父母在，不遠游
——人口老齡化對勞動力流動的影響

張安全 李星皓 方行明 凌 晨

一、引言

勞動力充分流動是實現勞動力資源優化配置的必要條件，是個人職業發展、家庭收入水平提升和經濟持續健康發展的有力支撐。黨的十九大報告提出，要破除妨礙勞動力、人才社會性流動的體制機制弊端，使人人都有通過辛勤勞動實現自身發展的機會。2019年12月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發的《關于促進勞動力和人才社會性流動體制機制改革的意見》進一步明確提出，激發全社會創新創業創造活力，構建合理、公正、暢通、有序的社會性流動格局。隨著市場化轉型和限制勞動力流動的政策逐步消融，我國勞動力的流動規模在不斷擴大，但是勞動力流動不充分的問題依然存在，且勞動力的流動范圍有縮小的趨勢。國家衛生健康委員會發布的《中國流動人口發展報告(2018)》顯示，近年來中國人口流動的跨省流動比例在下降而省內流動比例在上升。

現有文獻對阻礙勞動力流動的因素進行了廣泛的討論，認為醫療保險的非攜帶特征(賈男和馬俊龍，2015)、戶籍制度(陸益龍,2008; 劉軍輝和張古，2016)、本地化的社會資本(高虹和陸銘，2010；郭云南和姚洋，2013)、基礎教育等公共服務的非均等化(夏怡然和陸銘，2015； 劉金鳳和魏后凱，2019)等一些制度性和社會性的歧視因素都會降低勞動力的流動性?，F有文獻為我們理解勞動力流動性不足提供了有益的借鑒，但似乎并不足以解釋近年來勞動力流動范圍呈現逐步縮小的趨勢。這是因為隨著經濟社會的發展和各項制度改革的推進，上述因素對勞動力流動的制約作用正在逐漸弱化，勞動力流動的范圍和規模理應進一步擴大。基于現有經驗研究的推斷和勞動力流動事實不完全相符，本文嘗試從其他視角提供一個可能的解釋。

勞動力流動可能與傳統孝道文化和人口結構因素有較大關系。首先，中國傳統文化一直推崇和倡導孝道孝行，認為兒女應該在父母身邊服侍孝順。正如《論語·里仁》中所講：“父母在，不遠游?！边@就意味著，老年父母可能會對子女的勞動力流動產生一種牽制效應，使其流動的概率下降，或者是使其流動的范圍更小。尤其是“姊妹無多兄弟少”的家庭，父母對子女勞動力流動的牽制效應會更大。其次，20世紀六七十年代出現了一次人口生育高峰，而到了八十年代中國提倡一對夫妻只生育一個子女。這就意味著，過去很長一段時期內，作為社會主要勞動力的青壯年人口占了總人口的絕大部分。社會主要勞動力的老年撫養負擔小，父母對其子女勞動力流動的牽制效應相對較小。然而隨著六七十年代出生的人口逐漸進入老年，八十年代的獨生子女逐漸成為社會主要勞動力，類似于“四個父母，一對夫妻”這種老人多、子女少的倒“金字塔”家庭結構成為中國社會的普遍現象。社會主要勞動力的老年撫養負擔增大，父母對其子女勞動力流動的牽制效應也相應增大?；诖耍疚牡谝粋€研究目的是實證檢驗老年父母對子女勞動力流動的牽制效應有多大，以及這種牽制效應在獨生子女和非獨生子女之間的差異。

勞動力充分流動是社會化大生產的必然要求，老齡化程度加深是當前人口結構下的必然結果。在此背景下，父母對子女勞動力流動的牽制效應會如何演化，是否會更大程度引起勞動力流動不足，自然就成為我們所關心的問題。不過，本文認為雖然當今社會獨生子女相對于以往非獨生子女面臨的親情和勞動力流動的矛盾會更加突出，但是近二十年來，高校擴招和九年義務教育普及等政策的實施，不僅提升了中國當前及未來主要勞動力的受教育水平，也提升了未來老年父母的受教育水平，這對于提升年輕子女的勞動力流動性具有一定的正向作用，因此父母對子女勞動力流動的牽制效應可能并不會因為人口結構變化而使得勞動力市場整體出現勞動力流動嚴重不足的問題。因此，本文第二個研究目的是實證檢驗子女和父母的受教育程度在弱化父母對子女勞動力流動的牽制效應方面的調節效應。

