何山 劉德浩

摘 要：我國(guó)人口老齡化現(xiàn)象日趨嚴(yán)峻，系統(tǒng)研究隔代照料對(duì)子女勞動(dòng)時(shí)間的影響效果，能夠幫助學(xué)界更好地測(cè)定老齡化給社會(huì)帶來(lái)的整體作用，構(gòu)建更加積極的老齡觀?，F(xiàn)有研究主要聚焦于隔代照料效果的性別差異，卻忽略了就業(yè)部門(mén)異質(zhì)性特征可能改變子女勞動(dòng)時(shí)間選擇的問(wèn)題，導(dǎo)致對(duì)照料效果的誤判。由此，根據(jù)農(nóng)業(yè)、非農(nóng)部門(mén)特點(diǎn)，構(gòu)建了考慮隔代照料行為、工作兼容性特征的勞動(dòng)決策模型，并利用2014—2016年兩期CFPS非平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建混合回歸模型對(duì)假說(shuō)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，由于工作家庭兼容性的不同，隔代照料確實(shí)對(duì)非農(nóng)、農(nóng)業(yè)就業(yè)部門(mén)會(huì)產(chǎn)生不同影響。在非農(nóng)就業(yè)部門(mén)中，男性鮮有從事家務(wù)，照料行為通過(guò)降低工作機(jī)會(huì)成本，僅提升了女性勞動(dòng)時(shí)間;而在農(nóng)業(yè)就業(yè)部門(mén)中，男性需兼顧家庭和工作，隔代照料對(duì)子女勞動(dòng)時(shí)間均產(chǎn)生了積極影響。

關(guān)鍵詞：隔代照料;勞動(dòng)時(shí)間;就業(yè)部門(mén);工作兼容性

中圖分類號(hào)： F241.1 ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? 文章編號(hào)：1000-4149（2021）06-0126-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.053

Abstract： The aging phenomenon of the Chinese population has become increasingly serious. A systematic study of the effect of grandparents caregiving on the working time of adult children can help academic circles to better determine the overall role of aging in society， construct a more positive view of aging. The existing studies mainly focus on the gender differences in the effect of grandparents caregiving， but ignore the problem that the heterogeneity of employment sector may change the choice of adult children s working time， which leads to the misjudgment of the effect of care. As a result， according to the characteristics of agriculture and nonagricultural sectors， this paper constructs a labor decisionmaking model considering the characteristics of grandparents caregiving behavior and work flexibility， and uses CFPS nonequilibrium panel data for the two periods 2014-2016 to construct a mixed regression model to test the hypothesis. The results show that grandparents caregiving does have different effects on agriculture and nonagricultural employment sectors because of the different compatibility of working families， In nonagricultural employment sector， because men rarely engage in housework， care behavior only improves female labor time by reducing the cost of job opportunities; while in agricultural employment sector， men need to consider both family and work， and intergenerational care has a positive impact both on men s and women s working time.

Keywords：taking care of grandchildren;working time;employment sector;work compatibility

一、問(wèn)題的提出

近年來(lái)，我國(guó)人口老齡化日趨嚴(yán)峻。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局顯示，截至2020年中國(guó)60周歲及以上人口為2.6億人，占總?cè)丝诒戎剡_(dá)到18.7%[1]。眾多老年人口在為經(jīng)濟(jì)帶來(lái)負(fù)向沖擊的同時(shí)，亦為社會(huì)積攢了大量積極的老年人力資本。正如世界衛(wèi)生組織在《關(guān)于老齡化與健康的全球報(bào)告》中所述，年老并不意味著依賴他人，僅是經(jīng)濟(jì)消耗[2]。老年人力資本往往可以通過(guò)有價(jià)值的非市場(chǎng)性勞動(dòng)（valuing nonmarket work）參與到經(jīng)濟(jì)發(fā)展當(dāng)中，助推社會(huì)資源的優(yōu)化配置 [3]。事實(shí)上伴隨著老年人的增多，越來(lái)越多的老年父母開(kāi)始幫助子女照看孩子，嘗試減輕他們的家庭照料負(fù)擔(dān)，敦促其承擔(dān)起更多的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)責(zé)任，這些老年父母發(fā)揮著積極的家庭保障價(jià)值[4]。倘若片面地將老年人口認(rèn)定為“被扶養(yǎng)者”或“負(fù)擔(dān)人口”，則會(huì)忽視老齡化的多元性及積極作用 [5]。由此，為避免過(guò)分夸大老齡化的負(fù)面影響，構(gòu)建更加積極、完整的老齡觀，本文嘗試基于隔代照料的視角，研究老年人力資本對(duì)于釋放不同就業(yè)部門(mén)內(nèi)青壯年勞動(dòng)力的積極作用，分析老年人非市場(chǎng)性勞動(dòng)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)價(jià)值。

老年人隔代照料的行為邏輯是：老年人通過(guò)改變自身時(shí)間分配，向子代進(jìn)行代際的時(shí)間轉(zhuǎn)移，減輕其家庭照料負(fù)擔(dān)，間接促進(jìn)子女潛在市場(chǎng)勞動(dòng)時(shí)間的釋放 [6]。觀察這一理論過(guò)程，不難發(fā)現(xiàn)，當(dāng)老年人進(jìn)行時(shí)間轉(zhuǎn)移時(shí)，子女會(huì)根據(jù)個(gè)人特征選擇最佳勞動(dòng)時(shí)間，使自身效用達(dá)到最大化。值得注意的是，勞動(dòng)供給作為勞動(dòng)力市場(chǎng)行為，其時(shí)間的改變也必然受到各就業(yè)部門(mén)工作彈性的限制。由于農(nóng)業(yè)、非農(nóng)就業(yè)工作家庭兼容性、法律規(guī)范的不同，隔代照料對(duì)子女勞動(dòng)時(shí)間的影響效果也會(huì)產(chǎn)生較大差異（以下簡(jiǎn)稱“隔代照料效果”）。由此，為準(zhǔn)確評(píng)估老年人隔代照料的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)價(jià)值，本文嘗試加入就業(yè)部門(mén)異質(zhì)性因素，系統(tǒng)探討不同部門(mén)內(nèi)照料行為對(duì)就業(yè)子女勞動(dòng)時(shí)間的影響效果，以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足。

