父母在，不远游——人口老龄化对劳动力流动的影响

张安全 李星皓 方行明 凌 晨

一、引言

劳动力充分流动是实现劳动力资源优化配置的必要条件，是个人职业发展、家庭收入水平提升和经济持续健康发展的有力支撑。党的十九大报告提出，要破除妨碍劳动力、人才社会性流动的体制机制弊端，使人人都有通过辛勤劳动实现自身发展的机会。2019年12月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于促进劳动力和人才社会性流动体制机制改革的意见》进一步明确提出，激发全社会创新创业创造活力，构建合理、公正、畅通、有序的社会性流动格局。随着市场化转型和限制劳动力流动的政策逐步消融，我国劳动力的流动规模在不断扩大，但是劳动力流动不充分的问题依然存在，且劳动力的流动范围有缩小的趋势。国家卫生健康委员会发布的《中国流动人口发展报告(2018)》显示，近年来中国人口流动的跨省流动比例在下降而省内流动比例在上升。

现有文献对阻碍劳动力流动的因素进行了广泛的讨论，认为医疗保险的非携带特征(贾男和马俊龙，2015)、户籍制度(陆益龙,2008; 刘军辉和张古，2016)、本地化的社会资本(高虹和陆铭，2010；郭云南和姚洋，2013)、基础教育等公共服务的非均等化(夏怡然和陆铭，2015； 刘金凤和魏后凯，2019)等一些制度性和社会性的歧视因素都会降低劳动力的流动性。现有文献为我们理解劳动力流动性不足提供了有益的借鉴，但似乎并不足以解释近年来劳动力流动范围呈现逐步缩小的趋势。这是因为随着经济社会的发展和各项制度改革的推进，上述因素对劳动力流动的制约作用正在逐渐弱化，劳动力流动的范围和规模理应进一步扩大。基于现有经验研究的推断和劳动力流动事实不完全相符，本文尝试从其他视角提供一个可能的解释。

劳动力流动可能与传统孝道文化和人口结构因素有较大关系。首先，中国传统文化一直推崇和倡导孝道孝行，认为儿女应该在父母身边服侍孝顺。正如《论语·里仁》中所讲：“父母在，不远游。”这就意味着，老年父母可能会对子女的劳动力流动产生一种牵制效应，使其流动的概率下降，或者是使其流动的范围更小。尤其是“姊妹无多兄弟少”的家庭，父母对子女劳动力流动的牵制效应会更大。其次，20世纪六七十年代出现了一次人口生育高峰，而到了八十年代中国提倡一对夫妻只生育一个子女。这就意味着，过去很长一段时期内，作为社会主要劳动力的青壮年人口占了总人口的绝大部分。社会主要劳动力的老年抚养负担小，父母对其子女劳动力流动的牵制效应相对较小。然而随着六七十年代出生的人口逐渐进入老年，八十年代的独生子女逐渐成为社会主要劳动力，类似于“四个父母，一对夫妻”这种老人多、子女少的倒“金字塔”家庭结构成为中国社会的普遍现象。社会主要劳动力的老年抚养负担增大，父母对其子女劳动力流动的牵制效应也相应增大。基于此，本文第一个研究目的是实证检验老年父母对子女劳动力流动的牵制效应有多大，以及这种牵制效应在独生子女和非独生子女之间的差异。

劳动力充分流动是社会化大生产的必然要求，老龄化程度加深是当前人口结构下的必然结果。在此背景下，父母对子女劳动力流动的牵制效应会如何演化，是否会更大程度引起劳动力流动不足，自然就成为我们所关心的问题。不过，本文认为虽然当今社会独生子女相对于以往非独生子女面临的亲情和劳动力流动的矛盾会更加突出，但是近二十年来，高校扩招和九年义务教育普及等政策的实施，不仅提升了中国当前及未来主要劳动力的受教育水平，也提升了未来老年父母的受教育水平，这对于提升年轻子女的劳动力流动性具有一定的正向作用，因此父母对子女劳动力流动的牵制效应可能并不会因为人口结构变化而使得劳动力市场整体出现劳动力流动严重不足的问题。因此，本文第二个研究目的是实证检验子女和父母的受教育程度在弱化父母对子女劳动力流动的牵制效应方面的调节效应。

