代際互動與低齡老人勞動供給

鐘 搏

(衡陽師范學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖南 衡陽 421002)

一、問題的提出

隨著生育率下降和平均預(yù)期壽命延長，中國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個百分點。與許多發(fā)達國家不同，中國的人口老齡化發(fā)生在經(jīng)濟發(fā)展水平較低階段，維持老年人生活福利和實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展面臨重大挑戰(zhàn)。促進老年人的勞動供給，可以增加老年人收入，提高他們的生活品質(zhì)；還可以減輕社會養(yǎng)老負擔(dān)，增加全社會勞動供給，具有非常重要的現(xiàn)實意義。

低齡老人是中國主要的老齡群體，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年以來持續(xù)十余年的嬰兒潮人口陸續(xù)邁入老齡階段，未來低齡老人的人口基數(shù)將進一步增加。低齡老人具備知識、經(jīng)驗和技能等優(yōu)勢，且健康狀況尚可，是重要的人力資源。隨著勞動力市場轉(zhuǎn)向由技術(shù)技能型人才主導(dǎo)，老年人對青年人就業(yè)的擠出效應(yīng)不斷削弱，兩者反而存在互補效應(yīng)。2021年11月，中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于加強新時代老齡工作的意見》，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，完善老年人就業(yè)等政策措施。由此，確定了促進低齡老人勞動供給是實施積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(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)前中國的社會保障體系尚不完善，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。符合傳統(tǒng)孝道倫理的代際互動，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)濟支持是老年父母重要的生活來源，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互惠的傳統(tǒng)代際關(guān)系，裹挾著中國經(jīng)濟快速現(xiàn)代化背景下家庭核心化、養(yǎng)老和育兒社會服務(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。隔代照料是中國目前最主要的嬰幼照護模式，參與照料孫輩的中老年人比例呈上升趨勢，2015年該比例達53%。隔代照料通過外延邊際和集約邊際擠占低齡老人工作時間，減少了勞動收入，帶來了機會成本?！澳娣床浮爆F(xiàn)象也很常見，大部分未婚成年子女仍需要父母支付生活費，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)系下的代際互動使低齡老人面臨家庭負擔(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)難以兩全，部分無養(yǎng)老保障的老年人甚至陷入了“無休止勞動”的困境。

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

二、文獻綜述

代際互動反映了代際關(guān)系中特定代際支持行為的有機組合。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“功能性內(nèi)容”。已有關(guān)于代際關(guān)系對老年人勞動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。

家庭養(yǎng)老包括子女對老年父母的經(jīng)濟支持、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，子女更傾向于通過經(jīng)濟支持贍養(yǎng)老年父母。子女經(jīng)濟支持會放松老年父母的預(yù)算約束，對老年父母勞動收入產(chǎn)生“替代效應(yīng)”，促使其退出勞動市場。吳敏研究發(fā)現(xiàn)非同住晚輩提供的經(jīng)濟支持顯著降低了農(nóng)村老年人勞動供給意愿。子女經(jīng)濟支持對老年父母不同類型勞動供給的影響存在差異，顯著降低了農(nóng)業(yè)勞動概率，對非農(nóng)勞動影響不明顯。另一些學(xué)者認為，不能僅考慮子女對老年父母的經(jīng)濟支持，還需考慮“逆反哺”，即老年父母對子女的經(jīng)濟支持，兩者之差為經(jīng)濟凈支持?；贑HARLS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民對子代和孫代的經(jīng)濟支持是對親代的近20倍。對子女的經(jīng)濟支持擴大了老年父母預(yù)算缺口，對其勞動供給產(chǎn)生了“激勵效應(yīng)”。中國農(nóng)村老年人“逆反哺”意識較強，代際支持對其勞動供給有顯著的正向影響。需要子女經(jīng)濟支持的老年父母往往收入偏低，為減輕子女養(yǎng)老負擔(dān)，老年父母通常會選擇繼續(xù)工作。因此，子女養(yǎng)老對老年父母勞動供給的影響取決于代際經(jīng)濟支持“替代效應(yīng)”與“激勵效應(yīng)”的強弱，以及老年父母收入、工作類型等因素，相關(guān)研究尚未得出一致結(jié)論。

