【摘 要】基于2010年、2012年、2014年和2016年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，采用Heckman两阶段模型，实证检验老龄化背景下居住方式对子女劳动收入的影响。研究结果表明，与老年父母同住对子女的劳动收入有显著的负向影响，且与身体不健康、生活不能自理的老人同住会带来更大的负向影响。但同住老年父母帮助子女照管孙辈能够起到一定的积极作用，并减少与老年父母同住的负向影响。区分子女性别后发现，与老年父母同住对男性收入的负向影响高于女性，但老人隔代照料孙辈给女性收入带来的正向影响高于男性；区分地区后发现，农村地区子女收入受到居住方式影响的程度高于城镇地区，而且居住方式对子女收入的影响逐年加深。研究结果从微观个人层面客观评价了老年人口在家庭与社会中的作用，为我国克服老龄化挑战、走好积极老龄化之路提供建议。
【关键词】老龄化 劳动收入 居住方式 隔代照料
一、引 言
改革开放40年来，中国的经济增长奇迹在很大程度上可归功于人口红利（蔡昉，2010）[1]。然而，随着生育水平骤减、人均寿命延长，中国已步入“未备而老、未富先老”的老龄化阶段。截止2017年底，中国60岁及以上老年人口数量达到2.42亿，占全国总人口的17.3%①数据来源：国家统计局《中华人民共和国2017年国民经济和社会发展统计公报》。。据预测，至2050年，中国老年人口数量将超过3.59亿，成为世界高水平老龄化国家之一②数据来源：联合国World Population Prospects：The 2017 Revision。。人口老龄化将引起劳动力供给下降、人口抚养比上升，从而使人口红利日趋消失（齐传钧，2010[2]；肖祎平、杨艳琳，2017[3]）。
多数研究认为老年人口是一个“负担”，照料老人对家庭劳动力的劳动参与率或收入有负向影响（蒋承、赵晓军，2009[4]；黄枫，2012[5]；陈璐等，2016[6]）。由于照料老人的日常生活在中国传统孝道准则中一直被视为基本道德要求，加上目前公共养老服务体系不够完善，因而老年照料仍主要依靠其他家庭成员（陈璐等，2016）[6]。这种家庭老年照料往往存在机会成本（Fast et al.，1999）[7]：当子女与老年父母同住时，需要留出部分时间关心照料老人，这会使他们不得不辞掉工作或缩短工作时间，并影响到劳动收入；此外，子女的工作效率及努力程度也会受到影响，因而失去了挣取更多劳动收入的机会。
学校应严格按照预算编制程序编制部门预算，将高校所有收入、支出都纳入到单位预算中来，一个单位一本预算。逐步建立起一套科学的校内预算编报、批准、执行、考核的工作制度和流程，建立高效、功能齐备的财务信息管理系统，以适应新制度的要求。
法国心理学家勒庞认为，人一到群体中就变得低智商、非理性、易盲从，于是他把人群称为“乌合之众”，著有著名的畅销书《乌合之众：大众心理研究》，这本书在国内也备受推崇。勒庞的看法只是一家之言，未见得便是真理，譬如与他同时代的另一位法国心理学家塔尔德便提出了几乎相反的观点。但个体受群体影响，却是没有疑义的。
然而，中国有句俗语：“家有一老，如有一宝”。这意味着老人尤其是健康的老人不仅是消费性人口，也是重要的人力资源，依然具有生产价值（原新等，2017）[8]。可见，从积极层面，重新审视老年人口对其家庭成员收入的影响，乃是一项有现实意义的人口研究。国内外部分研究从家庭结构或居住方式角度出发，提供了一些相关经验证据，例如沈可等（2012）[9]利用2002年中国东部9省家庭调查数据，检验了多代同堂的家庭结构对子女劳动就业产生的影响，结果发现与父母共同居住可同时提高女性的劳动参与率及工作时间，其背后的影响机制在于同住的父母帮助分担家务劳动从而有效改善她们的劳动时间投入。Ogawa等（1996）[10]利用日本16～49岁已婚女性的调研数据发现，和父母同住能够显著促进女性参与劳动就业，其它日本及美国地区的研究也得出了一致结论（Kolodinsky et al.，2000[11]；Sasaki，2002[12]）。此外，Compton和Pollak（2014）[13]发现当子女同父母居住距离较近时，父母会提供更多的隔代照料从而促进女性的劳动就业。
尽管有关老年人口与子女劳动就业关系的研究已有很多，但仍存在一定局限性：一是大多使用截面数据、跨期数据较少；二是多数研究未能将性别差异与城乡差异纳入讨论范围；三是过往研究侧重于探讨子女的劳动参与率以及劳动时间，而缺乏对劳动收入的考察；四是在对老人积极效应的考察方面，仅关注了老人帮助子女做日常家务的积极作用，而缺乏对可能产生更大有利影响的隔代照料行为进行分析；五是在考虑居住方式的影响时，多数研究忽略了与配偶父母同住的情况。有鉴于此，本文利用2010～2016年CFPS数据进行分析，并有如下推进：（1）关注劳动收入这一变量，考察居住方式对子女劳动收入水平的影响。（2）采用多期面板数据，分别从性别、城乡角度划分子样本，分析居住方式影响的性别及城乡差异，并分截面分析居住方式影响的时间趋势。（3）关注老年父母可能带来的积极作用，剖析老人料理家务及隔代照管孙辈两种机制。（4）在居住方式方面，研究样本中既包括与自己父母同住，也包括与配偶父母同住的个体。本文旨在客观评价老年父母在家庭及社会中的作用，便于社会及政府深入了解老龄化危机下的家庭现状以及劳动人口所面临的家庭-工作冲突，继而为日后缓解老龄化问题所带来的负面影响、实现积极老龄化找到突破口。
二、理论分析与研究假说
