范紅麗+陳璐

摘 要：隨著我國(guó)人口老齡化和高齡化，家庭老年照料責(zé)任與女性參與勞動(dòng)之間的矛盾日益突出。本文運(yùn)用中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查2009年數(shù)據(jù)和工具變量分析方法，實(shí)證檢驗(yàn)了承擔(dān)家庭老年照料責(zé)任對(duì)女性勞動(dòng)參與率的影響，以期為公共政策的制定提供科學(xué)依據(jù)。結(jié)果表明，老年照料對(duì)女性勞動(dòng)參與存在替代效應(yīng)，造成對(duì)就業(yè)的負(fù)面影響。為父母提供照料幫助的女性勞動(dòng)力參與率下降了23.8%，其中與父母公婆同住的女性，照料責(zé)任使其勞動(dòng)參與率下降49.08%，農(nóng)村女性照料活動(dòng)使其勞動(dòng)參與率下降28.1%。

關(guān)鍵詞：家庭老年照料; 勞動(dòng)參與率; 女性

中圖分類號(hào)：F240 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2015）01-0091-08

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2015.01.009

收稿日期：2014-07-09;修訂日期：2014-09-03

基金項(xiàng)目：2013年教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“老齡化對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響及應(yīng)對(duì)策略研究”（13JZD005）;2014年教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃青年項(xiàng)目“人口老齡化趨勢(shì)下家庭老年照料與子女就業(yè)關(guān)系研究”（14YJC790012）;天津市2013年哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃課題“人口老齡化趨勢(shì)下家庭老年照料與勞動(dòng)力市場(chǎng)供給研究——基于結(jié)構(gòu)方程模型”（TJYY13-048）;南開大學(xué)亞洲研究中心項(xiàng)目（AS1201）。

作者簡(jiǎn)介：范紅麗，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生;陳璐（通訊作者），經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授。

Substitution or Income Effect？：The Impact of Family Care

for Elderly Parents on the Female Employment in China

FAN Hongli， CHEN Lu

（School of Economics， Nankai University， Tianjin 300071，China）

Abstract：As the population is aging in China， the conflict of women between family elder care and labour force participation is increasingly prominent. Based on the data of CHNS 2009， this paper estimates the impact of family parental care on womens labour force participation by instrumental variables method in order to provide scientific basis for the establishment of the aging and labour policy. It shows that the substitution effect between elderly care and female labour participation exists significantly， causing negative effects on employment. The elder care significantly reduces the female labour force participation rate by 23.8%. For women who live with parents or parents inlaw， care responsibility reduces the probability of labour participation by 49.08%， and womens care activities decreases labour participation rate by 28.1% in rural China.

Keywords：family elder care; labor force participation rate; women

《人口與經(jīng)濟(jì)》2015年第1期

范紅麗，等：替代效應(yīng)還是收入效應(yīng)？

一、引言

人口老齡化已經(jīng)成為21世紀(jì)長(zhǎng)期深刻影響人類社會(huì)發(fā)展的重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。2010年第六次全國(guó)人口普查結(jié)果顯示，我國(guó)65歲及以上人口為 1.19 億人，占總?cè)丝诒戎貫?8.87%，比2000年上升 1.9 個(gè)百分點(diǎn)。按照聯(lián)合國(guó)最新的人口預(yù)測(cè)，到2030年我國(guó)65 歲及以上人口規(guī)模將達(dá)到2.3億，2050 年將達(dá)到3.31億資料來(lái)源：聯(lián)合國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)事務(wù)部2013年發(fā)布的《世界人口展望：2012年修訂版》。。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(zhǎng)。中國(guó)老齡科學(xué)研究中心指出，截至“十二五”末我國(guó)部分失能和完全失能老人將達(dá)4000萬(wàn)人，占老年人口的19.5%

參見中國(guó)老齡科學(xué)研究中心發(fā)布的《全國(guó)城鄉(xiāng)失能老年人狀況研究》報(bào)告。。因此，老年人的長(zhǎng)期照料問(wèn)題就成為今后老齡工作的重點(diǎn)和難點(diǎn)。中國(guó)社會(huì)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)任的主要承擔(dān)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(hù)父母公婆與勞動(dòng)就業(yè)之間的兩難選擇。

