生育政策調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的影響

[摘 要] 黨的十八大以來，黨中央為了適應(yīng)我國人口形勢(shì)的變化，不斷調(diào)整生育政策，顯著影響了人們的生育預(yù)期和生育決策。那么，在老年人普遍幫助子女照料孫輩的現(xiàn)實(shí)背景下，生育政策調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與產(chǎn)生了怎樣的影響？從數(shù)量效應(yīng)來看，相較于子代生育一孩的老年人，子代生育二孩的城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與概率低36.3%，周勞動(dòng)時(shí)間少26個(gè)小時(shí)。政策效應(yīng)的結(jié)果表明，全面二孩政策會(huì)使城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與概率降低17.8%，周勞動(dòng)時(shí)間減少近17個(gè)小時(shí)。隔代照料、托育服務(wù)和互聯(lián)網(wǎng)信息獲取是全面二孩政策影響老年人勞動(dòng)參與的中介機(jī)制。隔代照料需求增加是子代生育二孩對(duì)老年人勞動(dòng)參與產(chǎn)生負(fù)向影響的一個(gè)顯著機(jī)制，而充足的社會(huì)托幼資源與較高的就業(yè)信息可及性可以有效緩釋這種負(fù)向影響。此外，異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，全面二孩政策影響老年人勞動(dòng)參與的負(fù)向效果主要來源于女性老年人以及子代的第一個(gè)孩子還是學(xué)齡前兒童的群體。

[關(guān)鍵詞] 生育政策調(diào)整；老年人勞動(dòng)參與；隔代照料

[DOI編號(hào)] 10.14180/j.cnki.1004-0544.2024.04.008

[中圖分類號(hào)] C913.6; C924.21; F249.21? ? [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)] 1004-0544（2024）04-0069-11

作者簡介：程廣帥（1979—），男，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院和人口與區(qū)域研究中心副教授。

一、引言

第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年我國60歲以上人口達(dá)2.6億，占18.7%，較2010年上升5.38個(gè)百分點(diǎn)。老齡化程度的進(jìn)一步加深不僅給我國養(yǎng)老和醫(yī)保等基金支出帶來巨大壓力，也對(duì)我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展造成嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。在這一社會(huì)背景下，黨中央作出“積極應(yīng)對(duì)人口老齡化”戰(zhàn)略部署，鼓勵(lì)和支持老年人就業(yè)，加快開發(fā)老年人力資源，這對(duì)于增加我國勞動(dòng)力資源供給，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

近年來我國老年人的就業(yè)率偏低且持續(xù)下降1，如何提高老年人的勞動(dòng)參與率成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)話題。目前，關(guān)于老年人勞動(dòng)參與的影響因素研究主要集中在個(gè)人特征和社會(huì)特征上，包括年齡、性別、受教育程度、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)保障政策等因素1，也有部分研究探討了家庭特征對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響，主要包括代際經(jīng)濟(jì)支持、隔代照料等代際因素2。還有一些研究則探討了隔代照料對(duì)中老年人退休情況的影響，發(fā)現(xiàn)祖輩身份或隔代照料會(huì)顯著增加中老年人退休概率或提前退休意向3。但關(guān)注生育政策變化與老年人勞動(dòng)參與的文獻(xiàn)還不多見。

在我國的文化傳統(tǒng)中，老年人不僅肩負(fù)撫養(yǎng)子女的責(zé)任，而且具有幫助子女照料孫輩的“無限責(zé)任”，老年人普遍面臨如何在隔代照料與勞動(dòng)參與之間進(jìn)行權(quán)衡的難題。改革開放以來，為了適應(yīng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)形勢(shì)的不斷變化，我國的生育政策也不斷調(diào)整，從獨(dú)生子女政策到“單獨(dú)二孩”政策，到全面二孩政策，再到現(xiàn)在的三孩政策。顯然，“單獨(dú)二孩”政策和全面二孩政策對(duì)二孩出生數(shù)量產(chǎn)生了明顯效果4，而孫輩數(shù)量會(huì)在一定程度上影響老年人的照料決策5。那么，針對(duì)隔代照料與就業(yè)參與之間可能存在的沖突，生育政策調(diào)整會(huì)對(duì)老年人的勞動(dòng)參與產(chǎn)生怎樣的影響？本文嘗試以全面二孩政策為例，從全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的政策效應(yīng)、數(shù)量效應(yīng)、作用機(jī)制和異質(zhì)性等多個(gè)維度展開討論，深入分析生育政策調(diào)整對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響，為黨和政府如何更好地協(xié)調(diào)生育政策與開發(fā)老年人力資源之間的關(guān)系提供理論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

和已有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，在理論層面，將全面二孩政策、隔代照料和老年人勞動(dòng)參與行為納入同一分析框架，論證了三者之間的關(guān)系，拓展了研究視角。第二，在實(shí)證分析方面，采用工具變量法和三重差分法處理了潛在的內(nèi)生性問題。第三，在研究內(nèi)容方面，本文不僅測(cè)度了生育二孩影響老年人勞動(dòng)參與的數(shù)量效應(yīng)，而且測(cè)度了全面二孩政策影響老年人勞動(dòng)參與的政策效應(yīng)。

