李 月,成 前,閆 曉

(1. 中國人口與發(fā)展研究中心，北京 100081；2. 國家衛(wèi)生健康委 流動人口服務中心，北京100191)

我國在2013年和2016年相繼實行“單獨二孩”和“全面兩孩”政策，對于緩解我國人口老齡化問題、促進人口長期均衡發(fā)展具有重要意義。然而，伴隨著生育政策的調整，我國生育水平在短期內雖然有所提高，但效果并不十分顯著，且生育率的增長明顯后繼乏力。此外，我國的適齡人口推遲結婚和推遲生育的現(xiàn)象也愈加普遍[1-2]。在此背景下，女性就業(yè)與生育問題成為社會關注的焦點。女性作為生育主體以及子女照護的主要承擔者，大多面臨著“工作-家庭”之間的沖突。我國是世界上女性勞動參與率最高的國家之一，據(jù)世界勞工組織2016年的統(tǒng)計，中國女性勞動參與率為63%，遠高于世界其他主要經濟體的女性勞動參與率(美國56%、德國55%、法國51%、日本49%、印度27%)。我國女性的高就業(yè)率是否是影響生育水平提升的主要因素？勞動參與是否會降低女性的生育意愿？進一步，女性就業(yè)影響生育意愿的機制是什么？對此，本文使用中國勞動力動態(tài)調查(CLDS)數(shù)據(jù)，實證分析了女性勞動參與對生育意愿的影響，并從子女照護需要的視角對其影響機制進行了研究，以期為研究我國女性生育特征和生育變動規(guī)律提供一定參考。

一、文獻綜述

圍繞女性勞動參與對生育意愿的影響，學者們從不同角度進行了研究。家庭經濟學將經濟學的研究思路引入了家庭決策，Becker的新家庭經濟學理論認為生育率的高低取決于生育需求的收入效應和替代效應的權衡[3]。具體而言，根據(jù)該理論，孩子可被視為一種消費品，其價格便是為了獲得該消費品需要付出的成本，其中既包括撫養(yǎng)負擔等直接成本，也包括因為生育養(yǎng)育而導致女性從勞動力市場退出以及生產效率下降等間接成本。從這一角度出發(fā)，隨著女性受教育程度提高、勞動參與率提升，生育子女的機會成本也不斷提升，從而抑制了對“子女”這一消費品的需求。此外，世界經濟的轉型使得勞動力市場的不穩(wěn)定性提高，夫妻雙方共同參與勞動的需求更強烈[4]。與此同時，隨著現(xiàn)代社會生產力提升以及體力型勞動向知識型勞動的轉變，女性擁有了更多參與市場勞動的機會[5]。這些因素的共同作用，大大提升了女性的勞動參與率。面對現(xiàn)代勞動力市場的激烈競爭，職業(yè)女性需要投入大量時間和精力在工作上，否則很難實現(xiàn)職業(yè)發(fā)展，這使女性在時間和精力有限的前提下，不得不在生育子女和發(fā)展自身職業(yè)之間做出選擇。計迎春和鄭真真的研究揭示，女性的“工作-家庭”沖突已成為導致中國低生育率現(xiàn)象的關鍵[6]。另一方面，養(yǎng)老保障需求是生育子女的一個重要動機，而在現(xiàn)代社會，勞動參與使個體在老年階段能夠獲得養(yǎng)老金，養(yǎng)老越來越不依賴成年子女，從而降低了子女的經濟價值[7]。從經濟學角度來看，現(xiàn)代社會的轉變是生育子女的成本不斷上升而效益不斷下降的過程，子女越來越具有“準公共物品”的特征，從而導致了對這一物品的供應不斷下降。

