家庭老年照料對子女就業(yè)的影響研究,社會保障論文人口老齡化已經(jīng)成為21世紀(jì)長期深入影響人類社會發(fā)展的重大現(xiàn)實問題。2018年第六次全國人口普查結(jié)果顯示，我們國家65歲及以上人口為1.19億人，占總?cè)丝诒戎貫?.87%，比2000年上升1.9個百分點。根據(jù)聯(lián)合國最新的人口預(yù)測，到2030年我們國家65歲及以上人口規(guī)模將到達(dá)2.3億，2050年將到達(dá)3.31億①。隨著老齡人口的增加，患有心腦血管疾病、關(guān)節(jié)病和老年癡呆等慢性疾病的老年人比重不斷增長。中國老齡科學(xué)研究中心指出，截至十二五末我們國家部分失能和完全失能老人將達(dá)4000萬人，占老年人口的19.5%②。因而，老年人的長期照料問題就成為今后老齡工作的重點和難點。中國社會承襲家庭養(yǎng)老傳統(tǒng)，男主外，女主內(nèi)的傳統(tǒng)性別文化觀念根深蒂固，導(dǎo)致成年子女尤其是成年女性成為家庭老年照料責(zé)任的主要承當(dāng)者。而絕大多數(shù)從事老年照料的女性仍處于工作年齡，面臨著照護父母公婆與勞動就業(yè)之間的兩難選擇?？ㄟ~克爾(Carmichael)和查爾斯(Charles)以為家庭老年照料與子女勞動介入率之間可能存在替代效應(yīng)和收入效應(yīng)［1－2］。替代效應(yīng)(substituioneffect)是指由于時間的稀缺性，老年照料活動會導(dǎo)致勞動介入率的下降;收入效應(yīng)(incomeeffect)是指子女在進行老年照料時需要大量費用支出③，為了避免退出勞動力市場造成的收入減少，子女會選擇在照料老人的同時繼續(xù)工作。因而嚴(yán)格地講，家庭老年照料對子女就業(yè)的影響取決于替代效應(yīng)或收入效應(yīng)作用的結(jié)果。只要搞清楚影響的方向，才能為制定公共政策，幫助工作年齡子女平衡家庭老年照護和工作責(zé)任提供科學(xué)根據(jù)。本文采用中國營養(yǎng)與健康調(diào)查(CHNS)2018年的截面數(shù)據(jù)，在控制內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，應(yīng)用線性概率及離散選擇Probit模型檢驗家庭老年照料和女性勞動介入率之間存在替代效應(yīng)還是收入效應(yīng)。二、文獻(xiàn)綜述20世紀(jì)80年代，索爾多(Soldo)等與布洛迪(Brody)等創(chuàng)始了老年家庭照料和子女勞動介入關(guān)系的研究［3－4］。早期研究主要假定照料活動為外生變量，忽視可能存在的內(nèi)生性。斯通(Stone)和肖特(Short)利用1982年美國國家非正式照護者調(diào)查數(shù)據(jù)(NICS)，研究表示清楚家庭照護對女性就業(yè)具有顯著負(fù)影響，與父母同住的女性，照料責(zé)任使其勞動介入率降低21.1%［5］。波阿斯(Boaz)和米勒(Mueller)采用美國1982年國家長期護理調(diào)查(NLTCS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)家庭老年照料對女性的兼職工作沒有影響，但顯著降低其全職工作的概率［6］?？ㄟ~克爾和查爾斯利用1998年英國普通家庭調(diào)查(GHS)數(shù)據(jù)研究得出每周從事照料活動10小時下面的子女勞動介入率高于沒有照料活動的樣本，但每周從事10小時以上的照料活動會顯著降低勞動介入率［2］。莉莉(Lilly)等利用2002年加拿大普通社會調(diào)查(GSS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)女性提供一般照料活動對勞動介入率沒有顯著影響，但對于主要照料者(PrimaryCaregiver)有影響，使其勞動介入率顯著降低［7］。