大量研究表明当老人作为被照料者时，照料者提供的老年照料行为将给其就业带来“惩罚作用”。例如，提供老年照料使子女劳动参与率降低（Wolf&Soldo，1994[14]；Ettner，1995[15]；Heitmueller&Inglis，2007[16]；黄枫，2012[5]；Houtven et al.，2013[17]；陈璐等，2016[6]），工作时间减少（Wolf&Soldo，1994[14]；Ettner，1995[15]；Heitmueller&Inglis，2007[16]；蒋承、赵晓军，2009[4]；黄枫，2012[5]），并且劳动收入也有所降低（Ettner，1995[15]；Heitmueller&Inglis，2007[16]；陈璐等，2016[6]）。当子女与老人共同居住时，他们将投入更多的时间及精力来给与老人生活上的照料，其自身就业及劳动收入也将受到老年照料所带来的“惩罚作用”影响，并且一旦家中老人岁数较大，出现身体及心理上的疾病或不能独立生活时，子女将面临更多老年照料的压力，因而将被迫减少劳动就业的投入时间及精力，劳动收入也将降低。
由此提出假说1：与老年父母同住对子女的劳动收入有显著的负向影响，且与身体不健康、日常生活不能自理或高龄的老年父母同住产生的负向影响更大。
与此同时，家中老人也可以发挥一定程度上的积极影响，当其身体健康且精力充沛时，也可以作为“照料者”，协助子代分担家务或照管孙辈从而促进子女劳动就业。欧美国家的许多研究都发现老年父母照管孙辈能够促进母亲的劳动参与（Aassve et al.，2012[18]；Arpino et al.，2014[19]），而中国的情况与此不同。西方社会中隔代照料往往只发生在少数父母离异、犯罪或去世等特殊家庭，相比之下，中国的传统文化更加重视代际之间的互惠往来，父母帮助子女照顾孩童、做家务等现象也更为普遍。在照管孩童方面，照料及教育未成年尤其是学龄前孩童需要花费相当多的精力与时间，若家中老人提供一些隔代照料帮助子女减轻负担，则能有效改善他们的工作投入并获得更多劳动收入。而在料理家务方面，卿石松和田艳芳（2015）[20]研究发现，个人家务劳动时间对其工资收入没有产生稳健一致的负向影响，究其原因可能为洗衣、打扫卫生等家务可以集中在休息日完成，不会影响工作，而购买食品、做饭等日常家务劳动也可以利用每天的闲暇时间完成。这样看来，家中老人帮忙分担家务劳动可能不会给子女收入带来显著提升。卢洪友等（2017）[21]也发现三代同堂家庭中老人隔代照料可以提高子女的劳动时间，但帮忙料理家务则没有显著影响。
由此提出假说2：同住的老年父母隔代照料孙辈会对子女的劳动收入有显著的正向影响，但料理家务不会产生显著影响。
从性别差异来看，中国文化里存在着浓厚的“养儿防老”的传统观念，与女儿相比，儿子往往承担更多照料老人的职责（刘亚飞、胡静，2017）[22]。同时，中国的实际情况中绝大多数多代同堂家庭都是老人与儿子儿媳共同居住，与女儿女婿同住较为罕见。对于和儿子儿媳同住的老人而言，他们更多寄希望于儿子来提供生活或精神上的照料，儿子比儿媳更有可能成为老人的主要照料者。但孩童的抚养照料则不同，孩童的主要看护者一般是母亲（刘靖，2008）[23]。大量研究也表明，照管孩童对女性劳动就业的负向影响大于男性（Carmichael&Charles，2003[24]；卢洪友等，2017[21]）。
护理结束后采取本院自制的满意度调查表对两组患者的满意度进行评价，以100分为满分，得分大于90分，评价为满意；得分在60～89分，评价为一般满意；得分小于59分，评价为不满意。
LFPi为个人过去12个月是否参与有偿劳动的虚拟变量。通过计算得到逆米尔斯比率λ，第二阶段用OLS对收入进行估计，将λi作为一个额外变量加入方程中，即：
从城乡差异来看，一方面，农村地区传统文化观念更强，子女更容易受到思想意识上的束缚，其工作意识也不如城镇群体强烈，他们往往更积极地承担赡养老人的义务，且当有未成年孩童时，孩童照管也会对他们的就业产生更大影响。另一方面，城镇与农村之间的社会养老资源及存在着巨大差异，城镇子女可以通过雇佣保姆等途径来代替家庭养老，而农村地区经济水平普遍较低且社会养老资源稀缺，子女寻求社会养老较为困难。此外，城镇地区的托儿所及幼儿园服务也比农村地区更为便利，CFPS数据的统计数据证实城镇地区平均社区幼儿园数量远超农村地区，这会使农村地区群体劳动就业受到抚育孩童的影响更大。
由此提出假说4：与老年父母同住对农村地区子女劳动收入的负向影响大于城镇地区，隔代照管孙辈对农村地区子女劳动收入的正向影响也大于城镇地区。
三、研究方法与数据
（一）研究方法
今年正值改革开放40周年。思想大解放，改革再出发，全省上下正按照省委统一部署，加强对改革成功经验的总结宣传，加强对全面深化改革各项工作的细化实化，以“改革开放高质量”的实际成果持续推动改革走在前列。□
方程（1）中，被解释变量Ln(incomei)表示成年子女γ1的年劳动收入对数；Coresidencei代表个体是否与老年父母共同居住；Zi为控制变量；εi为误差项；γi为待估系数。方程（2）中，Oldi为同住老人的特征变量，包括同住的老年父母中是否存在身体不健康、生活不能自理以及高龄老人的虚拟变量。若同住的老人健康状况较差、生活不能自理或年龄较高会增加子女的照料负担并对收入产生更大负向影响时，γ2应显著为负。
本文主要针对IoT平台中存在的数据安全性差和传输验证效率低的问题展开了研究和分析，并提出使用区块链技术来解决上述问题。体域网作为IoT的一部分，将其与区块链技术相结合实现身份认证，是本文的研究重点。通过研究发现：数据能够有效地实现防恶意用户或者服务器的篡改，保证数据的分散性，符合现实生活对数据存储的需求；数据间的传输、加密、验证过程不再需要过于冗杂的计算，提高了数据操作过程中的计算效率，节约了计算开销。与此同时，如何保护在公共信道中的公钥不被他人用于共谋攻击等问题，仍需要日后解决。此外，随着IoT平台的进一步发展，区块链技术实际应用于智能医疗、智能家居等实际场景中将是未来发展方向。