性別公平理論試圖從性別平等的視角對女性勞動參與和生育行為作出解釋，這一視角已經成為目前國際人口學解釋低生育率的主流理論取向[6]。性別研究者從性別公平在不同社會領域設置的不相容性來解釋低生育率現(xiàn)象[8-9]。根據(jù)該理論，個人導向的社會制度領域(如政治、教育和勞動力市場等)性別平等程度高，而在家庭導向的社會制度領域性別平等水平低，從而使女性在工作和生活上面臨尖銳沖突，導致女性選擇少生甚至不生或不婚。也有研究者從性別角色變動的角度提出，性別平等與生育率之間存在一個動態(tài)變化的過程，生育水平和性別公平程度之間呈U型關系[10]。性別革命理論將性別角色的變化分為兩個階段[11]，在第一階段，女性勞動參與水平的提高打破了傳統(tǒng)的性別角色，使女性在生育養(yǎng)育、家務勞動承擔等方面都有悖于傳統(tǒng)的性別角色，而男性或社會整體的性別意識轉變慢于女性，在此階段，男性更傾向于尋找能夠在家庭照料方面承擔更多責任的女性，從而使得參與勞動市場的女性在步入婚姻、進行生育上面臨更多障礙[12]。然而，隨著社會對女性勞動參與的認同水平提高，男性也愈加認識到女性勞動參與對家庭總效益的提升，使得男性越來越能夠接受在家庭領域、尤其是子女照護方面更為平等的性別角色[13-14]，由此進入性別革命的第二階段，即在家庭領域更為平等的性別角色，從而帶來社會結婚水平、生育水平的回升。歐洲的實證研究也顯示，南歐國家曾擁有最高的生育率和最低的女性就業(yè)率，如意大利、西班牙和希臘[15]，而歐洲那些較高生育水平國家的女性就業(yè)率也處于較高水平[16]。

在對女性勞動參與降低生育意愿的多角度分析中，“工作-家庭”沖突是最為核心的因素，無論是經濟學視角還是性別平等理論，都強調女性作為物質再生產者和社會再生產者的雙重身份，以及由此導致的子女照護需求對女性的壓力，使女性不得不在勞動參與和生育行為之間做出抉擇?？梢姡彝フ兆o需求可能是最為重要的中介機制。實證研究顯示，那些具有促進女性發(fā)展和社會性別平等取向的家庭政策更有利于鼓勵生育，因為這種家庭政策不僅降低了女性生育的機會成本，同時也鼓勵丈夫積極承擔照料子女和家務的責任[17]。父母輩提供家務幫助、丈夫更多地承擔家務勞動，都可以明顯提高女性的初育發(fā)生概率[18]。對我國公共政策的研究顯示，實施全面兩孩政策后，雖然我國在有關生育福利保障的一些政策中納入了性別視角，但其在幫助家庭成員實現(xiàn)“工作-家庭”平衡、支持家庭發(fā)展的作用有限，使得女性仍主要承擔著照料子女的責任[19]。

綜上所述，圍繞女性勞動參與對生育意愿的影響，國內外學者進行了較為豐富的研究，但現(xiàn)有研究還存在一定不足。第一，現(xiàn)有文獻較少從實證分析的角度考察女性勞動參與對其生育意愿的影響。雖然理論分析顯示，勞動參與將加大女性“工作-家庭”沖突，從而降低其生育意愿，但也有研究指出，在歐洲部分國家存在女性高就業(yè)率和高生育率并存的現(xiàn)象，二者之間并非直接相關，因此有必要利用中國的數(shù)據(jù)進行實證考察。需要注意的是，由于女性勞動參與和生育意愿二者互為因果，因此在分析其因果關系時，必須認真處理內生性問題，本文選擇社區(qū)層面同一年齡段(包括18～29歲、30～39歲、40～49歲、50～59歲四個年齡段)女性勞動參與率作為工具變量，分析得到女性勞動參與對生育意愿影響的因果效應。第二，現(xiàn)有研究較少深入探究女性勞動參與影響生育意愿的機制問題。當前眾多分析都指出“工作-家庭”沖突是導致職業(yè)女性選擇少生或不生的主要原因，但對此還缺少實證分析，這也是本文的努力方向之一。本文將從子女照護需要視角解釋女性勞動參與對生育意愿影響的機制問題。

二、數(shù)據(jù)來源與分析策略

(一)數(shù)據(jù)變量

本文數(shù)據(jù)來源于中國勞動力動態(tài)調查(CLDS)2016年的調查數(shù)據(jù)。中國勞動力動態(tài)調查是第一個以勞動力為主題的全國性跟蹤調查，調查樣本覆蓋中國29個省市(港澳臺、西藏、海南除外)。中國勞動力動態(tài)調查(2016)調查了個體生育意愿，對應的問題是“還要幾個孩子？”，對應的回答為“不想再要了”“再要一個”“再要兩個”“要三個及以上”“還沒想好”。將“不想再要了”賦值為0，表示無生育意愿，將“再要一個”“再要兩個”“要三個及以上”賦值為1，表示有生育意愿。此外，中國勞動力動態(tài)調查(2016)也從多個層面調查了個體勞動參與情況，對應的問題分別是“是否有過工作經歷？”“2015年以來是否有過工作經歷？”“目前工作狀態(tài)？”，本文主要采用“目前工作狀態(tài)”測度個體勞動參與情況，并將“是否有過工作經歷？”“2015年以來是否有過工作經歷？”兩個問題用于穩(wěn)健性檢驗。中國勞動力動態(tài)調查(2016)也調查了個體年齡、收入、教育、戶口、政治身份和健康等狀況。由于本文研究的是女性勞動參與對生育意愿的影響，因此具體研究中將樣本限定在女性樣本中，并剔除了上述變量的缺失值進行實證分析。參考學者研究，在基礎回歸中，將女性樣本限定在18～59歲，穩(wěn)健性檢驗中將樣本限定在18～49歲。相關變量的描述統(tǒng)計見表1。