家庭照料會減少照料提供者的勞動時間及勞動參與率。照料孫輩對臨近退休者產(chǎn)生了勞動供給的“擠出效應(yīng)”，導(dǎo)致他們提早退出勞動市場，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供給，對男性臨近退休者的勞動供給影響不大。隔代照料對中老年人參與不同類型勞動還存在差異性影響，使農(nóng)業(yè)勞動參與率下降32.1%，但對非農(nóng)勞動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機或利他動機，兩種代際支持動機是競爭且共生的。交換動機理論認為代際關(guān)系應(yīng)是親代與子代之間平等的權(quán)利義務(wù)關(guān)系，個體向家庭成員提供經(jīng)濟支持是為了獲得物質(zhì)或非物質(zhì)補償。江克忠等認為，中國家庭子女養(yǎng)老與隔代照料同時并存，代際轉(zhuǎn)移模式具有很強的交換性。對低收入老人而言，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。利他動機理論認為個體不僅關(guān)心自身福利，也關(guān)心其他家庭成員的福利，某個家庭成員的福利損失能從其他成員處補償。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)下中國家庭資源代際配置的特征。不論代際支持出于何種動機，子女與老年父母之間存在互動的代際支持行為，平衡的代際關(guān)系是互助與互惠的，否則會帶來代際關(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法實現(xiàn)最優(yōu)。例如賀雪峰認為，啃老體現(xiàn)了一種失衡的代際關(guān)系。張?zhí)K等認為，維護家庭孝養(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的作用。代際關(guān)系平衡與否必然影響老年父母的勞動供給決策，何圓等的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)主體需要子女養(yǎng)老時，隔代照料提高了其退休的可能性，表明子女養(yǎng)老與隔代照料對主體勞動供給存在互補影響。雷曉燕的研究則發(fā)現(xiàn)，對子女的經(jīng)濟支持增加了中老年父母的勞動參與概率及時間，且隔代照料并未減少其勞動供給。

綜上所述，現(xiàn)有文獻缺乏對代際支持行為的有機組合進行深入考察，基于代際互動視角研究代際關(guān)系及其效應(yīng)的文獻尚不多見。鑒于此，本文研究了代際互動對低齡老人勞動供給的影響，其邊際貢獻在于：第一，從代際互動視角刻畫中國家庭代際關(guān)系，豐富和拓展了代際關(guān)系對老年人勞動供給影響的研究，理順了老年人勞動供給決策的代際關(guān)系底層邏輯，為促進老有所為與老有所養(yǎng)的相關(guān)政策制定提供實證依據(jù)。第二，基于經(jīng)濟凈支持與隔代照料安排界定代際互動類型，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老年人口主體且規(guī)模不斷擴大的宏觀現(xiàn)實，以及低齡老人具備人力資源優(yōu)勢的特點，基于CHARLS數(shù)據(jù)研究低齡老人勞動供給，為持續(xù)發(fā)揮中國人口紅利提供針對性的研究結(jié)論。

三、理論分析與研究假設(shè)

1.代際互動與低齡老人勞動供給的內(nèi)在機理

基于個體勞動供給理論模型，結(jié)合考克斯(Cox)的交換動機模型、貝克爾(Becker)的利他動機模型，將代際互動中的經(jīng)濟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)濟凈支持和隔代照料對主體勞動供給決策的影響?？紤]一個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)濟凈支持。當(dāng)>0時，表明子女向老年父母提供了經(jīng)濟凈支持；當(dāng)<0時，表明老年父母向子女提供了經(jīng)濟凈支持；當(dāng)=0時，表明雙方都沒有獲得經(jīng)濟凈支持。式(4)表明老年父母的收入等于工資與勞動供給量的乘積。

效用最大化的一階條件為：

(5)

??=[(1-)]·??

(6)

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

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求導(dǎo)，可得：

(7)

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

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

(8)

由式(8)可知,當(dāng)提供隔代照料時，老年父母會減少勞動供給。

2.代際互動類型辨析

參考狄金華等和趙繼倫等的研究，基于經(jīng)濟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，將代際互動分為四種類型，見表1。

表1 代際互動的類型

當(dāng)子女提供了經(jīng)濟凈支持(>0)且老年父母提供了隔代照料時，老年父母與子女形成了互助的代際關(guān)系，將此類代際互動界定為互助型。當(dāng)子女提供了經(jīng)濟凈支持(>0)但當(dāng)老年父母未提供隔代照料時，子女贍養(yǎng)老年父母并未獲得回報，與“撫育—贍養(yǎng)”的孝道倫理相符，將此類代際互動界定為贍養(yǎng)型。當(dāng)老年父母提供隔代照料但未獲得子女經(jīng)濟凈支持(=0)或還向子女提供了經(jīng)濟凈支持(<0)時，相當(dāng)于在撫育孫輩的同時還向子女提供了撫養(yǎng)費當(dāng)=0時，子女沒有向老年父母提供本應(yīng)該給付的贍養(yǎng)費，等同于老年父母為子女墊付了撫養(yǎng)費。，將此類代際互動界定為養(yǎng)育型。當(dāng)老年父母未提供隔代照料且未獲得子女經(jīng)濟凈支持(=0)或還向子女提供了經(jīng)濟凈支持(<0)時，對子女是一種“逆反哺”，將此類代際互動界定為撫養(yǎng)型。除了贍養(yǎng)型，老年父母在其他代際互動類型中向子女提供了經(jīng)濟凈支持或隔代照料，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。假定老年父母的福利水平由其個體效用(,)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)，對求全微分，可得：