2.居住方式与同住老人特征的交互变量。老人特征主要体现在同住老年父母的健康状况及年龄段两方面。其中，年龄段是指同住的老年父母中是否有高龄老人①联合国卫生组织将60～74岁人口划分为较年轻的老人，故本文定义75岁及以上为高龄老人。。一般而言，与低龄老人相比，高龄老人往往残障、患病比例更高（曾毅、顾大男，2002）[27]，因而在长期生活照料上对成年子女的依赖也更强。同时，身体健康状况也在很大程度上反映了老年人口对家庭养老的需求（杜鹏等，2016）[28]。健康状况需考察客观健康（如生活自理能力）和主观健康（如自评健康）两个指标（陆杰华、张莉，2018）[29]：本研究及一般文献所指的个人健康状况即主观健康，采用问卷中自我评价健康来衡量；而客观健康状况则结合KATZ日常生活功能评价表（Katz et al.，1970）[30]及CFPS问卷的设计，通过观察同住的老年父母能否独立完成户外活动、进餐、厨房活动、购物、清洁卫生以及洗衣，以评价老人生活自理能力（ADL，ability of daily life）。若其上述任意一项活动需要他人帮助，则认为同住老人中有生活不能自理的情况。
需要注意的是，由于因变量为个人劳动收入，而劳动收入只在从事有偿劳动的样本中才能够被观测到，若直接对有收入的群体进行OLS回归会产生样本选择性偏误，因此我们使用Heckman两阶段模型来修正。主要方法如下：
第一阶段为选择方程，运用Probit模型估计个体参与有偿劳动的概率：
被解释变量为个人的劳动收入。对于参与劳动的群体，我们考察过去一年的劳动总收入，其中既包括工资性收入，也包括农业经营收入③CFPS提供的个人收入情况未涉及农业经营收入，但提供了个人是否从事家庭农业生产的信息，我们将家庭农业经营收入与家庭农业经营人数相除近似得到个人农业经营收入。、非农经营收入、第二职业收入、其他收入等非工资性劳动收入，以便更全面地反映个体的劳动产出。
本文基于中国家庭追踪调查面板数据进行分析。为了检验假说1，我们采用方程（1）讨论与老年父母共同居住对子女劳动收入的影响，并进一步采用方程（2）添加交互项考察同住老人的不同特征对子女收入的影响。模型形式如下所示：
由此提出假说3：与老年父母同住对男性劳动收入的负向影响大于女性，但同住的老年父母隔代照管孙辈对女性劳动收入的正向影响大于男性。
李凌扎实的法律功底以及谦虚好学的精神，得到了检察院同事们的一致肯定，也坚定了李凌做好公诉工作的信心。自此之后，李凌跟着龚科长一起办理了一系列大案要案，对检察院的业务也逐渐变得熟稔起来。仅仅半年时间，李凌便开始像其他资深检察员一样，开始独立办理重大、疑难案件，从而被破格提拔为助理检察员，三年之后便被任命为检察员。
Xi为解释变量，λi为逆米尔斯比率。此外，Heckman二阶段模型要求第一步选择方程中需要包含至少一个影响参与劳动、但不会直接影响劳动收入的排除变量。参考陈斌开等（2009）[25]的做法，我们在选择方程中添加就业结构变量①就业结构定义为：所在村居从事有偿收入者数目/劳动年龄人口数样本数，用来刻画个体所在区域的劳动力市场需求状况。。
（二）数据来源
本文使用由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）实施的“中国家庭追踪调查”（CFPS）2010、2012、2014、2016年数据。该调查在我国东部、中部和西部25个地理条件与经济水平不同的省份或直辖市进行入户访问，收集了16000多户家庭详细的家庭信息及所有家庭成员的个人信息。
3.居住方式与同住老人是否料理家务及隔代照料的交互变量。料理家务与隔代照料均为老人发挥自身价值的重要途径（卢洪友等，2017）[21]。其中，老人是否隔代照管孙辈的判断依据来源于问题“白天或晚上，孩子主要由谁照管？”的回答；老人是否料理家务来源于问题“平均每天花在家务劳动的时间大约几小时？”的回答②问卷中定义的家务劳动包括准备食物、打扫卫生、整理清洗衣服、购物等无酬家务劳动。，另外，考虑到家中老年父母做家务劳动的时间长短不同，老人提供高强度的家务劳动活动无疑在更大程度上减轻子女家务负担而促使其投入劳动就业，我们进一步考察老人料理家务强度，设定老年父母“每周是否料理家务10小时以上”及“是否料理家务20小时以上”的虚拟变量。
本文的基准研究对象设定为16～59岁周岁的成年群体②我国法定劳动力起始年龄为16周岁；法定退休年龄为男性60周岁，女性工人50周岁，女性干部55周岁。同时，联合国卫生组织最新年龄分段将60岁及以上确定为老年人。。由于本文强调老年人身份，故只有基准研究对象的父母年龄为60岁及以上才可视作“老年父母”。考虑到本文考察劳动收入，基准研究对象应为潜在劳动力，故删除了因上学、退休、残疾而已经退出劳动力市场的样本。
（三）变量选取与描述性统计
近几年来，根据《国务院关于大力发展职业教育的决定》（国发〔2005〕35号）和教育部《关于全面提高高等职业教育教学质量的若干意见》（教高〔2006〕16号）文件精神，明确指出高等职业教育要逐步加强产教结合，校企合作，深化办学模式和人才培养模式改革。职业院校学生实习作为一种重要的实践教学形式，在职业院校中得到大力推行，其质量研究引起学术界的广泛关注。纵观现有研究成果发现，关于学生实习过程管理与质量评价的研究普遍存在着标准笼统、评价结果主观性较大、没有实现过程性评价等方面的不足。尤其缺少系统、科学、合理、可操作的学生实习过程管理与质量评价体系和标准。
解释变量包括三类：
1.居住方式变量，即是否与老年父母同住。鉴于子女与老人多代同住的居住方式能够为家庭养老需求及代际间的家庭互助提供便利（陈皆明、陈奇，2016）[26]，本文将核心解释变量界定为子女是否与60岁以上老年父母同住的二分变量。
