婚姻支付对老年劳动参与的影响——基于CHARLS数据的实证研究

穆怀中，姚 文

（辽宁大学 公共管理学院，沈阳 110036）

一、引 言

促进老年劳动参与是积极应对人口老龄化的重要举措之一。截至2022年末我国60岁以上人口达到2.8 亿，占人口总数的19.8%，老年人口数量还在加速增长。如何充分利用老年人口规模庞大且日益扩大的人力资源优势，使其对社会经济的发展做出贡献，也为构建自身美好生活做出贡献，是开启第二次人口红利的题中应有之义（蔡昉，2020）[1]。劳动参与是老年人参与经济社会发展，增加收入的主要方式。目前，影响我国老年劳动参与的因素是多方面的，总体来看经济因素仍是主要因素（张文娟，2010；陆林等，2015；毕红霞等，2022；黄炜等，2023）[2-5]。婚姻支付是大部分中国老年人一生中最重要的经济支出（王跃生，2010）[6]。根据2018年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据统计，有已婚子女的受访者当中，70%存在婚姻支付行为，可见婚姻支付在中老年人当中的影响范围之广。近年来，随着生活水平的提升和婚姻挤压日益严重，婚姻支付在整个家庭支出中所占比重越来越大，这将对老年劳动参与决策产生重要影响。鉴于此，本文对老年劳动参与同婚姻支付之间的关系展开研究，通过构建理论模型，并采用有效数据进行实证检验，尝试分析婚姻支付对老年劳动参与影响的普遍性、异质性及与其他影响因素的交互性，以丰富相关公共政策制定的理论和现实依据。

本文可能的贡献包括两点：一是研究视角。现有文献尚未有研究从婚姻支付的角度对老年劳动参与做出解释。现有关于婚姻支付的文献，也很少分析其对老年劳动参与带来的影响。本文将拓展相关领域的研究，为理解中国老年人的劳动参与选择提供新的视角。二是理论模型。在生命周期消费理论和劳动供给理论的基础上，借鉴世代交叠模型跨期分析方法，将婚姻支付纳入劳动供给理论框架，构建老年劳动参与选择模型，尝试对婚姻支付与老年劳动参与之间的关系进行刻画。

二、文献回顾与理论假设

（一）文献回顾

近年来婚姻支付不断上升引起了学界的广泛关注。有关婚姻支付的文献相对较多，与本文密切相关的主要是有关中国婚姻支付现状及其影响的研究。首先是婚姻支付的现状。根据学者们的调研，婚姻支付上涨主要是在2000年以后，2010左右开始加速上涨，目前我国城乡地区婚姻支付均在数十万元以上，城市婚姻支付绝对值高于农村，婚姻支付主要用于彩礼和购、建房，大部分由父母承担（靳小怡等，2019；符国群等，2019；Jiang et al.，2015）[7-9]。现有研究从家庭、父母及夫妻双方三个方面考察了婚姻支付带来的影响。从对整个家庭的影响来看，婚姻支付可能挤出家庭消费（柳清瑞等，2020）[10]，减少家庭的农业劳动收入（Li et al.，2021）[11]，过高的婚姻支付还可能导致债务风险，进而造成农民家庭的持久性贫困（刘成良，2018）[12]。从对父母的影响来看，婚姻支付会给父母带来经济压力和消费约束（Tao et al.，2021）[13]，还将给农村父母的健康带来挑战（李军等，2023）[14]，但也有研究表明，婚姻支付可以通过改善父子关系满意度来提高父母生活满意度，是父母最大化满意度的行为选择（钟若愚等，2023）[15]，同时婚姻支付还将显著增加婚后子女给父母的物质和精神支持（张川川等，2020）[16]。从对夫妻双方的影响来看，婚姻支付还对初婚年龄和生育决策有显著影响（周兴等，2022）[17]。