表1 描述統(tǒng)計結果

續(xù)表1

指標指標解釋全樣本就業(yè)樣本非就業(yè)樣本戶口性質0為農業(yè)戶口;1為非農業(yè)戶口0.231(0.422)0.2(0.4)0.193(0.395)政治身份0為非黨員;1為黨員0.045(0.208)0.058(0.234)0.044(0.204)健康水平1為不健康;2為一般;3為健康2.372(0.985)2.348(0.949)2.315(0.989)

說明：括號外數(shù)字為均值/標準差，括號內為相應標準差

(二)分析策略

參考學者研究，本文采用Logit模型分析女性勞動參與對生育意愿的影響，并采用線性概率模型和Probit模型進行穩(wěn)定性檢驗，構建如下模型：

Fertilityij=αJobij+βXij+μij

其中，F(xiàn)ertilityij是j地區(qū)第i個個體的生育意愿情況，生育意愿為二分變量，0表示無生育意愿，1表示有生育意愿；Jobij是j地區(qū)第i個個體勞動參與情況；Xij為控制變量，分別包括年齡(Age)、收入對數(shù)(Lnincome)、教育程度(Highschool)、戶口性質(Cityhukou)、政治身份(Par)、健康水平(Health)，μij為誤差項。系數(shù)α是首要關心的回歸參數(shù)，反映了女性勞動參與對生育意愿的影響。

基本回歸模型很可能存在內生性問題，內生性的來源首先是反向因果，即女性勞動參與很可能對其生育意愿產生影響，其次是個體具有不可觀測的特質，這些特質可能影響個體生育意愿，兩方面都會導致計量方程的殘差與自變量相關，出現(xiàn)有偏估計，最終造成基本回歸得到的女性勞動參與與生育意愿之間的結果是相關關系，而非因果效應。為了處理內生性問題，參考現(xiàn)有研究[20]，選擇社區(qū)層面同一年齡段(包括18～29歲、30～39歲、40～49歲、50～59歲四個年齡段)女性勞動參與率作為工具變量，進行工具變量回歸。

三、實證結果分析

(一)基礎回歸分析：女性勞動參與對生育意愿的影響

使用目前工作狀態(tài)衡量女性個體勞動參與情況，表2給出了女性勞動參與對生育意愿影響的實證分析結果，其中模型1、模型2為Logit模型，模型3、模型4分別為線性概率模型和Probit模型，模型1未加入控制變量，模型2至模型4加入了控制變量?？梢园l(fā)現(xiàn)，不論是否加入控制變量，女性勞動參與對生育意愿的影響均在1%統(tǒng)計水平上顯著為負。Logit全模型結果顯示，相比于當前沒有工作的女性，目前正處于工作狀態(tài)的女性有生育意愿的發(fā)生比要低69%，說明女性勞動參與顯著降低了個體生育意愿。其他模型也得到相似的結果，表明這一結論比較穩(wěn)健，這也與以往眾多分析結論相一致[6,8]。此外，年齡越大，個體生育意愿越低，收入和教育一定程度改善了個體生育意愿，相對于非農戶口，農村戶口女性個體生育意愿更高，這些發(fā)現(xiàn)與現(xiàn)有研究結論基本保持一致。

表2 女性勞動參與與生育意愿

說明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內為相應標準差；模型1至模型4分別為Logit模型、Logit模型、線性概率模型和Probit模型，表中Logit模型系數(shù)結果為發(fā)生比，模型1未加入控制變量，模型2至模型4加入了控制變量；自變量為使用“目前工作狀態(tài)”測度的個體勞動參與情況

(二)內生性檢驗

基礎回歸模型中，可能存在內生性問題[21-22]，引起內生性的主要原因包括遺漏變量和互為因果兩個方面，為克服內生性，使用2SLS方法進行工具變量回歸。表3展示了內生性檢驗結果，其中第1列和第2、3列分別為簡約回歸和工具變量回歸結果(2、3列分別為工具變量回歸的第一、第二階段回歸結果)。分析回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，簡約回歸中，女性勞動參與降低了生育意愿，進一步的工具變量回歸中，女性勞動參與也降低了生育意愿；同時，一階段的 F值顯示工具變量與內生變量高度相關，表明工具變量是合適的，且不存在弱工具變量問題。因此，可以認為，基礎回歸中女性勞動參與對生育意愿的降低作用為因果效應。

