烏鳥(niǎo)私情，愿乞終養(yǎng)：父輩健康與子女勞動(dòng)供給

張永峰，路 瑤

（南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,江蘇 南京 210093）

一、引言

成年子女對(duì)老齡父輩的健康照料在以家庭為核心的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中普遍存在，尤其是在飽受儒家文化洗禮的中國(guó)，這一現(xiàn)象更加明顯。根據(jù)2017 年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，有95.66%的子女認(rèn)同成年子女有照顧年邁父母的義務(wù)。在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，中國(guó)老齡化程度不斷加重。2010 年“六普”數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)老齡化程度為13.26%；到了2020 年的“七普”，老齡化程度上升到18.70%，與2010 年相比提高了4.44 個(gè)百分點(diǎn)。從生命周期的視角來(lái)看，老齡人口健康人力資本存量更低，受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊的威脅更大，而法律文本中明文規(guī)定的贍養(yǎng)義務(wù)和非正式制度中約定俗成的孝道觀(guān)念會(huì)推動(dòng)著父輩健康變化進(jìn)一步傳導(dǎo)至子女勞動(dòng)供給決策上，形成對(duì)子女勞動(dòng)供給的擠出效應(yīng)。根據(jù)國(guó)際勞工組織的數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)勞動(dòng)參與率從2000 年的77.22%下滑到2019 年的67.99%，總體降幅達(dá)11.95%。其中既有老齡化程度加深引起的勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的原因，也有老齡父輩健康變化對(duì)成年子女勞動(dòng)供給沖擊的原因。不論是生產(chǎn)端還是消費(fèi)端，有效而穩(wěn)定的勞動(dòng)供給始終是加快構(gòu)建國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局的關(guān)鍵。因此，在老齡化程度加深疊加人口紅利縮減的雙重背景下，厘清父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的因果關(guān)系對(duì)推動(dòng)健康中國(guó)戰(zhàn)略的順利實(shí)施和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要。

實(shí)際上，作為最重要的人力資本，健康水平如何影響勞動(dòng)供給已得到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的大量關(guān)注?？傮w而言，不論是在發(fā)達(dá)國(guó)家，還是發(fā)展中國(guó)家，健康水平的下降均顯著降低了勞動(dòng)者的勞動(dòng)供給行為(Grossman,1972;Adams 等,2003;Thomas 等,2006;Smith,2007)。例如，Donald 和Parsons(1977)研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況的惡化顯著減少了美國(guó)45—69 歲男性的勞動(dòng)供給時(shí)間。Thomas 等(2006)基于印度尼西亞的研究表明，健康狀況的改善有效提高了居民勞動(dòng)參與概率。具體到中國(guó)，解堊(2011)、李琴等(2014)、楊志海等(2015)研究發(fā)現(xiàn)，健康水平的提升對(duì)中國(guó)居民的勞動(dòng)參與意愿具有積極作用，并且對(duì)不同年齡階段、不同性別和不同區(qū)域之間的勞動(dòng)者存在異質(zhì)性影響。同時(shí)，由于中國(guó)廣泛存在“老而不休”的現(xiàn)象，童玉芬和廖宇航(2017)通過(guò)研究健康狀況和退休老年人勞動(dòng)參與之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，健康的惡化降低了老年人的勞動(dòng)參與率。

考慮到中國(guó)存在明顯的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，大量學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，健康水平的惡化顯著降低了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)的勞動(dòng)供給決策和勞動(dòng)供給時(shí)間(秦立建等，2012，2015；鄧睿，2019)。而健康狀況的改善則有助于提高農(nóng)民工對(duì)城市務(wù)工環(huán)境的適應(yīng)能力,增加農(nóng)民工群體的單位時(shí)間收益率并提升其非農(nóng)就業(yè)質(zhì)量(苑會(huì)娜，2009)。更重要的是，拓展農(nóng)民工群體的健康權(quán)益和健康服務(wù)提高了農(nóng)民工群體抵御疾病沖擊的經(jīng)濟(jì)能力，并有效增加了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在家庭生產(chǎn)和人力資本上的投資,進(jìn)而提高其勞動(dòng)供給質(zhì)量(許慶和劉進(jìn),2015)。同時(shí)，在社會(huì)保障尚未健全的條件下，由于收入水平偏低，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口在使用金融工具實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力的跨期替代中存在一定的障礙。因而盡管存在健康惡化的風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口只能通過(guò)預(yù)防性勞動(dòng)供給的形式增加勞動(dòng)時(shí)間以實(shí)現(xiàn)自我保險(xiǎn)，進(jìn)而應(yīng)對(duì)未來(lái)可能出現(xiàn)的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊(Low,2005) 。因此，健康檔案、健康教育和醫(yī)療保險(xiǎn)等健康權(quán)益向農(nóng)民工的惠及可顯著縮短農(nóng)民工的周工作小時(shí)數(shù)并減輕其勞動(dòng)壓力從而顯著提升農(nóng)民工小時(shí)工資率(鄧睿，2019)。