近些年，越來越多的研究者采用嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃糠绞椒椒?工具變量、面板數(shù)據(jù))控制老年照護和工作之間可能存在的內(nèi)生關(guān)系。沃爾夫(Wolf)和索爾多利用美國1987－1988年國家家庭調(diào)查(NSFH)數(shù)據(jù)通過聯(lián)立方程控制照護和就業(yè)之間的內(nèi)生性，研究發(fā)現(xiàn)已婚女性的照料責(zé)任對勞動介入影響為負(fù)，但在統(tǒng)計上沒有顯著性［8］。埃特內(nèi)(Ettner)同樣運用NSFH數(shù)據(jù)采用工具變量發(fā)現(xiàn)與父母同住的女性照料責(zé)任對就業(yè)具有明顯的負(fù)向影響，女性從事照料活動會使每周工作減少12小時［9］。海特米勒(Heitmueller)利用英國家庭調(diào)查(BHPS)1991－2002年的數(shù)據(jù)，結(jié)合工具變量及面板模型研究發(fā)現(xiàn)假如忽略內(nèi)生性問題會低估照料責(zé)任對就業(yè)的影響［10］。波林等(Bolin)采用2004年歐洲健康、年齡及退休數(shù)據(jù)(SHAＲE)，選擇父母健康狀況、年齡及兄妹數(shù)作為工具變量以控制內(nèi)生性問題，分析得出從事照料活動會顯著降低男女的勞動介入率［11］。范豪特文(VanHoutven)等利用美國健康和退休調(diào)查數(shù)據(jù)(HＲS)發(fā)現(xiàn)女性照料者與勞動介入之間不存在內(nèi)生性，從事照料活動并不影響女性工作狀態(tài)［12］。國內(nèi)關(guān)于家庭老年照料對子女勞動就業(yè)影響的研究相對缺乏。蔣承和趙曉軍利用2005年中國老年人健康長壽跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用工具變量和兩部分模型發(fā)現(xiàn)老年照料對于成年子女的就業(yè)概率具有顯著負(fù)向影響［13］。劉嵐等利用CHNS混合面板數(shù)據(jù)，研究側(cè)重考察照料父母公婆對農(nóng)村已婚婦女不同勞動時間分配的影響［14］。黃楓運用CHNS面板數(shù)據(jù)與工具變量方式方法，研究發(fā)現(xiàn)與父母公婆同住的城鎮(zhèn)女性從事照料活動使得其勞動介入率下降21.5%［15］。馬焱和李龍使用中國婦女地位調(diào)查2018年的截面數(shù)據(jù)，研究發(fā)如今家庭照護視為外生變量時，女性就業(yè)概率減少29.6%［16］。本文從兩個方面推進了家庭老年照料與女性勞動介入的研究。第一，現(xiàn)有國內(nèi)研究多直接假定家庭老年照料具有內(nèi)生性，但缺乏嚴(yán)格的內(nèi)生性檢驗，本文通過內(nèi)生性檢驗(例如Durbin-Wu-Hausman和Simth-Blundell)，證明女性照料活動存在內(nèi)生性，進而利用工具變量方式方法克制存在的內(nèi)生性，避免了可能產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤。第二，在對于樣本總體研究的基礎(chǔ)上，本文進一步從寓居方式和寓居地區(qū)角度劃分子樣本，深切進入討論樣本的異質(zhì)性對家庭老年照料與女性勞動就業(yè)之間關(guān)系的影響。三、研究設(shè)計1．模型與方式方法貝克爾(Becker)以為傳統(tǒng)勞動經(jīng)濟學(xué)中個體在有限的時間約束下分配工作和閑暇以最大化本身的效用［17］。擴展的勞動力照護模型進一步研究家庭老年照料活動對就業(yè)的影響。由于時間的稀缺性，子女需要在為父母提供照護和本身工作之間分配時間來最大化本身效用。