老年劳动参与的影响因素是经久不衰的研究问题。随着老龄化社会的到来，积极应对人口老龄化国家战略的提出，有关中国老年人劳动参与的研究再次丰富起来。梳理现有研究发现老年劳动参与的影响因素主要包括以下三个层面：一是社会政策层面。主要分析了养老保险保障水平对老年劳动参与的影响（程杰，2014；张川川等，2015；赵明等，2022；Giles et al.，2011）[18-21]。二是家庭层面。家庭中对老年劳动参与产生影响的因素主要有：子女性别结构、代际经济支持、隔代照料、居住安排等（赵建国等，2021；钟搏，2022；宋健等，2018；Tong et al.，2019）[22-25]。三是个体层面。围绕健康状况对老年劳动参与的影响讨论较多（童玉芬等，2017；李琴等，2014；王智勇等，2021；Jiang et al.，2019）[26-29]。

现有文献围绕婚姻支付及其给家庭经济带来的影响进行了广泛探讨，但关于婚姻支付对老年劳动参与影响的研究相对较少。在老年劳动参与影响因素的研究中，也鲜有学者关注到婚姻支付这一影响因素。基于此，本文展开婚姻支付对老年劳动参与影响的研究，将有助于丰富对老年劳动参与影响因素的认识，拓展婚姻支付及其影响的研究范围，为更好地制定相关政策提供依据。

（二）理论模型与研究假设

对婚姻支付影响老年劳动参与这一问题的分析，可借鉴的理论主要有：生命周期消费理论和劳动供给理论。第一，生命周期消费理论将个体成年之后的生命分为两个阶段，第一阶段参加工作，获得收入，进行消费和储蓄，第二阶段没有收入，只进行消费，同时用第一阶段的储蓄来补充第二阶段消费。然而，目前的中国，婚姻支付严重消耗了普通老年人在第一阶段所积累的财富，当人生进入第二阶段时，那些养老金和子女经济支持不足的老年人，不得不继续参加劳动来弥补第二阶段的消费。其次，劳动供给理论将人一天除去睡眠时间后的16小时分为劳动时间和闲暇时间，二者之间存在竞争关系。其中闲暇能给人带来直接的效用，劳动不能直接带来效用，可以通过劳动收入进行消费，间接获得效用。工资率、闲暇偏好、非劳动收入或财富水平是影响个体参与劳动的重要因素。高额的婚姻支付降低甚至透支了他们原有的财富水平，因此而产生的经济压力，可能促使老年人提高劳动参与率或增加劳动参与时间。

本文根据生命周期消费理论和个体劳动供给理论，借鉴世代交叠（OLG）模型跨期分析方法，构建老年劳动参与选择模型。基本设定如下：（1）模型采用跨期分析方式，将个体成年后的生命周期分为两期，即中年期和老年期，个体在中年期参加劳动获取收入，进行消费和储蓄，并给出婚姻支付，在老年期依靠中年期的储蓄、养老金、子女经济支持或劳动收入进行消费。（2）中年期可能的劳动供给时间全部用于劳动，劳动时长为1，老年期可选择参与劳动或者闲暇。（3）老年人的经济行为受到收入预算约束。（4）老年人的个体效用最终取决于中年期和老年期的消费以及老年期的闲暇。

假设C1表示中年期的消费，S1表示中年期的储蓄，M表示婚姻支付，w表示工资率，q表示养老保险缴费率，则中年期的预算约束为：

C2为老年期的消费，r表示利息率，L表示劳动参与时间，P表示养老金，T表示子女给老年父母的经济支持，则老年期的预算约束为：

老年个体效用取决于中年期的消费C1，老年期的消费C2，以及老年期的闲暇1-L，则个体效用函数可表示为：

其中，α为预期效用时间贴现因子，β为闲暇效用贴现因子，α、β的取值范围在0到1之间。

根据两期预算约束式（1）和式（2）得到个体面临的预算约束为：

利用效用函数式（3）和预算约束式（4）构建拉格朗日函数，求解个体效用最大化时的老年劳动参与时间得到：

对个体效用最大化时的劳动参与时间L*关于婚姻支付M求导得：

如式（6）所示，在其他情况不变的条件下，最优老年劳动参与时间L*关于婚姻支付M的导数为正，表明效用最大化条件下的老年劳动参与时间与婚姻支付存在正相关关系，也就是说婚姻支付将促使老年人增加劳动参与时间。

