預期壽命延長條件下自我人力資本投資對生育數量的擠出效應

朱 萌，艾 蔚

(1.上海工程技術大學 數理與統計學院，上海 201620；2.上海工程技術大學 管理學院，上海 201620)

放寬生育數量約束能讓家庭多生孩子，進而緩解少子老齡化問題嗎？對政策目標人群的研究發現，生育政策調整后，沒有出現明顯的生育堆積[1-3]。生育政策已不再是家庭生育數量選擇的關鍵約束，雙獨、單獨和雙非育齡婦女的生育意愿不高源于內生性壓力，生育撫養的顯性成本和隱性成本使得實際生育行為較生育意愿更低[4-5]。生育顯性成本包括衣食住行、教育與醫療等費用；生育隱性成本主要與女性人力資本存量、職業關聯[6]，且生育數量直接影響女性就業質量[7]。與此同時，養老保險、醫療保險等制度保障水平提升使得子代養老功能趨于弱化，生育政策調整對提高生育意愿與生育數量的作用有限[8]。

若生育數量選擇主要源于內生性壓力，那么通過生育補貼、教育補貼、幫助育齡婦女就業能有效地緩解壓力嗎？我們認為已有的生育、教育補貼等生育配套政策以調節生育顯性成本為主，而父代生育撫養孩子的時間與精力投入常被忽視，可成年期時間分配才是預期壽命延長情況下成年人效用最大化決策的關鍵。一方面，教育人力資本投資回報取決于單位時間工資與有效勞動時間，(1)工作年限是指自進入勞動力市場直至退出的年數，而有效勞動時間是勞動者的工作時長。而預期壽命延長可增加成年人的教育人力資本投資收益。另一方面，養老保險制度弱化了子代的養老功能，而其保障水平又與工作期人力資本投資回報掛鉤。所以，當前成年行為人是在自身預期壽命延長、自我人力資本投資收益增加、子代養老功能弱化的條件下進行生育決策。因而，研究預期壽命延長情況下成年人的生育與自我人力資本投資選擇，更有助于探究抑制生育數量的微觀因素，為提升生育政策有效性提供支持。所以，本文在預期壽命延長條件下，用時間度量家庭生育撫養的投入，呈現不同人力資本存量家庭的生育撫養成本差異，研究父代自我人力資本投資對家庭生育數量的擠出效應。我們發現，延遲退休為成年行為人提供了更為寬松的決策空間，自我人力資本投資對生育撫養的擠出效應是可調節的，但弱化擠出效應需要對生育政策、就業政策、退休政策、養老金計劃等系列政策措施進行搭配組合。

文章將從生育數量與生育質量替代、預期壽命延長與生育選擇的關系、預期壽命延長對自我人力資本投資的影響等方面梳理既往研究成果；而后，構建包含預期壽命延長父代的自我人力資本投資和生育數量決策的理論模型，呈現預期壽命延長、父代自我人力資本投資和家庭生育數量選擇之間的關系；最后，利用CHARLS數據，檢驗預期壽命延長父代自我人力資本投資對生育數量的擠出效應，并對全文進行總結。

一、文獻綜述

家庭生育選擇、預期壽命延長與人力資本投資都是人口老齡化問題微觀研究視角中的關鍵詞，我們將從家庭生育數量與生育質量替代、預期壽命延長與生育選擇的關系以及預期壽命延長對自我人力資本投資的影響三方面梳理已有研究成果。

(一)生育數量與生育質量替代研究

家庭生育數量與生育質量之間的替代可以解讀父代權衡生育數量與生育質量的行為。家庭生育決策的微觀分析始于Becker，他在單向利他假設和效用最大化分析框架下，研究父代對生育數量與生育質量的權衡[9]，后續研究還采用了雙向利他動機，關注孩子對父母的反饋[10]。生育數量與生育質量的替代關系研究結論包括收入提高導致家庭傾向于選擇生育質量；稟賦差異導致家庭教育投資不同。計劃生育為家庭生育數量與生育質量權衡提供了另一個視角。計劃生育有助于提升子代的平均受教育水平[11-12]，而生育數量政策約束放寬后，子代數量增加導致單個子代人力資本投資稀釋，生育質量下降[13]。

