每周14.49小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，相比其他代際互動(dòng)類(lèi)型顯著縮短了3.24小時(shí)，與假設(shè)1a一致。撫養(yǎng)型的總勞動(dòng)時(shí)間最長(zhǎng)，平均每周20.94小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，相比其他代際互動(dòng)類(lèi)型顯著延長(zhǎng)了4.96小時(shí)，與假設(shè)1b一致?；ブ秃蛽狃B(yǎng)型的平均農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間檢驗(yàn)不顯著，表明不同代際互動(dòng)的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間無(wú)顯著差別，與假設(shè)2a一致?；ブ偷钠骄寝r(nóng)勞動(dòng)時(shí)間最短，僅為4.95小時(shí)，相比其他代際互動(dòng)類(lèi)型顯著縮短3.12小時(shí)；撫養(yǎng)型的平均非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間最長(zhǎng)，為10.61小時(shí)，相比其他代際互動(dòng)類(lèi)型顯著延長(zhǎng)4.15小時(shí)，與假設(shè)2b一致。從各子樣本看：絕大多數(shù)子樣本依然是互助型總勞動(dòng)時(shí)間顯著最短、撫養(yǎng)型總勞動(dòng)時(shí)間最長(zhǎng)，證實(shí)了全樣本觀察結(jié)果的穩(wěn)健性。在所有代際互動(dòng)安排下，男性低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間明顯長(zhǎng)于女性低齡老人，表明的確存在“男主外，女主內(nèi)”的家庭分工；65歲以下低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間明顯長(zhǎng)于65歲及以上低齡老人，表明低齡老人的勞動(dòng)供給隨年齡增加而減少。值得關(guān)注的是，在不同代際互動(dòng)安排下，鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人總勞動(dòng)時(shí)間變動(dòng)最大，表明其養(yǎng)老、隔代照料與勞動(dòng)就業(yè)之間的矛盾最突出?；ブ涂s短了鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人平均每周8.19小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，表明有隔代照料需求時(shí)，將大幅縮減勞動(dòng)供給；撫養(yǎng)型延長(zhǎng)了其平均每周16.09小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，達(dá)到所有樣本中最高的29.91小時(shí)，表明如果作為弱勢(shì)群體的鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人需要“逆反哺”，則要付出遠(yuǎn)比其他人群多的勞動(dòng)量，陷入過(guò)度勞動(dòng)的困境。

表3 勞動(dòng)時(shí)間的描述統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證分析

1.計(jì)量策略

由描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，不同代際互動(dòng)的勞動(dòng)供給均值存在顯著差異，但按代際互動(dòng)類(lèi)型分組不是隨機(jī)分組，沒(méi)有控制樣本選擇偏差，無(wú)法準(zhǔn)確估計(jì)代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的影響。魯賓(Rubin)提出了稱(chēng)為“魯賓因果模型”的“反事實(shí)框架”，可用于估算某類(lèi)代際互動(dòng)受訪(fǎng)者與假想這些受訪(fǎng)者不屬于該代際互動(dòng)類(lèi)型時(shí)勞動(dòng)供給的差異，以解決這種樣本內(nèi)生選擇偏差問(wèn)題?；谠撍枷耄l(fā)展出了匹配估計(jì)法，依可觀測(cè)變量(協(xié)變量)，為每一位處理組個(gè)體匹配相似的控制組個(gè)體，由此可得“反事實(shí)”個(gè)體，從而獲得無(wú)偏且一致的匹配估計(jì)量。羅森鮑姆(Rosenbaum)和魯賓提出了傾向得分匹配方法(PSM)，解決了當(dāng)有多個(gè)可觀測(cè)變量時(shí)，直接匹配可能遇到的高維數(shù)據(jù)稀疏問(wèn)題。傾向得分(PS)是給定可觀測(cè)變量時(shí)，個(gè)體進(jìn)入處理組的條件概率。根據(jù)PS值，對(duì)每一位處理組個(gè)體匹配最相近的“反事實(shí)”個(gè)體。經(jīng)匹配獲得了隨機(jī)分組樣本，解決了樣本選擇偏差問(wèn)題，可計(jì)算平均處理效應(yīng)(ATT)并檢驗(yàn)其顯著性。

