戈艷霞+李強(qiáng)

摘 要：（中）摘要患病率高、照料負(fù)擔(dān)重是貧困家庭面臨的主要困難。采用中國城鄉(xiāng)困難家庭入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，就困難家庭的照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)的影響進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，如果忽略兩者的內(nèi)生性會低估負(fù)面效應(yīng)的程度。工具變量分析方法和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，照料負(fù)擔(dān)會使城鎮(zhèn)困難家庭的勞動力就業(yè)概率顯著下降77%—100%，遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)普通家庭的20%—30%。農(nóng)村困難家庭的勞動力就業(yè)概率顯著下降25%—53%，也明顯高于農(nóng)村普通家庭的10%—30%。針對疾病照料負(fù)擔(dān)對困難家庭勞動力就業(yè)的負(fù)面影響遠(yuǎn)高于普通家庭的事實(shí)，建議增加對困難家庭的托護(hù)服務(wù)支持，通過減輕照料負(fù)擔(dān)來解放勞動力就業(yè)，提升困難家庭的發(fā)展能力。

關(guān)鍵詞：（中）關(guān)鍵詞困難家庭；照料負(fù)擔(dān)；因病致貧；就業(yè)

中圖分類號：（中）中圖分類號F240 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-4149（2018）01-0079-11

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2018.01.008

Abstract：（英）摘要The high prevalence and heavy care burden are the major difficulties for poor families. Based on the urban and rural poor families household survey data， this paper analyses the influence of care burden on the labor employment. The study found that ignores the endogenous will underestimate the degree of negative affect. Instrumental variable analysis and robustness testing results show that take care of patients will make a significant reduction in the labor forces employment probability of 77%—100% for the urban poor family， greater than the urban family of 20%—30%. And the influence of care burden on rural poor family is 25%—53%， greater than the rural family of 10%—30%. The negative impact of care burden on employment in the poor family is much higher than the other family. We suggest increasing the respite care service to poor families， to liberate the workforce to employment and promote the development of the poor families.

Keywords：（英）關(guān)鍵詞poor family； care burden； poverty caused by illness； employment

一、引言

截至2016年初，全國7000多萬貧困人口中仍有42%的人口因病致貧返貧

數(shù)據(jù)來源：國務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室.堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)[EB/OL].[2016-03-01].http：//www.pad.gov.cn/art/2016/3/1/art30145709.html

。即使在全國城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險幾乎完全覆蓋，大病救助制度普遍覆蓋困難家庭的情況下，疾病給貧困家庭帶來的沖擊和摧殘仍然未能徹底解決。疾病仍然是導(dǎo)致家庭陷入貧困，并且難以徹底擺脫貧困的主要原因。

關(guān)于疾病導(dǎo)致貧困的原因和影響機(jī)制，過去的觀點(diǎn)普遍認(rèn)為，疾病使得原本有收入的成員失去勞動能力或生產(chǎn)效率下降，從而導(dǎo)致家庭收入減少、治療費(fèi)用增加，家庭陷入貧困[1-3]。然而，近年來通過對城鄉(xiāng)困難家庭進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，除了眾所周知的治療費(fèi)用負(fù)擔(dān)外，疾病照料負(fù)擔(dān)已經(jīng)成為阻礙健康勞動力就業(yè)和困難家庭擺脫貧困的另一個重要原因。2015年民政部城鄉(xiāng)困難家庭調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，城鎮(zhèn)困難家庭平均每戶有2.9人，其中有1.5人患病或殘疾，0.4人沒有自理能力，僅1.3人有勞動能力。如果進(jìn)一步扣除因照料病人等原因無法外出工作的人，有工作收入的人數(shù)僅剩下0.7人。對比城鎮(zhèn)，農(nóng)村困難家庭的情況則更為嚴(yán)峻。農(nóng)村困難家庭平均每戶有3.1人，其中有1.6人患病或殘疾，0.5人沒有自理能力，最終有勞動能力的人只剩下1.1人，并且要面對外出工作和留家照料兩難的問題?？傮w來看，對于眾多困難家庭來講，“病倒一個人，塌下一個家”已經(jīng)成為一個非常普遍的現(xiàn)象。一旦有人身患重病，醫(yī)藥花費(fèi)和照料負(fù)擔(dān)將使整個家庭承受巨大的壓力，因病致貧和因病返貧問題必須給予更多的重視和研究。

