隔代照料與子女勞動時間

何山 劉德浩

摘 要：我國人口老齡化現象日趨嚴峻，系統研究隔代照料對子女勞動時間的影響效果，能夠幫助學界更好地測定老齡化給社會帶來的整體作用，構建更加積極的老齡觀。現有研究主要聚焦于隔代照料效果的性別差異，卻忽略了就業部門異質性特征可能改變子女勞動時間選擇的問題，導致對照料效果的誤判。由此，根據農業、非農部門特點，構建了考慮隔代照料行為、工作兼容性特征的勞動決策模型，并利用2014—2016年兩期CFPS非平衡面板數據，構建混合回歸模型對假說進行檢驗。結果表明，由于工作家庭兼容性的不同，隔代照料確實對非農、農業就業部門會產生不同影響。在非農就業部門中，男性鮮有從事家務，照料行為通過降低工作機會成本，僅提升了女性勞動時間;而在農業就業部門中，男性需兼顧家庭和工作，隔代照料對子女勞動時間均產生了積極影響。

關鍵詞：隔代照料;勞動時間;就業部門;工作兼容性

中圖分類號： F241.1 ?文獻標識碼：A ? 文章編號：1000-4149（2021）06-0126-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.053

Abstract： The aging phenomenon of the Chinese population has become increasingly serious. A systematic study of the effect of grandparents caregiving on the working time of adult children can help academic circles to better determine the overall role of aging in society， construct a more positive view of aging. The existing studies mainly focus on the gender differences in the effect of grandparents caregiving， but ignore the problem that the heterogeneity of employment sector may change the choice of adult children s working time， which leads to the misjudgment of the effect of care. As a result， according to the characteristics of agriculture and nonagricultural sectors， this paper constructs a labor decisionmaking model considering the characteristics of grandparents caregiving behavior and work flexibility， and uses CFPS nonequilibrium panel data for the two periods 2014-2016 to construct a mixed regression model to test the hypothesis. The results show that grandparents caregiving does have different effects on agriculture and nonagricultural employment sectors because of the different compatibility of working families， In nonagricultural employment sector， because men rarely engage in housework， care behavior only improves female labor time by reducing the cost of job opportunities; while in agricultural employment sector， men need to consider both family and work， and intergenerational care has a positive impact both on men s and women s working time.

Keywords：taking care of grandchildren;working time;employment sector;work compatibility

一、問題的提出

近年來，我國人口老齡化日趨嚴峻。據國家統計局顯示，截至2020年中國60周歲及以上人口為2.6億人，占總人口比重達到18.7%[1]。眾多老年人口在為經濟帶來負向沖擊的同時，亦為社會積攢了大量積極的老年人力資本。正如世界衛生組織在《關于老齡化與健康的全球報告》中所述，年老并不意味著依賴他人，僅是經濟消耗[2]。老年人力資本往往可以通過有價值的非市場性勞動（valuing nonmarket work）參與到經濟發展當中，助推社會資源的優化配置 [3]。事實上伴隨著老年人的增多，越來越多的老年父母開始幫助子女照看孩子，嘗試減輕他們的家庭照料負擔，敦促其承擔起更多的市場經濟責任，這些老年父母發揮著積極的家庭保障價值[4]。倘若片面地將老年人口認定為“被扶養者”或“負擔人口”，則會忽視老齡化的多元性及積極作用 [5]。由此，為避免過分夸大老齡化的負面影響，構建更加積極、完整的老齡觀，本文嘗試基于隔代照料的視角，研究老年人力資本對于釋放不同就業部門內青壯年勞動力的積極作用，分析老年人非市場性勞動的市場經濟價值。

老年人隔代照料的行為邏輯是：老年人通過改變自身時間分配，向子代進行代際的時間轉移，減輕其家庭照料負擔，間接促進子女潛在市場勞動時間的釋放 [6]。觀察這一理論過程，不難發現，當老年人進行時間轉移時，子女會根據個人特征選擇最佳勞動時間，使自身效用達到最大化。值得注意的是，勞動供給作為勞動力市場行為，其時間的改變也必然受到各就業部門工作彈性的限制。由于農業、非農就業工作家庭兼容性、法律規范的不同，隔代照料對子女勞動時間的影響效果也會產生較大差異（以下簡稱“隔代照料效果”）。由此，為準確評估老年人隔代照料的市場經濟價值，本文嘗試加入就業部門異質性因素，系統探討不同部門內照料行為對就業子女勞動時間的影響效果，以彌補現有研究的不足。