进一步分析婚姻支付对老年劳动参与率的影响。根据个体劳动供给理论，个体是否参与劳动是由工资率、非劳动收入和闲暇偏好等因素共同决定的。本文借鉴赵明和王晓军等（2022）[20]的研究，将老年人劳动参与概率及其影响因素表示为：

其中，p代表老年个体参与劳动的概率，I为示性变量，取值为1和0，X为影响老年个体劳动参与概率的外生变量矩阵，为待估计参数矩阵。当老年样本i的劳动参与时间L＞0时，I取值为1，即样本参与劳动；当样本i的劳动参与时间L=0时，I取值为0，即样本不参与劳动。文章已经通过理论模型证明，婚姻支付会促使老年人增加劳动参与时间L，劳动参与时间的增加意味着老年人劳动参与意愿的提升，这将促使那些尚未参与劳动的老年人进入劳动力市场。因此，婚姻支付不仅会促使已参与劳动的老年人增加劳动参与时间，同时也会提高老年人参与劳动的概率。据此，提出第一组研究假设：

假设1a：婚姻支付上升会提升老年劳动参与率。

假设1b：婚姻支付上升会提升老年劳动参与时长。

上述理论模型只探讨了婚姻支付如何影响老年人的劳动参与，但并未考虑个体异质性特征。在现实情况中，城乡、性别、年龄、家庭资产水平不同的老年人，其闲暇偏好、非劳动收入、工资率，以及劳动方式和习惯往往不同，因此，不同群体老年人的劳动参与受婚姻支付的影响可能存在异质性。据此，提出第二组研究假设：

假设2a：婚姻支付对老年劳动参与的影响存在城乡差异。

假设2b：婚姻支付对老年劳动参与的影响存在性别差异。

假设2c：婚姻支付对老年劳动参与的影响存在年龄差异。

假设2d：婚姻支付对老年劳动参与的影响存在家庭固定资产水平差异。

根据劳动供给理论，个体的劳动供给受到非劳动收入即财富水平的影响，较高的财富增加了消费者保留时间以自用的能力①高鸿业主编.西方经济学微观部分（第7版）.北京：中国人民大学出版社，2018：233.。研究表明，婚姻支付水平与父母的财富水平正相关（钟若愚等，2023）[15]，能够给予子女高水平婚姻支付的老年人，其自身的生活水平一般不会受到婚姻支付的影响或影响较小，因此婚姻支付很难促使这部分老年人参与劳动，反而会通过财富效应对其劳动参与产生负向影响。这与工资率上涨到一定程度，劳动供给反而下降，劳动供给曲线开始向后弯曲存在相似之处。那么，婚姻支付对老年劳动参与是否也存在非线性影响，还有待实证检验。

影响老年人劳动参与的因素是复杂多样的，其中养老保障水平和健康状况分别是宏观层面和个体层面学者们讨论最多的因素（殷俊等，2023）[30]。研究表明，养老金的增加将显著降低老年人的劳动参与率（张川川等，2015；赵明等，2022）[19][20]。而健康状况与老年人的劳动参与显著正相关，健康状况恶化将显著降低城乡老年人的劳动参与率（童玉芬等，2017；李琴等，2014；王智勇等，2021）[26-28]。鉴于此，婚姻支付和养老金水平、婚姻支付和健康状况对老年人劳动参与率的影响是否存在交互效应，在交互效应中哪个变量的影响更大，婚姻支付是否会促使健康状况较差的老年人参与劳动，这些都有待进一步检验。