二、理論分析與研究假說

（一）全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的影響

為了應(yīng)對(duì)我國總和生育率持續(xù)偏低的問題，2015年12月31日，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于實(shí)施全面兩孩政策 改革完善計(jì)劃生育服務(wù)管理的決定》正式出臺(tái)，自2016年起開始實(shí)施全面二孩政策。全面二孩政策實(shí)施以來，有很多育齡夫婦生育二孩6。當(dāng)前經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展伴隨著就業(yè)競爭日趨白熱化，年輕父母難以兼顧事業(yè)發(fā)展與家庭照料。在二孩家庭，夫妻二人既要照顧第一個(gè)孩子的學(xué)習(xí)和生活需要，還要照料第二個(gè)孩子，如果沒有外部力量的支持，年輕夫妻很難有精力照顧好兩個(gè)孩子。因此，相對(duì)于一孩家庭，二孩家庭對(duì)來自父輩或社會(huì)的照料支持有著更為迫切的需求。我國普惠性托育機(jī)構(gòu)發(fā)展嚴(yán)重滯后，且很多家庭囿于經(jīng)濟(jì)壓力難以從正式的托育機(jī)構(gòu)獲得嬰幼兒照料資源，因此，在代際聯(lián)系緊密且托育機(jī)構(gòu)資源供給嚴(yán)重匱乏的中國，生育二孩的家庭主要依靠自己的父輩來幫助照料嬰幼兒。老年人在孫輩的養(yǎng)育照料過程中，往往扮演協(xié)助者甚至是代理者的角色1?；谝陨戏治觯岢鲅芯考僬f1：

假說1：子代生育二孩會(huì)降低城鎮(zhèn)老年人參與就業(yè)的可能性，對(duì)城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與和勞動(dòng)時(shí)間產(chǎn)生負(fù)向影響。

（二）生育政策調(diào)整影響老年人勞動(dòng)參與的機(jī)制分析

對(duì)于老年人來說，非正式兒童照護(hù)提供者的角色與就業(yè)角色這兩者間可能產(chǎn)生沖突，隔代照料可能會(huì)擠占老年人的工作時(shí)間，甚至?xí)蛊渫顺鰟趧?dòng)力市場，降低祖輩的勞動(dòng)時(shí)長2。子代生育二孩意味著家庭規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大，同時(shí)照顧兩個(gè)孩子的壓力也使年輕夫妻更迫切地需要父輩的照料支持，使老年人更有可能或更大程度地參與子代家庭的照料活動(dòng)，尤其是對(duì)孫輩的隔代照料。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國超過60%的3歲以下的兒童主要由祖輩參與照料3。因此，子代生育二孩將增大老年人提供隔代照料的可能性?；谝陨戏治觯岢鲅芯考僬f2：

假說2：隔代照料是全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與產(chǎn)生負(fù)向影響的一個(gè)顯著機(jī)制。

祖輩隔代照料發(fā)揮了重要作用，并不意味著公共托育服務(wù)可有可無。由于代際之間在生活方式、養(yǎng)育觀念、價(jià)值理念等方面存在較大差異，很多家庭并不愿意和父輩住在一起。尤其是生育二孩的家庭，父輩年齡普遍偏大，也難有精力承擔(dān)隔代照料的責(zé)任。因此，如果能夠獲得托育服務(wù)資源且能夠承擔(dān)托育服務(wù)成本，不少家庭更愿意選擇公共托育服務(wù)，而不是讓年邁的雙親幫忙照料孩子?；谝陨戏治?，提出研究假說3：

假說3：托育服務(wù)供給能夠緩解全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的負(fù)向影響。

互聯(lián)網(wǎng)不但能使老年人跨越時(shí)空限制，通過獲取更豐富的就業(yè)信息來提高其勞動(dòng)參與4，而且還能降低信息的搜集成本，產(chǎn)生明顯的再就業(yè)激勵(lì)效應(yīng)5?；谝陨戏治觯岢鲅芯考僬f4：

假說4：互聯(lián)網(wǎng)信息獲取能夠緩解全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的負(fù)向影響。

（三）全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與影響的異質(zhì)性

對(duì)于二孩家庭來說，一孩與二孩的年齡間隔也會(huì)影響隔代照料需求。如果兩個(gè)孩子年齡間隔較大，第一個(gè)孩子很多事情可以自理，對(duì)照料的需求就會(huì)降低很多，年輕夫妻對(duì)父母照料支持的需求也就不高。如果兩個(gè)孩子年齡間隔較小，年輕夫妻仍須投入大量的時(shí)間和精力去照料第一個(gè)孩子，同時(shí)照料兩個(gè)孩子就會(huì)力不從心，對(duì)父母照料支持的需求就大。但也有研究發(fā)現(xiàn)，年齡相近的一孩和二孩更易于產(chǎn)生陪伴效應(yīng)，會(huì)減輕一部分家庭照料的壓力1。因此，一孩年齡會(huì)影響二孩家庭對(duì)祖輩隔代照料的需求，全面二孩政策對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響可能存在關(guān)于一孩年齡的異質(zhì)性?；谝陨戏治?，提出研究假說5：

假說5：全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的影響在一孩年齡上存在異質(zhì)性。

受我國傳統(tǒng)家庭分工觀念影響，一方面，女性老年人對(duì)成年子女家庭提供的代際勞務(wù)支持遠(yuǎn)高于男性老年人2；另一方面，男性老年人比女性老年人更有可能參與就業(yè)3。此外，有學(xué)者實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，隔代照料降低老年人勞動(dòng)參與概率、縮短其勞動(dòng)時(shí)間的特點(diǎn)對(duì)女性的影響更大4。因此，全面二孩政策對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響可能存在性別異質(zhì)性。基于以上分析，提出假說6：

