中老年人健康的代際影響
——基于子代生育意愿研究

鄧小清，姚允柱

（江蘇科技大學(xué) 經(jīng)濟社會發(fā)展研究所，江蘇 鎮(zhèn)江 212003）

一、引言

為了促進人口長期均衡發(fā)展，中國政府再次優(yōu)化生育政策，提出“一對夫妻可以生育三個子女”的三孩政策①2021 年8 月20 日，全國人大常委會會議表決通過了關(guān)于修改人口與計劃生育法的決定，修改后的《人口與計劃生育法》規(guī)定，國家提倡適齡婚育、優(yōu)生優(yōu)育，一對夫妻可以生育三個子女。，社會托育服務(wù)的需求由此更加急迫。然而2021 年國家衛(wèi)健委公布的數(shù)據(jù)顯示，全國有4 200 萬左右的0～3 歲嬰幼兒人口，有比較強烈的托育服務(wù)需求的比例占1/3，但實際供給僅為5.5%。現(xiàn)實狀況也表明，家庭隔代照料在中國是普遍的社會趨勢（封進和韓旭，2017）[1]。

然而祖輩照料能力差異較大，健康水平是其中的一個重要影響因素。2022 年國務(wù)院《關(guān)于加強和推進老齡工作進展情況的報告》顯示，我國患有慢性病老年人超過1.9 億，失能和部分失能老年人約4 000萬。我國老齡健康狀況仍不容樂觀。而2020 年《中國人口普查年鑒》顯示，我國女性初婚年齡已提高至27.95 歲；初孕年齡也相應(yīng)推遲，上海市衛(wèi)健委統(tǒng)計，2020 年上海戶籍女性平均初孕年齡為30.73。子代生育后父輩老齡化趨勢更明顯，健康風(fēng)險加大，顯著影響其隔代照料能力和家庭生育意愿。本文的研究也表明，父母健康有助于降低子女家庭經(jīng)濟壓力，增加其隔代照料時間，從而提高子女生育意愿。

本文的貢獻主要在于以下三個方面：第一，已有研究更多關(guān)注隔代照料對生育和就業(yè)的影響、隔代照料與祖輩健康水平的關(guān)系，尚未直接涉及祖輩健康對家庭生育的作用，而這兩者事關(guān)健康老齡化與少子化的社會問題，論證其關(guān)系對現(xiàn)有文獻是個有益的補充。第二，隨著中國醫(yī)療保障水平的提高，居民健康水平提升使預(yù)期壽命延長，但老齡化形勢更加嚴峻（王兆萍和郭建華，2011）[2]。本文實證父母健康可以提高子女生育意愿，提供緩解人口老齡化加劇態(tài)勢的一個研究視角。第三，僅靠生育政策的放松難以激發(fā)居民生育意愿，提出應(yīng)完善家庭養(yǎng)育精準化扶持政策，提升女性生育意愿。

二、文獻回顧與理論假說

20 世紀以來，隨著女性受教育水平的提高，母親時間價值提升導(dǎo)致生育機會成本增加。每多生育一個小孩會使母親工資下降約5%，母職工資懲罰效應(yīng)顯著（Budig 和England，2001；Gangl 和Ziefle，2009）[3-4]。造成女性生育懲罰效應(yīng)的直接原因是女性勞動參與率或勞動時間的下降。Markussen 和Strom（2020）[5]對挪威的實證研究認為，三胎家庭每個小孩的出生都會使母親收入下降，下降的原因就是勞動供給的減少，這種現(xiàn)象集中發(fā)生在女性中等收入群體中。張琳和張琪（2019）[6]利用2016 年中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，多生育一個小孩導(dǎo)致青年女性勞動參與率降低11%，采用工具變量進行穩(wěn)健性再檢驗，這一數(shù)值為20.9%。