本文通過構建Ordered Logit模型，并利用個體微觀數據，對上述問題進行了實證研究。結果發現：(1)“父母在，不遠游”在當今社會依然成立，老年父母會使得子女市內流動的概率增加，跨市和跨省流動的概率下降。而這一現象在獨生子女家庭中更明顯。因此，隨著越來越多的獨生子女進入勞動市場，這可能是勞動力跨省市流動占比縮小的一個解釋。(2)父母和子女受教育程度的提升對于弱化“父母在，不遠游”具有顯著作用，因此在國民受教育程度整體提升的背景下，不用過度擔心由此而引起的勞動力流動不足問題。但是，需要注意的是，國民受教育程度普遍提升也并不能完全消除父母對子女勞動力流動的牽制效應，因此還需要借助其他政策措施來緩解這種牽制效應。

二、理論分析

“父母在，不遠游”，一方面是為了給父母提供老年照料服務，另一方面則是為了滿足心理或者是情感上的需求。隨著交通和通信便捷性的提升，子女即便是遠游，父母在心理和情感上的需求也可以得到一定程度的滿足?？傮w而言，子女是否決定“遠游”考慮的最主要因素還是父母的贍養問題。

根據養老地點和養老主體的不同，養老模式一般可以分為社會養老、家庭養老和個人養老等類別。但是，中國社會養老體系尚不健全，人們的養老觀念還未徹底轉變，老年人對于子女養老具有很強的心理依賴，他們傾向于由子女為自己提供老年照料服務，而不是入住養老機構(張文娟和魏蒙，2014；孫鵑娟和沈定，2017)。而且，有研究發現，子女遠離父母對于父母的身體健康和精神狀況具有顯著的負面影響，即便是子女給老人提供更好的經濟支持，也并不能顯著改善留守老人的健康狀況(葉敬忠和賀聰志，2009；Antman，2010；Gibson et al., 2013; 宋月萍,2014; 舒玢玢和同鈺瑩,2017; 董曉芳和劉茜,2018; 陳璐和謝文婷，2019)。因此，中國家庭目前最主要的養老模式可能還是家庭養老，盡管中老年人與子女共同居住的比例逐年下降，但父母與他們某些子女的住處往往離得較近(Bian et al.,1998)。

為了避免子女與老年父母居住距離太遠，可以通過父母隨著子女勞動力的流動而遷移和子女留守在父母身邊兩種方式實現。但是，人們從自己所熟悉的生活環境遷移到陌生環境中，將會因為失去熟悉的交往符號和象征而導致人們產生焦慮和壓力等負面情緒，容易出現所謂的“文化休克”現象(Oberg,1960)。尤其是對于老年人來說更是如此，隨著年齡的增大，身體機能的衰退，尋求新鮮事物的動力和學習新技能的能力隨之下降，他們更難以適應新的居住環境。而且，父母隨遷養老可能也會給一些子女帶來較大的經濟壓力。因此，當父母年老時，子女可能會更偏向于選擇在距離父母較近的地方就業，而不是父母隨著子女的勞動力流動而遷徙。

需要指出的是，父母對于子女勞動力流動的牽制效應并不是只有父母年老需要被照料時才會存在。因為勞動力在不同職業和不同地區之間進行流動本身就存在較大的成本和阻力，而且隨著勞動者年齡的增長和在特定崗位任職年限的增長，這種成本和阻力可能會越來越大。所以，即便是當前不需要提供老年照料，但年輕子女考慮到未來的贍養責任和就業問題，其勞動力流動范圍也可能會因此而受到影響。尤其是獨生子女，他們因為沒有兄弟姐妹幫助其分擔贍養責任，可能更傾向于在距離父母較近的地區生活和工作(吳要武,2013; 熊江堯等，2020)。因此，本文認為老年父母健在的家庭，子女的勞動力流動范圍更小，且這一效應在獨生子女家庭可能更為明顯。這是本文待檢驗的第一個問題。

雖然老年父母可能會抑制子女的勞動力流動范圍，但是這種抑制效應也并不是一概而論的?！案改冈?，不遠游”成立的前提條件是家庭對子女有“不遠游”的需求。而且，“父母在，不遠游”中的“遠”其實強調的是“子女距離父母的遠”，而不是“子女遷移流動距離的遠”，在父母留守不遷移的情況下，子女“游”則必“遠”，但在父母本身也遷移流動的情況下，子女就能實現“游”而不“遠”。因此，如果使父母本身的流動性增強，或者使家庭對子女留守在父母身邊的需求降低，則父母對子女勞動力流動的牽制效應就被弱化。

