父母生育行為如何影響子女反哺？

關(guān)鍵詞：父母生育行為；初育年齡；生育數(shù)量；子女反哺；全生命周期

一、問(wèn)題的提出

未富先老、快速老齡化和超大規(guī)模老年人口等特征，將是一個(gè)長(zhǎng)時(shí)期的重要國(guó)情。2020年，黨的十九屆五中全會(huì)提出，實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國(guó)家戰(zhàn)略，深刻體現(xiàn)了應(yīng)對(duì)人口老齡化這一戰(zhàn)略任務(wù)的緊迫性和重要性。其中，保障老年人老有所養(yǎng)尤為重要，這與老年人能否有尊嚴(yán)地享受晚年生活息息相關(guān)。目前，盡管中國(guó)養(yǎng)老社會(huì)化程度不斷提高，但社會(huì)養(yǎng)老保障的第二、三支柱仍比較薄弱，“時(shí)間銀行”等以服務(wù)換服務(wù)的自我養(yǎng)老范式尚未健全［1］，家庭養(yǎng)老仍在各種養(yǎng)老模式中發(fā)揮重要作用［2］。然而，伴隨著中國(guó)生育率的兩次轉(zhuǎn)變［3］，一系列現(xiàn)實(shí)問(wèn)題不斷凸顯。例如，育齡女性規(guī)模下降、初育年齡推遲、生育意愿不強(qiáng)、老年人與子女分居［4-5］。就獨(dú)生子女家庭而言，“四二一”家庭結(jié)構(gòu)加劇了子女對(duì)父母的照料負(fù)擔(dān)［6］。截至2022年，中國(guó)育齡女性平均初育年齡推遲至28歲，總和生育率低于發(fā)達(dá)國(guó)家平均水平，且家庭規(guī)模逐漸呈現(xiàn)小型化特征；60歲及以上老年人口規(guī)模高達(dá)2. 8億人，加之高齡化、失能、半失能老年人比重上升，子女贍養(yǎng)父母的反哺式家庭代際向上支持功能受到嚴(yán)峻挑戰(zhàn)［7］。

為破解中國(guó)少子老齡化背景下的養(yǎng)老難題，國(guó)家出臺(tái)了一系列生育政策和養(yǎng)老政策。中國(guó)逐步提出二孩政策、三孩政策，并通過(guò)取消社會(huì)撫養(yǎng)費(fèi)和提供生育補(bǔ)貼等方式助力家庭生育意愿釋放［8-9］。中國(guó)還通過(guò)建立長(zhǎng)期護(hù)理險(xiǎn)試點(diǎn)、醫(yī)養(yǎng)結(jié)合示范點(diǎn)、贍養(yǎng)老人專(zhuān)項(xiàng)附加扣除和父母戶(hù)籍隨遷等政策優(yōu)化社會(huì)養(yǎng)老保障體系。黨的二十大報(bào)告提出：“建立生育支持政策體系，降低生育、養(yǎng)育、教育成本。實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國(guó)家戰(zhàn)略，發(fā)展養(yǎng)老事業(yè)和養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)”。但是，隨著養(yǎng)老保障體系的不斷完善，老年人“不靠子女，靠社會(huì)”的想法可能會(huì)加劇社會(huì)養(yǎng)老負(fù)擔(dān)［10］。因此，本文聚焦中國(guó)傳統(tǒng)文化中子代孝親的重要性［11-12］，將父母生育行為（初育年齡和生育數(shù)量） 和子女反哺納入同一框架，聯(lián)動(dòng)分析“一老一小”問(wèn)題，并探究不同社會(huì)養(yǎng)老保障和老年生活質(zhì)量下父母生育行為對(duì)子女反哺的影響，有助于在家庭資源有限的情況下平衡好生育與養(yǎng)老決策，發(fā)揮家庭在積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國(guó)家戰(zhàn)略中的關(guān)鍵性作用。

現(xiàn)有研究分別從生育行為的全生命周期影響、家庭養(yǎng)老的影響因素等視角對(duì)生育與養(yǎng)老之間的關(guān)系展開(kāi)研究。初育年齡和生育數(shù)量選擇會(huì)對(duì)成年期和老年期收入［13-14］、健康水平和幸福感等方面產(chǎn)生影響［15-16］，進(jìn)而在資源代際流動(dòng)性作用下影響老年期子女反哺情況。尤其是那些擁有交換動(dòng)機(jī)的父母會(huì)選擇在生命早期進(jìn)行生育，以期通過(guò)子女提供代際資金支持安度晚年和避免老年貧困［17］。然而，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化和現(xiàn)代化進(jìn)程不斷推進(jìn)，傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”“多子多?！庇^念逐漸弱化，初育年齡推遲和生育低迷現(xiàn)象凸顯。一方面，老年人獲得的代際支持水平往往是生育數(shù)量“示范效應(yīng)”“推卸責(zé)任”兩種機(jī)制博弈的結(jié)果［18］，但生育數(shù)量減少抑或是獨(dú)生子女家庭很難將贍養(yǎng)父母的責(zé)任推卸給其他兄弟姐妹，子女面臨的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)更重［19］。另一方面，成年人通過(guò)推遲生育提高了職位晉升概率或受教育水平［20-21］，其有較強(qiáng)的自我養(yǎng)老能力，對(duì)子女反哺的依賴(lài)程度下降。成年人有限的資源既要分配給未成年的子女，又要照顧步入老年的父母［22］。在二者不可得兼的情況下，老年人往往會(huì)主動(dòng)降低對(duì)子女代際支持的依賴(lài)程度［10］。但是，如果老年人有高質(zhì)量生活需求，其消費(fèi)水平提高將促使子女強(qiáng)化代際支持［18］。此外，老年人擁有社會(huì)養(yǎng)老保障也會(huì)影響家庭養(yǎng)老水平［23-24］。雖然擁有社會(huì)養(yǎng)老保障會(huì)減少生育數(shù)量和弱化代際支持，但社會(huì)養(yǎng)老保障同樣也起到了積極作用，尤其是能夠降低獨(dú)生子女家庭的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)［25］。相對(duì)于社會(huì)養(yǎng)老保障而言，以提振生育來(lái)緩解家庭養(yǎng)老壓力也是較為有效的方式［26］。

