生育政策调整对城镇老年人劳动参与的影响

[摘 要] 党的十八大以来，党中央为了适应我国人口形势的变化，不断调整生育政策，显著影响了人们的生育预期和生育决策。那么，在老年人普遍帮助子女照料孙辈的现实背景下，生育政策调整对城镇老年人劳动参与产生了怎样的影响？从数量效应来看，相较于子代生育一孩的老年人，子代生育二孩的城镇老年人劳动参与概率低36.3%，周劳动时间少26个小时。政策效应的结果表明，全面二孩政策会使城镇老年人的劳动参与概率降低17.8%，周劳动时间减少近17个小时。隔代照料、托育服务和互联网信息获取是全面二孩政策影响老年人劳动参与的中介机制。隔代照料需求增加是子代生育二孩对老年人劳动参与产生负向影响的一个显著机制，而充足的社会托幼资源与较高的就业信息可及性可以有效缓释这种负向影响。此外，异质性分析结果显示，全面二孩政策影响老年人劳动参与的负向效果主要来源于女性老年人以及子代的第一个孩子还是学龄前儿童的群体。

[关键词] 生育政策调整；老年人劳动参与；隔代照料

[DOI编号] 10.14180/j.cnki.1004-0544.2024.04.008

[中图分类号] C913.6; C924.21; F249.21    [文献标识码] A [文章编号] 1004-0544（2024）04-0069-11

作者简介：程广帅（1979—），男，中南财经政法大学公共管理学院和人口与区域研究中心副教授。

一、引言

第七次全国人口普查数据显示，2020年我国60歲以上人口达2.6亿，占18.7%，较2010年上升5.38个百分点。老龄化程度的进一步加深不仅给我国养老和医保等基金支出带来巨大压力，也对我国社会经济可持续发展造成严峻挑战。在这一社会背景下，党中央作出“积极应对人口老龄化”战略部署，鼓励和支持老年人就业，加快开发老年人力资源，这对于增加我国劳动力资源供给，促进经济社会可持续发展具有重要意义。

近年来我国老年人的就业率偏低且持续下降1，如何提高老年人的劳动参与率成为学术界关注的热点话题。目前，关于老年人劳动参与的影响因素研究主要集中在个人特征和社会特征上，包括年龄、性别、受教育程度、社会网络和社会保障政策等因素1，也有部分研究探讨了家庭特征对老年人劳动参与的影响，主要包括代际经济支持、隔代照料等代际因素2。还有一些研究则探讨了隔代照料对中老年人退休情况的影响，发现祖辈身份或隔代照料会显著增加中老年人退休概率或提前退休意向3。但关注生育政策变化与老年人劳动参与的文献还不多见。

在我国的文化传统中，老年人不仅肩负抚养子女的责任，而且具有帮助子女照料孙辈的“无限责任”，老年人普遍面临如何在隔代照料与劳动参与之间进行权衡的难题。改革开放以来，为了适应经济社会形势的不断变化，我国的生育政策也不断调整，从独生子女政策到“单独二孩”政策，到全面二孩政策，再到现在的三孩政策。显然，“单独二孩”政策和全面二孩政策对二孩出生数量产生了明显效果4，而孙辈数量会在一定程度上影响老年人的照料决策5。那么，针对隔代照料与就业参与之间可能存在的冲突，生育政策调整会对老年人的劳动参与产生怎样的影响？本文尝试以全面二孩政策为例，从全面二孩政策对城镇老年人劳动参与的政策效应、数量效应、作用机制和异质性等多个维度展开讨论，深入分析生育政策调整对老年人劳动参与的影响，为党和政府如何更好地协调生育政策与开发老年人力资源之间的关系提供理论和经验证据。

和已有文献相比，本文的边际贡献体现在以下三个方面：第一，在理论层面，将全面二孩政策、隔代照料和老年人劳动参与行为纳入同一分析框架，论证了三者之间的关系，拓展了研究视角。第二，在实证分析方面，采用工具变量法和三重差分法处理了潜在的内生性问题。第三，在研究内容方面，本文不仅测度了生育二孩影响老年人劳动参与的数量效应，而且测度了全面二孩政策影响老年人劳动参与的政策效应。