假說6：與男性老年人相比，全面二孩政策對(duì)女性老年人勞動(dòng)參與的影響更為明顯。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)來源及研究對(duì)象

北京大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）于2010年開展正式訪問，并以此作為基線數(shù)據(jù)進(jìn)行兩年一次的追蹤調(diào)查。CFPS采用內(nèi)隱分層的多階段、多層次、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式（PPS），覆蓋25個(gè)省、自治區(qū)、直轄市，代表了中國95%的人口。調(diào)查內(nèi)容涉及個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，包括個(gè)體年齡、健康狀況、受教育程度、家庭關(guān)系、社區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施等詳細(xì)信息，這些數(shù)據(jù)基本滿足了本文的研究需求。

本文以城鎮(zhèn)老年人為研究對(duì)象，因此基于“您現(xiàn)在的戶口狀況”這一問題進(jìn)行了篩選，保留回答“非農(nóng)業(yè)戶口”的樣本，舍棄其他樣本。本文的實(shí)證分析采用三重差分模型，以全面二孩政策為例考察生育政策調(diào)整對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的影響。該模型既要求有政策實(shí)施之前的樣本，也要求有政策實(shí)施之后的樣本，全面二孩政策于2016年開始實(shí)施，因此，本文選取CFPS 2014年和2018年這兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

我國現(xiàn)行退休年齡制度存在性別差異，男性年滿60周歲退休，女性則為50周歲。因此，本文將研究對(duì)象設(shè)定為60周歲以上的男性和50周歲以上的女性。另外，考慮到隔代照料僅存在于有孩家庭，因此在符合上述條件的老年人樣本中進(jìn)一步篩選，剔除無孩家庭樣本，僅保留已生育一孩或二孩的子代家庭（截至采訪時(shí)點(diǎn)）進(jìn)行研究。

（二）計(jì)量模型

1.模型設(shè)定

（1）Probit和Tobit模型

在本文的兩個(gè)被解釋變量中，是否參與勞動(dòng)是二值變量，周勞動(dòng)時(shí)間則屬于受限因變量且包含大量0值，因此需要分別采用Probit和Tobit模型來估計(jì)子代生育二孩對(duì)這兩個(gè)被解釋變量的影響。用familyi表示子代是否為二孩家庭，以是否參與勞動(dòng)為被解釋變量的Probit模型的表達(dá)式如下：

Prob（Yi=1〡Famliyi，Xi）=G（β0+β1? famliyi+β2 Xi）? ? ? ? ? ? ? ? （1）

其中，Yi表示第i位城鎮(zhèn)老年人是否參與勞動(dòng)的變量，Yi=1表示第i個(gè)樣本參與勞動(dòng)，Yi=0表示第i個(gè)樣本未參與勞動(dòng)；Xi表示其他相關(guān)控制變量；Prob（Yi=1 | Familyi， Xi）是控制子代是否為二孩家庭和其他相關(guān)解釋變量之后老年人勞動(dòng)參與的條件概率，G（·）為正態(tài)分布的累積分布函數(shù)。

在考察周勞動(dòng)時(shí)間時(shí)，我們采用Tobit模型：

Yi=α0+β1Famliyi+β2 Xi+μi ，Yi=max（0，Yi*）? （2）

其中，Yi為受限因變量，代表第i位城鎮(zhèn)老年人的周勞動(dòng)時(shí)間，若為0則表示該名老年人沒有參與勞動(dòng)；μi是隨機(jī)干擾項(xiàng)，服從正態(tài)分布；[Yi*]為方程（2）估計(jì)值。

（2）三重差分模型

由于簡單的非線性模型不能準(zhǔn)確地評(píng)估政策效應(yīng)，因此，本文采用三重差分模型（DDD，Difference-in-differences-in-differences）估計(jì)全面二孩政策對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響，其表達(dá)式如下：

Yit=α0+θDDD+β1treati×postt+β2 treati×fertj+β3 postt×fertj+β4treati+β5 postt+β6? fertj+λXijt+μijt （3）

其中，Yit表示老年人勞動(dòng)參與的兩個(gè)因變量（勞動(dòng)參與情況與周勞動(dòng)時(shí)間）；treati表示目標(biāo)家庭變量，樣本為目標(biāo)家庭則定義為1，反之定義為0；postt表示時(shí)間變量，政策實(shí)施之后賦值為1，政策實(shí)施之前賦值為0；fertj表示生育變量，若子代已生育二孩則賦值為1，反之賦值為0。研究最為關(guān)注的參數(shù)是θ，即DDD估計(jì)量，用來識(shí)別全面二孩政策對(duì)老年人勞動(dòng)參與的因果效應(yīng)。

2.內(nèi)生性分析

對(duì)于政策效應(yīng)，即全面二孩政策對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響，由于子代的二孩生育行為是全面二孩政策影響老年人勞動(dòng)參與的媒介，這就意味著真正受到全面二孩政策影響的只有子代生育二孩的老年人。于是，本文在僅包含政策變量和目標(biāo)家庭變量的傳統(tǒng)雙重差分模型（DID）的基礎(chǔ)上，增加表示子代二孩生育行為的生育變量以構(gòu)建三重差分模型（DDD），對(duì)此進(jìn)行評(píng)估。并且，由于全面二孩政策是宏觀層面變量，老年人勞動(dòng)參與屬于微觀層面變量，而微觀層面變量難以對(duì)宏觀層面變量產(chǎn)生反向因果效應(yīng)，因此，三重差分模型不僅能在一定程度上減輕遺漏變量偏誤，也能很好地控制逆向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