(9)

由式(9)可知，老年父母的勞動供給變動取決于經(jīng)濟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類型。由此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：代際互動對低齡老人勞動供給有顯著的影響。

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

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

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

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)型代際互動能增加低齡老人勞動供給。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)型代際互動能兼顧低齡老人勞動供給增加與養(yǎng)老保障的政策目標(biāo)，回歸到了“撫育—贍養(yǎng)”反饋模式，實現(xiàn)了帕累托最優(yōu)。

將勞動類型區(qū)分為農(nóng)業(yè)勞動和非農(nóng)勞動，由中國經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實可知，隨著農(nóng)村大量青年勞動力流向城鎮(zhèn)，從事農(nóng)業(yè)的老年人越來越多。此外，不少老人有種地情結(jié)，且農(nóng)業(yè)勞動的工作家庭兼容性強，便于靈活安排勞動時間。因此，代際互動等社會、家庭因素可能對低齡老人參與農(nóng)業(yè)勞動的影響較弱。非農(nóng)勞動的工作家庭兼容性弱，且受嚴(yán)格的勞動制度約束，在面對務(wù)工與家庭照料的沖突時，對勞動供給影響較顯著。據(jù)此，提出假設(shè)2、假設(shè)2a和假設(shè)2b。

假設(shè)2：代際互動對低齡老人不同類型勞動供給的影響存在顯著差異。

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

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

在考察代際互動對低齡老人勞動供給的影響時，還需要考慮性別、年齡、鄉(xiāng)城人口流動等異質(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，可能會更傾向于減少工作時間；在面臨“逆反哺”需求時，則會大幅延長勞動時間，勞動供給受代際互動的影響更明顯。

老年人的就業(yè)率和勞動參與率會隨著年齡增大而降低。不少年齡較輕的低齡老人退休時間不長，容易再次獲得工作機會。因此，年齡較輕的低齡老人勞動供給彈性較大，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)城流動老人是一個龐大的特殊群體，具有農(nóng)村人、老年人、流動者三重弱勢特征?！吨袊鲃尤丝诎l(fā)展報告2016》顯示，2015年在子女居住城市與農(nóng)村之間流動的老齡群體數(shù)量近800萬人。由2016年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)可知，81.74%的農(nóng)村老年流動人口為低齡老人，流動的根本動因是務(wù)工，但就業(yè)層次低、缺少社會保障，工資僅為城城流動老人的2/3，并且勞動時間最長。鄉(xiāng)城流動老人還面臨沉重的家庭照料負擔(dān)，其中43%的鄉(xiāng)城流動老人需要照料孫輩，大多是社會適應(yīng)能力有限的低齡老人。因此，鄉(xiāng)城流動低齡老人在務(wù)工、隔代照料與養(yǎng)老之間面臨更突出的矛盾，代際互動對其福利和勞動供給的影響可能更明顯。本文將樣本中戶口類型為農(nóng)業(yè)戶口且居住地在城鎮(zhèn)的受訪者歸為鄉(xiāng)城流動低齡老人樣本，將其余受訪者歸為非鄉(xiāng)城流動低齡老人樣本。

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：代際互動對低齡老人勞動供給的影響會因性別、年齡、是否鄉(xiāng)城流動等異質(zhì)性因素而存在顯著差別。

假設(shè)3a：代際互動對女性低齡老人勞動供給的影響大于男性低齡老人。

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

假設(shè)3c：代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人勞動供給的影響大于非鄉(xiāng)城流動低齡老人。

四、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與基本事實

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)。該調(diào)查由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心組織實施，對中國大陸45歲以上中老年居民進行了大規(guī)模隨機抽樣，旨在收集一套具有全國代表性的高質(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，是研究中國老齡化問題的重要數(shù)據(jù)資源。CHARLS團隊于2008年首先在甘肅、浙江兩省開展了預(yù)調(diào)查，在此基礎(chǔ)上于2011年至2012年在全國開展了基線調(diào)查，樣本區(qū)域包括28個省份150個縣級單位的450個村或居委會，調(diào)查內(nèi)容涵蓋受訪者家庭信息、健康狀況和功能、認知和抑郁、醫(yī)療保健與保險、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年進行一次追蹤調(diào)查，定期補充年輕樣本，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名受訪對象。

鑒于本文的研究對象是低齡老人，故僅保留60—69歲的樣本。代際互動的前提是有健在子女且有孫輩，故剔除沒有健在子女和沒有孫輩的樣本。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供給，用總勞動時間度量。2018年CHARLS追訪問卷詢問了過去一年中，農(nóng)業(yè)自雇、受雇、非農(nóng)自雇和為家庭經(jīng)營活動幫工三類工作的時間。用每類勞動的工作月數(shù)×4.35×每周工作天數(shù)×每天工作小時數(shù)÷52，可得過去一年每類工作的平均周勞動時間。將三類工作的平均周勞動時間加總，可得平均每周的總勞動時間。