弱化父母對子女勞動力流動的牽制效應的因素很多，子女或父母的受教育狀況就是其中之一。首先，父母受教育程度對于弱化父母對子女勞動力流動的牽制效應的作用機制主要體現在以下兩個方面：一是父母受教育程度越高，往往經濟獨立能力就越強，同時思想更加開明、養老觀念越容易轉變，因而對子女留守父母身邊的需求就會降低(吳海盛和鄧明，2010)；二是父母的受教育程度越高，其社會適應性也就越強，使得父母隨遷養老的意愿更強。其次，子女自身受教育程度對于弱化父母對子女勞動力流動的牽制效應的作用機制主要體現在以下三個方面：一是子女自身受教育程度越高，其就業和經濟狀況往往越好，就越能夠給隨遷父母提供較好的生活環境，進而提高其父母隨遷意愿；二是子女自身受教育程度越高，放棄任何一個工作的機會成本往往就越高，尤其是在勞動市場對口工作相對稀缺，選擇“留守養老”會犧牲子女更好的工作機會的情況下，子女或父母選擇“留守養老”的意愿會降低；三是子女自身受教育程度越高，其就業和經濟狀況往往越好，越有能力從養老服務機構購買老年照料服務，即便父母不愿意隨遷養老，從而也會減少家庭對子女留守父母身邊的需求。因此，本文認為父母或子女自身的受教育程度越高，則老年父母對于子女勞動力流動范圍的牽制效應就越弱。這是本文待檢驗的第二個問題。

三、數據與模型

(一)數據來源與變量選取

本文采用2016年中國勞動力動態調查數據(China Labor-force Dynamic Survey，CLDS)進行實證分析。CLDS是一個以15～64歲的勞動年齡人口為對象，圍繞勞動力的教育、就業、職業流動等眾多議題開展的每兩年進行一次的一項跨學科的大型追蹤調查，包含了勞動力個體、家庭和社區三個層次的追蹤和橫截面數據，基本上滿足了本文研究家庭老年照料與子女勞動供給關系的需求。2016年CLDS樣本覆蓋中國(除港澳臺、西藏、海南外)29個省(區、市)，樣本規模為401個村居社區，具有全國代表性和區域代表性。

本文在實證分析時對樣本做了一些篩選，具體如下：首先，當子女需要為父母提供老年照料時，子女的勞動力流動范圍必然更小，這一結論應該是不證自明的；而且，子女并不是隨時都需要為父母提供老年照料服務。本文最想驗證的問題是“當父母尚無照料需求時，子女的勞動力流動范圍是否會因父母年老而變小？”所以，本文剔除了子女為父母提供老年照料服務的樣本。其次，父母為子女提供的隔代照料等服務，在一定程度上可以促進子女的勞動力流動；子女為了從父母那里獲得隔代照料等各項服務，也可能會主動減少勞動力流動，這些多重因素可能會使得本文的估計結果產生偏誤。所以，本文剔除了父母為子女提供隔代照料服務的樣本。另外，本文還剔除了關鍵變量存在數據缺失的樣本，得到10770個觀測樣本。

本文的被解釋變量是子女的勞動力流動范圍。勞動力流動范圍的測量指標有很多，比較理想的代理變量是流入地和流出地之間的距離，或者流入地和流出地之間的通勤時間。然而這些信息通常都較難獲取?？紤]到戶籍管理和行政分割可能也是影響中國家庭勞動力流動的重要因素，因此本文是根據受訪者是否屬于區縣內流動、市內流動、跨市流動、跨相鄰省流動和跨非相鄰省流動來定義勞動力的流動范圍的大小。此外，有的受訪者存在多次流動經歷，本文統一根據受訪當期的勞動力流動信息來計算相應的流動范圍。數據整理結果發現，在本文整理得到的10770個觀測樣本中有8616個觀測樣本并未發生跨區縣流動，僅有2154個樣本存在跨區縣流動現象，這或許是因為大部分家庭只需要在區縣內就能較好地實現勞動力資源配置，并不需要跨區縣流動。但是，需要特別指出的是，這并不意味著父母健在對子女勞動力流動的距離沒有影響，這種影響仍然可能在兩個維度上存在。首先，未跨區縣流動的子女在區縣內的流動距離仍然可能和父母是否健在相關。遺憾的是，調查數據中沒有子女在區縣內流動的具體情況，我們無法對這一可能渠道進行檢驗。其次，跨區縣流動子女的流動距離可能受父母是否健在的影響。為了檢驗這一影響，同時為了保證各類別樣本數量均衡，本文用于分析的是2154個跨區縣流動的樣本，并且將被解釋變量視為一個從1到4的有序響應，若受訪者未跨市流動取值為1，跨市流動取值為2，跨相鄰省流動取值為3，跨非相鄰省流動則取值為4。