盡管現(xiàn)有研究為探討生育對(duì)養(yǎng)老的影響提供了一些理論基礎(chǔ)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但仍待進(jìn)一步拓展。一方面，現(xiàn)有關(guān)于生育行為對(duì)子女反哺影響的研究大多局限于生育數(shù)量的影響，忽視了初育年齡的影響，并且生育數(shù)量對(duì)子女反哺的影響尚未清晰。另一方面，現(xiàn)有研究多聚焦于子代反哺對(duì)子代生育的擠出效應(yīng)，關(guān)于父母生育行為對(duì)緩解子代反哺壓力和提高生育率的研究較少。因此，本文從初育年齡和生育數(shù)量雙維度選擇視角入手，分析父母生育行為對(duì)子女反哺的影響。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，基于全生命周期理論，同時(shí)從初育年齡和生育數(shù)量?jī)蓚€(gè)維度刻畫(huà)父母生育行為對(duì)子女反哺的影響，強(qiáng)調(diào)生育—養(yǎng)老全生命周期家庭規(guī)劃的重要性，拓寬了現(xiàn)有研究的視角。第二，將初育年齡和生育數(shù)量引入含有代際資金支持和代際照料支持的三期世代交疊模型，從理論層面刻畫(huà)父母生育行為對(duì)子女反哺的影響，在拓展理論模型的基礎(chǔ)上，厘清父母生育行為與子女反哺之間的理論關(guān)系。第三，聚焦社會(huì)養(yǎng)老保障和老年生活質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)二者分別產(chǎn)生補(bǔ)償效應(yīng)和需求效應(yīng)，這有利于減輕初育年齡推遲和生育數(shù)量減少對(duì)子女反哺的負(fù)向影響，進(jìn)而提出社會(huì)養(yǎng)老保障和代際支持融合發(fā)展的重要性，并從提高老年生活質(zhì)量的角度倡導(dǎo)家庭合理安排生育和養(yǎng)老資源，豐富了相關(guān)研究文獻(xiàn)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一） 理論模型構(gòu)建

為厘清父母生育行為對(duì)子女反哺的影響，本文在郭凱明和龔六堂［23］、汪偉［27］與嚴(yán)成樑［28］等研究的基礎(chǔ)上，將初育年齡引入含有生育數(shù)量的三期世代交疊模型，從理論層面探究成年期初育年齡、生育數(shù)量選擇對(duì)老年期子女提供的代際資金支持和代際照料支持的影響。

本文假定所有個(gè)體同質(zhì)且消費(fèi)單一產(chǎn)品，代表性個(gè)體一生經(jīng)歷少兒期、成年期和老年期三個(gè)階段，個(gè)體能存活至成年期，并以概率π ∈ （0，1]存活至老年期，且老年期末不存在剩余資產(chǎn)。t期少兒人口（N0t ） 不做任何決策，僅接受父母提供的教育投入進(jìn)行人力資本積累。成年期的人口（N1t ） 選擇初育年齡Bt ∈ [1，π + 1） 和生育nt 個(gè)子女，并將擁有的1單位時(shí)間稟賦分配至工作、撫養(yǎng)子女和照料老年父母，獲得的收入用于消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、子女教育投資、贍養(yǎng)父母和繳納養(yǎng)老金。其中，π + 1 - Bt - 1 為個(gè)體成年后與父母相處的時(shí)間。①在完全年金市場(chǎng)下，處于老年期的個(gè)體（N2t ） 基于獲得的代際資金支持、養(yǎng)老金和前期儲(chǔ)蓄進(jìn)行消費(fèi)。

本文假定個(gè)體偏好為自然對(duì)數(shù)形式，且生育數(shù)量和生育質(zhì)量均為正常品。本文借鑒嚴(yán)成樑［28］與Hashimoto和Tabata［29］的做法，將代表性個(gè)體的效用函數(shù)Ut 設(shè)定為消費(fèi)、生育數(shù)量、子代人力資本水平和子女提供的代際照料支持的函數(shù)。具體效用函數(shù)形式和預(yù)算約束如下：

其中，ct 為成年期消費(fèi)；dt + 1 為老年期消費(fèi)；β為貼現(xiàn)因子；γ > 0為代表性個(gè)體對(duì)消費(fèi)決策和生育決策的相對(duì)重視程度；ht + 1 為子代人力資本水平，基于Zhang和Zhang［30］ 的設(shè)定：ht + 1 =Aqtht，A > 0為技術(shù)參數(shù)，qt 為子女教育投入，ht 為父代人力資本；φ > 0為代表性個(gè)體對(duì)消費(fèi)決策和代際照料支持的相對(duì)重視程度；cgt + 1 為每個(gè)子女的代際照料支持。②由于生育子女的邊際成本是初育年齡的增函數(shù)［20］，本文假定代表性個(gè)體成年期參與勞動(dòng)的時(shí)間lt = 1 - vBtnt - cgt，v為照顧每個(gè)子女的時(shí)間成本系數(shù)，vBt 為照顧每個(gè)子女的邊際時(shí)間成本。st 為成年期儲(chǔ)蓄；wt 為成年人付出每單位有效勞動(dòng)獲得的工資率，獲得的收入為wthtlt；wtqt 為成年人對(duì)每個(gè)未成年子女的教育投資成本；χt ∈ （0， （π + 1 - Bt ）-1 - τ）為代際資金支持比例；χtwthtlt（π + 1 - Bt - 1）為每個(gè)成年期子女提供的代際資金支持。在現(xiàn)收現(xiàn)付制度下，每個(gè)老年人獲得的養(yǎng)老金ft + 1 等于對(duì)勞動(dòng)力以稅率τ收取社會(huì)養(yǎng)老保障稅［27］。（1 + rt + 1 ）為從t期至t + 1期儲(chǔ)蓄的回報(bào)率。

本文假定企業(yè)生產(chǎn)一種產(chǎn)品， 產(chǎn)品市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)， 企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為Yt = DKP3TfJZ8QJvbnTWtllxWQw==KαtH（t1 - α），0 < α < 1。其中，Yt 為總產(chǎn)出；D > 0為技術(shù)水平；以?xún)r(jià)格1 + rt 租賃物質(zhì)資本Kt；以?xún)r(jià)格wt 雇傭人力資本Ht；α為物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性。令kt =Kt /（ltN1t ），kˉt =kt /ht，基于利潤(rùn)最大化原則，則有：

勞動(dòng)力市場(chǎng)和資本市場(chǎng)出清分別需要滿(mǎn)足：人力資本完全來(lái)源于家庭中成年人提供的人力資本；每一期的物質(zhì)資本完全折舊，所租賃資本完全源于前一期勞動(dòng)力人口的儲(chǔ)蓄水平。則有：

（二） 模型求解與分析

根據(jù)式（2） —式（4） 求解代表性個(gè)體個(gè)人效用函數(shù)式（1） 的最大值，可以得到關(guān)于生育數(shù)量nt 和子女教育投入qt 的最優(yōu)條件：