2018年CHARLS追訪問卷將受訪者的工作分為：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)營活動幫工四類，農(nóng)業(yè)自雇、農(nóng)業(yè)打工屬于農(nóng)業(yè)勞動，非農(nóng)受雇、非農(nóng)自雇和為家庭經(jīng)營活動幫工屬于非農(nóng)勞動，由此可分別計算受訪者的農(nóng)業(yè)勞動時間和非農(nóng)勞動時間。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時間按農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)受雇分解，才可得農(nóng)業(yè)打工時間和非農(nóng)受雇時間。受雇工作時間分解的原則是：當(dāng)受訪者在過去一年參與了農(nóng)業(yè)打工而未參與非農(nóng)受雇時，確認受雇工作時間全部歸于農(nóng)業(yè)打工，反之確認受雇工作時間全部歸于非農(nóng)受雇。當(dāng)受訪者在過去一年同時參與了農(nóng)業(yè)打工和非農(nóng)受雇時，則依據(jù)雇主類型確認：當(dāng)雇主為農(nóng)戶時，確認受雇工作時間全部歸于農(nóng)業(yè)打工；當(dāng)雇主為其他類型時，確認受雇工作時間全部歸于非農(nóng)受雇。

(2)核心解釋變量。本文的核心解釋變量是代際互動。依據(jù)表1列示的代際互動類型生成虛擬變量?；诮?jīng)濟凈支持的方向和老年父母是否提供隔代照料來確定代際互動的類型。經(jīng)濟凈支持為子女給予老年父母的經(jīng)濟支持與老年父母給予子女的經(jīng)濟支持之差。根據(jù)2018年CHARLS追訪問卷，由過去一年所有共同居住小于12個月的子女給予老年父母的錢與物價值之和來度量子女給予老年父母的經(jīng)濟支持，同理可得老年父母給予子女的經(jīng)濟支持。由問題一“過去一年，您或您的配偶是否花時間照看了您的孫子女以及外孫子女？”、問題二“過去一年，您和您的配偶大約花幾周，每周花多少時間來照看？”來確認受訪者或配偶是否提供隔代照料。對于問題一回答“否”的樣本，認為受訪者及其配偶均未提供隔代照料；對于問題一回答“是”且問題二“我提供照料周數(shù)”大于0的樣本，認為受訪者提供了隔代照料；對于問題一回答“是”且問題二“我愛人提供照料周數(shù)”大于0的樣本，認為受訪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)系和勞動力供給的研究成果，從個體特征、家庭特征和地區(qū)特征三個方面選取控制變量。其中，個體特征變量包括：性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、居住地、戶口類型、健康狀況、是否退休、是否參與社交活動、是否有醫(yī)療保險、是否有養(yǎng)老保險。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)(詳見表2)。

由表2各代際互動變量均值可知代際互動類型分布：贍養(yǎng)型占比達38%，在四類代際互動中比例最高，表明中國家庭最主要的代際關(guān)系依然是“撫育—贍養(yǎng)”模式，但是占比沒有達到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_35%，接近贍養(yǎng)型的比重。隨著鼓勵生育政策落地，二孩、三孩家庭將不斷增加，如果社會育兒服務(wù)持續(xù)缺位，低齡老人的隔代照料負擔(dān)將加劇，互助型比例可能會進一步提高。撫養(yǎng)型和養(yǎng)育型這兩類代際互動占比不高，但兩者之和也高達28%，表明接近三成的低齡老人福利水平受損。

表2 變量說明及其描述性統(tǒng)計

3.基本事實

表3給出了低齡老人全樣本及各子樣本勞動時間變量的均值與均值檢驗，由此可知勞動時間分布的基本事實。從全樣本看：互助型的總勞動時間最短，平均每周14.49小時的勞動時間，相比其他代際互動類型顯著縮短了3.24小時，與假設(shè)1a一致。撫養(yǎng)型的總勞動時間最長，平均每周20.94小時的勞動時間，相比其他代際互動類型顯著延長了4.96小時，與假設(shè)1b一致。互助型和撫養(yǎng)型的平均農(nóng)業(yè)勞動時間檢驗不顯著，表明不同代際互動的農(nóng)業(yè)勞動時間無顯著差別，與假設(shè)2a一致。互助型的平均非農(nóng)勞動時間最短，僅為4.95小時，相比其他代際互動類型顯著縮短3.12小時；撫養(yǎng)型的平均非農(nóng)勞動時間最長，為10.61小時，相比其他代際互動類型顯著延長4.15小時，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時間顯著最短、撫養(yǎng)型總勞動時間最長，證實了全樣本觀察結(jié)果的穩(wěn)健性。在所有代際互動安排下，男性低齡老人的總勞動時間明顯長于女性低齡老人，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時間明顯長于65歲及以上低齡老人，表明低齡老人的勞動供給隨年齡增加而減少。值得關(guān)注的是，在不同代際互動安排下，鄉(xiāng)城流動低齡老人總勞動時間變動最大，表明其養(yǎng)老、隔代照料與勞動就業(yè)之間的矛盾最突出。互助型縮短了鄉(xiāng)城流動低齡老人平均每周8.19小時的勞動時間，表明有隔代照料需求時，將大幅縮減勞動供給；撫養(yǎng)型延長了其平均每周16.09小時的勞動時間，達到所有樣本中最高的29.91小時，表明如果作為弱勢群體的鄉(xiāng)城流動低齡老人需要“逆反哺”，則要付出遠比其他人群多的勞動量，陷入過度勞動的困境。