为了检验假说2，我们在方程（1）的基础上分别添加同住变量Coresidence1与老人是否料理家务变量Houseworki、是否隔代照管孙辈变量Childcarei的交互项，得到方程（3）与方程（4）。若家中老年父母料理家务或隔代照料行为能够起到一定积极作用，抵消部分老年照料负担带来的负向影响，那么交互项的系数γ2应显著为正。
王虎诚等[26]的规模繁育技术研究认为，繁育周氏啮小蜂受季节性影响比较大，雨季时规模繁育存在客观弊端，应倾斜性地将年度规模化繁育任务安排在5月20日—6月10日进行，17～18 ℃能够显著抑制蜂蛹羽化。滕贵波分别从周氏啮小蜂的体长、千蜂质量、雌雄比、成蜂在不饲喂情况下的死亡率、发育历期、活跃程度等方面进行比较， 以确定优良蜂种选育的有利条件[22]。该研究也对比了来自沈阳、抚顺、营口和大连的蜂种，综合分析后认为大连庄河种源小蜂特性比较优良[22]。
控制变量包括：（1）个人特征变量，包含性别、年龄、健康状况、是否为党员、城乡户籍、受教育程度。大量的研究表明，个人收入与年龄、性别、户籍、政治身份等变量存在密切的联系（Petersen&Morgan，1995[31]；吴晓刚、张卓妮，2014[32]；杨继东、章逸然，2016[33]），此外我们还纳入年龄的平方项以捕捉非线性效应。同时，个体受教育程度与健康状况是影响收入水平的两个重要人力资本指标（Pallais，2014[34]），分别采用获得的最高学历和自评健康来衡量。（2）家庭特征变量，涉及个体的婚姻状态与子女数量情况。婚姻状况是分析劳动者收入时的重要家庭性因素，迫于生活压力，已婚个体的劳动收入普遍高于未婚个体（杨继东、章逸然，2016）[33]；子女数量情况则分别考察个体三个年龄段的孩子数量，能够反映其家庭劳动需求。一般而言，需要照料的孩子尤其是学龄前孩子越多，个人职业就业参与受到的影响越大。（3）考虑到宏观经济变动与各省份之间经济发展水平以及政策环境的差异，我们控制年份及省份固定效应，并以个体是否处于城镇地区的二分变量来表示我国城乡之间收入水平存在的较大差别。变量具体含义及描述性统计见表1。
四、实证结果
（一）居住方式对子女劳动收入的影响
为了检验假说1，我们首先分析居住方式对子女劳动收入的影响。表2的第（1）列汇报了Heckman两阶段模型的估计结果，结果显示与老年父母同住使子女的劳动收入显著下降12.9%，故我们可以得出与老年父母同住对子女劳动收入的总效应是负面的。该结论与沈可等（2012）[9]相反，可能的原因一是沈可等（2012）[9]的样本范围仅为东部9省，未涉及中西部省份，而中西部地区经济发展水平相对落后，家庭传统观念也更强，照料老人可能会给子女带来更大的负向影响；二是该研究调研数据时间为2002年，而本文为2010年及以后，在近十年的时间里，我国老龄化程度已大大加深，且随着计划生育政策的推进以及家庭结构的小型核心化，平均个人所需分担的老年照料负担更大。
表1 变量含义及描述性统计
变量均值 标准差 最小值 最大值含义年收入9.101.490.0314.41与老年父母同住年劳动收入对数，按2016年不变价格调整1=仅与（配偶）父亲同住/仅与（配偶）母亲同住/与（配偶）双亲同住0.270.44父亲或母亲身体不健康1=同住的老年父母中至少一位自评健康为一般/不健康0.090.28父亲或母亲生活不能自理1=同住的老年父母中至少一位不能够独立完成户外活动/厨房活动/购物/使用公共交通/洗衣清洁等日常生活活动0.060.24父亲或母亲为高龄老人0.920.29父亲或母亲隔代照管孙辈父亲或母亲料理家务0.04 0.19 0.21 0.39父亲或母亲料理家务＞10小时1=同住的老年父母中至少一位为75岁及以上高龄老人1=同住的老年父母帮忙照管孙辈1=同住的老年父母中至少一位料理家务1=同住的老年父母中至少一位一周料理家务10小时以上0.150.36父亲或母亲料理家务＞20小时0.090.29性别党员户籍年龄年龄^2 0.60 0.06 0.22 38.96 1649 0.49 0.25 0.42 11.45 892.2 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 6 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 5 9 1=同住的老年父母中至少一位一周料理家务20小时以上1=男性，0=女性1=党员，0=非党员1=城镇户口，0=农村户口连续变量连续变量1=自评健康为非常/很/比较健康，0=自评健康为一般/不健康1=在婚，0=其他1=文盲（参照组）1=最高学历为小学1=最高学历为初中1=最高学历为高中1=最高学历为大专及以上连续变量连续变量连续变量1=城镇地区，0=农村地区2563481健康0.670.47婚姻状况受教育程度子女情况文盲小学初中高中大专及以上6岁以下孩子数量6～15岁孩子数量16岁及以上孩子数量城乡0.83 0.18 0.22 0.34 0.15 0.11 0.20 0.37 0.83 0.37 0.37 0.39 0.41 0.48 0.35 0.31 0.48 0.65 1.05 0.48 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 5 6 8 1
另外，与老人同住可能存在潜在的内生性问题①内生性主要由两种原因导致，一是遗漏变量，例如孝顺意识强的子女会选择辞去工作，陪伴在老年父母身边居住并承担更多的家庭责任；二是反向因果，例如没有工作的子女有充足的时间照料老人，他们可能更倾向与同父母住在一起。，我们使用个人存活的兄弟数量②结合中国的实际情况，夫妻婚后一般很少同妻子父母住在一起，故已婚女性中兄弟数量变量均匹配为其丈夫样本的数据。、父亲是否健在、母亲是否健在③同上，已婚女性的父亲及母亲的健在情况均匹配为其丈夫样本的数据。三个工具变量，采用2SLS进行内生性检验。回归的结果为同住使子女收入显著降低15.8%，与在外生假定下的结果基本一致。一阶段工具变量F值大于经验值10，不存在弱工具变量问题。Durbin-Wu-Hausman检验值为0.209，统计上不显著，无法拒绝外生假设，可见与老年父母同住在本研究中不存在严重的内生性问题。