根据以上分析，提出第三组研究假设：

假设3a：婚姻支付对老年劳动参与的影响存在平方项效应。

假设3b：婚姻支付与养老金水平对老年劳动参与的影响存在交互效应。

假设3c：婚姻支付与健康状况对老年劳动参与的影响存在交互效应。

三、数据与变量

（一）数据来源及样本选择

本文使用中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Survey）2018年全国基线调查数据，其追访对象主要是年龄在45岁以上的中老年人，且问卷中对受访对象的婚姻支付情况和劳动参与情况有较为详细的询问，能够为本文的研究提供数据支持。根据研究目的，主要从以下三个方面对样本进行了筛选：首先，本文将研究对象确定为给子女提供过婚姻支付的老年人；其次，从实际劳动参与能力的角度考虑，将样本年龄限定在60～75 岁；最后，从婚姻支付影响效应的角度考虑，删除了少量子女结婚年份在1978年之前，以及关键变量缺失和有明显错误的样本，只保留子女结婚年份在40年以内的样本①由于原始数据当中有关劳动参与问题的回答率高于劳动参与时长问题，因此无法统一给出参与回归的样本数，每个回归模型所纳入的样本数，均显示在相应列表中。。

（二）变量说明

被解释变量：劳动参与。本文通过劳动参与率和劳动参与时长两个维度来检验婚姻支付对老年人劳动参与的影响。

首先，是劳动参与率的度量。根据中国社会科学院农村发展研究所中国乡村振兴综合调查（CRRS）2020年数据，目前农村老年人收入的70%是通过劳动获得的，其中，非农劳动收入占总收入的55%以上，而农业收入不足20%（胡祎等，2022）[31]。显然，非农劳动已成为农村老年人最主要的收入来源，而城市老年人没有土地，几乎只能通过非农劳动获取收入。因此，本文借鉴赵建国等（2021）[22]的做法，选择非农劳动参与来衡量老年样本的劳动参与率。问卷中对应的问题为“除去与务农有关的工作，上周您有没有工作至少一个小时？包括打工、个体经营、为家庭经营帮工等。”此外，将正在休假或培训的样本也计算在内，对应的问题为“您是否有非农工作，但目前正处在临时休假或在职培训？”参与非农劳动为1，未参与为0。

其次，是劳动参与时长的度量。借鉴钟搏（2022）[23]对老年人劳动供给时间的研究，本文将非农劳动时长和农业劳动时长均纳入考察范围。并通过日均劳动时长来度量老年样本的劳动参与时长。问卷中对应的问题为“过去的一年中，这份工作您一共干了几个月？一般每周干几天？每天干几小时？”“过去的一年中您有几个月从事自家农活？每周干几天？每天干几小时？”在实证过程中将劳动参与时长的度量指标确定为日均工作小时数，计算公式为：劳动参与时长=工作月份数×周工作天数×每天工作小时数×4.33∕365。

核心解释变量：婚姻支付。本文将父母为子女支付的彩礼∕嫁妆及买房费用总和，定义为婚姻支付。问卷中对子女的结婚时间、结婚时父母是否支付彩礼∕嫁妆、是否买房、彩礼∕嫁妆当时的价值以及买房支出情况做了详细的提问，根据这些问题计算得到婚姻支付总值。为了尽可能地客观估计不同年份婚姻支付对劳动参与带来的影响，本文根据国内生产总值物价平减指数将不同年份的婚姻支付换算成2018年价格。

控制变量：根据现有研究，控制变量主要包括三个方面。一是样本个体特征。年龄、性别、婚姻状况、受教育年限、城乡、生活自理能力、自评健康②本文从客观性和综合性两方面考虑，将生活自理能力和自评健康均纳入回归模型，以更好反映老年人的健康状况。；二是影响老年人劳动参与的重要经济和时间因素。养老金、子女净支持、家庭固定资产总值、是否照顾孙子女；三是省份虚拟变量及结婚年份虚拟变量，用来控制地区差异和时间差异。