卡邁克爾（Carmichael）和查爾斯（Charles）認(rèn)為家庭老年照料與子女勞動(dòng)參與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)（substituion effect）是指由于時(shí)間的稀缺性，老年照料活動(dòng)會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)參與率的下降;收入效應(yīng)（income effect）是指子女在進(jìn)行老年照料時(shí)需要大量費(fèi)用支出

例如：特威格（Twigg）和阿特金（Atkin）1994年提到額外的費(fèi)用支出包括適合老年人家具、飲食和外出交通設(shè)施。參見：TWIGG J，ATKIN ?K.Carers perceived： policy and practice in informal care[M].Buckingham：Open University Press，1994： 42。，為了避免退出勞動(dòng)力市場(chǎng)造成的收入減少，子女會(huì)選擇在照料老人的同時(shí)繼續(xù)工作。因此嚴(yán)格地講，家庭老年照料對(duì)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。只有搞清楚影響的方向，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(hù)和工作責(zé)任提供科學(xué)依據(jù)。本文采用“中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查”（CHNS）2009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(yàn)家庭老年照料和女性勞動(dòng)參與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）等開創(chuàng)了老年家庭照料和子女勞動(dòng)參與關(guān)系的研究[3-4]。早期研究主要假定照料活動(dòng)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(guó)國(guó)家非正式照護(hù)者調(diào)查數(shù)據(jù)（NICS），研究表明家庭照護(hù)對(duì)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(dòng)參與率降低21.1%[5]。波阿斯（Boaz）和米勒（Mueller）采用美國(guó)1982年國(guó)家長(zhǎng)期護(hù)理調(diào)查（NLTCS）數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)家庭老年照料對(duì)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(guó)普通家庭調(diào)查（GHS）數(shù)據(jù)研究得出每周從事照料活動(dòng)10小時(shí)以下的子女勞動(dòng)參與率高于沒有照料活動(dòng)的樣本，但每周從事10小時(shí)以上的照料活動(dòng)會(huì)顯著降低勞動(dòng)參與率[2]。莉莉（Lilly）等利用2002年加拿大普通社會(huì)調(diào)查（GSS）數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)女性提供一般照料活動(dòng)對(duì)勞動(dòng)參與率沒有顯著影響，但對(duì)于主要照料者（Primary Caregiver）有影響，使其勞動(dòng)參與率顯著降低[7]。

近些年，越來(lái)越多的研究者采用嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量方法（工具變量、面板數(shù)據(jù)）控制老年照護(hù)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(guó)1987-1988年國(guó)家家庭調(diào)查（NSFH）數(shù)據(jù)通過(guò)聯(lián)立方程控制照護(hù)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(duì)勞動(dòng)參與影響為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上沒有顯著性[8]。埃特內(nèi)（Ettner）同樣運(yùn)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(duì)就業(yè)具有明顯的負(fù)向影響，女性從事照料活動(dòng)會(huì)使每周工作減少12小時(shí)[9]。海特米勒（Heitmueller）利用英國(guó)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)如果忽略內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)低估照料責(zé)任對(duì)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(wèn)題，分析得出從事照料活動(dòng)會(huì)顯著降低男女的勞動(dòng)參與率[11]。范豪特文（Van Houtven）等利用美國(guó)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(dòng)參與之間不存在內(nèi)生性，從事照料活動(dòng)并不影響女性工作狀態(tài)[12]。

國(guó)內(nèi)關(guān)于家庭老年照料對(duì)子女勞動(dòng)就業(yè)影響的研究相對(duì)缺乏。蔣承和趙曉軍利用2005年中國(guó)老年人健康長(zhǎng)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(duì)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(duì)農(nóng)村已婚婦女不同勞動(dòng)時(shí)間分配的影響[14]。黃楓運(yùn)用CHNS面板數(shù)據(jù)與工具變量方法，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(dòng)使得其勞動(dòng)參與率下降21.5%[15]。馬焱和李龍使用中國(guó)婦女地位調(diào)查2010年的截面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)在家庭照護(hù)視為外生變量時(shí)，女性就業(yè)概率減少29.6%[16]。本文從兩個(gè)方面推進(jìn)了家庭老年照料與女性勞動(dòng)參與的研究。第一，現(xiàn)有國(guó)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(yàn)，本文通過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)（例如DurbinWuHausman和SimthBlundell），證明女性照料活動(dòng)存在內(nèi)生性，進(jìn)而利用工具變量方法克服存在的內(nèi)生性，避免了可能產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤。第二，在對(duì)于樣本總體研究的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步從居住方式和居住地區(qū)角度劃分子樣本，深入探討樣本的異質(zhì)性對(duì)家庭老年照料與女性勞動(dòng)就業(yè)之間關(guān)系的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