本文通过构建Ordered Logit模型，并利用个体微观数据，对上述问题进行了实证研究。结果发现：(1)“父母在，不远游”在当今社会依然成立，老年父母会使得子女市内流动的概率增加，跨市和跨省流动的概率下降。而这一现象在独生子女家庭中更明显。因此，随着越来越多的独生子女进入劳动市场，这可能是劳动力跨省市流动占比缩小的一个解释。(2)父母和子女受教育程度的提升对于弱化“父母在，不远游”具有显著作用，因此在国民受教育程度整体提升的背景下，不用过度担心由此而引起的劳动力流动不足问题。但是，需要注意的是，国民受教育程度普遍提升也并不能完全消除父母对子女劳动力流动的牵制效应，因此还需要借助其他政策措施来缓解这种牵制效应。

二、理论分析

“父母在，不远游”，一方面是为了给父母提供老年照料服务，另一方面则是为了满足心理或者是情感上的需求。随着交通和通信便捷性的提升，子女即便是远游，父母在心理和情感上的需求也可以得到一定程度的满足。总体而言，子女是否决定“远游”考虑的最主要因素还是父母的赡养问题。

根据养老地点和养老主体的不同，养老模式一般可以分为社会养老、家庭养老和个人养老等类别。但是，中国社会养老体系尚不健全，人们的养老观念还未彻底转变，老年人对于子女养老具有很强的心理依赖，他们倾向于由子女为自己提供老年照料服务，而不是入住养老机构(张文娟和魏蒙，2014；孙鹃娟和沈定，2017)。而且，有研究发现，子女远离父母对于父母的身体健康和精神状况具有显著的负面影响，即便是子女给老人提供更好的经济支持，也并不能显著改善留守老人的健康状况(叶敬忠和贺聪志，2009；Antman，2010；Gibson et al., 2013; 宋月萍,2014; 舒玢玢和同钰莹,2017; 董晓芳和刘茜,2018; 陈璐和谢文婷，2019)。因此，中国家庭目前最主要的养老模式可能还是家庭养老，尽管中老年人与子女共同居住的比例逐年下降，但父母与他们某些子女的住处往往离得较近(Bian et al.,1998)。

为了避免子女与老年父母居住距离太远，可以通过父母随着子女劳动力的流动而迁移和子女留守在父母身边两种方式实现。但是，人们从自己所熟悉的生活环境迁移到陌生环境中，将会因为失去熟悉的交往符号和象征而导致人们产生焦虑和压力等负面情绪，容易出现所谓的“文化休克”现象(Oberg,1960)。尤其是对于老年人来说更是如此，随着年龄的增大，身体机能的衰退，寻求新鲜事物的动力和学习新技能的能力随之下降，他们更难以适应新的居住环境。而且，父母随迁养老可能也会给一些子女带来较大的经济压力。因此，当父母年老时，子女可能会更偏向于选择在距离父母较近的地方就业，而不是父母随着子女的劳动力流动而迁徙。

需要指出的是，父母对于子女劳动力流动的牵制效应并不是只有父母年老需要被照料时才会存在。因为劳动力在不同职业和不同地区之间进行流动本身就存在较大的成本和阻力，而且随着劳动者年龄的增长和在特定岗位任职年限的增长，这种成本和阻力可能会越来越大。所以，即便是当前不需要提供老年照料，但年轻子女考虑到未来的赡养责任和就业问题，其劳动力流动范围也可能会因此而受到影响。尤其是独生子女，他们因为没有兄弟姐妹帮助其分担赡养责任，可能更倾向于在距离父母较近的地区生活和工作(吴要武,2013; 熊江尧等，2020)。因此，本文认为老年父母健在的家庭，子女的劳动力流动范围更小，且这一效应在独生子女家庭可能更为明显。这是本文待检验的第一个问题。

虽然老年父母可能会抑制子女的劳动力流动范围，但是这种抑制效应也并不是一概而论的。“父母在，不远游”成立的前提条件是家庭对子女有“不远游”的需求。而且，“父母在，不远游”中的“远”其实强调的是“子女距离父母的远”，而不是“子女迁移流动距离的远”，在父母留守不迁移的情况下，子女“游”则必“远”，但在父母本身也迁移流动的情况下，子女就能实现“游”而不“远”。因此，如果使父母本身的流动性增强，或者使家庭对子女留守在父母身边的需求降低，则父母对子女劳动力流动的牵制效应就被弱化。