本文使用全部控制變量作為協(xié)變量，采用最近鄰匹配、4近鄰匹配、半徑匹配和核匹配這四種匹配方法，以保證PSM估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果

運(yùn)用PSM估計(jì)，基于四種匹配方法，分別以互助型和撫養(yǎng)型作為處理組，估計(jì)了低齡老人總勞動(dòng)時(shí)間、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間和非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間的ATT，考察了代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的影響，結(jié)果見(jiàn)表4。絕大多數(shù)觀測(cè)值在共同取值范圍內(nèi)，個(gè)體差異都控制在10%以?xún)?nèi)，估計(jì)結(jié)果都通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)，表明匹配消除了處理組和控制組個(gè)體特征差異。

表4 代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的PSM估計(jì)結(jié)果

對(duì)于給定的代際互動(dòng)類(lèi)型，以總勞動(dòng)時(shí)間作為結(jié)果變量，四種匹配方法的ATT估計(jì)結(jié)果方向相同且顯著，PSM估計(jì)是穩(wěn)健的，表明處理組與控制組的總勞動(dòng)時(shí)間有顯著差異，代際互動(dòng)對(duì)低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間產(chǎn)生了顯著影響，驗(yàn)證了假設(shè)1。

由ATT估計(jì)結(jié)果可知：互助型代際互動(dòng)對(duì)低齡老人總勞動(dòng)時(shí)間有顯著的負(fù)向影響，減少了低齡老人平均每周3.53小時(shí)至5.19小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，說(shuō)明在互助型代際互動(dòng)安排下，低齡老人的勞動(dòng)供給最小，驗(yàn)證了假設(shè)1a。通過(guò)互助型代際互動(dòng)，一方面，子女給予低齡老人的經(jīng)濟(jì)凈支持減輕了其生活壓力，對(duì)勞動(dòng)收入產(chǎn)生了“替代效應(yīng)”，減少了低齡老人總勞動(dòng)時(shí)間；另一方面，出于交換動(dòng)機(jī)或利他動(dòng)機(jī)，低齡老人承擔(dān)了照料孫輩的責(zé)任，出現(xiàn)了工作與家庭照料之間的矛盾，進(jìn)一步擠出了總勞動(dòng)時(shí)間，這與吳敏、鄒紅等的研究結(jié)果一致。撫養(yǎng)型代際互動(dòng)對(duì)低齡老人總勞動(dòng)時(shí)間有顯著的正向影響，增加了低齡老人平均每周4.20小時(shí)至5.04小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，說(shuō)明在撫養(yǎng)型代際互動(dòng)安排下，低齡老人的勞動(dòng)供給最大，驗(yàn)證了假設(shè)1b。撫養(yǎng)型代際互動(dòng)反映了代際關(guān)系的失衡，低齡老人給予子女經(jīng)濟(jì)凈支持的“逆反哺”行為降低了老年父母的生活福利，擴(kuò)大了其預(yù)算缺口，對(duì)其勞動(dòng)供給產(chǎn)生了激勵(lì)作用，這與李夢(mèng)竹、暢倩、王兆萍等的研究結(jié)論一致。由此可見(jiàn)，互助型代際互動(dòng)保障了低齡老人生活來(lái)源和福利水平，但不利于其增加勞動(dòng)供給；撫養(yǎng)型代際互動(dòng)雖然能實(shí)現(xiàn)低齡老人勞動(dòng)供給增量最大化，但卻是以失衡代際關(guān)系下低齡老人的福利損失為代價(jià)的。養(yǎng)育型代際互動(dòng)也反映了代際關(guān)系失衡，給低齡老人帶來(lái)的福利水平最低，自然不能實(shí)現(xiàn)積極老齡化。因此，只有引導(dǎo)代際互動(dòng)轉(zhuǎn)向贍養(yǎng)型這種平衡的代際關(guān)系，通過(guò)家庭養(yǎng)老維持低齡老人福利，并引導(dǎo)其適度延長(zhǎng)工作周期，才能實(shí)現(xiàn)老有所為與老有所養(yǎng)的兩全，這與王兆萍等的觀點(diǎn)一致。