表3 勞動時間的描述統(tǒng)計

五、實證分析

1.計量策略

由描述統(tǒng)計結(jié)果可知，不同代際互動的勞動供給均值存在顯著差異，但按代際互動類型分組不是隨機分組，沒有控制樣本選擇偏差，無法準(zhǔn)確估計代際互動對低齡老人勞動供給的影響。魯賓(Rubin)提出了稱為“魯賓因果模型”的“反事實框架”，可用于估算某類代際互動受訪者與假想這些受訪者不屬于該代際互動類型時勞動供給的差異，以解決這種樣本內(nèi)生選擇偏差問題。基于該思想，發(fā)展出了匹配估計法，依可觀測變量(協(xié)變量)，為每一位處理組個體匹配相似的控制組個體，由此可得“反事實”個體，從而獲得無偏且一致的匹配估計量。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)有多個可觀測變量時，直接匹配可能遇到的高維數(shù)據(jù)稀疏問題。傾向得分(PS)是給定可觀測變量時，個體進入處理組的條件概率。根據(jù)PS值，對每一位處理組個體匹配最相近的“反事實”個體。經(jīng)匹配獲得了隨機分組樣本，解決了樣本選擇偏差問題，可計算平均處理效應(yīng)(ATT)并檢驗其顯著性。

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估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.基準(zhǔn)實證結(jié)果

運用PSM估計，基于四種匹配方法，分別以互助型和撫養(yǎng)型作為處理組，估計了低齡老人總勞動時間、農(nóng)業(yè)勞動時間和非農(nóng)勞動時間的ATT，考察了代際互動對低齡老人勞動供給的影響，結(jié)果見表4。絕大多數(shù)觀測值在共同取值范圍內(nèi)，個體差異都控制在10%以內(nèi)，估計結(jié)果都通過了平衡性檢驗，表明匹配消除了處理組和控制組個體特征差異。

表4 代際互動對低齡老人勞動供給的PSM估計結(jié)果

對于給定的代際互動類型，以總勞動時間作為結(jié)果變量，四種匹配方法的ATT估計結(jié)果方向相同且顯著，PSM估計是穩(wěn)健的，表明處理組與控制組的總勞動時間有顯著差異，代際互動對低齡老人的總勞動時間產(chǎn)生了顯著影響，驗證了假設(shè)1。

由ATT估計結(jié)果可知：互助型代際互動對低齡老人總勞動時間有顯著的負向影響，減少了低齡老人平均每周3.53小時至5.19小時的勞動時間，說明在互助型代際互動安排下，低齡老人的勞動供給最小，驗證了假設(shè)1a。通過互助型代際互動，一方面，子女給予低齡老人的經(jīng)濟凈支持減輕了其生活壓力，對勞動收入產(chǎn)生了“替代效應(yīng)”，減少了低齡老人總勞動時間；另一方面，出于交換動機或利他動機，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，進一步擠出了總勞動時間，這與吳敏、鄒紅等的研究結(jié)果一致。撫養(yǎng)型代際互動對低齡老人總勞動時間有顯著的正向影響，增加了低齡老人平均每周4.20小時至5.04小時的勞動時間，說明在撫養(yǎng)型代際互動安排下，低齡老人的勞動供給最大，驗證了假設(shè)1b。撫養(yǎng)型代際互動反映了代際關(guān)系的失衡，低齡老人給予子女經(jīng)濟凈支持的“逆反哺”行為降低了老年父母的生活福利，擴大了其預(yù)算缺口，對其勞動供給產(chǎn)生了激勵作用，這與李夢竹、暢倩、王兆萍等的研究結(jié)論一致。由此可見，互助型代際互動保障了低齡老人生活來源和福利水平，但不利于其增加勞動供給；撫養(yǎng)型代際互動雖然能實現(xiàn)低齡老人勞動供給增量最大化，但卻是以失衡代際關(guān)系下低齡老人的福利損失為代價的。養(yǎng)育型代際互動也反映了代際關(guān)系失衡，給低齡老人帶來的福利水平最低，自然不能實現(xiàn)積極老齡化。因此，只有引導(dǎo)代際互動轉(zhuǎn)向贍養(yǎng)型這種平衡的代際關(guān)系，通過家庭養(yǎng)老維持低齡老人福利，并引導(dǎo)其適度延長工作周期，才能實現(xiàn)老有所為與老有所養(yǎng)的兩全，這與王兆萍等的觀點一致。