接下来我们将从同住老人的健康状况、自理能力以及年龄段三方面特征继续考察同住老人会给子女造成的负担。在健康状况方面，第（2）列中交互项系数表明当同住的老人中有身体状况较差的情况将会使子女收入进一步降低6.3%。在自理能力方面，第（3）列结果显示当同住老人中有生活不能自理的情况会使子女收入进一步降低14%，同时这也是与老人同住带来负向影响的原因。在年龄段方面，第（4）列交互项系数不显著。故我们可以得出，当同住的老年父母健康状况较差或没有生活自理能力时，子女在照料上需要付出更多的机会成本，而老人年龄并不是造成子女老年照料负担增加的原因。
表2 居住方式对子女劳动收入的影响结果
注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著，括号内数字为标准误，下表同。
因变量：年收入与老年父母同住与老年父母同住*父亲或母亲身体不健康与老年父母同住*父亲或母亲生活不能自理与老年父母同住*父亲或母亲为高龄老人常数项控制变量省份固定效应年份固定效应样本量Adj R-squared逆米尔斯比率（1）-0.129***（0.018）（2）-0.120***（0.024）（3）-0.096***（0.021）（4）-0.130***（0.022）-0.063*（0.034）-0.140***（0.036）0.002（0.032）6.527***（0.127）Yes Yes Yes 26，637 0.302 0.381***（0.057）6.526***（0.127）Yes Yes Yes 26，637 0.302 0.382***（0.057）6.424***（0.129）Yes Yes Yes 25，080 0.304 0.411***（0.059）6.556***（0.128）Yes Yes Yes 25，660 0.303 0.381***（0.058）
（二）同住老年父母料理家务及隔代照料对子女劳动收入的影响
上一小节验证了与老人同住对子女劳动收入会有显著的负向影响，但家中老年父母是否只是子女的负担与包袱，他们能否在一些方面发挥积极作用仍然有待探讨。为了检验假说2，我们从老年父母料理家务以及隔代照料机制进行分析。在料理家务方面，表3的第（1）列结果显示交互项系数不显著，表明同住的老人料理家务不能显著提高子女收入。考虑到同住老人料理家务的时间长短不同，或许仅当老人料理家务时间较长时才能对子女的收入产生积极影响，我们也分别考察了同住老人是否料理家务大于10小时及20小时以上，第（2）列以及第（3）列的结果显示交互项系数均不显著。
在隔代照料机制方面，第（4）列结果显示当同住老人帮助子女照管孩童时，子女劳动收入显著提升16.4%。从系数大小来看，老人帮忙照料孩童不仅能够抵消照料负担的消极影响，还能够产生一定程度上产生积极净效应。第（5）列同时控制了老人料理家务以及隔代照管孙辈变量，结果依然显示父母隔代照料能够显著提高子女的劳动收入。
表3 同住老年父母料理家务及隔代照料对子女劳动收入的影响结果
因变量：年收入与老年父母同住与老年父母同住*父亲或母亲料理家务与老年父母同住*父亲或母亲料理家务＞10小时与老年父母同住*父亲或母亲料理家务＞20小时与老年父母同住*父亲或母亲隔代照管孙辈常数项控制变量省份固定效应年份固定效应样本量Adj R-squared逆米尔斯比率（1）-0.156***（0.049）（2）-0.115***（0.032）（3）-0.153***（0.025）（4）-0.153***（0.020）（5）-0.173***（0.026）0.023（0.051）-0.030（0.037）0.039（0.034）0.018（0.035）0.164***（0.040）0.170***（0.044）6.439***（0.130）Yes Yes Yes 24，677 0.305 0.419***（0.059）6.433***（0.130）Yes Yes Yes 24，677 0.302 0.417***（0.059）6.441***（0.130）Yes Yes Yes 24，677 0.306 0.417***（0.059）6.516***（0.127）Yes Yes Yes 26，476 0.303 0.380***（0.058）6.424***（0.130）Yes Yes Yes 24，563 0.306 0.416***（0.059）
（三）分样本回归
1.区分性别及城乡异质性的回归分析
接下来，我们将检验假说3与假说4，讨论同住对收入的影响在不同性别以及不同地区子样本中的差异。由于上文分析表明同住的老人料理家务未对子女的劳动收入产生显著影响，故我们重点关注隔代照料。表4汇报了不同子样本的Heckman二阶段模型结果。在区分性别的分样本回归中，我们发现与老年父母同住对男性收入的负向影响更大；但同住老人隔代照管孙辈对女性收入的正向影响更大。前者印证了我国“养儿防老”的传统，男性承担更多赡养父母的责任并付出更多机会成本；后者则表明女性的劳动收入水平更多地受益于同住老年父母的隔代照料行为。在区分城乡地区的回归中，与预期假说一致，我们发现无论是与老年父母同住的负向影响，还是同住老人隔代照料的正向影响都对农村群体收入的作用更大。
表4 区分样本考察居住方式对子女劳动收入的影响