二、理论分析与研究假说

（一）全面二孩政策对城镇老年人劳动参与的影响

为了应对我国总和生育率持续偏低的问题，2015年12月31日，《中共中央 国务院关于实施全面两孩政策 改革完善计划生育服务管理的决定》正式出台，自2016年起开始实施全面二孩政策。全面二孩政策实施以来，有很多育龄夫妇生育二孩6。当前经济社会的快速发展伴随着就业竞争日趋白热化，年轻父母难以兼顾事业发展与家庭照料。在二孩家庭，夫妻二人既要照顾第一个孩子的学习和生活需要，还要照料第二个孩子，如果没有外部力量的支持，年轻夫妻很难有精力照顾好两个孩子。因此，相对于一孩家庭，二孩家庭对来自父辈或社会的照料支持有着更为迫切的需求。我国普惠性托育机构发展严重滞后，且很多家庭囿于经济压力难以从正式的托育机构获得婴幼儿照料资源，因此，在代际联系紧密且托育机构资源供给严重匮乏的中国，生育二孩的家庭主要依靠自己的父辈来帮助照料婴幼儿。老年人在孙辈的养育照料过程中，往往扮演协助者甚至是代理者的角色1。基于以上分析，提出研究假说1：

假说1：子代生育二孩会降低城镇老年人参与就业的可能性，对城镇老年人的劳动参与和劳动时间产生负向影响。

（二）生育政策调整影响老年人劳动参与的机制分析

对于老年人来说，非正式儿童照护提供者的角色与就业角色这两者间可能产生冲突，隔代照料可能会挤占老年人的工作时间，甚至会使其退出劳动力市场，降低祖辈的劳动时长2。子代生育二孩意味着家庭规模的进一步扩大，同时照顾两个孩子的压力也使年轻夫妻更迫切地需要父辈的照料支持，使老年人更有可能或更大程度地参与子代家庭的照料活动，尤其是对孙辈的隔代照料。据统计，我国超过60%的3岁以下的儿童主要由祖辈参与照料3。因此，子代生育二孩将增大老年人提供隔代照料的可能性。基于以上分析，提出研究假说2：

假说2：隔代照料是全面二孩政策对城镇老年人劳动参与产生负向影响的一个显著机制。

祖辈隔代照料发挥了重要作用，并不意味着公共托育服务可有可无。由于代际之间在生活方式、养育观念、价值理念等方面存在较大差异，很多家庭并不愿意和父辈住在一起。尤其是生育二孩的家庭，父辈年龄普遍偏大，也难有精力承担隔代照料的责任。因此，如果能够获得托育服务资源且能够承担托育服务成本，不少家庭更愿意选择公共托育服务，而不是让年迈的双亲帮忙照料孩子。基于以上分析，提出研究假说3：

假说3：托育服务供给能够缓解全面二孩政策对城镇老年人劳动参与的负向影响。

互联网不但能使老年人跨越时空限制，通过获取更丰富的就业信息来提高其劳动参与4，而且还能降低信息的搜集成本，产生明显的再就业激励效应5。基于以上分析，提出研究假说4：

假说4：互联网信息获取能够缓解全面二孩政策对城镇老年人劳动参与的负向影响。

（三）全面二孩政策对城镇老年人劳动参与影响的异质性

对于二孩家庭来说，一孩与二孩的年龄间隔也会影响隔代照料需求。如果两个孩子年龄间隔较大，第一个孩子很多事情可以自理，对照料的需求就会降低很多，年轻夫妻对父母照料支持的需求也就不高。如果两个孩子年龄间隔较小，年轻夫妻仍须投入大量的时间和精力去照料第一个孩子，同时照料两个孩子就会力不从心，对父母照料支持的需求就大。但也有研究发现，年龄相近的一孩和二孩更易于产生陪伴效应，会减轻一部分家庭照料的压力1。因此，一孩年龄会影响二孩家庭对祖辈隔代照料的需求，全面二孩政策对老年人劳动参与的影响可能存在关于一孩年龄的异质性。基于以上分析，提出研究假说5：

假说5：全面二孩政策对城镇老年人劳动参与的影响在一孩年龄上存在异质性。

受我国传统家庭分工观念影响，一方面，女性老年人对成年子女家庭提供的代际劳务支持远高于男性老年人2；另一方面，男性老年人比女性老年人更有可能参与就业3。此外，有学者实证研究发现，隔代照料降低老年人劳动参与概率、缩短其劳动时间的特点对女性的影响更大4。因此，全面二孩政策对老年人劳动参与的影响可能存在性别异质性。基于以上分析，提出假说6：