本文利用多元統(tǒng)計分析研究從事家庭照料活動對子女勞動決策的影響，模型如下:被解釋變量LFPi是女性勞動介入狀況，假如工作則取值為1，否則為0。CGi是家庭照料活動，假如為父母公婆提供照料則取值為1，否則為0。Xci表示人口特征，Xhi表示家庭特征，i代表不同個體。因而，勞動介入決策是關(guān)于老年照料活動、個人人口特征和家庭情況的函數(shù)f()。根據(jù)回歸模型的不同，函數(shù)f()的詳細(xì)形式也不一樣。線性概率模型的函數(shù)形式如(2)式，其擾動項服從兩點分布。離散選擇模型主要適用于被解釋變量為離散、非連續(xù)變量的回歸分析，Probit模型的函數(shù)形式為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)的累積分布函數(shù)，其表示出形式如(3)式。本文利用線性概率模型(OLS)及離散選擇Probit模型研究女性提供照料活動對勞動介入率的影響。評價照料父母公婆對勞動介入決策影響需要解決可能存在的內(nèi)生性問題。內(nèi)生性主要來源于照料父母公婆與勞動介入之間的反向因果關(guān)系，即面臨較少工作時機或者失業(yè)的女性會更多地把時間分配給家庭，主動承當(dāng)照料父母的責(zé)任。在截面數(shù)據(jù)中解決內(nèi)生性的有效方式方法是運用工具變量法進行估計［1－2，9－10］。工具變量應(yīng)該知足兩個條件:第一，工具變量與內(nèi)生變量(從事照料活動)高度相關(guān);第二，工具變量是外生的，即與擾動項無關(guān)，只能通過照料活動影響勞動介入決策。本文采用父母公婆能否需要照料和兄弟姐妹數(shù)量兩個變量作為工具變量。老人能否需要照料與子女從事照料活動密切相關(guān)，同時該變量只能通過照料活動影響勞動介入決策。除此之外對于有較多兒女的老人，相互能夠分擔(dān)照料責(zé)任，因而，兄弟姐妹數(shù)是我們選擇的第二個工具變量。本文首先在外生假設(shè)下運用OLS和Probit模型分析女性照料活動對勞動介入決策的影響，然后進一步放松假設(shè)，在內(nèi)生性條件下，通過F統(tǒng)計量和Sargan統(tǒng)計量進行工具變量檢驗，然后利用工具變量通過兩階段最小二乘法(2SLS)和工具變量Probit模型估計勞動介入決策方程。2．?dāng)?shù)據(jù)和變量本文采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2018年的截面數(shù)據(jù)，該調(diào)查是由中國疾病預(yù)防控制中心營養(yǎng)與食品安全所與美國北卡羅萊納州大學(xué)合作，在隨機收集樣本基礎(chǔ)上，對中國的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖北、湖南、貴州和廣西9個省份進行調(diào)查所得。該調(diào)查的范圍包括人口年齡、健康、醫(yī)療保險、家庭收入等多方面的信息。本文使用的與照料父母公婆有關(guān)的變量來自CHNS對于52歲下面女性與父母公婆關(guān)系的補充調(diào)查，因而，我們的樣本為18－52歲女性。經(jīng)過上述限定，剔除缺失值之后，我們的分析對象包括2242個已婚女性，華而不實無照料活動和從事照料活動的個體分別為1910個和332個。主要解釋變量為能否工作，來自受訪者對調(diào)查問卷如今能否有工作的回答，主要自變量為能否照顧父母公婆，工具變量為兄弟姐妹數(shù)及父母公婆能否需要照護?？刂谱兞恐饕譃槎?第一類是女性的個體特征，包括年齡、婚姻狀況、教育程度及健康水平。第二類是家庭特征，包括照顧6歲及下面兒童、與父母公婆同住、家庭成員人數(shù)和丈夫每月收入(按2018年不變價格進行調(diào)整)。變量的詳細(xì)定義見表1。