因变量：年收入与老年父母同住男性-0.161***（0.023）女性-0.077**（0.031）城镇-0.099***（0.028）农村-0.142***（0.024）与老年父母同住且父母隔代照管孙辈常数项控制变量年份固定效应省份固定效应样本量Adj R-squared逆米尔斯比率6.657***（0.165）Yes Yes Yes 16，848 0.251 0.634***（0.103）-0.175***（0.025）0.092*（0.049）6.645***（0.165）Yes Yes Yes 16，716 0.251 0.640***（0.103）6.969***（0.194）Yes Yes Yes 9，789 0.330 0.140**（0.068）-0.114***（0.032）0.288***（0.072）6.946***（0.194）Yes Yes Yes 9，760 0.330 0.134**（0.068）6.307***（0.211）Yes Yes Yes 9，607 0.272 0.327***（0.091）-0.119***（0.030）0.137**（0.059）6.304***（0.211）Yes Yes Yes 9，535 0.273 0.311***（0.091）6.823***（0.159）Yes Yes Yes 17，030 0.198 0.510***（0.075）-0.163***（0.025）0.157***（0.054）6.816***（0.160）Yes Yes Yes 16，941 0.198 0.511***（0.075）
2.分年度截面回归分析
下面我们分年度截面进行分析，探讨居住方式对子女收入影响的时间效应。表5结果显示2010年、2012年、2014年、2016年共同居住分别使子女的劳动收入减少5.9%、10.9%、14%、22.9%，可见随着时间推移，同住所带来的消极影响表现出扩大趋势，这间接反映了未来几年人口老龄化很可能给劳动力市场供给及经济社会发展带来十分不利的长期影响。
回到家，颖春问我这次在山上表现得怎么样，得到周书记的表扬了吗？我说，颖春，你烦不烦啊？你就不能让我清静一下吗？见我发了火，颖春哭了，她说，孙东西，你从来就没有爱过我！我说，这和爱不爱你有什么关系嘛？颖春说，怎么没关系？当初你和我谈恋爱时你是怎么说的？愿意为我的幸福付出一切。现在，我不要你付出一切，只想让你再上个台阶把我的工作问题解决了，你却是左也不愿意右也不愿意，你这是爱我吗？颖春一边说一边哭，像个泼妇一般，早没有了当年她和我谈恋爱时的那种清纯与平和了。
张仲平望着徐艺一笑，道：“那不正好吗？别的公司不敢和他来神，意味着咱们在胜利大厦这单业务上已经把别的对手排除在外了。这钱，说是借给左达，其实也就是给他一个尊重、一个台阶。我没指望他能还上。当然，我们也不是做慈善，是拿这钱换他手里的拍卖推荐函，懂了吗？”
进一步考虑同住老人的隔代照料行为后，结果显示2010年与2012年隔代照料的系数在统计上不显著，而2014年、2016年隔代照管孩童分别使子女收入显著提升15.2%和24.8%，隔代照料的积极影响也基本上表现出逐渐递增的总体趋势。由此看来老年父母在家帮忙照管孩子等行为日后可能成为弥补老龄化负面影响的契机。由于逆米尔斯比率在部分样本中不显著，为此我们也采用OLS估计并得出一致结论。
表5 区分截面考察居住方式对子女劳动收入的影响
因变量：年收入与老年父母同住2010年-0.059*（0.030）2012年-0.109***（0.039）2014年-0.140***（0.042）2016年-0.229***（0.042）与老年父母同住*父亲或母亲隔代照管孙辈常数项控制变量省份固定效应样本量Adj R-squared逆米尔斯比率6.172***（0.195）Yes Yes 8，993 0.424 0.410***（0.065）-0.071**（0.033）0.117（0.073）6.165***（0.195）Yes Yes 8，965 0.425 0.410***（0.065）7.898***（0.294）Yes Yes 6，321 0.153 0.349*（0.206）-0.115***（0.041）0.050（0.093）7.900***（0.294）Yes Yes 6，303 0.153 0.338（0.207）6.529***（0.282）Yes Yes 5，462 0.226 0.280（0.190）-0.165***（0.045）0.152*（0.078）6.508***（0.283）Yes Yes 5，418 0.227 0.287（0.192）6.732***（0.312）Yes Yes 5，861 0.274 0.206（0.161）-0.274***（0.045）0.248***（0.085）6.712***（0.313）Yes Yes 5，790 0.274 0.190（0.162）
五、结论与启示
人口老龄化是我国必须面临的首要问题之一。十九大报告指出，“要积极应对人口老龄化，构建养老、孝老、敬老政策体系和社会环境。”近年来，我国经济步入新常态，经济增速逐渐放缓，如何缓解老龄化危机、积极应对老龄化挑战极为重要。本文基于微观实证层面探讨了人口老龄化视角下，与老年父母同住的居住方式在不同情况下对子女收入水平正向以及负向两个方面的影响，得出以下结论：1.总体上来看，与老年父母同住对子女的劳动收入有显著的负向影响，且当同住老人健康状况较差或日常生活不能够自理时，负向影响更大。2.当同住的老年父母帮助子女照管孙辈时也能够起到一定的积极作用，抵消老年照料负担的负向影响，而老年父母料理家务则没有显著影响。3.性别方面，老年照料对男性收入的负向影响高于女性，但老人照管孙辈给女性收入带来的正向影响高于男性；地区方面，农村地区子女收入受到同住老年父母影响的程度高于城镇地区。4.分年度截面分析发现，无论是老年照料产生的负向影响还是老人照管孙辈的正向影响都在随时间呈增强趋势。本研究实证结果一方面验证了照料者面临着家庭老年照料与市场劳动参与之间的矛盾（Ettner，1995[15]；Heitmueller&Inglis，2007[16]；陈璐等，2016[6]），另一方面也说明了老人力所能及时能够通过协助子代照管孙辈等途径扮演着“照料者”的角色（卢洪友等，2017）[21]，进而使家庭及社会受益。
