黄 枫

（1.上海财经大学 高等研究院，上海200433；2.上海财经大学 数理经济学重点实验室，上海200433）

一、引 言

女性通过参与职业劳动担负着家庭以外的社会责任，中国是世界上女性劳动参与率最高的国家之一。但我国在“十二五”时期将出现第一个老年人口增长高峰，60岁以上老年人口将由1.78亿增加到2.21亿，老年人口比重将由13.3%上升至16%，①预计到2050年我国老龄人口将达到峰值4.37亿，②占总人口的三分之一（曾毅等，2006）。可见，随着我国人口老龄化，需要照料的老人将大幅增加，而计划生育政策使子女数量骤减，家庭将担负重要的老人照料责任。作为家庭劳动的主要提供者，女性在家庭劳动与职业劳动之间的角色冲突日益凸显。目前，中国已经出现女性劳动参与率下降的趋势，那么老人家庭照料活动究竟会对女性就业产生怎样的影响？这一影响的幅度有多大？不同照料方式的影响是否相同？公共政策应如何帮助女性平衡家庭和社会责任？这些都是本文要回答的问题。

本文从两个方面推进了家庭照料与女性劳动参与研究。第一，现有研究大多从宏观经济、家庭收入、生育保险政策等角度探讨我国女性劳动参与率的变化，而本文结合我国人口老龄化趋势，将老人家庭照料责任引入女性劳动参与决策，从而丰富了现有相关研究。第二，虽然我国不乏劳动就业或老年人口的微观调查数据，但是劳动就业调查数据一般缺乏家庭照料信息，老年人口调查数据又不包括子女相关信息，从而这些数据对于研究家庭照料与女性劳动就业关系是不适合的。更重要的是，使用老年人口调查数据研究子女劳动参与行为可能产生样本选择偏误。本文利用1991－2009年“中国营养与健康调查”（CHNS）数据，采用子女和父母的匹配样本，避免了可能产生的样本选择偏误。本文希望通过研究家庭照料与女性就业关系，为女性就业、养老政策的制定提供科学依据。

二、制度背景与文献回顾

（一）制度背景

人口老龄化、慢性病发病率上升等使老年人口的护理需求增加，其中既包括正规的机构护理也包括非正规的家庭照料。家庭照料通常由子女、亲属等非专业人士无偿提供，每个人在一生中都有可能成为非正规护理者。在英国，14%的适龄劳动人口担负着非正规照料责任（Heitmueller，2007）。在我国35－52岁已婚女性中，超过12%的照料父母或公婆（Liu等，2010）。“中国营养与健康调查”（CHNS）数据显示，近年来我国老年人口照料需求呈增长趋势，照料父母或公婆的女性占适龄劳动女性的比例不断上升，从1991年的6%上升至2009年的14%，而且每周平均照料时间也大幅增加，2009年为21个小时，比1991年翻了一番。这表明家庭照料对女性劳动供给、职业生涯的影响日益显著。③

在计划经济时期统包统配的劳动就业制度下，我国是世界上女性劳动参与率最高的国家之一（潘锦棠，2002）。改革开放以来，宏观经济及家庭、个人等因素从正反两个方向影响着女性劳动参与行为。一方面，蔡昉和王美艳（2004）利用2000年第五次人口普查和2002年五个城市调查数据研究发现，在我国经济转轨时期失业导致劳动参与率下降，年龄偏大、教育水平偏低的劳动者被挤出了劳动力市场。姚先国和谭岚（2005）基于1988年、1995年和2002年五省一市城市住户调查的研究指出，女性劳动参与率下降与其说是配偶收入提高后家庭劳动分工的自主选择结果，不如说是严峻就业形势所迫。虽然上述宏观经济周期和劳动力市场状况等因素在短期内抑制了劳动参与，但随着经济环境的改善，这些因素不会持续负向影响女性劳动参与行为。另一方面，少儿抚养比的下降、受教育水平的普遍提高、健康状况的改善等将促进女性劳动参与。但老年人口照料需求在中长期将迅速增加，而计划生育政策使子女数量骤减，家庭照料责任必然成为制约女性劳动参与的重要因素。CHNS数据显示，在各调查年度，有照料责任的女性劳动参与率始终低于无照料责任的女性。特别地，老人家庭照料对女性劳动参与的负向影响将随着人口老龄化和家庭小型化而不断加强，因而政府需充分重视，提早谋划，以便从容应对。