（三）变量描述性统计

表1 显示了各变量基本情况。（1）被解释变量和解释变量情况。参与非农劳动的老年人占比14%，与2018年OECD国家老年人的平均劳动参与率水平15%基本持平③数据来源OECD statistics数据库。。日均劳动时长3.08小时，最多23.91 小时，最少0 小时，可见老年人劳动参与时长差异较大。核心解释变量婚姻支付平均为16.33万元。考虑到样本子女的结婚年份分布较广，婚姻支付并非子女结婚总费用，仅为父母支付的费用，均值为16.33万元较为合理。此外婚姻支付最多649.68万元，最少0.02万元，结合41.25万元的标准差，说明样本间婚姻支付差异较大。（2）样本个体特征变量情况。样本平均年龄为67岁，性别均值0.51，平均受教育5.08 年，婚姻状况均值0.73，生活自理能力平均11.33 分，自评健康状况平均0.7分，说明样本年龄和性别分布均衡，受教育程度普遍较低，大多数老年人与配偶同住且健康状况较好。（3）影响老年人劳动参与的主要经济因素和时间因素情况。养老金平均水平和子女净支持均值分别为0.94万元∕年和0.28万元∕每年，家庭固定资产值为1.16万元，32%的老年人全年照顾孙子女30周以上。这说明老年人经济收入偏低，照料负担较重，这些因素将分别对老年劳动参与产生收入效应和替代效应，具体结果有待实证检验。

表1 变量描述性统计

四、实证检验

（一）婚姻支付对老年劳动参与的影响

1.计量模型

在考察婚姻支付对老年劳动参与的影响时，因劳动参与为二值选择变量，基础计量模型采用模型（8）使用线性概率（LPM）估计方法；劳动参与时长为连续变量，基础计量采用模型（9）使用多元回归（OLS）估计方法，模型表达式为：

其中，Pi表示劳动参与率，Hi表示劳动参与时长，Mi表示婚姻支付，回归中取对数，Ci表示控制变量，包括样本个人特征变量、影响老年劳动参与的经济和时间因素变量以及控制地区差异及时间差异的省份虚拟变量和结婚年份虚拟变量。此外，为考察基础回归结果的稳健性，同时依据模型（8）使用Logit方法对劳动参与率进行再次估计，根据模型（9）用Tobit方法对劳动参与时长进行再次估计，为方便系数比较，Logit和Tobit的估计结果报告平均边际效应。

2.内生性分析

模型（8）和模型（9）可能的内生性问题主要来自两方面：一是遗漏变量问题。个体偏好、当地风俗等不可观测变量可能既会影响婚姻支付，同时影响老年人的劳动参与行为。二是反向因果关系。婚姻支付影响老年人劳动参与的同时，劳动参与也会通过经济收入影响婚姻支付。为克服内生性问题，参考尹志超和张诚（2019）[32]年的研究，使用同一城市、子女结婚年份相同的其他样本平均婚姻支付作为婚姻支付的工具变量。一方面，个体的婚姻支付行为受到地域婚俗文化及所在年份的影响，与所在城市、结婚年份相同者的婚姻支付高度正相关，同时个体的婚姻支付又很难影响整个城市和所在年份的婚姻支付情况。另一方面，同一城市、子女结婚年份相同的其他样本的平均婚姻支付与老年人个体的劳动参与没有直接关系。因此，使用同一城市、结婚年份相同样本的平均婚姻支付作为婚姻支付的工具变量是合理的。在实证过程中使用这一工具变量进行两阶段估计（2SLS）进一步检验回归结果的稳健性。

3.基础回归结果

婚姻支付对老年劳动参与影响的回归结果如表2所示，前三列显示了婚姻支付对老年劳动参与率的影响。第一列是线性概率模型（LMP）的回归结果，在控制其他变量的情况下，婚姻支付每增加1%，老年人的劳动参与概率将增加0.013%；第二列是Logit 方法回归结果，同样在控制其他变量的情况下，婚姻支付每增加1%，老年人劳动参与的概率平均增加0.015%；第三列是采用工具变量进行两阶段估计（2SLS）的结果，在控制其他变量后，婚姻支付每增加1%，老年人劳动参与的概率将增加0.009%，虽然劳动参与概率的增加幅度较前两种估计结果略有减少，但增加趋势保持不变。三种估计结果总体来看，婚姻支付对老年人的劳动参与率具有显著正向影响且结果稳健。因此，假设1a成立。