縱觀因病致貧的文獻(xiàn)，大部分研究認(rèn)為短期內(nèi)疾病帶來的家庭收入減少、治療費(fèi)用增加是導(dǎo)致家庭陷入暫時性貧困的直接原因[1-3]。然而，從長期看，疾病帶來的長期照料負(fù)擔(dān)可能是導(dǎo)致家庭陷入持續(xù)性貧困的重要原因[4-5]。因?yàn)?，一般來講，導(dǎo)致家庭陷入貧困的疾病也多半會使患者的勞動能力和自理能力下降，甚至有可能完全失能，從而需要家人給予長期的照料和陪護(hù)[6-8]。雖然目前很多陪護(hù)和照料需求完全可以從市場上購買，但是由于困難家庭的購買能力不足，對患病成員的照料服務(wù)往往是在家庭內(nèi)部解決的，也就是說，家庭中有勞動能力的人可能會放棄外出工作的機(jī)會，留在家中照料患病的家人，因此失去獲得收入和職業(yè)晉升的機(jī)會，最終導(dǎo)致貧困家庭失去走出貧困的內(nèi)部動力，并進(jìn)入一種持續(xù)性貧困的狀態(tài)。endprint

理論上講，疾病帶來的照料負(fù)擔(dān)可能導(dǎo)致困難家庭進(jìn)入一種持續(xù)性貧困的狀態(tài)。然而，學(xué)術(shù)界關(guān)于照料負(fù)擔(dān)影響勞動力就業(yè)的研究一直存在爭議。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，由于患病成員需要看護(hù)照料而拖累了勞動者外出就業(yè)，照料負(fù)擔(dān)對勞動力外出就業(yè)有負(fù)面效應(yīng)[9-12]。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，只有投入更多的時間工作才能到市場上購買藥品和正式的照料服務(wù)，從而家中患病或生活不能自理的成員對勞動者的外出就業(yè)具有積極影響[13-14]。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，困難家庭勞動力就業(yè)率低可能是由于自身勞動技能不足，在勞動力市場上找不到合適的工作才主動選擇留在家中照料家人，也就是說，留家照料的行為存在自選擇問題，照料負(fù)擔(dān)對勞動力外出就業(yè)沒有直接影響[15]。那么，疾病照料負(fù)擔(dān)是否會導(dǎo)致困難家庭健康勞動力外出就業(yè)減少呢？

本文利用工具變量方法處理內(nèi)生性問題，運(yùn)用全國城鄉(xiāng)困難家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，就城鄉(xiāng)困難家庭的失能照料負(fù)擔(dān)對勞動力外出就業(yè)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。根據(jù)工具變量應(yīng)該滿足的兩個條件（一是工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)；二是工具變量是外生的），本文參考博林（Bolin）、蔣承和趙曉軍、范紅麗和陳璐等人的方法[16-18]，采用家中其他可提供代替性照料服務(wù)的人數(shù)作為疾病照料負(fù)擔(dān)的工具變量來解決內(nèi)生性問題。這里，可提供替代性照料服務(wù)的人是指家庭中除該勞動力之外的其他具有自理能力的人。一般來講，能夠提供替代性照料服務(wù)的人數(shù)越多，這個勞動力要承擔(dān)的照料負(fù)擔(dān)會越低，照料負(fù)擔(dān)對勞動者就業(yè)的影響就會越低。并且，對于家庭中的一個勞動者而言，家庭中可提供替代性照料服務(wù)的潛在人數(shù)是外生的，與該勞動力的就業(yè)狀態(tài)沒有直接關(guān)系，因此可提供替代性照料服務(wù)的人數(shù)是一個比較理想的工具變量。當(dāng)然，一個合適的工具變量，除了取決于現(xiàn)實(shí)生活中的變量之間的關(guān)系外，還取決于工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果。我們采用沃爾德檢驗(yàn)（Wald Test）、杜賓-吳-豪斯曼檢驗(yàn)（DurbinWuHausman Test）等方法來檢驗(yàn)解釋變量是否具有內(nèi)生性，然后利用F統(tǒng)計(jì)量對工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，包括對弱工具變量的檢驗(yàn)。在通過檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采納IVprobit模型的回歸結(jié)果，就照料負(fù)擔(dān)對困難家庭勞動力就業(yè)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。然后，進(jìn)一步選用大病照料負(fù)擔(dān)和慢性病照料負(fù)擔(dān)作為替代變量，對照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)的影響進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最終，基于實(shí)證結(jié)果，提出減輕照料負(fù)擔(dān)和促進(jìn)就業(yè)的社會救助政策，通過困難家庭的自身能力建設(shè)來斬?cái)嘁虿≈仑?、因病返貧的路徑，?shí)現(xiàn)困難家庭的脫貧致富。