假说6：与男性老年人相比，全面二孩政策对女性老年人劳动参与的影响更为明显。

三、数据、变量与模型

（一）数据来源及研究对象

北京大学社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查（CFPS）于2010年开展正式访问，并以此作为基线数据进行两年一次的追踪调查。CFPS采用内隐分层的多阶段、多层次、与人口规模成比例的概率抽样方式（PPS），覆盖25个省、自治区、直辖市，代表了中国95%的人口。调查内容涉及个体、家庭、社区三个层次的数据，包括个体年龄、健康状况、受教育程度、家庭关系、社区基础设施等详细信息，这些数据基本满足了本文的研究需求。

本文以城镇老年人为研究对象，因此基于“您现在的户口状况”这一问题进行了筛选，保留回答“非农业户口”的样本，舍弃其他样本。本文的实证分析采用三重差分模型，以全面二孩政策为例考察生育政策调整对城镇老年人劳动参与的影响。该模型既要求有政策实施之前的样本，也要求有政策实施之后的样本，全面二孩政策于2016年开始实施，因此，本文选取CFPS 2014年和2018年这两年的数据进行分析。

我国现行退休年龄制度存在性别差异，男性年满60周岁退休，女性则为50周岁。因此，本文将研究对象设定为60周岁以上的男性和50周岁以上的女性。另外，考虑到隔代照料仅存在于有孩家庭，因此在符合上述条件的老年人样本中进一步筛选，剔除无孩家庭样本，仅保留已生育一孩或二孩的子代家庭（截至采访时点）进行研究。

（二）计量模型

1.模型设定

（1）Probit和Tobit模型

在本文的两个被解释变量中，是否参与劳动是二值变量，周劳动时间则属于受限因变量且包含大量0值，因此需要分別采用Probit和Tobit模型来估计子代生育二孩对这两个被解释变量的影响。用familyi表示子代是否为二孩家庭，以是否参与劳动为被解释变量的Probit模型的表达式如下：

Prob（Yi=1〡Famliyi，Xi）=G（β0+β1  famliyi+β2 Xi）                （1）

其中，Yi表示第i位城镇老年人是否参与劳动的变量，Yi=1表示第i个样本参与劳动，Yi=0表示第i个样本未参与劳动；Xi表示其他相关控制变量；Prob（Yi=1 | Familyi， Xi）是控制子代是否为二孩家庭和其他相关解释变量之后老年人劳动参与的条件概率，G（·）为正态分布的累积分布函数。

在考察周劳动时间时，我们采用Tobit模型：

Yi=α0+β1Famliyi+β2 Xi+μi ，Yi=max（0，Yi*）  （2）

其中，Yi为受限因变量，代表第i位城镇老年人的周劳动时间，若为0则表示该名老年人没有参与劳动；μi是随机干扰项，服从正态分布；[Yi*]为方程（2）估计值。

（2）三重差分模型

由于简单的非线性模型不能准确地评估政策效应，因此，本文采用三重差分模型（DDD，Difference-in-differences-in-differences）估计全面二孩政策对老年人劳动参与的影响，其表达式如下：

Yit=α0+θDDD+β1treati×postt+β2 treati×fertj+β3 postt×fertj+β4treati+β5 postt+β6  fertj+λXijt+μijt （3）

其中，Yit表示老年人劳动参与的两个因变量（劳动参与情况与周劳动时间）；treati表示目标家庭变量，样本为目标家庭则定义为1，反之定义为0；postt表示时间变量，政策实施之后赋值为1，政策实施之前赋值为0；fertj表示生育变量，若子代已生育二孩则赋值为1，反之赋值为0。研究最为关注的参数是θ，即DDD估计量，用来识别全面二孩政策对老年人劳动参与的因果效应。

