父母健康與成年子女外出務工決策

摘 要：在收集農村地區父母與成年子女的匹配樣本的基礎上，利用一階差分工具變量模型分析父母健康對子女外出務工決策的影響，得出父母健康對其子女外出務工決策具有明顯的負面影響，而影響的大小以及顯著程度與子女性別以及兄弟姐妹人數密切相關的結論。

關鍵詞：父母健康 外出務工 家庭養老

一、文獻回顧

目前有關農村父母健康對子女外出務工決策影響的研究在國內較為少見，國外雖已有眾多關于這一主題的文章，但至今仍無統一結論。目前國外對這一主題的研究主要有以下幾個方面：第一、部分文獻認為農村子女的贍養責任對其外出務工決策有顯著的負影響。John Giles （2007）認為成年子女會迫于家庭以及社會傳統不得不重新安排其工作日程，減少外出務工時間，甚至退出勞動市場。1，2第二、也有一些文獻認為農村子女的贍養義務對其外出務工的影響會因為不同對象不同居住安排而有所不同。如：Susan John Giles（2010）運用工具變量方法估計了照料病弱父母對成年子女工作時間的影響，其研究指出，父母健康對女性勞動時間的影響大于男性，與父母居住在一起的影響程度大于不居住在一起的，成年女性在照料不居住在一起的父母時，其勞動時間會顯著減少。而Elisabeth Mugnai and Ana Ramona（2006）運用工具變量方法控制內生性的偏誤，并指出對于與父母居住在一起的成年女性，照顧家庭中的老人將會顯著降低其外出務工率，而這種影響對于成年男性卻并不顯著。

二、理論框架與計量模型的構建

1、理論模型的分析

本文所構建的理論模型類似于Becker（1965）的家庭產出模型。其主要思想是將家庭作為一個產出機構以決定資源的配置。參考劉靖（2008）將該理論模型的推廣與修改，本文將傳統的勞動供給模型進行擴展，研究個人時間在閑暇、勞動以及照顧父母三個方面的配置問題，其目的同樣是實現個人效用的最大化，本文假設成年子女對父母具有利他主義偏好5，當父母身體欠佳時，這種利他主義偏好將會刺激子女對父母提供生活照料，所以父母的健康水平將會影響成年子女的效用函數。成年子女的效用函數、時間約束、收入方程、消費約束以及父母的健康產出方程如下所示：

方程（1）表示農村地區成年子女的效用函數，指父母的健康水平，表示個體消費，而表示個體的閑暇，表示其他可能影響成年子女效用水平的變量。方程（2）表示家庭成年子女的時間約束，表示照顧父母的時間，表示消費閑暇的時間，表示用于工作的時間。收入方程（3）中，表示子女外出務工所獲得的收入，其中表示工資率而表示其他收入（包括非勞動收入以及其他一系列收入），子女的消費約束方程（4）中，消費等于總收入減去子女對父母的轉移支付。而父母的健康產出方程（5）則表示父母的健康取決于子女的照料時間投入以及子女對父母的轉移支付，可以用于購買外生的老年人照料服務產品，表示一系列外生的健康產出決定因素，是隨機擾動項。成年子女配置其時間的目的是獲得效用水平的最大化，因此有：

（6）

利用農村成年子女的效用函數對勞動時間求偏導，以確定勞動的邊際效用的大小，進而分析勞動時間的配置，最終決定是進入勞動市場還是退出勞動市場。假定成年子女的效用為消費、閑暇以及父母健康的正常品，從成年子女的效用函數可以判斷，消費、閑暇以及父母健康對其直接效應為正，即有：

（7）

在本文中為方便分析，進一步假定成年子女的效用函數對其消費、閑暇以及父母健康的替代效應相等，即有：

（8）

將方程（3）、方程（4）、方程（5）以及方程（8）代入方程（6）中，

右邊等式前半部分體現的是收入效應，即收入水平的增長，提高子女的效用水平，符號為正。而后半部分體現的是替代效應，即工作時間的增加使得子女閑暇以及照料父母的時間減少，使得成年子女的效用水平下降，符號為負。二者效應的加總，即為勞動供給對成年子女的總效應。因此，成年子女選擇參與勞動市場或者退出勞動市場的具體效應是不確定的，只能通過經驗研究來證明。