就業(yè)不僅是獲得收入和改善生活的手段，而且也是困難家庭融入社會，培育社會資本，獲得更多更好發(fā)展機(jī)會的主要途徑。如果喪失就業(yè)機(jī)會，困難家庭的自身能力建設(shè)和走出貧困的內(nèi)在動力就會大打折扣，因此，以促進(jìn)就業(yè)為切入點(diǎn)，截?cái)嘁虿≈仑毜膫鲗?dǎo)機(jī)制，是困難家庭自身能力建設(shè)的重點(diǎn)任務(wù)，也是困難家庭走出貧困的重要途徑。“十三五”期間，我國將要解決7000多萬人的貧困問題，尤其是要做好預(yù)防因病致貧、因病返貧的問題。研究困難家庭的照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)的影響具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義，可為后期制定貧困家庭的照料保險救助制度提供科學(xué)的依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)家庭照料影響就業(yè)的研究始于20世紀(jì)80年代索爾多（Soldo）和布羅迪（Brody）等人的開創(chuàng)性研究[19-20]。雖然早期的研究假定照料活動相對于就業(yè)而言是外生的，忽視了其中的內(nèi)生性，但是研究成果對認(rèn)識家庭照料與就業(yè)的關(guān)系依然發(fā)揮了重要作用。斯通（Stone）和肖特（Short）利用1982年美國國家非正式照護(hù)者調(diào)查數(shù)據(jù)（NICS）發(fā)現(xiàn)，家庭照料負(fù)擔(dān)對女性就業(yè)具有顯著的負(fù)向影響[9]。博阿斯（Boaz）和米勒（Mueller）利用美國1982年國家長期護(hù)理調(diào)查（NLTCS）數(shù)據(jù)的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，家庭照料對女性的兼職工作沒有影響，但對全職工作的概率有顯著的負(fù)向影響[10]。莉莉（Lilly）等人利用2002年加拿大普通社會調(diào)查（GSS）數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，提供一般性的照料活動對就業(yè)沒有顯著影響，但對于主要照料者而言，照料會使就業(yè)概率顯著降低[11]?？ㄟ~克爾（Carmichael）和查爾斯（Charless）利用1998年英國普通家庭調(diào)查（GHS）數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，周照料時間超過十小時會顯著降低就業(yè)概率，但周照料時間低于十小時會提高就業(yè)概率[13-14]。

近年來，在聯(lián)立方程、工具變量、面板數(shù)據(jù)等計(jì)量方法的快速推廣下，越來越多的研究處理了照料和就業(yè)之間可能的內(nèi)生關(guān)系。沃爾夫（Wolf）和索爾多（Soldo）通過聯(lián)立方程的方法控制照料和就業(yè)之間的內(nèi)生性，發(fā)現(xiàn)家庭照料責(zé)任對外出就業(yè)沒有顯著的影響[21]。艾特內(nèi)（Ettner）采用工具變量發(fā)現(xiàn)，從事照料活動會使婦女每周的工作時間減少12 小時[22]。海特米勒（Heitmueller）結(jié)合工具變量及面板模型的研究發(fā)現(xiàn)，忽略內(nèi)生性問題會低估照料負(fù)擔(dān)對就業(yè)的影響[23]。博林等人利用父母的健康狀況、年齡及兄妹數(shù)作為工具變量來控制內(nèi)生性問題，發(fā)現(xiàn)照料活動會顯著降低男女的就業(yè)概率[16]。但是，也有研究發(fā)現(xiàn)女性的照料活動與就業(yè)之間不存在內(nèi)生性，從事照料活動并不影響女性的工作狀態(tài)[15]。