表2 基础回归结果

后三列显示了婚姻支付对老年劳动参与时长的影响。第一列是多元回归模型（OLS）的估计结果，在控制了其他变量的情况下，婚姻支付每增加1%，老年人的劳动参与时长将增加0.19%；第二列是采用Tobit 方法的回归结果，控制其他变量后，婚姻支付每增加1%，老年人劳动参与时长平均增加0.22%；第三列是工具变量两阶段估计（2SLS）结果，控制其他变量后，婚姻支付每增加1%，老年人劳动参与时长将增加0.21%，三种估计结果同样显示，婚姻支付显著正向影响老年劳动参与时长且结果稳健。因此，假设1b得到检验。

其他控制变量对父母劳动参与影响的估计结果与经验事实与已有研究基本相符，不再赘述。表2后两行报告了2SLS弱工具变量检验和内生性检验结果。一阶段F值远大于临界值，说明不存在弱工具变量问题，内生性检验P值小于0.1，说明模型存在内生性问题。

（二）稳健性检验

本文除了采用工具变量两阶段估计（2SLS）、Logit、Tobit方法估计检验外，还将采用倾向得分匹配法（PSM）对基础回归结果进行稳健性检验。在分组匹配过程中将婚姻支付额大于中位数的样本设置为处理组（Treated），将婚姻支付额小于等于中位数的样本设置为控制组（Controls），将主回归中所有控制变量包括省份和结婚年份虚拟变量均作为计算倾向得分值的标准纳入回归。再用倾向得分值对两组样本进行匹配，并使用匹配后的数据进行比较，依据的主要指标为参与者平均处理效应（ATT），计算公式如下：

其中，P（X）为婚姻支付额大于中位数的概率，D是指标函数，若婚姻支付大于中位数，则D=1，所在组为高婚姻支付组，即处理组（Treated），否则D=0，所在组为低婚姻支付组，即控制组（Controls）。MT和MC分别为高婚姻支付和低婚姻支付的结果变量。

表3显示了最近邻匹配（Neighbor）、半径匹配（Radius）及核匹配（Kernel）的检验结果，由表3可见，采用不同匹配方法所得结果较为一致，婚姻支付对老年人劳动参与率和劳动参与时长均在1%～5%的统计水平上存在显著正向影响。倾向得分匹配法（PSM）同其他方法估计结果一致，说明本文研究结论稳健。

表3 PSM估计结果

（三）异质性分析

婚姻支付对劳动参与的促进作用可能会随着样本个体特征的不同而表现出异质性。在本部分将依据城乡、性别、年龄以及家庭固定资产水平对样本进行分组回归，通过对假设2a～2d的实证检验进一步考察婚姻支付对不同群体劳动参与影响的差异，估计结果见表4。

表4 异质性检验结果

第一，表4的A部分按城乡进行分组，检验了婚姻支付对城乡老年人劳动参与的影响。整体而言，婚姻支付的上升会提高城乡老年人的劳动参与率并增加劳动时长，但这一影响在城乡老年人之间存在差异。比较而言，城市老年人的劳动参与时长更容易受到婚姻支付的影响，虽然劳动参与率也受到了正向影响，但在统计水平上不显著。这可能是因为，城镇退休人口普遍拥有较高的财富积累和慷慨的养老金待遇，这使他们不需要继续参与劳动，就足以应对生活中的经济压力（程杰等，2022）[33]。而那些被子女婚姻支付影响劳动参与选择的城市老年人，一般收入水平相对较低，他们通常已经参与劳动，当面对婚姻支付带来的经济冲击时，他们只能选择增加劳动参与时长来获取更多收入。而农村老年人的劳动参与率和劳动参与时长均受到婚姻支付的影响，与农村老年人更低的收入和财富水平，以及相对更高的婚姻支付水平有关。更大经济压力带来更强的收入需求，促使农村老年人不仅积极参与劳动还延长劳动时间以获取更多收入。

