鄒 紅，文 莎，彭爭呈

（西南財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，四川 成都 611130）

一、引言

根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2016年我國60歲及以上老年人口達到2.31億，占總?cè)丝诒戎?6.7%。隨著我國人口老齡化水平的快速提高，近四十年支持經(jīng)濟持續(xù)增長的人口紅利逐漸消失，解決滿足未來經(jīng)濟發(fā)展需要的人力資源不足問題將成為我國社會的一個重要議題。同時，在“未富先老”的國情下，面對老年撫養(yǎng)人口的不斷增加和人口預期壽命的普遍提高，日益增加的社會撫養(yǎng)壓力對我國的社會保障體系提出了更高要求，2016年社會總撫養(yǎng)比達到37.9%，一些城市出現(xiàn)采用銀行貸款等方式彌補養(yǎng)老金缺口現(xiàn)象。面對人口老齡化帶來的勞動力資源短缺和社會撫養(yǎng)壓力增大的問題，各國普遍采取調(diào)整社會保障政策、增加老年人勞動供給等措施，如提高領取養(yǎng)老金的年齡、延遲退休年齡等緩解老齡化帶來的沖擊。相對于提高領取養(yǎng)老金年齡這類“節(jié)流”的措施，延遲退休年齡、促進老年人退休后再就業(yè)等這類“開源”的政策不僅有利于老齡社會中人力資源的充分利用，還有利于促進老齡化進程中社會保障體系的可持續(xù)發(fā)展，從而這類政策受到研究者和政策制定者的普遍重視。

然而，我國普遍存在提前退休現(xiàn)象，尤其是企業(yè)勞動者存在低齡退休問題，這與我國積極應對老齡化的調(diào)整措施嚴重相悖。2006年對企業(yè)退休人員的相關調(diào)查發(fā)現(xiàn)在被調(diào)查的1 756萬退休人員中有997萬人屬于提前退休，占56.8%，提前退休的平均年齡為50.3歲。［1］另外，根據(jù)CHARLS 2011年基線調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，我們也發(fā)現(xiàn)在已退休的人員中有大約48.29%的受訪者選擇了提前退休。所以無論是從學術(shù)研究還是基于政策需求來看，探究中老年人提前退休行為的影響因素對于積極應對老齡化的挑戰(zhàn)、解決“未老先退”問題都具有重要意義。

對于我國職工提前退休行為的解釋，在2000年之前，基于我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和國有企業(yè)改制背景，職工的提前退休行為更多是經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和企業(yè)改革因素所致。［2］近年來，學者們開始關注家庭照料行為（尤其是隔代照料）對祖輩提前退休行為的影響。［3-4］中國的家庭代際關系文化更加強調(diào)家庭集體行為的一致性，家庭成員在面對生活困難或需求時更傾向于在家庭內(nèi)部尋求解決問題的途徑。［5］面對年輕一代子女職業(yè)發(fā)展和兒童照護需求的矛盾，老年一代的父母更傾向于選擇退出勞動力市場以便承擔起照看孫輩的責任。［6］國內(nèi)的最新研究發(fā)現(xiàn)照料孫子女會增加老年人的退休風險，但其分析的是照料孫子女對祖輩退休年齡的影響，而非提前退休行為。［4］

鑒于此，本文嘗試直接把隔代照料與中老年人提前退休行為相聯(lián)系，使用工具變量法探究隔代照料與中老年人提前退休行為之間的因果機制，進一步解釋影響我國中老年人提前退休行為的家庭因素，以期為中老年人勞動市場政策的調(diào)整提供進一步的政策建議，促進中老年勞動力資源的有效利用。同時，基于延遲退休背景，進一步討論與隔代照料相關的市場照料資源、家庭代際經(jīng)濟轉(zhuǎn)移等問題，結(jié)論表明輔以稅收和補貼政策，發(fā)展和完善社會照料資源市場可以有效化解中老年人在家庭照料責任和退休行為之間的沖突，從而提高延遲退休政策的有效性。