（二）文献回顾

国外学者自20世纪90年代开始探讨老人照料与就业之间的因果关系（Wolf和Soldo，1994；Stern，1995；Ettner，1996）。在新近研究中，Heitmueller（2007）利用英国1991－2002年家庭调查数据，发现父母照料对就业的负向影响存在于特定类型的照料中，而且忽略照料变量的内生性问题将高估这一负向影响。Bolin等（2008）利用欧洲健康、老龄和退休调查数据考察了家庭照料责任与就业、劳动时间和工资之间的关系，同样发现了父母照料对女性就业的负向影响，但没有发现显著的国别差异。

关于我国家庭照料者劳动参与的研究文献较少，而且大多从宏观经济、家庭收入、生育保险政策等角度探讨我国女性劳动参与率的变化（蔡昉和王美艳，2004；姚先国和谭岚，2005；陈琳，2011）。与本文最相关的研究有蒋承和赵晓军（2009）及Liu等（2010）。蒋承和赵晓军（2009）利用2005年 “中国老年人口健康影响因素跟踪调查”的截面数据，采用两部模型和工具变量方法分析了老人照料对子女劳动参与率和工作时间的影响。该研究使用以老年人口为调查对象的数据考察非调查对象（子女）的劳动参与决策，估计结果存在样本选择偏误。Liu等（2010）利用1993－2006年CHNS数据，发现已婚女性照料公婆对其劳动参与和工作时间产生负向影响，但照料自己父母对其工作无显著影响。本文将使用不同的工具变量对模型进行识别。

三、研究设计

（一）模型与方法

理论上，劳动者会选择工作和闲暇（包括旅游休闲、操持家务、照料家人等）时间以最大化自身效用。劳动参与决策既受到个人保留工资、家庭收入及性别、年龄等个人特征的影响，也受到社会经济环境如宏观经济景气水平、就业机会、社会保障水平等因素的影响。参照现有文献，我们将老人照料活动引入女性劳动参与决策方程，使用多元回归分析考察老人照料活动对城镇女性劳动供给的影响。

老人照料活动设定为Cit，如果女性i在t时期从事老人照料活动，则Cit取值为1，否则为0。被解释变量Pit反映城镇成年女性的劳动参与状况，如果女性i在t时期从事职业劳动，则Pit取值为1，否则为0。于是，女性劳动参与和老人照料活动及其他影响因素的关系可以设定为：

其中，Xit为向量，包括女性的个人和家庭特征及健康状况等。Prov和Yt分别为省份和年份虚拟变量，反映地区差异和宏观经济变动对女性劳动参与的影响。εit是随机误差项。μi表示不可观测且不随时间变化的个人特征，如劳动偏好、利他动机等，可能同时影响女性劳动参与和照料活动。μi与解释变量相关会导致参数估计偏误。在弱外生性假设下，我们可以利用一阶差分消除回归方程中的个体异质性。

如果模型的内生性问题仅来源于不随时间变化的个人特征，即E（μi｜Xit）≠0，则差分模型可得到时变解释变量系数的无偏、一致估计。但解释变量也可能与随机误差项εit相关，即E（εit｜Xit）≠0，此时差分估计无法解决此类内生性问题。我们需要寻找工具变量Zit，工具变量须满足以下两个条件：第一，与家庭照料决策相关；第二，在劳动供给方程中是外生的，即E（εit｜Zit）＝0。老人在生活不能自理或身体不佳时需要子女照料，所以老人的健康状况即照料需求与子女家庭照料决策密切相关；而老人照料需求并不直接影响子女劳动供给，只是通过影响子女照料活动间接影响其劳动参与。此外，对于有较多儿女的老人，儿女可以分担照料责任，所以女性的兄弟姐妹数量（包括配偶的兄弟姐妹）与其照料父母公婆的决策相关，而与其劳动供给无关。因此，我们以受访者父母公婆的照料需求及其兄弟姐妹数量作为工具变量，利用面板数据工具变量方法同时修正上述两类内生性偏误。