弱化父母对子女劳动力流动的牵制效应的因素很多，子女或父母的受教育状况就是其中之一。首先，父母受教育程度对于弱化父母对子女劳动力流动的牵制效应的作用机制主要体现在以下两个方面：一是父母受教育程度越高，往往经济独立能力就越强，同时思想更加开明、养老观念越容易转变，因而对子女留守父母身边的需求就会降低(吴海盛和邓明，2010)；二是父母的受教育程度越高，其社会适应性也就越强，使得父母随迁养老的意愿更强。其次，子女自身受教育程度对于弱化父母对子女劳动力流动的牵制效应的作用机制主要体现在以下三个方面：一是子女自身受教育程度越高，其就业和经济状况往往越好，就越能够给随迁父母提供较好的生活环境，进而提高其父母随迁意愿；二是子女自身受教育程度越高，放弃任何一个工作的机会成本往往就越高，尤其是在劳动市场对口工作相对稀缺，选择“留守养老”会牺牲子女更好的工作机会的情况下，子女或父母选择“留守养老”的意愿会降低；三是子女自身受教育程度越高，其就业和经济状况往往越好，越有能力从养老服务机构购买老年照料服务，即便父母不愿意随迁养老，从而也会减少家庭对子女留守父母身边的需求。因此，本文认为父母或子女自身的受教育程度越高，则老年父母对于子女劳动力流动范围的牵制效应就越弱。这是本文待检验的第二个问题。

三、数据与模型

(一)数据来源与变量选取

本文采用2016年中国劳动力动态调查数据(China Labor-force Dynamic Survey，CLDS)进行实证分析。CLDS是一个以15～64岁的劳动年龄人口为对象，围绕劳动力的教育、就业、职业流动等众多议题开展的每两年进行一次的一项跨学科的大型追踪调查，包含了劳动力个体、家庭和社区三个层次的追踪和横截面数据，基本上满足了本文研究家庭老年照料与子女劳动供给关系的需求。2016年CLDS样本覆盖中国(除港澳台、西藏、海南外)29个省(区、市)，样本规模为401个村居社区，具有全国代表性和区域代表性。

本文在实证分析时对样本做了一些筛选，具体如下：首先，当子女需要为父母提供老年照料时，子女的劳动力流动范围必然更小，这一结论应该是不证自明的；而且，子女并不是随时都需要为父母提供老年照料服务。本文最想验证的问题是“当父母尚无照料需求时，子女的劳动力流动范围是否会因父母年老而变小？”所以，本文剔除了子女为父母提供老年照料服务的样本。其次，父母为子女提供的隔代照料等服务，在一定程度上可以促进子女的劳动力流动；子女为了从父母那里获得隔代照料等各项服务，也可能会主动减少劳动力流动，这些多重因素可能会使得本文的估计结果产生偏误。所以，本文剔除了父母为子女提供隔代照料服务的样本。另外，本文还剔除了关键变量存在数据缺失的样本，得到10770个观测样本。

本文的被解释变量是子女的劳动力流动范围。劳动力流动范围的测量指标有很多，比较理想的代理变量是流入地和流出地之间的距离，或者流入地和流出地之间的通勤时间。然而这些信息通常都较难获取。考虑到户籍管理和行政分割可能也是影响中国家庭劳动力流动的重要因素，因此本文是根据受访者是否属于区县内流动、市内流动、跨市流动、跨相邻省流动和跨非相邻省流动来定义劳动力的流动范围的大小。此外，有的受访者存在多次流动经历，本文统一根据受访当期的劳动力流动信息来计算相应的流动范围。数据整理结果发现，在本文整理得到的10770个观测样本中有8616个观测样本并未发生跨区县流动，仅有2154个样本存在跨区县流动现象，这或许是因为大部分家庭只需要在区县内就能较好地实现劳动力资源配置，并不需要跨区县流动。但是，需要特别指出的是，这并不意味着父母健在对子女劳动力流动的距离没有影响，这种影响仍然可能在两个维度上存在。首先，未跨区县流动的子女在区县内的流动距离仍然可能和父母是否健在相关。遗憾的是，调查数据中没有子女在区县内流动的具体情况，我们无法对这一可能渠道进行检验。其次，跨区县流动子女的流动距离可能受父母是否健在的影响。为了检验这一影响，同时为了保证各类别样本数量均衡，本文用于分析的是2154个跨区县流动的样本，并且将被解释变量视为一个从1到4的有序响应，若受访者未跨市流动取值为1，跨市流动取值为2，跨相邻省流动取值为3，跨非相邻省流动则取值为4。