國內(nèi)關(guān)于家庭照料影響勞動力就業(yè)的研究相對缺乏。蔣承和趙曉軍采用2005年中國老年人健康長壽跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用工具變量和兩部分模型的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，家庭照料對于成年子女的就業(yè)概率具有顯著負(fù)向影響[17]。劉嵐等利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）混合面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，照料父母公婆對農(nóng)村已婚婦女的就業(yè)概率有顯著影響[24]。黃楓運(yùn)用CHNS面板數(shù)據(jù)與工具變量方法的研究發(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就業(yè)概率下降21.5%[25]。馬焱和李龍使用中國婦女社會地位調(diào)查2010年截面數(shù)據(jù)，在將家庭照料視為外生變量時發(fā)現(xiàn)，女性就業(yè)概率減少了29.6%[26]。范紅麗和陳璐運(yùn)用CHNS 2009年數(shù)據(jù)和工具變量方法實(shí)證檢驗(yàn)了承擔(dān)家庭照料責(zé)任對女性勞動參與率的影響，研究發(fā)現(xiàn)提供照料幫助的女性勞動參與率下降了23.8%[18]。總結(jié)以上研究的計(jì)量結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對于城鎮(zhèn)普通家庭來講，照料負(fù)擔(dān)將導(dǎo)致就業(yè)概率下降約20%—30%；對于農(nóng)村普通家庭來講，照料負(fù)擔(dān)將導(dǎo)致就業(yè)概率下降約10%—30%。endprint

但是，由于困難家庭的疾病發(fā)生風(fēng)險很高，疾病照料負(fù)擔(dān)較之普通家庭更為沉重，其對勞動力外出就業(yè)的影響可能更加嚴(yán)峻。因此，研究困難家庭疾病照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)的影響具有一定的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。本文將從兩個方面推進(jìn)家庭照料與勞動力就業(yè)的研究。第一，利用全國性的城鄉(xiāng)困難家庭入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，針對城鎮(zhèn)和農(nóng)村困難家庭深入探討并實(shí)證檢驗(yàn)照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)的影響。第二，通過內(nèi)生性檢驗(yàn)，利用工具變量方法克服存在的內(nèi)生性，避免可能產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤。

三、研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自民政部2015年在全國開展的城鄉(xiāng)困難家庭入戶調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查由民政部委托北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心進(jìn)行調(diào)查和數(shù)據(jù)質(zhì)量控制，收集了有關(guān)家庭構(gòu)成、成員狀況、生活狀況及面臨的困難等重要信息。該樣本涵蓋了全國28個省份、89個市、105個縣區(qū)的7338戶城鎮(zhèn)困難家庭，涉及10383個有勞動能力的家庭成員；4232戶農(nóng)村困難家庭，涉及5613個有勞動能力的家庭成員。

2.模型與變量

本文以Probit模型為基礎(chǔ)模型，并利用工具變量處理內(nèi)生性，進(jìn)行IVprobit模型估計(jì)。被解釋變量為勞動力的就業(yè)狀態(tài)，1=就業(yè)；0=未就業(yè)。關(guān)鍵解釋變量為照料負(fù)擔(dān)，我們選用平均每個勞動力需要照料的無自理能力的人數(shù)作為代理變量；工具變量則采用家庭內(nèi)其他可提供代替性照料服務(wù)的人數(shù)。在控制個人特征、家庭結(jié)構(gòu)、社區(qū)服務(wù)等因素的影響下，就照料負(fù)擔(dān)對勞動力外出就業(yè)的影響進(jìn)行估計(jì)。在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時，本文改用平均每個勞動力需要照料的患大病的人數(shù)以及平均每個勞動力需要照料的患慢性病的人數(shù)作為照料負(fù)擔(dān)的代理變量，重新就照料負(fù)擔(dān)對勞動力外出就業(yè)的影響進(jìn)行估計(jì)。

本文選用的其他控制變量主要包括個人特征、家庭結(jié)構(gòu)和社區(qū)服務(wù)等因素。其中，影響個人就業(yè)的因素，我們控制了年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況、殘疾狀況、是否患病、政治身份、民族和宗教信仰。影響個人就業(yè)的家庭因素，我們控制了家庭的老少撫養(yǎng)系數(shù)（即每個勞動口需要撫養(yǎng)的老人和兒童人數(shù)），家中其他成員的勞動和收入狀況。在社區(qū)層面，我們還控制了社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)和幼兒托護(hù)服務(wù)。此外，我們通過加入?yún)^(qū)縣變量進(jìn)一步控制不可觀察的地域文化差異。變量的描述性統(tǒng)計(jì)詳見表1。