本文主要關注變量為“父母是否健在”、 “獨生子女”、“子女受教育程度”、“父母受教育程度”，及其交互項。其中，“父母是否健在”是一個0-1變量，受訪者父母雙親都已過世取值為0，否則取值為1?！蔼毶优币彩且粋€0-1變量，如果受訪者是獨生子女，或者不是獨生子女但兄弟姐妹均過世則取值為1，反之則取值為0?！白优芙逃潭取焙汀案改甘芙逃潭取辈捎檬芙逃晗拮鳛榇碜兞?。其中，“父母受教育程度”是用受訪者父親和母親受教育年限中的最大值作為代理變量。

本文的控制變量主要包括其他可能影響勞動力流動的因素：(1)家庭收入水平，用家庭總收入作為代理變量；(2)受訪者的性別特征，男性取值為1，女性取值為0；(3)受訪者的年齡；(4)受訪者的戶籍，戶籍在農村取值為1，戶籍在城市取值為0；(5)受訪者戶籍所在地的平均工資水平，該數據來自《中國城市統計年鑒》；(6)考慮到勞動力流動可能具有一些區域性的特征，所以本文還引入了省級虛擬變量，以控制省級層面的固定效應。本文變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量的描述性統計

(二)計量模型與估計方法

本文的被解釋變量是一個從1到4的有序響應，如果直接采用OLS估計將會把排序視為基數來處理，這并不太合理。因此，本文利用有序響應模型進行回歸估計。假定勞動力流動范圍的選擇規則是：

(1)

(2)

其中，xi是父母是否健在、是否是獨生子女、子女和父母受教育程度等可能影響子女勞動力流動的因素的集合。因此，個體i選擇“市內流動”、“跨市流動”、“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率分別為：

Pr(mobilityi=1|xi)=Pr(εi≤γ1-βxi|xi)

(3)

Pr(mobilityi=2|xi)=Pr(εi≤γ2-βxi|xi)-Pr(εi<γ1-βxi|xi)

(4)

Pr(mobilityi=3|xi)=Pr(εi≤γ3-βxi|xi)-Pr(εi<γ2-βxi|xi)

(5)

Pr(mobilityi=4|xi)=1-Pr(εi<γ3-βxi|xi)

(6)

另外，對于上述有序響應模型，如果假設εi服從標準正態分布，則得到Ordered Probit模型；如果假設εi服從邏輯分布，則得到Ordered Logit模型。雖然這兩種模型得到的系數和切點的估計值有所差異，但系數的正負號和顯著性，以及這兩種模型所預測的“市內流動”、“跨市流動”、“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率都非常接近。所以，對上述有序響應模型，本文剩余部分僅匯報Ordered Logit模型的估計結果。

四、初步結果與定性分析

(一)父母對子女是否存在勞動力流動牽制效應

本文從總體上考察老年父母是否會抑制子女勞動力流動范圍，以及這種影響在獨生子女和非獨生子女間有何差異，回歸結果歸納在表2中。從表2第(1)列可知，“父母健在”的系數為負，且在1%的水平上顯著，這意味著子女會因為老年父母而更傾向于選擇離家距離較近的地方就業。同時，“獨生子女”的系數也顯著為負，且在10%的水平上顯著，這表明獨生子女更加傾向于選擇離家距離較近的地方就業。進一步地，我們通過引入交互項“父母健在×獨生子女”來考察“父母在，不遠游”這一現象在獨生子女和非獨生子女家庭之間可能的差異。從表2第(2)列可知，交互項“父母健在×獨生子女”的回歸系數也顯著為負，且絕對值較大。這表明“父母在、不遠游”的現象在獨生子女家庭中表現得更為明顯。而且，在控制了交互項“父母健在×獨生子女”之后，“獨生子女”的系數不再為負，這說明獨生子女在決定是否“遠游”時，最主要的考慮因素就是其老年父母。