本文主要关注变量为“父母是否健在”、 “独生子女”、“子女受教育程度”、“父母受教育程度”，及其交互项。其中，“父母是否健在”是一个0-1变量，受访者父母双亲都已过世取值为0，否则取值为1。“独生子女”也是一个0-1变量，如果受访者是独生子女，或者不是独生子女但兄弟姐妹均过世则取值为1，反之则取值为0。“子女受教育程度”和“父母受教育程度”采用受教育年限作为代理变量。其中，“父母受教育程度”是用受访者父亲和母亲受教育年限中的最大值作为代理变量。

本文的控制变量主要包括其他可能影响劳动力流动的因素：(1)家庭收入水平，用家庭总收入作为代理变量；(2)受访者的性别特征，男性取值为1，女性取值为0；(3)受访者的年龄；(4)受访者的户籍，户籍在农村取值为1，户籍在城市取值为0；(5)受访者户籍所在地的平均工资水平，该数据来自《中国城市统计年鉴》；(6)考虑到劳动力流动可能具有一些区域性的特征，所以本文还引入了省级虚拟变量，以控制省级层面的固定效应。本文变量的描述性统计如表1所示。

表1 变量的描述性统计

(二)计量模型与估计方法

本文的被解释变量是一个从1到4的有序响应，如果直接采用OLS估计将会把排序视为基数来处理，这并不太合理。因此，本文利用有序响应模型进行回归估计。假定劳动力流动范围的选择规则是：

(1)

(2)

其中，xi是父母是否健在、是否是独生子女、子女和父母受教育程度等可能影响子女劳动力流动的因素的集合。因此，个体i选择“市内流动”、“跨市流动”、“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率分别为：

Pr(mobilityi=1|xi)=Pr(εi≤γ1-βxi|xi)

(3)

Pr(mobilityi=2|xi)=Pr(εi≤γ2-βxi|xi)-Pr(εi<γ1-βxi|xi)

(4)

Pr(mobilityi=3|xi)=Pr(εi≤γ3-βxi|xi)-Pr(εi<γ2-βxi|xi)

(5)

Pr(mobilityi=4|xi)=1-Pr(εi<γ3-βxi|xi)

(6)

另外，对于上述有序响应模型，如果假设εi服从标准正态分布，则得到Ordered Probit模型；如果假设εi服从逻辑分布，则得到Ordered Logit模型。虽然这两种模型得到的系数和切点的估计值有所差异，但系数的正负号和显著性，以及这两种模型所预测的“市内流动”、“跨市流动”、“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率都非常接近。所以，对上述有序响应模型，本文剩余部分仅汇报Ordered Logit模型的估计结果。

四、初步结果与定性分析

(一)父母对子女是否存在劳动力流动牵制效应

本文从总体上考察老年父母是否会抑制子女劳动力流动范围，以及这种影响在独生子女和非独生子女间有何差异，回归结果归纳在表2中。从表2第(1)列可知，“父母健在”的系数为负，且在1%的水平上显著，这意味着子女会因为老年父母而更倾向于选择离家距离较近的地方就业。同时，“独生子女”的系数也显著为负，且在10%的水平上显著，这表明独生子女更加倾向于选择离家距离较近的地方就业。进一步地，我们通过引入交互项“父母健在×独生子女”来考察“父母在，不远游”这一现象在独生子女和非独生子女家庭之间可能的差异。从表2第(2)列可知，交互项“父母健在×独生子女”的回归系数也显著为负，且绝对值较大。这表明“父母在、不远游”的现象在独生子女家庭中表现得更为明显。而且，在控制了交互项“父母健在×独生子女”之后，“独生子女”的系数不再为负，这说明独生子女在决定是否“远游”时，最主要的考虑因素就是其老年父母。