二、文獻回顧

大部分國家的政府部門都規(guī)定了法定退休年齡。我國城鎮(zhèn)職工的法定退休年齡沿用1978年5月24日第五屆全國人民代表大會常務委員會第二次會議批準，現(xiàn)在仍然有效的《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》文件中所規(guī)定的退休年齡。男性60周歲，女性工人50周歲，女性干部55周歲。退休年齡的選擇明顯受到法定退休年齡的影響，但是被退休年齡政策覆蓋的群體仍然可能在法定退休年齡前退休。［7］關于提前退休現(xiàn)象的解釋，早期的文獻主要關注社會保障和收入效應的影響，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險等社會保障制度存在“引致退休效應”，會增加職工選擇提前退休的概率。［8-11］但是，關于收入效應在多大程度上解釋中老年人勞動參與率變化和提前退休現(xiàn)象，已有文獻并未達成一致結(jié)論。［12-13］隨后一部分學者開始關注健康對提前退休行為的影響，認為隨著年齡增長，勞動參與率下降很大程度上可以由健康狀況的惡化來解釋。［14-15］

隨著家庭經(jīng)濟學興起，研究者開始從家庭照料視角來解釋提前退休現(xiàn)象，認為家庭照料活動增加了臨近法定退休年齡的中老年人提前退休概率。［16-18］但是只有極少一部分文獻關注家庭照料中的隔代照料對祖輩提前退休行為的影響。Bavel&Winter使用生存分析方法研究了22個歐洲國家的情況，發(fā)現(xiàn)成為祖母會加快退休進程，尤其是對于年齡在55-60歲的人這種現(xiàn)象更加明顯；［19］Lumsdaine&Vermeer同樣使用生存分析方法，采用美國健康與退休調(diào)查跟蹤數(shù)據(jù)（HRS）發(fā)現(xiàn)對于接近退休年齡女性而言，當有新的孫子/女出生時，雇員的退休概率會顯著增加，其中主要原因是家庭對照料的需求增加。［3］

國內(nèi)對提前退休影響因素的研究相當欠缺，大部分研究僅僅停留在定性分析層面，只有極少文獻對提前退休的動因進行了定量實證分析。已有研究發(fā)現(xiàn)在我國國有企業(yè)改革進程中，提前退休被視作企業(yè)減員增效的一項措施；［2］在個人特征方面，發(fā)現(xiàn)女性、受教育程度低、健康程度差、失業(yè)可能性大的中老年人更容易提前退休。［1］［20-21］何圓和王伊攀基于CHARLS 2011年數(shù)據(jù)，利用生存分析方法，發(fā)現(xiàn)與其他主體相比，需要照顧孫輩的主體傾向于提早退休。［4］該研究是國內(nèi)較早關注老年人參與隔代照料對其退休行為影響的文獻，為后續(xù)的相關研究提供了基礎。

現(xiàn)有文獻主要存在以下幾個問題:在研究背景上，基于我國家庭文化背景分析祖輩隔代照料行為對其退休行為影響的實證研究非常欠缺；而隔代照料行為不僅涉及老年人就業(yè)問題，還關系年輕家庭的生育決策問題，因此，在當前全面二孩和延遲退休的背景下，這一類的研究顯得十分必要。本文基于全面二孩和延遲退休兩個政策背景，意在探究兩種政策在家庭關系視角下的相關影響機制，以保證政策實施的效果。在研究內(nèi)容上，現(xiàn)有研究雖然討論了一些老年人隔代照料與提前退休行為之間的關系，但是并未關注隔代照料對提前退休行為影響的異質(zhì)性，而這種異質(zhì)性的討論對于漸進式的延遲退休政策設計十分重要。鑒于此，本文將從受訪者性別、受教育水平、工作單位類型等多個角度探討隔代照料影響老年人提前退休行為的異質(zhì)性，以期為漸進、彈性式的延遲退休政策的設計提供進一步的政策建議。在研究方法上，現(xiàn)有研究多使用生存分析方法，但是這種方法不能有效識別隔代照料與提前退休之間的因果關系。當前的政策研究更加關注因果關系的識別，以保證政策實施的效果。因此本文將使用工具變量法識別隔代照料與老年人退休行為之間的因果關系。

三、模型、數(shù)據(jù)與變量介紹

1.實證模型設定

本文使用多元回歸分析方法，重點考察隔代照料對祖輩提前退休行為的影響?；镜哪Ｐ腿缦?