3.變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。根據(jù)2015年城鄉(xiāng)困難家庭入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，城鎮(zhèn)困難家庭中勞動力就業(yè)比例為46%，未就業(yè)的比例為54%。農(nóng)村困難家庭中勞動力就業(yè)比例為61%，未就業(yè)的比例為39%?？傮w來講，與全國勞動年齡人口的平均就業(yè)比例85%

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局.2015年國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行穩(wěn)中有進(jìn)、穩(wěn)中有好[EB/OL].（2016-01-19）.http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201601/t20160119_1306083.html相比，困難家庭勞動力存在的問題是，就業(yè)比例偏低，未就業(yè)比例偏高。

從困難家庭勞動力需要承擔(dān)的疾病照料負(fù)擔(dān)看，城鎮(zhèn)困難家庭中，平均每個勞動力需要照料的失能人數(shù)為0.25人，需要照料的大病人數(shù)為0.18人，需要照料的慢性病人數(shù)為0.47人。在農(nóng)村困難家庭中，平均每個勞動力需要照料的失能人數(shù)為0.28人，需要照料的大病人數(shù)為0.19人，需要照料的慢性病人數(shù)為0.47人。目前雖然沒有全國勞動力平均疾病照料負(fù)擔(dān)的數(shù)據(jù)，但是，即使與全國家庭勞動力的老年撫養(yǎng)系數(shù)0.16

該數(shù)據(jù)根據(jù)2015年全國1%人口抽樣調(diào)查主要數(shù)據(jù)計(jì)算得到。此處的老年撫養(yǎng)系數(shù)指65歲及以上老年人數(shù)與15—59歲勞動年齡人口之比。根據(jù)吳帆的研究發(fā)現(xiàn)（老年人在70歲開始不健康和不能自理的比例明顯上升），該指標(biāo)可以作為普通家庭勞動力疾病照料負(fù)擔(dān)的一個近似測量[27]。相比，也能發(fā)現(xiàn)困難家庭的勞動力需要承擔(dān)的疾病照料負(fù)擔(dān)更加沉重一些。

從家庭結(jié)構(gòu)看，城鎮(zhèn)困難家庭的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)為2.7人，即每個勞動力要撫養(yǎng)2.7個非勞動年齡的家庭成員。并且，根據(jù)城鎮(zhèn)困難家庭中可提供替代性照料服務(wù)的人數(shù)來看，平均每個勞動力只有1.1個可提供替代性照料服務(wù)的人。農(nóng)村家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)為2.4人，即每個勞動力要撫養(yǎng)2.4個非勞動年齡的家庭成員。并且，根據(jù)農(nóng)村困難家庭中可提供替代性照料服務(wù)的人數(shù)來看，平均每個勞動力只有1.3個可提供替代性照料服務(wù)的人?？梢园l(fā)現(xiàn)，在城鄉(xiāng)困難家庭中，平均每2個健康勞動力中就會有1個人可能因?yàn)橐樟喜』技覍俣鵁o法外出工作。

從社區(qū)服務(wù)來講，城鎮(zhèn)困難人群居住的社區(qū)中有養(yǎng)老托護(hù)服務(wù)的比例僅為10.6%，有幼兒托護(hù)服務(wù)的比例僅為6.6%，其余絕大多數(shù)困難家庭居住的社區(qū)都沒有提供老幼托護(hù)服務(wù)，這一比例超過了90%。而農(nóng)村社區(qū)更是普遍缺乏基本的服務(wù)設(shè)施。困難人群居住的社區(qū)中有養(yǎng)老托護(hù)服務(wù)的比例僅為8.4%，有幼兒托護(hù)服務(wù)的比例僅為4.5%，其余超過92%的社區(qū)不具備任何老幼托護(hù)服務(wù)設(shè)施。

四、實(shí)證分析結(jié)果

1.工具變量的有效性檢驗(yàn)

2.模型回歸結(jié)果分析

表2給出了城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本在外生假設(shè)下離散選擇Probit模型的估計(jì)結(jié)果，以及運(yùn)用IVprobit模型處理內(nèi)生性問題得到的估計(jì)結(jié)果。為了方便比較，我們分別給出了Probit 和IVprobit的邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。