對(duì)不同類(lèi)型勞動(dòng)供給的PSM估計(jì)結(jié)果表明：以農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間作為結(jié)果變量時(shí)，絕大多數(shù)ATT估計(jì)結(jié)果不顯著，表明代際互動(dòng)對(duì)低齡老人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給沒(méi)有顯著影響，驗(yàn)證了假設(shè)2a。以非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間作為結(jié)果變量時(shí)，四種匹配方法的ATT估計(jì)結(jié)果均顯著，且ATT的方向與總勞動(dòng)時(shí)間作為結(jié)果變量時(shí)相同?；ブ痛H互動(dòng)對(duì)低齡老人非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間有顯著的負(fù)向影響，減少了平均每周2.96小時(shí)至3.57小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間；撫養(yǎng)型代際互動(dòng)對(duì)低齡老人非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間有顯著的正向影響，增加了平均每周3.01小時(shí)至3.41小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，驗(yàn)證了假設(shè)2b。上述估計(jì)結(jié)果表明，代際互動(dòng)對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)供給的影響顯著大于農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給，假設(shè)2成立。農(nóng)業(yè)部門(mén)與非農(nóng)部門(mén)的工作彈性存在顯著差異。與非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)相比，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的工作家庭兼容性強(qiáng)，具有較強(qiáng)的靈活性。在互助型代際互動(dòng)安排時(shí)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的靈活性和兼容性能有效抵消工作與家庭照料之間的時(shí)間沖突，從而不會(huì)顯著影響低齡老人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間；非農(nóng)勞動(dòng)的工作家庭兼容性較差，導(dǎo)致在面臨隔代照料責(zé)任時(shí)，低齡老人只能顯著減少非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。此外，很多低齡老人有種地情結(jié)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間較穩(wěn)定，加之農(nóng)業(yè)期望收入較低，在撫養(yǎng)型代際互動(dòng)中，“逆反哺”并不會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間增加，反而會(huì)顯著增加非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間。

3.不同性別低齡老人勞動(dòng)供給的差異分析

運(yùn)用PSM估計(jì)，基于四種匹配方法，考察了代際互動(dòng)對(duì)男性低齡老人和女性低齡老人勞動(dòng)供給影響的差異，結(jié)果見(jiàn)表5。絕大多數(shù)觀測(cè)值在共同取值范圍內(nèi)，除了當(dāng)處理組為撫養(yǎng)型，對(duì)男性低齡老人樣本運(yùn)用最近鄰匹配、對(duì)女性低齡老人樣本運(yùn)用核匹配時(shí)，個(gè)別協(xié)變量個(gè)體差異超過(guò)10%外，其余估計(jì)結(jié)果都通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)。

由表5可知：互助型代際互動(dòng)對(duì)男性低齡老人和女性低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間都有顯著負(fù)向影響，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果一致?；ブ痛H互動(dòng)減少了男性低齡老人平均每周3.68小時(shí)至3.81小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，減少了女性平均每周2.90小時(shí)至3.69小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，差異不大。但從變化幅度看，男性低齡老人總勞動(dòng)時(shí)間變化幅度為-16.34%至-16.81%，明顯小于女性低齡老人總勞動(dòng)時(shí)間-20.89%至-25.16%的變化幅度，說(shuō)明互助型代際互動(dòng)對(duì)女性低齡老人勞動(dòng)供給的負(fù)向影響更大，驗(yàn)證了假設(shè)3a，與諸艷霞等和龍瑩等的研究結(jié)論一致。受傳統(tǒng)家庭分工觀念、社會(huì)習(xí)俗、傳統(tǒng)婚嫁制度等因素影響，女性承擔(dān)了更多家庭照料責(zé)任。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)由農(nóng)業(yè)化向工業(yè)化變遷，女性勞動(dòng)參與率大幅提高，加劇了女性務(wù)工與家庭照料之間的矛盾。在工作與隔代照料的矛盾難以協(xié)調(diào)時(shí)，如果子女提供了保障老年生活的經(jīng)濟(jì)凈支持，女性低齡老人往往選擇回歸家庭，減少了勞動(dòng)供給。無(wú)論是否提供家庭照料，男性都需要負(fù)責(zé)養(yǎng)家糊口，因此互助型代際互動(dòng)對(duì)男性低齡老人勞動(dòng)供給影響較小。

