家庭照料強度與中年勞動人口非農就業的關系研究

柴化敏，李 晶，蔡嬌麗，曾 毅

（1.華東師范大學 公共管理學院，上海 200062；2.北京交通大學 經濟管理學院，北京 100044；3.北京大學 國家發展研究院，北京 100871）

一、引言

《中國家庭發展報告2016》數據顯示我國近90%的家庭有不同程度的照料需求，近40%的家庭有雙重照料需求，即“上有老、下有小”——父母照料和兒童照料。［1］在缺乏完善的公共照料體系情況下，家庭成員是雙重照料的主要承擔者。［2-3］當前由于快速的人口老齡化，我國政府正致力于通過改革退休制度以推遲退休年齡，增加勞動供給、緩解養老保險體系財務壓力。這就造成延遲退休年齡政策與日益增加的家庭照料負擔之間的沖突。對于父母照料，延遲退休可能會加劇處于勞動年齡人口在工作和家庭照料責任的決策困境。特別對于兒童照料，延遲退休年齡將會使中年祖父母承擔的照料責任轉移給年輕女性，從而可能影響年輕女性的勞動就業，這將抵消延遲退休所帶來的收益。因此，研究包括孫子女照料、父母照料與勞動參與的關系對于制定延遲退休年齡政策具有重要的參考價值。當家庭照料需求很大時，例如照料時間需求更多，他們還能同時兼顧工作嗎？

本文重點關注的是照料強度與非農就業的關系。國際上大多數研究表明家庭照料并不一定導致勞動參與率顯著下降，但當考慮照料強度因素后二者之間存在顯著負相關。關于照料強度的設置標準并不一致，但大多數文獻都以每周照料小時數是否達到某個數值設置一個虛擬變量作為照料強度標準，例如照料小時數超過5、10、15或20等，勞動參與率顯著下降。［4-11］僅Van Houtven等將照料強度設定為照料小時數≥9.2沒有發現高強度照料的影響，則可能是因為照料強度標準設定過低。［11］Car?michael 和Charles、Lilly 等、Nguyen 和Connelly 則以主要/次要照料者區分照料強度大小，他們的研究都表明主要照料者的勞動參與率顯著下降6%～12%，次要照料者的影響并不顯著，這凸顯了照料強度設置大小的重要性。［6］［12-13］其次，研究照料強度的模型不同。有的研究設置高強度照料一個虛擬變量，比較非照料者和高強度照料者，而忽略了低強度照料的影響；［4］［8］［10-13］有的研究考慮了低強度和高強度照料，但僅選擇一個照料強度指標，則無法考察照料強度效應是否廣泛存在。［5-6］［9］

目前家庭照料和勞動參與關系的研究多集中于英國、加拿大、美國和OECD 國家等發達國家，中國在這一領域的研究尚處于起步階段。首先，國內在這一領域的研究大多集中在父母照料與子女勞動就業關系方面，［14-18］對孫子女照料（這是在中國較為普遍的家庭照料）與祖父母勞動就業關系的研究卻是幾乎空白。僅劉嵐等、封進和韓旭的研究中包括父母照料和孫子女照料，［19-20］但封進和韓旭研究的是退休和照料的關系。［20］其次，已有文獻中對于照料強度的研究在中國尚不多見。僅陳璐等、范紅麗和辛寶英、黃楓以每周照料小時數作為衡量照料強度指標，涉及照料強度研究，但都是設置高強度照料虛擬變量比較非照料者和高強度照料者，沒有考慮低強度照料因素，也就無法考察高強度和低強度的異質性。［14］［16-17］此外，在以上父母照料與勞動參與關系的研究中，大多數以女性研究為主，僅蔣承和趙曉軍、劉嵐等研究樣本中涉及男性。［18-19］而隨著女性就業率提高，男性也越來越多地參與家務勞動，是家庭照料責任的另一潛在承擔者。僅集中女性家庭照料研究則無法全面考察家庭照料對個體的勞動參與影響。因此，本文使用2011-2012年中國健康與養老追蹤調查數據，以45-60歲（女性55 歲）的中年男性和女性為研究對象，采用工具變量方法克服內生性，研究家庭照料（包括父母照料和孫子女照料）行為與非農就業關系。通過區分低強度照料和高強度照料，考察不同等級照料強度，以檢驗照料強度效應的存在，填補現有文獻研究空白，并在此基礎上進一步分析照料孫子女、照料父母或二者都照料的照料強度效應是否存在異質性。