生育和教育投資產(chǎn)生的效用主要來(lái)源于二者產(chǎn)生的直接效用和老年期獲得的子女代際資金支持。其中，式（9） 和式（10） 兩側(cè)分別表示利用成年期消費(fèi)邊際效用衡量的生育數(shù)量和生育質(zhì)量的邊際收益和邊際成本。這一過(guò)程體現(xiàn)了生育數(shù)量與生育質(zhì)量的替代關(guān)系，教育投入增加會(huì)提高生育的邊際成本，進(jìn)而理性的個(gè)體會(huì)選擇減少生育數(shù)量，反之亦然。生育數(shù)量增加還會(huì)通過(guò)減少勞動(dòng)時(shí)間降低個(gè)體勞動(dòng)收入水平。加之生育數(shù)量與生育質(zhì)量相互替代，這使得子代的人力資本積累下降，子代未來(lái)的勞動(dòng)收入水平也隨之降低。

進(jìn)一步，基于式（2）、式（3）、式（5） —式（10） 可以求解成年期消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和子女教育投入的均衡條件為：

其中，Γc = 1/（1 + γ + πβ）為終生資源用于成年期消費(fèi)的比例；Γs = πβΓc 為終生資源用于老年期儲(chǔ)蓄的比例。當(dāng)其他因素不變時(shí)，提高社會(huì)養(yǎng)老保障稅率τ和代際資金支持比例χt，代表性個(gè)體儲(chǔ)蓄率下降。這是因?yàn)槔U納養(yǎng)老金和贍養(yǎng)父母支出對(duì)個(gè)人儲(chǔ)蓄產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。預(yù)期到老年期可以獲得更高的社會(huì)養(yǎng)老保障水平和代際資金支持水平，代表性個(gè)體會(huì)主動(dòng)降低儲(chǔ)蓄率。雖然生育數(shù)量增加會(huì)導(dǎo)致人力資本（ht ） 積累多次中斷和勞動(dòng)參與時(shí)間（lt ）下降，從而代表性個(gè)體及子代收入同時(shí)下降，但其對(duì)儲(chǔ)蓄的影響存在不確定性。一方面，代表性個(gè)體自身收入下降會(huì)導(dǎo)致儲(chǔ)蓄減少。另一方面，子代收入下降又會(huì)使老年人因代際資金支持弱化而增加預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄。

綜上，通過(guò)求解代際照料支持cgt + 1 的一階條件，并結(jié)合式（5） —式（13），可得穩(wěn)態(tài)B =Bt = Bt - 1，χ = χt = χt + 1，kˉ = kˉt = kˉt + 1，n = nt = nt + 1，cg = cgt = cgt + 1 時(shí)，B、χ、kˉ、n與cg之間的關(guān)系。進(jìn)一步地，為簡(jiǎn)化代際資金支持比例χ與生育數(shù)量之間的關(guān)系，本文借鑒于也雯和龔六堂［26］的做法，令χ = M/n，即所有子女分?jǐn)傎狆B(yǎng)費(fèi)用，則有：

由式（9）、式（14） —式（16） 可知，均衡時(shí)代際資金支持Ffs = χ（π + 1 - B） wlhn和代際照料支持Fcg = cgn的解析解較為復(fù)雜，進(jìn)而穩(wěn)態(tài)時(shí)的初育年齡B和生育數(shù)量n對(duì)子代贍養(yǎng)父母的代際資金支持Ffs 和代際照料支持Fcg 的影響通過(guò)數(shù)值模擬進(jìn)行判斷。

（三） 參數(shù)設(shè)定與研究假設(shè)

⒈參數(shù)設(shè)定

首先，本文取三期世代交疊模型中的每一期為30年，共90年。本文借鑒汪偉［27］ 的設(shè)定，每一年折現(xiàn)因子為0. 9900，則每一期折現(xiàn)因子為β = 0. 990030 ≈ 0. 7397。根據(jù)《2021年我國(guó)衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，中國(guó)人均預(yù)期壽命約為78歲，則老年人口存活率為π = 78/90 ≈ 0. 8667。其次，本文借鑒郭凱明和龔六堂［23］與于也雯和龔六堂［26］的設(shè)定，取τ = 0. 3000，α = 0. 3000。再次，本文設(shè)定照顧每個(gè)子女的時(shí)間成本系數(shù)v = 1/30 ≈ 0. 0350，代表性個(gè)體對(duì)代際照料支持的重視程度為φ = 0. 6000，代表性個(gè)體對(duì)消費(fèi)決策和生育決策相對(duì)重視程度γ = 1. 3000［26，28］。最后，本文將社會(huì)人力資本h標(biāo)準(zhǔn)化為1，并基于《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2023》計(jì)算得到2022年中國(guó)育齡女性平均初育年齡（28歲） 和總和生育率（1. 0500），從而對(duì)參數(shù)M、A和D進(jìn)行校準(zhǔn)。此時(shí)，M = 0. 1167，A = D = 9. 9700，得到的經(jīng)濟(jì)增速與中國(guó)2023年GDP增速接近。

⒉父母生育行為與子女反哺的關(guān)系分析

基于上述參數(shù)設(shè)定，取?B ∈ [1，π + 1），?n ∈ [1，9]，分別得到成年期初育年齡和生育數(shù)量與老年期獲得的代際資金支持和代際照料支持的關(guān)系，模擬結(jié)果如圖1所示。

從圖1可以看出，初育年齡與代際資金支持和代際照料支持分別呈現(xiàn)倒U型和負(fù)向關(guān)系，并且二者均會(huì)隨生育數(shù)量增加而提高。究其原因，初育年齡與子女反哺的關(guān)系取決于初育年齡推遲產(chǎn)生的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)相對(duì)大小。一方面，初育年齡推遲會(huì)促進(jìn)人力資本積累和減輕“生育懲罰”，從而在資本正向代際流動(dòng)作用下，子女收入提高，從而促進(jìn)子女反哺。另一方面，隨著初育年齡推遲，個(gè)體成年后與父母相處的時(shí)間（π + 1 - B）縮短。勞動(dòng)供給時(shí)間不變，每個(gè)子女的代際照料支持cg會(huì)減弱。由模擬結(jié)果可知，初育年齡對(duì)代際資金支持的影響會(huì)隨著初育年齡推遲由收入效應(yīng)占主導(dǎo)向替代效應(yīng)占主導(dǎo)轉(zhuǎn)變，而初育年齡對(duì)代際照料支持的影響主要表現(xiàn)為替代效應(yīng)。對(duì)于生育數(shù)量而言，在家庭資源有限的情況下，生育數(shù)量增加不僅會(huì)減少家庭子女教育投資，還會(huì)擠出照料父母時(shí)間。生育數(shù)量與子女反哺的關(guān)系主要是生育數(shù)量效應(yīng)與生育質(zhì)量效應(yīng)之間的權(quán)衡。模擬結(jié)果表明，生育數(shù)量增加能夠彌補(bǔ)生育質(zhì)量下降的負(fù)向影響，生育數(shù)量越多，越能緩解每個(gè)子女照料時(shí)間下降帶來(lái)的負(fù)向影響，從而強(qiáng)化代際資金支持和代際照料支持。