隔代照料可以緩解生育與工作沖突。Barslund和Schomaker（2019）[7]對歐洲的研究發(fā)現(xiàn)，祖父母的隔代照料可以使子女的工作傾向提高13 個百分點。Husain 和Dutta（2015）[8]基于印度人口健康調(diào)查數(shù)據(jù)分析得出，盡管保守的祖父母可能反對母親的工作決定，但祖父母特別是外祖父母的支持有利于這些婦女能夠在大都市尋求有報酬的工作。Du 等（2019）[9]對中國的研究發(fā)現(xiàn)，祖父母提供的幼兒照料服務(wù)對育齡女性勞動力參與有顯著的正向影響。也有研究認為，隔代照料對家庭生育有正向影響。Kaptijn 等（2010）[10]對荷蘭的研究認為，祖輩的兒童照料支持增加了父母在未來8～10 年生育更多孩子的可能性。于瀟和韓帥（2022）[11]利用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）分析得出，祖輩隔代照料支持顯著縮短了育齡婦女二孩生育間隔。還有研究發(fā)現(xiàn)隔代照料對子女勞動參與和生育意愿都有影響。Garcia-Moran 和Kuehn（2012）[12]根據(jù)歐洲的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，祖父母提供的兒童照料對婦女的生育率和勞動參與率都有積極影響。趙昕東和王燁（2021）[13]的研究認為，中國的隔代照料可同時促進子女勞動參與和二孩生育，能緩解短期和長期下的勞動力供給不足問題。

然而隔代照料深受祖輩健康水平的影響。鐘曉慧和郭巍青（2017）[14]的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，祖輩健康水平下降后，再提供隔代照料的意愿急劇下降。Kim等（2020）[15]利用韓國的調(diào)查數(shù)據(jù)分析得出，因長期照料帶來的心理壓力，35.8%的祖輩不想繼續(xù)照料孫子女。

綜上，祖輩健康顯著正向地影響著隔代照料能力，而隔代照料可以緩解女性生育與工作的沖突，提高其生育意愿。故可以假說：父代健康水平與子代生育意愿正相關(guān)。

三、數(shù)據(jù)和變量

采用數(shù)據(jù)來自2014 年和2018 年北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心開展實施的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）①2016 年的CFPS 數(shù)據(jù)已經(jīng)公布，但其缺少關(guān)鍵變量“生育意愿”的數(shù)據(jù)，因此不采用。，覆蓋了中國內(nèi)地除新疆、西藏、青海、寧夏以外的省（自治區(qū)、直轄市）。CFPS 調(diào)查社區(qū)、家庭、成人和少兒四類對象，形成對應(yīng)的調(diào)查問卷數(shù)據(jù)。本文主要關(guān)注父母健康對子女生育意愿的影響，相關(guān)變量數(shù)據(jù)主要取自成人問卷，并且根據(jù)成人調(diào)查問卷中的家庭關(guān)系，構(gòu)建父代與育齡女性匹配的樣本。實證研究時將樣本界定為：（1）由于CFPS 調(diào)查時，父代與子代不同住的樣本多數(shù)數(shù)據(jù)缺失，因此刪掉不同住樣本，同時剔除匹配過程中關(guān)鍵變量缺失的樣本；（2）由于我們研究的主要對象是育齡女性的生育意愿，因此我們?nèi)∫鸦榛蛴信渑嫉淖哟鷺颖荆g女性年齡取值范圍為20～45 歲。最終得到匹配的有效樣本9 769 個。

為此構(gòu)建了實證模型，模型設(shè)定如下：

其中，在被解釋變量Y 方面，構(gòu)造“子女生育意愿”的指標，來源于CFPS 調(diào)查中受訪者回答的數(shù)值（問卷問題為“不考慮政策限制，您認為有幾個孩子比較理想？”），剔除極端值。在關(guān)鍵的解釋變量方面，phealth 為父母當前的主觀健康感受，根據(jù)CFPS 問卷中受訪者的答案賦值（問題為“你認為自己的健康狀況如何？”），數(shù)值取1～5 的整數(shù)，由低到高對應(yīng)為“不健康”“一般”“比較健康”“很健康”“非常健康”的選項。