其中，被解釋變量retireijt為t年j市中老年人i的提前退休狀況，包括是否提前退休、提前退休年數(shù)兩個指標。cgcijt為t年j市中老年人i是否照料孫輩（隔代照料）；xijt為其他控制變量，包括反映人口學特征、家庭特征、工作特征等變量；為了控制空間異質(zhì)性和時變因素的影響，我們控制了地區(qū)和時間固定效應；uijt為隨機擾動項。

模型的內(nèi)生性可能來源于以下兩方面:首先，祖輩是否提供隔代照料與祖輩是否退休存在反向因果關系，如封進和韓旭使用CHARLS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)被城鎮(zhèn)養(yǎng)老體系覆蓋的中老年人退休后會顯著增加提供照料的概率，［7］基于CFPS數(shù)據(jù)的研究也有類似的發(fā)現(xiàn)；［5］其次，祖輩是否提供隔代照料還受到個人家庭觀念、工作偏好、社會經(jīng)濟狀況等一些無法觀測特征的影響，因此模型可能存在遺漏變量問題。

針對以上可能的內(nèi)生性問題，我們使用工具變量方法來解決。有效工具變量需要滿足兩個基本條件:一是工具變量要與隔代照料變量相關，二是工具變量在模型中是外生的，即與其他影響中老年人提前退休行為的因素不相關。在中國社會文化背景下，受地區(qū)社會照料資源供給水平、年輕父母照料孩子的機會成本、代際間工作機會成本和各地區(qū)文化習俗等差異的影響，隔代照料現(xiàn)象在我國呈現(xiàn)明顯的地域特征?；贑HARS 2011數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在北京、上海、江蘇等經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)隔代照料的比例相對較高，有的地區(qū)甚至達到80%。這些地區(qū)市場照料價格昂貴，年輕父母照料孩子的機會成本極高，因此年輕父母在面對照料需求時會向家庭內(nèi)部尋求幫助。而中老年人的勞動生產(chǎn)率，特別是創(chuàng)新能力低于年輕人，在這些地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)快速調(diào)整中企業(yè)往往更青眛年輕勞動力。因此，在家庭面臨孩子照料需求時，這些地區(qū)的中老年人更可能承擔起照料孫輩的責任。而在云南、福建、四川、湖南、江西等地區(qū)，雖然經(jīng)濟并不發(fā)達，但是由于公共照料資源非常匱乏、家政服務市場等市場照料資源發(fā)展嚴重滯后，再加上受當?shù)貍鹘y(tǒng)文化習俗規(guī)范的影響，隔代照料比率同樣比較高。

在隔代照料比率較高的地區(qū)提前退休的比率同樣較高，正是基于我國經(jīng)濟文化的空間差異導致的隔代照料在空間上存在差異的事實，本文選擇地級市隔代照料比率作為祖輩隔代照料的工具變量。從與內(nèi)生變量的相關性來看，隔代照料比率高的地區(qū)顯然祖輩照料孫輩的概率更大；從外生性來看，由于市級隔代照料比率為宏觀層面的變量，與其他可能影響中老年人退休年齡的微觀因素不存在明顯的相關性。

基于上面的分析，對于中老年人提前退休模型的估計，使用市級隔代照料比作為祖輩隔代照料的工具變量，使用2SLS進行估計。

2.數(shù)據(jù)與變量介紹

本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS），該調(diào)查項目旨在收集一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，用以分析我國人口老齡化問題，推動老齡化問題的跨學科研究。CHALRS到目前為止已完成三次全國層面的追蹤調(diào)查；其樣本覆蓋全國28個省（自治區(qū)、直轄市），具有很好的樣本代表性。我們根據(jù)研究目的選取2011、2013和2015年三期調(diào)查數(shù)據(jù)，受訪者中女性年齡在45-60歲、男性年齡在50-65歲且有0-16歲（外）孫子女的樣本。由于本文關注的是受退休制度影響的個體，我們參照封進和韓旭篩選被城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險體系覆蓋個體的方法。根據(jù)是否簽訂書面勞動合同、是否正在參加或領取政府事業(yè)單位退休金或城鎮(zhèn)企業(yè)職工養(yǎng)老金、是否在政府、事業(yè)單位或企業(yè)中辦理退休手續(xù)來確定被城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險體系覆蓋的樣本；［7］只要滿足上面三個條件中任一個條件則認為該個體被城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險體系覆蓋。為了剔除異常樣本的干擾，我們刪除了退休年齡與法定退休年齡差距超過10年的樣本。