在國外研究中，由于勞動力市場歧視嚴重、女性平權運動興起較早，大量學者如赫克曼（Heckman）、安吉拉（Angela）等在20世紀末便開始關注性別差異下隔代照料對子女勞動供給的影響[7-8]。在研究方法的選擇上，已有研究主要通過建立兩期世代交疊的經濟模型，或是運用回歸擬合的實證方法對照料效果進行探討與檢驗，發現了可能存在隔代照料提升女性勞動參與的證據 [9-10]。針對研究中可能產生的遺漏變量、雙向因果等問題，國外文獻普遍采用“祖父母是否健在” [11-13]、“兄弟姐妹數” [14]、“祖輩居住距離遠近程度” [15]作為工具變量來剔除內生性。也有部分學者嘗試通過建立兩代人決策的聯立方程、控制面板效應來解決內生性問題 [16]。在剔除模型及回歸偏差后，許多國家的經驗結果表明，隔代照料對子女勞動供給具有穩健的積極影響，且在男女性別上存在效果差異。照料行為主要降低女性工作成本，提升期望效用，增加了女性勞動時間，而對男性勞動時間影響并不顯著。

在國內，相關領域起步較晚，早期文獻多從家庭結構 [17]、祖輩同住行為 [18]等角度對子女勞動投入進行探討，普遍指出家中存在老年人能夠提升子輩勞動供給的現象，但受制于數據約束，這一結論未能明確區分老年人是通過何種渠道幫助子輩參與市場勞動。直至近年，盧洪友等才首次對老年人家庭照料效果及其子女的個人特征異質性作出系統性研究，分析表明老年人主要通過隔代照料行為，而非家庭勞務方式，來幫助子女增加勞動供給，且這一效果對子代女性更加穩健顯著[19]。在此基礎上，鄒紅等聚焦于成年女性勞動供給，分析隔代照料成本與女性勞動時間的關系，再次印證隔代照料對女性勞動供給的穩健影響，并指出當下延遲退休和多孩政策的矛盾點[20]。就研究方法而言，國內現有文獻大多使用家庭關系較為健全的中國家庭追蹤調查（China Family Panel Study，CFPS）或全國流動人口衛生計生動態監測調查作為數據來源，將總體就業勞動者認定為研究對象，假定父方祖輩提供照料行為，使用線性回歸模型、固定效應模型、樣本選擇模型進行實證分析。在利用“祖父母是否健在”等工具變量對內生性進行剔除后，大量研究表明我國隔代照料對子女勞動供給具有顯著正向影響，與國外研究結論一致[21]。區分個人性別異質性特征后，結果仍然穩健，照料行為主要影響女性，對男性影響微弱。

通過文獻梳理發現，國內外研究主要聚焦于個人異質性特征的討論，并未關注就業部門差異對勞動時間帶來的限制，也鮮有研究將其納入回歸加以控制。華淑名等指出，農業、非農部門的就業模式及其靈活性不同，隔代照料對全部就業部門的回歸結果并不能很好地反映各就業部門的真實情況，應當分別進行討論[22]。具體而言，農業就業可能存在平均工時較短、工作季節性變化、家庭工作較為兼顧等特點;相反，非農就業家庭工作兼顧性略差，且工作時間更多受到法律限制。這些特點均可能導致不同就業部門子女勞動時間供給決策的差異。若將兩類就業混同，則可能導致辛普森悖論的發生，即由于各就業部門工作特點不同、樣本比例不一，總體回歸產生與就業部門異質性分析結果不一致的偏誤。若不對此進行區分，這一問題甚至會干擾到文章對個人性別效果差異的判斷。

由此，本文在前人研究基礎上，重新構建個人勞動供給決策模型進行理論假設，并利用2014—2016年兩期CFPS非平衡面板數據，構建實證回歸模型，判斷主要就業部門異質性情況下，隔代照料對就業子女勞動時間的影響，以及農業、非農部門中性別效果差異的穩健性勞動供給分為勞動參與、勞動時間兩部分，由于難以確定失業者將要從事的就業部門，因此本文只對勞動時間進行探討。此外，考慮到勞動者在多就業部門內兼職的情況難以測度，本文僅對其從事的主要工作進行探究。。研究的邊際貢獻在于剔除了“父方祖輩提供隔代照料”的假設，并在此基礎上將農業、非農就業異質性特征引入照料效果研究中，進行差異化分析，彌補了現有研究的不足。