在控制變量X 方面，包括育齡女性、配偶及父代的年齡、受教育年限、戶口狀況、家庭特征等變量，其中年齡、受教育年限使用受訪者接受調(diào)查的直接統(tǒng)計數(shù)據(jù)，戶口狀況方面，城鎮(zhèn)戶口賦值為1，農(nóng)村戶口為0。因為育齡女性的工作狀況影響生育意愿，故有工作賦值為1，反之為0。在家庭特征方面，包括子代小孩數(shù)、子代兄弟姐妹數(shù)、家庭收入等變量。小孩數(shù)、兄弟姐妹數(shù)直接使用調(diào)查的數(shù)據(jù)，刪除缺省值，家庭收入取對數(shù)值。表1 為主要變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準回歸分析

由于本文的因變量生育意愿的取值只能是非負整數(shù)，且是計數(shù)變量，故適用泊松回歸，為了防止實際數(shù)據(jù)存在“過度分散”的情況，回歸過程采用穩(wěn)健標準誤。基準回歸結(jié)果如表2 所示。

表2 父代健康水平與子代生育意愿

表2 中列（1）～列（4）分別為不同控制變量狀況下的回歸結(jié)果。四種模型實證結(jié)果都表明，父代健康顯著增強了子代生育意愿，且都在1%的水平上顯著，這與假說相符。相關(guān)理論研究也印證這一邏輯。Mushkin（1962）[16]最早提出，健康資本是一種人力資本。而根據(jù)貝克爾（1998）[17]的家庭分工理論，老年人的健康人力資本將更多地用于非市場的家庭照料。家庭照料能力又與生育意愿顯著正相關(guān)（王晶和楊小科，2017；閆萍，2016）[18-19]，因此，祖輩健康水平高可以提升家庭生育意愿。

（二）基準回歸檢驗

1.內(nèi)生性討論。上述基準回歸結(jié)果仍然存在有偏估計可能性。一方面，盡管我們控制了父子兩代個體特征、家庭特征以及省份和年份固定效應(yīng)，仍可能遺漏了既影響父代健康又影響子代生育意愿的一些變量，產(chǎn)生內(nèi)生性問題；另一方面，父代健康與子代生育意愿存在可能的互為因果關(guān)系，同樣導(dǎo)致內(nèi)生性問題。本文通過工具變量方法來克服這一難題。選取“本村居其他父代健康的平均水平”和“本村居其他父代健康狀況變化的平均水平”作為工具變量。健康狀況變化的衡量依據(jù)CFPS 問卷中受訪者的回答選項賦值（問題為“您覺得您的健康狀況和一年前比較起來如何？”）。因居民健康存在著同群效應(yīng)（謝東虹和朱志勝，2020；劉暢和張宗利，2022）[20-21]，村居其他人平均健康水平與健康狀況變化會影響個體健康，但不會直接對個體的子代生育意愿產(chǎn)生作用，故選擇其作為工具變量是合理的。進一步驗證工具變量有效性，結(jié)果如表3 所示，F(xiàn) 統(tǒng)計量均超過10，P 值皆為0.000 0，且各模型第一階段回歸的結(jié)果表明，兩個工具變量對父代健康均具有顯著的正向影響，具備較強解釋力，故弱工具變量問題不存在。采用過度識別檢驗發(fā)現(xiàn)，P 值均大于0.1，接受上述工具變量外生的原假設(shè)。

表3 父代健康對子代生育意愿影響：IV 2SLS

表3 的2SLS 回歸結(jié)果還表明，父代健康均顯著提高子代生育意愿，且在1%的水平上顯著，這與表2 中基準回歸的結(jié)論一致；在加入各種控制變量后，各模型回歸結(jié)果差異很小，表明遺漏變量因素產(chǎn)生的內(nèi)生性問題不大。

2.穩(wěn)健性檢驗。在問卷調(diào)查中，樣本測量誤差產(chǎn)生的極端值會影響估計結(jié)果。為此，我們根據(jù)CFPS調(diào)查中關(guān)于受訪者回答問題的認真程度來評估測量準度，具體題目為：“訪問過程中，受訪者在多大程度上表現(xiàn)出急于結(jié)束調(diào)查”，答案從很低到很高遞進，對應(yīng)1～7 的整數(shù)賦值。剔除掉基準回歸樣本中父代與子代此項變量數(shù)值為“7”的極端樣本，然后在新樣本基礎(chǔ)上回歸分析。結(jié)果如表4 列（1）～ 列（2）所示，無論是采用泊松回歸還是工具變量的兩階段最小二乘法估計，父母健康均顯著提高了子女生育意愿，實證結(jié)論與基準回歸相符，一定程度上表明測量誤差問題并無實質(zhì)性影響前述理論假說和實證結(jié)果。