第二，表4的B部分报告了按性别分组的检验结果。整体而言，不同性别老年人的劳动参与率和劳动参与时长都显著受到婚姻支付的正向影响。比较而言，男性样本的劳动参与率更容易受到婚姻支付的影响，而女性样本的劳动时长更容易受到婚姻支付的影响。这可能是因为，男性是家庭经济来源的主要承担者，当面对较大的经济压力时，男性的劳动参与选择往往更容易受到影响（赵建国等，2021）[22]。而女性老年人受年龄、身体条件、家庭照料等限制，其就业难度相对男性更大。那些已经就业的女性老年人，大多从事工资水平较低的服务行业，当遇到婚姻支付带来的经济冲击时，他们需要付出比男性老年劳动者更多的劳动时间才能获得想要的收入（钟搏，2022）[23]。

第三，表4的C部分报告了按年龄分组的检验结果。整体而言，不同年龄组老年人的劳动参与均受到婚姻支付水平的正向影响。比较而言，低龄组老年人劳动参与率和参与时长更容易受到婚姻支付的影响。这一结论与赵建国等（2021）[22]的研究结论类似，他们认为年龄在60-64岁及65-69岁的老年人，儿子数量分别在1%和5%的显著性水平上促进其劳动参与。而高龄组老年人劳动参与率受到的影响并不显著，劳动参与时长仅在10%的统计水平上显著。这可能是因为，一方面，根据相关研究和本文数据，近40年来婚姻支付不断上涨（Li et al.，2021）[11]，加之距离婚姻支付时间较近，导致低龄组样本的婚姻支付压力更大，获取劳动收入的需求更强，因此也更愿意参与劳动。另一方面，高龄老年人因身体和健康的原因很难重回劳动力市场，而极少数还在继续劳动的老年人，在面对婚姻支付带来的经济压力时，很可能延长劳动时间以期获得更多收入。

第四，表4的D部分报告了按照家庭固定资产水平分组的检验结果。整体而言，婚姻支付对不同资产水平老年人的劳动参与均产生了正向影响。比较而言，婚姻支付对中、低资产水平老年人的劳动参与率和参与时长影响均在1%～5%的统计水平上显著，而对高资产水平老年人的劳动参与率和劳动参与时长影响均不显著。这说明，家庭财富处于中、低水平的老年人，其劳动参与更容易受到子女婚姻支付的影响。这一结论，符合劳动供给理论当中个体的劳动参与受到非劳动收入影响的说法，也与黄炜等（2023）[5]的研究结论类似，他们发现，低财富水平的老年人更可能选择“退而不休”。综上所述，假设2a～2d得到检验。

（四）平方效应与交互效应分析

1.计量模型

根据第3组假设，婚姻支付与老年劳动参与之间可能存在平方效应，与养老金水平和健康状况之间可能存在交互效应，为对此进行验证，本文在回归模型中引入婚姻支付的平方项，以及婚姻支付与养老金水平、婚姻支付与健康状况的交互项，构建如下计量模型：

其中，Mi*Mi表示婚姻支付的平方项，Peni和Heai分别表示养老金水平和健康状况，β1表示主效应回归系数，β2表示平方项或交互项系数，其它变量含义与基础回归模型一致。

2.平方效应检验

表5第（1）列显示了婚姻支付平方效应的检验结果。婚姻支付的一次项系数，在1%的统计水平下显著为正，与基础回归模型一致；婚姻支付的平方项系数在5%的统计水平下显著为负，说明婚姻支付与老年劳动参与之间存在“倒U型”关系。这意味着，婚姻支付的提高并非一直对老年劳动参与有促进作用。当婚姻支付水平开始提升时，会促进老年人参与劳动，而当婚姻支付达到某一水平后，就表现为对老年劳动参与的抑制作用。这可能是因为，能够提供较高婚姻支付水平的老年人，往往有着较好的经济条件，不需要依靠劳动来缓解婚姻支付带来的压力。分组回归当中，婚姻支付对高资产水平老年人的劳动参与影响不显著，也证明了这种可能性的存在。但是婚姻支付平方项系数相对较小，这说明“倒U型”曲线较为平缓，拐点出现在婚姻支付水平相对较高的地方，结合家庭固定资产水平的分析结果来看，婚姻支付主要促进了低财富水平和中等财富水平的老年人参与劳动。综上，假设3a得到检验。