表5 代際互動(dòng)對(duì)不同性別低齡老人勞動(dòng)供給的影響

撫養(yǎng)型代際互動(dòng)對(duì)男性低齡老人和女性低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間都有顯著正向影響，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果一致。撫養(yǎng)型代際互動(dòng)增加了男性低齡老人平均每周3.81小時(shí)至5.64小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，變化幅度為19.16%至31.16%；增加了女性低齡老人平均每周4.46小時(shí)至6.09小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，變化幅度為34.12%至53.23%，表明撫養(yǎng)型代際互動(dòng)對(duì)女性低齡老人勞動(dòng)供給的正向影響更大，假設(shè)3a成立。由于女性工資率在絕大多數(shù)行業(yè)都低于男性，且集中就業(yè)于家庭服務(wù)、零售、中介等勞動(dòng)密集型服務(wù)業(yè)，在撫養(yǎng)型代際互動(dòng)安排導(dǎo)致女性低齡老人預(yù)算缺口擴(kuò)大時(shí)，需要比男性低齡老人增加更多勞動(dòng)供給以維持個(gè)體效用。

代際互動(dòng)對(duì)男性低齡老人和女性低齡老人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間影響不顯著，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果一致，原因也在于低齡老人有種地情結(jié)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)工作家庭兼容性較強(qiáng)。代際互動(dòng)對(duì)男性低齡老人和女性低齡老人非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間均有顯著影響，結(jié)論與總勞動(dòng)時(shí)間作為結(jié)果變量的PSM估計(jì)相同，表明實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

4.不同年齡段低齡老人勞動(dòng)供給的差異分析

運(yùn)用PSM估計(jì)，基于四種匹配方法，考察了代際互動(dòng)對(duì)65歲以下低齡老人和65歲及以上低齡老人勞動(dòng)供給影響的差異，結(jié)果見(jiàn)表6。絕大多數(shù)觀測(cè)值在共同取值范圍內(nèi)，除了當(dāng)處理組為撫養(yǎng)型，對(duì)65歲以下低齡老人樣本運(yùn)用最近鄰匹配、對(duì)65歲及以上低齡老人樣本運(yùn)用最近鄰匹配和核匹配時(shí)，個(gè)別協(xié)變量的個(gè)體差異超過(guò)10%外，其余估計(jì)結(jié)果都通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)。

由表6可知，互助型代際互動(dòng)對(duì)兩個(gè)年齡段低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間都有顯著負(fù)向影響，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果一致?；ブ痛H互動(dòng)減少了65歲以下低齡老人平均每周4.99小時(shí)至5.60小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，變化幅度為-23.72%至-25.85%；減少了65歲及以上低齡老人平均每周2.01小時(shí)至2.86小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，變化幅度為-13.64%至-18.35%，表明互助型代際互動(dòng)對(duì)65歲以下低齡老人勞動(dòng)供給的負(fù)向影響大于65歲及以上低齡老人，假設(shè)3b成立。老年人的勞動(dòng)參與率和就業(yè)率會(huì)隨著年齡增長(zhǎng)而顯著降低，65歲以下低齡老人在隔代照料與繼續(xù)勞動(dòng)之間的選擇余地更大。在互助型代際互動(dòng)安排下，65歲以下低齡老人獲得了成年子女經(jīng)濟(jì)支持，在有隔代照料需求時(shí)，更傾向于照顧家庭，勞動(dòng)供給會(huì)明顯減少。65歲及以上低齡老人原本勞動(dòng)供給較少，即使面臨隔代照料需求，在勞動(dòng)供給和隔代照料時(shí)間之間的取舍范圍也很有限，因此勞動(dòng)供給縮減較少。

