谷晶双

(东北财经大学 经济学院，辽宁 大连 116025)

一、问题提出

伴随着生育水平持续低下和人口老龄化不断深化，近年来中国劳动年龄人口的数量和比重连续下降。在人口红利逐渐消退的背景下，挖掘劳动力供给潜力既是当务之急，也是长远之计。根据世界银行发布的报告，2019年中国劳动参与率为68.2%，其中男性劳动参与率为75.4%，远远高于女性的60.6%。由此看来，在劳动年龄人口中，相对于男性群体，提升女性群体的劳动参与率更有现实意义。受传统性别观念的影响，照料老人和子女往往被视为是女性的义务和责任，尤其在社会养老和儿童照料资源匮乏的现实下，对于女性而言，不同的家庭结构意味着不同的家庭责任，而家庭责任是影响女性劳动参与的重要微观因素[1]。在多代合住家庭中，老年父母一方面可以承担家务劳动和儿童照管的责任，使女性从繁重的家庭负担中解放出来，对女性的劳动供给具有“溢出效应”；另一方面，同住父母因身体疾病等原因也有可能给子女带来照料负担，导致女性因照料家庭老年父母而无法参与工作，对女性的劳动供给具有“挤出效应”。那么，与父母同住究竟会对女性劳动供给产生怎样的影响?现有文献仅从单一方面(“溢出效应”或“挤出效应”)考察了与父母同住的家庭结构对女性劳动供给的影响，而将这两种效应纳入同一分析框架的研究相对缺乏。本文试图将这两种效应结合起来，对多代同堂家庭结构的女性就业效应进行实证分析，进而为政府制定帮助女性平衡工作和家庭的公共政策提供科学依据。

二、文献综述与理论假设

(一)与父母同住对女性劳动供给的“溢出效应”

根据新古典家庭分工理论，为了实现家庭效用最大化，家庭中的成员根据自身比较优势进入劳动力市场获取劳动收入或退出劳动力市场从事家务劳动[2]。在多代同住家庭中，由于受教育水平和家庭照料经验等方面的差异，老年父母在家庭生产中具有比较优势，而子女在市场生产中具有比较优势。因此，从家庭效用最大化的视角出发，同住的老年父母帮助子女分担家务和照管儿童有助于女性有充足的时间从事市场劳动。关于家庭结构与女性劳动供给的关系，国内外学者利用微观数据进行了实证检验。真野和山村(Mano & Yamamura，2011)基于日本2000年和2002年的数据，将家庭结构视为外生变量，研究发现与女方母亲和男方母亲同住均可以显著提高已婚女性参与劳动的概率[3]。考虑到家庭结构的内生性问题可能会导致估计结果产生偏误，沈可等(2012)利用2002年中国东部9省家庭调查数据进行研究，结果表明多代同堂的家庭结构明显改善了女性的劳动参与率，其背后的机制在于多代同堂家庭中老年父母协助女性料理家务，有助于她们在工作上投入更多的时间[1]。在隔代照料方面，卢洪友等(2017)利用2010年、2012年和2014年中国家庭追踪调查数据进行实证研究，结果表明老年父母的隔代照料显著提高了子女的劳动供给[4]。邹红等(2018)基于中国家庭追踪调查2010—2016年四期调查数据，研究发现祖辈隔代照料仅会显著增加已婚女性的劳动参与率，对男性的劳动参与率不具有显著的影响[5]。孙继圣和周亚虹(2019)使用2011年中国家庭金融调查数据，分析了居住模式选择与已婚女性劳动参与之间的关系，发现与家中老人合住可以缓解已婚女性照顾幼年子女的压力，进而对其劳动供给具有促进作用[6]。此外，春等人(Chun et al.，2019)利用最小二乘法发现与父母同住会显著提升25～55岁韩国已婚女性劳动参与的概率，但当其采用丈夫的出生次序作为家庭结构的工具变量解决内生性问题时，估计结果并不显著[7]。虽然韩国和中国同属东亚文化圈，但两国的社会文化和经济发展水平存在较大差异，因此使用丈夫的出生次序作为工具变量得到的结论在中国的有效性值得怀疑。综上，本文提出以下假设：