表5 交互效应检验结果

3.交互效应检验

表5第（2）列显示了婚姻支付与养老金水平交互效应的检验结果。婚姻支付与养老金水平交互项的系数为-0.005，在10%的统计水平上显著。婚姻支付主效应回归系数为0.013，在1%的统计水平上显著，因此，总效应系数为0.008。这表明婚姻支付的上升会减弱养老金水平的提高对老年劳动参与的抑制作用。假设3b得到检验。

表5第（3）列显示了婚姻支付与生活自理能力交互效应的检验结果。婚姻支付与生活自理能力交互项的系数为-0.001，在10%的统计水平上显著，婚姻支付主效应回归系数为0.013，在1%的统计水平上显著，因此，总效应系数为0.012。这表明婚姻支付上升会减弱生活自理能力变差对老年劳动参与的抑制作用，也就是说，婚姻支付会促使健康状况较差的老年人参与劳动。假设3c得到检验。

五、结论与政策启示

本文通过理论分析和实证检验，主要得出以下结论：（1）婚姻支付对老年劳动参与存在显著正向影响，显著提高老年人的劳动参与率和劳动参与时长。（2）婚姻支付对老年劳动参与的影响存在异质性。总体来说，婚姻支付对农村老年人劳动参与率和劳动参与时长均产生显著影响，而只对城镇老年人的劳动参与时长产生显著影响；对男性老年人劳动参与率的影响更为显著，而对女性老年人的劳动参与时长影响更为显著；对60～69岁低龄老年人劳动参与率和劳动参与时长的影响均显著为正，同时也对70岁以上高龄老年人的劳动参与时长存在显著正向影响，但对其劳动参与率影响不显著；当家庭固定资产达到高水平后，婚姻支付对老年劳动参与的影响不再显著。（3）婚姻支付对老年劳动参与的影响存在平方项效应，二者之间存在平缓的“倒U型”关系。（4）婚姻支付对老年劳动参与的影响，同养老金水平、健康状况存在交互效应。婚姻支付的上升会减弱养老金水平的提高对老年劳动参与的抑制作用，同时也会减弱健康状况变差对老年劳动参与的抑制作用。上述结论说明，婚姻支付在普遍增加老年人劳动参与的基础上，还显著促进了“弱势”老年人的劳动参与，包括农村、女性、高龄、低财富水平及低健康水平的老年人。

基于上述研究结论，提出以下政策启示：

第一，长期来看，应当统筹协调城乡、区域经济发展，加强正确婚姻观念和个人养老保障责任意识（穆怀中，2022）[34]，从根本上遏制因社会经济发展不平衡和局限的认知观念导致的婚姻支付过快上涨问题。着眼当下，在城市地区应当增加年轻人的保障性住房供给，提高住房公积金利用率，减少房价给年轻人及其父母带来的影响；在农村地区，尤其是一些婚姻挤压严重的农村地区，政府应当针对高价彩礼等问题展开专项治理。第二，完善老年劳动力市场，解决好农村劳动力的非农就业问题（谢玲红等，2020）[35]。可通过开展职业技能培训和就业信息服务，增强老年人的职业技能和就业技能从而提高其市场竞争力。这既有助于受到婚姻支付及其他经济因素影响需要参与市场劳动维持生计的老年人获得劳动参与的机会，又有助于鼓励积极主动参与社会劳动的老年人更好地发挥自身价值，能够促进适度婚姻支付与老年劳动参与双向协调发展。第三，健全多层次社会保障体系，加强对“弱势”老年人的兜底性保障。最容易受婚姻支付影响而产生经济困难的群体，往往是那些财富水平较低，经济能力较差的老年人。养老保障水平和保障层次的增加，能够切实增加这部分老年人的收入，防止一些因环境或自身条件而无法参与劳动的老人陷入贫困。