二、研究設計

傳統勞動經濟學中關于個體時間分配的工作-閑暇選擇模型為研究家庭非正式照料和工作提供了理論基礎。［21-23］本文研究的重點是照料強度與勞動參與的關系，通過區分低強度照料和高強度照料，在模型中引入照料CGi和高強度照料intensityi的乘積項以估計高強度照料帶來的影響大小，模型如下：

即勞動參與LFPi是照料CGi和一系列外生變量Xi包括個體人口特征變量、社會因素和經濟特征變量的函數，其中，intensityi設定為每周照料小時數是否達到某個數值的虛擬變量，在提供照料前提下，如果照料小時數達到或超過某個數值即為高強度照料，賦值為1，否則為0。這使得我們進行不同程度照料水平比較成為可能：

β1表示相比非照料者，低強度照料的影響；β1+β2表示相比非照料者，高強度照料的影響；β2表示相比低強度照料，高強度照料的影響。

由于被解釋變量LFPi為是否工作，是0-1二元離散變量，我們采用Probit模型估計。

實證檢驗家庭照料強度與勞動參與決策的關系還需要解決可能存在的內生性問題，即勞動參與可能會反向影響個人照料決策，同時，無法觀測到的個體異質性因素也可能會導致家庭照料的內生性問題。在截面數據中，工具變量方法是解決不可觀測因素和互為因果關系導致的內生性問題的主要方法。［24］

作為有效工具變量，必須同時滿足兩個條件：一是工具變量與內生變量即照料強度相關（即具有相關性）；二是工具變量與勞動參與決策不直接相關，只能通過照料行為這一唯一途徑影響勞動參與決策（即具有外生性）。

三、數據和變量

（一）數據來源

本文數據來自2011-2012 年中國健康與養老追蹤調查數據（CHARLS），該調查是由北京大學中國經濟研究中心組織實施，旨在收集一套代表中國45 歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據。［25］2011 年它在全國28 個省市、150 個縣區共450 個村居開展了基線調查工作，樣本覆蓋全國10 069 戶家庭，17 708 人。數據涵蓋人口、家庭、健康、醫療、工作、收入和養老等方面?；诒疚难芯磕康?，以在工作年齡段且至少有一位健在的父母（包括公婆、岳父母）或者一個16周歲以下的孫子女的個體為研究對象，由于我國當前法定退休年齡為女工人50 歲，女干部55 歲，男性60 歲，本文選擇女性年齡在45-55 歲之間、男性年齡為45-60 歲之間。經過上述限定并進一步剔除從事農業勞動以及其他信息缺失樣本后，得到女性樣本1 407 個（38%），男性樣本2 250 個（62%），共3 657 人?？紤]女性和男性的勞動參與與家庭照料的責任角色的顯著差異，以下對女性和男性分別研究。

（二）變量

1.被解釋變量：是否工作

本文以問卷中“上周您工作了至少一個小時嗎？掙工資工作、從事個體、私營經濟活動或不拿工資為家庭經營活動幫工都算是工作，但不包括家務勞動、義務的志愿勞動”的回答度量“是否工作”，回答“是”即非農就業。如表1 樣本描述性統計所示，與不提供家庭照料的樣本相比，無論是女性還是男性，提供照料的非農就業率都較低，尤其是女性僅為46%，即超過一半的中年女性是不工作的，而提供照料的男性有3/4的樣本仍同時參加工作。

表1 樣本描述性統計

2.關鍵解釋變量：照料強度

本文以每周照料小時數達到某個數值表示照料強度。調查先詢問受訪者和配偶過去一年是否花時間照料16 歲以下（外）孫子/女（孫子女照料）和是否照料父母或配偶父母（老年照料），如果回答“是”，再進一步分別詢問每周照料小時數，我們將孫子女照料小時和父母照料小時相加得到每周照料小時總數，回答不提供照料或者回答提供照料但照料小時數缺失，都賦值為0。參考已有研究，［4-10］［14］［16-17］同時考慮本文數據中照料者的平均照料小時數都超過了40 小時，本文確定以等于或超過5小時、20小時和40小時劃分照料強度，以考察照料強度效應是否普遍存在。