表4 穩(wěn)健性檢驗

生育意愿是基準回歸中的因變量，其受年齡狀態(tài)的影響較大。基準回歸選取的是育齡女性20～45歲的樣本，育齡婦女年齡越大，生育意愿受影響增大，父代健康的影響系數(shù)減少。而且，育齡女性年齡越小，生育意愿轉(zhuǎn)化為生育行為的概率更大。因此，縮小樣本年齡范圍進行實證分析更具統(tǒng)計與現(xiàn)實意義。將育齡女性樣本年齡調(diào)整為20～35 歲，估計父母健康對子代生育意愿的影響，實證結(jié)果如表4列（3）～ 列（4）所示，兩種回歸方法都表明，父代健康顯著提升子代生育意愿，與基準回歸相似。

關(guān)鍵自變量也是影響回歸結(jié)果穩(wěn)定性的重要因素。基準回歸模型中，父代健康水平采用的是受訪者自評健康狀況，是主觀健康指標。在穩(wěn)健性檢驗中，我們使用“父代是否有慢性疾病”這個客觀健康指標。“父代是否有慢性疾病”來自問卷問題：“過去六個月內(nèi)，您是否患過經(jīng)醫(yī)生診斷的慢性疾病？”答案為“是”的表明父代有慢性疾病，健康狀況差，賦值為0，反之賦值為1，健康狀況更好。回歸結(jié)果如表4 列（5）～列（6）所示。泊松回歸顯示，父代客觀健康水平高提升了子代生育意愿，且在1%的水平上顯著。兩階段最小二乘法回歸結(jié)果也表明，父代客觀健康水平與子代生育意愿呈正向關(guān)系，并在5%的水平上顯著。上述兩種回歸方法結(jié)果與基準回歸結(jié)論并無實質(zhì)性區(qū)別。且表4 中使用2SLS 方法的第一階段F值與過度識別檢驗P 值表明，工具變量符合相關(guān)性與外生性假設(shè)。

（三）影響機制分析

1.隔代照料時間。父母健康水平影響子女生育意愿的可能渠道又是什么呢？李飛飛（2019）[22]調(diào)查研究表明，祖輩健康狀況與隔代撫養(yǎng)之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；而隔代照料又影響祖輩健康，使之難以長期維持隔代照料模式。照料孩子的時間成本又是影響育齡女性生育意愿和生育水平的重要因素（袁同成，2019）[23]。據(jù)上，我們可以提出父母健康水平影響子女生育意愿的一條可能路徑是祖輩提供的隔代照料時間。

在CFPS 少兒問卷調(diào)查中，祖輩是否提供隔代照料的問題為“孩子白天最主要由誰照管？”“孩子晚上最主要由誰照管？”，每個回答為“孩子的爺爺/奶奶”或“孩子的外公/ 外婆”則表明祖輩提供隔代照料，賦值為1，白天和晚上都提供照料的狀況賦值為2，均不提供照料的情形賦值為0。又因為兒童在6 周歲之后進入義務(wù)教育年齡，白天更多由學(xué)校照管，因此本文主要關(guān)注6 歲以下的樣本。同時由于中國0～3 歲幼兒的社會托育服務(wù)極其缺乏，更需要祖輩的隔代照料，因此實證分析中，將樣本分為有0～3 歲兒童家庭與有0～6 歲兒童家庭。由于父代健康與隔代照料供給具有很強的互為因果關(guān)系，此處直接選擇工具變量的兩階段最小二乘法，回歸結(jié)果（見表5）。父代健康增加了對0～3 歲孫輩的隔代照料，且在1%的水平上顯著；對0～6 歲的兒童家庭而言，父代健康也顯著提升了隔代照料供給。這表明父代健康促進隔代照料供給增加可能是影響子女生育意愿的一個顯著機制。