關于提前退休變量測度問題，在許多大型微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中往往直接詢問受訪者是否提前退休，如“您是否提前退休？”，或者詢問受訪者退休的類型，如CHARLS問卷中詢問“您辦的是正常退休、提前退休還是先內(nèi)退然后辦的正式退休或者將來再辦正式退休？”。這一類型的問卷設計基于受訪者對提前退休的定義具有準確的認知以及受訪者愿意準確報告自己的退休情況。由于我國提前退休政策較為嚴格，公務員、事業(yè)單位以及國有企業(yè)職工的提前退休手續(xù)審批，大部分以病退或者從事特殊工種為由，但是實際提前退休的原因卻是五花八門。因此，往往會引起受訪者以為自己辦理了正常的退休手續(xù)從而應該屬于正常退休，或者為了隱瞞真實提前退休原因而不愿意報告自己提前退休的狀況，這會使得由此得到的提前退休變量存在較為嚴重的測量誤差。我們根據(jù)對CHARLS 2011年數(shù)據(jù)中已退休人員的數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)如果按問卷中退休類型劃分提前退休變量，僅有22.36%的中老年人提前退休（提前退休1），但是按照退休時的年齡是否達到法定退休年齡來計算，則有48.29%的受訪者提前退休（提前退休2）①提前退休1是按調(diào)查問卷中關于退休類型的問題定義，將受訪者回答的“提前退休”、“內(nèi)退”定義為提前退休，將受訪者回答的“正常退休”定義為正常退休；提前退休2是將實際退休年齡小于法定退休年齡的行為定義為提前退休，否則定義為正常退休。受數(shù)據(jù)所限，無法識別出受訪者是否為真正病退或從事特殊工種，所以提前退休2變量可能會略微高估提前退休情況。，而后者與已有的退休調(diào)查數(shù)據(jù)更為接近。［1］因此，對于提前退休人員的識別，本文將基于CHARLS問卷中關于退休年份的問題和受訪者的年齡，計算出受訪者的實際退休年齡。對于已經(jīng)退休的受訪者，如果退休時的年齡小于法定退休年齡則定義為提前退休，賦值為1，否則定義為未提前退休，賦值為0；對于未退休人員則定義為未提前退休，賦值為0。同理，對提前退休年數(shù)的計算方式為實際退休年齡減去法定退休年齡，若提前退休年數(shù)的值為負，則表明存在提前退休行為（見表1）。

本文的核心解釋變量“是否照料孫輩”為二元變量。Carmichael&Charles發(fā)現(xiàn)每周照護時長與勞動力市場產(chǎn)出之間呈現(xiàn)非線性關系，如果把照護變量作為連續(xù)變量會導致估計結(jié)果的偏差，因此我們也生成了“每周照料孫輩是否超10小時”和“每周照料孫輩是否超20小時”兩個變量，以檢驗這種非線性是否存在。［22］控制變量主要包括性別、年齡、教育程度、配偶狀況、健康等人口學特征變量，家庭消費支出、孫輩數(shù)量、居住安排、是否照料老年父母等家庭特征變量以及工作單位類型等。

表1 按不同標準劃分的退休類型（人，%）

圖1 提前退休比率的年齡分布

表2 變量的描述性統(tǒng)計

表2給出了所有變量的描述性統(tǒng)計。全樣本的提前退休比率為25%，男性和女性提前退休比率差沒有明顯差異（這里的提前退休變量與表1中不同，包括退休人員和未退休人員）。全樣本平均提前退休年數(shù)為2.19年，其中女性提前退休年數(shù)為1.19年，男性為2.87年。男性提前退休年數(shù)大于女性，可能的原因是男性的法定退休年齡比女性晚5-10年，因此在選擇提前退休時，往往提前退休的年數(shù)較長。在全樣本中，51%的樣本參與照料孫輩，其中女性為57%、男性為48%。但是，就孫輩的數(shù)量來看，女性平均有1.79個，男性有2.36個，這可能是由于樣本中男性的平均年齡大于女性的平均年齡，從而男性可能會擁有更多的孫輩?？傮w上男性樣本占比大于女性樣本，除了正規(guī)部門從業(yè)者男性居多的原因外，男性樣本的年齡區(qū)間為50-65歲，而女性樣本年齡區(qū)間為45-60歲，因此男性更可能有0-16歲孫輩，從而也就更可能進入樣本中。圖1是基于性別和是否隔代照料分組的各年齡提前退休比率（圖1中的年齡是指數(shù)據(jù)調(diào)查時的年齡，而非退休時的年齡），從圖中可以看出，相對于未提供隔代照料的祖輩，提供隔代照料的祖輩提前退休比率更高，而且這一特征在女性中更為明顯。