從總體看，女性和男性在照料和工作方面都表現出顯著的性別差異。表2顯示無論是照料比例還是照料小時數，女性都高于男性；而女性非農就業率卻遠遠低于男性。從照料強度看，無論女性還是男性，高強度照料者的就業概率都低于低強度照料者，且這一結果在照料強度低中高不同劃分等級中都存在。從照料對象看，無論女性還是男性，照料孫子女小時數都多于照料父母的時間；二者都照料的時間最長，但二者都照料的勞動參與并不是最低的，反而照料孫子女的勞動參與率最低。這可能表明照料強度與勞動參與率的關系中，照料對象可能具有異質性。

表2 照料強度、照料孫子女和照料父母

3.其他解釋變量

參照已有關于工作和照料關系研究文獻，［9］［11］［14］本文其他解釋變量包括人口變量（年齡、婚姻狀況、教育程度和健康）、社會因素（城市戶口、與父母同?。┖徒洕卣鳎彝ツ晔杖耄?，相關描述性統計見表1?？傮w上看，無論是女性還是男性，照料者的年齡都較非照料者更大，與父母同住的比例都較高且男性照料者的大學及以上比例略高。此外，無論是女性還是男性，提供家庭照料的家庭收入水平都更低，但并不存在統計上的顯著差異。

4.工具變量

目前已有文獻大多采用健在父母數、父母健康狀況或是否喪偶作為父母照料的工具變量；［7-8］［11］［16］［26］以是否有孫子女、孫子女個數作為孫子女照料的工具變量。［19］由于本文研究的照料行為包括照料孫子女和照料父母兩方面內容，本文選擇如下三個工具變量：一是16 歲以下孫子女個數；二是是否有至少一個健在的父母，前者可以視為直接影響照料孫子女的可能性，后者可視為直接影響照料父母的可能性，同時都與就業決策無直接相關；三是丈夫的健在父母的健康狀況?？紤]中國的現實情況，老年父母由兒子而不是女兒負責養老的情況仍然較為普遍，故本文選擇丈夫父母健康狀況作為工具變量。［19］

已有文獻表明上述工具變量仍不可避免地出現不同程度的弱工具變量問題，［8］［11］［26］為此本文使用有限信息最大似然估計法（LIML）估計，因為它相比兩階段工具變量模型（2SLS）對弱工具變量不敏感。對于工具變量有效性檢驗：首先是模型未識別檢驗（Underidentification test），以檢驗一階段模型中工具變量是否與內生變量相關；其次是過度識別檢驗（Overidentification test），以檢驗工具變量外生性，即是否與被解釋變量無關；再次是一階段的弱工具變量檢驗（weak IV），以檢驗工具變量相關性；最后是照料變量的內生性檢驗。表3 為工具變量的有效性檢驗結果?；诠ぞ咦兞磕Ｐ蜋z驗結果，女性樣本的照料孫子女模型中強度20和強度40及二者都照料的模型，我們報告Probit 回歸結果，其他所有模型報告工具變量模型回歸結果；對于男性所有模型，全部報告Probit回歸結果。

表3 工具變量的有效性檢驗

四、實證結果和分析

（一）女性樣本照料強度與非農就業關系的回歸結果

表4 為照料強度與非農就業的關系總體回歸結果。女性樣本回歸結果表明：第一，低強度照料相對于非照料者在勞動參與方面并不存在顯著差異。這也驗證了Carmichael 和Charles 提出的“收入效應”，［5-6］即對于中年女性，當照料強度不大時，女性會選擇在照料家人的同時繼續工作。第二，相對于非照料者，高強度照料使得女性勞動參與率顯著下降，且隨著強度增強這一負向影響逐漸增大。這表明高強度照料是使女性勞動參與率顯著下降的主要原因。因此，僅考慮是否提供照料而不考慮照料強度得到的結果是有偏的。第三，相對于低強度照料，高強度照料對勞動參與有額外的負向影響。我們的研究結果與采用截面數據得到高強度照料與勞動參與率負相關的結論是一致的。［4-6］［8］［12-13］工具變量檢驗結果顯示在不考慮照料強度模型中，工具變量檢驗全部通過了未識別檢驗、弱工具變量檢驗和過度識別檢驗，表明工具變量是有效的。在照料強度模型中，模型2-4面臨弱工具變量問題，而我們采用的LIML對弱工具變量更不敏感，得到的估計結果是穩健的。