假设H1：同住父母通过协助料理家务和提供隔代照管等方式，有助于缓解女性的家庭照料负担，进而对女性的劳动供给具有“溢出效应”，可以显著提高其参与劳动的概率。

(二)与父母同住对女性劳动供给的“挤出效应”

在多代同住家庭中，子女不仅可以获得来自老年父母的帮助，还需要承担照料老年父母的责任。根据卡迈克尔和查尔斯(Carmichael & Charles，1998)的理论，在可支配时间的限制下，对于无法平衡工作和家庭老年照料冲突的照料提供者而言，往往会选择退出劳动力市场回归家庭[8]。大量实证结果表明，家庭老年照料对子女的劳动供给具有显著负面影响[9-16]。与男性相比，家庭老年照料对女性劳动参与的阻碍作用更大[9，12]。相对于不同住的老人，照料同住老人更有可能抑制女性的劳动参与[10，14-15]。另外，有研究发现女性非农就业的概率随着同住老人年龄的提高呈现递减趋势[17]。当同住的老年父母因年龄偏大或身体欠佳等原因成为被照料者时，女性往往会因为时间约束而减少劳动供给。综上，本文提出以下假设：

假设H2：为同住父母提供照料帮助将导致女性在家庭照料方面投入大量的时间与精力，进而对她们的劳动供给具有“挤出效应”，阻碍其进入劳动力市场。

(三)与父母同住对女性劳动供给的“总效应”

由以上分析可知，与老人同住对女性劳动供给存在“溢出效应”和“挤出效应”两种效应，那么发挥主导作用的效应是哪一个呢？基于中国的家庭代际关系和社会保障制度现状，本文认为与父母同住对女性劳动供给的“溢出效应”占优。究其原因，主要包括以下两点：一是在资源的代际分配模式方面，“轻老重幼”的亲子关系格局已成为当今中国家庭关系的现状[18]。当代的年轻父母非常重视子女的人力资本投资，子女养育成本的提高迫使很多家庭倾向于由老年父母提供家庭照料服务，年轻夫妻则从事有酬劳动以增加家庭收入。二是在中国养老与医疗保障体制尚不完善的背景下，家庭往往需要为身体健康状况较差的老年父母支付高额的医疗费用，如果女性因照料老人而退出劳动力市场，那么女性收入的缺失将会导致家庭的收入水平进一步减少，为了避免家庭收入的减少，女性可能会选择继续工作。综上，本文提出以下假设：

假设H3：与父母同住对女性劳动供给的“溢出效应”占主导，相对于与老年父母分开居住的女性，家里有同住老人将会显著提高女性的劳动参与率。

三、数据来源、模型设定和变量描述

(一)数据来源

本文使用的数据来自中国家庭追踪调查(CFPS)。根据研究目的，选取了2010年、2012年、2014年和2016年四期数据，并将研究对象限定为20～49岁的已婚女性。在删除相关数据缺失的无效样本之后，最终获得的有效样本量为9 420个。

(二)模型设定

本文通过构建面板数据工具变量模型来考察与老人同住的家庭结构对女性劳动供给的影响：

LFPit=α0+α1Coresideit+α2Xit+μi+λt+γp+εit

(1)

式(1)中，LFPit为女性个体i在t期的劳动参与状况；Coresideit为女性个体i在t期是否与老人同住；Xit为控制变量，包括女性的个体特征、子女特征、配偶特征以及家庭特征等变量。μi和λt分别为个体固定效应和时间固定效应，前者可解决不随时间而变但因个体而异的遗漏变量问题，后者则用以解决不随个体而变但随时间变化的遗漏变量问题；γp为省份的虚拟变量，εit为随机误差项。