在國(guó)外研究中，由于勞動(dòng)力市場(chǎng)歧視嚴(yán)重、女性平權(quán)運(yùn)動(dòng)興起較早，大量學(xué)者如赫克曼（Heckman）、安吉拉（Angela）等在20世紀(jì)末便開(kāi)始關(guān)注性別差異下隔代照料對(duì)子女勞動(dòng)供給的影響[7-8]。在研究方法的選擇上，已有研究主要通過(guò)建立兩期世代交疊的經(jīng)濟(jì)模型，或是運(yùn)用回歸擬合的實(shí)證方法對(duì)照料效果進(jìn)行探討與檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)了可能存在隔代照料提升女性勞動(dòng)參與的證據(jù) [9-10]。針對(duì)研究中可能產(chǎn)生的遺漏變量、雙向因果等問(wèn)題，國(guó)外文獻(xiàn)普遍采用“祖父母是否健在” [11-13]、“兄弟姐妹數(shù)” [14]、“祖輩居住距離遠(yuǎn)近程度” [15]作為工具變量來(lái)剔除內(nèi)生性。也有部分學(xué)者嘗試通過(guò)建立兩代人決策的聯(lián)立方程、控制面板效應(yīng)來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題 [16]。在剔除模型及回歸偏差后，許多國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果表明，隔代照料對(duì)子女勞動(dòng)供給具有穩(wěn)健的積極影響，且在男女性別上存在效果差異。照料行為主要降低女性工作成本，提升期望效用，增加了女性勞動(dòng)時(shí)間，而對(duì)男性勞動(dòng)時(shí)間影響并不顯著。

在國(guó)內(nèi)，相關(guān)領(lǐng)域起步較晚，早期文獻(xiàn)多從家庭結(jié)構(gòu) [17]、祖輩同住行為 [18]等角度對(duì)子女勞動(dòng)投入進(jìn)行探討，普遍指出家中存在老年人能夠提升子輩勞動(dòng)供給的現(xiàn)象，但受制于數(shù)據(jù)約束，這一結(jié)論未能明確區(qū)分老年人是通過(guò)何種渠道幫助子輩參與市場(chǎng)勞動(dòng)。直至近年，盧洪友等才首次對(duì)老年人家庭照料效果及其子女的個(gè)人特征異質(zhì)性作出系統(tǒng)性研究，分析表明老年人主要通過(guò)隔代照料行為，而非家庭勞務(wù)方式，來(lái)幫助子女增加勞動(dòng)供給，且這一效果對(duì)子代女性更加穩(wěn)健顯著[19]。在此基礎(chǔ)上，鄒紅等聚焦于成年女性勞動(dòng)供給，分析隔代照料成本與女性勞動(dòng)時(shí)間的關(guān)系，再次印證隔代照料對(duì)女性勞動(dòng)供給的穩(wěn)健影響，并指出當(dāng)下延遲退休和多孩政策的矛盾點(diǎn)[20]。就研究方法而言，國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)大多使用家庭關(guān)系較為健全的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Study，CFPS）或全國(guó)流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查作為數(shù)據(jù)來(lái)源，將總體就業(yè)勞動(dòng)者認(rèn)定為研究對(duì)象，假定父方祖輩提供照料行為，使用線性回歸模型、固定效應(yīng)模型、樣本選擇模型進(jìn)行實(shí)證分析。在利用“祖父母是否健在”等工具變量對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行剔除后，大量研究表明我國(guó)隔代照料對(duì)子女勞動(dòng)供給具有顯著正向影響，與國(guó)外研究結(jié)論一致[21]。區(qū)分個(gè)人性別異質(zhì)性特征后，結(jié)果仍然穩(wěn)健，照料行為主要影響女性，對(duì)男性影響微弱。

通過(guò)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外研究主要聚焦于個(gè)人異質(zhì)性特征的討論，并未關(guān)注就業(yè)部門(mén)差異對(duì)勞動(dòng)時(shí)間帶來(lái)的限制，也鮮有研究將其納入回歸加以控制。華淑名等指出，農(nóng)業(yè)、非農(nóng)部門(mén)的就業(yè)模式及其靈活性不同，隔代照料對(duì)全部就業(yè)部門(mén)的回歸結(jié)果并不能很好地反映各就業(yè)部門(mén)的真實(shí)情況，應(yīng)當(dāng)分別進(jìn)行討論[22]。具體而言，農(nóng)業(yè)就業(yè)可能存在平均工時(shí)較短、工作季節(jié)性變化、家庭工作較為兼顧等特點(diǎn);相反，非農(nóng)就業(yè)家庭工作兼顧性略差，且工作時(shí)間更多受到法律限制。這些特點(diǎn)均可能導(dǎo)致不同就業(yè)部門(mén)子女勞動(dòng)時(shí)間供給決策的差異。若將兩類就業(yè)混同，則可能導(dǎo)致辛普森悖論的發(fā)生，即由于各就業(yè)部門(mén)工作特點(diǎn)不同、樣本比例不一，總體回歸產(chǎn)生與就業(yè)部門(mén)異質(zhì)性分析結(jié)果不一致的偏誤。若不對(duì)此進(jìn)行區(qū)分，這一問(wèn)題甚至?xí)蓴_到文章對(duì)個(gè)人性別效果差異的判斷。

由此，本文在前人研究基礎(chǔ)上，重新構(gòu)建個(gè)人勞動(dòng)供給決策模型進(jìn)行理論假設(shè)，并利用2014—2016年兩期CFPS非平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建實(shí)證回歸模型，判斷主要就業(yè)部門(mén)異質(zhì)性情況下，隔代照料對(duì)就業(yè)子女勞動(dòng)時(shí)間的影響，以及農(nóng)業(yè)、非農(nóng)部門(mén)中性別效果差異的穩(wěn)健性勞動(dòng)供給分為勞動(dòng)參與、勞動(dòng)時(shí)間兩部分，由于難以確定失業(yè)者將要從事的就業(yè)部門(mén)，因此本文只對(duì)勞動(dòng)時(shí)間進(jìn)行探討。此外，考慮到勞動(dòng)者在多就業(yè)部門(mén)內(nèi)兼職的情況難以測(cè)度，本文僅對(duì)其從事的主要工作進(jìn)行探究。。研究的邊際貢獻(xiàn)在于剔除了“父方祖輩提供隔代照料”的假設(shè)，并在此基礎(chǔ)上將農(nóng)業(yè)、非農(nóng)就業(yè)異質(zhì)性特征引入照料效果研究中，進(jìn)行差異化分析，彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足。