對(duì)于數(shù)量效應(yīng)，即子代生育二孩對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響，至少可能有兩個(gè)原因會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題：第一，存在遺漏變量，可能有其他不可觀測(cè)因素同時(shí)影響子代生育二孩行為和老年人勞動(dòng)參與狀況；第二，存在逆向因果，老年人的勞動(dòng)參與狀況、勞動(dòng)時(shí)間可能會(huì)影響子代是否生育二孩1。因此，本文最終采用工具變量法（分別是IV-Probit、IV-Tobit）分析子代生育二孩對(duì)老年人勞動(dòng)參與、周勞動(dòng)時(shí)間的影響。其中，工具變量的Probit模型通常有兩種估計(jì)方法，即極大似然估計(jì)法（MLE）和兩步法，由于兩步法在計(jì)算過程中第一步的誤差會(huì)被代入到第二步之中，其估計(jì)效率要低于MLE估計(jì)，所以本文使用的是極大似然估計(jì)法。

工具變量的選取需要滿足兩個(gè)前提條件：一是與內(nèi)生變量（子代生育二孩變量）相關(guān)，二是與因變量（老年人是否參與勞動(dòng)、周勞動(dòng)時(shí)間）不直接相關(guān)。在國外相關(guān)研究中，雙胞胎率作為子女?dāng)?shù)量的工具變量是一種常見的方法2，但雙胞胎的發(fā)生率非常低，需要的樣本量極大。我國屬于具有性別偏好的國家，一胎性別可以作為衡量子女?dāng)?shù)量或是否生育二孩的一種工具變量3，但恰好是這種性別偏好可能會(huì)影響祖輩是否提供隔代照料的決策，不具備工具變量的外生性特點(diǎn)。因而這兩種方法均不適用于本研究。實(shí)際上，在我國長期以來實(shí)施差異性生育政策的背景下，可以使用女性不育癥作為工具變量來識(shí)別家庭規(guī)模的自然賦予上限4。因此，本文采用賈男等提出的育齡夫婦不孕比數(shù)1作為工具變量。育齡夫婦不孕比數(shù)是育齡夫婦在不同年齡段受孕失敗的相對(duì)比例，數(shù)值越大，表示生育的可能性越低。這一工具變量與生育子女個(gè)數(shù)息息相關(guān)，但不會(huì)直接影響老年人隔代照料決策及其就業(yè)狀況，兼具相關(guān)性和外生性，因此這一工具變量在理論上可行。表1給出了育齡夫婦不孕比數(shù)的確定方式2。

（三）變量說明

表2給出了本文涉及的變量說明。

1.被解釋變量

在基本回歸中，被解釋變量為老年人是否參與勞動(dòng)以及周勞動(dòng)時(shí)間。根據(jù)調(diào)查問卷中“當(dāng)前工作狀態(tài)”來判斷老年人是否參與勞動(dòng)，在業(yè)賦值為1，反之賦值為0；利用調(diào)查問卷中“每周工作時(shí)間”來識(shí)別老年人周勞動(dòng)時(shí)間，以小時(shí)數(shù)計(jì)。在機(jī)制分析中，被解釋變量為隔代照料Ⅰ、隔代照料Ⅱ和隔代照料Ⅲ。根據(jù)調(diào)查問卷中“白天孩子由誰照管”“晚上孩子由誰照管”這兩個(gè)問題來判斷是否進(jìn)行了隔代照料。如果老年人白天或夜晚進(jìn)行了隔代照料，則賦值為1，反之賦值為0，此變量定義為隔代照料Ⅰ；如果老年人白天進(jìn)行了隔代照料，則賦值為1，反之賦值為0，此變量定義為隔代照料Ⅱ；如果老年人夜晚進(jìn)行了隔代照料，則賦值為1，反之賦值為0，此變量定義為隔代照料Ⅲ。

2.核心解釋變量

（1）數(shù)量效應(yīng)。將核心解釋變量設(shè)定為“子代是否生育二孩”，二孩家庭賦值為1，一孩家庭賦值為0。（2）政策效應(yīng)。為評(píng)估全面二孩政策對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響，本文以全面二孩政策實(shí)施時(shí)間（2016年1月1日）為分界點(diǎn)，采用三重差分模型進(jìn)行政策效應(yīng)評(píng)估。首先，區(qū)分樣本是否為政策目標(biāo)家庭，設(shè)定一個(gè)政策變量。由于“雙獨(dú)二孩”政策和“單獨(dú)二孩”政策分別于2011年和2013年實(shí)施，因此子代為“雙獨(dú)”或者“單獨(dú)”的家庭不是政策目標(biāo)家庭，賦值為0，反之賦值為1。其次，設(shè)定一個(gè)時(shí)間變量。研究采用中國家庭追蹤調(diào)查2014年和2018年的數(shù)據(jù)構(gòu)成兩期面板數(shù)據(jù)，因此將2014年賦值為0（表示政策前），2018年賦值為1（表示政策后）。最后，構(gòu)建政策變量、時(shí)間變量與子代是否生育二孩變量的交互項(xiàng)作為評(píng)估全面二孩政策效應(yīng)的核心解釋變量。