圖1反映了初育年齡和生育數(shù)量對(duì)子女反哺影響的直接效應(yīng)，初育年齡推遲亦會(huì)通過(guò)影響生育數(shù)量作用于子女反哺。進(jìn)一步地，設(shè)定?B ∈ [1，π + 1） 并結(jié)合式（9），可以得到初育年齡對(duì)生育數(shù)量的影響，以及初育年齡對(duì)代際資金支持和代際照料支持的總影響，如圖2所示。初育年齡對(duì)生育數(shù)量和代際照料支持有負(fù)向影響，初育年齡對(duì)代際資金支持有倒U型影響。

結(jié)合圖1和圖2來(lái)看，初育年齡推遲通過(guò)減少生育數(shù)量產(chǎn)生的負(fù)向間接影響并不會(huì)改變初育年齡與子女反哺之間的關(guān)系，但生育數(shù)量減少會(huì)使代際資金支持的初育年齡拐點(diǎn)提前，并加劇初育年齡對(duì)代際照料支持的負(fù)向影響?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：初育年齡分別對(duì)代際資金支持和代際照料支持有倒U型和負(fù)向影響，并且代際資金支持和代際照料支持均隨生育數(shù)量增加而強(qiáng)化。進(jìn)一步地，考慮初育年齡推遲對(duì)生育數(shù)量產(chǎn)生的負(fù)向影響后，上述結(jié)論依然成立。

⒊社會(huì)養(yǎng)老保障的補(bǔ)償效應(yīng)

現(xiàn)有研究就社會(huì)養(yǎng)老保障對(duì)生育與養(yǎng)老關(guān)系的影響還沒(méi)有形成一致結(jié)論。擁有社會(huì)養(yǎng)老保障可能會(huì)使老年期預(yù)算約束更加寬松，從而有能力生育更多子女，也可能會(huì)降低家庭對(duì)子女的依賴(lài)，從而減少生育數(shù)量［23，31］。擁有社會(huì)養(yǎng)老保障會(huì)對(duì)子女提供的家庭養(yǎng)老產(chǎn)生擠入或擠出效應(yīng)［24，32］。本文分析有（τ = 0. 3000）、無(wú)（τ = 0） 社會(huì)養(yǎng)老保障下初育年齡、生育數(shù)量與代際資金支持變化和代際照料支持變化（τ = 0. 3000與τ = 0之差） 的關(guān)系，結(jié)果如圖3所示。

從圖3可以看出，當(dāng)生育數(shù)量不變時(shí)，隨著初育年齡增加，有、無(wú)社會(huì)養(yǎng)老保障下代際資金支持變化和代際照料支持變化的變化幅度減小，即初育年齡推遲會(huì)降低參與社會(huì)養(yǎng)老保障的偏好；當(dāng)初育年齡不變時(shí)，隨著生育數(shù)量增加，有、無(wú)社會(huì)養(yǎng)老保障下代際資金支持變化由負(fù)轉(zhuǎn)正且變化幅度先減小后增加，代際照料支持變化為正且變化幅度逐漸增加，即生育數(shù)量與參與社會(huì)養(yǎng)老保障的偏好之間可能呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。整體來(lái)看，擁有社會(huì)養(yǎng)老保障能夠產(chǎn)生補(bǔ)償效應(yīng)。究其原因，社會(huì)養(yǎng)老保障具有對(duì)沖無(wú)子女反哺風(fēng)險(xiǎn)的功能。如果個(gè)體僅依靠自身儲(chǔ)蓄和子女提供的代際資金支持進(jìn)行消費(fèi)，初育年齡推遲和生育數(shù)量減少將弱化子女贍養(yǎng)功能，此時(shí)擁有社會(huì)養(yǎng)老保障能夠在一定程度上對(duì)沖上述生育行為產(chǎn)生的負(fù)向影響。但是，初育年齡推遲和生育數(shù)量減少會(huì)通過(guò)避免人力資本多次中斷來(lái)提高工資率和子女教育投資水平，從而對(duì)社會(huì)養(yǎng)老保障的依賴(lài)程度下降。因此，社會(huì)養(yǎng)老保障和家庭養(yǎng)老相輔相成，擁有社會(huì)養(yǎng)老保障可以降低成年期晚育和少育造成的子女贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)過(guò)重或無(wú)子女贍養(yǎng)風(fēng)險(xiǎn)，更為寬松的預(yù)算約束有助于提高生育率和子女反哺水平?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)2：擁有社會(huì)養(yǎng)老保障產(chǎn)生補(bǔ)償效應(yīng)，從而減弱初育年齡推遲和生育數(shù)量減少對(duì)代際資金支持和代際照料支持的負(fù)向影響。初育年齡和生育數(shù)量分別對(duì)社會(huì)養(yǎng)老保障有負(fù)向和倒U型影響。

⒋老年生活質(zhì)量的需求效應(yīng)

滿(mǎn)足老年人日益增長(zhǎng)的美好生活需求對(duì)促進(jìn)人口均衡發(fā)展至關(guān)重要。當(dāng)個(gè)體期望老年期能夠?qū)崿F(xiàn)高質(zhì)量生活時(shí)，會(huì)更為重視老年期消費(fèi)產(chǎn)生的效用。此時(shí)，在生育行為不變的情況下，減少子女陪伴時(shí)間將增加勞動(dòng)供給，從而增加可支配收入，這有助于增加老年期消費(fèi)，子女陪伴產(chǎn)生的效用相對(duì)下降?；诖?，本文通過(guò)設(shè)定個(gè)體更為重視和相對(duì)不重視老年期消費(fèi)能力，分析高（φ = 0. 6000）、低（φ = 1. 4000） 質(zhì)量老年生活下初育年齡、生育數(shù)量與代際資金支持變化和代際照料支持變化（φ = 0. 6000與φ = 1. 4000之差） 的關(guān)系，結(jié)果如圖4所示。