表6 代際互動(dòng)對(duì)不同年齡段低齡老人勞動(dòng)供給的影響

撫養(yǎng)型代際互動(dòng)對(duì)兩個(gè)年齡段低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間都有顯著正向影響，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果一致。撫養(yǎng)型代際互動(dòng)增加了65歲以下低齡老人平均每周5.47小時(shí)至6.10小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，增加了65歲及以上低齡老人平均每周3.58小時(shí)至4.64小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，表明撫養(yǎng)型代際互動(dòng)對(duì)65歲以下低齡老人的勞動(dòng)供給的正向影響大于65歲及以上低齡老人，驗(yàn)證了假設(shè)3b。之所以如此其原因在于65歲以下低齡老人的勞動(dòng)參與率和就業(yè)率高于65歲及以上低齡老人。不少65歲以下低齡老人退休時(shí)間不長(zhǎng)，容易通過(guò)返聘等方式重返工作崗位，在撫養(yǎng)型代際互動(dòng)安排時(shí)，可以增加勞動(dòng)供給以彌補(bǔ)“逆反哺”帶來(lái)的預(yù)算缺口。很多65歲及以上低齡老人早已退休，隨著年齡增大，難以獲得受雇工作，因而在撫養(yǎng)型代際互動(dòng)安排時(shí)，勞動(dòng)供給增加較少。

代際互動(dòng)對(duì)不同年齡段低齡老人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的PSM估計(jì)結(jié)果大多不顯著，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果相近，原因也在于低齡老人有種地情結(jié)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的工作家庭兼容性較強(qiáng)。代際互動(dòng)對(duì)不同年齡段低齡老人的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間均有顯著影響，結(jié)論與總勞動(dòng)時(shí)間作為結(jié)果變量的PSM估計(jì)相同，表明實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

5.鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人與非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人勞動(dòng)供給的差異分析

運(yùn)用PSM估計(jì)，基于四種匹配方法，考察了代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人和非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人勞動(dòng)供給影響的差異性，結(jié)果見(jiàn)表7。絕大多數(shù)觀測(cè)值在共同取值范圍內(nèi)，除了以鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人作為樣本，當(dāng)處理組為互助型，運(yùn)用最近鄰匹配；當(dāng)處理組為撫養(yǎng)型，運(yùn)用最近鄰匹配、4近鄰匹配、半徑匹配時(shí)，有個(gè)別協(xié)變量的個(gè)體差異超過(guò)10%外，其余估計(jì)結(jié)果都通過(guò)了平衡性檢驗(yàn)。

表7 代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人與非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人勞動(dòng)供給的影響

由表7可知，互助型代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人和非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間都有顯著負(fù)向影響，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果一致?；ブ痛H互動(dòng)減少了鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人平均每周5.82小時(shí)至7.08小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，變化幅度為-35.31%至-39.93%；減少了非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人平均每周3.05小時(shí)至3.61小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，變化幅度為-16.95%至-21.28%，表明互助型代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人勞動(dòng)供給的負(fù)向影響遠(yuǎn)大于非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人，驗(yàn)證了假設(shè)3c。由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人中互助型占比高于全樣本，需要承擔(dān)隔代照料的低齡老人占比約六成。由于就業(yè)層次低且城鎮(zhèn)生活適應(yīng)能力較弱，減少勞動(dòng)供給、增加隔代照料時(shí)間不會(huì)給鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人帶來(lái)過(guò)高的機(jī)會(huì)成本。在互助型安排下，成年子女給予的經(jīng)濟(jì)支持能對(duì)微薄的務(wù)工收入產(chǎn)生更強(qiáng)的替代效應(yīng)，從而獲得更高的生活質(zhì)量，這與王偉同等的觀點(diǎn)一致。因此，在面臨家庭照料與務(wù)工的時(shí)間沖突時(shí)，鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人更傾向于減少務(wù)工時(shí)間，總勞動(dòng)時(shí)間降幅較大。