具体而言，基于本文研究能够得出如下几点政策意义：首先，从人口老龄化的影响上来看，本次研究发现，与老人同住和个人劳动收入水平显著负相关，且同住与劳动收入的负相关关系随时间变化而增强。这启示我们，目前总体上老年人口给家庭及社会带来的影响仍然是消极的。同时，未来老龄化问题对经济发展所带来的效应是否会继续加深，这也是今后需要持续关注的重要问题。因此，我们应充分意识到老龄化危机的严峻性，但也需要充分肯定老年人的生产价值，推动老年人积极参与家庭与社会活动，以尽量弥补老龄化带来的消极影响。
其次，从老年人的角度来看，将老年人从被照料者转换为照料提供者是老龄化过程中挖掘新人口红利的重要途径。模型的分析结果显示，伴随着老年父母健康状况或生活自理能力的衰退，与老人同住将给子女带来更大的负向影响，但老人若携助子女照管孙辈也可发挥一定积极作用。可见老人保持生活自理能力以及健康的身体条件不仅可以避免给其家庭成员带来更大的照料负担，还能够为其完成隔代照料等家庭劳动、发挥自身价值创造基本条件，政府应当高度重视老人的健康水平与福利，加大公共医疗卫生方面的财政支出，保障老年人尤其是农村偏远地区老人的基本医疗需求，积极健全并优化医疗保险制度及基本医疗保障体系。
最后，从劳动年龄人口的角度看，与老年父母同住整体上显著降低子女劳动收入，可见许多劳动群体仍然面临着繁重的家庭养老压力，无法较好地兼顾工作与家庭。同时，模型结果表明老人隔代照料对子代尤其是女性的劳动收入具有积极作用，这也侧面反映出照管小孩等家庭责任可能在很大程度上约束个体特别是女性群体的劳动就业。此外，本次研究中，农村地区与老年父母同住带来的负向影响大于城镇地区，这可能与当前农村等落后地区提供的老年服务项目及基础设施有关，以城乡差异形式存在的老年服务体系建设不平等现象普遍存在（陆杰华，2018）[35]，使得农村群体面临繁重的老年照料负担。因此政府应当完善公共养老体系，建立专门的社区老年照料机构，并补齐农村贫困地区的养老体系短板，同时推动企业给予有照料责任的员工更加灵活的工作安排或地点以及照料假期，有针对性地帮助他们缓解就业与家庭的双重压力。✿
对于高校实现立德树人目标而言非常重要一步就是密切关注当代大学生的成长与成才,将学校与社会紧密联系起来建立完善的德育网络体系。社会实践是将各大院校中拥有的社会服务以及人才培养功能展现出来,是学校和社会组织交流以及合作的一个重要的平台,可以帮助高校社会资源地引进。社会实践活动还能够为高校德育教学通过吸收社会文化,家庭文化和校园文化并将其融合的过程以得到丰富的文化资源,从而达到形成全方位、全过程教育的良好局面。
参考文献：
[1]蔡昉.人口转变、人口红利与刘易斯转折点[J].经济研究，2010（4）：4-13.
[2]齐传钧.人口老龄化对经济增长的影响分析[J].中国人口科学，2010（S1）：54-65.
[3]肖祎平，杨艳琳.人口年龄结构变化对经济增长的影响研究[J].人口研究，2017（4）：33-45.
[4]蒋承，赵晓军.中国老年照料的机会成本研究[J].管理世界，2009（10）：80-87.
[5]黄枫.人口老龄化视角下家庭照料与城镇女性就业关系研究[J].财经研究，2012（9）：16-26.
[6]陈璐，范红丽，赵娜，褚兰兰.家庭老年照料对女性劳动就业的影响研究[J].经济研究，2016（3）：169-189.
[7]Fast J E，Williamson D L，Keating N C.The Hidden Cost of Informal Elderly Care[J].Journal of Family and Economic Issues，1999（3）：301-326．
[8]原新，高瑗，李竞博.人口红利概念及对中国人口红利的再认识——聚焦于人口机会的分析[J].中国人口科学，2017（6）：19-31.
[9]沈可，章元，鄢萍.中国女性劳动参与率下降的新解释：家庭结构变迁的视角[J].人口研究，2012（5）：15-27.
[10]Ogawa N，Ermisch J F.Family Structure，Home Time Demands，and the Employment Patterns of Japanese Married Women[J].Journal of Labor Economics，1996（4）：677-702．
[11]Kolodinsky J，Shirey L.The Impact of Living with An Elder Parent on Adult Daughter’s Labor Supply and Hours of Work[J].Journal of Family and Economic Issues，2000（2）：149-175．
[12]Sasaki M.The Causal Effect of Family Structure on Labor Force Participation among Japanese Married Women[J].The Journal of Human Resources，2002（2）：429-440．
[13]Compton J，Pollak R A.Family Proximity，Childcare，and Women’s Labor Force Attachment[J].Journal of Urban Economics，2014（C）：72-90.