二、模型構建與理論假設

1. 考慮隔代照料的勞動決策模型

為探究就業部門異質性情境下隔代照料的效果差異，研究首先需要厘清一般就業中，隔代照料如何影響子女最優勞動時間的供給決策。為此，本文借鑒了個人勞動決策模型的相關論證，并在此基礎上嘗試將隔代照料的影響納入模型中。

由式（6）可知，隔代照料對勞動時間的影響方向取決于效用變化比例c。當c>0時，照料行為呈現積極作用，反之則為消極影響，且其值離0值越遠，勞動時間變化程度越大。當c=0時，工作家庭完全兼容，則照料沒有影響效果。

大量研究表明，兒童照料對子女市場勞動存在較大負擔[19]。尤其對于成年女性而言，她們往往在家庭生產、撫養兒童方面具有較高的比較優勢，因而更多地將時間投入家庭產品生產而非市場勞動中。由此，本文推測總體就業勞動者，尤其是女性，工作家庭兼容性差，c大于0;男性勞動者極少從事家務，其工作家庭兼容性不顯著異于0。剔除父方祖輩提供照料的經驗假設后，在總體就業中提出如下假設。

H1：隔代照料對就業子女總體勞動時間有穩健正向影響。

H2：隔代照料對就業女性勞動時間具有穩健正向影響，而對男性影響效果不顯著。

2. 區分部門的勞動決策模型

（1）農業部門。基于文獻梳理，本文發現相對于總體和非農就業，農業勞動者具有期望工資率低 [23]、工作較為靈活的特點[22]，據此對農業就業勞動決策模型進行修正。

根據以上兩種情況的公式推導，考慮到實際生活中多數非農就業者并不會在家辦公，難以兼顧工作家庭，由此推測c>0。在性別差異方面，非農女性往往從事家庭勞作，c>0;而男性更多負責賺錢養家，對家庭勞作處理較少，類似c=0的情形。故提出如下假設。

H5：在非農業就業中，隔代照料對子女勞動供給具有顯著正向影響。

H6：在非農業就業中，隔代照料對女性勞動供給具有顯著正向影響，對男性無顯著影響。

三、實證研究設計

1. 數據來源

中國家庭追蹤調查（CFPS）是由北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）實施，覆蓋25個省/市/自治區16000戶家庭及其全部家庭成員的一項全國性社會跟蹤調查項目。相對于其他數據庫，CFPS含有更多的隔代照料樣本工作就業信息以及完善的家庭關系數據，因此本文采用CFPS作為研究數據，這契合本研究的目標及需要。

2. 研究對象與匹配

考慮到家庭內部能夠進行隔代照料這一關鍵特征，為保證就業子女的生育狀況、勞動能力，選取健在的22—59歲男性、20—49歲女性作為基準研究對象 年齡上下限分別依據《中華人民共和國婚姻法》第六條、《國務院關于安置老弱病殘干部的暫行辦法》和《國務院關于工人退休、退職的暫行辦法》（國發〔1978〕104號）有關規定。父母年限也由此推知。。同時，針對照料者的“老年人”身份，遵循法定退休年齡僅保留父親不小于60歲和母親不小于50歲的樣本。剔除無兒童照料信息、未參與回歸的數據后，共得到2014—2016年兩期6764個樣本 因2012年調查缺失主要就業信息、2018年調查缺失家庭關系數據，故研究不采用多期樣本數據。。

需要指出的是，國內研究普遍假設“父方祖輩提供照料行為”，該假定忽略了母方祖輩的隔代照料行為，導致樣本信息的錯配，使研究結論的穩健性遭到質疑，因此本文為反映真實照料效果，對該假設進行了剔除，在實證中根據實施隔代照料者的信息匹配父方或母方老年父母數據，若祖輩未實施隔代照料，則匹配夫妻各自父母信息。

3. 實證模型

通過理論分析，本文借鑒盧洪友、鄒紅等的做法[19-20]，構建實證模型對假設進行驗證：

其中，子女勞動時間workit為因變量，隔代照料變量careit為核心解釋變量，其系數β1若顯著異于0，則證明隔代照料對子女勞動供給存在影響。Xkit是控制變量組，包含了個人、家庭、工作特征。t為時間控制變量，uit表示誤差項，β0、δk是其他待估系數。