微觀層面上生育數量與生育質量替代效應也被廣泛用于闡釋經濟增長[14-16]。

(二)預期壽命延長與生育選擇之間的關系研究

預期壽命延長與生育選擇之間的關系研究主要關注預期壽命延長父代的生育決策。已有的研究多是在研究預期壽命延長成年人的生育行為及對未來勞動力供給的作用機制中，涉及預期壽命延長對生育數量與生育質量權衡的影響。Zhang[17]和Kaganovich[18]等在現收現付養老保障制度下，證明預期壽命延長行為人會降低生育數量并增加子代人力資本投資；Zhang[19]和Chen[20]使用離散時間世代交疊模型發現了相似的結論。延遲退休通常是以預期壽命延長為潛在前提的，郭凱明等認為延遲退休可提高生育選擇自由度，可改變家庭內生育數量與生育質量的替代關系[21]。鄧翔等認為人力資本存量上升與預期壽命延長導致家庭推遲生育，但未涉及生育數量問題[22]。汪偉等在梳理長壽宏觀經濟效應研究成果時，也將預期壽命延長成年人的生育行為改變作為中介變量[23]。

(三)預期壽命延長對自我人力資本投資的影響研究

預期壽命延長對自我人力資本投資影響的分析以預期壽命延長成年人的自我人力資本投資決策為研究內容，是人口老齡化與經濟增長關系研究的一個微觀視角。

Ben-Porath提出預期壽命延長可引致人力資本投資收益增加和工作時間延長，于是人力資本投資受到正向激勵[24]。隨后，學者們分別從理論上探討Ben-Porath機制的適用條件，從實證上檢驗Ben-Porath機制的有效性[25-27]，并試著將Ben-Porath機制應用于研究人口結構轉型中的經濟增長與政策設計[28-30]。Yukihiro Nishimura等在簡化生育問題后，結合Hazan提出的隱性設定，發現DB型養老金計劃為退出勞動力市場的老年人提供了延長教育投資收益期的通道，論證了Ben-Porath機制的有效性，也就是，即使預期壽命延長行為人的工作年限未增加，也存在預期壽命延長引致自我人力資本投資增加，并推動經濟增長的可能性[31]。當研究涉及兩個代際勞動力供給時，Daishin Yasui采用貨幣成本度量生育撫養投入，發現預期壽命延長行為人效用最大化決策將引致生育數量下降，自身與子代教育投資增加，若生育動機包含利己動機，則行為人更傾向于增加收入與養老儲蓄[16]。

基于Ben-Porath機制、生育數量與父代自我人力資本投資替代研究，本文使用時間度量生育撫養成本與自我人力資本投資成本，將預期壽命延長、生育數量與自我人力資本投資共同融入世代交替模型，分析預期壽命延長行為人的自我人力資本投資及其生育數量選擇。

二、預期壽命延長行為人的生育與自我人力資本投資決策模型

(一)前提假設

假設行為人的生命周期分為三期，即兒童期、成年期和老年期。文中以t期的成年人作為研究對象，t期的成年人出生在t-1期，其生命周期如圖1所示。

圖1 行為人生命周期三階段的主要行為

行為人在兒童期內接受基礎教育，兒童期期末獲得的人力資本水平為ht，并且行為人在兒童期內不進行任何決策，選擇兒童期與成年期的邊界點為坐標原點O，令T點為行為人死亡點。預期壽命延長在坐標上體現的是T點向右移動。

行為人只在成年期進行工作。為方便分析行為人的自我人力資本投資、生育、工作等決策，行為人成年期被分為兩段，所有的決策在前半段進行，即在成年期前半段期間((O，W1)區間)，行為人需要決定是否進行自我人力資本投資、選擇生育數量，并安排工作。行為人的自我人力資本投資包括在校高等教育、在職培訓、干中學等，且與其生育撫養孩子處于同一時期，也被稱為繼續教育。而在成年期后半段期間((W1，W2)區間)，行為人僅工作。此外，行為人在成年期獲得工資報酬，并進行消費與儲蓄。

行為人在老年期只消費，支撐老年期消費的資金是其工作期積累的儲蓄。為簡化分析，文中將養老保險等老年期收入一并視為養老儲蓄。

假設行為人在t期的人力資本生產函數為：

(1)

式(1)含義是行為人的人力資本存量取決于自我人力資本投資和父輩人力資本的代際傳遞。其中，ht-1是行為人父輩的人力資本存量，xt是行為人進行自我人力資本投資所占用的時間，也是接受繼續教育的時間。φ，θ，ξ是人力資本生產函數的參數，且φ>0，θ∈(0,1)，ξ∈(0,1-θ]。人力資本生產函數隱含著人力資本的最低水平h，且h>0，這是僅接受基礎教育行為人的人力資本存量，它與父輩人力資本存量無關。