3.控制變量

本文選取的控制變量包括老人年齡、性別、健康狀況、受教育程度、婚姻狀態(tài)、個(gè)人年收入以及子代第一個(gè)孩子的年齡。

四、基本回歸分析

（一）基本回歸結(jié)果：數(shù)量效應(yīng)

首先采用Probit模型進(jìn)行回歸，分析子代生育二孩對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的影響。表3第1列的結(jié)果顯示，子代生育二孩會(huì)使城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與概率提高13.9個(gè)百分點(diǎn)，但由于子代是否生育二孩可能存在內(nèi)生性，這一估計(jì)結(jié)果并不能理解為因果效應(yīng)。采用工具變量的Probit模型進(jìn)一步分析，表3第2列報(bào)告了IV-Probit模型的回歸結(jié)果，從中可以看出，子代已生育二孩的城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與概率比子代僅生育一孩的城鎮(zhèn)老年人低36.3%，并且這一結(jié)果通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。

工作時(shí)間的長短也是衡量老年人勞動(dòng)參與情況的一個(gè)重要指標(biāo)，因此需要進(jìn)一步考察子代生育二孩對(duì)城鎮(zhèn)老年人周勞動(dòng)時(shí)間的影響。由于周勞動(dòng)時(shí)間的范圍為0—90，且包含大量零值，所以采用Tobit模型進(jìn)行回歸。表3第3列的回歸結(jié)果顯示，子代生育二孩會(huì)使老年人的周勞動(dòng)時(shí)間增加約13.3個(gè)小時(shí)，但是模型中的內(nèi)生性問題可能會(huì)導(dǎo)致結(jié)果的估計(jì)偏誤。采用工具變量的Tobit模型進(jìn)一步估計(jì)，表3第4列的回歸結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，子代生育二孩會(huì)讓城鎮(zhèn)老年人的周勞動(dòng)時(shí)間降低約26.25個(gè)小時(shí)。這一結(jié)果可以分解為兩種效應(yīng)：一方面，子代生育二孩會(huì)直接降低城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與概率，阻礙他們?cè)俅芜M(jìn)入勞動(dòng)力市場；另一方面，子代生育二孩所增加的照料需求會(huì)使城鎮(zhèn)老年人以削減在崗時(shí)間為代價(jià)增加隔代照料時(shí)間。本文假說1得到驗(yàn)證。

此外，IV-Probit和IV-Tobit模型的Wald外生性檢驗(yàn)分別在1%和5%顯著性水平拒絕了原假設(shè)H0：“子代是否生育二孩是外生變量”，因此子代是否生育二孩這一變量的確存在內(nèi)生性問題，使用工具變量法是正確的。對(duì)工具變量的弱工具變量AR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)分別拒絕了原假設(shè)H0：“內(nèi)生變量與工具變量不相關(guān)”，所以該工具變量是有效的。

（二）基本回歸結(jié)果：政策效應(yīng)

對(duì)于政策效應(yīng)，本文將全面二孩政策視為一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用三重差分法進(jìn)行研究，以有效解決遺漏變量偏誤、反向因果等內(nèi)生性問題。本部分運(yùn)用三重差分模型評(píng)估全面二孩政策對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響。根據(jù)表4中的回歸結(jié)果，全面二孩政策讓老年人勞動(dòng)參與的可能性降低了17.8%，也讓周勞動(dòng)時(shí)間縮短了16.72個(gè)小時(shí)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換計(jì)量方法

使用IV-Probit（兩步法）估計(jì)方法和兩階段最小二乘法替代基本回歸中的IV-Probit模型（極大似然法）和IV-Tobit模型（極大似然法）來檢驗(yàn)基本回歸的一致性和穩(wěn)定性。結(jié)果如表5所示，生育二孩會(huì)降低城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與概率與周勞動(dòng)時(shí)間，且分別通過10%與5%的顯著性水平檢驗(yàn)，與運(yùn)用極大似然法得到的回歸結(jié)果基本一致，穩(wěn)健性得證。

2.剔除部分樣本

本文的結(jié)論可能會(huì)受到一些其他噪聲的影響。首先，隨著年齡增長，人們的體力和腦力等身體機(jī)能下降，能夠勝任的工作越來越少，也越來越力不從心，從而會(huì)減少勞動(dòng)參與。其次，車翼等研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)老人年至70，勞動(dòng)力供給可能就沒有彈性或彈性極低1。因此，為了消除高齡老年人的干擾，這里剔除70歲及以上的老年人樣本再次進(jìn)行回歸（表6）。關(guān)于勞動(dòng)參與的回歸結(jié)果依然通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，關(guān)于周勞動(dòng)時(shí)間的回歸結(jié)果通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

五、影響機(jī)制分析

根據(jù)基本回歸分析結(jié)果，子代生育二孩會(huì)降低城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的可能性，并減少他們的周勞動(dòng)時(shí)間?；诖?，下文進(jìn)一步探究生育二孩通過何種傳導(dǎo)途徑對(duì)城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與及周勞動(dòng)時(shí)間產(chǎn)生影響。