二、模型構(gòu)建與理論假設(shè)

1. 考慮隔代照料的勞動(dòng)決策模型

為探究就業(yè)部門(mén)異質(zhì)性情境下隔代照料的效果差異，研究首先需要厘清一般就業(yè)中，隔代照料如何影響子女最優(yōu)勞動(dòng)時(shí)間的供給決策。為此，本文借鑒了個(gè)人勞動(dòng)決策模型的相關(guān)論證，并在此基礎(chǔ)上嘗試將隔代照料的影響納入模型中。

由式（6）可知，隔代照料對(duì)勞動(dòng)時(shí)間的影響方向取決于效用變化比例c。當(dāng)c>0時(shí)，照料行為呈現(xiàn)積極作用，反之則為消極影響，且其值離0值越遠(yuǎn)，勞動(dòng)時(shí)間變化程度越大。當(dāng)c=0時(shí)，工作家庭完全兼容，則照料沒(méi)有影響效果。

大量研究表明，兒童照料對(duì)子女市場(chǎng)勞動(dòng)存在較大負(fù)擔(dān)[19]。尤其對(duì)于成年女性而言，她們往往在家庭生產(chǎn)、撫養(yǎng)兒童方面具有較高的比較優(yōu)勢(shì)，因而更多地將時(shí)間投入家庭產(chǎn)品生產(chǎn)而非市場(chǎng)勞動(dòng)中。由此，本文推測(cè)總體就業(yè)勞動(dòng)者，尤其是女性，工作家庭兼容性差，c大于0;男性勞動(dòng)者極少?gòu)氖录覄?wù)，其工作家庭兼容性不顯著異于0。剔除父方祖輩提供照料的經(jīng)驗(yàn)假設(shè)后，在總體就業(yè)中提出如下假設(shè)。

H1：隔代照料對(duì)就業(yè)子女總體勞動(dòng)時(shí)間有穩(wěn)健正向影響。

H2：隔代照料對(duì)就業(yè)女性勞動(dòng)時(shí)間具有穩(wěn)健正向影響，而對(duì)男性影響效果不顯著。

2. 區(qū)分部門(mén)的勞動(dòng)決策模型

（1）農(nóng)業(yè)部門(mén)?；谖墨I(xiàn)梳理，本文發(fā)現(xiàn)相對(duì)于總體和非農(nóng)就業(yè)，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者具有期望工資率低 [23]、工作較為靈活的特點(diǎn)[22]，據(jù)此對(duì)農(nóng)業(yè)就業(yè)勞動(dòng)決策模型進(jìn)行修正。

根據(jù)以上兩種情況的公式推導(dǎo)，考慮到實(shí)際生活中多數(shù)非農(nóng)就業(yè)者并不會(huì)在家辦公，難以兼顧工作家庭，由此推測(cè)c>0。在性別差異方面，非農(nóng)女性往往從事家庭勞作，c>0;而男性更多負(fù)責(zé)賺錢(qián)養(yǎng)家，對(duì)家庭勞作處理較少，類似c=0的情形。故提出如下假設(shè)。

H5：在非農(nóng)業(yè)就業(yè)中，隔代照料對(duì)子女勞動(dòng)供給具有顯著正向影響。

H6：在非農(nóng)業(yè)就業(yè)中，隔代照料對(duì)女性勞動(dòng)供給具有顯著正向影響，對(duì)男性無(wú)顯著影響。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實(shí)施，覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)16000戶家庭及其全部家庭成員的一項(xiàng)全國(guó)性社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。相對(duì)于其他數(shù)據(jù)庫(kù)，CFPS含有更多的隔代照料樣本工作就業(yè)信息以及完善的家庭關(guān)系數(shù)據(jù)，因此本文采用CFPS作為研究數(shù)據(jù)，這契合本研究的目標(biāo)及需要。

2. 研究對(duì)象與匹配

考慮到家庭內(nèi)部能夠進(jìn)行隔代照料這一關(guān)鍵特征，為保證就業(yè)子女的生育狀況、勞動(dòng)能力，選取健在的22—59歲男性、20—49歲女性作為基準(zhǔn)研究對(duì)象 年齡上下限分別依據(jù)《中華人民共和國(guó)婚姻法》第六條、《國(guó)務(wù)院關(guān)于安置老弱病殘干部的暫行辦法》和《國(guó)務(wù)院關(guān)于工人退休、退職的暫行辦法》（國(guó)發(fā)〔1978〕104號(hào)）有關(guān)規(guī)定。父母年限也由此推知。。同時(shí)，針對(duì)照料者的“老年人”身份，遵循法定退休年齡僅保留父親不小于60歲和母親不小于50歲的樣本。剔除無(wú)兒童照料信息、未參與回歸的數(shù)據(jù)后，共得到2014—2016年兩期6764個(gè)樣本 因2012年調(diào)查缺失主要就業(yè)信息、2018年調(diào)查缺失家庭關(guān)系數(shù)據(jù)，故研究不采用多期樣本數(shù)據(jù)。。

需要指出的是，國(guó)內(nèi)研究普遍假設(shè)“父方祖輩提供照料行為”，該假定忽略了母方祖輩的隔代照料行為，導(dǎo)致樣本信息的錯(cuò)配，使研究結(jié)論的穩(wěn)健性遭到質(zhì)疑，因此本文為反映真實(shí)照料效果，對(duì)該假設(shè)進(jìn)行了剔除，在實(shí)證中根據(jù)實(shí)施隔代照料者的信息匹配父方或母方老年父母數(shù)據(jù)，若祖輩未實(shí)施隔代照料，則匹配夫妻各自父母信息。

3. 實(shí)證模型

通過(guò)理論分析，本文借鑒盧洪友、鄒紅等的做法[19-20]，構(gòu)建實(shí)證模型對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證：

其中，子女勞動(dòng)時(shí)間workit為因變量，隔代照料變量careit為核心解釋變量，其系數(shù)β1若顯著異于0，則證明隔代照料對(duì)子女勞動(dòng)供給存在影響。Xkit是控制變量組，包含了個(gè)人、家庭、工作特征。t為時(shí)間控制變量，uit表示誤差項(xiàng)，β0、δk是其他待估系數(shù)。