四、實證分析

1.基本回歸

表3匯報了基本回歸的結(jié)果，第（1）-（2）列模型中的被解釋變量為是否提前退休，第（1）列是線性概率模型的估計結(jié)果，在不考慮內(nèi)生性問題時，在其他條件不變的情況下，祖輩提供隔代照料會使其自身提前退休的概率增加3.7%且在5%的統(tǒng)計水平上顯著；第（2）列是2SLS估計結(jié)果，在考慮隔代照料的內(nèi)生性問題時，在其他條件不變的情況下，祖輩提供隔代照料會使其自身提前退休的概率增加18.8%且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。隔代照料與祖輩提前退休行為之間的反向因果關系或者遺漏變量等內(nèi)生性問題可能造成模型中隨機擾動項與解釋變量負相關，從而使得OLS方法估計出的系數(shù)存在低估情況。我們的研究結(jié)果與現(xiàn)有文獻中祖輩照料孫輩會使其自身提前退休概率增加的結(jié)論是一致的。［3］［19］但是，我們估計出來的系數(shù)要大于上述文獻中的估計結(jié)果?？赡艿脑蛉缦?其一，我們使用的是精確的照料數(shù)據(jù)，而上述文獻使用是否為祖父母這一變量作為祖輩照料孫輩的替代變量，存在一定的測量誤差，基于中國的社會文化習俗，祖輩往往代替年輕的父母教養(yǎng)孫輩，這種隔代照料行為會延續(xù)多年甚至十幾年，僅僅關注學前兒童的隔代照料會低估隔代照料行為對祖輩退休行為的影響范圍和程度。其二，我們的研究對象限于被城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險制度覆蓋的人群，這部分人群的工作靈活性差，當面臨照料和工作沖突時，很難通過減少工作時間來平衡兩者之間的沖突，當沖突無法平衡時，基于我國的文化習俗傳統(tǒng)、社會照料資源匱乏的現(xiàn)實，這部分人群更有可能通過退出勞動力市場來化解兩者沖突。其三，上述兩篇文獻并沒有解決模型可能存在的內(nèi)生性問題，從而可能導致模型的系數(shù)偏低。第（3）-（4）列模型中的被解釋變量為提前退休年數(shù)，從2SLS估計結(jié)果來看，在其他條件不變的情況下，祖輩為孫輩提供隔代照料會使祖輩提前退休1.4年左右且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。

在其他控制變量方面，從個體特征來看，女性比男性提前退休的概率更高，但是提前退休年數(shù)卻更少，主要原因是男性的法定退休年齡比女性晚5-10年，在選擇提前退休時，可以選擇的提前退休年數(shù)更長；受教育程度對提前退休決策存在非線性的影響，這表明受教育程度低的中老年人可能因為提前退休的機會成本低而提前退休，而受教育程度高的中老年人則可能因為“收入效應”而提前退休；健康狀況越差的個體提前退休的概率也越大。從家庭特征來看，孫輩的數(shù)量越多、家庭消費支出越小，提前退休的概率越低，提前退休的年數(shù)也越少。從工作特征來看，相比較于在政府和事業(yè)單位工作的個體，在企業(yè)工作的職員提前退休概率更高，提前退休年數(shù)也更長，可能的原因是企業(yè)的提前退休政策相對較為寬松，同時基于我國國有企業(yè)“增績增效”改革背景，一些效益不佳的企業(yè)往往鼓勵生產(chǎn)率較低的中老年職工提前退休來達到增績增效的目的。從地域特征來看，相較于東部地區(qū)，西部和中部地區(qū)的提前退休概率更大，可能的原因是我國西部和中部地區(qū)經(jīng)濟不發(fā)達，工資水平較低，提前退休的機會成本更低，從而這些地區(qū)的中老年人提前退休的概率也越高。

表3 基本回歸結(jié)果

2.異質(zhì)性分析

根據(jù)家庭經(jīng)濟學中關于家庭分工比較優(yōu)勢理論，女性在家庭生產(chǎn)中具有比較優(yōu)勢，相對于男性，女性更有可能受家庭因素的影響而提前退休，因此本文考察隔代照料對中老年人提前退休行為影響的性別差異。我們將樣本按性別分組進行回歸以檢驗這種性別差異是否存在?；貧w結(jié)果如表4中的第（1）-（2）列所示，可以看出隔代照料對女性提前退休的影響更大，也更顯著，這一結(jié)論與Bavel&Winter的研究結(jié)論一致。［19］受儒家文化的影響，中國家庭更加強調(diào)家庭代際聯(lián)系，從而也更加強調(diào)家庭內(nèi)部代際利益的一致性。［23］因此，在社會照料資源匱乏的背景下，照料孩子主要由家庭來承擔，出于家庭利益最大化原則，由年輕父母自己承擔照料孩子的責任，還是讓孩子祖輩退出勞動力市場以承擔起照料孫輩的責任，往往存在著代際照料機會成本的權(quán)衡，機會成本低的一方往往會承擔照料孩子的家庭重擔。鑒于此，我們按照祖輩以及祖輩子女的受教育程度分組回歸，以檢驗這種代際照料機會成本的權(quán)衡是否存在。