由于勞動時間為連續因變量，本文建立線性回歸模型，并采用混合截面回歸法作為估計方法。值得指出的是，雖然本文使用的是兩期非平衡面板數據，且固定效應檢驗p值為0.0138，證明樣本中確實存在固定效應，應當在模型中加入不可觀測的個體特征變量。但由于含有工作時間信息的3762組數據樣本中，面板組占比不及總組數的10%，總體擬合優度僅為0.0259，故控制個體特征可能造成較大的估計偏誤。就業異質性分析中樣本量減小，該偏差還會進一步增大。因而本文選擇相對偏誤較小的混合截面回歸對模型進行估計。這樣做的代價便是無法控制個體特征變量，加劇模型的內生性問題。

就本文而言，內生性偏差主要來自兩方面。首先，父母時間轉移決策可能會受原先子女勞動時間、工作狀況的影響，因此隔代照料與子女勞動時間可能存在反向因果關系。其次，實證模型很難涵蓋全部干擾變量，加之個體特征無法被有效控制，造成遺漏變量問題。

據此，本文采用學界廣泛應用的“祖父是否健在”、“祖母是否健在”工具變量，運用兩階段最小二乘法對研究的內生性進行剔除。具有一定的合理性。基于伍德里奇 的論述，工具變量在與遺漏變量無關的假設下，要求與被解釋變量無關，并與內生變量高度相關[24]。在本文數據模型中，祖父母健在與勞動時間無顯著相關性（p>0.1），同時父母健在情形下才能提供隔代照料（p<0.05），滿足工具變量的合理性約束 感謝匿名評審的建議，隔代照料亦可能通過影響祖父母健在呈現相關性，本文因工具變量僅要求與內生變量存在相關關系，暫時保留本問題，待日后探索。受篇幅所限，數據未完整呈現，讀者可向作者索取。。在全部兩階段回歸中工具變量F值均在5%水平內顯著，亦不存在弱工具變量問題，故此說明祖父、祖母健在變量是本研究較好的工具變量。

4. 變量處理

本文被解釋變量為就業子女每周主要工作時間（小時），數據來自問題“過去12個月，您這份主要工作一般每周工作多少個小時”。由于CFPS數據庫中存在少量誤填，導致周勞動時間大于周小時數，本文假定每日最低休息睡眠時間為6小時，將周勞動時間大于126小時的數據值作缺失處理。

核心解釋變量是根據問題“白天、晚上孩子由誰照管”生成的隔代照料虛擬變量。只要有祖輩照管便賦值為“1”，否則賦值為“0”。此外，考慮到非家庭成員提供兒童照料可能會影響到老年人提供照料的可能性或子女勞動時間，本文同樣基于該問題生成“非家庭照料”虛擬變量，將選擇“托兒所/幼兒園”、“保姆”提供照料服務的數據定義為“1”，其他賦值為“0”，并納入家庭特征變量組加以控制。

在控制變量方面，本文主要針對就業子女個人特征、家庭特征、工作特征及時間趨勢四個維度進行了控制。個人特征包含了性別、教育、婚姻等一系列基本信息變量。家庭特征則參照盧洪友的做法[19]，選取祖父母年齡、去年家庭人均純收入、3歲以下及3—6歲兒童數量作為控制變量。同時，考慮到額外的家庭資產存量、硬性的家庭支出也會影響勞動決策，本文將家庭存款現金總額、去年家庭總支出一并納入模型進行控制。此外，由于本文研究重點置于就業部門的異質性問題，子女主要工作特征與勞動時間、隔代照料行為決策的相關性不可忽略。為保證回歸的一致性，本文將就業部門、工作所有者、工作滿意度等工作特征變量引入模型，并隨著回歸樣本群體的變化進行增減。而針對多期樣本可能產生的時間趨勢問題，研究則通過各樣本受訪時間納入回歸加以控制。

四、樣本的描述性統計分析

1.總體樣本的描述性統計結果

表1總體樣本描述性統計顯示，樣本中每三個有孫輩的老年人（占比約30%）就有一人提供隔代照料，這一現象與鄒紅研究得出的32.8%的比例相近[20]，說明我國存在著普遍的隔代照料行為，照料效果研究具有一定的社會價值。