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

3.不同性別低齡老人勞動供給的差異分析

運用PSM估計，基于四種匹配方法，考察了代際互動對男性低齡老人和女性低齡老人勞動供給影響的差異，結(jié)果見表5。絕大多數(shù)觀測值在共同取值范圍內(nèi)，除了當(dāng)處理組為撫養(yǎng)型，對男性低齡老人樣本運用最近鄰匹配、對女性低齡老人樣本運用核匹配時，個別協(xié)變量個體差異超過10%外，其余估計結(jié)果都通過了平衡性檢驗。

由表5可知：互助型代際互動對男性低齡老人和女性低齡老人的總勞動時間都有顯著負向影響，與基準(zhǔn)實證結(jié)果一致?；ブ痛H互動減少了男性低齡老人平均每周3.68小時至3.81小時的勞動時間，減少了女性平均每周2.90小時至3.69小時的勞動時間，差異不大。但從變化幅度看，男性低齡老人總勞動時間變化幅度為-16.34%至-16.81%，明顯小于女性低齡老人總勞動時間-20.89%至-25.16%的變化幅度，說明互助型代際互動對女性低齡老人勞動供給的負向影響更大，驗證了假設(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。隨著中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)由農(nóng)業(yè)化向工業(yè)化變遷，女性勞動參與率大幅提高，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，如果子女提供了保障老年生活的經(jīng)濟凈支持，女性低齡老人往往選擇回歸家庭，減少了勞動供給。無論是否提供家庭照料，男性都需要負責(zé)養(yǎng)家糊口，因此互助型代際互動對男性低齡老人勞動供給影響較小。

表5 代際互動對不同性別低齡老人勞動供給的影響

撫養(yǎng)型代際互動對男性低齡老人和女性低齡老人的總勞動時間都有顯著正向影響，與基準(zhǔn)實證結(jié)果一致。撫養(yǎng)型代際互動增加了男性低齡老人平均每周3.81小時至5.64小時的勞動時間，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小時至6.09小時的勞動時間，變化幅度為34.12%至53.23%，表明撫養(yǎng)型代際互動對女性低齡老人勞動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、中介等勞動密集型服務(wù)業(yè)，在撫養(yǎng)型代際互動安排導(dǎo)致女性低齡老人預(yù)算缺口擴大時，需要比男性低齡老人增加更多勞動供給以維持個體效用。

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

4.不同年齡段低齡老人勞動供給的差異分析

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

由表6可知，互助型代際互動對兩個年齡段低齡老人的總勞動時間都有顯著負向影響，與基準(zhǔn)實證結(jié)果一致?；ブ痛H互動減少了65歲以下低齡老人平均每周4.99小時至5.60小時的勞動時間，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小時至2.86小時的勞動時間，變化幅度為-13.64%至-18.35%，表明互助型代際互動對65歲以下低齡老人勞動供給的負向影響大于65歲及以上低齡老人，假設(shè)3b成立。老年人的勞動參與率和就業(yè)率會隨著年齡增長而顯著降低，65歲以下低齡老人在隔代照料與繼續(xù)勞動之間的選擇余地更大。在互助型代際互動安排下，65歲以下低齡老人獲得了成年子女經(jīng)濟支持，在有隔代照料需求時，更傾向于照顧家庭，勞動供給會明顯減少。65歲及以上低齡老人原本勞動供給較少，即使面臨隔代照料需求，在勞動供給和隔代照料時間之間的取舍范圍也很有限，因此勞動供給縮減較少。

表6 代際互動對不同年齡段低齡老人勞動供給的影響

撫養(yǎng)型代際互動對兩個年齡段低齡老人的總勞動時間都有顯著正向影響，與基準(zhǔn)實證結(jié)果一致。撫養(yǎng)型代際互動增加了65歲以下低齡老人平均每周5.47小時至6.10小時的勞動時間，增加了65歲及以上低齡老人平均每周3.58小時至4.64小時的勞動時間，表明撫養(yǎng)型代際互動對65歲以下低齡老人的勞動供給的正向影響大于65歲及以上低齡老人，驗證了假設(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間不長，容易通過返聘等方式重返工作崗位，在撫養(yǎng)型代際互動安排時，可以增加勞動供給以彌補“逆反哺”帶來的預(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)型代際互動安排時，勞動供給增加較少。