（1）疾病照料負(fù)擔(dān)對城鎮(zhèn)困難家庭勞動力就業(yè)的影響。

模型（1）和模型（2）給出了城鎮(zhèn)樣本利用Probit模型和IVprobit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)。結(jié)果顯示，照料負(fù)擔(dān)對城鎮(zhèn)困難家庭勞動力就業(yè)具有顯著的負(fù)面影響。年齡及教育程度的提高均能顯著提高就業(yè)的概率。家庭需要撫養(yǎng)的老人和小孩數(shù)越多，外出就業(yè)概率會越低。進(jìn)一步地，我們運(yùn)用IVprobit模型估計(jì)了照料負(fù)擔(dān)對城鎮(zhèn)困難家庭勞動力就業(yè)的影響。結(jié)果顯示，勞動力的平均照料負(fù)擔(dān)每增加1人，勞動力的就業(yè)概率將顯著下降100%，下降幅度不僅遠(yuǎn)大于外生假設(shè)下的25%，而且遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)普通家庭的20%—30%。與已有研究一致，該回歸結(jié)果表明，如果不考慮內(nèi)生性會顯著低估家庭照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)的影響[23]。尤其值得注意的是，疾病照料負(fù)擔(dān)對城鎮(zhèn)困難家庭勞動力就業(yè)概率的影響程度達(dá)到了100%，說明疾病照料負(fù)擔(dān)對城鎮(zhèn)困難家庭勞動力就業(yè)有著嚴(yán)重的負(fù)面影響。這與城鎮(zhèn)居民的就業(yè)模式以受雇為主，就業(yè)方式缺乏靈活性，就業(yè)時間缺乏彈性有很大的關(guān)系。endprint

對于其他控制變量的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，勞動力的年齡每增長1歲，就業(yè)概率將提高0.8%。教育水平每提高1年，勞動力就業(yè)的概率將提高2%。健康狀況不佳或患病都將顯著降低勞動力就業(yè)的概率。另外，家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)每提高1%，勞動力就業(yè)概率會降低0.2%。家中其他有收入的人數(shù)越多，該勞動力的就業(yè)概率越低?；貧w結(jié)果還顯示，社區(qū)養(yǎng)老托護(hù)服務(wù)對勞動力就業(yè)沒有影響，但幼兒托護(hù)服務(wù)有顯著的積極影響。有幼兒托護(hù)服務(wù)將使勞動力的就業(yè)概率顯著提高8.2%。這說明，社區(qū)托護(hù)服務(wù)可作為減輕困難家庭照料負(fù)擔(dān)的有效措施，對促進(jìn)勞動力就業(yè)有一定的積極影響。

（2）疾病照料負(fù)擔(dān)對農(nóng)村勞動力就業(yè)的影響。

模型（3）和模型（4）分別是農(nóng)村樣本利用Probit模型和IVprobit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)。模型（3）的估計(jì)結(jié)果顯示，照料負(fù)擔(dān)對農(nóng)村困難家庭勞動力的就業(yè)具有顯著的負(fù)面影響。教育程度的提高能顯著提高就業(yè)的概率。而家庭需要撫養(yǎng)的老人和小孩數(shù)越多，其他有收入的人數(shù)越多，勞動力外出就業(yè)的概率就會越低。

進(jìn)一步地，運(yùn)用IVprobit模型估計(jì)的照料負(fù)擔(dān)對農(nóng)村困難家庭勞動力就業(yè)的影響。結(jié)果顯示，勞動力的平均照料負(fù)擔(dān)每增加1人，勞動力的就業(yè)概率將顯著下降36%，下降幅度不僅遠(yuǎn)大于外生假設(shè)下的5%，而且高于農(nóng)村普通家庭的20%—30%。這說明，照料負(fù)擔(dān)對農(nóng)村困難家庭勞動力的就業(yè)有較大的負(fù)面影響。此外，與城鎮(zhèn)對比，疾病照料負(fù)擔(dān)對農(nóng)村困難家庭勞動力就業(yè)的負(fù)面影響相對小一些，這與吳帆2016年的研究發(fā)現(xiàn)一致[27]。筆者推測原因可能與農(nóng)村居民擁有土地，從事農(nóng)業(yè)活動，勞動方式相對自由且勞動時間富有彈性有關(guān)。