與既往的研究相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)有以下幾點(diǎn)：首先，已有的文獻(xiàn)對(duì)健康水平與勞動(dòng)供給進(jìn)行了大量有益的探討，但這些研究主要集中在自身健康水平如何影響自身勞動(dòng)供給決策上(Boskin 和Hurd,1978；Benjamin 等,2003；Kalwij 和 Vermeulen,2008;程杰，2014；李琴等，2014；解堊，2015；楊志海等，2015)，對(duì)父輩健康與子女勞動(dòng)供給的研究未能給予足夠的重視。事實(shí)上，中國(guó)長(zhǎng)期受儒家文化影響，孝道觀(guān)念根植于中國(guó)居民內(nèi)心，“撫養(yǎng)——贍養(yǎng)”的代際互惠模式在中國(guó)表現(xiàn)得尤為典型(費(fèi)孝通，2015)。因此，在研究健康水平與勞動(dòng)供給時(shí)，不應(yīng)忽視父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的影響。本文基于2015 年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查的微觀(guān)數(shù)據(jù)對(duì)此做了有益的補(bǔ)充，豐富了父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的研究。其次，區(qū)分了父輩隱性健康變化與顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的差異影響。既往的文獻(xiàn)在探討健康變化與勞動(dòng)供給的因果關(guān)系時(shí)，大多集中在勞動(dòng)者的顯性健康變化上，忽視了與年齡增長(zhǎng)或者慢性病相關(guān)的隱性健康變化如何影響勞動(dòng)供給。實(shí)際上，父輩隱性健康變化很難被子女察覺(jué)，尤其是在子女與父輩分開(kāi)居住的環(huán)境下，父輩很有可能隱瞞健康水平下降的事實(shí)，以避免給子女帶來(lái)過(guò)高的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。因此，父輩的隱性健康變化可能并不會(huì)導(dǎo)致子女勞動(dòng)供給減少。但父輩從隱性健康下降轉(zhuǎn)變到顯性健康下降具有較大的不確定性，這無(wú)疑會(huì)造成勞動(dòng)力市場(chǎng)的波動(dòng)。因此，區(qū)分父輩隱性健康變化和顯性健康變化有助于厘清父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的真實(shí)作用。最后，子女參與勞動(dòng)力市場(chǎng)一方面必然減少對(duì)父輩的生活照料，而缺乏子女的陪伴和照料正是導(dǎo)致父輩健康水平下降的重要原因。同時(shí)，子女參與勞動(dòng)力市場(chǎng)可以獲得貨幣性收入，為父輩健康照料提供必要的資金支持，子女所能提供的資金支持越多，越有可能改善父輩的健康水平。也就是說(shuō)，在父輩健康影響子女勞動(dòng)供給的同時(shí)，子女勞動(dòng)供給反過(guò)來(lái)也對(duì)父輩的健康產(chǎn)生了顯著影響。父輩健康與子女勞動(dòng)供給之間的反向因果關(guān)系有可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。本文選擇健康行為中“是否吸煙”作為父輩隱性健康的工具變量，同時(shí)選取家庭“是否接通自來(lái)水”作為父輩顯性健康的工具變量以克服反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。

二、理論分析

父輩健康變化可以分為隱性健康變化和顯性健康變化。隱性健康變化一般由兩種因素引起：一種與年齡的增長(zhǎng)相關(guān)，即隨著年齡的增長(zhǎng)出現(xiàn)身體機(jī)能下降的情形；另一種由慢性病導(dǎo)致。根據(jù)中國(guó)疾病預(yù)防控制中心的數(shù)據(jù)顯示，在60 歲及以上老齡人口中，有75.8%患有一種以上慢性病，其中患有高血壓的老年人群占比高達(dá)58.3%，另外有19.4%和37.2%的老年人患有糖尿病和血脂異常。盡管患有慢性病的老齡人口占比較高，但對(duì)于由慢性病引起的隱性健康變化，醫(yī)學(xué)上已經(jīng)形成了較為成熟或者固定的治療方案，僅需按醫(yī)囑服藥或者定期體檢，并不會(huì)對(duì)父輩健康人力資本存量造成嚴(yán)重威脅，這些群體對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)依賴(lài)大于生活照料。更重要的是，當(dāng)前勞動(dòng)所帶來(lái)的工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入仍然是中國(guó)大多數(shù)家庭的主要收入來(lái)源。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2020 年中國(guó)居民人均可支配工資性收入和人均可支配經(jīng)營(yíng)性收入分別為17 917 元和5 307 元，占人均可支配收入的72.14%。也就是說(shuō)，子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)將產(chǎn)生較大的機(jī)會(huì)成本，并對(duì)子女造成隱性的“工資懲罰”(劉柏惠，2014)。而在隱性健康變化并不會(huì)對(duì)父輩健康生命周期形成嚴(yán)重威脅的情景下，子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的邊際成本顯然大于其留在勞動(dòng)力市場(chǎng)的邊際收益。因此，在追求家庭效用最大化約束條件下，父輩的隱性健康變化可能并不會(huì)對(duì)子女勞動(dòng)供給決策產(chǎn)生抑制作用。

父輩顯性健康變化體現(xiàn)在去醫(yī)院次數(shù)的增加和產(chǎn)生住院行為等方面。與隱性健康變化不同，顯性健康變化更有可能對(duì)父輩健康人力資本存量產(chǎn)生沖擊。在“撫養(yǎng)——贍養(yǎng)”的代際互惠模式中，當(dāng)父輩發(fā)生顯性健康變化時(shí)，子女追求的并非家庭收入最大化，而是盡可能延續(xù)父輩健康生命周期，提高父輩健康人力資本存量。由于父輩受教育水平較低，可能難以準(zhǔn)確表達(dá)自身健康狀況，特別是不同地區(qū)方言差異巨大，導(dǎo)致老齡父輩與醫(yī)衛(wèi)工作者在專(zhuān)用語(yǔ)言溝通上存在一定的障礙。另外，醫(yī)療服務(wù)的智能化和信息化也進(jìn)一步提高了老齡父輩在醫(yī)療設(shè)備使用上的難度。因此，去醫(yī)院次數(shù)的增加和產(chǎn)生住院行為等顯性健康變化是父輩自身難以應(yīng)對(duì)的，不僅需要子女的經(jīng)濟(jì)支持，更需要子女的生活照料，因而更有可能對(duì)子女的勞動(dòng)供給產(chǎn)生擠出效應(yīng)。即在追求延續(xù)父輩健康生命周期的目標(biāo)下，父輩顯性健康變化可能降低子女勞動(dòng)供給。也就是說(shuō)，在追求家庭效用最大化和延續(xù)父輩健康生命周期不同的約束條件下，子女面對(duì)父輩健康變化可能會(huì)出現(xiàn)不同的勞動(dòng)供給決策?；谏鲜龇治?，提出假說(shuō)1:

H1a：在追求家庭效用最大化約束條件下，父輩隱性健康水平的下降并不必然引致子女勞動(dòng)供給的減少，反而可能逆向激勵(lì)子女增加勞動(dòng)供給獲得更多的貨幣性收入，以應(yīng)對(duì)父輩健康從隱性變化轉(zhuǎn)變到顯性變化帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)沖擊。

H1b：在延續(xù)父輩健康生命周期的目標(biāo)下，父輩顯性健康下降不僅需要子女的經(jīng)濟(jì)支持，更需要子女的生活照料，因而更有可能對(duì)子女勞動(dòng)供給形成擠出效應(yīng)。

城鄉(xiāng)收入不平等長(zhǎng)期存在誘使農(nóng)村剩余勞動(dòng)力大量脫離農(nóng)業(yè)，轉(zhuǎn)移到城市尋求非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)。根據(jù)《2020 年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》顯示，2020 年全國(guó)農(nóng)民工總量2.85 億人，占全體農(nóng)村戶(hù)籍人口50.89%，也就是每2 個(gè)農(nóng)村戶(hù)籍人口，就有1 個(gè)外出務(wù)工，而這些外出務(wù)工的農(nóng)村戶(hù)籍人口大多以中青年為主。農(nóng)村居民子女以轉(zhuǎn)移就業(yè)的形式在城市從事非農(nóng)職業(yè)，從而出現(xiàn)與父輩的代際分離。與父輩的分開(kāi)居住致使農(nóng)村居民子女在父輩出現(xiàn)健康水平下降時(shí)，面臨在城市就業(yè)和返鄉(xiāng)照料二選一的現(xiàn)實(shí)困境。尤其是在追求延續(xù)父輩健康生命周期的目標(biāo)下，與父輩分開(kāi)居住的子女除了放棄工作外，并無(wú)其他更有效的選擇。相反，城鎮(zhèn)居民的子女盡管同樣可能與父輩分開(kāi)居住，但大多居住在同一城市，時(shí)間距離和空間距離均小于農(nóng)村居民子女，可以在下班和假期內(nèi)對(duì)父輩進(jìn)行有效的健康照料。此外，相對(duì)而言，城市居民子女具有更高的教育水平和更全的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，因而在就業(yè)市場(chǎng)上可以找到更好的工作機(jī)會(huì)，而農(nóng)村居民子女大多只能局限在次級(jí)就業(yè)市場(chǎng)，放棄工作返鄉(xiāng)照料父輩的成本更低。另外，經(jīng)濟(jì)改革導(dǎo)致的勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變致使勞動(dòng)力市場(chǎng)上的性別歧視持續(xù)擴(kuò)大，女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工作收入和工作機(jī)會(huì)普遍低于男性，因而退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的機(jī)會(huì)成本相對(duì)較低(李實(shí)等，2014)；同時(shí)，受傳統(tǒng)“男主外，女主內(nèi)”觀(guān)念的影響，女性照料父輩更加普遍，同時(shí)照料效果也更加顯著(盧洪友等，2017)。此外，代際支持更高的子女與父輩的關(guān)系通常更加親密，因而更有可能受父輩健康變化影響。基于上述分析，提出本文的假說(shuō)2:

H2:父輩健康變化對(duì)農(nóng)村子女、女性子女、分開(kāi)居住子女和代際支持更高的子女勞動(dòng)供給的擠出效應(yīng)更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇。本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)由北京大學(xué)執(zhí)行，旨在收集代表中國(guó)45 歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀(guān)數(shù)據(jù)。中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查全國(guó)基線(xiàn)調(diào)查分別于2011 年、2013 年、2015 年和2018 年在全國(guó)28 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的150 個(gè)縣、450 個(gè)社區(qū)（村）開(kāi)展調(diào)查訪(fǎng)問(wèn)，至2018 年全國(guó)追訪(fǎng)完成時(shí)，其樣本已覆蓋總計(jì)1.24 萬(wàn)戶(hù)家庭中的1.9 萬(wàn)名受訪(fǎng)者，具有較高的代表性。

本文的核心被解釋變量為子女的勞動(dòng)供給行為。在調(diào)查中，當(dāng)被問(wèn)到“子女現(xiàn)在在干什么”時(shí)，若選擇“工作”，則虛擬變量子女勞動(dòng)供給等于1，否則等于0。核心解釋變量為父輩隱性健康和顯性健康。隱性健康用是否患有高血壓、血脂異常和糖尿病等慢性病作為代理變量，若父輩患有高血壓、血脂異常和糖尿病等慢性病，則虛擬變量隱性健康等于1，否則等于0；顯性健康用住院經(jīng)歷衡量，住院經(jīng)歷為虛擬變量，若本年度有住院行為，則等于1，否則等于0。

控制變量包括三個(gè)方面：子女個(gè)人特征、父輩家庭特征和社會(huì)保障特征。其中，代表子女個(gè)人特征的控制變量有性別、年齡、婚姻狀況、教育經(jīng)歷、健康水平、政治面貌、民族成分、子女?dāng)?shù)量、需要撫養(yǎng)的子女?dāng)?shù)量、收入水平和住房資產(chǎn)。代表父輩家庭特征的控制變量包括是否經(jīng)歷過(guò)職業(yè)培訓(xùn)、婚姻狀況、存款總額和負(fù)債總額?？紤]到高福利可能引發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)并誘使勞動(dòng)者降低勞動(dòng)供給時(shí)間(Topel，1983;Blundell 等，2007)，本文進(jìn)一步增加了是否獲得政府補(bǔ)助和是否獲得捐助補(bǔ)償?shù)却砩鐣?huì)保障特征的控制變量。為了確保樣本具有合法提供勞動(dòng)供給行為，本文剔除了低于18 歲和大于60 歲的子女樣本，同時(shí)刪除了父輩年齡小于60 歲的樣本。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

續(xù)表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

（二）模型設(shè)定。在實(shí)證方法上，基準(zhǔn)回歸采用簡(jiǎn)單線(xiàn)性回歸進(jìn)行檢驗(yàn)，模型設(shè)定如下：