撫養(yǎng)型代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人和非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間都有顯著的正向影響，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果一致。撫養(yǎng)型代際互動(dòng)增加了鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人平均每周13.30至16.01小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，變化幅度為81.58%至117.85%；增加了非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人平均每周4.25至5.08小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，變化幅度為26.59%至33.86%，表明撫養(yǎng)型代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人勞動(dòng)供給的正向影響遠(yuǎn)大于非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人，假設(shè)3c成立。鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人的務(wù)工收入低、缺少養(yǎng)老保障，總勞動(dòng)時(shí)間原本就遠(yuǎn)長(zhǎng)于其他人群。當(dāng)處于撫養(yǎng)型的失衡代際關(guān)系時(shí)，“逆反哺”給鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人帶來(lái)了更大的經(jīng)濟(jì)壓力，較弱的城鎮(zhèn)適應(yīng)能力又使其無(wú)法實(shí)現(xiàn)職業(yè)層次向上流動(dòng)，迫使其進(jìn)一步大幅延長(zhǎng)從事低層次工作的勞動(dòng)時(shí)間，陷入了“無(wú)休止勞動(dòng)”的困境，這與譚娜等的觀點(diǎn)類(lèi)似。

代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間的影響不顯著，與基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果一致，原因在于鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人已遷移至城鎮(zhèn)，參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的機(jī)會(huì)和時(shí)間較少。代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人和非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間均有顯著的影響，結(jié)論與總勞動(dòng)時(shí)間作為結(jié)果變量的PSM估計(jì)相同，表明實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

6.穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性檢驗(yàn)

上面已通過(guò)替換處理變量和樣本的方法證明了基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。本部分通過(guò)改變估計(jì)方法，對(duì)基準(zhǔn)實(shí)證模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將全部協(xié)變量作為控制變量，采用Tobit估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表8的(1)列。由于CHARLS數(shù)據(jù)是多層次的，個(gè)體勞動(dòng)供給可能會(huì)受社區(qū)(村)層面不可觀測(cè)的鄰里效應(yīng)影響，采用多層次Tobit估計(jì)方法(Metobit)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表8的(2)列，村級(jí)隨機(jī)截距項(xiàng)方差顯著，表明存在顯著的分層效應(yīng)。運(yùn)用Tobit和Metobit估計(jì)方法的代際互動(dòng)變量估計(jì)系數(shù)方向和顯著性與PSM估計(jì)結(jié)論一致，說(shuō)明基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健。

由于勞動(dòng)供給與代際互動(dòng)可能存在雙向因果關(guān)系，采用工具變量法處理內(nèi)生性。參考類(lèi)似研究，將上層集聚數(shù)據(jù)作為工具變量，以社區(qū)(村)層面某類(lèi)代際互動(dòng)的比例作為該類(lèi)代際互動(dòng)的工具變量。為避免多重共線(xiàn)性問(wèn)題，分別以互助型和撫養(yǎng)型變量作為核心解釋變量。運(yùn)用Ivtobit估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表8的(3)、(4)兩列。由Wald檢驗(yàn)可知：不能拒絕互助型變量的外生性原假設(shè)，說(shuō)明其可能是外生變量，不需要使用工具變量法；拒絕了撫養(yǎng)型變量的外生性原假設(shè)，工具變量滿(mǎn)足相關(guān)性和外生性。處理效應(yīng)模型(Treatreg)能夠處理不可測(cè)變量的內(nèi)生性問(wèn)題，運(yùn)用Treatreg估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表8的(5)列和(6)列。Wald檢驗(yàn)不顯著，表明可能不存在不可測(cè)變量帶來(lái)的隱性偏差。Ivtobit和Treatreg的估計(jì)結(jié)果都表明：代際互動(dòng)變量估計(jì)系數(shù)的方向和顯著性與PSM估計(jì)結(jié)論一致。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性檢驗(yàn)