根据上述回归结果，本文认为，尽管当今社会交通和通信非常便捷，但是并没有消除老年父母对于子女劳动力流动的牵制效应，“父母在，不远游”依然是子女们在面临着亲情和劳动力流动如何兼顾的难题时必然会遵守的行事原则。尤其是对于独生子女这一群体而言，老年父母对其劳动力流动的牵制效应更大。从这一点来讲，我们要比以往任何时候都更加重视“父母在，不远游”的问题，因为在今后一段时期内社会主要劳动力将越来越多的是独生子女，这可能会引起全社会性的更严重的劳动力流动性不足问题。

表2 父母对子女劳动力流动范围的影响

(二)子女或父母的教育是否存在调节效应

本文还将考察老年父母对子女劳动力流动的牵制效应在子女或父母受教育程度不同的家庭间的异质性，回归结果归纳在表3中。从表3的第(1)、第(2)列可知，交互项“父母健在×子女受教育年限”和交互项“父母健在×独生子女×子女受教育年限”的系数均显著为正。这意味着子女受教育程度越高，则老年父母对子女劳动力流动的牵制效应就越小，而且子女受教育程度的这种调节作用在独生子女家庭中更显著。从第(3)、第(4)列可知，交互项“父母健在×父母受教育年限”的系数为正但不显著，而交互项“父母健在×独生子女×父母受教育年限”的系数显著为正，这意味着父母受教育程度越高，则老年父母对子女劳动力流动的牵制效应就越小，但父母受教育程度这一调节作用只在独生子女样本中最为显著。

基于此，本文认为教育可以弱化父母对子女劳动力流动的牵制效应。从这一点来讲，在倡导一对夫妻只生育一个子女之后的出生人口正好赶上了高校扩招和义务教育全面普及等一系列教育制度改革，使其受教育程度有所提升，这不仅促进了这部分人口自身的劳动力流动，而且在长期内还能促进其子女的劳动力流动。当然，这并不是说父母对于这些独生子女劳动力流动的牵制效应随着子女和父母受教育程度的提升比以往更弱了，而仅仅是相对于子女和父母受教育程度没有提升这一反事实状态下的牵制效应更弱了。本文的实证结果意味着，父母对于子女劳动力流动的牵制效应会逐渐变强，但是子女和父母受教育程度的提升会使得这种变化相对较小。

表3 子女和父母受教育程度的调节作用

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(三)稳健性检验

本部分将针对上述实证结果提供一系列稳健性检验。首先，本文区分了“跨市流动”和“跨相邻省流动”两种情况，而且认为“跨相邻省流动”的流动距离更远。虽然在绝大多数情况下，跨省流动的流动距离要大于省内流动的流动距离，但是在某些特殊情况下这一结论并不能严格成立，如分属于两个不同省份但又相互接壤的两个城市之间的距离可能会比同一个省内不同城市之间的距离更近或者相等。因此，本文担心将“跨相邻省流动”定义成比“跨市流动”的距离更远的流动会使得回归分析的结论存在偏误，于是作为稳健性检验，又将“跨市流动”和“跨相邻省流动”视为同等距离的流动并重新进行回归，参数估计结果归纳在表4的第(1)列至第(3)列。系数的符号和显著性并没有发生变化，相关结论依然成立。

其次，如果受访者最近一次劳动力流动决策受到了老年父母的影响，那么之前的每一次劳动力流动决策可能也都受到了老年父母的影响。这就意味着，如果本文的理论假说是成立的，那么使用受访者任意一次的劳动力流动距离作为被解释变量，都应该得到同样的结论。因此，本文又选取受访者历次劳动力流动中的最大劳动力流动范围作为被解释变量重新进行回归，参数估计结果归纳在表4第(4)列至第(6)列，结论依然稳健。