由于勞動(dòng)時(shí)間為連續(xù)因變量，本文建立線性回歸模型，并采用混合截面回歸法作為估計(jì)方法。值得指出的是，雖然本文使用的是兩期非平衡面板數(shù)據(jù)，且固定效應(yīng)檢驗(yàn)p值為0.0138，證明樣本中確實(shí)存在固定效應(yīng)，應(yīng)當(dāng)在模型中加入不可觀測(cè)的個(gè)體特征變量。但由于含有工作時(shí)間信息的3762組數(shù)據(jù)樣本中，面板組占比不及總組數(shù)的10%，總體擬合優(yōu)度僅為0.0259，故控制個(gè)體特征可能造成較大的估計(jì)偏誤。就業(yè)異質(zhì)性分析中樣本量減小，該偏差還會(huì)進(jìn)一步增大。因而本文選擇相對(duì)偏誤較小的混合截面回歸對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。這樣做的代價(jià)便是無(wú)法控制個(gè)體特征變量，加劇模型的內(nèi)生性問(wèn)題。

就本文而言，內(nèi)生性偏差主要來(lái)自兩方面。首先，父母時(shí)間轉(zhuǎn)移決策可能會(huì)受原先子女勞動(dòng)時(shí)間、工作狀況的影響，因此隔代照料與子女勞動(dòng)時(shí)間可能存在反向因果關(guān)系。其次，實(shí)證模型很難涵蓋全部干擾變量，加之個(gè)體特征無(wú)法被有效控制，造成遺漏變量問(wèn)題。

據(jù)此，本文采用學(xué)界廣泛應(yīng)用的“祖父是否健在”、“祖母是否健在”工具變量，運(yùn)用兩階段最小二乘法對(duì)研究的內(nèi)生性進(jìn)行剔除。具有一定的合理性。基于伍德里奇 的論述，工具變量在與遺漏變量無(wú)關(guān)的假設(shè)下，要求與被解釋變量無(wú)關(guān)，并與內(nèi)生變量高度相關(guān)[24]。在本文數(shù)據(jù)模型中，祖父母健在與勞動(dòng)時(shí)間無(wú)顯著相關(guān)性（p>0.1），同時(shí)父母健在情形下才能提供隔代照料（p<0.05），滿足工具變量的合理性約束 感謝匿名評(píng)審的建議，隔代照料亦可能通過(guò)影響祖父母健在呈現(xiàn)相關(guān)性，本文因工具變量?jī)H要求與內(nèi)生變量存在相關(guān)關(guān)系，暫時(shí)保留本問(wèn)題，待日后探索。受篇幅所限，數(shù)據(jù)未完整呈現(xiàn)，讀者可向作者索取。。在全部?jī)呻A段回歸中工具變量F值均在5%水平內(nèi)顯著，亦不存在弱工具變量問(wèn)題，故此說(shuō)明祖父、祖母健在變量是本研究較好的工具變量。

4. 變量處理

本文被解釋變量為就業(yè)子女每周主要工作時(shí)間（小時(shí)），數(shù)據(jù)來(lái)自問(wèn)題“過(guò)去12個(gè)月，您這份主要工作一般每周工作多少個(gè)小時(shí)”。由于CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中存在少量誤填，導(dǎo)致周勞動(dòng)時(shí)間大于周小時(shí)數(shù)，本文假定每日最低休息睡眠時(shí)間為6小時(shí)，將周勞動(dòng)時(shí)間大于126小時(shí)的數(shù)據(jù)值作缺失處理。

核心解釋變量是根據(jù)問(wèn)題“白天、晚上孩子由誰(shuí)照管”生成的隔代照料虛擬變量。只要有祖輩照管便賦值為“1”，否則賦值為“0”。此外，考慮到非家庭成員提供兒童照料可能會(huì)影響到老年人提供照料的可能性或子女勞動(dòng)時(shí)間，本文同樣基于該問(wèn)題生成“非家庭照料”虛擬變量，將選擇“托兒所/幼兒園”、“保姆”提供照料服務(wù)的數(shù)據(jù)定義為“1”，其他賦值為“0”，并納入家庭特征變量組加以控制。

在控制變量方面，本文主要針對(duì)就業(yè)子女個(gè)人特征、家庭特征、工作特征及時(shí)間趨勢(shì)四個(gè)維度進(jìn)行了控制。個(gè)人特征包含了性別、教育、婚姻等一系列基本信息變量。家庭特征則參照盧洪友的做法[19]，選取祖父母年齡、去年家庭人均純收入、3歲以下及3—6歲兒童數(shù)量作為控制變量。同時(shí)，考慮到額外的家庭資產(chǎn)存量、硬性的家庭支出也會(huì)影響勞動(dòng)決策，本文將家庭存款現(xiàn)金總額、去年家庭總支出一并納入模型進(jìn)行控制。此外，由于本文研究重點(diǎn)置于就業(yè)部門(mén)的異質(zhì)性問(wèn)題，子女主要工作特征與勞動(dòng)時(shí)間、隔代照料行為決策的相關(guān)性不可忽略。為保證回歸的一致性，本文將就業(yè)部門(mén)、工作所有者、工作滿意度等工作特征變量引入模型，并隨著回歸樣本群體的變化進(jìn)行增減。而針對(duì)多期樣本可能產(chǎn)生的時(shí)間趨勢(shì)問(wèn)題，研究則通過(guò)各樣本受訪時(shí)間納入回歸加以控制。

四、樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.總體樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1總體樣本描述性統(tǒng)計(jì)顯示，樣本中每三個(gè)有孫輩的老年人（占比約30%）就有一人提供隔代照料，這一現(xiàn)象與鄒紅研究得出的32.8%的比例相近[20]，說(shuō)明我國(guó)存在著普遍的隔代照料行為，照料效果研究具有一定的社會(huì)價(jià)值。