[14]Wolf D A，Soldo B J.Married Women’s Allocation of Time to Employment and Care of Elderly Parents[J].Journal of Human Resources，1994（4）：1259-1276.
[15]Ettner S.The Impact of Parent Care on Female Labor Supply Decisions[J].Demography，1995（1）：63-80.
[16]Heitmueller A，Inglis K.The Earnings of Informal Carers：Wage Differentials and Opportunity Costs[J].Journal of Health Economics，2007（4）：821-841．
[17]Houtven C H V，Coe N B，Skira M M.The Effect of Informal Care on Work and Wages[J].Journal of Health Economics，2013（1）：240-252.
[18]Aassve A，Arpino B，Goisis A.Grandparenting and Mothers’Labour Force Participation：A Comparative Analysis Using the Generations and Gender Survey[J].Demographic Research，2012（27）：57-84.
[19]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（4）：369-390.
[20]卿石松，田艳芳.家庭劳动是否降低工资收入——基于CHNS的证据[J].世界经济文汇，2015（4）：77-92.
[21]卢洪友，余锦亮，杜亦譞.老年父母照料家庭与成年子女劳动供给——基于CFPS微观数据的分析[J].财经研究，2017（12）：4-16.
[22]刘亚飞，胡静.谁来照顾老年父母?——机会成本视角下的家庭分工[J].人口学刊，2017（5）：67-76.
[23]刘靖.非农就业、母亲照料与儿童健康——来自中国乡村的证据[J].经济研究，2008（9）：136-149.
[24]Carmichael F，Charles S.The Opportunity Costs of Informal Care：Dose Gender Matter?[J].Journal of Health Economics，2003（5）：781-803.
[25]陈斌开，杨依山，许伟.中国城镇居民劳动收入差距演变及其原因：1990～2005[J].经济研究，2009（12）：30-42.
[26]陈皆明，陈奇.代际社会经济地位与同住安排——中国老年人居住方式分析[J].社会学研究.2016（1）：73-97.
[27]曾毅，顾大南.老年人生活质量研究的国际动态[J].中国人口科学，2002（5）：59-63.
[28]杜鹏，孙鹃娟，张文娟，王雪辉.中国老年人的养老需求及家庭和社会养老资源现状——基于2014年中国老年社会追踪调查的分析[J].人口研究，2016（6）：49-61.
[29]陆杰华，张莉.中国老年人的照料需求模式及其影响因素研究——基于中国老年社会追踪调查数据的验证[J].人口学刊，2018，40（2）：22-33.
[30]Katz S，Downs T D，Cash H R，Grotz R C.Progress in Development of the Index of ADL[J].Gerontologist，1970（1）：20-30.
[31]Petersen T，Morgan L A.Separate and Unequal：Occupation-Establishment Sex Segregation and the Gender Wage Gap[J].American Journal of Sociology，1995（2）：329-365．
[32]吴晓刚，张卓妮.户口、职业隔离与中国城镇的收入不平等[J].中国社会科学，2014（6）：118-140.
[33]杨继东，章逸然.政治身份与收入差距——基于中国社会综合调查数据的研究[J].世界经济文汇，2016（4）：54-79.
[34]Pallais A.Inefficient Hiring in Entry-level Labor Markets[J].American Economic Review，2014（11）：3565-3599.
[35]陆杰华.新时代积极应对人口老龄化顶层设计的主要思路及其战略构想[J].人口研究，2018（1）：21-26.
[36]Heckman J.Sample Selection Bias as a Specification Error[J].Econometrica，1979（1）：153-162.
Is an Old a Treasure for the Family：The Effect of Living Arrangement on Children’s Labor Income under the Background of Ageing
ZOU Fan1，CAO Guang-qiao2
（1.School of Economics and Management，Nanjing Agricultural University，Nanjing Jiangsu 210095，China；2.Nanjing Research Institute for Agricultural Mechanization of Ministry of Agriculture，Nanjing Jiangsu 210014，China）
【Abstract】Based on the 2010，2012，2014 and 2016 China Family Panel Studies（CFPS）data，this paper uses the Heckman two-stage model to empirically test the effect of living arrangement on children's labor income under the background of ageing.The results of the study show that living with older parents has a significant negative effect on the labor income of their children，and that living with older parents who are unhealthy or unable to take care of themselves will have a greater negative effect.However，living with older parents who can help their children take care of the grandchildren can play a positive role and reduce the negative effect of living with older parents.After distinguishing the gender of children，we find that the negative effect on the male’s income is greater than that on the female’s income，but the positive effect of inter-generational care on the female’s income is greater than that on the male’s income.After distinguishing the area，we find that living arrangement bring greater effect on income of children in urban areas.Further，we find that the effect of living arrangement on the income of children has increased year by year.The results of this paper objectively evaluate the role of the elderly population in the family and society on the micro-personal level，and provide suggestions for China to overcome the challenges of aging and walking the way to active aging.
【Key words】Aging；Labour Income；Living Arrangement；Inter-generational Care
【DOI】10.15884/j.cnki.issn.1007-0672.2019.02.007
【收稿日期】2018-09-08
【中图分类号】F063.4
【文献标志码】A
【文章编号】1007-0672（2019）02-0069-12
【基金项目】中国农业科学院科技创新工程项目（农科院办（2014）216号）。
【作者简介】邹璠，女，江苏南京人，南京农业大学经济管理学院硕士研究生，研究方向：人口与环境经济学；曹光乔，男，湖北宜昌人，农业部南京农业机械化研究所研究员，研究方向：农村经济。
标签：同住论文; 老年论文; 父母论文; 收入论文; 子女论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《西北人口》2019年第2期论文; 中国农业科学院科技创新工程项目(农科院办(2014)216号)论文; 南京农业大学经济管理学院论文; 农业部南京农业机械化研究所论文;