此外，本文基于照料變量對樣本進行了分類統計。在勞動時間方面，相對于無隔代照料子女，享有照料者提升了近4小時的工作時間均值，Pearson相關系數檢驗也表明隔代照料與勞動時間呈現正相關關系（系數為0.0954，p值小于0.01），可能存在照料行為促進子女勞動時間提升的證據。

在就業部門方面，非農勞動者占總體數據的64%，且在隔代照料樣本中非農就業比例進一步提升，高于無照料者約15%，運用Pearson檢驗后，證實存在照料行為與就業部門間的相關性（系數為0.1423，p值小于0.01），表明總體樣本中可能存在由于非農樣本占比過高，致使總體回歸不能很好呈現農業就業照料效果的問題，應當進行就業部門異質性分析。

2.分就業部門樣本描述性統計

表2展示了各就業部門的樣本特征。在照料比例方面，21%的父母為農業子女提供隔代照料，而在非農就業中這一比例提升至30%以上，這一現象印證了上面的推測，即隔代照料的提供受就業部門影響，更易出現于非農部門中。在勞動時間方面，非農周勞動時間均值達到50小時以上，44小時及以下的勞動者僅占非農樣本的32%，故研究推測大多數勞動者面臨加班時段的預算約束。區分照料樣本后，各類別樣本內，接受照料者與未接受照料者相比，勞動時間均呈現上升趨勢，除了非農男性外，其他樣本均增加了1小時以上的工作時間，表明可能存在隔代照料對各部門就業者勞動時間產生積極作用的證據。

此外，通過觀察工作、家務、看電視時間，研究發現農業就業者家務勞動、閑暇娛樂時間普遍高于非農就業者，說明在處理同等家庭事務的情形下，農業就業者能更好地協調工作、家庭與娛樂，印證了農業就業具有較高工作家庭兼容性的理論推測。細分不同就業部門樣本后，各類別樣本內，接受照料者與未接受照料者相比，家務時間均呈現下降趨勢，非農就業樣本下降程度普遍更高;而各部門娛樂時間并無明顯變化。由此可知隔代照料可以幫助子女有效減輕家庭負擔，而農業就業的相對靈活性會消解部分隔代照料效果，為上述效用比例c、消解比例d的正向推論提供了有力證據。

最后，觀察工作所有者變量，本文發現農業就業以自雇為主，非農就業以受雇形式為主，且受雇形式趨于享有更多的隔代照料行為，二者可能存在相關關系，為防止偏誤產生，應當納入模型加以控制。

五、實證研究結果

1. 總體樣本回歸

表3展示了總體樣本回歸結果。觀察線性模型（1）、（2）、（3），發現依次控制就業部門相關變量后，隔代照料系數在顯著性不改變的基礎上下降了接近1，擬合優度也因此顯著提升至0.1551，與其他研究結果相近[19]。這一現象說明勞動時間、隔代照料可能會受到就業部門相關因素的影響，在研究中考慮到就業部門的異質特征具有一定的合理性，加入就業部門變量的模型（3）是本文較好的基準估計模型。

模型（3）結果顯示，隔代照料行為可以顯著提升就業子女周工作時間近2.7小時，這一數值與盧洪友等得出的約3小時的研究結論相近[19]，表明在總體樣本中，即使更改數據信息匹配方式，隔代照料行為仍對子女勞動時間有穩健的正向影響。在模型（4）解決內生性問題后，盡管顯著性略有下降，隔代照料對勞動時間的影響依然顯著，其系數2.9與模型（3）亦無較大差異。因此，本文認定在剔除“隔代照料多由男性父母提供”假定后，假設 “H1：隔代照料對就業子女總體勞動時間有正向影響”得到證實。

在此基礎上，表4進一步對分性別樣本進行區分。研究結果表明，在總體就業樣本回歸中，隔代照料行為對男性工作時間幾乎沒有顯著影響;相反，對于女性則可顯著提升5小時左右的工作時間（系數為5.240，t值為4.78）。解決內生性問題后，回歸結果同樣支持了該判斷，實證結果證明了假設H2成立。說明家庭中女性確實承擔了照料兒童的大多數責任，工作家庭兼容性更差，隔代照料主要通過影響女性勞動時間發揮作用。