(二)個人決策模型

本文使用世代交替模型描述預期壽命延長行為人的生育數量與自我人力資本投資決策。

1.行為人效用最大化問題的表達式

首先，令預期壽命延長行為人的終生效用函數為U，于是，t期成年行為人的終生效用函數為：

(2)

式(2)含義是行為人終生效用源于生育撫養孩子和消費，且只考慮成年期和老年期兩期的效用。其中，φ是行為人生育撫養孩子帶來效用的權重，也體現了行為人對生育撫養孩子的重視程度，1-φ是成年人消費產生效用的權重。式(2)第二項是行為人從自身消費中得到的正效用。式(2) 中的ct(τ)是行為人τ歲的消費；成年人預期壽命延長表現為T增加。當存在法定退休年齡時，成年人預期壽命延長更多地體現為退休期時長增加；若退休年齡是可變的，則預期壽命延長成年人可結合自身人力資本存量，調整工作期與退休期時長。r為主觀貼現因子。

其次是t期成年行為人的跨期預算約束，具體為：

(3)

式(3)反映的是行為人總消費等于終生收入。

為簡便起見，令行為人效用函數中的主觀貼現因子與資產收益率相等，于是ct(τ)=Ct,τ∈[0,T]。進而，行為人效用最大化問題可表示為：

(4)

(5)

(1)

2.實施自我人力資本投資行為人的最優生育數量、繼續教育時間與消費

(6)

(7)

進一步整理，可得：

(8)

3.未進行自我人力資本投資行為人的最優生育數量

若預期壽命延長行為人僅接受基礎教育，則ht=h，xt=0。

未進行自我人力資本投資行為人的效用最大化和預算約束為：

一階求導后，整理可得：

(9)

(10)

(三)推論

1.父輩人力資本存量與自我人力資本投資之間的關系

推論1存在一個父輩人力資本存量臨界點，若父輩人力資本存量高于這一臨界點，行為人選擇內點解，進行自我人力資本投資。

證明如下：令接受繼續教育行為人的間接效用函數為VE(ht-1)，僅接受基礎教育行為人的間接效用函數為VU。于是，

VE(ht-1)=A+(1-φ)m3(ξlnht-1+lnB)

(11)

(12)

其中，

于是，行為人進行自我人力資本投資所需的父輩人力資本存量臨界點為：

在行為人接受繼續教育所需的父輩人力資本存量臨界點h*上，VE(h*)=VU。當ht-1h*時，VE(ht-1)>VU。這意味著當父輩人力資本存量較高時，行為人接受繼續教育，提高終生效用。若父輩人力資本較低，行為人想要打破人力資本代際轉移慣性，則需要接納較低的終生效用。

接下來，進一步考慮h*與h的關系。從微觀視角分析，當h*=h時，若成年行為人的父輩僅接受基礎教育，則他面臨多個長期均衡點，也就是可能選擇自我人力資本投資，也可能只接受基礎教育。因為當父輩人力資本存量較低時，自身天賦、社會經濟發展等因素對成年行為人的自我人力資本投資決策影響更為顯著。從宏觀視角分析，當h*=h時，所有行為人都可以選擇自我人力資本投資，且父輩人力資本存量為h的行為人不會面臨因打破人力資本代際轉移機制而產生的成本。

而當h*>h時，只有父輩人力資本存量高于h*的行為人才會實施自我人力資本投資。若要打破人力資本代際轉移慣性，父輩人力資本存量低于h*的行為人需要承擔實際終生效用低于其最優終生效用的結果。

2.預期壽命延長和延遲退休對自我人力資本投資決策的影響

推論2是最優值h*隨著W2和T的增加而減少。

結合死亡率變動趨勢可知，中國人口預期壽命是持續提高的，于是dT>0；若行為人延遲退休，則dW2>0。伴隨著預期壽命延長，若延遲退休政策落實，行為人傾向于增加接受繼續教育的時間，其人力資本投資也是增加的。再者，由于dh*/dT<0和dh*/dW2<0，預期壽命延長和延遲退休政策將使得h*下降，所以，預期壽命延長的同時實施延遲退休政策，可使得更高比例的行為人進行更長時間的自我人力資本投資。

若行為人提前退休，則dW2<0，當預期壽命延長顯著時(dT>0)，兩者綜合對自我人力資本投資仍可能是正效應，但為確保終生效用，行為人更可能會壓縮生育撫養孩子的時間。