根據上述回歸結果，本文認為，盡管當今社會交通和通信非常便捷，但是并沒有消除老年父母對于子女勞動力流動的牽制效應，“父母在，不遠游”依然是子女們在面臨著親情和勞動力流動如何兼顧的難題時必然會遵守的行事原則。尤其是對于獨生子女這一群體而言，老年父母對其勞動力流動的牽制效應更大。從這一點來講，我們要比以往任何時候都更加重視“父母在，不遠游”的問題，因為在今后一段時期內社會主要勞動力將越來越多的是獨生子女，這可能會引起全社會性的更嚴重的勞動力流動性不足問題。

表2 父母對子女勞動力流動范圍的影響

(二)子女或父母的教育是否存在調節效應

本文還將考察老年父母對子女勞動力流動的牽制效應在子女或父母受教育程度不同的家庭間的異質性，回歸結果歸納在表3中。從表3的第(1)、第(2)列可知，交互項“父母健在×子女受教育年限”和交互項“父母健在×獨生子女×子女受教育年限”的系數均顯著為正。這意味著子女受教育程度越高，則老年父母對子女勞動力流動的牽制效應就越小，而且子女受教育程度的這種調節作用在獨生子女家庭中更顯著。從第(3)、第(4)列可知，交互項“父母健在×父母受教育年限”的系數為正但不顯著，而交互項“父母健在×獨生子女×父母受教育年限”的系數顯著為正，這意味著父母受教育程度越高，則老年父母對子女勞動力流動的牽制效應就越小，但父母受教育程度這一調節作用只在獨生子女樣本中最為顯著。

基于此，本文認為教育可以弱化父母對子女勞動力流動的牽制效應。從這一點來講，在倡導一對夫妻只生育一個子女之后的出生人口正好趕上了高校擴招和義務教育全面普及等一系列教育制度改革，使其受教育程度有所提升，這不僅促進了這部分人口自身的勞動力流動，而且在長期內還能促進其子女的勞動力流動。當然，這并不是說父母對于這些獨生子女勞動力流動的牽制效應隨著子女和父母受教育程度的提升比以往更弱了，而僅僅是相對于子女和父母受教育程度沒有提升這一反事實狀態下的牽制效應更弱了。本文的實證結果意味著，父母對于子女勞動力流動的牽制效應會逐漸變強，但是子女和父母受教育程度的提升會使得這種變化相對較小。

表3 子女和父母受教育程度的調節作用

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(三)穩健性檢驗

本部分將針對上述實證結果提供一系列穩健性檢驗。首先，本文區分了“跨市流動”和“跨相鄰省流動”兩種情況，而且認為“跨相鄰省流動”的流動距離更遠。雖然在絕大多數情況下，跨省流動的流動距離要大于省內流動的流動距離，但是在某些特殊情況下這一結論并不能嚴格成立，如分屬于兩個不同省份但又相互接壤的兩個城市之間的距離可能會比同一個省內不同城市之間的距離更近或者相等。因此，本文擔心將“跨相鄰省流動”定義成比“跨市流動”的距離更遠的流動會使得回歸分析的結論存在偏誤，于是作為穩健性檢驗，又將“跨市流動”和“跨相鄰省流動”視為同等距離的流動并重新進行回歸，參數估計結果歸納在表4的第(1)列至第(3)列。系數的符號和顯著性并沒有發生變化，相關結論依然成立。

其次，如果受訪者最近一次勞動力流動決策受到了老年父母的影響，那么之前的每一次勞動力流動決策可能也都受到了老年父母的影響。這就意味著，如果本文的理論假說是成立的，那么使用受訪者任意一次的勞動力流動距離作為被解釋變量，都應該得到同樣的結論。因此，本文又選取受訪者歷次勞動力流動中的最大勞動力流動范圍作為被解釋變量重新進行回歸，參數估計結果歸納在表4第(4)列至第(6)列，結論依然穩健。