六、結(jié)論與討論

為積極應(yīng)對(duì)人口老齡化，促進(jìn)老齡社會(huì)健康穩(wěn)定發(fā)展，需要充分利用老齡人口紅利，鼓勵(lì)數(shù)量龐大的低齡老人群體增加勞動(dòng)供給。老有所養(yǎng)是發(fā)揮低齡老人人力資源優(yōu)勢(shì)的前提，在家庭養(yǎng)老為基礎(chǔ)的養(yǎng)老體系下，家庭代際互動(dòng)決定了低齡老人生活福利并進(jìn)而影響其勞動(dòng)供給。依據(jù)經(jīng)濟(jì)凈支持方向和低齡老人是否提供隔代照料，將代際互動(dòng)分為互助型、贍養(yǎng)型、養(yǎng)育型和撫養(yǎng)型四類(lèi)，基于2018年CHARLS數(shù)據(jù)，采用PSM估計(jì)方法考察了代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的影響，并進(jìn)一步考察了代際互動(dòng)對(duì)低齡老人不同類(lèi)型勞動(dòng)供給的影響，還考察了代際互動(dòng)對(duì)不同性別、不同年齡段、是否鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人勞動(dòng)供給影響的差異，結(jié)論如下。

第一，代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給有顯著的影響。在互助型代際互動(dòng)安排下，低齡老人的總勞動(dòng)時(shí)間最短，違背了老有所為的目標(biāo)。在撫養(yǎng)型代際互動(dòng)安排下，低齡老人總勞動(dòng)時(shí)間最長(zhǎng)，但卻是以加重低齡老人生活負(fù)擔(dān)為代價(jià)的，不符合老有所養(yǎng)的初衷。養(yǎng)育型代際互動(dòng)對(duì)于低齡老人的福利最低，是最不理想的代際關(guān)系。只有贍養(yǎng)型代際互動(dòng)能夠使低齡老人在保障生活來(lái)源的前提下，通過(guò)增加勞動(dòng)供給實(shí)現(xiàn)個(gè)人自我養(yǎng)老，從而實(shí)現(xiàn)老有所為與老有所養(yǎng)的帕累托改進(jìn)，是理想的代際互動(dòng)安排。

第二，代際互動(dòng)對(duì)低齡老人不同類(lèi)型勞動(dòng)供給的影響存在顯著差異。代際互動(dòng)對(duì)低齡老人的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)供給影響不顯著，原因在于低齡老人有種地情結(jié)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)工作家庭兼容性較強(qiáng)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間較為穩(wěn)定。代際互動(dòng)對(duì)低齡老人的非農(nóng)勞動(dòng)供給有顯著影響，原因在于非農(nóng)勞動(dòng)的工作家庭兼容性弱，時(shí)間安排缺乏靈活性。