2. 農業樣本回歸

表5展示了農業部門樣本的回歸結果。模型（9）、（13）、（15）分別為農業總體、男性、女性的基準模型。數據表明隔代照料顯著提升農業總體近3小時的周工作時間，但細分性別后統計顯著性消失，無法證明隔代照料對男女勞動時間決策產生影響。矛盾在于，如果隔代照料對各性別勞動者均無法產生顯著效果，農業總體樣本回歸亦不應產生正向推論。

究其原因，大致可以分為三類：第一類原因，由于樣本存在內生性問題，導致實際上不顯著的總體樣本變得統計顯著，造成與各性別樣本回歸結果的不一致。據此，模型（11）、（14）、（16）對內生性進行了剔除。各樣本回歸結果依然穩健，雖然總體樣本t值為2.03，顯著性水平下降至10%以內，但仍屬于可接受范圍，各性別樣本也保持著不顯著的特征。由此，本文認為內生性并不是導致統計結果偏誤的主要原因，否定第一類原因。

第二類原因，總體樣本回歸結果估計正確，偏誤來自女性回歸結果。據上述結論推測，女性更易受到隔代照料行為的影響，男女性別應當存在較大差異。然而模型（13）、（15）顯示，農業部門樣本回歸中男女隔代照料系數相近且統計顯著性差，推測可能是分性別回歸后，女性樣本量相對總體樣本大大減少，導致女性回歸模型的大樣本性質削弱從而產生偏誤。為探討隔代照料效果在性別間是否存在差異，模型（10）、（12）在農業總體樣本中加入了隔代照料與性別的交乘項，結果表明，交乘項系數均在10%水平上不顯著（兩類模型t值分別為-0.27，-0.37），說明農業部門中隔代照料效果可能不會因子女性別而產生差異，拒絕第二類原因。

第三類原因，矛盾同樣來自大樣本性質的削弱，但回歸結果對男女性別均產生了偏誤估計。由描述性統計可知，農業部門樣本中父母提供隔代照料的可能性較低，照料樣本占比僅為21%，區分性別樣本后，隔代照料樣本絕對數量進一步削減，令原本能在總體回歸中較好擬合的線性趨勢，在各性別樣本中難以擬合，因而出現了總體樣本顯著，分性別樣本均不顯著的現象。由前述實證結果可知，隔代照料對農業總體樣本影響效果穩健為正，且各性別勞動者沒有明顯差異，說明各性別回歸模型應當呈現正向回歸結果，分性別模型由于較小的樣本量導致了回歸結果的不一致。由此本研究認為第三類原因是導致數據矛盾的主要原因。農業隔代照料會顯著提升農業部門子女的勞動時間，無論男性和女性都會享受到祖輩時間轉移的紅利。

通過前述分析，證明了假設H3的正確性，即農業就業的相對靈活性并不能使得農業勞動者完全兼顧家庭與工作，隔代照料依然存在穩健的正向效果。細分性別后，假設H4錯誤。盡管男性更傾向于市場勞動，但由于農業時間安排較為靈活，無照料條件下男性也會進入家庭勞作之中，而非不處理家務的“完全兼容狀態”。因此，當兒童有人照看時，農業男性會降低部分閑暇時間進入工作當中，故隔代照料對農業男、女勞動者均呈現正向影響。

3. 非農樣本回歸

表6為非農部門就業樣本的回歸結果。針對非農總體樣本，基準回歸（17）顯示隔代照料會提升非農就業約1.9小時的勞動時間，然而這一顯著結果在模型（18）解決內生性問題后消失。根據總體就業中隔代照料對就業女性有積極效果，對男性無顯著影響的研究結論，本文推測非農勞動者中，照料對女性依然有顯著正向效果，總體回歸顯著性消失的原因來自男性回歸結果的不顯著，及男女性別樣本比例的變動。

區分性別樣本后，這一推論得到證實。具體而言，通過模型（21）、（22）可知，無論是否處理內生性問題，享有隔代照料的非農女性均能提升3小時以上的周工作時間。相反，男性樣本回歸結果（19）、（20）在10%水平的范圍內，無法拒絕影響系數顯著異于零的原假設。由此說明，隔代照料對非農女性勞動時間有穩健正向作用，而對男性則無顯著影響，假設H6成立。進一步觀察模型（19）、（21）、（20）、（22）樣本量數據可知，盡管剔除內生性后分性別樣本的回歸結果穩健，但由于工具變量模型中，不受照料影響的男性樣本占比提升，導致非農總體回歸結果統計顯著性消失。由此研究認為，非農總體回歸結果易受到性別組成比例的影響導致結果的不穩健，產生辛普森悖論，故假設H5錯誤。