（一）老年人提供隔代照料

鑒于隔代照料供給為二值虛擬變量，同時(shí)為了克服生育二孩變量的內(nèi)生性問題，此處采用工具變量的Probit模型進(jìn)行回歸分析。根據(jù)表7第1列的回歸結(jié)果，從是否進(jìn)行隔代照料的整體情況來看，子代生育二孩使城鎮(zhèn)老年人提供隔代照料的概率上升48.9%。從表7第2、3列的回歸結(jié)果來看，子代已生育二孩的城鎮(zhèn)老年人白天進(jìn)行隔代照料的概率比子代未生育二孩的城鎮(zhèn)老年人高48.7%，而夜晚進(jìn)行隔代照料的概率比子代未生育二孩的城鎮(zhèn)老年人高48.1%，均說明老年人提供隔代照料的可能性增加是一個(gè)顯著機(jī)制。本文假說2得到驗(yàn)證。

（二）社會(huì)托幼資源的影響

基于隔代照料角度的機(jī)制分析，本文想要進(jìn)一步探究充足的社會(huì)托幼資源是否能減弱子代生育二孩對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響，此處采用分組回歸的方法進(jìn)行分析。根據(jù)CFPS問卷中“社區(qū)或村莊是否有幼兒園”這一問題來設(shè)定虛擬變量，以此判斷當(dāng)?shù)赝杏踪Y源是否充足。由表8可以看出，有幼兒園和無幼兒園的回歸結(jié)果差異很大。在當(dāng)?shù)責(zé)o幼兒園的樣本中，子代生育二孩對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與和周勞動(dòng)時(shí)間的影響都是負(fù)向顯著的；而在當(dāng)?shù)赜杏變簣@的樣本中，子代生育二孩對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與和周勞動(dòng)時(shí)間的影響不顯著。這一結(jié)果說明，充足的社會(huì)托幼資源能夠在很大程度上減弱子代生育二孩對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與產(chǎn)生的負(fù)向影響。本文假說3得到驗(yàn)證。

（三）互聯(lián)網(wǎng)信息獲取的影響

本部分研究子代是否生育二孩對(duì)不同上網(wǎng)情況的老年人勞動(dòng)參與影響的異質(zhì)性。表9的結(jié)果表明，無論老年人是否使用移動(dòng)設(shè)備上網(wǎng)，子代生育二孩對(duì)其勞動(dòng)參與及勞動(dòng)時(shí)間都有不利影響，但分組來看，這一不利影響存在程度上的差異。從勞動(dòng)參與來看，在老年人使用移動(dòng)設(shè)備上網(wǎng)這一組，“子代是否生育二孩”變量的影響系數(shù)絕對(duì)值比對(duì)照組的影響系數(shù)高19.83%。這一結(jié)果說明，提高老年人接觸互聯(lián)網(wǎng)的機(jī)會(huì)，并沒有減弱子代生育二孩對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與產(chǎn)生的負(fù)向影響。從勞動(dòng)時(shí)間來看，在老年人使用移動(dòng)設(shè)備上網(wǎng)這一組，“子代是否生育二孩”變量的影響系數(shù)雖然絕對(duì)值比對(duì)照組的影響系數(shù)高5.22%，但并不顯著。而對(duì)照組的影響系數(shù)在5%水平顯著。這一結(jié)果說明，提高老年人接觸互聯(lián)網(wǎng)的機(jī)會(huì)，能夠減弱子代生育二孩對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)時(shí)間產(chǎn)生的負(fù)向影響。上述結(jié)果說明，本文的假說4在一定程度上成立。

六、異質(zhì)性分析

（一）性別異質(zhì)性

為檢驗(yàn)全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與影響的性別異質(zhì)性，本部分同時(shí)對(duì)子代生育二孩的數(shù)量效應(yīng)和政策效應(yīng)進(jìn)行異質(zhì)性分析。表10結(jié)果顯示，全面二孩政策對(duì)老年人勞動(dòng)參與的數(shù)量效應(yīng)和政策效應(yīng)的性別異質(zhì)性非常明顯，表現(xiàn)為對(duì)女性老年人勞動(dòng)參與的影響顯著，對(duì)男性老年人勞動(dòng)參與的影響不顯著。本文假說5得到驗(yàn)證。

（二）按一孩年齡分組

根據(jù)本文數(shù)據(jù)特征，此處按一孩年齡分組，檢驗(yàn)全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的影響。表11結(jié)果顯示，在數(shù)量效應(yīng)上，子代生育二孩對(duì)一孩為學(xué)齡前兒童的家庭影響顯著，對(duì)一孩為學(xué)齡兒童的家庭影響不顯著；在政策效應(yīng)上，全面二孩政策對(duì)一孩為學(xué)齡前兒童的家庭影響顯著，對(duì)一孩為學(xué)齡兒童的家庭影響不顯著。