表4 異質(zhì)性分析（一）

表4中的第（3）-（6）列的回歸結(jié)果表明，受教育程度低以及其子女受教育程度高的祖輩受隔代照料影響，提前退休的概率更大，這表明家庭內(nèi)部代際照料機會成本的權(quán)衡在一定程度上確實存在。我國自1978年以來一直實行“獨生子女”政策，雖然已于2015年實施“全面二孩政策”，但是由于長期以來的“獨生子女”政策使得我國積累了大量“單獨家庭”，甚至“雙獨家庭”。我們發(fā)現(xiàn)只有一個子女（單獨或雙獨家庭）的中老年人受隔代照料的影響而提前退休的概率更高，回歸結(jié)果如表4中的第（7）-（8）列所示。因此，為了滿足獨生子女家庭的照料需求以及保障彈性、漸進式延遲退休的政策效果，政府在設計延遲退休政策時應重點考慮這部分人群的需要。

由于我國城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險體系存在多種形式的養(yǎng)老保險形式，不同工作單位退休前的繳費形式以及退休后的待遇也不一致。因此，考察隔代照料對提前退休的影響在工作單位類型層面的異質(zhì)性對于我國彈性、漸進式延遲退休政策的實施和完善具有重要意義。結(jié)果如表5所示，對于企業(yè)的職工來說，隔代照料對祖輩是否提前退休有顯著的正向影響；對于政府、事業(yè)單位的職工而言，雖然隔代照料增加了其提前退休的概率，但是估計系數(shù)并不顯著且系數(shù)的值也低于企業(yè)的職工；對于除上述兩種類型外其他工作單位的職工，隔代照料對其提前退休基本沒有影響。以上結(jié)果可能的原因:其一，企業(yè)的提前退休政策較為不嚴格，甚至一些企業(yè)出于減員增效的目的，鼓勵員工提前退休；其二，企業(yè)對于職工工作時間的管理較為嚴格，因此，當面臨孫輩照料需求時，很難通過減少工作時間的方式去化解孫輩照料需求與工作之間的矛盾。

表5 異質(zhì)性分析（二）

3.穩(wěn)健性檢驗

針對上文實證分析中可能存在的不足，我們分別從以下幾個方面進行穩(wěn)健性檢驗以保證前文結(jié)論的可靠性:

首先，我們用另一種思路來論證隔代照料對中老年人提前退休行為的影響。將本文的被解釋變量替換成是否退休，同時再控制法定退休年齡制度對退休行為的影響，其他控制變量同基本回歸表3中第（1）（2）列模型一致。如果隔代照料與中老年人提前退休行為之間存在因果關系，那么隔代照料必然與中老年人退休行為之間存在因果關系，又因為我國實施強制退休年齡制度，因此，在很大程度上，隔代照料對中老年人退休行為的影響是對其提前退休行為的影響。另外，我們參照封進和胡巖研究中提前退休行為的樣本選取思路，選取在法定退休年齡之前的樣本，考察隔代照料與中老年人提前退休行為之間存在因果關系。［20］上述思路的回歸結(jié)果分別如表6第（1）（2）列，結(jié)果與基本回歸結(jié)果較為一致。

第二，由于被解釋變量是否提前退休和核心解釋變量是否隔代照料都是二值變量，這和通常的LPM模型有所差異，因此，為了檢驗這種情形在不同估計模型下的穩(wěn)健性，我們用Biprobit方法重新估計模型。結(jié)果如表6中第（3）列所示，相對于沒有提供隔代照料的祖輩，提供隔代照料的祖輩提前退休的概率會增加13.6%，系數(shù)大小稍有差異，但基本結(jié)論與基本回歸結(jié)果一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗（一）