再次，本文主要考察老年父母对子女当期劳动力流动范围的影响，但是子女当期劳动力流动决策可能会受到以往劳动力流动决策的影响。这就意味着对于那些最近一次劳动力流动决策发生在父母去世之前的受访者，其当前的劳动力流动范围可能也受到了老年父母的负向影响，但被误判为没有受到老年父母的影响，从而使得参数估计结果产生偏误。因此，本文根据CLDS数据中调查的受访者最近一次发生劳动力流动的时间和父母去世的时间，将最近一次劳动力流动发生在父母去世之前的样本剔除后再重新进行回归，参数估计结果归纳在表4第(7)列至第(9)列。估计结果与前文并无显著差异。

最后，受访者当期的劳动力流动范围其实是由最近一次劳动力流动决策决定的，而每个受访者最近一次的劳动力流动决策发生的时间又不完全一样，因而会受到不同时点上的某些共同因素的影响。但本文的控制变量主要是影响劳动力流动的一些当期因素，这可能会引起遗漏变量的问题。因此，本文通过引入受访者最近一次劳动力流动的年份的虚拟变量以弱化这一问题，参数估计结果归纳在表4第(10)列至第(12)列。估计结果与前文结论基本一致。

表4 稳健性检验

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五、边际效应与定量分析

本部分进一步通过求解边际效应对相关问题进行定量分析。由于本文关注变量包含 “独生子女”、“子女受教育年限”和“父母受教育年限”等变量与“父母健在”的交互项，而边际效应的计算结果只对一次项(非交互项)有意义，不能够直接通过求解交互项的边际效应来解读这种交互效应。因此，本文主要通过计算“独生子女”、“子女受教育年限”和“父母受教育年限”等变量在不同取值处“父母健在”的边际效应来解释交互效应。

首先，考察老年父母对于独生子女和非独生子女选择“市内流动”、“跨市流动”、“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率的边际影响及其差异。基于表2第(2)列的参数估计结果分别计算出“父母健在”在“独生子女”取值分别为0 和1时的边际效应，归纳在表5和图1中。从表5和图1可知：如果老年父母健在，非独生子女和独生子女“市内流动”的概率都会显著增加，而“跨市流动”、“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率都会显著下降。同时，相对于非独生子女，独生子女“市内流动”的概率会多增加11.93个百分点，而“跨市流动”、“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率分别会多下降5.35个、3.28个和3.29个百分点，这一行为特征差异是非常显著的。从上述结果可知，“父母在，不远游”在当今社会依然成立，而且“不远游”指代的应该是不跨市流动和不跨省流动。

表5 父母健在对子女流动的边际影响

图1 父母健在对子女流动的边际影响示意

其次，考察老年父母对于不同受教育程度的独生子女和非独生子女选择“市内流动”、“跨市流动”、“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率的边际影响及其差异。在本文所使用的样本中，子女的受教育年限最小值为0，最大值为22，所以本文分别计算出“父母健在”在“独生子女”取值分别为0 和1时，以及“子女的受教育年限”从0至22这23个特定取值处的边际效应，边际效应的计算结果归纳在表6中。

由表6可知：子女受教育程度越高，则老年父母对其劳动力流动的边际牵制效应就越小。如果计算出子女受教育年限为t时与子女受教育年限为t-1时老年父母对于子女选择“市内流动”、“跨市流动”、“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率的边际影响的差异，便可以得到子女接受第t年教育对于弱化“父母在，不远游”问题的边际效应。我们会发现，当子女受教育程度较低时，教育在弱化父母对非独生子女劳动力流动的牵制效应方面的边际作用更大，而在弱化父母对独生子女劳动力流动的牵制效应方面的边际作用较小；反之，当子女受教育程度较高时，教育在弱化父母对非独生子女劳动力流动的牵制效应方面的边际作用则较小，而在弱化父母对独生子女劳动力流动的牵制效应方面的边际作用更大。另外，对于非独生子女，当其受教育年限小于10年(即初中及以下文化水平)时，老年父母健在会使得市内流动的概率显著上升，而跨市和跨省流动的概率显著下降；当其受教育年限超过12年(即达到大专及以上文化水平)时，父母对于子女劳动力流动的这种牵制效应就不存在了。对于独生子女，当其受教育年限小于15年(即大学本科以下水平)时，老年父母健在会使得市内流动的概率显著上升，而跨市和跨省流动的概率显著下降；当其受教育年限超过19年(即达到博士及以上文化水平)时，老年父母对其劳动力流动的牵制效应才基本消失。