2、計量模型分析：

面板數據計量模型設定為：

表示子女在時期外出務工的決策，選擇外出務工則取值為1否則為0。表示子女所對應父母在時期的健康自評狀況，是本文所主要關注的解釋變量。而和均為向量。分別表示個人特征與家庭特征。包括性別、年齡、教育、勞動強度、婚姻狀況、家庭人口、人均家庭收入、父母在世人數等控制變量。和分別表示省份和年份虛擬變量，反映地區差異和宏觀經濟變動對外出務工決策的影響。表示不可觀測且不隨時間變化的個人特征，如勞動偏好、利他動機等。利用一階差分消除回歸方程中的個體異質性：

由于在本文中子女的外出務工決策可能影響父母的健康水平，從而低估父母健康對子女是否外出務工決策的影響，所以父母的健康水平是內生解釋變量。本文考慮選擇工具變量解決此類內生性問題。工具變量需滿足兩個條件：第一、與父母健康水平相關；第二、在子女的外出務工決策方程中是外生的。對于有較多子女的老人，更有可能提供更高的照料水平，從而成年子女的兄弟姐妹數量與父母的健康相關，而成年子女外出務工決策并不受到兄弟姐妹數量的顯著影響。其次，父母在身體狀態不佳時需要子女照料，所以父母的照料需求同父母本身的健康狀況密切相關，但父母的照料需求并不直接影響子女的外出務工決策，而僅僅只是通過影響子女對父母的照料活動來間接影響其外出務工決策。所以，本文認為可以選取農村成年子女的兄弟姐妹數量以及父母的照料需求作為工具變量來解決內生性問題。

三、數據說明及實證分析

本文采用中國營養與健康調查數據庫（CHNS）1993到2006年的數據。由于是跟蹤調查，該數據為面板數據。選取農村子女和父母的匹配樣本，可以避免樣本選擇偏誤，同時排除了學生、兵役以及父母亡故無贍養責任的受訪者。樣本最終包括1407位受訪者的7026個觀測值。

表1給出了樣本的描述性統計。男性外出務工率明顯高于女性。醫療保險的均值較低僅有0.27，說明農村地區醫療保險的普及率較低。樣本中男性的健康自評狀況普遍優于女性。成年子女的教育水平大多處于中學階段，男性所接受的教育年限高于女性，說明農村地區對男性的人力資本投資大于女性。

男性女性

均值標準差均值標準差

外出務工0.250.34 0.120.34

父母在世人數1.660.78 1.50 0.77

醫療保險0.25 0.86 0.28 0.94

性別0.00 0.00 1.00 0.00

工作時長7.80 3.57 7.88 4.37

婚姻狀況0.56 0.50 0.55 0.50

家庭人口數4.27 1.78 4.32 1.87

對數人均家庭收入5.441.825.461.81

健康自評：非常好0.79 0.41 0.56 0.43

健康自評：好0.13 0.34 0.15 0.36

健康自評：一般0.04 0.19 0.090.21

健康自評：不好0.040.06 0.150.08

未上過學0.090.37 0.140.36

小學0.210.02 0.20 0.00

中學0.530.25 0.390.25

大學及以上0.110.44 0.130.43

年齡32.29 8.20 32.58 8.15

兄弟姐妹個數4.88 2.31 4.132.34

父親照料需求0.090.27 0.130.27

母親照料需求0.130.26 0.150.26

樣本量 3497 3376

注：健康自評、教育年限均為分類變量，醫療保險、性別、婚姻狀況、父母的照料需求、年度變量、區域變量均為虛擬變量“是”取“1”，“否”取“0”。對數人均家庭收入以1993年不變價格計算。表格中省略省份及年度虛擬變量。