表2給出了全部樣本、從事家庭照料活動及無照護責(zé)任樣本的描繪敘述性統(tǒng)計。全樣本的勞動介入率為70.5%，平均年齡為39歲，且97.7%是在婚婦女。能否承當(dāng)照料責(zé)任的樣本在人口特征和家庭情況方面存在明顯差異。與無照料責(zé)任女性相比，照料父母公婆的女性年齡偏大，以45－53歲年齡段居多(p＜0.01)，而且教育水平較高，照護6歲及下面兒童的概率小(p＜0.01)，家庭人口數(shù)也較少(p＜0.01)。照料活動與工具變量高度相關(guān)，承當(dāng)照料責(zé)任的女性，父母公婆需要照料的比例高達(dá)48.2%(p＜0.01)，明顯高于無照料活動的女性。四、實證結(jié)果及分析1．家庭老年照料對女性勞動介入的影響。表3的第(1)和(2)列是在外生假設(shè)下普通最小二乘法(OLS)和離散選擇Probit模型的回歸結(jié)果。為了進行模型比擬，我們給出了Probit的邊際效應(yīng)回歸結(jié)果。結(jié)果顯示從事照料活動對女性勞動介入具有負(fù)面影響，但在統(tǒng)計上不顯著。年齡及教育程度的提高均能顯著提高女性就業(yè)的概率，而照顧6歲及下面兒童會降低勞動介入率。為了檢驗和解決內(nèi)生性問題，我們運用兩階段最小二乘法(2SLS)和工具變量Probit模型估計照料責(zé)任對勞動介入的影響。在第一階段的回歸中，內(nèi)生變量是工具變量及外生變量的線性方程，結(jié)果見表3的第(3)和(4)列。施泰格(Staiger)和斯托克(Stock)以為假如第一階段回歸檢驗的F統(tǒng)計量大于10，則不必?fù)?dān)憂弱工具變量的問題［18］，本文第一階段的F統(tǒng)計值分別為126.97和43.64，講明工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)，知足工具變量的第一個條件。在工具變量個數(shù)大于內(nèi)生變量的個數(shù)時，需要進行過度辨別檢驗，Sargan統(tǒng)計量表示清楚工具變量是外生的，符合工具變量的第二個條件。在有效工具變量的基礎(chǔ)上，模型通過Durbin-Wu-Hausman及Simth-Blundell檢驗①，顯著拒絕不存在內(nèi)生變量的原假設(shè)，講明從事家庭老年照料為內(nèi)生變量。表3中第(3)和(4)列顯示，從事照料活動使勞動介入率顯著下降21.7%－23.8%，下降幅度遠(yuǎn)大于外生假設(shè)的結(jié)果。我們的結(jié)論與卡薩多(Casado)和波林的研究一致，即假如不考慮內(nèi)生性會顯著低估女性家庭照料責(zé)任對勞動介入率的影響［11，19］。對于其他控制變量的回歸結(jié)果，相對于18－24歲女性，25－34歲、35－44歲及45－52歲的女性的勞動介入率分別上升22.9、27.5和21.0個百分點。與小學(xué)畢業(yè)女性相比，大學(xué)畢業(yè)及以上的女性勞動介入率會提高17.1%。照顧6歲下面兒童對勞動介入率具有顯著的負(fù)面影響，使得勞動介入率降低9.7%?；貧w結(jié)果還表示清楚，家庭人口數(shù)越多，家務(wù)勞動負(fù)擔(dān)越重，會導(dǎo)致女性勞動介入率越低。2．能否與父母公婆同住對于女性勞動介入率的影響為了進一步研究照料父母公婆對于特定人群的影響，我們根據(jù)能否與父母公婆同住將樣本劃分為兩組分別進行估計。在表4中，通過Durbin-Wu-Hausman檢驗表示清楚區(qū)分寓居布置后的樣本仍然存在內(nèi)生性問題，弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計量分別為20.471和24.465，講明工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)。Sargan統(tǒng)計量表示清楚工具變量是外生的。