第三，考慮（外）孫子女因為度假或探親在祖輩家時，祖輩對其進行照料的行為可能會被視為隔代照料情況，我們使用照料時間數(shù)據(jù)定義照料強度，重新劃分隔代照料變量。借鑒家庭老年照料強度的劃分標準，將每周是否照料孫輩10小時設定為低強度照料，使用低強度照料來劃分隔代照料變量。［24-25］如果祖輩每周照料孫輩10小時及以上則定義隔代照料變量為1，否則為0。結(jié)果如表6的（4）（5）列所示，仍然與表3中基本結(jié)論一致。

第四，考慮前文使用宏觀層面的IV，這里用微觀層面的IV來檢驗本文結(jié)論的穩(wěn)健性。中老年人幫助其子女照料孩子，其子女的兄弟姐妹的數(shù)量是研究隔代照料對年輕女性勞動供給影響的文獻中隔代照料的一個常用IV。［26］對于本文而言就是祖輩的子女數(shù)量，因此我們使用子女數(shù)量做為IV，進一步檢驗本文結(jié)論的穩(wěn)健性，結(jié)果如表6的第（6）和（7）列所示，結(jié)果仍然非常穩(wěn)健。

第五，關于提前退休二元變量的劃分，我們是根據(jù)退休年份、出生年份以及法定退休年齡計算得出的，并未考慮月份對提前退休變量可能產(chǎn)生的影響，雖然CHARLS數(shù)據(jù)中詢問了退休時間的月份，但是問卷的質(zhì)量并不高，存在大量的缺漏值以及0值，因此我們將提前退休年數(shù)為1或者-1的樣本，按問卷中退休類型劃分提前退休情況，以排除月份對提前退休二元變量可能產(chǎn)生的測量誤差，結(jié)果如表7的第（1）列所示，無論在顯著性上還是在系數(shù)大小上，結(jié)果都與表3中基本結(jié)果一致。

第六，探究隔代照料對中老年人提前退休行為影響的因果關系，有一個前提假設，即先有隔代照料行為，或者至少其子女有生育孩子的可能性，然后才會發(fā)生退休狀態(tài)的改變。這種時間上先后順序?qū)τ谡_識別隔代照料與祖輩提前退休行為的因果關系十分重要。因此，我們將樣本中祖輩退休時長子女年齡未達到法定結(jié)婚年齡的樣本刪除，以檢驗本文結(jié)論的穩(wěn)健性。結(jié)果如表7的第（2）-（7）列所示，其中第（2）（5）列是刪除祖輩退休時其長子女年齡不足20歲的樣本后的回歸結(jié)果，第（3）（6）列是刪除祖輩退休時其長子女年齡不足22歲的樣本后的回歸結(jié)果，第（4）（7）列是根據(jù)長子女的性別，刪除祖輩退休時其長子女年齡未達到法定結(jié)婚年齡的樣本后的回歸結(jié)果。從結(jié)果來看，隔代照料對祖輩提前退休行為影響仍然顯著，結(jié)論與基本回歸無太大差異。

表7 穩(wěn)健性檢驗（二）

第七，本文使用了三個調(diào)查年份數(shù)據(jù)，由于CHARLS數(shù)據(jù)為跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，因此有些個體在三年中同時出現(xiàn)，有些個體在兩年中同時出現(xiàn)，而另一些個體只在一年出現(xiàn)，由此帶來不同的樣本構(gòu)成。同時，由于個體一旦退休，其退休狀態(tài)在以后年份就不再改變。這都有可能對我們的結(jié)果產(chǎn)生影響，為此我們使用聚類到家庭層面的聚類標準差和分年份分組回歸來檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果顯示，使用聚類標準差后，結(jié)果仍然十分顯著；分年份回歸后的結(jié)果除了2015年顯著性以及系數(shù)有所下降外，其他年份的結(jié)果仍非常穩(wěn)健，限于本文的篇幅，相關結(jié)果未在文中報告。