此外，本文基于照料變量對(duì)樣本進(jìn)行了分類統(tǒng)計(jì)。在勞動(dòng)時(shí)間方面，相對(duì)于無(wú)隔代照料子女，享有照料者提升了近4小時(shí)的工作時(shí)間均值，Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也表明隔代照料與勞動(dòng)時(shí)間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系（系數(shù)為0.0954，p值小于0.01），可能存在照料行為促進(jìn)子女勞動(dòng)時(shí)間提升的證據(jù)。

在就業(yè)部門(mén)方面，非農(nóng)勞動(dòng)者占總體數(shù)據(jù)的64%，且在隔代照料樣本中非農(nóng)就業(yè)比例進(jìn)一步提升，高于無(wú)照料者約15%，運(yùn)用Pearson檢驗(yàn)后，證實(shí)存在照料行為與就業(yè)部門(mén)間的相關(guān)性（系數(shù)為0.1423，p值小于0.01），表明總體樣本中可能存在由于非農(nóng)樣本占比過(guò)高，致使總體回歸不能很好呈現(xiàn)農(nóng)業(yè)就業(yè)照料效果的問(wèn)題，應(yīng)當(dāng)進(jìn)行就業(yè)部門(mén)異質(zhì)性分析。

2.分就業(yè)部門(mén)樣本描述性統(tǒng)計(jì)

表2展示了各就業(yè)部門(mén)的樣本特征。在照料比例方面，21%的父母為農(nóng)業(yè)子女提供隔代照料，而在非農(nóng)就業(yè)中這一比例提升至30%以上，這一現(xiàn)象印證了上面的推測(cè)，即隔代照料的提供受就業(yè)部門(mén)影響，更易出現(xiàn)于非農(nóng)部門(mén)中。在勞動(dòng)時(shí)間方面，非農(nóng)周勞動(dòng)時(shí)間均值達(dá)到50小時(shí)以上，44小時(shí)及以下的勞動(dòng)者僅占非農(nóng)樣本的32%，故研究推測(cè)大多數(shù)勞動(dòng)者面臨加班時(shí)段的預(yù)算約束。區(qū)分照料樣本后，各類別樣本內(nèi)，接受照料者與未接受照料者相比，勞動(dòng)時(shí)間均呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，除了非農(nóng)男性外，其他樣本均增加了1小時(shí)以上的工作時(shí)間，表明可能存在隔代照料對(duì)各部門(mén)就業(yè)者勞動(dòng)時(shí)間產(chǎn)生積極作用的證據(jù)。

此外，通過(guò)觀察工作、家務(wù)、看電視時(shí)間，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)就業(yè)者家務(wù)勞動(dòng)、閑暇娛樂(lè)時(shí)間普遍高于非農(nóng)就業(yè)者，說(shuō)明在處理同等家庭事務(wù)的情形下，農(nóng)業(yè)就業(yè)者能更好地協(xié)調(diào)工作、家庭與娛樂(lè)，印證了農(nóng)業(yè)就業(yè)具有較高工作家庭兼容性的理論推測(cè)。細(xì)分不同就業(yè)部門(mén)樣本后，各類別樣本內(nèi)，接受照料者與未接受照料者相比，家務(wù)時(shí)間均呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，非農(nóng)就業(yè)樣本下降程度普遍更高;而各部門(mén)娛樂(lè)時(shí)間并無(wú)明顯變化。由此可知隔代照料可以幫助子女有效減輕家庭負(fù)擔(dān)，而農(nóng)業(yè)就業(yè)的相對(duì)靈活性會(huì)消解部分隔代照料效果，為上述效用比例c、消解比例d的正向推論提供了有力證據(jù)。

最后，觀察工作所有者變量，本文發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)就業(yè)以自雇為主，非農(nóng)就業(yè)以受雇形式為主，且受雇形式趨于享有更多的隔代照料行為，二者可能存在相關(guān)關(guān)系，為防止偏誤產(chǎn)生，應(yīng)當(dāng)納入模型加以控制。

五、實(shí)證研究結(jié)果

1. 總體樣本回歸

表3展示了總體樣本回歸結(jié)果。觀察線性模型（1）、（2）、（3），發(fā)現(xiàn)依次控制就業(yè)部門(mén)相關(guān)變量后，隔代照料系數(shù)在顯著性不改變的基礎(chǔ)上下降了接近1，擬合優(yōu)度也因此顯著提升至0.1551，與其他研究結(jié)果相近[19]。這一現(xiàn)象說(shuō)明勞動(dòng)時(shí)間、隔代照料可能會(huì)受到就業(yè)部門(mén)相關(guān)因素的影響，在研究中考慮到就業(yè)部門(mén)的異質(zhì)特征具有一定的合理性，加入就業(yè)部門(mén)變量的模型（3）是本文較好的基準(zhǔn)估計(jì)模型。

模型（3）結(jié)果顯示，隔代照料行為可以顯著提升就業(yè)子女周工作時(shí)間近2.7小時(shí)，這一數(shù)值與盧洪友等得出的約3小時(shí)的研究結(jié)論相近[19]，表明在總體樣本中，即使更改數(shù)據(jù)信息匹配方式，隔代照料行為仍對(duì)子女勞動(dòng)時(shí)間有穩(wěn)健的正向影響。在模型（4）解決內(nèi)生性問(wèn)題后，盡管顯著性略有下降，隔代照料對(duì)勞動(dòng)時(shí)間的影響依然顯著，其系數(shù)2.9與模型（3）亦無(wú)較大差異。因此，本文認(rèn)定在剔除“隔代照料多由男性父母提供”假定后，假設(shè) “H1：隔代照料對(duì)就業(yè)子女總體勞動(dòng)時(shí)間有正向影響”得到證實(shí)。

在此基礎(chǔ)上，表4進(jìn)一步對(duì)分性別樣本進(jìn)行區(qū)分。研究結(jié)果表明，在總體就業(yè)樣本回歸中，隔代照料行為對(duì)男性工作時(shí)間幾乎沒(méi)有顯著影響;相反，對(duì)于女性則可顯著提升5小時(shí)左右的工作時(shí)間（系數(shù)為5.240，t值為4.78）。解決內(nèi)生性問(wèn)題后，回歸結(jié)果同樣支持了該判斷，實(shí)證結(jié)果證明了假設(shè)H2成立。說(shuō)明家庭中女性確實(shí)承擔(dān)了照料兒童的大多數(shù)責(zé)任，工作家庭兼容性更差，隔代照料主要通過(guò)影響女性勞動(dòng)時(shí)間發(fā)揮作用。