本文依據性別將樣本分為兩組，分別予以估計。首先做第一階段內生解釋變量對工具變量及其他所有的外生解釋變量的回歸。在第一階段回歸中，男性組以及女性組F統計量分別為14.23和6.68，表明工具變量與內生解釋變量高度相關，可以很好的解決弱工具變量問題。同時，男性以及女性的Hansen檢驗J統計值分別為2.667和0.924，在10%的顯著性水平上無法拒絕原假設，表明在控制了健康變量之后，工具變量對子女的外出務工決策沒有預測能力從而是有效的。

表1匯報了一階差分以及一階差分工具變量模型估計結果。從估計結果可知，父母的健康狀況對其外出務工決策的影響均為負，即父母的健康狀況越差，成年子女外出務工的概率就越小。與男性組相比，女性父母的健康狀況對其外出務工決策有顯著的負面影響。這可能是由于以下兩個原因造成的，第一、男性相對于女性通常面臨著更大的經濟壓力，受傳統文化的影響，男性勞動力一般更加傾向于選擇勞動力市場進行工作，以賺取更多收入。第二、女性相對于男性來說更有利于參加家庭照料活動。女性感情更加細膩，選擇照料活動的效率通常較高。而農村男性一般具有更高的教育水平，社會閱歷，其選擇勞動市場更能夠獲得高額的報酬。同時，將一階差分回歸結果與一階差分工具變量回歸結果相比，發現父母健康對其成年子女外出務工決策的負面影響明顯減小，這可能是因為兄弟姐妹人數的增加可以分擔對父母的贍養義務，使得個人外出務工決策受到父母健康的影響明顯減小。

表1父母健康對成年子女外出務工決策的影響

變量男性女性

FDIVFDIV

均值標準誤均值標準誤

自評健康：差-0.0160.053-0.020*0.011

自評健康：好-0.0040.0180.033**0.017

自評健康：非常好-0.0120.018-0.0030.018

父母在世人數-0.0040.017-0.035*0.015

醫療保險-0.0130.009-0.018***0.006

勞動強度-0.002**0.001-0.016***0.005

婚姻狀況-0.0370.025-0.114*0.057

家庭人口數-0.0110.011-0.0170.015

人均收入對數0.033*0.0150.0180.015

小學0.0110.0140.043*0.014

中學0.044**0.0230.0170.024

大學及以上0.071*0.0360.025***0.008

年齡0.056*0.0330.004*0.002

Wald檢驗F值14.23 6.68

0.0003 0.0008

Hansen檢驗J值2.667 0.924

0.1026 0.3367

樣本量701 692

注：自評健康、教育水平分別以“自評健康一般”、“未上過學”為參照組，并將其余各組引入模型。表格省略年份以及地區虛擬變量估計結果。括號內為標準誤。*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平上顯著。

四、結論與政策含義

從本文的回歸結果可以看出我國當前的農村老年人口的養老方式仍然是以家庭養老為主，成年子女為履行其贍養責任而減少外出務工時間，特別是對成年女性這一影響更為顯著。而子女參與勞動市場的概率下降，會對其收入產生負面影響，進而會使得子女對父母的轉移支出減少，有可能進一步惡化父母的健康狀況。因此，本文認為，有必要進一步加大對農村老年人口養老保障、醫療保險的財政支出，建立完善的社會養老保障以及醫療保險體系，減少老年人健康對其子女外出務工決策的影響。

必須指出的是，由于數據的限制，本文所采用的健康指標只有健康自評指標，雖然健康自評指標會給文章衡量健康這一解釋變量帶來一定的便利，但自評健康是一個主觀健康指標，難免會產生測量誤差的問題，這也是本文的不足之處，進一步的研究需要考慮綜合利用不同的測度指標對解釋變量的衡量進行完善。

參考文獻：

[1]John Giles牧人.農村傳統養老機制與成年子女外出勞動就業[J].中國勞動經濟學，2005（4）.

[2]洪秋妹、常向陽. 家庭養老父母健康與成年子女勞動供給的經濟分析[J].南方人口，2010.