再次，本文主要考察老年父母對子女當期勞動力流動范圍的影響，但是子女當期勞動力流動決策可能會受到以往勞動力流動決策的影響。這就意味著對于那些最近一次勞動力流動決策發生在父母去世之前的受訪者，其當前的勞動力流動范圍可能也受到了老年父母的負向影響，但被誤判為沒有受到老年父母的影響，從而使得參數估計結果產生偏誤。因此，本文根據CLDS數據中調查的受訪者最近一次發生勞動力流動的時間和父母去世的時間，將最近一次勞動力流動發生在父母去世之前的樣本剔除后再重新進行回歸，參數估計結果歸納在表4第(7)列至第(9)列。估計結果與前文并無顯著差異。

最后，受訪者當期的勞動力流動范圍其實是由最近一次勞動力流動決策決定的，而每個受訪者最近一次的勞動力流動決策發生的時間又不完全一樣，因而會受到不同時點上的某些共同因素的影響。但本文的控制變量主要是影響勞動力流動的一些當期因素，這可能會引起遺漏變量的問題。因此，本文通過引入受訪者最近一次勞動力流動的年份的虛擬變量以弱化這一問題，參數估計結果歸納在表4第(10)列至第(12)列。估計結果與前文結論基本一致。

表4 穩健性檢驗

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五、邊際效應與定量分析

本部分進一步通過求解邊際效應對相關問題進行定量分析。由于本文關注變量包含 “獨生子女”、“子女受教育年限”和“父母受教育年限”等變量與“父母健在”的交互項，而邊際效應的計算結果只對一次項(非交互項)有意義，不能夠直接通過求解交互項的邊際效應來解讀這種交互效應。因此，本文主要通過計算“獨生子女”、“子女受教育年限”和“父母受教育年限”等變量在不同取值處“父母健在”的邊際效應來解釋交互效應。

首先，考察老年父母對于獨生子女和非獨生子女選擇“市內流動”、“跨市流動”、“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率的邊際影響及其差異。基于表2第(2)列的參數估計結果分別計算出“父母健在”在“獨生子女”取值分別為0 和1時的邊際效應，歸納在表5和圖1中。從表5和圖1可知：如果老年父母健在，非獨生子女和獨生子女“市內流動”的概率都會顯著增加，而“跨市流動”、“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率都會顯著下降。同時，相對于非獨生子女，獨生子女“市內流動”的概率會多增加11.93個百分點，而“跨市流動”、“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率分別會多下降5.35個、3.28個和3.29個百分點，這一行為特征差異是非常顯著的。從上述結果可知，“父母在，不遠游”在當今社會依然成立，而且“不遠游”指代的應該是不跨市流動和不跨省流動。

表5 父母健在對子女流動的邊際影響

圖1 父母健在對子女流動的邊際影響示意

其次，考察老年父母對于不同受教育程度的獨生子女和非獨生子女選擇“市內流動”、“跨市流動”、“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率的邊際影響及其差異。在本文所使用的樣本中，子女的受教育年限最小值為0，最大值為22，所以本文分別計算出“父母健在”在“獨生子女”取值分別為0 和1時，以及“子女的受教育年限”從0至22這23個特定取值處的邊際效應，邊際效應的計算結果歸納在表6中。

由表6可知：子女受教育程度越高，則老年父母對其勞動力流動的邊際牽制效應就越小。如果計算出子女受教育年限為t時與子女受教育年限為t-1時老年父母對于子女選擇“市內流動”、“跨市流動”、“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率的邊際影響的差異，便可以得到子女接受第t年教育對于弱化“父母在，不遠游”問題的邊際效應。我們會發現，當子女受教育程度較低時，教育在弱化父母對非獨生子女勞動力流動的牽制效應方面的邊際作用更大，而在弱化父母對獨生子女勞動力流動的牽制效應方面的邊際作用較?。环粗?，當子女受教育程度較高時，教育在弱化父母對非獨生子女勞動力流動的牽制效應方面的邊際作用則較小，而在弱化父母對獨生子女勞動力流動的牽制效應方面的邊際作用更大。另外，對于非獨生子女，當其受教育年限小于10年(即初中及以下文化水平)時，老年父母健在會使得市內流動的概率顯著上升，而跨市和跨省流動的概率顯著下降；當其受教育年限超過12年(即達到大專及以上文化水平)時，父母對于子女勞動力流動的這種牽制效應就不存在了。對于獨生子女，當其受教育年限小于15年(即大學本科以下水平)時，老年父母健在會使得市內流動的概率顯著上升，而跨市和跨省流動的概率顯著下降；當其受教育年限超過19年(即達到博士及以上文化水平)時，老年父母對其勞動力流動的牽制效應才基本消失。