2. 農(nóng)業(yè)樣本回歸

表5展示了農(nóng)業(yè)部門(mén)樣本的回歸結(jié)果。模型（9）、（13）、（15）分別為農(nóng)業(yè)總體、男性、女性的基準(zhǔn)模型。數(shù)據(jù)表明隔代照料顯著提升農(nóng)業(yè)總體近3小時(shí)的周工作時(shí)間，但細(xì)分性別后統(tǒng)計(jì)顯著性消失，無(wú)法證明隔代照料對(duì)男女勞動(dòng)時(shí)間決策產(chǎn)生影響。矛盾在于，如果隔代照料對(duì)各性別勞動(dòng)者均無(wú)法產(chǎn)生顯著效果，農(nóng)業(yè)總體樣本回歸亦不應(yīng)產(chǎn)生正向推論。

究其原因，大致可以分為三類：第一類原因，由于樣本存在內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致實(shí)際上不顯著的總體樣本變得統(tǒng)計(jì)顯著，造成與各性別樣本回歸結(jié)果的不一致。據(jù)此，模型（11）、（14）、（16）對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行了剔除。各樣本回歸結(jié)果依然穩(wěn)健，雖然總體樣本t值為2.03，顯著性水平下降至10%以內(nèi)，但仍屬于可接受范圍，各性別樣本也保持著不顯著的特征。由此，本文認(rèn)為內(nèi)生性并不是導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)結(jié)果偏誤的主要原因，否定第一類原因。

第二類原因，總體樣本回歸結(jié)果估計(jì)正確，偏誤來(lái)自女性回歸結(jié)果。據(jù)上述結(jié)論推測(cè)，女性更易受到隔代照料行為的影響，男女性別應(yīng)當(dāng)存在較大差異。然而模型（13）、（15）顯示，農(nóng)業(yè)部門(mén)樣本回歸中男女隔代照料系數(shù)相近且統(tǒng)計(jì)顯著性差，推測(cè)可能是分性別回歸后，女性樣本量相對(duì)總體樣本大大減少，導(dǎo)致女性回歸模型的大樣本性質(zhì)削弱從而產(chǎn)生偏誤。為探討隔代照料效果在性別間是否存在差異，模型（10）、（12）在農(nóng)業(yè)總體樣本中加入了隔代照料與性別的交乘項(xiàng)，結(jié)果表明，交乘項(xiàng)系數(shù)均在10%水平上不顯著（兩類模型t值分別為-0.27，-0.37），說(shuō)明農(nóng)業(yè)部門(mén)中隔代照料效果可能不會(huì)因子女性別而產(chǎn)生差異，拒絕第二類原因。

第三類原因，矛盾同樣來(lái)自大樣本性質(zhì)的削弱，但回歸結(jié)果對(duì)男女性別均產(chǎn)生了偏誤估計(jì)。由描述性統(tǒng)計(jì)可知，農(nóng)業(yè)部門(mén)樣本中父母提供隔代照料的可能性較低，照料樣本占比僅為21%，區(qū)分性別樣本后，隔代照料樣本絕對(duì)數(shù)量進(jìn)一步削減，令原本能在總體回歸中較好擬合的線性趨勢(shì)，在各性別樣本中難以擬合，因而出現(xiàn)了總體樣本顯著，分性別樣本均不顯著的現(xiàn)象。由前述實(shí)證結(jié)果可知，隔代照料對(duì)農(nóng)業(yè)總體樣本影響效果穩(wěn)健為正，且各性別勞動(dòng)者沒(méi)有明顯差異，說(shuō)明各性別回歸模型應(yīng)當(dāng)呈現(xiàn)正向回歸結(jié)果，分性別模型由于較小的樣本量導(dǎo)致了回歸結(jié)果的不一致。由此本研究認(rèn)為第三類原因是導(dǎo)致數(shù)據(jù)矛盾的主要原因。農(nóng)業(yè)隔代照料會(huì)顯著提升農(nóng)業(yè)部門(mén)子女的勞動(dòng)時(shí)間，無(wú)論男性和女性都會(huì)享受到祖輩時(shí)間轉(zhuǎn)移的紅利。

通過(guò)前述分析，證明了假設(shè)H3的正確性，即農(nóng)業(yè)就業(yè)的相對(duì)靈活性并不能使得農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者完全兼顧家庭與工作，隔代照料依然存在穩(wěn)健的正向效果。細(xì)分性別后，假設(shè)H4錯(cuò)誤。盡管男性更傾向于市場(chǎng)勞動(dòng)，但由于農(nóng)業(yè)時(shí)間安排較為靈活，無(wú)照料條件下男性也會(huì)進(jìn)入家庭勞作之中，而非不處理家務(wù)的“完全兼容狀態(tài)”。因此，當(dāng)兒童有人照看時(shí)，農(nóng)業(yè)男性會(huì)降低部分閑暇時(shí)間進(jìn)入工作當(dāng)中，故隔代照料對(duì)農(nóng)業(yè)男、女勞動(dòng)者均呈現(xiàn)正向影響。

3. 非農(nóng)樣本回歸

表6為非農(nóng)部門(mén)就業(yè)樣本的回歸結(jié)果。針對(duì)非農(nóng)總體樣本，基準(zhǔn)回歸（17）顯示隔代照料會(huì)提升非農(nóng)就業(yè)約1.9小時(shí)的勞動(dòng)時(shí)間，然而這一顯著結(jié)果在模型（18）解決內(nèi)生性問(wèn)題后消失。根據(jù)總體就業(yè)中隔代照料對(duì)就業(yè)女性有積極效果，對(duì)男性無(wú)顯著影響的研究結(jié)論，本文推測(cè)非農(nóng)勞動(dòng)者中，照料對(duì)女性依然有顯著正向效果，總體回歸顯著性消失的原因來(lái)自男性回歸結(jié)果的不顯著，及男女性別樣本比例的變動(dòng)。