不同强度的照料活动对女性劳动参与的影响可能存在差异，为了进一步考察高强度照料的影响，我们在劳动参与决策方程中设置了高强度照料虚拟变量IntensiveCit（若每周照料20小时以上，则取值为1，否则为0）。

对于截面数据，我们大多利用线性概率模型和非线性离散选择模型来分析劳动参与决策。由于本文主要关注变量的边际效应，而采用非线性固定效应模型对参数的一致估计未必可得到对边际效应的一致估计，我们采用线性概率模型。

（二）数据来源

本文数据来自“中国营养与健康调查”（CHNS），该项调查涵盖家庭及个人的人口、社会、经济及医疗卫生、健康等信息，在劳动经济、卫生经济研究领域被广泛使用。

CHNS是适合研究老人家庭照料与女性劳动参与问题的全国性跟踪调查之一。首先，CHNS记录了52岁以下成年女性与其父母公婆的照料关系。该项调查询问了其父母公婆是否健在、居住在何处，如果父母公婆年龄在50岁以上，则询问是否需要人照顾、上周是否照顾过父母以及照顾时间。其次，CHNS以各年龄段成年人为调查对象，记录了研究劳动力供给所需的个人和家庭详细信息，从而避免了使用老年人口调查数据研究子女就业问题可能导致的样本选择偏误。最后，CHNS是跟踪调查，我们可以直接使用面板数据分析方法修正内生解释变量偏误。

家庭照料责任可以从外延和内涵两个方面在边际上影响照料者的劳动供给，其中外延边际上的影响是指照料者是否工作，内涵边际上的影响是指工作的照料者是否调整其工作时间，如从全职转为兼职。本文考察照料父母公婆的家庭责任对女性劳动参与决策的影响，即外延边际上的影响。考虑到自我雇佣的农业劳动在时间上具有自主性和弹性，而且照料责任对劳动的影响主要是内涵边际上的，本文样本不包括农村劳动力。此外，我们剔除了学生、军警、残疾人以及父母公婆亡故无赡养责任的受访者。本文样本最终包括2 372名受访者1991－2009年的7 887个观测值，其中近10%的成年女性承担着照料父母或公婆的责任。

（三）变量说明

除了被解释变量是否参与劳动Pit和核心解释变量是否照料父母公婆Cit之外，其他解释变量包括人口特征、人力资本和经济状况等变量。其中：（1）在人口特征变量中，年龄是影响劳动参与的重要因素。我们将年龄划分为18－24岁、25－34岁、35－44岁和45－52岁4组，设置了4个虚拟变量，并以45－52岁作为参照组，将其他3个引入模型。随着年龄的增长，劳动能力一般是减弱的，所以我们预期其他年龄组的劳动参与率高于参照组。CHNS没有询问女性配偶对双方父母的照料情况，我们将借助婚姻状况来部分控制配偶照料因素。照料儿童也是女性最重要的家庭劳动之一，我们采用“是否照料6岁及以下儿童”来控制。（2）人力资本变量主要包括女性的受教育水平和自评健康状况。我们采用受正规教育年限来衡量受教育水平，并预期受教育水平对女性就业有积极影响。健康状况是衡量人力资本的另一个重要指标，健康状况越好，劳动参与率越高。我们选取4类自评健康状况，分别设置4个虚拟变量来表示。（3）劳动者的收入由劳动收入和非劳动收入构成，女性的非劳动收入主要受到家庭因素的影响，我们采用其他家庭成员收入（以2009年价格计算）来表示。此外，家庭规模可以反映对女性家庭劳动的需求，大家庭中需要照顾的孩子或老人较多，从而影响女性的职业劳动参与。