式(1)中l(wèi)dgj表示子女的勞動(dòng)供給決策，jkbh代表父輩健康變化（包括隱性健康變化和顯性健康變化），X代表子女個(gè)人特征控制變量，Y代表父輩家庭特征控制變量，Z代表社會(huì)保障特征控制變量，ui代表誤差項(xiàng)。

由于單一方程忽略了不同方程擾動(dòng)項(xiàng)之間可能存在的相關(guān)性，三階段最小二乘法避免了這一問(wèn)題。有鑒于此，本文使用三階段最小二乘法重新估計(jì)了父輩隱性健康和顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響。借鑒陳強(qiáng)(2014)的設(shè)定，三階段最小二乘法模型構(gòu)建如下：

式(2)用父輩健康變化來(lái)解釋子女勞動(dòng)供給，而式(3)以子女勞動(dòng)供給來(lái)解釋父輩健康變化。由于醫(yī)療保險(xiǎn)提高了居民衛(wèi)生服務(wù)利用率，并顯著改善了居民健康水平(潘杰等，2013；趙紹陽(yáng)等，2015；岳崴等，2021)。因此，式(3)在解釋父輩健康變化時(shí)加入了父輩是否具有醫(yī)療保險(xiǎn)這一虛擬變量。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸。表2 報(bào)告了基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果，其中列（1）是未增加控制變量情形下父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響，列（2）和列（3）分別是增加控制變量以及控制個(gè)體固定效應(yīng)后父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給系數(shù)的估計(jì)值。列（4）是未增加控制變量情形下父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響，列（5）和列（6）分別是增加控制變量以及控制個(gè)體固定效應(yīng)后父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給系數(shù)的估計(jì)值。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從表2 可以看出，未添加控制變量情形下，父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值并不顯著；同時(shí)增加子女個(gè)人特征控制變量、父輩家庭特征控制變量和社會(huì)保障特征控制變量以及控制個(gè)體固定效應(yīng)后，父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值仍然未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。也就是說(shuō)，父輩隱性健康水平的下降并未引致子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。而表2 中列（4）和列（5）表明，不論是否增加控制變量，父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值都為負(fù)。進(jìn)一步控制個(gè)體固定效應(yīng)后，父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給系數(shù)估計(jì)值的P值為0.187，具有邊緣顯著性。因而可以認(rèn)為，父輩發(fā)生顯性健康變化時(shí)，子女勞動(dòng)供給將出現(xiàn)顯著下降?？赡艿脑蚴?，面對(duì)父輩的顯性健康變化，子女的約束函數(shù)不再是家庭效用最大化，而是盡可能提升父輩的健康人力資本存量，延續(xù)父輩的生命周期。因此，相對(duì)而言，父輩顯性健康變化更有可能引起子女勞動(dòng)供給的減少，形成對(duì)子女勞動(dòng)供給的擠出效應(yīng)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.替換估計(jì)方法。在大樣本下，Bootstrap自助法能以更快的速度收斂到真實(shí)值；同時(shí)，Logit模型對(duì)于被解釋變量為虛擬變量的方程估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)??；由于單一方程忽略了不同方程擾動(dòng)項(xiàng)之間可能存在的相關(guān)性，三階段最小二乘法避免了這一問(wèn)題。有鑒于此，本文同時(shí)使用Bootstrap自助法、Logit模型和三階段最小二乘法重新估計(jì)了父輩隱性健康和顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響，估計(jì)結(jié)果如表3 所示。從表3 可以看出，不論是用Bootstrap自助法、Logit模型還是三階段最小二乘法，父輩隱性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而父輩顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值均顯著為負(fù)。因此，替換估計(jì)方法后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)同樣表明父輩隱性健康變化并不會(huì)降低子女勞動(dòng)供給，而父輩顯性健康變化則顯著降低了子女勞動(dòng)供給。

表3 替換估計(jì)方法

PSM可以有效解決樣本自選擇問(wèn)題，其測(cè)算出的ATT值可以測(cè)度個(gè)體在干預(yù)狀態(tài)下的平均干預(yù)效應(yīng)。圖1 左邊報(bào)告了以父輩隱性健康為核心解釋變量情形下1 對(duì)1 匹配前后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差，右邊報(bào)告了以父輩顯性健康為核心解釋變量情形下1 對(duì)1 匹配前后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差。可以直觀(guān)地看出，不論是以父輩隱性健康為核心解釋變量，還是以父輩顯性健康為核心解釋變量，幾乎所有控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差在匹配后均有所縮小，且小于10%。因此，匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)，滿(mǎn)足平衡性假設(shè)。

圖1 匹配前后變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差

表4 同時(shí)報(bào)告了近鄰匹配、卡尺匹配、半徑匹配下處理組與控制組的ATT值，其中列（1）、列（2）和列（3）是以父輩隱性健康為核心解釋變量的處理組與控制組的ATT值，列（5）、列（6）和列（7）則是以父輩顯性健康為核心解釋變量的處理組與控制組的ATT值。從表4 列（1）、列（2）和列（3）可以看出，不論是近鄰匹配、卡尺匹配還是半徑匹配，處理組與控制組的組間差異均不顯著。同時(shí)，表4 中列（4）、列（5）和列（6）表明，處理組的ATT值均顯著小于控制組。因此，基于PSM的穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)論的可靠性。

表4 基于PSM 的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.剔除極端值?？紤]到基準(zhǔn)回歸中樣本存在仍在上學(xué)的子女，仍在上學(xué)的子女并未進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，這可能影響基準(zhǔn)回歸的可靠性。同時(shí)，父輩財(cái)富過(guò)多和財(cái)富過(guò)少均會(huì)對(duì)子女勞動(dòng)供給產(chǎn)生極端影響。除此之外，基準(zhǔn)回歸中還存在同時(shí)患有慢性病和產(chǎn)生住院行為的父輩樣本，也就是同時(shí)發(fā)生隱性健康變化和顯性健康變化的父輩樣本。有鑒于此，本文剔除了仍在上學(xué)的子女樣本，父輩財(cái)富處于前5%和后5%的樣本以及同時(shí)發(fā)生隱性健康變化和顯性健康變化的父輩樣本，并重新進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5 報(bào)告了剔除極端值后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。