2.内生性分析

对于政策效应，即全面二孩政策对老年人劳动参与的影响，由于子代的二孩生育行为是全面二孩政策影响老年人劳动参与的媒介，这就意味着真正受到全面二孩政策影响的只有子代生育二孩的老年人。于是，本文在仅包含政策变量和目标家庭变量的传统双重差分模型（DID）的基础上，增加表示子代二孩生育行为的生育变量以构建三重差分模型（DDD），对此进行评估。并且，由于全面二孩政策是宏观层面变量，老年人劳动参与属于微观层面变量，而微观层面变量难以对宏观层面变量产生反向因果效应，因此，三重差分模型不仅能在一定程度上减轻遗漏变量偏误，也能很好地控制逆向因果导致的内生性问题。

对于数量效应，即子代生育二孩对老年人劳动参与的影响，至少可能有两个原因会导致内生性问题：第一，存在遗漏变量，可能有其他不可观测因素同时影响子代生育二孩行为和老年人劳动参与状况；第二，存在逆向因果，老年人的劳动参与状况、劳动时间可能会影响子代是否生育二孩1。因此，本文最终采用工具变量法（分别是IV-Probit、IV-Tobit）分析子代生育二孩对老年人劳动参与、周劳动时间的影响。其中，工具变量的Probit模型通常有两种估计方法，即极大似然估计法（MLE）和两步法，由于两步法在计算过程中第一步的误差会被代入到第二步之中，其估计效率要低于MLE估计，所以本文使用的是极大似然估计法。

工具变量的选取需要满足两个前提条件：一是与内生变量（子代生育二孩变量）相关，二是与因变量（老年人是否参与劳动、周劳动时间）不直接相关。在国外相关研究中，双胞胎率作为子女数量的工具变量是一种常见的方法2，但双胞胎的发生率非常低，需要的样本量极大。我国属于具有性别偏好的国家，一胎性别可以作为衡量子女数量或是否生育二孩的一种工具变量3，但恰好是这种性别偏好可能会影响祖辈是否提供隔代照料的决策，不具备工具变量的外生性特点。因而这两种方法均不适用于本研究。实际上，在我国长期以来实施差异性生育政策的背景下，可以使用女性不育症作为工具变量来识别家庭规模的自然赋予上限4。因此，本文采用贾男等提出的育龄夫妇不孕比数1作为工具变量。育龄夫妇不孕比数是育龄夫妇在不同年龄段受孕失败的相对比例，数值越大，表示生育的可能性越低。这一工具变量与生育子女个数息息相关，但不会直接影响老年人隔代照料决策及其就业状况，兼具相关性和外生性，因此这一工具变量在理论上可行。表1给出了育龄夫妇不孕比数的确定方式2。

（三）变量说明

表2给出了本文涉及的变量说明。

1.被解释变量

在基本回归中，被解释变量为老年人是否参与劳动以及周劳动时间。根据调查问卷中“当前工作状态”来判断老年人是否参与劳动，在业赋值为1，反之赋值为0；利用调查问卷中“每周工作时间”来识别老年人周劳动时间，以小时数计。在机制分析中，被解释变量为隔代照料Ⅰ、隔代照料Ⅱ和隔代照料Ⅲ。根据调查问卷中“白天孩子由谁照管”“晚上孩子由谁照管”这两个问题来判断是否进行了隔代照料。如果老年人白天或夜晚进行了隔代照料，则赋值为1，反之赋值为0，此变量定义为隔代照料Ⅰ；如果老年人白天进行了隔代照料，则赋值为1，反之赋值为0，此变量定义为隔代照料Ⅱ；如果老年人夜晚进行了隔代照料，则赋值为1，反之赋值为0，此变量定义为隔代照料Ⅲ。

2.核心解释变量

（1）数量效应。将核心解释变量设定为“子代是否生育二孩”，二孩家庭赋值为1，一孩家庭赋值为0。（2）政策效应。为评估全面二孩政策对老年人劳动参与的影响，本文以全面二孩政策实施时间（2016年1月1日）为分界点，采用三重差分模型进行政策效应评估。首先，区分样本是否为政策目标家庭，設定一个政策变量。由于“双独二孩”政策和“单独二孩”政策分别于2011年和2013年实施，因此子代为“双独”或者“单独”的家庭不是政策目标家庭，赋值为0，反之赋值为1。其次，设定一个时间变量。研究采用中国家庭追踪调查2014年和2018年的数据构成两期面板数据，因此将2014年赋值为0（表示政策前），2018年赋值为1（表示政策后）。最后，构建政策变量、时间变量与子代是否生育二孩变量的交互项作为评估全面二孩政策效应的核心解释变量。