除上述因素外，劳动力市场状况也会影响劳动参与决策，我们使用社区男性、女性以及家庭保姆的平均工资等来反映。此外，考虑到地区差异和宏观经济变动对女性劳动参与的影响，我们还控制了省份和年份虚拟变量。

表1给出了样本的描述性统计。成年女性劳动参与率总体来看约为79%，照料父母或公婆的女性劳动参与率仅为70%，明显低于无照料责任的女性。样本中绝大多数女性已婚，平均年龄约为38岁，从事照料活动的女性较年长，平均年龄超过40岁。此外，从事照料活动的女性的家庭其他成员收入较高，受正规教育年限略长，但自评健康状况不好的比例高于无照料责任的女性。两个工具变量与照料活动高度相关，从事照料活动的女性的父母公婆需要照料比例高达67%，明显高于无照料活动的女性（仅为12%），而且照料者的兄弟姐妹较少。

表1 样本描述性统计

需要注意的是，在女性劳动参与决策中家庭照料可能是内生的，原因在于女性就业状态与家庭照料可能存在双向因果关系，女性可能是因缺少合意的工作机会而担负起家庭照料责任，而不是为了履行照料责任而放弃工作或缩短工作时间。为此，我们比较了照料者和非照料者滞后一期的平均劳动参与率，发现两者无显著差别，④表明就业状态不大可能构成女性下一期是否承担照料责任的原因。

四、实证结果与分析

（一）老人照料对女性劳动参与的影响

我们依据是否与父母（公婆）同住将样本划分为两组，分别对女性劳动参与方程进行估计，结果见表2。我们首先得到混合最小二乘估计结果。当解释变量与误差项（μi＋εit）不相关时，混合OLS参数估计是无偏的和一致的。考虑到同一受访者的观测误差可能存在序列相关，我们使用了面板聚类稳健标准差。与我们的预期一致，承担老人照料责任使照料者的劳动参与率显著降低，而且与父母（公婆）同住的女性劳动参与率下降的幅度明显高于不同住的女性（见列（1）和列（2））。

为了解决个体异质性带来的内生性问题，我们进一步运用一阶差分工具变量方法进行估计，选取照料者父母（公婆）健康状况和兄弟姐妹数量这两个指标作为工具变量，结果见表2列（3）和列（4）。回归模型通过了弱工具变量检验，Wald检验F统计值分别为75.73和56.24，表明工具变量与内生解释变量高度相关，满足工具变量的第一个条件。对于第二个条件即工具变量在劳动供给方程中是外生的只能借助经济理论进行推断，而无法通过检验直接验证。当工具变量数大于内生解释变量数时，我们可以利用过度识别检验来间接考察工具变量的外生性。Hansen检验J统计值分别为2.008（p值为0.157）和0.065（p值为0.799），在10%的水平上无法拒绝原假设，表明在控制了照料变量后，工具变量对女性劳动参与没有预测能力从而是有效的。估计结果显示，对于同住的女性，照料责任使其劳动参与率下降0.215，降幅较大（样本平均劳动参与率为78.7%）；对于不同住的女性，照料责任的负向影响较小且统计上不显著。

与45－52岁的女性相比，25－34岁、与父母（公婆）同住的女性劳动参与率上升5.6个百分点，35－44岁、与父母（公婆）不同住的女性劳动参与率上升3个百分点。家庭其他成员收入每增加10%，女性劳动参与率上升0.48，考虑到人均收入增长速度，这一影响很小。家庭人数多通常意味着家中需要照料的老人和儿童较多，从而女性的家庭照料责任较重，估计结果证实了这一推断。当家中有6岁及以下儿童需要照料时，女性劳动参与率将下降6个百分点。高学历女性具有明显的就业优势，与小学毕业女性相比，高中毕业女性的就业率高出约15个百分点，大学毕业女性则高出近25个百分点。社区普通女工日工资对与父母同住的女性劳动参与在边际上有小幅负向影响。年份虚拟变量系数为负，表明我国女性的劳动参与率呈下降趋势。