1.模型與方法

貝克爾（Becker）認(rèn)為傳統(tǒng)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)中個(gè)體在有限的時(shí)間約束下分配工作和閑暇以最大化自身的效用[17]。擴(kuò)展的勞動(dòng)力—照護(hù)模型進(jìn)一步研究家庭老年照料活動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響。由于時(shí)間的稀缺性，子女需要在為父母提供照護(hù)和自身工作之間分配時(shí)間來(lái)最大化自身效用。本文利用多元統(tǒng)計(jì)分析研究從事家庭照料活動(dòng)對(duì)子女勞動(dòng)決策的影響，模型如下：

LFPi=f（α+β1CGi+β2Xci+β3Xhi+εi）（1）

被解釋變量LFPi是女性勞動(dòng)參與狀況，如果工作則取值為1，否則為0。CGi是家庭照料活動(dòng)，如果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(gè)體。因此，勞動(dòng)參與決策是關(guān)于老年照料活動(dòng)、個(gè)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（·）的具體形式也不相同。線性概率模型的函數(shù)形式如（2）式，其擾動(dòng)項(xiàng)服從兩點(diǎn)分布。

LFPi=α+β1CGi+β2Xci+β3Xhi+εi（2）

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)，其表達(dá)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(dòng)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響。

P（LFPi=1）=Φ（α+β1CGi+β2Xci+β3Xhi）（3）

評(píng)價(jià)照料父母公婆對(duì)勞動(dòng)參與決策影響需要解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。內(nèi)生性主要來(lái)源于照料父母公婆與勞動(dòng)參與之間的反向因果關(guān)系，即面臨較少工作機(jī)會(huì)或者失業(yè)的女性會(huì)更多地把時(shí)間分配給家庭，主動(dòng)承擔(dān)照料父母的責(zé)任。在截面數(shù)據(jù)中解決內(nèi)生性的有效方法是運(yùn)用工具變量法進(jìn)行估計(jì)[1-2，9-10]。工具變量應(yīng)該滿足兩個(gè)條件：第一，工具變量與內(nèi)生變量（從事照料活動(dòng)）高度相關(guān);第二，工具變量是外生的，即與擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)關(guān)，只能通過(guò)照料活動(dòng)影響勞動(dòng)參與決策。本文采用父母公婆是否需要照料和兄弟姐妹數(shù)量?jī)蓚€(gè)變量作為工具變量。老人是否需要照料與子女從事照料活動(dòng)密切相關(guān)，同時(shí)該變量只能通過(guò)照料活動(dòng)影響勞動(dòng)參與決策。此外對(duì)于有較多兒女的老人，彼此可以分擔(dān)照料責(zé)任，因此，兄弟姐妹數(shù)是我們選擇的第二個(gè)工具變量。本文首先在外生假設(shè)下運(yùn)用OLS和Probit模型分析女性照料活動(dòng)對(duì)勞動(dòng)參與決策的影響，然后進(jìn)一步放松假設(shè)，在內(nèi)生性條件下，通過(guò)F統(tǒng)計(jì)量和Sargan統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行工具變量檢驗(yàn)，然后利用工具變量通過(guò)兩階段最小二乘法（2SLS）和工具變量Probit模型估計(jì)勞動(dòng)參與決策方程。