3.不同人力資本存量行為人的生育數量選擇

推論3接受繼續教育行為人的生育數量低于僅接受基礎教育行為人的生育數量。

證明過程如下：

如果撫養孩子的社會化服務價格較低，接受繼續教育的行為人可以在撫養孩子的過程中采購社會化托幼服務，但這并不能無限制地壓縮生育撫養孩子的時間消耗。我們在假設中已隱含了生育撫養孩子時間占用為最基本的時間消耗，而將撫養或教育孩子的社會化服務購買融入行為人的消費。若將撫養教育孩子的社會化服務購買納入生育撫養成本，那么接受繼續教育行為人生育撫養孩子的貨幣成本會更高。從行為人終生效用構成可知，隨著生育撫養成本的提高，消費邊際效用的不斷下降會進一步抑制行為人的生育數量。

伴隨著生育數量限制性政策的逐步放寬，育齡婦女生育意愿低迷，除了顯性生育成本外，預期壽命延長成年人的自我人力資本投資回報率上升是深層且關鍵的影響因素。在家庭養老功能相對弱化的背景下，生育撫養下一代的回報不高，而父代自我人力資本投資收益伴隨著其預期壽命延長而顯著增加。父代自我人力資本投資收益主要體現在兩個階段，其一，在工作期，父代因接受繼續教育而獲得較高的收入；其二，在退休期，父代的基本養老金、企業(職業)年金，以及商業養老保險給付額都與工作期收入關聯，更高的工作期收入，意味著更高的退休收入。

三、實證分析

結合前文推論，依次檢驗祖代受教育水平與行為人受教育水平之間的關聯(推論1)；隨著預期壽命延長，相同的祖代受教育水平對應的父代受教育水平上限提高(推論2)；父代受教育水平越高，生育數量越少(推論3)。(2)由于后文采用家庭數據展開分析，為使表達簡約清晰，我們使用祖代、父代和子代區分三代人，其中父代對應的是理論分析部分的行為人。這里使用的是2017年CHARLS數據，并初步選用了13770(3)剔除了生育數量為0的1763個家庭，原因包括：(1)無法確定家庭生育數量為零是主動選擇，還是被動接受；(2)只有主動選擇零生育的家庭才能進行生育與自我人力資本投資決策研究。于是，在無法甄別的條件下，本文選擇將零子女家庭一并剔除。個家庭，也即13770個家庭ID號。

(一)變量描述

實證分析中使用的變量包括家庭分類、家庭生育數量、受教育水平等，具體如表1所示。

表1 變量名稱與含義

(二)各變量的取值

家庭分類一：本文使用母親出生年對家庭進行分類，如表2所示。根據預期壽命的測算，可知出生年越晚的人群，其預期壽命越長[33]。由于生育職責主要由母親承擔，于是，用母親出生年表示不同時期余命的變化。通過微觀調研數據初步分析，可以發現剔除缺失母親出生年信息的家庭后，家庭總數量為10608個，而且母親的出生年主要集中在1941—1970年。結合初婚年齡變動趨勢[34]，我們認為母親出生年為1960年以后的家庭，會明顯受到計劃生育政策的影響。

表2 以母親出生年為依據的家庭類型分布

家庭分類二：由于計劃生育政策在不同地區的實施方案不盡相同，所以，我們將家庭所處地區分為三類。在剔除家庭所處地區缺失樣本后，家庭總數量為11843個，如表3所示。城市地區對應表3中的主城區，農村地區對應表3中的村莊，其他地區則包括城鄉結合區、鎮中心區、鎮鄉結合區、特殊區域和鄉中心區。

表3 以被調查家庭地域分布為依據的家庭類型分布

受教育等級與受教育年限：結合CHARLS數據可知，父代與子代受教育水平可分為從文盲到博士的9個級別，見表4。

表4 教育取值對應表

(三)各變量的描述性統計

CHARLS數據中家庭平均孩子數量為2.98個，其中七孩以上家庭總數占比不足樣本總量的5%。父親平均受教育水平高于母親，且父親的受教育水平方差較小，顯示了父母受教育情況的差異。各變量的描述性統計見表5。