模型的内生性问题可能源于两个方面：第一，女性的劳动供给决策与家庭的居住模式可能相互影响。一方面，与老年父母同住可能是由于女性的就业行为导致的，例如事业心强的女性更有可能选择与父母同住以减轻其家庭照料负担；另一方面，对于没有工作的女性而言，因为有充足的时间和精力提供老年照料，所以她们更倾向于与年龄较大或身体健康状况较差的老年父母同住。对于上述的内生性问题，通常的处理方法是寻找有效的工具变量。第二，由遗漏变量导致的内生性问题。女性是否选择与老人同住可能受到个人家庭观念、工作偏好等无法观测特征的影响，例如孝顺意识强、工作意愿低的女性为了照顾年长父母可能会减少工作时间甚至退出劳动力市场。对此，面板数据固定效应分析方法可以解决不随时间变化因素导致的内生性问题，而工具变量法则可以修正遗漏了的随时间变化的个体异质性导致的内生性。

鉴于工具变量需要满足与内生变量直接相关、与扰动项不相关的要求，本文参考卢洪友等(2017)[4]的做法，使用老年父母是否健在作为家庭结构的工具变量，理由是老年父母健在与否直接影响着家庭居住方式的选择，同时老年父母是否健在与女性劳动供给没有直接关系。考虑家庭结构变量的内生性问题后，进一步将女性劳动供给模型设定为以下形式：

Coresideit=β0+β1Zit+β2Xit+μi+λt+γp+εit

(2)

(3)

本文首先在外生假设下利用最小二乘法(OLS)考察与父母同住的家庭结构对女性劳动供给决策的影响，然后采用面板固定效应(FE)模型和工具变量方法(IV)来解决内生性问题，以期得到更为可靠和稳健的结论。

(三)变量介绍与描述性统计

本文的被解释变量为“是否参与劳动”，如果女性的就业状态为“有工作”或“失业”，则认为女性参与劳动，赋值为1；反之，则认为女性未参与劳动，赋值为0。本文的核心解释变量为 “是否与父母同住”，如果女性与父母公婆其中的一位住在一起，则视为与父母同住，赋值为1；反之则赋值为0。其他控制变量包括：(1)个体特征变量，包含女性个体的年龄、受教育程度、健康状况、户籍类型；(2)配偶特征变量，涉及配偶的年龄、受教育程度以及年收入的对数；(3)子女特征变量，主要包括子女的数量和年龄结构；(4)家庭特征变量，考虑到个体家庭规模的差别以及中国城乡之间经济发展水平存在较大差异，本文还控制了女性的家庭人口数量以及所处的城乡类别等变量。描述性统计结果由表1所示。

表1 主要变量的描述性统计

四、实证分析

(一)基本判断

表2汇报了基本回归的结果。首先，在外生假设下，模型1的估计结果表明，女性与父母同住会使其劳动参与的概率显著提高6.5%。其次，考虑到女性的劳动供给决策与家庭的居住方式可能存在内生性问题，模型2是基于面板固定效应(FE)模型的估计结果。可以看出，与父母同住对女性劳动参与的促进作用为 7.2%,表明与父母同住的家庭结构对女性的劳动供给仍然具有显著的正向影响。最后，为了进一步解决反向因果和随时间而变的遗漏变量导致的内生性问题，模型3是基于两阶段最小二乘法(2SLS)的估计结果，结果表明在其他条件不变的情况下，与父母同住使女性劳动参与概率显著提升11.5%。从模型1—模型3的估计结果可以看出，相比于2SLS估计，OLS估计和FE估计均存在低估的问题，表明如果忽略模型的内生性将会低估多代同住的家庭结构对女性劳动参与的促进作用。另外，需要指出的是，2SLS的第一阶段回归结果显示，女性与老人同住的概率因老年父母健在而显著提升43.5%，并且工具变量的检验结果显示，Durbin-Wu-Hausman统计值为10.78(P<0.05)，说明家庭结构与女性劳动供给行为之间存在内生性；除此之外，F统计值为79.360，远远大于临界值10，表明工具变量与家庭结构变量之间高度相关。

