華靜 陸祺靈 耿仲鐘

一、引言

近30年來，我國老年人口撫養(yǎng)比由不足9%上升到17.8%，老齡化步伐日益加快，預(yù)計(jì)在“十四五”期間，全國老年人口將突破3億人，將從輕度老齡化邁入中度老齡化。為了積極應(yīng)對(duì)日趨嚴(yán)重的老齡化問題，2016年我國實(shí)施全面放開二胎政策；2017年黨的十九大報(bào)告進(jìn)一步指出：“實(shí)施健康中國戰(zhàn)略，促進(jìn)生育政策和相關(guān)經(jīng)濟(jì)社會(huì)政策配套銜接，構(gòu)建養(yǎng)老、孝老、敬老政策體系和社會(huì)環(huán)境，推進(jìn)醫(yī)養(yǎng)結(jié)合，加快老齡事業(yè)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展。”2019年，為積極應(yīng)對(duì)人口老齡化，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《國家積極應(yīng)對(duì)人口老齡化中長期規(guī)劃》，從夯實(shí)社會(huì)財(cái)富儲(chǔ)備、改善勞動(dòng)力供給、健全養(yǎng)老服務(wù)和產(chǎn)品供給體系、強(qiáng)化科技創(chuàng)新能力和構(gòu)建多元互動(dòng)的社會(huì)環(huán)境等5 個(gè)方面部署了應(yīng)對(duì)老齡化的具體工作任務(wù)；2020年中共中央頒布《關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二〇三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》，提到從優(yōu)化生育政策和健全基本養(yǎng)老服務(wù)體系等方面實(shí)施積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國家戰(zhàn)略。2021 年5 月31 日，中央政治局會(huì)議指出進(jìn)一步優(yōu)化生育政策，實(shí)施一對(duì)夫妻可以生育三個(gè)子女政策及配套支持政策，進(jìn)一步加強(qiáng)人口發(fā)展戰(zhàn)略。

在當(dāng)前放松生育政策和人口快速老齡化的新形勢下，西北地區(qū)微觀家庭的人力資本投資的動(dòng)機(jī)和決策機(jī)制是什么？養(yǎng)老負(fù)擔(dān)與撫幼負(fù)擔(dān)是如何影響家庭內(nèi)部人力資本決策的？實(shí)際影響效應(yīng)如何？這是本文所要回答的問題。

二、國內(nèi)外相關(guān)研究綜述

（一）老齡化與家庭人力資本投資決策研究

關(guān)于人力資本投資的研究主要是從宏觀視角進(jìn)行探討（張川川，2015；陸旸和蔡昉，2016），其中基于老齡化背景的研究主要集中于人口老齡化對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率和人力資本形成的影響（吳俊培和趙斌，2015；昌忠澤，2018）。家庭作為人力資本投資的微觀主體，老齡化對(duì)家庭人力資本投資的影響尚未有一致結(jié)論，早期學(xué)者認(rèn)為老齡化會(huì)促進(jìn)家庭投資（Fougere et al，2009；Cervellati and Uwe，2011），部分學(xué)者認(rèn)為老齡化會(huì)擠占家庭對(duì)教育資源的投資，會(huì)顯著降低家庭人力資本投資水平及其占家庭總支出的比重，從政策上更加傾向重視高技能產(chǎn)業(yè)、提升高等教育資源配置的均衡化和配置效率等（毛毅和馮根福，2012；李超，2016；李宜航，2019）。

（二）撫幼負(fù)擔(dān)與家庭人力資本投資決策研究

關(guān)于子女撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和家庭人力資本投資的研究，最早始于Becker提出的孩子質(zhì)量與數(shù)量選擇的理論，認(rèn)為家庭收入提高會(huì)使得父母更加偏好孩子的質(zhì)量，進(jìn)而家庭生育孩子的數(shù)量會(huì)減少?；谶@一理論大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)家庭規(guī)模對(duì)質(zhì)量有負(fù)面影響（劉永平和陸銘，2008；汪偉，2015）。青少年時(shí)期是人力資本形成的最重要階段（Heckman and Kautz，2014），不少研究認(rèn)為子女天賦（Tamara，2017）、父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件（Goode et al，2014）、父母工作時(shí)間（吳賈等，2019）、家庭資源（陶東杰等，2017）、對(duì)子女的教養(yǎng)方式（張皓辰和秦雪征，2019）等因素會(huì)影響到子女?dāng)?shù)量變化下家庭內(nèi)部的教育投資水平。部分學(xué)者針對(duì)社會(huì)普遍存在的“重男輕女”現(xiàn)象進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)父母對(duì)兒子的投資多于對(duì)女兒的投資（鄧衛(wèi)廣等，2019）。