從圖4可以看出，代際資金支持變化為正，代際照料支持變化為負(fù)，這表明高質(zhì)量老年生活會(huì)提高代際資金支持，降低代際照料支持。當(dāng)生育數(shù)量不變時(shí)，隨著初育年齡推遲，高、低質(zhì)量老年生活下代際資金支持變化為正且變化幅度先增加后減小，代際照料支持變化為負(fù)且變化幅度逐漸減小，即初育年齡與老年生活質(zhì)量之間可能存在倒U型關(guān)系；當(dāng)初育年齡不變時(shí)，生育數(shù)量增加會(huì)提高老年生活質(zhì)量。這主要是因?yàn)椋哔|(zhì)量老年生活追求產(chǎn)生了需求效應(yīng)，會(huì)增加老年人對(duì)代際資金支持的需求，消費(fèi)需求增加使得老年人對(duì)代際照料支持的偏好相對(duì)下降。此時(shí)，初育年齡對(duì)老年生活質(zhì)量的影響取決于收入效應(yīng)和替代效應(yīng)的大小。當(dāng)收入效應(yīng)占主導(dǎo)時(shí)，老年生活質(zhì)量將提高；反之，老年生活質(zhì)量將下降。生育數(shù)量增加對(duì)老年生活質(zhì)量的正向影響大于生育質(zhì)量下降的負(fù)向影響，即生育數(shù)量增加將提高老年期生活質(zhì)量。在高質(zhì)量老年生活需求效應(yīng)的作用下，選擇合理的生育行為有助于強(qiáng)化代際資金支持和代際照料支持?；诖?，本文提出如下假設(shè)：假設(shè)3：高質(zhì)量老年生活產(chǎn)生需求效應(yīng)，從而減弱初育年齡推遲和生育數(shù)量減少對(duì)代際資金支持和代際照料支持的負(fù)向影響。初育年齡和生育數(shù)量分別對(duì)老年生活質(zhì)量有倒U型和正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，簡(jiǎn)稱(chēng)CLHLS） 數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。本文借鑒陸杰華等［33］ 的做法，將1998—2018年、2000—2018年、2002—2018年、2005—2018年、2008—2018年、2011—2018年和2014—2018年七輪追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)合并，擴(kuò)充數(shù)據(jù)量的同時(shí)也控制不隨時(shí)間變化的個(gè)體異質(zhì)性。考慮到受訪樣本生育時(shí)所處的社會(huì)環(huán)境以及初育年齡和生育數(shù)量異常值的影響，本文將樣本數(shù)據(jù)限制為初育年齡在15—35歲、生育數(shù)量在1—8個(gè)和僅結(jié)過(guò)一次婚的個(gè)體中。①本文保留至少有兩期數(shù)據(jù)的受訪者，共得到42 989個(gè)觀測(cè)值。

（二） 變量說(shuō)明

⒈被解釋變量

本文被解釋變量為子女反哺，具體包括代際資金支持（S1） 和代際照料支持（S2）。代際資金支持采用受訪者獲得子女及配偶提供的資金水平衡量，資金水平不為零取值為1，否則取值為0；代際照料支持采用受訪者生病時(shí)子女及配偶是否提供照料衡量，提供照料取值為1，否則取值為0。②

⒉解釋變量

本文解釋變量為初育年齡（fba） 和生育數(shù)量（child），分別采用問(wèn)卷中“您第一次生育時(shí)的年齡”“您一共生育多少子女”兩個(gè)問(wèn)題的回答衡量。

⒊機(jī)制變量

本文機(jī)制變量為社會(huì)養(yǎng)老保障（P） 和老年生活質(zhì)量（Q）。前者采用受訪者是否有退休金衡量，有退休金取值為1，否則取值為0；后者采用受訪者關(guān)于自評(píng)生活質(zhì)量問(wèn)題的回答衡量，回答“很好”“好”取值為1，回答“一般”“不好”“很不好”取值為0。

⒋控制變量

本文分別從個(gè)人基本信息和個(gè)人健康層面選取控制變量。個(gè)人基本信息包括：一孩性別（cgender），男性取值為1，女性取值為0；初婚年齡（fma），采用結(jié)婚年份與出生年份差值衡量；年齡（age），采用觀測(cè)年份與出生年份差值衡量；受教育年限（edu），采用接受教育的年限衡量；性別（gender），男性取值為1，女性取值為0；是否擁有自己的房間（room），老年人擁有自己的房間取值為1，否則取值為0；戶(hù)口類(lèi)型（hk），城鎮(zhèn)戶(hù)口取值為1，農(nóng)村戶(hù)口取值為0；民族（mz），漢族取值為0，其他民族取值為1；60歲前職業(yè)類(lèi)型：第一類(lèi)為專(zhuān)家或管理人員，包括專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員，政府、事業(yè)單位的管理人員；第二類(lèi)為工人，包括農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)、漁業(yè)、工業(yè)工人，商業(yè)或服務(wù)人員；第三類(lèi)為家務(wù)工作者或其他。將第二類(lèi)職業(yè)設(shè)為基準(zhǔn)組，定義兩個(gè)職業(yè)類(lèi)型虛擬變量（job1、job2），若受訪者從事第一類(lèi)職業(yè)，job1 取值為1，否則取值為0；若受訪者從事第三類(lèi)職業(yè)，job2 取值為1，否則取值為0；機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)（com），本文將受訪者至少可以獲得個(gè)人護(hù)理服務(wù)、家訪服務(wù)和心理咨詢(xún)服務(wù)中的一項(xiàng)服務(wù)定義為可以獲得機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)并取值為1，否則取值為0。①個(gè)人健康包括日常生活能力（abi1） 和器具性日常生活能力（abi2） 兩個(gè)虛擬變量，基于問(wèn)卷中e1—e6 和e7—e14 的各項(xiàng)問(wèn)題，如果每類(lèi)問(wèn)題中至少有一項(xiàng)需要他人幫助，則abi1 和abi2 取值為1，否則取值為0。

（三） 計(jì)量模型構(gòu)建

基于前述理論分析，本文借鑒李俊青等［34］與張洋和李靈春［35］的做法，檢驗(yàn)父母生育行為對(duì)子女反哺的影響，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

其中，i、t、k和j分別表示個(gè)體、年份、區(qū)域和省份；M為非時(shí)變控制變量；X為時(shí)變控制變量；ι、η和ζ分別為區(qū)域效應(yīng)（東部、中部、西部和東北）、省份效應(yīng)和年份效應(yīng)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于本文分析對(duì)象為老年人，初育年齡和終生生育數(shù)量非時(shí)變，本文采用隨機(jī)效應(yīng)面板Logit模型估計(jì)式（17） 和式（18）。

（四） 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

表2列（1） —列（6） 分別給出了面板Logit模型、截面Logit模型和面板Probit模型的估計(jì)結(jié)果。在初育年齡方面，初育年齡對(duì)代際資金支持有倒U 型影響，列（1） 初育年齡拐點(diǎn)為0. 1341÷2÷0. 0024≈28歲，并且初育年齡對(duì)代際照料支持的影響不顯著。適度推遲初育年齡能夠強(qiáng)化代際資金支持，而過(guò)度推遲初育年齡將弱化代際資金支持。這一結(jié)果表明，初育年齡推遲促進(jìn)了收入增長(zhǎng)，從而通過(guò)代際流動(dòng)增加了子代的資金支持，但收入提高也會(huì)通過(guò)儲(chǔ)蓄等方式提升自我養(yǎng)老水平，從而降低對(duì)子女代際資金支持的依賴(lài)程度。2022年，中國(guó)育齡女性平均初育年齡與初育年齡拐點(diǎn)十分接近。一旦初育年齡繼續(xù)推遲，其產(chǎn)生的負(fù)向替代效應(yīng)將占據(jù)主導(dǎo)作用。在生育數(shù)量方面，生育數(shù)量增加顯著強(qiáng)化了代際資金支持和代際照料支持，表明生育數(shù)量增加的正向規(guī)模效應(yīng)可以彌補(bǔ)生育質(zhì)量和勞動(dòng)供給時(shí)間下降產(chǎn)生的負(fù)向替代效應(yīng)。尤其是在中國(guó)少子老齡化的人口背景下，生育數(shù)量增加有助于實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)目標(biāo)。此外，由表2列（7） 可知，初育年齡每推遲1歲，平均生育數(shù)量會(huì)減少0. 1398個(gè)。初育年齡推遲也會(huì)通過(guò)減少生育數(shù)量弱化代際資金支持和代際照料支持。①在時(shí)間稟賦有限的條件下，由于養(yǎng)育子女的邊際成本會(huì)隨初育年齡增加，這不僅擠出了子女照料老人的時(shí)間，還會(huì)通過(guò)減少生育數(shù)量弱化子女對(duì)老人的代際照料支持。假設(shè)1部分得到驗(yàn)證。