表2 与老人同住对女性劳动供给的影响

表2(续)变量模型1(OLS)模型2(FE)模型3(2SLS)第一阶段第二阶段(0.017)(0.018)(0.014)(0.018)家中有6～15岁儿童-0.030 0∗∗∗-0.026∗∗0.003-0.018∗∗∗(0.011)(0.013)(0.008)(0.012)家庭人口数-0.017∗∗∗-0.008∗0.157∗∗∗-0.020∗∗∗(0.003)(0.004)(0.004)(0.006)城市类型(城镇=1)0.123∗∗∗0.156∗∗∗-0.0100.151∗∗∗(0.009)(0.012)(0.007)(0.011)省份固定效应是是是是工具变量:父母健在——0.435∗∗∗—(0.009)常数项—0.109-0.0990.188(0.164)(0.114)(0.151)R20.1310.1250.6040.164F统计值———79.36Durbin-Wu-Hausman检验———10.788∗∗∗样本量9 4209 4209 4209 420

表2的估计结果表明，虽然量化结果因计量方法的不同而有所差异，但从定性的角度而言，三种方法所得到的研究结论是一致的，即女性与老年父母同住将会显著促进其劳动供给。由此可知，表2的实证结果验证了假设H3，即相对于“挤出效应”，与老人同住的“溢出效应”对女性劳动供给的影响更大，表明多代合住的居住模式对女性的劳动供给具有显著的正面影响，这一结论与沈可等(2012)[1]的研究结果一致。其他控制变量的回归结果基本符合预期，限于篇幅，不再赘述。

(二)效应分解

虽然上述结果验证了假设H3，即与老人同住对女性劳动供给的“溢出效应”占优，但并未说明与老人同住是通过哪些机制影响了女性的劳动供给决策，因此需要在同一分析框架下检验假设H1和假设H2。

根据前文的文献梳理，老年父母通过隔代照料与料理家务等方式可以缓解女性的家庭照料负担，进而对其进入劳动力市场有促进作用。鉴于此，本文根据问卷调查中“孩子白天主要由谁照管”和“过去六个月，您是否为子女料理家务”两个问题的回答，作为“溢出效应”的机制，考察同住老人提供的“隔代照料”与“家务劳动”对女性劳动供给的影响。关于“挤出效应”的机制，由于CFPS问卷中没有涉及老年照料相关的信息，本文使用老年父母的年龄和健康状况来反映女性的老年照料负担，主要依据是老年人的年龄和健康状况往往决定了家庭照料责任的分担方式。根据联合国世界卫生组织的划分标准：60～74岁为年轻的老人、75～89岁为老年人、90岁以上为长寿老人，本文采用“是否与75岁以上老年父母同住”来界定同住老人是否为高龄者。关于老年人的健康状况指标，主要包括主观健康自评和客观健康状况[19]。其中，主观健康自评是根据调查问卷中的问题“您认为自己的健康状况如何”获得的，将同住老人明确回答“不健康”的赋值为1，其他回答则赋值为0；客观健康状况则是依据日常生活自理能力(ability of daily life，ADL)的指标进行判断，如果同住的老年父母无法独立完成户外活动、购物、厨房活动、清洁卫生、洗衣以及进餐中的任意一项，则认为同住老人身体不健康，赋值为1，反之则赋值为0。

基于以上分析，表3在表2的基础上，进一步利用工具变量法同时引入家庭结构与上述五种机制变量的交互项进行回归分析。列(1)的估计结果表明如果同住老人承担了家务劳动和儿童照管的责任，那么女性参与劳动的概率将会显著提升9.6%和15.4%，表明同住老人提供的家庭照料支持对女性的劳动参与具有显著的促进作用，假设H1得以验证；列(2)的估计结果说明不仅与高龄老人同住对女性的劳动参与具有显著的抑制作用，并且与身体状况欠佳的老人同住也会显著降低女性劳动参与的概率，从影响系数来看，相对于年龄，同住老人的健康状况对女性就业的阻碍作用更大，由此可知，女性为老年父母提供照料将会降低其进入劳动力市场的概率，假设H2得以验证；在同时引入五种机制变量之后，列(3)的估计结果显示与父母同住的估计系数显著为正，再次证明了与老年父母同住对女性劳动供给的“溢出效应”占优。