表4 照料強度與非農就業總體回歸結果

其他解釋變量的估計結果與預期基本一致。年齡和城市戶口與非農就業顯著負相關，受教育水平越高、健康狀況較差、與父母同住以及家庭收入水平越高，女性的非農就業率越高。

（二）男性樣本照料強度與非農就業關系的回歸結果

與女性估計結果類似，對于中年男性而言，低強度照料并不會使得勞動參與率下降。但高強度照料使得勞動參與率顯著下降；且隨著強度等級增大，這一負向影響逐漸提高。對比女性結果可以發現家庭照料對女性非農就業的負向影響遠大于男性。此外，與女性研究結果一致的是，相對于低強度照料，高強度照料仍會對勞動參與有額外的負向影響，且照料強度等提高，顯著性水平也提高。男性樣本中除了與父母同住變量與勞動參與不存在顯著相關以外，其他解釋變量與勞動參與關系的估計結果與女性也是一致的，這里不再贅述。

五、進一步分析：照料誰重要嗎？

以上是從總體上分析家庭照料強度與勞動參與決策的關系，沒有區分孫子女照料和父母照料。但二者可能具有異質性。比如，孫子女照料可能更多涉及為其做飯、洗衣服或護送上學等。而本文研究對象為45-60歲臨近退休人口，他們健在的父母已經年長，因此父母照料除了涉及做飯、洗衣服等日常生活需求，可能還涉及身體不適方面的健康護理等。這可能會影響以上關于照料強度的結論。以下檢驗孫子女照料和父母照料的異質性。

（一）孫子女照料與非農就業

表5 為女性和男性的孫子女照料強度估計結果。第一，當考慮照料強度時，照料變量的顯著性水平下降或變得不再顯著，這再次表明如果不考慮照料強度而僅考慮是否照料會導致估計結果有偏。第二，相比不照料者，低強度照料使得女性和男性的勞動參與率分別顯著下降6.7%和5%；高強度照料使得女性勞動參與率顯著下降6.8%、15.5%和17.6%，但對于男性沒有發現高強度照料的負面影響。

表5 孫子女照料的照料強度與非農就業

（二）父母照料與非農就業

女性和男性的父母照料強度的估計結果報告見表6。

表6 父母照料的照料強度與非農就業

對于女性而言，首先，低強度的父母照料與勞動參與決策之間正相關。這一結果與Carmichael和Charles對英國女性低強度照料（每周照料小時數<10）與勞動參與正相關的發現是一致的，即低強度的父母照料存在“收入效應”。［5-6］其次，高照料強度使得勞動參與顯著下降，且相對于低強度照料，高強度照料同樣呈現為負面影響。模型2-模型4 中，相比非照料者，父母高強度照料使得勞動參與率依次下降31.4%、58.9%和53.9%。這表明隨著照料等級強度提高，父母高強度照料與其勞動參與率的負向關系也隨之增大。這一結果與范紅麗和辛寶英關于女性的父母照料研究結論是一致的。［16］對于男性而言，無論是考慮還是不考慮照料強度，照料變量、交互項和兩個變量的聯合顯著性檢驗都不顯著。因此，沒有證據表明提供父母照料與他們的勞動參與存在顯著相關。結合女性樣本的估計結果，可以發現家庭非正式照料對于女性非農就業的負面影響遠遠大于男性。

（三）二者都照料與非農就業

表7為女性和男性二者都照料的照料強度模型回歸結果。有意思的是，在剔除可能存在的內生性因素后，在照料強度模型和非照料強度模型中，無論女性還是男性，沒有發現照料強度效應。這一結果與范紅麗和辛寶英發現照料老人數目增加使得照料對勞動參與的負面影響更大的結果并不一致。［16］可能的解釋是她們研究的照料僅僅包括父母照料，不包括孫子女照料。這可能正凸顯了本文所強調的照料行為和勞動參與的關系在被照料者是誰方面存在異質性，即被照料者不同，照料需求和內容也不相同，照料行為與勞動參與的關系也不同。

表7 二者都照料的照料強度與非農就業

六、穩健性檢驗

盡管本文參考已有文獻將照料強度設定在以5 小時、20 小時和40 小時為界，但這仍會被質疑存在隨意性，因此在這一部分中，我們選取照料小時數≥15、照料小時數≥50 分別作為中度等級和高等級高強度照料標準，以檢驗上述結論的穩健性。同樣采用工具變量模型檢驗照料強度變量的內生性，表8為穩健性檢驗結果①與主回歸結果類似，我們發現在女性全樣本照料模型和父母照料模型中，在10%顯著性水平上拒絕了照料強度變量的外生性假設，我們采用工具變量模型。在女性孫子女照料模型、二者都照料模型以及男性所有照料模型中，在10%水平下我們無法拒絕外生性假設，所以采用Probit模型，并匯報邊際效應結果。。結果表明無論相比非照料者還是低強度照料者，高強度照料對非農就業造成的負面影響都普遍存在，變量的符號和顯著性都與主回歸結果完全一致，且照料強度效應在孫子女照料、父母照料和二者都照料方面存在異質性。這表明本文的模型和結論是穩健的。