3.控制变量

本文选取的控制变量包括老人年龄、性别、健康状况、受教育程度、婚姻状态、个人年收入以及子代第一个孩子的年龄。

四、基本回归分析

（一）基本回归结果：数量效应

首先采用Probit模型进行回归，分析子代生育二孩对城镇老年人劳动参与的影响。表3第1列的结果显示，子代生育二孩会使城镇老年人的劳动参与概率提高13.9个百分点，但由于子代是否生育二孩可能存在内生性，这一估计结果并不能理解为因果效应。采用工具变量的Probit模型进一步分析，表3第2列报告了IV-Probit模型的回归结果，从中可以看出，子代已生育二孩的城镇老年人的劳动参与概率比子代仅生育一孩的城镇老年人低36.3%，并且这一结果通过了1%的显著性水平检验。

工作时间的长短也是衡量老年人劳动参与情况的一个重要指标，因此需要进一步考察子代生育二孩对城镇老年人周劳动时间的影响。由于周劳动时间的范围为0—90，且包含大量零值，所以采用Tobit模型进行回归。表3第3列的回归结果显示，子代生育二孩会使老年人的周劳动时间增加约13.3个小时，但是模型中的内生性问题可能会导致结果的估计偏误。采用工具变量的Tobit模型进一步估计，表3第4列的回归结果表明，在5%的显著性水平下，子代生育二孩会让城镇老年人的周劳动时间降低约26.25个小时。这一结果可以分解为两种效应：一方面，子代生育二孩会直接降低城镇老年人的劳动参与概率，阻碍他们再次进入劳动力市场；另一方面，子代生育二孩所增加的照料需求会使城镇老年人以削减在岗时间为代价增加隔代照料时间。本文假说1得到验证。

此外，IV-Probit和IV-Tobit模型的Wald外生性检验分别在1%和5%显著性水平拒绝了原假设H0：“子代是否生育二孩是外生变量”，因此子代是否生育二孩这一变量的确存在内生性问题，使用工具变量法是正确的。对工具变量的弱工具变量AR检验和Wald检验分别拒绝了原假设H0：“内生变量与工具变量不相关”，所以该工具变量是有效的。

（二）基本回归结果：政策效应

对于政策效应，本文将全面二孩政策视为一次准自然实验，利用三重差分法进行研究，以有效解决遗漏变量偏误、反向因果等内生性问题。本部分运用三重差分模型评估全面二孩政策对老年人劳动参与的影响。根据表4中的回归结果，全面二孩政策让老年人劳动参与的可能性降低了17.8%，也让周劳动时间缩短了16.72个小时。

（三）稳健性检验

1.更换计量方法

使用IV-Probit（两步法）估计方法和两阶段最小二乘法替代基本回归中的IV-Probit模型（极大似然法）和IV-Tobit模型（极大似然法）来检验基本回归的一致性和稳定性。结果如表5所示，生育二孩会降低城镇老年人的劳动参与概率与周劳动时间，且分别通过10%与5%的显著性水平检验，与运用极大似然法得到的回归结果基本一致，稳健性得证。

2.剔除部分样本

本文的结论可能会受到一些其他噪声的影响。首先，随着年龄增长，人们的体力和脑力等身体机能下降，能够胜任的工作越来越少，也越来越力不从心，从而会减少劳动参与。其次，车翼等研究发现，当老人年至70，劳动力供给可能就没有弹性或弹性极低1。因此，为了消除高龄老年人的干扰，这里剔除70岁及以上的老年人样本再次进行回归（表6）。关于劳动参与的回归结果依然通过了1%的显著性水平检验，关于周劳动时间的回归结果通过了5%的显著性水平检验，与基准回归结果一致。

五、影响机制分析

根据基本回归分析结果，子代生育二孩会降低城镇老年人劳动参与的可能性，并减少他们的周劳动时间。基于此，下文进一步探究生育二孩通过何种传导途径对城镇老年人的劳动参与及周劳动时间产生影响。