從表5 列（1）和列（2）可以看出，在刪除仍在上學(xué)的子女樣本后，父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值并不顯著，但父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)。同時(shí)，表5列（3）和列（5）表明，刪除父輩收入極端值樣本以及刪除同時(shí)發(fā)生隱性健康變化和顯性健康變化的父輩樣本后，父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值始終顯著為負(fù)。也就是說(shuō)，基準(zhǔn)回歸結(jié)論并未受仍在上學(xué)的子女樣本、父輩財(cái)富極端值樣本以及同時(shí)發(fā)生隱性健康變化和顯性健康變化的父輩樣本的影響。需要指出來(lái)的是，剔除同時(shí)發(fā)生隱性健康變化和顯性健康變化的父輩樣本后，父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響提高了接近1 倍?？赡艿脑蛟谟?，同時(shí)患有慢性病和產(chǎn)生住院行為的父輩樣本對(duì)子女勞動(dòng)供給存在較大的逆向激勵(lì)效應(yīng)，在基準(zhǔn)回歸中加入該類(lèi)樣本會(huì)導(dǎo)致父輩顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響被低估。因此，剔除同時(shí)發(fā)生隱性健康變化和顯性健康變化的父輩樣本后，父輩顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)的擠出效應(yīng)出現(xiàn)了明顯提升。

表5 剔除極端值的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.內(nèi)生性問(wèn)題。實(shí)際上，在父輩健康影響子女勞動(dòng)供給的同時(shí)，子女勞動(dòng)供給反過(guò)來(lái)將顯著影響父輩的健康水平。子女參與勞動(dòng)力市場(chǎng)必然減少陪伴與照料父輩的時(shí)間，而缺乏子女的陪伴正是導(dǎo)致父輩健康水平下降的重要原因。同時(shí)，子女參與勞動(dòng)力市場(chǎng)可以獲得貨幣性收入，為父輩健康照料提供必要的資金支持，子女所能提供的資金支持越多，越有可能改善父輩的健康水平。因此，基準(zhǔn)回歸中可能存在反向因果的內(nèi)生性問(wèn)題。有鑒于此，本文選擇健康行為中的“是否吸煙”作為父輩隱性健康的工具變量，同時(shí)選擇家庭是否“接通自來(lái)水”作為父輩顯性健康的工具變量，以克服基準(zhǔn)回歸中反向因果導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。

吸煙行為與慢性病的因果關(guān)系已得到醫(yī)學(xué)證實(shí)，而父輩的吸煙經(jīng)歷大多是在生育之前便已形成，尤其是吸煙行為作為一種準(zhǔn)入門(mén)檻相對(duì)較低的生活習(xí)慣，并不受父輩收入水平影響，也就不會(huì)給子女帶來(lái)經(jīng)濟(jì)壓力，因而與子女勞動(dòng)供給并不相關(guān)。同時(shí)，一方面，家庭是否接通自來(lái)水與當(dāng)?shù)鼐幼l件、生活習(xí)俗以及政府治理水平相關(guān)，獨(dú)立于家庭決策外，與子女勞動(dòng)供給無(wú)關(guān)；另一方面，世界衛(wèi)生組織(WHO)調(diào)查顯示，全世界 80% 的疾病與飲用水污染有關(guān)?！?018 中國(guó)生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》數(shù)據(jù)顯示，在全國(guó)10 168 個(gè)國(guó)家級(jí)地下水水質(zhì)監(jiān)測(cè)點(diǎn)以及2 833 處淺層地下水監(jiān)測(cè)點(diǎn)中，IV 類(lèi)和V 類(lèi)水質(zhì)比例分別達(dá)到 86.2%和76.1%。特別是在農(nóng)村地區(qū)，水污染已經(jīng)取代水短缺成為最主要的生活問(wèn)題。而老齡人口體質(zhì)相對(duì)脆弱，對(duì)飲用水質(zhì)要求相對(duì)較高，更容易受到不安全的水質(zhì)威脅。在農(nóng)村“空心化”的背景下，改善農(nóng)村飲用水質(zhì)對(duì)維護(hù)老齡人口生命安全至關(guān)重要。這也是《農(nóng)村飲水安全鞏固提升工程“十三五”規(guī)劃》中提出全國(guó)農(nóng)村飲水安全集中供水率于 2020 年前達(dá)到 85% 以上，自來(lái)水普及率達(dá)到 80% 以上的重要原因。因此，選取健康行為中的“是否吸煙”作為父輩隱性健康的工具變量，以及選取家庭是否“接通自來(lái)水”作為父輩顯性健康的工具變量滿(mǎn)足排他性和相關(guān)性的要求。

表6 列（1）、列（2）、列（3）和列（4）的Anderson LM統(tǒng)計(jì)值、Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)值以及Sargan統(tǒng)計(jì)值表明，選取“是否吸煙”作為父輩隱性健康水平的工具變量以及選取家庭“是否接通自來(lái)水”作為父輩顯性健康的工具變量均不存在弱工具變量、識(shí)別不足和過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。與基準(zhǔn)回歸不同的是，不論是否增加控制變量，考慮工具變量后父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的估計(jì)值顯著為正?？赡艿慕忉屖?，在勞動(dòng)收入依然是中國(guó)絕大部分家庭主要收入來(lái)源的背景下，子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)機(jī)會(huì)成本較高，為了籌集資金應(yīng)對(duì)父輩隱性健康轉(zhuǎn)變到顯性健康變化帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)沖擊，父輩隱性健康變化非但不會(huì)引致子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，反而可能逆向激勵(lì)子女的勞動(dòng)供給。而父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值則顯著為負(fù)，即在有效處理內(nèi)生性問(wèn)題后，父輩顯性健康下降仍然顯著降低了子女的勞動(dòng)供給。因此，基于工具變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)同樣支持基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。需要說(shuō)明的是，工具變量下父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值遠(yuǎn)大于基準(zhǔn)回歸中的系數(shù)估計(jì)值。可能的原因是基準(zhǔn)回歸中遺漏變量和內(nèi)生變量相關(guān)性較大，導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸中的內(nèi)生性程度相對(duì)較高，由此產(chǎn)生估計(jì)偏誤?？紤]到本文選取工具變量滿(mǎn)足外生性和相關(guān)性的要求，同時(shí)不存在過(guò)度識(shí)別、識(shí)別不足和弱工具變量問(wèn)題。因此，基于工具變量的估計(jì)結(jié)果可能更加真實(shí)地反映了父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響，即父輩隱性健康變化可能逆向激勵(lì)了子女的勞動(dòng)供給，而顯性健康變化則擠出了子女的勞動(dòng)供給。