表8 照料強度與非農就業的穩健性檢驗

七、結論和啟示

本文使用2011-2012年中國健康與養老追蹤調查數據，采用工具變量方法和Probit模型，研究照料強度與非農就業的關系并在此基礎上考察孫子女照料、父母照料的異質性，得到以下結論：

第一，在剔除內生性后，高強度照料是使女性和男性勞動參與率顯著下降的主要原因。相比非照料者，高強度照料會引起女性非農就業率顯著下降53.7%，男性非農就業率顯著下降4.8%。相比低強度照料，高強度照料帶來的負面影響也是顯著的，且遠遠超過低強度照料的影響。例如相比每周照料小時在1-40 小時的低強度照料，照料小時等于或超過40 以上的高強度分別使女性和男性勞動參與率顯著下降75.9%和5.5%。因此，僅考慮是否提供照料而不考慮照料強度得到的結果是有偏的，同時照料強度劃分標準也很重要。

第二，隨著照料強度等級提高，照料強度與勞動參與負相關關系也增大。例如，無論女性還是男性，低等級強度模型中（強度5）的高強度照料與勞動參與雖然也是負相關但并不顯著；但中度等級和高等級模型的高強度照料的負面影響變得顯著，且女性和男性的勞動參與率下降水平分別提高到77.4%和5.8%。

第三，照料強度效應在不同被照料者方面存在明顯的異質性。即無論是孫子女照料還是父母照料，高強度照料的顯著負效應依然存在，但低強度照料卻存在較大差異。對于孫子女照料來說，低強度照料使得女性和男性的非農就業率分別顯著下降15.5%和4.7%左右；但對于父母照料，低強度照料與女性勞動就業呈正相關。同時，對二者都照料的回歸結果表明，沒有發現低強度照料和高強度照料與勞動參與顯著相關。這可能意味著影響照料強度和勞動參與相關關系的重要因素是被照料者不同而不是被照料者人數。

此外，以上男性研究結果表明，家庭照料同樣使得男性勞動參與率顯著下降，非正式照料與勞動參與研究不應僅集中于女性，也應擴展到男性。

本文研究結論的政策啟示在于，第一，“免費”的家庭照料有巨大的機會成本，特別是高強度照料。提供長時間、高強度的家庭照料，無論對個人還是政府都隱藏著巨大的機會成本。對個人而言，是以犧牲非農就業機會并獲得潛在的勞動收入為代價的；對政府而言，家庭照料資源節約了醫療衛生服務體系在照料方面的支出，但是以勞動力市場上勞動力供給來源減少為代價的。政府應權衡家庭照料政策的成本和收益，以更有效地配置資源。第二，在制定延遲退休年齡政策時，需要同步建設社會照料服務體系，特別是托幼服務體系。到目前政府和學界已經充分重視日益增加的家庭老年照料需求，已經開展多年試點工作的長期護理保險制度；社區和居家養老服務中心正在穩步建立，這都在一定程度上減輕了家庭照料負擔。但是與兒童照料相關的托幼服務體系沒有得到足夠的重視。在學術界，鮮見對孫子女照料與中年祖父母勞動就業關系的研究。在現實中，托幼服務體系也遠遠沒有提到議事日程，迄今為止還沒有關于嬰幼兒照料服務發展的總體規劃，相關法律法規和政策標準也不完善。延遲退休年齡政策會使得承擔孫子女照料的勞動者進一步面臨照料責任和工作的沖突。因此，我們呼吁在建設社會照料服務體系時，應充分重視和構建托幼服務體系。第三，高強度照料者特別是女性應該是相關社會照料服務體系首要關注的對象。在構建家庭照料支持政策體系時，應參考照料強度標準，分等級相應地提供支持政策。例如考慮父母照料需求或孫子女照料需求大小，倡導企業為承擔家庭照料責任的個人提供不同等級的帶薪或不帶薪照料假期、靈活工作時間和地點，以幫助個人更好地平衡家庭照料和工作關系，緩解高強度照料的負面影響。