七、結(jié)論與政策建議

本文基于中國家庭追蹤調(diào)查2014年和2018年的微觀數(shù)據(jù)，將全面二孩政策、隔代照料和老年人勞動(dòng)參與納入同一論證框架，在理論分析的基礎(chǔ)上，對(duì)全面二孩政策對(duì)城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的影響這一問題進(jìn)行實(shí)證研究。首先，基本回歸結(jié)果表明，全面二孩政策和“積極老齡化”的政策目標(biāo)確實(shí)存在沖突。一方面，從數(shù)量效應(yīng)來看，相較于一孩家庭，子代生育二孩會(huì)顯著降低城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與概率，降低的平均幅度為36.3個(gè)百分點(diǎn)，同時(shí)也會(huì)使城鎮(zhèn)老年人的周勞動(dòng)時(shí)間顯著減少26.25個(gè)小時(shí)。另一方面，政策效應(yīng)的結(jié)果表明，全面二孩政策會(huì)使城鎮(zhèn)老年人的勞動(dòng)參與概率降低17.8%，周勞動(dòng)時(shí)間減少16.72個(gè)小時(shí)。其次，機(jī)制分析結(jié)果表明，隔代照料發(fā)生率增加是子代生育二孩對(duì)老年人勞動(dòng)參與產(chǎn)生負(fù)向影響的一個(gè)顯著機(jī)制，而充足的社會(huì)托幼力量與老年人的互聯(lián)網(wǎng)信息獲取習(xí)慣可以有效緩釋這種負(fù)向影響。最后，異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，子代生育二孩對(duì)老年人勞動(dòng)參與的影響存在明顯的性別異質(zhì)性與一孩年齡異質(zhì)性。

隨著我國人口老齡化日趨嚴(yán)峻，人均壽命穩(wěn)步增長，“逐步延遲法定退休年齡”已被列入國家《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》。同時(shí)，提升我國的生育水平是國家實(shí)施全面二孩政策的主要目標(biāo)。然而，子代生育二孩降低了城鎮(zhèn)老年人勞動(dòng)參與的概率，壓縮了他們的工作時(shí)間，這些均不利于延遲退休政策的推行。那么，如何讓老年人在參與勞動(dòng)力市場和照料孫輩之間的兩難權(quán)衡中傾向前者呢？一個(gè)可行的策略就是加快托育服務(wù)體系建設(shè)，用社會(huì)照料替代家庭照料，將低齡老年人從隔代照料中解放出來，從而提高老年人的勞動(dòng)參與水平。具體來說，其一，政府需要制定相關(guān)政策規(guī)范以積極引導(dǎo)，包括服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)規(guī)范、從業(yè)資格認(rèn)定、托育人員職業(yè)發(fā)展、服務(wù)質(zhì)量評(píng)估等內(nèi)容，為托育服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展提供政策依據(jù)。其二，政府和社會(huì)應(yīng)加大托幼資源投入，加快普惠性托育服務(wù)體系建設(shè)，降低家庭的托幼成本和年輕父母對(duì)隔代照料的依賴。其三，社會(huì)托育服務(wù)體系必須是多層次的，以滿足不同收入階層家庭的托育需求。

老年人的互聯(lián)網(wǎng)信息獲取習(xí)慣能夠有效降低子代生育二孩對(duì)其勞動(dòng)參與及勞動(dòng)時(shí)間的負(fù)向影響，這是因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)降低了就業(yè)信息的搜集成本，有助于老年人獲得更豐富的就業(yè)信息。但老年人受文化水平低、接受信息慢和社會(huì)參與少等因素的影響成為信息弱勢(shì)群體，和社會(huì)其他人群存在巨大的數(shù)字鴻溝。大部分老年人或主動(dòng)或被動(dòng)地脫離了數(shù)字社會(huì)①。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步完善數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、老年人教育培訓(xùn)、適老化產(chǎn)品發(fā)展等相關(guān)制度和政策，加強(qiáng)老年人信息能力和數(shù)字素養(yǎng)培育，構(gòu)建多主體多層次的老年人數(shù)字鴻溝治理機(jī)制。通過政策指引，激勵(lì)社會(huì)組織參與老年人數(shù)字融入工作，引導(dǎo)企業(yè)設(shè)計(jì)和生產(chǎn)更符合老年人需求的適老化數(shù)字產(chǎn)品，有效提升老年人數(shù)字融入水平，為老年人主動(dòng)參與勞動(dòng)力市場活動(dòng)提供基礎(chǔ)支撐。

責(zé)任編輯? ?倪子雯

1參見萬海遠(yuǎn)、韓麗麗、申萌：《中國老年人低就業(yè)率成因：與俄羅斯的跨國比較》，《統(tǒng)計(jì)研究》2020年第4期。

1參見E. French and J. B. Jones， “The Effects of Health Insurance and Self-Insurance on Retirement Behavior，”Econometrica， vol. 79， no. 3， 2011， pp. 693-732; C. C. Coile， “Economic Determinants of WorkersRetirement Decisions，” Journal of Economic Surveys， vol. 29， no. 4， 2015， pp. 830-853; 童玉芬、廖宇航：《健康狀況對(duì)中國老年人勞動(dòng)參與決策的影響》，《中國人口科學(xué)》2017年第6期；鄭愛文、黃志斌：《基于個(gè)人和社會(huì)雙重視角的老年人再就業(yè)影響因素分析》，《寧夏社會(huì)科學(xué)》2018年第5期。

2參見C. Ho， “Grandchild Care， Intergenerational Transfers and Grandparents Labor Supply，” Review of Economics of the Household， vol. 13， no. 2， 2015， pp. 359-384; Y. Lee and F. Tang， “More Caregiving， Less Working： Caregiving Roles and Gender Difference，” Journal of Applied Gerontology， vol. 34， no. 4， 2015， pp. 465-483; 宋健、王記文、秦婷婷：《孫子女照料與老年人就業(yè)的關(guān)系研究》，《人口與經(jīng)濟(jì)》2018年第3期。

3參見何圓、王伊攀：《隔代撫育與子女養(yǎng)老會(huì)提前父母的退休年齡嗎？——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《人口研究》2015年第2期；J. Van Bavel and T. De Winter， “Becoming a Grandparent and Early Retirement in Europe，” European Sociological Review， vol. 29， no. 6， 2013， pp. 1295-1308; R. L. Lumsdaine and S. J. C. Vermeer， “Retirement Timing of Women and the Role of Care Responsibilities for Grandchildren，” Demography， vol. 52， no. 2， pp. 433-454.