表5 父代健康對隔代照料供給的影響（IV 2SLS）

2.直接經(jīng)濟成本。直接經(jīng)濟成本是父母健康影響子女生育意愿的又一個重要因素。一方面，由健康父母提供孫輩的隔代照料，可以減少市場上價格相對高昂的幼兒照料服務(wù)，直接降低了子代家庭撫養(yǎng)孩子的社會托幼成本。而育兒經(jīng)濟成本直接影響了育齡家庭生育意愿（鄭真真等，2009；王軍等，2017）[24-25]。另一方面，家庭健康風(fēng)險大可能增加醫(yī)療支出（陳玉宇和行偉波，2006）[26]，而身體健康的父母可以直接減少對醫(yī)療服務(wù)的利用，降低醫(yī)療費用支出（魏寧和周綠林，2016）[27]。因此，我們可以提出父母健康水平影響子女生育意愿的另一條可能路徑是子代家庭經(jīng)濟壓力。

CFPS 少兒調(diào)查數(shù)據(jù)中，有托兒費、伙食費、學(xué)雜費等加總形成的年度教育總支出，可以度量該家庭社會托幼成本①CFPS2018 年直接給出年度教育總支出數(shù)據(jù)。。醫(yī)療費用支出在CFPS 家庭問卷中有對應(yīng)的問題“過去12 個月，您家直接支付的醫(yī)療費用是多少？”，選擇父代子代同住的樣本回歸，家庭健康風(fēng)險主要來自年長父輩，父代健康如果降低了家庭醫(yī)療費用即為減輕了子代家庭經(jīng)濟負擔(dān)。因上述兩個變量存在大量的0 值數(shù)據(jù)，因此直接除以千元進行標準化處理，而非采用對數(shù)值。兩種情況均存在明顯的反向因果關(guān)系，回歸需使用工具變量，結(jié)果如表6 所示。列（1）顯示，父代健康提升一單元，家庭年醫(yī)療支出降低585.1 元。列（2）、列（3）的回歸結(jié)果表明，父代健康降低了子代社會托幼成本，且均在1%的水平上顯著。對有0～3 歲兒童的家庭和0～6歲兒童的家庭而言，父代健康每提升一單元，分別可以降低家庭年托幼成本318.2 元和253.4 元。總言之，父代健康降低子代家庭經(jīng)濟壓力是影響育齡婦女生育意愿的另一個顯著機制。

表6 父代健康對子代家庭經(jīng)濟成本的影響（Iv 2Sls）

（四）異質(zhì)性分析

1.父代工作狀況的影響。父代工作狀況顯著影響隔代照料時間，對城鎮(zhèn)職工而言，父代未退休而處于就業(yè)狀態(tài)時，其白天的隔代照料時間會大幅減少；父代退休后，其隔代照料時間顯著增加（封進等，2020）[28]。因此，城鎮(zhèn)未退休父代的健康狀況更多地影響其工作時間和工作效率，而已退休父代的健康水平，直接影響其隔代照料時間而影響子代生育意愿。由表7 可得，已退休父代的健康水平顯著正向地影響子代的生育意愿，采用2SLS 估計的系數(shù)明顯高于泊松回歸估計的影響系數(shù)，說明反向因果關(guān)系是存在的，且第一階段F 值遠大于10，過度識別檢驗P 值大于0.1，IV 的選取是必要且有效的。而未退休父代的健康對子代生育意愿的影響不顯著，與上述理論假說一致。

表7 父代退休與否條件下的異質(zhì)性影響

2.子代生育機會成本的影響。育齡女性常常存在“生育懲罰”狀況，高收入女性面臨的生育機會成本較高，父代健康帶來的直接經(jīng)濟成本降低不能抵消高收入女性生育的機會成本，因此對子代生育意愿的影響可能是不顯著的；反之，低收入群體的生育懲罰效應(yīng)相對不大，父代健康可以促進低收入女性的生育意愿。實證結(jié)果如表8 所示，無論是基于泊松回歸還是基于IV 的兩階段最小二乘法估計均表明，父代健康顯著正向地提升了低收入子代的生育意愿，而對高收入子代生育意愿的影響不顯著。