表5 各變量描述性統計

使用對應分析法探討父代受教育水平與行為人受教育水平之間的關聯，以及隨著預期壽命延長，相同父代受教育水平對應的行為人受教育水平上限的變化。

首先，使用所有微觀家庭數據，檢驗祖代的最高受教育水平和行為人最高受教育水平兩個變量是否獨立。結果顯示兩個變量不完全獨立，可以進行對應分析。

觀察圖2，可以發現祖代最高受教育水平取值為1時，距離較近的父代最高受教育水平取值為0、1、2、3；祖代最高受教育水平取值為2時，距離較近的父代最高受教育水平取值為4；祖代最高受教育水平取值為3時，距離較近的父代最高受教育水平取值為5、6。以維度1原點為界，祖代受教育水平1在左側，而祖代受教育水平2、3出現在右側，說明“文盲”和其他兩種類別區別較大。這可證明推論1，行為人自我人力資本投資行為受到上代人的人力資本存量臨界點約束。

其次，檢驗預期壽命延長對人力資本投資的影響。由于祖代受教育水平數據嚴重缺失，這里僅分析20世紀50年代和60年代出生父代的受教育水平變化(分別見圖3和圖4)，前者有效數據量為376個，后者有效數據量為815個。兩組數據的皮爾遜卡方漸進顯著性都小于0.01，可以采用對應分析。

圖2 祖代與父代的教育關聯

圖3 祖代與50年代出生父代的教育關聯

圖4 祖代與60年代出生父代的教育關聯

圖3顯示祖代受教育水平為1和父代受教育水平為0、1、2距離較近；祖代受教育水平為2和父代受教育水平為3距離較近；祖代受教育水平為3和父代受教育水平為5距離較近。圖4顯示祖代受教育水平為1和父代受教育水平為0、2、3距離較近；祖代受教育水平為2和父代受教育水平為4距離較近；祖代受教育水平為3和父代受教育水平為5、6距離較近。對比可知，父代出生年份越晚，其受教育水平受到祖代受教育水平的影響趨于減小，也可理解為預期壽命延長，父代傾向于增加自我人力資本投資。這可證明推論2。

(四)實證模型

根據母親出生年份劃分的家庭類別有五類，依次為agegroup_30、agegroup_40、agegroup_50、agegroup_60、agegroup_70，設定D1、D2、D3、D4四個虛擬變量如下：

根據地域劃分的家庭類型有三類，即城市、農村與其他地方，依次標記為area1、area2、area3，設定E1、E2為兩個虛擬變量如下：

由于婦女曾生育的子女數只取有限的幾個數值，屬于典型的計數模型，使用基于MLE的泊松分布是最自然的做法。

首先檢驗模型的適用性，對家庭生育數量進行描述性分析，從表6可以看到，家庭生育數量的樣本均值和樣本方差近似相等，也即均值約為2.977，方差約為2.99，因此，數據滿足Poisson回歸的基本均等分散條件。

表6 家庭生育數量的分布情況

其次，使用泊松回歸和穩健標準誤，進一步分析長壽父代自我人力資本投資對家庭生育數量的擠出效應。后文將檢驗六個模型。模型一、模型二和模型三使用父親與母親的受教育水平，代表父代的自我人力資本投資。模型四、模型五和模型六則分別將前三個模型中受教育等級轉換為受教育年限。

經過泊松回歸分析，可得泊松回歸中的發生率比IRR(表7)。

表7 泊松回歸中的發生率比IRR

在考慮父代預期壽命延長和計劃生育政策影響后，父代自我人力資本投資對家庭生育數量仍有擠出效應。在方程一中，當父代最高受教育水平提升一個等級，家庭生育概率將下降到原來的0.9411倍，可以驗證父代自我人力資本投資對家庭生育數量有擠出效應。在方程二中，當母親的教育等級提升一個等級，家庭生育概率將下降到原來的0.9447倍；當父親的教育等級提升一個等級，家庭生育概率將下降到原來的0.9709倍，可以驗證父代自我人力資本投資對家庭生育數量的擠出效應存在性別差異。在方程三中，當孩子的平均受教育水平提高一個等級時，家庭生育概率將下降到原來的0.9277倍，家庭生育數量選擇與生育質量之間存在替代關系。在考慮生育數量與生育質量的替代關系后，母親的受教育水平提升一個等級，家庭生育概率將下降到原來的0.9604倍。此時，父親受教育水平的提升對家庭生育數量有抑制作用。在計劃生育政策相同影響條件下，母親受教育水平每增加一個等級，家庭生育概率將下降到原來的0.9604倍；父母對子代教育投資每增加一個等級，家庭生育概率將下降到原來的0.9277倍。所以，即使考慮生育數量與生育質量的替代效應，父代自我人力資本投資仍對家庭生育數量有擠出效應。