（三）家庭人力資本投資的代際關(guān)系研究

家庭內(nèi)部存在著代際談判、競爭、妥協(xié)與合作。代際之間出于利他和利己兩種動(dòng)機(jī)存在著投資和收益的動(dòng)態(tài)平衡，等同于與市場交換類似的“互惠方式”，由此形成了人力資本投資的代際合作關(guān)系：父母對(duì)未成年子女進(jìn)行教育投入，期望子女在父母年老時(shí)提供營養(yǎng)醫(yī)療保健投入（張?zhí)K和朱媛，2018），主要表現(xiàn)為人力資本反饋式代際合作和隔代合作兩種模式。在既定家庭收入約束下，家庭收入會(huì)在不同年齡段家庭代際成員間進(jìn)行人力資本分配，這便形成了家庭人力資本投資的代際競爭關(guān)系。大多數(shù)研究圍繞家庭決策和勞動(dòng)時(shí)間兩個(gè)角度展開，研究發(fā)現(xiàn)在人力資本投資過程中各代際家庭人員間表現(xiàn)為此消彼長的代際競爭，且隨著老齡化程度的加深，用于老年的家庭資源和社會(huì)資源會(huì)對(duì)子女人力資本投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)（De and Fink，2018）。

綜上可知，已有研究中關(guān)于老齡化、人力資本投資的研究多是從經(jīng)濟(jì)增長的宏觀層面探討，同時(shí)考慮養(yǎng)老負(fù)擔(dān)與撫幼負(fù)擔(dān)的微觀家庭內(nèi)部資源決策研究有待深入，且在人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)和生育政策放松雙重背景下的研究較少，更缺乏微觀機(jī)制系統(tǒng)性的研究；而且專門針對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的家庭人力資本決策機(jī)制更是缺乏。

三、家庭人力資本投資決策的形成機(jī)制

本文將家庭人力資本投資細(xì)化為教育投資和健康保健投資，分別對(duì)應(yīng)家庭生命周期的未成年期的子女教育投入和老年期的營養(yǎng)醫(yī)療保健投入，立足人口結(jié)構(gòu)和生育政策調(diào)整綜合背景下優(yōu)化家庭資源配置，探究代際合作和代際競爭關(guān)系下家庭人力資本投資的動(dòng)機(jī)和決策過程，具體見圖1。

圖1 家庭人力資本投資決策的形成機(jī)制

1.在老齡化背景下，處于家庭凈支付地位的成年期成員面臨著養(yǎng)老撫幼的雙重負(fù)擔(dān)，在對(duì)子女進(jìn)行教育投入方面，已有文獻(xiàn)認(rèn)為投資動(dòng)機(jī)主要包括利他和利己兩種偏好。如果出于利他偏好，家庭決策者將子女視為“消費(fèi)品”，隨著人口老齡化的加劇，老年人的醫(yī)療和健康支出會(huì)有所增加，對(duì)老人的贍養(yǎng)支出會(huì)提高，在家庭有限的收入約束下，家庭資源需要在不同代際間權(quán)衡，當(dāng)養(yǎng)老支出增加時(shí)，家庭會(huì)相應(yīng)的降低子女教育支出，這意味著養(yǎng)老負(fù)擔(dān)會(huì)對(duì)子女的人力資本投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)；如果處于利己偏好，家庭決策者會(huì)把子女視為“投資品”，當(dāng)人口老齡化帶給家庭更重的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)時(shí)，家庭會(huì)進(jìn)一步未雨綢繆，提高收入的激勵(lì)效應(yīng)，會(huì)在子女身上投資更多的人力資本資源，提升家庭未來收入的可能。