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

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

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

表7 代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人與非鄉(xiāng)城流動低齡老人勞動供給的影響

由表7可知，互助型代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人和非鄉(xiāng)城流動低齡老人的總勞動時間都有顯著負向影響，與基準(zhǔn)實證結(jié)果一致?；ブ痛H互動減少了鄉(xiāng)城流動低齡老人平均每周5.82小時至7.08小時的勞動時間，變化幅度為-35.31%至-39.93%；減少了非鄉(xiāng)城流動低齡老人平均每周3.05小時至3.61小時的勞動時間，變化幅度為-16.95%至-21.28%，表明互助型代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人勞動供給的負向影響遠大于非鄉(xiāng)城流動低齡老人，驗證了假設(shè)3c。由描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，鄉(xiāng)城流動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，減少勞動供給、增加隔代照料時間不會給鄉(xiāng)城流動低齡老人帶來過高的機會成本。在互助型安排下，成年子女給予的經(jīng)濟支持能對微薄的務(wù)工收入產(chǎn)生更強的替代效應(yīng)，從而獲得更高的生活質(zhì)量，這與王偉同等的觀點一致。因此，在面臨家庭照料與務(wù)工的時間沖突時，鄉(xiāng)城流動低齡老人更傾向于減少務(wù)工時間，總勞動時間降幅較大。

撫養(yǎng)型代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人和非鄉(xiāng)城流動低齡老人的總勞動時間都有顯著的正向影響，與基準(zhǔn)實證結(jié)果一致。撫養(yǎng)型代際互動增加了鄉(xiāng)城流動低齡老人平均每周13.30至16.01小時的勞動時間，變化幅度為81.58%至117.85%；增加了非鄉(xiāng)城流動低齡老人平均每周4.25至5.08小時的勞動時間，變化幅度為26.59%至33.86%，表明撫養(yǎng)型代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人勞動供給的正向影響遠大于非鄉(xiāng)城流動低齡老人，假設(shè)3c成立。鄉(xiāng)城流動低齡老人的務(wù)工收入低、缺少養(yǎng)老保障，總勞動時間原本就遠長于其他人群。當(dāng)處于撫養(yǎng)型的失衡代際關(guān)系時，“逆反哺”給鄉(xiāng)城流動低齡老人帶來了更大的經(jīng)濟壓力，較弱的城鎮(zhèn)適應(yīng)能力又使其無法實現(xiàn)職業(yè)層次向上流動，迫使其進一步大幅延長從事低層次工作的勞動時間，陷入了“無休止勞動”的困境，這與譚娜等的觀點類似。

代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人農(nóng)業(yè)勞動時間的影響不顯著，與基準(zhǔn)實證結(jié)果一致，原因在于鄉(xiāng)城流動低齡老人已遷移至城鎮(zhèn)，參與農(nóng)業(yè)勞動的機會和時間較少。代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人和非鄉(xiāng)城流動低齡老人的非農(nóng)勞動時間均有顯著的影響，結(jié)論與總勞動時間作為結(jié)果變量的PSM估計相同，表明實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

6.穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性檢驗

上面已通過替換處理變量和樣本的方法證明了基準(zhǔn)實證結(jié)果是穩(wěn)健的。本部分通過改變估計方法，對基準(zhǔn)實證模型進行穩(wěn)健性檢驗。將全部協(xié)變量作為控制變量，采用Tobit估計方法進行估計，結(jié)果見表8的(1)列。由于CHARLS數(shù)據(jù)是多層次的，個體勞動供給可能會受社區(qū)(村)層面不可觀測的鄰里效應(yīng)影響，采用多層次Tobit估計方法(Metobit)進行估計，結(jié)果見表8的(2)列，村級隨機截距項方差顯著，表明存在顯著的分層效應(yīng)。運用Tobit和Metobit估計方法的代際互動變量估計系數(shù)方向和顯著性與PSM估計結(jié)論一致，說明基準(zhǔn)實證結(jié)果穩(wěn)健。

由于勞動供給與代際互動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)層面某類代際互動的比例作為該類代際互動的工具變量。為避免多重共線性問題，分別以互助型和撫養(yǎng)型變量作為核心解釋變量。運用Ivtobit估計方法進行估計，結(jié)果見表8的(3)、(4)兩列。由Wald檢驗可知：不能拒絕互助型變量的外生性原假設(shè)，說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)，工具變量滿足相關(guān)性和外生性。處理效應(yīng)模型(Treatreg)能夠處理不可測變量的內(nèi)生性問題，運用Treatreg估計方法進行估計，結(jié)果見表8的(5)列和(6)列。Wald檢驗不顯著，表明可能不存在不可測變量帶來的隱性偏差。Ivtobit和Treatreg的估計結(jié)果都表明：代際互動變量估計系數(shù)的方向和顯著性與PSM估計結(jié)論一致。