表6 基于工具變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.安慰劑檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步排除不可觀(guān)測(cè)因素導(dǎo)致的估計(jì)結(jié)果偏誤，本文進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。首先，隨機(jī)生成處于0—1 之間的實(shí)數(shù)的新變量；其次，根據(jù)原始父輩發(fā)生隱性健康變化在全部樣本中的占比設(shè)定新父輩發(fā)生隱性健康變化占比，虛構(gòu)的父輩顯性健康設(shè)定同理；最后，用虛構(gòu)的父輩隱性健康和顯性健康兩個(gè)變量代替原始的父輩隱性健康和顯性健康進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。若安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，則基準(zhǔn)回歸可能存在偽回歸的問(wèn)題。從表7 可以看出，虛構(gòu)核心解釋變量后，父輩隱性健康變化和顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值均不顯著。因此，采用安慰劑檢驗(yàn)排除不可觀(guān)測(cè)因素導(dǎo)致的估計(jì)結(jié)果偏誤后，估計(jì)結(jié)果同樣支持基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。

表7 虛構(gòu)父輩健康變化的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

（四）拓展性討論。

1.異質(zhì)性影響?；鶞?zhǔn)回歸中的估計(jì)結(jié)果很大程度刻畫(huà)的是父輩健康對(duì)全體成年子女勞動(dòng)供給的平均影響，而這種平均影響會(huì)掩蓋可能存在的異質(zhì)性問(wèn)題。盡管基準(zhǔn)回歸表明父輩隱性健康變化并未降低子女勞動(dòng)供給，而顯性健康下降則顯著降低了子女的勞動(dòng)供給，但這種效應(yīng)是否因人而異值得探討。有鑒于此，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了父輩健康對(duì)農(nóng)村居民子女與城市居民子女、男性子女與女性子女、與父輩共同居住的子女和與父輩分開(kāi)居住的子女、代際支持高的子女和代際支持低的子女的異質(zhì)性影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表8 所示。表8 中PanelA報(bào)告了父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的異質(zhì)性影響，PanelB匯報(bào)了父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的異質(zhì)性影響。

表8 不同個(gè)人和家庭特征下父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的異質(zhì)性影響

首先，就城鄉(xiāng)異質(zhì)性而言，父輩隱性健康對(duì)農(nóng)村居民子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，顯性健康對(duì)農(nóng)村居民子女的邊際影響大于其對(duì)城市居民子女的邊際影響，盡管二者均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。但總體上表明農(nóng)村居民子女更有可能受父輩健康變化的沖擊而退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。原因在于，農(nóng)村居民子女大多以轉(zhuǎn)移就業(yè)的形式在城市從事非農(nóng)職業(yè)，與父輩的分離居住致使其只能在城市就業(yè)和返鄉(xiāng)照料中二選一；而城鎮(zhèn)居民子女可以在下班和假期內(nèi)對(duì)父輩進(jìn)行健康照料。此外，相對(duì)而言，城市居民子女具有更高的教育水平和更全的關(guān)系網(wǎng)，因而在就業(yè)市場(chǎng)上可以找到更好的工作機(jī)會(huì)，而農(nóng)村居民子女大多只能局限在次級(jí)就業(yè)市場(chǎng)，放棄工作返鄉(xiāng)照料父輩的成本更低。因此，農(nóng)村居民子女的勞動(dòng)供給更大程度上受父輩健康變化影響。

其次，對(duì)于性別差異來(lái)說(shuō)，盡管父輩隱性健康對(duì)男性子女勞動(dòng)供給系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，但遠(yuǎn)小于顯性健康對(duì)女性子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值。也就是父輩隱性健康可能降低了男性子女勞動(dòng)供給，但總的來(lái)看父輩健康變化對(duì)女性子女勞動(dòng)供給的擠出效應(yīng)更加顯著。原因在于，一方面，女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)上面臨的性別歧視導(dǎo)致女性的就業(yè)率和工資水平普遍低于男性，因而退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的機(jī)會(huì)成本相對(duì)較低；另一方面，受傳統(tǒng)“男主外，女主內(nèi)”觀(guān)念的影響，女性照料父輩更加普遍，同時(shí)照料效果也更加顯著(盧洪友等，2017)。因而在面臨父輩出現(xiàn)顯性健康下降時(shí)，女性子女更有可能退出勞動(dòng)力市場(chǎng)以照料健康受損的父輩。

再次，父輩隱性健康變化顯著促進(jìn)了共同居住子女的勞動(dòng)供給，但對(duì)分開(kāi)居住子女的勞動(dòng)供給存在負(fù)向影響；同時(shí)，父輩顯性健康變化并未對(duì)共同居住子女勞動(dòng)供給產(chǎn)生顯著影響，但父輩顯性健康對(duì)分開(kāi)居住子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值在1%水平下顯著為負(fù)，即父輩顯性健康變化顯著降低了分開(kāi)居住子女的勞動(dòng)供給。這不難理解，面對(duì)父輩的健康變化，在追求延續(xù)父輩健康生命周期的目標(biāo)下，與父輩分開(kāi)居住的子女除了放棄工作外，并無(wú)其他更有效的選擇。這一結(jié)論與父輩健康對(duì)農(nóng)村居民子女與城市居民子女的異質(zhì)性影響相互印證。