2.在生育政策調(diào)整方面，子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量可能存在替代效應(yīng)。Becker提出“子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量替代模型”，模型認(rèn)為在家庭中孩子可以視作一種耐用消費(fèi)品，在以家庭效用最大化為目標(biāo)的前提下，家庭收入的提高將增加父母對(duì)子女?dāng)?shù)量和質(zhì)量的需求。也就是說父母將生育更多孩子并盡可能提供更好的教育。當(dāng)家庭收入等資源受到約束時(shí)，子女?dāng)?shù)量和質(zhì)量的替代關(guān)系將得到顯現(xiàn)，也就是說，子女質(zhì)量的提高需要更多家庭資源，這將間接導(dǎo)致子女?dāng)?shù)量下降。反過來講，家中孩子越多，分配給每個(gè)孩子的醫(yī)療和教育資源就越少，子女的平均質(zhì)量也就越低，這表明在約束性家庭資源下，隨著生育政策的放松，子女?dāng)?shù)量如果進(jìn)一步增加，子女的平均人力資本投資，主要是教育投資就會(huì)受到約束，也就是說撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資也具有擠出效應(yīng)。

四、數(shù)據(jù)來源及實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本選取

本文數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012 年、2014 年、2016 年和2018 年四期非平衡面板數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫樣本覆蓋全國25個(gè)省區(qū)市，跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，共有村居問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷4種問卷，覆蓋抽樣家庭的全部成員?？紤]到區(qū)域特色，本文選取了西北五省區(qū)（陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)）的三代直系家庭為主要研究人群，即家庭中至少包含1 個(gè)60 歲以上老人、1 個(gè)中間代父母、1 個(gè)19 歲以下子女在一起生活，經(jīng)過篩選、數(shù)據(jù)清洗和整理，共計(jì)獲得1402 個(gè)家庭樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文選取家庭教育總支出作為衡量家庭人力資本投資的主要變量。考慮到我國實(shí)行九年義務(wù)教育制度，本文把家庭教育支出分為義務(wù)教育支出和非義務(wù)教育支出，在運(yùn)用Tobit模型和Heckman 兩階段模型探究養(yǎng)老負(fù)擔(dān)和撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資影響時(shí)，被解釋變量為家庭教育總支出；在進(jìn)行穩(wěn)健性回歸時(shí)選擇教育總支出占家庭支出的比例和非義務(wù)教育支出作為被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

2.主要解釋變量。在養(yǎng)老撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資影響模型中，解釋變量主要為家庭年齡結(jié)構(gòu)變量，其中常用的老齡化衡量指標(biāo)為老年人口占家庭總?cè)丝诘谋戎鼗蚶夏険狃B(yǎng)比，本文選取家庭成員中60 歲及以上人口數(shù)及占比來衡量老齡負(fù)擔(dān)；一般來說，19 歲及以下少年多處于高中階段，還需要父母的經(jīng)濟(jì)支持，所以用家庭中19 歲以下的人口數(shù)及家庭占比來衡量家庭撫幼負(fù)擔(dān)。

3.控制變量?？刂谱兞堪彝ヌ卣髯兞亢蛻糁魈卣髯兞浚孩偌彝ヌ卣髯兞?。選取家庭收入、家庭凈資產(chǎn)等作為衡量家庭經(jīng)濟(jì)能力的指標(biāo)；選取戶口變量衡量城鄉(xiāng)差異；家庭規(guī)模用家庭成員數(shù)量來衡量。②戶主特征變量。在家庭成員調(diào)查中以財(cái)務(wù)回答人作為戶主，選取年齡、婚姻狀況、受教育年限作為戶主特征。

變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型設(shè)定

由于部分樣本中家庭教育總支出存在為零的情況，同時(shí)結(jié)合家庭教育支出和非義務(wù)教育支出的核密度函數(shù)，故家庭教育總支出為歸并數(shù)據(jù)（censored variables）使用線性O(shè)LS 估計(jì)方法不能得到一致的估計(jì)，故本文在家庭教育支出作為被解釋變量的回歸中使用面板隨機(jī)效應(yīng)Tobit模型：

其中，yit為被解釋變量，具體表示家庭教育總支出和非義務(wù)教育支出；xit為解釋變量，controlit為控制變量；隨機(jī)效應(yīng)vi、εit服從正態(tài)分布，且不相關(guān)。