（二） 內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文的內(nèi)生性主要來(lái)源于：一是那些為獲得生育收益和具備交換動(dòng)機(jī)的個(gè)體，其生育決策會(huì)受預(yù)期子女反哺的影響，從而父母生育行為與子女反哺之間可能存在雙向因果關(guān)系。二是解釋變量非時(shí)變，采用隨機(jī)效應(yīng)模型可能會(huì)面臨個(gè)體效應(yīng)與生育行為相關(guān)的問(wèn)題。三是不同年份生育行為的影響可能不同，并且可能會(huì)隨時(shí)間推移產(chǎn)生累積效應(yīng)。

為控制雙向因果引起的內(nèi)生性，本文同時(shí)選取同一省份除受訪者外的初育年齡均值（及平方項(xiàng)）、同一省份除受訪者外的生育數(shù)量均值、受訪者兄弟姐妹數(shù)量（及平方項(xiàng)）和受訪者出生順序作為初育年齡（及平方項(xiàng)）和生育數(shù)量的工具變量。其中，本文借鑒尹志超等［36］的做法，選取同一省份除受訪者外的初育年齡均值（及平方項(xiàng)）、同一省份除受訪者外的生育數(shù)量均值作為初育年齡和生育數(shù)量的工具變量是因?yàn)椋坏貐^(qū)內(nèi)其他家庭的生育行為與受訪者的生育行為之間具有相關(guān)性，但其他家庭的生育行為不會(huì)影響本家庭子女反哺情況。本文選取受訪者兄弟姐妹數(shù)量（及平方項(xiàng)）和出生順序作為工具變量是因?yàn)椋茉L者兄弟姐妹數(shù)量越多和出生順序越靠后，會(huì)使他們形成大家庭規(guī)模的偏好，從而傾向于增加生育數(shù)量。但是，他們往往獲得來(lái)自父輩的資源稟賦也較多、贍養(yǎng)父母壓力較輕，可能會(huì)主動(dòng)推遲生育。同時(shí)，子女反哺不能改變兄弟姐妹數(shù)量（及平方項(xiàng)）和出生順序。由表3列（1） 和列（2） 可知，不可識(shí)別檢驗(yàn)的Kleibergen‐Paap rk LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值分別為10. 5720和20. 9230，且分別在5%和1%水平上拒絕不可識(shí)別的假設(shè)。弱工具變量檢驗(yàn)的Kleibergen‐Paap rk Wald F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值分別為5. 1980和8. 8890，且分別在30%和10%的偏誤水平上不存在弱工具變量問(wèn)題，第一階段F檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平下拒絕弱工具變量的原假設(shè)。過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的Hansen J檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值分別為0. 9740和2. 4540，且均在5%的水平上不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題?；诠ぞ咦兞康幕貧w結(jié)果證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

對(duì)于解釋變量非時(shí)變與個(gè)體效應(yīng)相關(guān)引起的內(nèi)生性，本文借鑒Hausman和Taylor［37］的做法重新進(jìn)行估計(jì)。本文設(shè)定初育年齡及其平方項(xiàng)、生育數(shù)量為內(nèi)生非時(shí)變變量，得到的回歸結(jié)果如表3列（3） 和列（4） 所示。盡管生育數(shù)量對(duì)代際資金支持的影響不顯著，但生育數(shù)量增加會(huì)強(qiáng)化代際照料支持，代際資金支持的初育年齡拐點(diǎn)約為28歲。

針對(duì)生育行為隨時(shí)間推移產(chǎn)生的差異化影響，本文借鑒王永進(jìn)和侯韞韜［38］的做法，進(jìn)一步賦予生育行為時(shí)間趨勢(shì)，利用初育年齡×?xí)r間趨勢(shì)、初育年齡平方項(xiàng)×?xí)r間趨勢(shì)和生育數(shù)量×?xí)r間趨勢(shì)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3列（5） 和列（6） 所示。初育年齡拐點(diǎn)推遲至29歲，且父母生育行為對(duì)子女反哺的影響會(huì)隨著時(shí)間推移逐漸產(chǎn)生累積效應(yīng)。

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

⒈更換樣本范圍

其一，基于生育政策視角。自1982年計(jì)劃生育被寫(xiě)入《中華人民共和國(guó)憲法》以來(lái)，中國(guó)生育政策經(jīng)歷了“寬松→緊縮→寬松”的過(guò)程，人們的生育觀念也隨之發(fā)生巨大變化。本文基于個(gè)體最后一次生育年份是否大于1982年，剔除受計(jì)劃生育政策影響的樣本。①與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，未受政策影響的個(gè)體初育年齡拐點(diǎn)相對(duì)較低，且多生育1個(gè)孩子分別強(qiáng)化和弱化代際資金支持和代際照料支持?？梢?jiàn)，未受政策影響的個(gè)體晚育更不利于獲得代際資金支持。在沒(méi)有外生政策干預(yù)的情況下，增加生育數(shù)量無(wú)需支付社會(huì)撫養(yǎng)費(fèi)等，進(jìn)而資源的代際流動(dòng)強(qiáng)化了子女反哺。

其二，基于收入視角。老年期有收入可能會(huì)弱化子女反哺，甚至當(dāng)老年人生活較為富足時(shí)，會(huì)產(chǎn)生“逆反哺”現(xiàn)象。因此，本文進(jìn)一步將樣本限制在有家庭收入、獲得的所有資金支持可以滿(mǎn)足日常生活以及沒(méi)有出現(xiàn)“逆反哺”的樣本中，分別基于問(wèn)卷中“去年家庭人均收入有多少”“所有的資金支持能夠滿(mǎn)足日常所需嗎”“去年您給予（孫） 子女及配偶多少支持”問(wèn)題得到三個(gè)虛擬變量進(jìn)行分析。三種情況下的初育年齡拐點(diǎn)分別約為28歲、28歲和27歲。老年期家庭資源較為充足的樣本，初育年齡推遲產(chǎn)生的正向收入效應(yīng)占主導(dǎo)時(shí)間較長(zhǎng)，而沒(méi)有能力“逆反哺”的樣本初育年齡推遲的負(fù)向替代效應(yīng)占主導(dǎo)時(shí)間較長(zhǎng)。生育數(shù)量增加對(duì)沒(méi)有“逆反哺”的樣本影響更大，這表明資源在代際間自上而下流動(dòng)有助于減輕子代贍養(yǎng)壓力。