2.數(shù)據(jù)和變量

本文采用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2009年的截面數(shù)據(jù)，該調(diào)查是由中國(guó)疾病預(yù)防控制中心營(yíng)養(yǎng)與食品安全所與美國(guó)北卡羅萊納州大學(xué)合作，在隨機(jī)收集樣本基礎(chǔ)上，對(duì)中國(guó)的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖北、湖南、貴州和廣西9個(gè)省份進(jìn)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(xiǎn)、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(lái)自CHNS對(duì)于52歲以下女性與父母公婆關(guān)系的補(bǔ)充調(diào)查，因此，我們的樣本為18-52歲女性。經(jīng)過(guò)上述限定，剔除缺失值之后，我們的分析對(duì)象包括2242個(gè)已婚女性，其中無(wú)照料活動(dòng)和從事照料活動(dòng)的個(gè)體分別為1910個(gè)和332個(gè)。主要解釋變量為“是否工作”，來(lái)自受訪者對(duì)調(diào)查問(wèn)卷 “現(xiàn)在是否有工作”的回答，主要自變量為“是否照顧父母公婆”，工具變量為兄弟姐妹數(shù)及父母公婆是否需要照護(hù)?？刂谱兞恐饕譃槎悾旱谝活愂桥缘膫€(gè)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歲及以下兒童、與父母公婆同住、家庭成員人數(shù)和丈夫每月收入（按2009年不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整）。變量的具體定義見表1。

表2給出了全部樣本、從事家庭照料活動(dòng)及無(wú)照護(hù)責(zé)任樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。全樣本的勞動(dòng)參與率為70.5%，平均年齡為39歲，且97.7%是在婚婦女。是否承擔(dān)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(wú)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(hù)6歲及以下兒童的概率?。╬<0.01），家庭人口數(shù)也較少（p<0.01）。照料活動(dòng)與工具變量高度相關(guān)，承擔(dān)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(wú)照料活動(dòng)的女性。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

1.家庭老年照料對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響

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(jìn)行模型比較，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(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)參與具有負(fù)面影響，但在統(tǒng)計(jì)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歲及以下兒童會(huì)降低勞動(dòng)參與率。

為了檢驗(yàn)和解決內(nèi)生性問(wèn)題，我們運(yùn)用兩階段最小二乘法（2SLS）和工具變量Probit模型估計(jì)照料責(zé)任對(duì)勞動(dòng)參與的影響。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）認(rèn)為如果第一階段回歸檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量大于10，則不必?fù)?dān)心弱工具變量的問(wèn)題[18]，本文第一階段的F統(tǒng)計(jì)值分別為126.97和43.64，說(shuō)明工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)，滿足工具變量的第一個(gè)條件。在工具變量個(gè)數(shù)大于內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)時(shí)，需要進(jìn)行“過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)”， Sargan 統(tǒng)計(jì)量表明工具變量是外生的，符合工具變量的

第二個(gè)條件。在有效工具變量的基礎(chǔ)上，模型通過(guò)DurbinWuHausman及SimthBlundell檢驗(yàn)

內(nèi)生性檢驗(yàn)的原假設(shè)為“模型不存在內(nèi)生變量，OLS估計(jì)是一致估計(jì)”，拒絕原假設(shè)表明，回歸分析要考慮利用工具變量解決內(nèi)生性問(wèn)題。

，顯著拒絕“不存在內(nèi)生變量”的原假設(shè)，說(shuō)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(dòng)使勞動(dòng)參與率顯著下降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，即如果不考慮內(nèi)生性會(huì)顯著低估女性家庭照料責(zé)任對(duì)勞動(dòng)參與率的影響[11，19]。對(duì)于其他控制變量的回歸結(jié)果，相對(duì)于18-24歲女性，25-34歲、35-44歲及45-52歲的女性的勞動(dòng)參與率分別上升22.9、27.5和21.0個(gè)百分點(diǎn)。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(dòng)參與率會(huì)提高17.1%。照顧6歲以下兒童對(duì)勞動(dòng)參與率具有顯著的負(fù)面影響，使得勞動(dòng)參與率降低9.7%?；貧w結(jié)果還表明，家庭人口數(shù)越多，家務(wù)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)越重，會(huì)導(dǎo)致女性勞動(dòng)參與率越低。

2.是否與父母公婆同住對(duì)于女性勞動(dòng)參與率的影響

為了進(jìn)一步研究照料父母公婆對(duì)于特定人群的影響，我們根據(jù)是否與父母公婆同住將樣本劃分為兩組分別進(jìn)行估計(jì)。在表4中，通過(guò)DurbinWuHausman檢驗(yàn)表明區(qū)分居住安排后的樣本依然存在內(nèi)生性問(wèn)題，弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量分別為20.471和24.465，說(shuō)明工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)。Sargan統(tǒng)計(jì)量表明工具變量是外生的。線性概率模型和離散選擇模型結(jié)果類似，由于本文重點(diǎn)關(guān)注變量的邊際效應(yīng)，因此只給出線性概率模型回歸結(jié)果。