4參見石人炳、陳寧、鄭淇予：《中國生育政策調(diào)整效果評(píng)估》，《中國人口科學(xué)》2018年第4期。

5參見孫鵑娟、張航空：《中國老年人照顧孫子女的狀況及影響因素分析》，《人口與經(jīng)濟(jì)》2013年第4期。

6參見石人炳、陳寧、鄭淇予：《中國生育政策調(diào)整效果評(píng)估》，《中國人口科學(xué)》2018年第4期。

1參見劉婷婷：《從“一孩”到“二孩”：家庭系統(tǒng)的轉(zhuǎn)變與調(diào)適》，《中國青年研究》2017年第10期。

2參見C. Ho， “Grandchild Care， Intergenerational Transfers and Grandparents Labor Supply，”Review of Economics of the Household， vol. 13， no. 2， 2015， pp. 359-384; Y. Lee and F. Tang， “More Caregiving， Less Working： Caregiving Roles and Gender Difference，” Journal of Applied Gerontology， vol. 34， no. 4， 2015， pp. 465-483; Y. Wang and D. E. Marcotte， “Golden Years？ The Labor Market Effects of Caring for Grandchildren，” Journal of Marriage and Family， vol. 69， no. 5， 2007， pp. 1283-1296; 趙建國、王凈凈：《“逆向反哺”、子女結(jié)構(gòu)與老年人口勞動(dòng)參與》，《人口與發(fā)展》2021年第2期。

3參見孫鵑娟、張航空：《中國老年人照顧孫子女的狀況及影響因素分析》，《人口與經(jīng)濟(jì)》2013年第4期。

4參見許肇然、胡安安、黃麗華：《國內(nèi)外老年人互聯(lián)網(wǎng)使用行為研究述評(píng)》，《圖書情報(bào)工作》2017年第20期。

5參見B. Stevenson， The Internet and Job Search， Cambridge： National Bureau of Economic Research， 2008.

1參見楊菊華：《流動(dòng)人口二孩生育意愿研究》，《中國人口科學(xué)》2018年第1期；宋健、靳永愛、吳林峰：《性別偏好對(duì)家庭二孩生育計(jì)劃的影響——夫妻視角下的一項(xiàng)實(shí)證研究》，《人口研究》2019年第3期。

2參見李翌萱：《中國老年人對(duì)子女家庭代際支持差異性研究》，《浙江社會(huì)科學(xué)》2020年第7期。

3參見J. R. Besl and D. K. Balkrishna， “Older Workers in the 21st Century： Active and Educated， a Case Study，”Monthly Labor Review， vol. 119， no. 6， 1996， pp. 18-28; 李翌萱：《積極老齡化視域下中國老年人經(jīng)濟(jì)活動(dòng)參與研究》，《蘭州學(xué)刊》2016年第5期。

4參見Y. Lee and F. Tang， “More Caregiving， Less Working： Caregiving Roles and Gender Difference，” Journal of Applied Gerontology， vol. 34， no. 4， 2015， pp. 465-483.

1參見封進(jìn)、艾靜怡、劉芳：《退休年齡制度的代際影響——基于子代生育時(shí)間選擇的研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》2020年第9期。

2參見M. R. Rosenzweig and K. I. Wolpin， “Testing the Quantity-Quality Fertility Model： The Use of Twins as a Natural Experiment，” Econometrica， vol. 48， no. 1， 1980， pp. 227-240; J. Gangadharan， J. L. Rosenbloom， and J. Jacobson， et al.， “The Effects of Child-Bearing on Married Womens Labor Supply and Earnings： Using Twin Births as a Natural Experiment， ”Journal of Human Resources， vol. 34， no. 3， 1999， pp.449-474.

3參見宋?。骸镀毡槎⑸龑?duì)婦女就業(yè)的影響及政策建議》，《人口與計(jì)劃生育》2016年第1期；張川川：《子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給和工資的影響》，《人口與經(jīng)濟(jì)》2011年第5期。

4參見J. M. Agüero and M. S. Marks， “Motherhood and Female Labor Force Participation： Evidence from Infertility Shocks， ”American Economic Review， vol. 98， no. 2， 2008， pp. 500-504.

1參見賈男、甘犁、張劼：《工資率、“生育陷阱”與不可觀測(cè)類型》，《經(jīng)濟(jì)研究》2013年第5期。

2參見Elise de La Rochebrochard， Jacques de Mouzon， and Fran?ois Thépot， et al.， “Fathers over 40 and Increased Failure to Conceive： The Lessons of in Vitro Fertilization in France，” Fertility and Sterility， vol. 85， no. 5， 2006， pp. 1420-1424.

1參見車翼、王元月、馬馳騁：《老年勞動(dòng)者勞動(dòng)供給行為的Logistic經(jīng)驗(yàn)研究》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2007年第1期。

1參見陸杰華、韋曉丹：《老年數(shù)字鴻溝治理的分析框架、理念及其路徑選擇——基于數(shù)字鴻溝與知溝理論視角》，《人口研究》2021年第3期。