一般來說，家庭教育投資決策存在兩個(gè)階段：（1）家庭決策是否要進(jìn)行教育支出；（2）家庭決策教育支出的數(shù)量。為進(jìn)一步探究家庭人力資本投資的機(jī)制，本文在基礎(chǔ)回歸的基礎(chǔ)上繼續(xù)采用Heckman 兩階段模型探究人口老齡化負(fù)擔(dān)和子女撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)微觀家庭人力資本投資決策中的影響效果，具體模型如下：

假設(shè)回歸模型為yi=θ′Xi+εi，其中被解釋變量yi是否可以觀測取決于二值選擇變量zi（取值為0或1）

而決定二值變量zi的方程為：

其中，yi為被解釋變量，Xi表示所有變量的集合，包括解釋變量和控制變量。

（四）實(shí)證分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析。表2 報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。1402個(gè)樣本的平均家庭教育支出為3832元，其標(biāo)準(zhǔn)差大于均值，表明家庭間不同類型教育支出差別較大；家庭結(jié)構(gòu)中60 歲以上老年人的比重平均為0.305，高于家庭中19歲以下少兒比重的0.284，可見隨著家庭規(guī)模的增加，老年人規(guī)模增量大于子女人口增量。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

2.回歸結(jié)果分析。表3以戶口作為分類變量，報(bào)告了面板Tobit 模型的回歸結(jié)果，其中被解釋變量為家庭教育總支出的對(duì)數(shù)，回歸（1）以家庭中19歲及以下的人口占比和家庭中60 歲及以上的人口占比作為解釋變量，估計(jì)系數(shù)分別為-0.663和-0.993，分別在5%和1%的水平上顯著為負(fù)，表明子女撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資均有擠出效應(yīng)；回歸（2）以家庭中19歲及以下的人口數(shù)量和家庭中60歲及以上的人口數(shù)量作為解釋變量，二者估計(jì)系數(shù)分別為-0.144 和-0.174，均在1%的水平上顯著為負(fù)，表明家庭中養(yǎng)老撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資均產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)；回歸（3）在回歸（1）的基礎(chǔ)上加入了控制變量，回歸（4）在回歸（2）的基礎(chǔ)上加入了控制變量，解釋變量的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為負(fù)，且衡量撫幼負(fù)擔(dān)的變量系數(shù)均低于衡量養(yǎng)老負(fù)擔(dān)變量的系數(shù)，表明撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資的影響效應(yīng)（19 歲以上的人口數(shù)量這一變量影響系數(shù)為-0.165）明顯高于養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資的影響效應(yīng)（60 歲以上的人口數(shù)量這一變量影響系數(shù)為-0.153），進(jìn)一步表明子女撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資的擠出效應(yīng)高于養(yǎng)老負(fù)擔(dān)的效應(yīng)，間接證明了我國生育決策中存在子女的質(zhì)量與數(shù)量替代關(guān)系。

表3 Tobit模型回歸結(jié)果

就回歸（3）和（4）的控制變量結(jié)果來看，家庭收入和家庭凈資產(chǎn)這兩個(gè)變量對(duì)家庭人力資本投資的影響系數(shù)均為正，表明家庭收入和家庭凈資產(chǎn)越高，家庭教育總支出越高；家庭規(guī)模對(duì)家庭教育總支出的影響系數(shù)為正，這一結(jié)果可能源于家庭成員數(shù)量越大，子女?dāng)?shù)量增加的速度高于父母數(shù)量的增加量，用于子女教育的支出就越大；戶主年齡的估計(jì)系數(shù)顯著為正，其年齡平方的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著隨年齡增長，戶主傾向于提高家庭子女教育支出，而年長到一定階段以后就會(huì)傾向于降低對(duì)年輕家庭成員的教育投資。