表6 老年父母對子女勞動力流動的邊際影響的異質性I

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最后，考察不同受教育程度的父母對獨生子女和非獨生子女選擇“市內流動”、“跨市流動”“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率的邊際影響及其差異。在本文所使用的樣本中，父母的受教育年限最小值為0，最大值為16。所以分別計算出“父母健在”在“獨生子女”取值分別為0和1時，以及“父母的受教育年限”從0至16這17個特定取值處的邊際效應，邊際效應的計算結果歸納在表7中。

由表7可知：父母受教育程度越高，則老年父母對子女勞動力流動的邊際牽制效應就越小。如果計算出父母受教育年限為t時與父母受教育年限為t-1時老年父母對于子女選擇“市內流動”、“跨市流動”、“跨相鄰省流動”和“跨非相鄰省流動”的概率的邊際影響的差異，便可以得到父母接受第t年教育對于弱化“父母在，不遠游”問題的邊際效應。我們會發現，相對于非獨生子女家庭而言，父母受教育程度在弱化獨生子女勞動流動的父母牽制效應方面的邊際作用始終都更大。另外，對于非獨生子女，當其父母受教育年限小于5年(即小學及以下文化水平)時，老年父母健在會使得“市內流動”的概率顯著上升，而“跨市流動”的概率顯著下降；當其受教育年限超過9年(即初中及以上文化水平)時，老年父母對其勞動力就不再具有負向影響。對于獨生子女，當其父母受教育年限小于10年(即高中及以下水平)時，老年父母健在會使得“市內流動”的概率顯著上升，而“跨市流動”的概率顯著下降；當其受教育年限超過14年(即達到大專及以上文化水平)時，老年父母對其勞動力流動才不再具有負向影響。

表7 老年父母對子女勞動力流動的邊際影響的異質性II

續表

六、結論與討論

本文從孝道觀念和贍養責任出發，分析了老年父母對于子女勞動力流動可能產生的牽制效應以及教育在其中可能發揮的調節作用，然后采用2016年中國勞動力動態調查數據對相關假說進行驗證。研究發現：老年父母健在的子女確實會因為贍養責任而降低其勞動力遠距離流動的可能性，尤其是當子女沒有兄弟姐妹能夠幫助其分擔這種贍養責任時，其勞動力流動受到的負向影響會更大。受計劃生育政策的影響，在未來很長一段時間內，勞動力市場的參與主體將主要是獨生子女。如果現有養老模式沒有發生明顯變化，那么因“父母在，不遠游”這一因素所導致的勞動力流動不充分，可能會在一定程度上影響我國勞動力資源的優化配置，進而影響經濟持續發展。幸運的是，子女和父母的受教育程度的提升可以顯著弱化父母對于子女勞動力流動的牽制效應，而且教育的這一積極作用在獨生子女家庭中更為明顯，因此，即便勞動市場上越來越多的勞動力是獨生子女，但由于國民受教育程度的普遍提升，年輕子女的勞動力流動性可能并不會大幅降低。但是，很難通過國民受教育程度的提升完全消除父母對于子女勞動力流動的牽制效應，所以我們仍然應該重視父母贍養責任所帶來的子女勞動力流動不充分的問題，并從多方面探尋能夠促進子女勞動力有效流動的解決方案。

本文的研究結論具有一定的政策含義：首先，父母對于子女勞動力流動的牽制效應是顯著存在的，其本質就是因養老需求較大與養老供給不足而形成的社會現象。因此，在老齡化程度不斷加深和“421”家庭結構模式持續增長的趨勢下，有必要加快社會養老服務體系建設，構建以解決養老矛盾、維系社會和諧為目的的現代養老制度，從而為解放勞動力和實現勞動力的自由流動創造有利條件，這既是長效機制，也是短期應急之策。其次，父母對于子女勞動力流動的牽制效應大小與家庭人口結構具有顯著關系。因此，適當鼓勵生育，提升生育率，是在長期中進一步緩解未來成年子女的贍養負擔和勞動力流動不足問題的重要手段。最后，不斷提高教育普及水平，擴大國民受教育機會，提高人均受教育程度，這不僅直接提升了人力資本存量，還可以促進受教育者自身及其子女的勞動力自由流動和優化配置。