表2 老人照料对女性劳动参与的影响

续表2 老人照料对女性劳动参与的影响

（二）高强度照料对女性劳动参与的影响

现有研究表明，照料活动对照料者劳动参与率的影响因照料强度而异。如果父母公婆生活不能自理，饮食起居严重依赖他人照料，那么照料者每天要花费大量照料时间，从而工作时间会大幅缩减，劳动参与率明显下降。为了验证这一推断，我们将照料活动分类进行考察。我们将每周照料超过20小时的定义为高强度照料者，样本中高强度照料者占全部照料者的21%。表3给出了高强度照料影响女性劳动参与的估计结果。列（4）显示，与父母（公婆）同住、从事高强度照料活动的女性劳动参与率下降幅度高达69.5%，与Heit－mueller（2007）的发现相近。

表3 高强度照料对女性劳动参与的影响

（三）兄弟姐妹数量、老人照料对女性劳动参与的影响

老人照料责任大多由子女分担。给定老人照料需求，如果女性及其配偶有较多兄弟姐妹，则分担的老人照料责任较轻。为了验证这一推断，我们依据样本中兄弟姐妹数量的中位数将样本划分为两组，以考察兄弟姐妹多寡条件下老人照料对女性劳动参与的不同影响。从表4可以看出，兄弟姐妹较少（不超过7个）的女性从事照料活动使其劳动参与率下降17.6个百分点，从事高强度照料活动则下降52.1个百分点；而兄弟姐妹较多的女性从事照料活动对其劳动参与的影响甚微且统计上不显著。可见，在我国这样一个以家庭养老为主的社会，照料责任在子女间的分担可以有效降低照料活动对女性劳动参与的负向影响。然而，我国的人口家庭结构正在发生巨大变化，二十世纪五、六十年代生育高峰出生一代的兄弟姐妹较多，可以共同承担照料父母的责任。但生活在城镇的这一代人大多只有1个子女，当他们在2015年前后步入老年时，其子女提供照料的可能性大大降低，女性照料家庭老人和参与职业劳动的矛盾凸显。

表4 老人照料对女性劳动参与的影响：按兄弟姐妹数量分

五、结论与政策含义

人口老龄化成为当前欧洲国家财政恶化、债务攀升的主要诱因之一。作为一个“未富先老”的发展中国家，中国将面临老龄化带来的更加严峻的挑战。与发达国家相比，我国女性担负着更多的老年人口家庭照料责任。随着我国人口老龄化，对女性家庭照料的需求将持续增加。本文探讨了老人家庭照料对女性劳动参与的影响。研究发现，女性对父母或公婆的照料活动将对其劳动参与产生负向影响，而且影响幅度因照料强度而异。与无照料责任的女性相比，与父母（公婆）同住、有照料责任的女性劳动参与率将下降0.215，高强度照料活动对女性劳动参与的影响更大，劳动参与率将下降0.695。

本文的研究结论具有重要的政策含义。现代女性肩负着家庭劳动和社会劳动双重责任，加之老人的子女数量减少，削弱了家庭提供非正规长期护理的能力，从而急需政府配套较正规的社会、社区老年保健护理及福利，提高老年护理机构的接纳能力。此外，应将家庭护理作为不同类型、不同层次护理服务的延展和补充，培训家庭护理者的技能，出台支持、鼓励家庭护理的政策，如为照料者提供补贴或安排灵活就业等。这不仅有助于失能老人在熟悉的环境中由亲人照料，也有助于减少照料者完全退出劳动市场的机率。

＊ 本文还得到上海财经大学“211工程”重点学科建设项目的资助。

注释：

①参见《中国老龄事业发展“十二五”规划》。

②参见http：／／politics.people.com.cn／GB／99014／12787250.html。

③当然，老人照料需求增加是人口总体变化和样本变化共同作用的结果。也就是说，一方面，人口老龄化、慢性病发病率上升等使老年人口照料需求增加；另一方面，随着样本中受访者的父母或公婆年龄增长，身体健康状况逐渐恶化，照料需求也随之增加。在实证分析中我们通过控制年龄和时间趋势排除样本变化的干扰。感谢匿名审稿人的指正。

④如有需要，比较结果可向作者索取。

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