通過前述分析表明，在非農就業中，隔代照料主要通過影響女性勞動時間發揮作用。結合理論模型可以推斷，非農女性承擔了更多的家庭照料責任，工作家庭兼容性較差，以致隔代照料對女性勞動時間有穩健正向作用;而對男性來說，其承擔的家庭照料責任很少，工作家庭類似“完全兼容”狀態，因而隔代照料對非農男性勞動時間無顯著影響。

六、結論與展望

我國人口老齡化現象日趨嚴峻，系統研究隔代照料對就業子女勞動時間的影響效果，能夠幫助學界更好地測定老齡化對社會帶來的整體作用，構建更加積極的老齡觀。現有研究主要聚焦于隔代照料效果的性別差異，忽略了就業部門異質性可能改變子女勞動時間選擇的問題，導致對照料效果的誤判。由此，本研究在剔除兒童由父方祖輩進行照料的假設后，根據農業、非農部門就業特點，構建了考慮隔代照料行為、工作家庭兼容性特征的勞動決策模型，利用2014—2016年兩期CFPS非平衡面板數據，建立混合回歸模型對假說進行檢驗。

結果表明，由于工作家庭兼容性的不同，隔代照料確實會對各就業部門產生不同影響，且隔代照料效果的性別差異不再穩健趨同。具體而言，隔代照料對總體就業勞動時間具有穩健的正向作用，其路徑主要通過影響女性勞動時間發揮作用。區分就業部門后，研究發現在農業部門中，雖然老年父母提供照料的可能性較低，但享受照料行為的子女會更多地投入市場勞動中，農業部門較為靈活的工作特征并不能抵消隔代照料的積極作用。相反由于農業工作靈活性的存在，在無他人照料的情形下，農業男性也會更多地承擔家庭照料的責任，減少農業勞動時間，因而當隔代照料行為出現時，家庭照料責任得以減輕，農業男性、女性勞動時間均會呈現上升趨勢;與此相對的是，在非農部門就業中總體樣本照料效果不穩健，易產生辛普森悖論，但能夠證明非農女性由于工作家庭兼顧性較差，受到照料后的正向效果穩健，且顯著高于總體就業中的影響效果。非農男性則與之相反，由于很少涉獵家庭勞務，隔代照料的出現無法促使其進一步減少家庭勞務時間以進行工作，故照料效果對工作時間的影響并不顯著。由此可見，若將各就業部門一概而論，可能會忽視照料行為對農業部門男性勞動時間帶來的積極影響，或是低估非農部門就業女性工作時間的提升程度，造成對現實效果的誤判，令相關社會政策的定位產生偏差。

基于本文的經驗性結論，研究認為我國社會政策應分別針對農業、非農就業部門隔代照料現狀進行制定。在農業部門中，由于我國現有農村兒童照護設施可及性較差，隔代照料行為可以較好地促進成年男性、女性工作時間的提升，甚至提高其農業工作之余的非農勞動時間 [23]，有關部門可以考慮在此基礎上鼓勵農村老年父母對子女提供隔代照料行為，從而將老齡化對經濟、社會的積極影響更好地發揮出來。相反，在非農部門中，較多的老年人已經在為子女提供照料行為，促進大量非農女性勞動時間的顯著提升，有關政策部門在斟酌延遲退休政策時，必須考慮到延遲退休發生后，由隔代照料水平下降導致成年女性就業時間大大減少的負向效應，這一現象必然會降低勞動力市場中女性的貢獻占比，削弱幫助女性更多地走入勞動力市場的政策努力，為此，盡快改善托幼機構的供給、便利性、照料成本或許有助于緩解這一負向效應 [25]。

本文受數據與篇幅限制，對隔代照料與子女勞動供給的探索仍有許多不足：首先，研究無法將工作兼容性、工作靈活度放入實證模型中對理論推測進行驗證;其次，實證分析未能將不可觀測的個體效應放入方程加以控制;此外，受制于技術原因，無法剔除隔代照料可能對子女就業部門選擇產生的影響，也未能區分自雇和受雇形式對非農就業照料效果的影響。后續研究可以進一步從工作對于隔代照料效果的影響機制出發，探究照料效果出現差異的原因;抑或從雇傭形式角度，探討自雇、受雇不同就業形式對隔代照料效果帶來的差異。

參考文獻：

[1]國家統計局.第七次全國人口普查公報（第五號）[EB/OL]. [2021-09-25].http：//www.stats.gov.cn/tjsj/tjgb/rkpcgb/qgrkpcgb/202106/t20210628_1818824.html.