區(qū)分性別樣本后，這一推論得到證實(shí)。具體而言，通過(guò)模型（21）、（22）可知，無(wú)論是否處理內(nèi)生性問(wèn)題，享有隔代照料的非農(nóng)女性均能提升3小時(shí)以上的周工作時(shí)間。相反，男性樣本回歸結(jié)果（19）、（20）在10%水平的范圍內(nèi)，無(wú)法拒絕影響系數(shù)顯著異于零的原假設(shè)。由此說(shuō)明，隔代照料對(duì)非農(nóng)女性勞動(dòng)時(shí)間有穩(wěn)健正向作用，而對(duì)男性則無(wú)顯著影響，假設(shè)H6成立。進(jìn)一步觀察模型（19）、（21）、（20）、（22）樣本量數(shù)據(jù)可知，盡管剔除內(nèi)生性后分性別樣本的回歸結(jié)果穩(wěn)健，但由于工具變量模型中，不受照料影響的男性樣本占比提升，導(dǎo)致非農(nóng)總體回歸結(jié)果統(tǒng)計(jì)顯著性消失。由此研究認(rèn)為，非農(nóng)總體回歸結(jié)果易受到性別組成比例的影響導(dǎo)致結(jié)果的不穩(wěn)健，產(chǎn)生辛普森悖論，故假設(shè)H5錯(cuò)誤。

通過(guò)前述分析表明，在非農(nóng)就業(yè)中，隔代照料主要通過(guò)影響女性勞動(dòng)時(shí)間發(fā)揮作用。結(jié)合理論模型可以推斷，非農(nóng)女性承擔(dān)了更多的家庭照料責(zé)任，工作家庭兼容性較差，以致隔代照料對(duì)女性勞動(dòng)時(shí)間有穩(wěn)健正向作用;而對(duì)男性來(lái)說(shuō)，其承擔(dān)的家庭照料責(zé)任很少，工作家庭類似“完全兼容”狀態(tài)，因而隔代照料對(duì)非農(nóng)男性勞動(dòng)時(shí)間無(wú)顯著影響。

六、結(jié)論與展望

我國(guó)人口老齡化現(xiàn)象日趨嚴(yán)峻，系統(tǒng)研究隔代照料對(duì)就業(yè)子女勞動(dòng)時(shí)間的影響效果，能夠幫助學(xué)界更好地測(cè)定老齡化對(duì)社會(huì)帶來(lái)的整體作用，構(gòu)建更加積極的老齡觀?，F(xiàn)有研究主要聚焦于隔代照料效果的性別差異，忽略了就業(yè)部門(mén)異質(zhì)性可能改變子女勞動(dòng)時(shí)間選擇的問(wèn)題，導(dǎo)致對(duì)照料效果的誤判。由此，本研究在剔除兒童由父方祖輩進(jìn)行照料的假設(shè)后，根據(jù)農(nóng)業(yè)、非農(nóng)部門(mén)就業(yè)特點(diǎn)，構(gòu)建了考慮隔代照料行為、工作家庭兼容性特征的勞動(dòng)決策模型，利用2014—2016年兩期CFPS非平衡面板數(shù)據(jù)，建立混合回歸模型對(duì)假說(shuō)進(jìn)行檢驗(yàn)。

結(jié)果表明，由于工作家庭兼容性的不同，隔代照料確實(shí)會(huì)對(duì)各就業(yè)部門(mén)產(chǎn)生不同影響，且隔代照料效果的性別差異不再穩(wěn)健趨同。具體而言，隔代照料對(duì)總體就業(yè)勞動(dòng)時(shí)間具有穩(wěn)健的正向作用，其路徑主要通過(guò)影響女性勞動(dòng)時(shí)間發(fā)揮作用。區(qū)分就業(yè)部門(mén)后，研究發(fā)現(xiàn)在農(nóng)業(yè)部門(mén)中，雖然老年父母提供照料的可能性較低，但享受照料行為的子女會(huì)更多地投入市場(chǎng)勞動(dòng)中，農(nóng)業(yè)部門(mén)較為靈活的工作特征并不能抵消隔代照料的積極作用。相反由于農(nóng)業(yè)工作靈活性的存在，在無(wú)他人照料的情形下，農(nóng)業(yè)男性也會(huì)更多地承擔(dān)家庭照料的責(zé)任，減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，因而當(dāng)隔代照料行為出現(xiàn)時(shí)，家庭照料責(zé)任得以減輕，農(nóng)業(yè)男性、女性勞動(dòng)時(shí)間均會(huì)呈現(xiàn)上升趨勢(shì);與此相對(duì)的是，在非農(nóng)部門(mén)就業(yè)中總體樣本照料效果不穩(wěn)健，易產(chǎn)生辛普森悖論，但能夠證明非農(nóng)女性由于工作家庭兼顧性較差，受到照料后的正向效果穩(wěn)健，且顯著高于總體就業(yè)中的影響效果。非農(nóng)男性則與之相反，由于很少涉獵家庭勞務(wù)，隔代照料的出現(xiàn)無(wú)法促使其進(jìn)一步減少家庭勞務(wù)時(shí)間以進(jìn)行工作，故照料效果對(duì)工作時(shí)間的影響并不顯著。由此可見(jiàn)，若將各就業(yè)部門(mén)一概而論，可能會(huì)忽視照料行為對(duì)農(nóng)業(yè)部門(mén)男性勞動(dòng)時(shí)間帶來(lái)的積極影響，或是低估非農(nóng)部門(mén)就業(yè)女性工作時(shí)間的提升程度，造成對(duì)現(xiàn)實(shí)效果的誤判，令相關(guān)社會(huì)政策的定位產(chǎn)生偏差。

基于本文的經(jīng)驗(yàn)性結(jié)論，研究認(rèn)為我國(guó)社會(huì)政策應(yīng)分別針對(duì)農(nóng)業(yè)、非農(nóng)就業(yè)部門(mén)隔代照料現(xiàn)狀進(jìn)行制定。在農(nóng)業(yè)部門(mén)中，由于我國(guó)現(xiàn)有農(nóng)村兒童照護(hù)設(shè)施可及性較差，隔代照料行為可以較好地促進(jìn)成年男性、女性工作時(shí)間的提升，甚至提高其農(nóng)業(yè)工作之余的非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間 [23]，有關(guān)部門(mén)可以考慮在此基礎(chǔ)上鼓勵(lì)農(nóng)村老年父母對(duì)子女提供隔代照料行為，從而將老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)的積極影響更好地發(fā)揮出來(lái)。相反，在非農(nóng)部門(mén)中，較多的老年人已經(jīng)在為子女提供照料行為，促進(jìn)大量非農(nóng)女性勞動(dòng)時(shí)間的顯著提升，有關(guān)政策部門(mén)在斟酌延遲退休政策時(shí)，必須考慮到延遲退休發(fā)生后，由隔代照料水平下降導(dǎo)致成年女性就業(yè)時(shí)間大大減少的負(fù)向效應(yīng)，這一現(xiàn)象必然會(huì)降低勞動(dòng)力市場(chǎng)中女性的貢獻(xiàn)占比，削弱幫助女性更多地走入勞動(dòng)力市場(chǎng)的政策努力，為此，盡快改善托幼機(jī)構(gòu)的供給、便利性、照料成本或許有助于緩解這一負(fù)向效應(yīng) [25]。