其三，考慮孫子女反哺。當(dāng)成年人撫育壓力較大時(shí)，老年父母會(huì)對(duì)孫輩進(jìn)行隔代照料，當(dāng)孫輩有能力贍養(yǎng)老人后，會(huì)反哺祖父母。本文對(duì)孫子女和子女均反哺的樣本進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果顯示，孫子女反哺不會(huì)影響父母生育行為與子女反哺的關(guān)系，但父母生育行為對(duì)子女代際資金支持的影響強(qiáng)化，表明孫子女和子女之間存在示范效應(yīng)。

⒉替換被解釋變量衡量方式

在代際資金支持方面，本文將代際資金支持總額的自然對(duì)數(shù)作為代際資金支持的替代變量。本文借鑒王維國(guó)等［39］的做法，利用平減指數(shù)消除價(jià)格因素對(duì)子女及配偶提供資金水平的影響，并構(gòu)建面板Tobit模型進(jìn)行回歸。與基準(zhǔn)回歸的本質(zhì)差異在于有沒(méi)有代際資金支持和有多少代際資金支持［18］。在代際照料支持方面，利用情感慰藉替換代際照料支持進(jìn)行回歸，該變量也能反映出子女花費(fèi)時(shí)間照顧父母的情況［40］?；趩?wèn)卷中“經(jīng)常交談的前三人”“經(jīng)常分享想法的前三人”“尋求幫助的前三人”是否為（孫） 子女三個(gè)問(wèn)題合并得到情感慰藉虛擬變量進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果顯示，替換被解釋變量不會(huì)改變初育年齡和生育數(shù)量對(duì)子女反哺的影響。

（四） 異質(zhì)性分析

⒈性別異質(zhì)性

男性成為父親后因更加努力工作獲得“工資溢價(jià)”，女性成為母親后因工作與家庭權(quán)衡面臨“工資懲罰”，從而父母生育行為對(duì)子女反哺的影響存在性別差異。由表4列（1） —列（4） 可知，初育年齡對(duì)代際資金支持的影響的拐點(diǎn)分別約為32歲和26歲，且初育年齡推遲對(duì)男性獲得代際照料支持的影響顯著為負(fù)。生育數(shù)量越多，對(duì)女性獲得代際資金支持和代際照料支持的正向影響越大。綜合來(lái)看，初育年齡對(duì)男性獲得代際資金支持和代際照料支持的影響更大，生育數(shù)量對(duì)女性獲得代際資金支持和代際照料支持的影響更大。

⒉戶(hù)口異質(zhì)性

農(nóng)村群體和城鎮(zhèn)群體在生育觀念上存在較大差異，前者偏好于“多子多福”，后者傾向于追求職業(yè)晉升和人力資本積累，從而推遲初育年齡和減少生育數(shù)量。由表4列（5） —列（8） 可知，農(nóng)村群體的初育年齡拐點(diǎn)低于城鎮(zhèn)群體，并且農(nóng)村群體初育年齡推遲顯著降低了代際照料支持。這一結(jié)果充分體現(xiàn)出農(nóng)村老年群體對(duì)子女的依賴(lài)，初育年齡推遲不利于農(nóng)村群體獲得代際資金支持和代際照料支持。對(duì)于城鎮(zhèn)群體來(lái)說(shuō)，其通過(guò)推遲初育年齡來(lái)追求高學(xué)歷和職業(yè)晉升，在收入效應(yīng)的作用下會(huì)降低對(duì)代際資金支持和代際照料支持的依賴(lài)程度。

⒊自評(píng)健康異質(zhì)性

老年人健康水平往往會(huì)影響子女反哺情況，健康的老年群體日?；ㄤN(xiāo)多且對(duì)代際照料支持需求較少，而不健康的老年群體則花費(fèi)更多的資金用于看病且需要代際照料。本文基于問(wèn)卷中自評(píng)健康問(wèn)題的回答衡量，回答“很好”“好”設(shè)定為健康，取值為1，回答“一般”“不好”“很不好”設(shè)定為不健康，取值為0。由表5列（1） —列（4） 可知，初育年齡和生育數(shù)量對(duì)健康老年群體代際資金支持和代際照料支持的影響更明顯，且對(duì)代際照料支持影響的組間差異顯著。對(duì)于健康的老年群體來(lái)說(shuō)，選擇合理的生育行為有助于子女反哺。

⒋家庭人均收入異質(zhì)性

如果家庭人均收入水平較高，表明該老年群體有能力自我養(yǎng)老，對(duì)子女反哺的依賴(lài)程度較低。本文按平減后的家庭人均收入水平是否高于均值分為低收入組和高收入組，回歸結(jié)果如表5列（5） —列（8） 所示。初育年齡和生育數(shù)量對(duì)代際資金支持的影響存在顯著的收入水平差異，但對(duì)代際照料支持影響的組間差異不顯著。低收入組對(duì)子女代際資金支持的依賴(lài)程度更高，但子女不會(huì)因?yàn)槭杖胨讲町愄峁┎町惢恼樟现С帧?/p>

（五） 機(jī)制檢驗(yàn)

前文基本厘清了生育行為對(duì)子女反哺的影響，但隨著社會(huì)養(yǎng)老保障制度逐漸完善，以及老年人對(duì)高質(zhì)量生活的需求日益增加，社會(huì)養(yǎng)老保障和老年生活質(zhì)量會(huì)對(duì)二者的關(guān)系產(chǎn)生影響?；诶碚摲治鼋Y(jié)果，本文借鑒楊剛強(qiáng)等［41］ 的做法，采用廣義結(jié)構(gòu)方程模型（Generalized StructuralEquations Models，簡(jiǎn)稱(chēng)GSEM） 刻畫(huà)社會(huì)養(yǎng)老保障和老年生活質(zhì)量的影響。該模型可以處理變量間的多重共線性，因而在非完全共線性的情況下仍可以進(jìn)行估計(jì)。

其中，S分別為S1 和S2；f （fbai，childi，φ）為關(guān)于fbai 和childi 的函數(shù)，φ為待估參數(shù)；ε3—ε5為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)（允許相關(guān)） 且服從Logistic分布。