表8 穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性檢驗

六、結(jié)論與討論

為積極應(yīng)對人口老齡化，促進老齡社會健康穩(wěn)定發(fā)展，需要充分利用老齡人口紅利，鼓勵數(shù)量龐大的低齡老人群體增加勞動供給。老有所養(yǎng)是發(fā)揮低齡老人人力資源優(yōu)勢的前提，在家庭養(yǎng)老為基礎(chǔ)的養(yǎng)老體系下，家庭代際互動決定了低齡老人生活福利并進而影響其勞動供給。依據(jù)經(jīng)濟凈支持方向和低齡老人是否提供隔代照料，將代際互動分為互助型、贍養(yǎng)型、養(yǎng)育型和撫養(yǎng)型四類，基于2018年CHARLS數(shù)據(jù)，采用PSM估計方法考察了代際互動對低齡老人勞動供給的影響，并進一步考察了代際互動對低齡老人不同類型勞動供給的影響，還考察了代際互動對不同性別、不同年齡段、是否鄉(xiāng)城流動低齡老人勞動供給影響的差異，結(jié)論如下。

第一，代際互動對低齡老人勞動供給有顯著的影響。在互助型代際互動安排下，低齡老人的總勞動時間最短，違背了老有所為的目標(biāo)。在撫養(yǎng)型代際互動安排下，低齡老人總勞動時間最長，但卻是以加重低齡老人生活負擔(dān)為代價的，不符合老有所養(yǎng)的初衷。養(yǎng)育型代際互動對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)型代際互動能夠使低齡老人在保障生活來源的前提下，通過增加勞動供給實現(xiàn)個人自我養(yǎng)老，從而實現(xiàn)老有所為與老有所養(yǎng)的帕累托改進，是理想的代際互動安排。

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

第三，異質(zhì)性因素會給代際互動對低齡老人勞動供給的影響帶來顯著差別。代際互動對女性低齡老人勞動供給的影響幅度超過男性低齡老人，這一方面在于中國家庭傳統(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)負擔(dān)時，更容易被擠占勞動供給；另一方面在于女性較低的工資率以及勞動密集型服務(wù)業(yè)就業(yè)取向，在面對“逆反哺”帶來的預(yù)算缺口時，女性低齡老人往往需要付出更多勞動。代際互動對65歲以下低齡老人勞動供給的影響大于65歲及以上低齡老人，原因在于65歲以下低齡老人勞動參與率和就業(yè)率較高，勞動供給選擇余地較大。代際互動對鄉(xiāng)城流動低齡老人勞動供給的影響大于非鄉(xiāng)城流動低齡老人，原因在于鄉(xiāng)城流動低齡老人作為特殊弱勢群體，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，往往大幅縮減工作時間；在需要給予子女“逆反哺”時，則被迫過度延長工作時間。

鼓勵低齡老人增加勞動供給，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，促進代際經(jīng)濟支持正向流動，保障老年父母的生活來源和福利。健全社會保障體系和社會育兒服務(wù)，減輕子女家庭養(yǎng)老壓力和低齡老人隔代照料負擔(dān)，提高家庭發(fā)展能力，促進低齡老人積極參與勞動，增強其自我養(yǎng)老能力，實現(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)勞動崗位的工作家庭兼容性。提高女性低齡老人的勞動參與程度，開發(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間，加強對女性低齡老人的就業(yè)幫扶與培訓(xùn)。實施漸近式的延遲退休政策，遵循小步調(diào)整、彈性實施的改革原則，鼓勵年齡較輕的低齡老人繼續(xù)工作。保障鄉(xiāng)城流動低齡老人等弱勢群體的勞動權(quán)益和生活福祉，使他們在流入地實現(xiàn)老有所養(yǎng)、病有所醫(yī)、住有所居，獲得歸屬感、幸福感和貢獻感，安心從事勞動生產(chǎn)，并且避免出現(xiàn)過度勞動的困境。

本文從家庭代際互動的視角出發(fā)，深入研究了低齡老人的勞動供給，能夠為中國實施積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略、持續(xù)發(fā)揮人力資源優(yōu)勢提供一些政策啟示。但不可否認的是，本文的研究仍存在一些局限性。在人口老齡化社會，不僅要實現(xiàn)老有所養(yǎng)，更要努力實現(xiàn)老有所樂。在后續(xù)的研究中，應(yīng)該以低齡老人的生活滿意度作為目標(biāo)函數(shù)，考察在老年父母幸福感、獲得感最大化約束下，代際互動與其勞動供給的關(guān)系。另外，實現(xiàn)低齡老人老有所為不單單指增加了勞動供給，更需要考察低齡老人能否積累人力資本，能否實現(xiàn)職業(yè)向上流動和人力資源優(yōu)化配置。因此，在后續(xù)研究中，要進一步探討代際互動對低齡老人職業(yè)流動的影響。