五、進一步的討論

1.保姆工資對隔代照料的影響

在延遲退休背景下，當家庭照料活動成為中老年人提前退休行為的推動力時，那么旨在應對我國人口老齡化危機而即將出臺的促進中老年人就業(yè)的延遲退休政策，要么效果甚微，要么對年輕女性的勞動供給產(chǎn)生擠出效應，［5］又或者影響家庭的生育決策而導致家庭中年輕女性少生育，甚至不生育。［27-28］不管從上述哪方面來看，將孩子的照料責任交由家庭承擔將得不償失。這一問題可能的解決方式就是增加社會照料資源的供給?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)社區(qū)托教機構(gòu)的數(shù)量對于隔代照料需求有顯著影響，但是鮮有文獻討論市場照料資源中的保姆照料對于隔代照料需求的影響。［5］［29-30］因此，本文利用CHARLS社區(qū)保姆工資的數(shù)據(jù)進一步討論保姆工資對隔代照料需求的影響。表8的第（1）-（3）列是在外生假設下使用普通最小二乘法（OLS）的估計結(jié)果，結(jié)果表明社區(qū)保姆工資與祖輩隔代照料行為存在顯著的正相關關系，社區(qū)的保姆工資每增加1%，對祖輩的隔代照料需求增加4%-6%。這說明在延遲退休和全面二孩政策背景下可以通過發(fā)展和完善市場照料資源體系，以保姆照料來替代隔代照料，解決家庭中小孩照料問題，從而為延遲退休和全面二孩政策實施效果保駕護航，緩解和應對我國人口老齡化帶來的一系列社會經(jīng)濟問題。

2.隔代照料與家庭代際經(jīng)濟轉(zhuǎn)移行為

在我國社會照料資源供給嚴重不足的情況下，增加社會照料資源的供給雖然可以在一定程度上緩解照料資源不足的壓力，但是祖輩的隔代照料行為是家庭在現(xiàn)有照料資源約束下權(quán)衡各種利益關系后的選擇行為。如果社會照料資源供給充足，家庭是否會選擇用社會照料來代替隔代照料？由于代際關系在我國家庭關系中扮演重要角色，祖輩的隔代照料行為其實就是兩代人之間的一種代際時間轉(zhuǎn)移行為，因此，本文將從代際角度來探討祖輩對其子女的時間轉(zhuǎn)移（隔代照料）與經(jīng)濟轉(zhuǎn)移之間的關系，從而考察社會照料與隔代照料之間的替代可能性。根據(jù)表9第（1）列和第（4）列發(fā)現(xiàn)，祖輩提供隔代照料并沒有提高子女對父母經(jīng)濟轉(zhuǎn)移的概率，但降低了祖輩對其不同住子女的定期經(jīng)濟轉(zhuǎn)移。這說明在市場照料資源不足的情況下家庭隔代照料仍具有一定剛性，對于承擔家庭隔代照料又仍在勞動力市場的中老年人，政府應有相關的稅收或補貼支持。

六、結(jié)論與政策啟示

隨著我國人口老齡化程度的加深，延遲退休政策已經(jīng)提上議事日程，如何設計好延遲退休政策和保證延遲退休政策的實施效果是一個迫切需要探討的問題。黨的十九大報告提出“我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”，如何化解人民日益增長的家庭照料需求與照料資源不平衡不充分之間的矛盾，真正實現(xiàn)“幼有所育”，同樣是一個迫切需要解決的問題。基于這些背景，本文利用CHARLS三期調(diào)查數(shù)據(jù)，使用工具變量的方法，從是否提前退休和提前退休年數(shù)兩個維度實證分析了隔代照料與中老年人提前退休行為的因果關系。研究發(fā)現(xiàn)隔代照料會顯著增加中老年人提前退休概率約18.8%以及顯著提前中老年人退休年齡1.4年左右，同時通過對CHARLS數(shù)據(jù)中提前退休問卷數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)主觀報告的提前退休指標存在嚴重的測量偏差；隔代照料對中老年人提前退休行為的影響存在異質(zhì)性，對女性、受教育程度低和其子女受教育程度高、只有一個子女的中老年人影響更大，對在企業(yè)工作職工影響更大。這些表明在制定漸進、彈性式延遲退休政策時必須考慮家庭中孩子照料需求，應制定一系列的輔助政策以保證延遲退休政策的實施效果。

進一步討論中發(fā)現(xiàn)市場照料資源中保姆照料的價格（即保姆工資）會顯著增加祖輩隔代照料的需求，而祖輩是否提供隔代照料與祖輩對其不同住子女定期經(jīng)濟轉(zhuǎn)移之間存在替代關系。這表明政府應該積極增加公共照料資源和市場照料資源的供給，完善社會照料服務體系，同時對有0-16歲未成年人并且孩子父母與祖輩都工作的家庭采取直接補貼或者稅收減免政策，比如個人稅收減免或抵扣相關政策，鼓勵小孩祖輩繼續(xù)留在勞動力市場以保證延遲退休政策的實施效果，充分利用和開發(fā)我國中老年人力資源，解決我國人口老齡化帶來的社會經(jīng)濟問題。