最后，父輩隱性健康對(duì)高代際支持子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，而對(duì)低代際支持子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值為正，盡管二者均不顯著。父輩顯性健康變化對(duì)代際支持高的子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值在5%水平下顯著為負(fù)；對(duì)代際支持低的子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。也就是說(shuō)，父輩顯性健康變化更有可能降低代際支持高子女的勞動(dòng)供給。原因在于，代際支持更高的子女與父輩的關(guān)系更加親密，因而更有可能受到父輩健康變化影響。

除此之外，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了不同醫(yī)療服務(wù)條件下父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的異質(zhì)性影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表9 所示。表9 中Panel A報(bào)告了父輩隱性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際效應(yīng)，Panel B匯報(bào)了父輩顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響。

表9 不同醫(yī)療服務(wù)條件下父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的異質(zhì)性影響

表9 顯示，在醫(yī)療條件很差的情形下，父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值為0.037，在5%水平下顯著。盡管在全樣本中沒(méi)發(fā)現(xiàn)父輩隱性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給產(chǎn)生顯著影響。但在醫(yī)療服務(wù)水平很低的地區(qū)，父輩隱性健康變化逆向激勵(lì)了子女的勞動(dòng)供給。同樣在醫(yī)療條件很差的條件下，父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值為—0.042，在10%水平下顯著，大于全樣本中的—0.024；盡管在醫(yī)療服務(wù)較好的情景下父輩顯性健康下降同樣出現(xiàn)了對(duì)子女勞動(dòng)供給的擠出效應(yīng)，但醫(yī)療服務(wù)從較好上升到很好后，父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給轉(zhuǎn)為不存在顯著影響。也就是說(shuō)，醫(yī)療條件越差，父輩顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的擠出效應(yīng)越明顯。由此可以推出，改善地區(qū)醫(yī)療條件或許有助于降低父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的負(fù)向沖擊。

2.護(hù)理人員的替代效應(yīng)?；鶞?zhǔn)回歸表明，父輩隱性健康水平的下降并未降低子女勞動(dòng)供給決策。那么，隨之而來(lái)的問(wèn)題是，誰(shuí)來(lái)照料隱性健康水平下降的父輩？一個(gè)可能的解釋是成本更低的保姆和小時(shí)工等護(hù)理人員。為了驗(yàn)證這一猜想，本文用是否雇傭護(hù)理人員作為被解釋變量，估計(jì)父輩隱性健康水平下降對(duì)子女雇傭護(hù)理人員的邊際影響，結(jié)果如表10 所示。

表10 結(jié)果表明，未添加控制變量時(shí)，父輩隱性健康對(duì)雇傭護(hù)理人員的系數(shù)估計(jì)值為0.001；相繼添加子女個(gè)人特征、父輩家庭特征和社會(huì)保障特征控制變量后，估計(jì)值均顯著為正，且均在1%水平下顯著。因而可以認(rèn)為，父輩隱性健康水平的下降盡管未降低子女勞動(dòng)供給決策，但顯著增加了子女雇傭護(hù)理人員的可能性。因?yàn)楣蛡蜃o(hù)理人員不僅可以保全子女的工作機(jī)會(huì)，同時(shí)可以為健康狀況惡化的父輩提供有效生活照料；更重要的是，雇傭護(hù)理人員的成本遠(yuǎn)低于子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的成本。從家庭效用最大化的角度來(lái)講，雇傭護(hù)理人員代替子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)成為更加理性的選擇。

表10 父輩隱性健康對(duì)家庭雇傭護(hù)理人員的影響

3.子女?dāng)?shù)量的邊際效應(yīng)。獨(dú)生子女政策有效控制了中國(guó)人口數(shù)量的快速增長(zhǎng)，但給家庭養(yǎng)老帶來(lái)了沉重的負(fù)擔(dān)。不同子女?dāng)?shù)量在應(yīng)對(duì)父輩健康沖擊時(shí)，所面臨的勞動(dòng)供給決策可能存在異質(zhì)性。基于此，本文檢驗(yàn)了父輩健康變化對(duì)子女?dāng)?shù)量不同的家庭子女勞動(dòng)供給的邊際效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果如表11 所示。

表11 子女?dāng)?shù)量的邊際效應(yīng)

從表11 可以看出，父輩隱性健康對(duì)子女?dāng)?shù)量為1 個(gè)、2 個(gè)的家庭子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值分別為0.038、—0.023，均在10%水平下顯著。即對(duì)于獨(dú)生子女家庭，父輩隱性健康逆向激勵(lì)了子女的勞動(dòng)供給以賺取更多的貨幣性收入；而對(duì)于具有2 個(gè)子女的家庭，父輩隱性健康變化顯著降低了子女的勞動(dòng)供給。但對(duì)超過(guò)2 個(gè)子女的家庭，父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給并不具有顯著影響。同時(shí)，父輩顯性健康對(duì)子女?dāng)?shù)量為1 個(gè)和2 個(gè)的家庭子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值為—0.076、—0.035，分別在1%和10%水平下顯著，而對(duì)子女?dāng)?shù)量超過(guò)2 個(gè)的家庭子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。也就是說(shuō)，對(duì)于子女?dāng)?shù)量為1 個(gè)和2 個(gè)的家庭而言，父輩顯性健康變化顯著降低了該類(lèi)家庭子女的勞動(dòng)供給，但對(duì)于子女?dāng)?shù)量超過(guò)2 個(gè)的家庭來(lái)說(shuō)，父輩顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給并不存在顯著性影響。因此，子女?dāng)?shù)量的增加可以有效緩解父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的沖擊，尤其是在家庭子女?dāng)?shù)量超過(guò)2 個(gè)時(shí)，這種緩解作用更加顯著。