（一）老年人提供隔代照料

鉴于隔代照料供给为二值虚拟变量，同时为了克服生育二孩变量的内生性问题，此处采用工具变量的Probit模型进行回归分析。根据表7第1列的回归结果，从是否进行隔代照料的整体情况来看，子代生育二孩使城镇老年人提供隔代照料的概率上升48.9%。从表7第2、3列的回归结果来看，子代已生育二孩的城镇老年人白天进行隔代照料的概率比子代未生育二孩的城镇老年人高48.7%，而夜晚进行隔代照料的概率比子代未生育二孩的城镇老年人高48.1%，均说明老年人提供隔代照料的可能性增加是一个显著机制。本文假说2得到验证。

（二）社会托幼资源的影响

基于隔代照料角度的机制分析，本文想要进一步探究充足的社会托幼资源是否能减弱子代生育二孩对老年人劳动参与的影响，此处采用分组回归的方法进行分析。根据CFPS问卷中“社区或村庄是否有幼儿园”这一问题来设定虚拟变量，以此判断当地托幼资源是否充足。由表8可以看出，有幼儿园和无幼儿园的回归结果差异很大。在当地无幼儿园的样本中，子代生育二孩对城镇老年人劳动参与和周劳动时间的影响都是负向显著的；而在当地有幼儿园的样本中，子代生育二孩对城镇老年人劳动参与和周劳动时间的影响不显著。这一结果说明，充足的社会托幼资源能够在很大程度上减弱子代生育二孩对城镇老年人劳动参与产生的负向影响。本文假说3得到验证。

（三）互联网信息获取的影响

本部分研究子代是否生育二孩对不同上网情况的老年人劳动参与影响的异质性。表9的结果表明，无论老年人是否使用移动设备上网，子代生育二孩对其劳动参与及劳动时间都有不利影响，但分组来看，这一不利影响存在程度上的差异。从劳动参与来看，在老年人使用移动设备上网这一组，“子代是否生育二孩”变量的影响系数绝对值比对照组的影响系数高19.83%。这一结果说明，提高老年人接触互联网的机会，并没有减弱子代生育二孩对城镇老年人劳动参与产生的负向影响。从劳动时间来看，在老年人使用移动设备上网这一组，“子代是否生育二孩”变量的影响系数虽然绝对值比对照组的影响系数高5.22%，但并不显著。而对照组的影响系数在5%水平显著。这一结果说明，提高老年人接触互联网的机会，能够减弱子代生育二孩对城镇老年人劳动时间产生的负向影响。上述结果说明，本文的假说4在一定程度上成立。

六、异质性分析

（一）性别异质性

为检验全面二孩政策对城镇老年人劳动参与影响的性别异质性，本部分同时对子代生育二孩的数量效应和政策效应进行异质性分析。表10结果显示，全面二孩政策对老年人劳动参与的数量效应和政策效应的性别异质性非常明显，表现为对女性老年人劳动参与的影响显著，对男性老年人劳动参与的影响不显著。本文假说5得到验证。

（二）按一孩年龄分组

根据本文数据特征，此处按一孩年龄分组，检验全面二孩政策对城镇老年人劳动参与的影响。表11结果显示，在数量效应上，子代生育二孩对一孩为学龄前儿童的家庭影响显著，对一孩为学龄儿童的家庭影响不显著；在政策效应上，全面二孩政策对一孩为学龄前儿童的家庭影响显著，对一孩为学龄儿童的家庭影响不显著。

七、结论与政策建议

本文基于中国家庭追踪调查2014年和2018年的微观数据，将全面二孩政策、隔代照料和老年人劳动参与纳入同一论证框架，在理论分析的基础上，对全面二孩政策对城镇老年人劳动参与的影响这一问题进行实证研究。首先，基本回归结果表明，全面二孩政策和“积极老龄化”的政策目标确实存在冲突。一方面，从数量效应来看，相较于一孩家庭，子代生育二孩会显著降低城镇老年人的劳动参与概率，降低的平均幅度为36.3个百分点，同时也会使城镇老年人的周劳动时间显著减少26.25个小时。另一方面，政策效应的结果表明，全面二孩政策会使城镇老年人的劳动参与概率降低17.8%，周劳动时间减少16.72个小时。其次，机制分析结果表明，隔代照料发生率增加是子代生育二孩对老年人劳动参与产生负向影响的一个显著机制，而充足的社会托幼力量与老年人的互联网信息获取习惯可以有效缓释这种负向影响。最后，异质性分析结果显示，子代生育二孩對老年人劳动参与的影响存在明显的性别异质性与一孩年龄异质性。