表6 老年父母对子女劳动力流动的边际影响的异质性I

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最后，考察不同受教育程度的父母对独生子女和非独生子女选择“市内流动”、“跨市流动”“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率的边际影响及其差异。在本文所使用的样本中，父母的受教育年限最小值为0，最大值为16。所以分别计算出“父母健在”在“独生子女”取值分别为0和1时，以及“父母的受教育年限”从0至16这17个特定取值处的边际效应，边际效应的计算结果归纳在表7中。

由表7可知：父母受教育程度越高，则老年父母对子女劳动力流动的边际牵制效应就越小。如果计算出父母受教育年限为t时与父母受教育年限为t-1时老年父母对于子女选择“市内流动”、“跨市流动”、“跨相邻省流动”和“跨非相邻省流动”的概率的边际影响的差异，便可以得到父母接受第t年教育对于弱化“父母在，不远游”问题的边际效应。我们会发现，相对于非独生子女家庭而言，父母受教育程度在弱化独生子女劳动流动的父母牵制效应方面的边际作用始终都更大。另外，对于非独生子女，当其父母受教育年限小于5年(即小学及以下文化水平)时，老年父母健在会使得“市内流动”的概率显著上升，而“跨市流动”的概率显著下降；当其受教育年限超过9年(即初中及以上文化水平)时，老年父母对其劳动力就不再具有负向影响。对于独生子女，当其父母受教育年限小于10年(即高中及以下水平)时，老年父母健在会使得“市内流动”的概率显著上升，而“跨市流动”的概率显著下降；当其受教育年限超过14年(即达到大专及以上文化水平)时，老年父母对其劳动力流动才不再具有负向影响。

表7 老年父母对子女劳动力流动的边际影响的异质性II

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六、结论与讨论

本文从孝道观念和赡养责任出发，分析了老年父母对于子女劳动力流动可能产生的牵制效应以及教育在其中可能发挥的调节作用，然后采用2016年中国劳动力动态调查数据对相关假说进行验证。研究发现：老年父母健在的子女确实会因为赡养责任而降低其劳动力远距离流动的可能性，尤其是当子女没有兄弟姐妹能够帮助其分担这种赡养责任时，其劳动力流动受到的负向影响会更大。受计划生育政策的影响，在未来很长一段时间内，劳动力市场的参与主体将主要是独生子女。如果现有养老模式没有发生明显变化，那么因“父母在，不远游”这一因素所导致的劳动力流动不充分，可能会在一定程度上影响我国劳动力资源的优化配置，进而影响经济持续发展。幸运的是，子女和父母的受教育程度的提升可以显著弱化父母对于子女劳动力流动的牵制效应，而且教育的这一积极作用在独生子女家庭中更为明显，因此，即便劳动市场上越来越多的劳动力是独生子女，但由于国民受教育程度的普遍提升，年轻子女的劳动力流动性可能并不会大幅降低。但是，很难通过国民受教育程度的提升完全消除父母对于子女劳动力流动的牵制效应，所以我们仍然应该重视父母赡养责任所带来的子女劳动力流动不充分的问题，并从多方面探寻能够促进子女劳动力有效流动的解决方案。

本文的研究结论具有一定的政策含义：首先，父母对于子女劳动力流动的牵制效应是显著存在的，其本质就是因养老需求较大与养老供给不足而形成的社会现象。因此，在老龄化程度不断加深和“421”家庭结构模式持续增长的趋势下，有必要加快社会养老服务体系建设，构建以解决养老矛盾、维系社会和谐为目的的现代养老制度，从而为解放劳动力和实现劳动力的自由流动创造有利条件，这既是长效机制，也是短期应急之策。其次，父母对于子女劳动力流动的牵制效应大小与家庭人口结构具有显著关系。因此，适当鼓励生育，提升生育率，是在长期中进一步缓解未来成年子女的赡养负担和劳动力流动不足问题的重要手段。最后，不断提高教育普及水平，扩大国民受教育机会，提高人均受教育程度，这不仅直接提升了人力资本存量，还可以促进受教育者自身及其子女的劳动力自由流动和优化配置。