表6為式（19） —式（21） 聯(lián)立估計(jì)結(jié)果。社會(huì)養(yǎng)老保障和老年生活質(zhì)量在生育行為與子女反哺的關(guān)系中起到了重要作用。在社會(huì)養(yǎng)老保障方面，由表6列（1） 可知，初育年齡推遲會(huì)顯著降低老年期擁有社會(huì)養(yǎng)老保障的概率，并且生育數(shù)量對(duì)社會(huì)養(yǎng)老保障的影響呈倒U型。進(jìn)一步地，雖然基于表6列（3） 結(jié)果，社會(huì)養(yǎng)老保障與代際資金支持之間存在替代效應(yīng)，但社會(huì)養(yǎng)老保障同時(shí)也產(chǎn)生了補(bǔ)償效應(yīng)，初育年齡和生育數(shù)量通過(guò)影響社會(huì)養(yǎng)老保障產(chǎn)生的間接影響會(huì)部分抵消二者產(chǎn)生的負(fù)向影響。由表6列（4） 可知，社會(huì)養(yǎng)老保障對(duì)代際照料支持的影響不顯著。這表明合理的生育決策有助于社會(huì)養(yǎng)老與家庭養(yǎng)老之間相互促進(jìn)，社會(huì)養(yǎng)老保障會(huì)減弱父母生育行為產(chǎn)生的負(fù)向影響，社會(huì)養(yǎng)老保障與家庭養(yǎng)老之間需要融合發(fā)展［11］。在老年生活質(zhì)量方面，由表6列（2） 可知，初育年齡對(duì)老年生活質(zhì)量的影響不顯著，但生育數(shù)量和社會(huì)養(yǎng)老保障會(huì)顯著提高老年生活質(zhì)量。進(jìn)一步地，由表6列（3） 和列（4） 可知，老年生活質(zhì)量對(duì)代際資金支持的影響顯著為正，而對(duì)代際照料支持的影響不顯著。此時(shí)，高質(zhì)量老年生活產(chǎn)生了需求效應(yīng)，強(qiáng)化了生育數(shù)量增加的正向影響。假設(shè)2和假設(shè)3部分得到驗(yàn)證。

五、研究結(jié)論與政策建議

當(dāng)前，中國(guó)人口老齡化已經(jīng)進(jìn)入快速發(fā)展階段，初育年齡推遲、生育低迷不利于家庭發(fā)揮基礎(chǔ)性養(yǎng)老功能，不僅子女贍養(yǎng)壓力倍增，老年人對(duì)子女贍養(yǎng)的需求也被嚴(yán)重壓縮。因此，在實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國(guó)家戰(zhàn)略的背景下，厘清父母生育行為對(duì)子女反哺的影響，有利于減輕家庭養(yǎng)老壓力、強(qiáng)化家庭養(yǎng)老功能和實(shí)現(xiàn)人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展。本文通過(guò)構(gòu)建含有初育年齡、生育數(shù)量和子女反哺的三期世代交疊模型進(jìn)行理論分析，并基于1998—2018年七輪CLHLS數(shù)據(jù)，采用面板Logit模型實(shí)證檢驗(yàn)父母生育行為對(duì)子女反哺的影響及作用機(jī)制。研究結(jié)果顯示，初育年齡不僅對(duì)代際資金支持有倒U型影響，還通過(guò)減少生育數(shù)量進(jìn)一步弱化代際資金支持和代際照料支持。初育年齡推遲會(huì)降低擁有社會(huì)養(yǎng)老保障的概率，生育數(shù)量分別對(duì)社會(huì)養(yǎng)老保障和老年生活質(zhì)量有倒U型和正向影響，擁有社會(huì)養(yǎng)老保障和追求高質(zhì)量老年生活分別對(duì)代際資金支持產(chǎn)生了補(bǔ)償效應(yīng)和需求效應(yīng)，能夠減弱初育年齡推遲和生育數(shù)量減少對(duì)代際資金支持的負(fù)向影響。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下建議：第一，系統(tǒng)地看待生育與養(yǎng)老的關(guān)系，從全生命周期視角構(gòu)建家庭支持政策體系，助力養(yǎng)老回歸家庭。盡管適度推遲初育年齡可以通過(guò)收入效應(yīng)促進(jìn)代際資金支持，但過(guò)度推遲初育年齡則會(huì)陷入生育低迷和家庭養(yǎng)老功能弱化的局面。因此，家庭支持政策應(yīng)致力于鼓勵(lì)育齡群體適齡生育、適度生育。例如，通過(guò)調(diào)控房?jī)r(jià)，降低生育、養(yǎng)育、教育成本，以及保障女性生育后重返勞動(dòng)力市場(chǎng)權(quán)益等方式降低初育年齡、提高生育水平。同時(shí)，相關(guān)養(yǎng)老政策應(yīng)旨在鼓勵(lì)子女反哺，通過(guò)延長(zhǎng)探親假和放寬父母隨遷政策等加強(qiáng)代際聯(lián)系，減輕子女贍養(yǎng)壓力，實(shí)現(xiàn)代際資源的合理分配。從優(yōu)化早期生育行為和倡導(dǎo)良好的子女反哺兩個(gè)方面，保證家庭作為養(yǎng)老第一責(zé)任主體的基礎(chǔ)性功能。第二，加快完善養(yǎng)老保障體系，實(shí)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老與家庭養(yǎng)老融合發(fā)展。雖然退休金、養(yǎng)老金和機(jī)構(gòu)養(yǎng)老等多元化的社會(huì)養(yǎng)老保障體系不斷完善會(huì)降低人們對(duì)子女贍養(yǎng)的依賴(lài)程度，但該體系可持續(xù)發(fā)展的前提是人口結(jié)構(gòu)合理化。即社會(huì)養(yǎng)老同家庭養(yǎng)老一樣，均是以穩(wěn)定的勞動(dòng)年齡人口為基礎(chǔ)，適宜的初育年齡和生育數(shù)量會(huì)推進(jìn)二者融合發(fā)展。同時(shí)，成熟的社會(huì)養(yǎng)老保障體系能夠發(fā)揮補(bǔ)充家庭養(yǎng)老的作用，防止因初育年齡推遲和生育低迷造成老年貧困等。因此，既要重視孝文化，為多支柱養(yǎng)老保障體系建設(shè)提供充足的人力資本，也要兼顧家庭養(yǎng)老與社會(huì)養(yǎng)老的平衡性。第三，大力發(fā)展養(yǎng)老事業(yè)和養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)，滿(mǎn)足老年人消費(fèi)需求，以高質(zhì)量老年生活追求強(qiáng)化子女反哺意識(shí)。養(yǎng)老是民生之大計(jì)，老年人在醫(yī)療和養(yǎng)老等方面的需求增加將會(huì)強(qiáng)化家庭養(yǎng)老功能，促進(jìn)老年人需求與家庭養(yǎng)老間的協(xié)同，提升老年人生活質(zhì)量。