表4 報(bào)告了運(yùn)用Heckman 兩階段模型剖析老齡化負(fù)擔(dān)和子女撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資的影響結(jié)果，其中回歸（5）和（6）的被解釋變量為家庭教育總支出的對(duì)數(shù)，回歸（7）和（8）的被解釋變量為非義務(wù)教育支出的對(duì)數(shù)，回歸（5）和（6）以家庭中19歲以下的人口占家庭比重和家庭中60歲以上的人口占家庭比重作為解釋變量，回歸（7）和（8）以家庭中19歲以下的人口數(shù)量和家庭中60歲以上的人口數(shù)量作為解釋變量。在回歸（5）中19 歲以下的人口數(shù)量占比對(duì)家庭教育支出的影響系數(shù)是1.095，顯著正向影響，60歲以上的人口占比對(duì)家庭教育支出的影響系數(shù)為-0.627，呈顯著負(fù)效應(yīng)；在回歸（7）中19 歲以下的人口數(shù)量對(duì)家庭教育支出的影響系數(shù)是0.188，顯著正向影響，60歲以上的人口數(shù)量對(duì)家庭教育支出的影響系數(shù)為-0.159，呈現(xiàn)顯著負(fù)效應(yīng)。結(jié)果表明在家庭人力資本投資決策上：撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭教育支出有正向影響；養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)家庭教育支出有負(fù)向影響；同理，在第二階段的具體的教育投資數(shù)量上：撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭教育支出有負(fù)向影響；養(yǎng)老負(fù)擔(dān)對(duì)家庭教育支出有負(fù)向影響。

表4 Heckman兩階段回歸結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5 將被解釋變量替換成了家庭教育總支出占家庭總支出的比重和非義務(wù)教育支出，其中回歸（9）和（10）的被解釋變量為家庭教育總支出占家庭總支出的比重，回歸（11）和（12）的被解釋變量為非義務(wù)教育支出的對(duì)數(shù)。結(jié)果表明，無論是子女負(fù)擔(dān)還是老齡化負(fù)擔(dān)對(duì)被解釋變量的影響顯著為負(fù)，表明子女負(fù)擔(dān)和老齡化負(fù)擔(dān)均對(duì)家庭教育支出產(chǎn)生擠占效應(yīng)，與前面結(jié)論一致，表明本文結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012-2018 年四期面板數(shù)據(jù)，以三代直系家庭為研究人群，統(tǒng)籌考慮養(yǎng)老負(fù)擔(dān)與撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本的影響，采用面板Tobit 模型和Heckman 兩階段模型實(shí)證分析老齡化負(fù)擔(dān)和撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)微觀人力資本投資的實(shí)際影響效果。研究結(jié)果表明：（1）撫幼負(fù)擔(dān)和養(yǎng)老負(fù)擔(dān)均對(duì)家庭人力資本投資產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)；（2）撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資的擠出效應(yīng)高于養(yǎng)老負(fù)擔(dān)效應(yīng)，間接證明了我國生育決策中存在子女的質(zhì)量與數(shù)量替代關(guān)系。根據(jù)研究結(jié)論，提出以下建議：

1.相比于養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資的負(fù)效應(yīng)更大，為進(jìn)一步降低家庭子女撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資的擠出效應(yīng)，建議在放開生育政策的同時(shí)制定配套政策，統(tǒng)籌考慮生育、養(yǎng)育、教育等方面，為二胎和三胎家庭提供教育資金，降低家庭教育開支，進(jìn)一步降低撫幼負(fù)擔(dān)對(duì)家庭人力資本投資的負(fù)向效應(yīng)。

2.為積極應(yīng)對(duì)人口老齡化負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村家庭的擠出效應(yīng)，要加快建立健全相關(guān)政策體系和制度框架，如加大財(cái)政投入力度，完善老齡事業(yè)發(fā)展財(cái)政投入政策、多層次多渠道地構(gòu)建籌資機(jī)制；以老年人的需求設(shè)置推動(dòng)主體和代際項(xiàng)目，因地制宜地開發(fā)和創(chuàng)建農(nóng)村家庭代際互動(dòng)和參與平臺(tái)，構(gòu)建家庭人力資源有效配置的模式。

3.基于教育和養(yǎng)老視角化解家庭養(yǎng)老撫幼投入產(chǎn)生的代際沖突。教育方面，加大老齡化程度較高的農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)教育支出，緩解人口老齡化對(duì)基礎(chǔ)教育帶來的復(fù)雜性影響；養(yǎng)老服務(wù)方面，完善新農(nóng)保的入口和出口補(bǔ)貼政策，合理優(yōu)化代際成員間教育支出和健康保健支出，結(jié)合“老年友好”與“青年友好”理念，構(gòu)建新型代際互動(dòng)的公共政策規(guī)制體系，積極應(yīng)對(duì)家庭養(yǎng)老撫幼投入的代際沖突。