随着我国人口老龄化日趋严峻，人均寿命稳步增长，“逐步延迟法定退休年龄”已被列入国家《国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》。同时，提升我国的生育水平是国家实施全面二孩政策的主要目标。然而，子代生育二孩降低了城镇老年人劳动参与的概率，压缩了他们的工作时间，这些均不利于延迟退休政策的推行。那么，如何让老年人在参与劳动力市场和照料孙辈之间的两难权衡中倾向前者呢？一个可行的策略就是加快托育服务体系建设，用社会照料替代家庭照料，将低龄老年人从隔代照料中解放出来，从而提高老年人的劳动参与水平。具体来说，其一，政府需要制定相关政策规范以积极引导，包括服务标准规范、从业资格认定、托育人员职业发展、服务质量评估等内容，为托育服务高质量发展提供政策依据。其二，政府和社会应加大托幼资源投入，加快普惠性托育服务体系建设，降低家庭的托幼成本和年轻父母对隔代照料的依赖。其三，社会托育服务体系必须是多层次的，以满足不同收入阶层家庭的托育需求。

老年人的互联网信息获取习惯能够有效降低子代生育二孩对其劳动参与及劳动时间的负向影响，这是因为互联网降低了就业信息的搜集成本，有助于老年人获得更丰富的就业信息。但老年人受文化水平低、接受信息慢和社会参与少等因素的影响成为信息弱势群体，和社会其他人群存在巨大的数字鸿沟。大部分老年人或主动或被动地脱离了数字社会①。因此，政府应进一步完善数字基础设施建设、老年人教育培训、适老化产品发展等相关制度和政策，加强老年人信息能力和数字素养培育，构建多主体多层次的老年人数字鸿沟治理机制。通过政策指引，激励社会组织参与老年人数字融入工作，引导企业设计和生产更符合老年人需求的适老化数字产品，有效提升老年人数字融入水平，为老年人主动参与劳动力市场活动提供基础支撑。

责任编辑   倪子雯

1参见万海远、韩丽丽、申萌：《中国老年人低就业率成因：与俄罗斯的跨国比较》，《统计研究》2020年第4期。

1参见E. French and J. B. Jones， “The Effects of Health Insurance and Self-Insurance on Retirement Behavior，”Econometrica， vol. 79， no. 3， 2011， pp. 693-732; C. C. Coile， “Economic Determinants of WorkersRetirement Decisions，” Journal of Economic Surveys， vol. 29， no. 4， 2015， pp. 830-853; 童玉芬、廖宇航：《健康状况对中国老年人劳动参与决策的影响》，《中国人口科学》2017年第6期；郑爱文、黄志斌：《基于个人和社会双重视角的老年人再就业影响因素分析》，《宁夏社会科学》2018年第5期。

2参见C. Ho， “Grandchild Care， Intergenerational Transfers and Grandparents Labor Supply，” Review of Economics of the Household， vol. 13， no. 2， 2015， pp. 359-384; Y. Lee and F. Tang， “More Caregiving， Less Working： Caregiving Roles and Gender Difference，” Journal of Applied Gerontology， vol. 34， no. 4， 2015， pp. 465-483; 宋健、王记文、秦婷婷：《孙子女照料与老年人就业的关系研究》，《人口与经济》2018年第3期。

3参见何圆、王伊攀：《隔代抚育与子女养老会提前父母的退休年龄吗？——基于CHARLS数据的实证分析》，《人口研究》2015年第2期；J. Van Bavel and T. De Winter， “Becoming a Grandparent and Early Retirement in Europe，” European Sociological Review， vol. 29， no. 6， 2013， pp. 1295-1308; R. L. Lumsdaine and S. J. C. Vermeer， “Retirement Timing of Women and the Role of Care Responsibilities for Grandchildren，” Demography， vol. 52， no. 2， pp. 433-454.