4.醫(yī)療保險(xiǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。考慮到醫(yī)療保險(xiǎn)是降低居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)，維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定的重大制度安排，而父輩健康水平下降對(duì)子女勞動(dòng)供給的傳導(dǎo)機(jī)制很大程度上是由醫(yī)療支出引起。因此，本文首先估計(jì)了醫(yī)療保險(xiǎn)和父輩健康對(duì)醫(yī)療支出的影響，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)子女勞動(dòng)供給的異質(zhì)性影響，檢驗(yàn)結(jié)果如表12 所示。表12 列（1）報(bào)告了醫(yī)療保險(xiǎn)和父輩健康對(duì)家庭醫(yī)療支出的邊際影響，列（2）和列（3）分別是有醫(yī)療保險(xiǎn)和無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)條件下父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值；列（4）和列（5）分別是有醫(yī)療保險(xiǎn)和無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)條件下父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值。

從表12 可以看出，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療支出的系數(shù)估計(jì)值為-0.081，P 值為0.162，具有邊緣顯著性。同時(shí)父輩隱性健康和顯性健康對(duì)家庭醫(yī)療支出的系數(shù)估計(jì)值均為正，且父輩顯性健康對(duì)醫(yī)療支出的系數(shù)估計(jì)值遠(yuǎn)大于隱性健康對(duì)醫(yī)療支出的系數(shù)估計(jì)值。也就是說(shuō)，父輩健康水平的下降顯著增加了家庭醫(yī)療支出，且顯性健康下降引起的醫(yī)療支出遠(yuǎn)大于隱性健康下降，但醫(yī)療保險(xiǎn)可以有效減輕家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)，降低家庭醫(yī)療支出。表12 列（2）和列（3）表明，有醫(yī)療保險(xiǎn)條件下父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響遠(yuǎn)小于無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)條件下父輩隱性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響，盡管二者均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。但表12 列（4）和列（5）的估計(jì)結(jié)果表明，在有醫(yī)療保險(xiǎn)條件下，父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值顯著為負(fù)，而無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下父輩顯性健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的系數(shù)估計(jì)值則顯著為正。即父輩顯性健康下降很可能降低了有醫(yī)療保險(xiǎn)家庭子女的勞動(dòng)供給，但反向激勵(lì)了無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)家庭子女的勞動(dòng)供給?？赡艿脑蛟谟冢t(yī)療保險(xiǎn)通過(guò)降低家庭就醫(yī)負(fù)擔(dān)，減輕了子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)引起的經(jīng)濟(jì)壓力，因而更有可能降低子女勞動(dòng)供給。相反，對(duì)于父輩無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭而言，父輩顯性健康下降造成的巨大經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)迫使子女增加勞動(dòng)供給，從而為父輩健康照料提供更多的資金支持?？傮w而言，醫(yī)療保險(xiǎn)有助于減輕家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)，平滑父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的沖擊。

五、結(jié)論與建議

在老齡化日益加深疊加人口紅利逐步縮減的雙重背景下，本文利用2015 年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了父輩健康對(duì)子女勞動(dòng)供給的邊際影響。研究結(jié)果表明：父輩隱性健康變化并未引致子女退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，而父輩顯性健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給決策具有顯著的擠出效應(yīng)。總體來(lái)看，父輩健康變化對(duì)農(nóng)村子女、女性子女、分開(kāi)居住子女和代際支持更高的子女勞動(dòng)供給的擠出效應(yīng)更加顯著。同時(shí)，父輩隱性健康變化顯著增加了雇傭護(hù)理人員的可能性，在父輩健康照料中，護(hù)理人員部分替代子女成為追求家庭效用最大化約束條件下相對(duì)理性的選擇。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險(xiǎn)、子女?dāng)?shù)量的增加和醫(yī)療條件的改善有助于平滑父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的沖擊，緩解父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的擠出效應(yīng)，尤其是在家庭子女?dāng)?shù)量超過(guò)2 時(shí)，這一緩解作用更加顯著。

為更好地推動(dòng)健康老齡化和健康中國(guó)戰(zhàn)略的實(shí)施，保障有效勞動(dòng)供給，以更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，基于本文的結(jié)論可以得到如下政策啟示：首先，研究結(jié)果表明，父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給存在顯著的擠出效應(yīng)。因此，強(qiáng)化老齡人口的疾病預(yù)防能力，保持父輩身體健康成為平滑父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給沖擊的關(guān)鍵。這就需要積極開(kāi)展老齡人口健康教育，促進(jìn)健康老齡化理念和醫(yī)療保健知識(shí)的宣傳普及，鼓勵(lì)和支持基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)為轄區(qū)內(nèi)65 周歲以上老齡人口建立免費(fèi)健康檔案，通過(guò)疾病預(yù)防降低老齡父輩健康下降的概率。其次，本文發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)、子女?dāng)?shù)量的增加和醫(yī)療服務(wù)條件的改善有助于弱化父輩健康變化對(duì)子女勞動(dòng)供給的沖擊。因此，需要進(jìn)一步放開(kāi)生育政策，在全面放開(kāi)二胎的同時(shí)研究推進(jìn)三胎政策的實(shí)施。再次，考慮到當(dāng)前中國(guó)社會(huì)保障體系尚不健全，保障標(biāo)準(zhǔn)仍然較低以及地區(qū)醫(yī)療服務(wù)發(fā)展不平衡。因而需要積極構(gòu)建個(gè)人儲(chǔ)蓄性養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)保險(xiǎn)相結(jié)合的多層次養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，漸進(jìn)有序地提高保障標(biāo)準(zhǔn)，加快推進(jìn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)全國(guó)聯(lián)網(wǎng)和異地就醫(yī)結(jié)算。最后，需要持續(xù)改善欠發(fā)達(dá)地區(qū)醫(yī)療條件，不斷提升欠發(fā)達(dá)地區(qū)醫(yī)療水平，突出醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出向欠發(fā)達(dá)地區(qū)傾斜，以健全有效的醫(yī)療保險(xiǎn)體系和均衡協(xié)調(diào)的醫(yī)療服務(wù)格局緩解父輩健康變化對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的沖擊。