表8 子代不同工資水平條件下的異質(zhì)性影響

3.社會正式照料供給的影響。幼兒照料通常包括隔代照料、母親照料和社會正式照料三種方式。祖輩隔代照料是家庭照料分工中最有效率的方式，雖然有為了獲得將來子女養(yǎng)老回報的目的，但也受家庭責(zé)任感因素影響（陶濤等，2018）[29]，照料價格低于育齡母親照料幼兒的機會成本。社會正式照料具有規(guī)模效應(yīng)，其價格總體而言也應(yīng)該低于育齡女性照料幼兒的機會成本。當社會正式照料缺乏時，育齡女性育兒會依賴家庭隔代照料，父代健康通過增加隔代照料時間而提升子代生育意愿。而社會正式照料的選擇一定程度上替代了祖輩隔代照料，父輩健康對子代生育意愿的影響也就不顯著。我們用“村莊有無幼兒園”度量當?shù)厣鐣秸樟系墓┙o狀況。表9 的回歸結(jié)果顯示，村莊無幼兒園（社會正式照料缺乏）時，父代健康顯著提升子代生育意愿，且采用IV 的兩階段二乘法估計系數(shù)更高。村莊有幼兒園時，父代健康的影響不顯著。結(jié)論表明，當社會正式照料缺乏時，父代健康帶來的隔代照料非常重要，顯著影響著子代生育意愿。

表9 有無托幼機構(gòu)條件下的異質(zhì)性影響

五、結(jié)論與政策含義

依據(jù)中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，總體而言，父母健康能轉(zhuǎn)家庭“負擔(dān)”為“紅利”，顯著提升育齡子代的生育意愿。對這種顯著正向影響的可能渠道進行檢驗，發(fā)現(xiàn)父母健康降低了家庭經(jīng)濟成本，增加了隔代照料供給。異質(zhì)性檢驗表明，已退休父代的健康水平顯著影響子代生育意愿，而未退休父代的健康影響不顯著；父代健康顯著提升了低收入子代的生育意愿，但對高收入子代生育意愿的影響不顯著；當?shù)厝狈ι鐣秸樟蠒r，父代健康對子代生育意愿具有顯著影響，反之，父代健康影響不顯著。研究結(jié)論具有如下政策含義：

第一，需完善健康老齡化措施，提升家庭隔代照料能力和生育意愿，緩解社會“老齡化、少子化”問題。2022 年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報顯示，我國60 歲及以上老年人口已達2.8 億人，占總?cè)丝诘?9.8%；依據(jù)我國的強制退休政策，城鎮(zhèn)老年人口的多數(shù)轉(zhuǎn)為家庭勞動，或提供孫輩照料服務(wù)。完善老年人口健康保障政策，既提升億萬家庭福祉與社會和諧穩(wěn)定，也促進老年人口提供更多隔代照料服務(wù)而提升子代生育意愿，優(yōu)化社會人口結(jié)構(gòu)。

第二，近年來，相較于生育政策得到的重視，家庭養(yǎng)育的價值難以得到社會承認，形成較大反差。尤其與發(fā)達國家對家庭養(yǎng)育價值的承認和家庭養(yǎng)育支持政策相比，我國的家庭養(yǎng)育功能的認可度較低。為了提高人口出生率，有關(guān)決策部門應(yīng)從單純的以“生育”為中心的人口政策優(yōu)化為以“養(yǎng)育”為重點的家庭支持政策，依據(jù)不同區(qū)域不同人群精準施策。

第三，長期來看，應(yīng)大力促進嬰幼兒社會托育服務(wù)體系建設(shè)，形成多樣化的嬰幼兒照料供給能力。國家衛(wèi)健委公布的數(shù)據(jù)顯示，截至2021 年7 月，全國有4 200 萬左右的0～3 歲嬰幼兒人口，1/3 比例有比較強烈的托育服務(wù)需求，但實際供給僅為5.5%。嬰幼兒托育模式單一，仍然以家庭照料為主，提升社會托幼服務(wù)供給任重道遠。