4参见石人炳、陈宁、郑淇予：《中国生育政策调整效果评估》，《中国人口科学》2018年第4期。

5参见孙鹃娟、张航空：《中国老年人照顾孙子女的状况及影响因素分析》，《人口与经济》2013年第4期。

6参见石人炳、陈宁、郑淇予：《中国生育政策调整效果评估》，《中国人口科学》2018年第4期。

1参见刘婷婷：《从“一孩”到“二孩”：家庭系统的转变与调适》，《中国青年研究》2017年第10期。

2参见C. Ho， “Grandchild Care， Intergenerational Transfers and Grandparents Labor Supply，”Review of Economics of the Household， vol. 13， no. 2， 2015， pp. 359-384; Y. Lee and F. Tang， “More Caregiving， Less Working： Caregiving Roles and Gender Difference，” Journal of Applied Gerontology， vol. 34， no. 4， 2015， pp. 465-483; Y. Wang and D. E. Marcotte， “Golden Years？ The Labor Market Effects of Caring for Grandchildren，” Journal of Marriage and Family， vol. 69， no. 5， 2007， pp. 1283-1296; 赵建国、王净净：《“逆向反哺”、子女結构与老年人口劳动参与》，《人口与发展》2021年第2期。

3参见孙鹃娟、张航空：《中国老年人照顾孙子女的状况及影响因素分析》，《人口与经济》2013年第4期。

4参见许肇然、胡安安、黄丽华：《国内外老年人互联网使用行为研究述评》，《图书情报工作》2017年第20期。

5参见B. Stevenson， The Internet and Job Search， Cambridge： National Bureau of Economic Research， 2008.

1参见杨菊华：《流动人口二孩生育意愿研究》，《中国人口科学》2018年第1期；宋健、靳永爱、吴林峰：《性别偏好对家庭二孩生育计划的影响——夫妻视角下的一项实证研究》，《人口研究》2019年第3期。

2参见李翌萱：《中国老年人对子女家庭代际支持差异性研究》，《浙江社会科学》2020年第7期。

3参见J. R. Besl and D. K. Balkrishna， “Older Workers in the 21st Century： Active and Educated， a Case Study，”Monthly Labor Review， vol. 119， no. 6， 1996， pp. 18-28; 李翌萱：《积极老龄化视域下中国老年人经济活动参与研究》，《兰州学刊》2016年第5期。

4参见Y. Lee and F. Tang， “More Caregiving， Less Working： Caregiving Roles and Gender Difference，” Journal of Applied Gerontology， vol. 34， no. 4， 2015， pp. 465-483.

1参见封进、艾静怡、刘芳：《退休年龄制度的代际影响——基于子代生育时间选择的研究》，《经济研究》2020年第9期。

2参见M. R. Rosenzweig and K. I. Wolpin， “Testing the Quantity-Quality Fertility Model： The Use of Twins as a Natural Experiment，” Econometrica， vol. 48， no. 1， 1980， pp. 227-240; J. Gangadharan， J. L. Rosenbloom， and J. Jacobson， et al.， “The Effects of Child-Bearing on Married Womens Labor Supply and Earnings： Using Twin Births as a Natural Experiment， ”Journal of Human Resources， vol. 34， no. 3， 1999， pp.449-474.

3参见宋健：《普遍二孩生育对妇女就业的影响及政策建议》，《人口与计划生育》2016年第1期；张川川：《子女数量对已婚女性劳动供给和工资的影响》，《人口与经济》2011年第5期。

4参见J. M. Agüero and M. S. Marks， “Motherhood and Female Labor Force Participation： Evidence from Infertility Shocks， ”American Economic Review， vol. 98， no. 2， 2008， pp. 500-504.

1参见贾男、甘犁、张劼：《工资率、“生育陷阱”与不可观测类型》，《经济研究》2013年第5期。

2参见Elise de La Rochebrochard， Jacques de Mouzon， and Fran?ois Thépot， et al.， “Fathers over 40 and Increased Failure to Conceive： The Lessons of in Vitro Fertilization in France，” Fertility and Sterility， vol. 85， no. 5， 2006， pp. 1420-1424.

1參见车翼、王元月、马驰骋：《老年劳动者劳动供给行为的Logistic经验研究》，《数量经济技术经济研究》2007年第1期。

1参见陆杰华、韦晓丹：《老年数字鸿沟治理的分析框架、理念及其路径选择——基于数字鸿沟与知沟理论视角》，《人口研究》2021年第3期。