對于其他控制變量的回歸結(jié)果顯示，勞動力的年齡每增長1歲，就業(yè)概率將提高1%。教育程度每提高1年，勞動力就業(yè)的概率將提高12%。健康狀況不佳或患病都將顯著降低勞動力的就業(yè)概率。另外，家中其他有收入的人數(shù)越多，該勞動力的就業(yè)概率越低。回歸結(jié)果還顯示，社區(qū)養(yǎng)老托護(hù)和幼兒托護(hù)服務(wù)對勞動力就業(yè)沒有顯著影響。這可能與農(nóng)村社區(qū)托護(hù)服務(wù)覆蓋率極低，樣本量不足有一定的關(guān)系。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，采用平均每個勞動力需要照料的大病患者人數(shù)以及慢性病患者人數(shù)作為照料負(fù)擔(dān)的替代變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，實(shí)證方法和處理過程同上。表3給出了城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本在外生假設(shè)條件下的Probit模型，以及處理內(nèi)生性的IVprobit模型的估計(jì)結(jié)果?？傮w來講，回歸結(jié)果支持了照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)有顯著負(fù)向影響的觀點(diǎn)。并且，處理內(nèi)生性的結(jié)果顯示，照料負(fù)擔(dān)使勞動力就業(yè)概率的下降幅度不僅遠(yuǎn)大于外生假設(shè)的結(jié)果，也明顯大于以普通家庭為樣本的回歸結(jié)果。

如果用每個勞動力需要照料的大病患者人數(shù)作為照料負(fù)擔(dān)的替代變量，IVprobit模型回歸結(jié)果顯示，大病照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)有顯著的負(fù)向影響。平均來講，勞動力的大病照料負(fù)擔(dān)每增加1個人，勞動力的就業(yè)概率將下降99%。其他控制變量的回歸結(jié)果顯示，隨著年齡和受教育程度的增長，勞動力的就業(yè)概率將有所提高。個人健康狀況越差或患病，就業(yè)的概率越低。此外，家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)越高，家中其他有收入的人數(shù)越多，勞動力的就業(yè)概率越低。社區(qū)養(yǎng)老托護(hù)服務(wù)對勞動力就業(yè)的影響不顯著，但是幼兒托護(hù)服務(wù)對勞動力就業(yè)有顯著的影響。

如果用每個勞動力需要照料的慢性病患者人數(shù)作為照料負(fù)擔(dān)的替代變量，IVprobit模型回歸結(jié)果顯示，慢性病照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)有顯著的負(fù)向影響。平均來講，勞動力的慢性病照料負(fù)擔(dān)每增加1個人，勞動力的就業(yè)概率下降77%。其他控制變量的回歸結(jié)果顯示，隨著年齡和受教育程度的增長，勞動力的就業(yè)概率將有所提高。個人健康狀況越差，就業(yè)概率越低。此外，家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)越高，家中其他有收入的人數(shù)越多，勞動力的就業(yè)概率越低。社區(qū)養(yǎng)老和幼兒托護(hù)服務(wù)對勞動力就業(yè)的影響不顯著。

2.照料負(fù)擔(dān)影響農(nóng)村困難家庭勞動力就業(yè)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

如果用每個勞動力需要照料的大病患者人數(shù)作為照料負(fù)擔(dān)的替代變量，IVprobit模型回歸結(jié)果顯示，大病照料負(fù)擔(dān)對農(nóng)村困難家庭勞動力就業(yè)有顯著的負(fù)向影響。平均來講，勞動力的大病照料負(fù)擔(dān)每增加1個人，勞動力的就業(yè)概率下降53%。其他控制變量的回歸結(jié)果顯示，隨著年齡的增長，勞動力的就業(yè)概率將有所提高。個人健康狀況越差或患病，就業(yè)的概率越低。此外，家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)越高，勞動力的就業(yè)概率越高；而家中其他有收入的人數(shù)越多，勞動力的就業(yè)概率越低。此外，社區(qū)養(yǎng)老和幼兒托護(hù)服務(wù)對勞動力就業(yè)沒有顯著影響。

如果用每個勞動力需要照料的慢性病患者人數(shù)作為照料負(fù)擔(dān)的替代變量，IVprobit模型回歸結(jié)果顯示，慢性病照料負(fù)擔(dān)對農(nóng)村困難家庭勞動力就業(yè)有顯著的負(fù)向影響。平均來講，勞動力的慢性病照料負(fù)擔(dān)每增加1個人，勞動力的就業(yè)概率將下降25%。其他控制變量的回歸結(jié)果顯示，隨著年齡的增長，勞動力的就業(yè)概率將有所提高。個人健康狀況越差，就業(yè)概率越低。此外，家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)越高，勞動力的就業(yè)概率越高；而家中其他有收入的人數(shù)越多，勞動力的就業(yè)概率越低。此外，社區(qū)養(yǎng)老和幼兒托護(hù)服務(wù)均對勞動力就業(yè)沒有顯著影響。