線性概率模型和離散選擇模型結(jié)果類似，由于本文重點關(guān)注變量的邊際效應(yīng)，因而只給出線性概率模型回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表示清楚，對于同住的女性，照料父母公婆使其勞動介入率顯著下降49.1%，對于不同住的女性，照料父母公婆僅在10%的顯著性水平下影響其勞動介入率，且負(fù)向影響較小。我們的結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論是一致的。海特米勒和黃楓發(fā)現(xiàn)與父母同住的女性，照料責(zé)任顯著降低其勞動介入率，而不同住女性照料責(zé)任對勞動介入的負(fù)向影響較小，且統(tǒng)計上不顯著［10，15］?？梢姡⒕硬贾檬强疾炫哉樟县?zé)任對勞動介入率影響程度的重要因素。3．家庭老年照料對城鎮(zhèn)和農(nóng)村女性勞動介入的影響2020年，世界銀行發(fā)布的(中國農(nóng)村老年人口及其養(yǎng)老保障:挑戰(zhàn)與前景〕報告指出，中國農(nóng)村與城鎮(zhèn)地區(qū)老年人口撫養(yǎng)比差距估計將從2008年的4.5%擴大到2030年的13%［20］。過高的老年人口撫養(yǎng)比、家庭養(yǎng)老為主的養(yǎng)老形式和老齡化城鄉(xiāng)倒置格局①會使農(nóng)村女性承當(dāng)更重的家庭老人照料責(zé)任。因而，我們考察城鎮(zhèn)和農(nóng)村女性從事老年照料活動對介入勞動的不同影響。從表5能夠看出，在考慮內(nèi)生性情況下，城鎮(zhèn)女性從事照料活動使其勞動介入率下降16.4%，但在統(tǒng)計上不顯著。農(nóng)村女性從事照料活動使其勞動介入率顯著下降28.1%。五、結(jié)論與政策建議本文采用中國營養(yǎng)和健康調(diào)查2018年的截面數(shù)據(jù)，在控制人口及家庭特征的基礎(chǔ)上分析女性從事家庭老年照料活動對勞動介入率的影響。在外生假設(shè)下，女性照料父母公婆對其勞動介入產(chǎn)生負(fù)面影響，但在統(tǒng)計上并不顯著。本文選取父母能否需要照護和兄弟姐妹數(shù)兩個有效工具變量進行兩階段最小二乘估計及工具變量Probit回歸，通過Durbin-Wu-Hausman檢驗證明內(nèi)生性確實存在，回歸結(jié)果表示清楚，女性從事照料活動會使勞動介入率下降21.7%－23.8%。在根據(jù)寓居布置劃分樣本之后，與父母公婆同住的女性，其家庭照料活動使得其勞動介入率下降49.08%。寓居在農(nóng)村的女性從事照料活動使其介入勞動的概率下降28.1%。以上實證結(jié)果表示清楚中國家庭老年照料在對女性勞動介入決策影響中替代效應(yīng)占主導(dǎo)，對勞動介入產(chǎn)生負(fù)面影響，而且假如忽略兩者的內(nèi)生性會低估負(fù)面效應(yīng)的程度。本文的研究結(jié)論具有重要的政策含義。面對家庭老年照料對子女就業(yè)的負(fù)面效應(yīng)，應(yīng)該著手制定公共政策來幫助工作年齡女性平衡家庭老年照料和勞動。建議借鑒OECD國家為提供照護者制定的帶薪或不帶薪的假期，例如美國1993年公布的(家庭和醫(yī)療休假法案〕(FMLA)中規(guī)定，工作一年以上的雇員每年擁有12周的不帶薪的假期，用來為家庭成員提供照護幫助，在這里期間保存休假者的工作崗位，進而減少由于從事家庭照料活動導(dǎo)致工作年齡子女放棄工作的概率。但是，在借鑒國外制度的時候，對于休假的長度和薪酬補貼的程度，應(yīng)該考慮我們國家的國情，并且需要進一步檢驗家庭老年照料對于子女工作時間和每月工資的影響，這也是我們今后進一步研究的方向。以下為參考文獻(xiàn):［1］CAＲMICHAELF，CHAＲLESS．Thelabourmarketcostsof