表3 与父母同住的“溢出效应”与“挤出效应”分解

五、进一步的讨论

上述分析表明，与父母同住的家庭结构对女性劳动供给具有显著的促进作用。但是近年来，中国的家庭结构正在发生显著变化。根据中国城乡老年人口状况追踪调查的数据显示，三代同住的比例由2000年的39.7%降至2010年的26.4%，降幅超过13个百分点[20]。随着家庭结构逐渐趋于核心化、小型化，老年父母对年轻家庭的家务料理和隔代照料等方面的支持力度将会呈现下降的趋势，进而会对女性的劳动供给产生不利影响。另外，来自2010年中国城乡老年人口状况跟踪调查的数据表明，在有照料需求的老年人中，84.3%依靠家庭成员提供照顾，其中女性承担着主要照料责任，女性的劳动供给决策势必会受到家庭老人照料的影响。鉴于托幼机构和养老基础设施等公共服务资源可以作为“家有一老”的替代资源，本文利用女性所居住的村或社区有无幼儿园来反映托幼看护资源的可得性，利用女性所居住的村或社区有无敬老院或养老院来反映老人照料资源的可得性，进一步考察与老人同住的家庭结构是否会受到公共服务资源可得性的影响，回归结果如表4所示。

从表4可以看出，村或社区有配套的幼儿园会使年轻家庭选择与老人同住的概率显著降低2.6%，由于幼儿园具有儿童照管功能，因此本文推断，村或社区有配套的幼儿园可以部分地缓解家庭结构小型化导致的隔代照料力度下降的问题，有助于缓解女性就业与儿童照管角色的冲突。但本文并未发现敬老院或养老院的存在对家庭居住模式有显著影响，这可能是由于受儒家文化的影响，中国传统的家庭照料一直延续至今，老人与子女同住为老年照料的距离和时间提供了可及性，短期内与子女同住的家庭养老模式仍将发挥重要作用[21]。

表4 公共服务资源与家庭结构选择

六、结论与政策启示

本文的研究结果表明女性与父母同住对其劳动供给具有显著促进作用，这不仅说明了“家有一老，如有一宝”，也从侧面证实了中国女性劳动参与率下降的一部分原因可能是由于家庭结构的变迁导致的。进一步的研究发现，同住父母通过隔代照料与料理家务等方式对女性的劳动供给具有“溢出效应”，而为同住父母提供照料帮助则对女性的劳动参与具有“挤出效应”，两种效应共同作用的结果显示“溢出效应”占优。此外，本文还探讨了托幼机构和养老基础设施等公共服务资源在面对中国家庭规模逐渐小型化这一不利影响中所发挥的作用，实证结果表明幼教资源的可获得性会显著降低女性对多代同堂家庭结构的依赖，但养老院等养老资源的可获得性对多代同堂的家庭结构没有显著影响。

在中国当前儿童照管资源短缺的背景下，政府应该充分肯定老年人在家务料理和儿童看护中所发挥的重要作用，为多代同堂家庭制定相应的补助政策，比如发放“祖父母照料津贴”、提供专项购房优惠等。但是随着家庭规模小型化的趋势日益明显，老年父母在儿童看护等方面的支持力度必然会下降，同时老年人口数量的迅速增长和寿命的不断延长将导致老年照料负担的不断加重。尤其在全面二孩政策背景下，女性的就业可能会面临更加严峻的挑战。因此，政府加强公共托幼服务和完善养老服务体系才是解决女性就业问题的根本手段。除此之外，在企业和家庭方面，用人单位应该为女性提供更多的家庭友好型福利政策，同时男女两性应该平等地分担家务劳动和家庭照料责任，从而减少女性就业的后顾之忧。