六、結(jié)論與政策建議

與普通家庭相比，困難家庭發(fā)生因病致貧的風(fēng)險更大。針對困難家庭疾病照料負(fù)擔(dān)重、就業(yè)率低的問題，本文首次采用全國城鄉(xiāng)困難家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用IVprobit模型處理內(nèi)生性問題，在控制個人受教育程度、健康狀況等特征以及家庭的老少撫養(yǎng)比、其他成員收入狀況和社區(qū)支持的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析了困難家庭的照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)的影響。

結(jié)果顯示，在外生假設(shè)下，家庭的照料負(fù)擔(dān)對城鄉(xiāng)困難家庭勞動力的就業(yè)產(chǎn)生了負(fù)面影響。而IVprobit模型的沃爾德檢驗(yàn)和杜賓-吳-豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果證明照料負(fù)擔(dān)存在內(nèi)生性，有必要采用工具變量方法進(jìn)行修正估計(jì)。參考已有研究方法，本文采用家中其他可提供替代性照料服務(wù)的人數(shù)作為工具變量，在通過工具變量有效性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采納IVprobit模型的回歸結(jié)果進(jìn)行實(shí)證分析，并通過每個勞動力需要照料的大病患者人數(shù)和慢性病患者人數(shù)作為替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示，對于城鎮(zhèn)困難家庭來講，在控制其他因素的影響后，勞動力的照料負(fù)擔(dān)每增加1人，會使勞動力的就業(yè)概率顯著下降77%—100%，遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)普通家庭的20%—30%；對于農(nóng)村困難家庭來講，在控制其他因素的影響后，勞動力的照料負(fù)擔(dān)每增加1人，會使勞動力的就業(yè)概率顯著下降25%—53%，也明顯大于農(nóng)村普通家庭的10%—30%?？傮w來講，無論是城鎮(zhèn)困難家庭還是農(nóng)村困難家庭，疾病照料負(fù)擔(dān)對勞動力就業(yè)的負(fù)面影響都是非常大的，并且遠(yuǎn)大于對普通家庭的影響。另外，與農(nóng)村相比，由于城鎮(zhèn)居民的就業(yè)方式以受雇為主，勞動方式缺乏靈活性，勞動時間缺乏彈性，也在一定程度上加重了疾病照料負(fù)擔(dān)對城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)的負(fù)面影響。endprint

面對困難家庭的疾病照料負(fù)擔(dān)嚴(yán)重影響勞動力外出就業(yè)的事實(shí)，政府應(yīng)該著手制定公共政策來幫助困難家庭平衡家庭照料和外出就業(yè)的難題。從國外經(jīng)驗(yàn)來看，建議將社會救助服務(wù)納入救助范圍，與現(xiàn)金救助的方式發(fā)揮相得益彰的作用。例如，美國在20世紀(jì)60年代頒布實(shí)施的《公共福利修正案》（Public Welfare Amendment），其治理貧困的重點(diǎn)開始轉(zhuǎn)向提高貧困群體的能力，在救助方式上，從資助實(shí)物、現(xiàn)金開始轉(zhuǎn)變?yōu)榧訌?qiáng)提供服務(wù)和技能培訓(xùn)。中國香港地區(qū)則通過政府購買服務(wù)，在社會福利署提供家庭及兒童福利、社會保障、安老服務(wù)、康復(fù)及醫(yī)務(wù)社會服務(wù)、違法者服務(wù)、社區(qū)發(fā)展以及青少年服務(wù)。在借鑒其他國家和地區(qū)制度的同時，針對我國貧困家庭疾病照料負(fù)擔(dān)突出的特點(diǎn)，建議優(yōu)先為失能及半失能的困難群體提供社區(qū)托護(hù)服務(wù)、康復(fù)服務(wù)等醫(yī)療救助服務(wù)，以促進(jìn)勞動力外出就業(yè)，提升困難家庭的自我發(fā)展能力。

（致謝：清華大學(xué)社會學(xué)系鄭路副教授、民政部政策研究中心于建明副研究員、匿名審稿人對本文提出了寶貴的修改建議，在此表示感謝，文責(zé)自負(fù)。）

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[責(zé)任編輯 責(zé)任編輯武 玉]endprint