方程四到方程六使用受教育年限替代了教育等級，得到的結論類似。

關于家庭生育選擇中母親出生年的影響，仍以方程三為例。在父母與子代受教育水平、家庭地域相同的條件下，與出生于20世紀30年代的母親相比，出生于40年代的母親生育相同數量孩子的概率是其0.7785倍，出生于50年代的母親生育相同數量孩子的概率是其0.5755倍，出生于60年代的母親生育相同數量孩子的概率是其0.4929倍，70年代后出生的母親生育相同數量孩子的概率是其0.4153倍。由于1980年之前計劃生育政策影響力不高，結合agegroup_30、agegroup_40和agegroup_50的系數，可以推論家庭生育數量下降更多與父代的預期壽命延長有關系。1980年之后，計劃生育政策嚴格執行，家庭生育數量進一步下降，agegroup_60和agegroup_70系數的對比顯示，家庭生育數量仍在下降，這說明家庭生育數量不僅符合計劃生育政策的數量要求，而且持續低于政策要求的上限。這一變化也可由父代預期壽命延長進行解釋。

在考慮中國計劃生育政策執行的時間與地域差異后，隨著父代預期壽命的延長，父代自我人力資本投資對家庭生育數量存在顯著的擠出效應，且性別差異明顯，母親的受教育水平對生育數量的擠出效應更強。因此，可以認為CHARLS數據很好地驗證了前文假設與推論3。

四、主要結論

本文采用三期世代交替模型將家庭生育數量選擇與預期壽命延長行為人的自我人力資本投資聯系在一起，在行為人效用最大化過程中，闡釋家庭生育數量決策的內在約束。這樣的內在約束由來已久，并非在生育政策調整后才出現，只是當生育政策調整賦予父代對生育數量更大的選擇權時，家庭生育數量內在約束更加容易被觀察到。在分析家庭生育數量選擇的內在約束時，文中使用時間度量家庭生育撫養每一個孩子的成本，以便呈現不同人力資本投資存量成年人的生育撫養成本差異。研究發現，家庭內存在人力資本代際轉移，且成年人的人力資本存量越高，其生育數量越少；預期壽命延長有助于降低行為人自我人力資本投資的臨界點h*，使得更多的行為人實施并加大自我人力資本投資；而更長的工作期可弱化父代自我人力資本投資對家庭生育數量的擠出效應。

以上研究結論還可以被解讀為當預期壽命延長行為人意識到存在法定退休年齡限制時，為確?；蚣涌炱渥晕胰肆Y本投資回收，減少生育數量似乎成為最為直接和便利的方法，只有這樣，預期壽命延長行為人才能更有效地增加工作時間。若預期壽命延長行為人面臨可選的退休年齡，他可以通過延遲退休增加工作期的后半段時長并縮短退休期時長，而更長的工作年限可以緩解自我人力資本投資定期回收的壓力，降低父代自我人力資本投資與生育撫養在時間上的競爭性。

此外，本文發現隨著社會經濟的不斷發展，將有更多的行為人接受高等教育，也就是說有更高比例的行為人會擴大自我人力資本投資，未來勞動力市場的人力資本存量結構將持續優化。但是，未來出生人口的下降將為人力資本總存量帶來不確定性。由于放寬生育數量約束的政策并不足以扭轉當前家庭生育數量持續下降的趨勢，所以，有必要在勞動力市場人力資本存量結構不斷優化的過程中，減輕家庭生育數量內在約束。我們認為可從以下幾點著手：第一，著手實施漸進式延遲退休政策，調整工作年限，允許勞動者在更長的工作期內回收自我人力資本投資，減輕工作年限縮短對自我人力資本回收的擠壓，讓父代更加從容地面對生育撫養。第二，為育齡婦女提供工作支持和生育撫養服務支持，為有需求的育齡婦女提供壓縮生育撫養時間的可能。因為女性勞動供給對市場撫幼服務成本更為敏感，家庭內部撫幼服務缺少代際支持、市場撫幼服務缺失等會使得女性勞動供給遭受更大的抑制。第三，在養老服務體系中，保留并適當強化家庭養老功能。一方面，家庭內部養老服務供給更符合老年人的多樣化需求；另一方面，中國快速的人口老齡化所需匹配的養老服務供給也不應該完全由社會化服務承擔。建設家庭內部養老服務供給的社會化支持體系更能提升老年人的幸福感、維護和諧家庭關系，提升成年人生育撫養的效用。