本文受數(shù)據(jù)與篇幅限制，對(duì)隔代照料與子女勞動(dòng)供給的探索仍有許多不足：首先，研究無(wú)法將工作兼容性、工作靈活度放入實(shí)證模型中對(duì)理論推測(cè)進(jìn)行驗(yàn)證;其次，實(shí)證分析未能將不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)放入方程加以控制;此外，受制于技術(shù)原因，無(wú)法剔除隔代照料可能對(duì)子女就業(yè)部門(mén)選擇產(chǎn)生的影響，也未能區(qū)分自雇和受雇形式對(duì)非農(nóng)就業(yè)照料效果的影響。后續(xù)研究可以進(jìn)一步從工作對(duì)于隔代照料效果的影響機(jī)制出發(fā)，探究照料效果出現(xiàn)差異的原因;抑或從雇傭形式角度，探討自雇、受雇不同就業(yè)形式對(duì)隔代照料效果帶來(lái)的差異。

參考文獻(xiàn)：

[1]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.第七次全國(guó)人口普查公報(bào)（第五號(hào)）[EB/OL]. [2021-09-25].http：//www.stats.gov.cn/tjsj/tjgb/rkpcgb/qgrkpcgb/202106/t20210628_1818824.html.

[2]世界衛(wèi)生組織.關(guān)于老齡化與健康的全球報(bào)告[EB/OL].[2021-09-25].https：//www.who.int/ageing/publications/worldreport-2015/zh/.

[3]UNPD Human Development Report Office. Valuing nonmarket work[EB/OL].[2021-09-25]. http：//www.hdr.undp.org/en/content/valuingnonmarketwork.

[4]CHEN F N， LIU G Y， MAIR C A. Intergenerational ties in context： grandparents caring for grandchildren in China[J]. Social Forces， 2011， 90（2） ： 571-594.

[5]李鵬.社區(qū)活動(dòng)參與、保障水平與隔代照料——基于2014中國(guó)老年社會(huì)追蹤調(diào)查的實(shí)證研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理， 2020（4）： 71-78.

[6]封進(jìn).人口老齡化、社會(huì)保障及對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2019（5）：15-33.

[7]HECKMAN J J. Effects of childcare programs on women s work effort[J]. Journal of Political Economy， 1974， 82（2）：136-163.

[8]HOLDSWOTH C， ANGELA D. Working mothers in Great Britain and Spain： a preliminary analysis[R]. CCSR，1998.

[9]CARDIA E， SERENA N. Intergenerational time transfers and childcare [J].Review of Economic Dynamics， 2003， 6（2）：431-454.

[10]GEMA Z. Family labor participation and child care decisions： the role of grannies[J]. Journal of the Spanish Economic Association， 2020， 11（3） ： 287-312.

[11]DEL B D. The effect of child care and part time opportunities on participation and fertility decisions in Italy[J]. Journal of Population Economics， 2002，15（3）： 549-573.

[12]JOSEFINA P， MARIAN V F. Grandparents childcare and female labor force participation[R]. IZA Discussion Paper， No.6398， 2012.

[13]ARPINO B， PRONZATO C D， TAVARES L P. The effect of grandparental support on mothers labour market participation： an instrumental variable approach[J].European Journal of Population， 2014，30（4）：369-390.

[14]AASSVE A， ARPINO B， GOISIS A. Grandparenting and mothers labor force participation： a comparative analysis using the generation and gender survey[J].Demographic Research，2012， 27（3）：53-84.

[15]JANICE C， ROBERT A P. Family proximity， childcare， and women s labor force attachment[J]. Journal of Urban Economics， 2014， 79（1） ： 72-90.

[16]RALITZA D， WOLFF F C. Do downward private transfers enhance maternal labor supply？ evidence from around Europe[J]. Journal of Population Economics， 2011， 24（3） ： 911-933.

[17]杜鳳蓮.家庭結(jié)構(gòu)、兒童看護(hù)與女性勞動(dòng)參與：來(lái)自中國(guó)非農(nóng)村的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2008（2）：1-12.

[18]沈可， 章元， 鄢萍. 中國(guó)女性勞動(dòng)參與率下降的新解釋：家庭結(jié)構(gòu)變遷的視角[J].人口研究，2012（5）：15-27.

[19]盧洪友， 余錦亮， 杜亦譞. 老年父母照料家庭與成年子女勞動(dòng)供給——基于CFPS微觀數(shù)據(jù)的分析[J].財(cái)經(jīng)研究，2017（12）：4-16.

[20]鄒紅， 彭爭(zhēng)呈， 欒炳江. 隔代照料與女性勞動(dòng)供給——兼析照料視角下全面二孩與延遲退休悖論[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2018（7）：37-52.

[21]趙昕東， 王燁. 隔代照料對(duì)勞動(dòng)供給的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2021（1）：127-145.

[22]華淑名， 陳衛(wèi)民. 隔代照料支持對(duì)青年女性非農(nóng)就業(yè)的影響[J].青年研究，2020（1）：60-73，96.

[23]劉秀梅， 亢霞. 農(nóng)戶家庭勞動(dòng)時(shí)間配置行為分析[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2004（2）：46-52，81.

[24]伍德里奇. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)導(dǎo)論——現(xiàn)代觀點(diǎn) [M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2018：403-417.

[25]封進(jìn)， 艾靜怡， 劉芳. 退休年齡制度的代際影響——基于子代生育時(shí)間選擇的研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2020（9）：106-121.

[責(zé)任編輯 武 玉]