[2]世界衛生組織.關于老齡化與健康的全球報告[EB/OL].[2021-09-25].https：//www.who.int/ageing/publications/worldreport-2015/zh/.

[3]UNPD Human Development Report Office. Valuing nonmarket work[EB/OL].[2021-09-25]. http：//www.hdr.undp.org/en/content/valuingnonmarketwork.

[4]CHEN F N， LIU G Y， MAIR C A. Intergenerational ties in context： grandparents caring for grandchildren in China[J]. Social Forces， 2011， 90（2） ： 571-594.

[5]李鵬.社區活動參與、保障水平與隔代照料——基于2014中國老年社會追蹤調查的實證研究[J].當代經濟管理， 2020（4）： 71-78.

[6]封進.人口老齡化、社會保障及對勞動力市場的影響[J].中國經濟問題，2019（5）：15-33.

[7]HECKMAN J J. Effects of childcare programs on women s work effort[J]. Journal of Political Economy， 1974， 82（2）：136-163.

[8]HOLDSWOTH C， ANGELA D. Working mothers in Great Britain and Spain： a preliminary analysis[R]. CCSR，1998.

[9]CARDIA E， SERENA N. Intergenerational time transfers and childcare [J].Review of Economic Dynamics， 2003， 6（2）：431-454.

[10]GEMA Z. Family labor participation and child care decisions： the role of grannies[J]. Journal of the Spanish Economic Association， 2020， 11（3） ： 287-312.

[11]DEL B D. The effect of child care and part time opportunities on participation and fertility decisions in Italy[J]. Journal of Population Economics， 2002，15（3）： 549-573.

[12]JOSEFINA P， MARIAN V F. Grandparents childcare and female labor force participation[R]. IZA Discussion Paper， No.6398， 2012.

[13]ARPINO B， PRONZATO C D， TAVARES L P. The effect of grandparental support on mothers labour market participation： an instrumental variable approach[J].European Journal of Population， 2014，30（4）：369-390.

[14]AASSVE A， ARPINO B， GOISIS A. Grandparenting and mothers labor force participation： a comparative analysis using the generation and gender survey[J].Demographic Research，2012， 27（3）：53-84.

[15]JANICE C， ROBERT A P. Family proximity， childcare， and women s labor force attachment[J]. Journal of Urban Economics， 2014， 79（1） ： 72-90.

[16]RALITZA D， WOLFF F C. Do downward private transfers enhance maternal labor supply？ evidence from around Europe[J]. Journal of Population Economics， 2011， 24（3） ： 911-933.

[17]杜鳳蓮.家庭結構、兒童看護與女性勞動參與：來自中國非農村的證據[J].世界經濟文匯，2008（2）：1-12.

[18]沈可， 章元， 鄢萍. 中國女性勞動參與率下降的新解釋：家庭結構變遷的視角[J].人口研究，2012（5）：15-27.

[19]盧洪友， 余錦亮， 杜亦譞. 老年父母照料家庭與成年子女勞動供給——基于CFPS微觀數據的分析[J].財經研究，2017（12）：4-16.

[20]鄒紅， 彭爭呈， 欒炳江. 隔代照料與女性勞動供給——兼析照料視角下全面二孩與延遲退休悖論[J].經濟學動態，2018（7）：37-52.

[21]趙昕東， 王燁. 隔代照料對勞動供給的影響研究[J].經濟評論，2021（1）：127-145.

[22]華淑名， 陳衛民. 隔代照料支持對青年女性非農就業的影響[J].青年研究，2020（1）：60-73，96.

[23]劉秀梅， 亢霞. 農戶家庭勞動時間配置行為分析[J].中國農村觀察，2004（2）：46-52，81.

[24]伍德里奇. 計量經濟學導論——現代觀點 [M].北京：中國人民大學出版社，2018：403-417.

[25]封進， 艾靜怡， 劉芳. 退休年齡制度的代際影響——基于子代生育時間選擇的研究[J].經濟研究，2020（9）：106-121.

[責任編輯 武 玉]