第三，異質(zhì)性因素會(huì)給代際互動(dòng)對(duì)低齡老人勞動(dòng)供給的影響帶來(lái)顯著差別。代際互動(dòng)對(duì)女性低齡老人勞動(dòng)供給的影響幅度超過(guò)男性低齡老人，這一方面在于中國(guó)家庭傳統(tǒng)的“男主外，女主內(nèi)”分工模式，女性低齡老人在面臨隔代照料等家務(wù)負(fù)擔(dān)時(shí)，更容易被擠占勞動(dòng)供給；另一方面在于女性較低的工資率以及勞動(dòng)密集型服務(wù)業(yè)就業(yè)取向，在面對(duì)“逆反哺”帶來(lái)的預(yù)算缺口時(shí)，女性低齡老人往往需要付出更多勞動(dòng)。代際互動(dòng)對(duì)65歲以下低齡老人勞動(dòng)供給的影響大于65歲及以上低齡老人，原因在于65歲以下低齡老人勞動(dòng)參與率和就業(yè)率較高，勞動(dòng)供給選擇余地較大。代際互動(dòng)對(duì)鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人勞動(dòng)供給的影響大于非鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人，原因在于鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人作為特殊弱勢(shì)群體，就業(yè)層次低且城鎮(zhèn)生活適應(yīng)能力弱，在面臨家庭照料需求時(shí)，往往大幅縮減工作時(shí)間；在需要給予子女“逆反哺”時(shí)，則被迫過(guò)度延長(zhǎng)工作時(shí)間。

鼓勵(lì)低齡老人增加勞動(dòng)供給，關(guān)鍵在于協(xié)調(diào)統(tǒng)一老有所為與老有所養(yǎng)的關(guān)系。因此，要構(gòu)建“撫育—贍養(yǎng)”反饋模式下的平衡代際互動(dòng)，促進(jìn)代際經(jīng)濟(jì)支持正向流動(dòng)，保障老年父母的生活來(lái)源和福利。健全社會(huì)保障體系和社會(huì)育兒服務(wù)，減輕子女家庭養(yǎng)老壓力和低齡老人隔代照料負(fù)擔(dān)，提高家庭發(fā)展能力，促進(jìn)低齡老人積極參與勞動(dòng)，增強(qiáng)其自我養(yǎng)老能力，實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老資源的部分自我積累。改善低齡老人就業(yè)市場(chǎng)環(huán)境，消除就業(yè)歧視，探索靈活就業(yè)模式，提高適合低齡老人非農(nóng)勞動(dòng)崗位的工作家庭兼容性。提高女性低齡老人的勞動(dòng)參與程度，開(kāi)發(fā)適合女性低齡老人的工作崗位，為女性低齡老人提供能協(xié)調(diào)工作與家庭照料的彈性工作時(shí)間，加強(qiáng)對(duì)女性低齡老人的就業(yè)幫扶與培訓(xùn)。實(shí)施漸近式的延遲退休政策，遵循小步調(diào)整、彈性實(shí)施的改革原則，鼓勵(lì)年齡較輕的低齡老人繼續(xù)工作。保障鄉(xiāng)城流動(dòng)低齡老人等弱勢(shì)群體的勞動(dòng)權(quán)益和生活福祉，使他們?cè)诹魅氲貙?shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)、病有所醫(yī)、住有所居，獲得歸屬感、幸福感和貢獻(xiàn)感，安心從事勞動(dòng)生產(chǎn)，并且避免出現(xiàn)過(guò)度勞動(dòng)的困境。

本文從家庭代際互動(dòng)的視角出發(fā)，深入研究了低齡老人的勞動(dòng)供給，能夠?yàn)橹袊?guó)實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國(guó)家戰(zhàn)略、持續(xù)發(fā)揮人力資源優(yōu)勢(shì)提供一些政策啟示。但不可否認(rèn)的是，本文的研究仍存在一些局限性。在人口老齡化社會(huì)，不僅要實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)，更要努力實(shí)現(xiàn)老有所樂(lè)。在后續(xù)的研究中，應(yīng)該以低齡老人的生活滿(mǎn)意度作為目標(biāo)函數(shù)，考察在老年父母幸福感、獲得感最大化約束下，代際互動(dòng)與其勞動(dòng)供給的關(guān)系。另外，實(shí)現(xiàn)低齡老人老有所為不單單指增加了勞動(dòng)供給，更需要考察低齡老人能否積累人力資本，能否實(shí)現(xiàn)職業(yè)向上流動(dòng)和人力資源優(yōu)化配置。因此，在后續(xù)研究中，要進(jìn)一步探討代際互動(dòng)對(duì)低齡老人職業(yè)流動(dòng)的影響。