表3 內生性檢驗結果

續(xù)表3

簡約回歸工具變量回歸第一階段第二階段樣本量3 8673 8673 867F94.15582.79102.84R20.1590.5140.147

說明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內為相應標準差；線性概率模型常數(shù)項已控制；第一列為線性概率模型，后兩列模型為2SLS模型；自變量為使用“目前工作狀態(tài)”測度的個體勞動參與情況

(三)穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結果的穩(wěn)健性，采用不同方法對結果進行了驗證。首先，在使用“目前工作狀態(tài)”測度個體勞動參與情況的基礎上，進一步使用“是否有過工作經歷？” “2015年以來是否有過工作經歷？”兩個問題測度個體勞動參與情況用于穩(wěn)健性檢驗。分析表4可以發(fā)現(xiàn)，使用“是否有過工作經歷？”衡量的女性個體勞動參與對生育意愿的影響并不顯著，表明以往工作經歷對女性的生育意愿沒有顯著影響。使用“2015年以來是否有過工作經歷？” 衡量的女性個體勞動參與能夠顯著降低女性的生育意愿，與2015年以來沒有工作經歷的女性相比，有過工作經歷的女性有生育意愿的發(fā)生比要低31%，一定程度上可以驗證上文結論的穩(wěn)健性。

此外，由于女性個體勞動參與對生育意愿存在顯著的負向影響，因此，可以猜測，勞動參與持續(xù)時間可能也會影響個體生育意愿。使用“目前或最近這份工作開始的時間”衡量女性個體勞動參與持續(xù)時間，結果如表4所示。分析表4可以發(fā)現(xiàn)，目前或最近這份工作開始的時間與生育意愿呈正相關關系，即個體目前或最近這份工作開始的時間越晚，其生育意愿越高，有生育意愿的發(fā)生比提高了9.14%。勞動參與持續(xù)時間對生育意愿的影響進一步驗證了上文結論的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗一

說明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；均采用Logit模型，變量中括號外數(shù)字為發(fā)生比，括號內為相應標準差；控制變量與表2相同；模型1至模型3自變量分別使用“是否有過工作經歷？”“2015年以來是否有過工作經歷？”“目前或最近這份工作開始的時間”衡量

最后，將女性樣本進一步限定在18～49歲，進行了表5的安慰劑回歸。模型1、模型2為Logit模型，模型3、模型4分別為線性概率模型和Probit模型，其中模型1未加入控制變量，模型2至模型4加入了控制變量?？梢园l(fā)現(xiàn)，不論是否加入控制變量，女性勞動參與對生育意愿的影響仍均在1%統(tǒng)計水平上顯著為負，說明女性勞動參與降低了生育意愿，進一步驗證了基礎回歸結果的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗二

說明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；變量中括號外數(shù)字為發(fā)生比，括號內為相應標準差；控制變量與表2相同；模型1至模型4分別為Logit模型、Logit模型、線性概率模型和Probit模型，表中Logit模型系數(shù)結果為發(fā)生比，其中模型1未加入控制變量，模型2至模型4加入了控制變量；自變量為使用“目前工作狀態(tài)”測度的個體勞動參與情況

(四)影響機制分析

女性勞動參與對生育意愿的影響顯著為負，原因為何？根據(jù)前文分析，子女照護可能是其主要的中介機制，本文對此進行了檢驗。子女照護與女性婚姻狀態(tài)直接相關，若女性處于在婚狀態(tài)，則可能需要承擔子女照護責任，因此，在總體分析的基礎上，表6的模型1將全部樣本劃分為未婚和在婚兩個子樣本。比較發(fā)現(xiàn)，在在婚子樣本中，女性勞動參與能夠使其有生育意愿的發(fā)生比顯著降低73.1%，但在未婚樣本中并沒有顯著影響。從家庭經濟學的視角分析，相比較未婚女性，在婚女性需要為家庭付出更多的精力，這在我國尤其明顯，在婚女性需要花費更多的精力在家庭成員照料上，尤其是對未成年子女的照料。因此，子女的照顧需要一定程度上導致了其勞動時間的減少，從而發(fā)生女性勞動參與對生育意愿的影響在在婚子樣本中更顯著的現(xiàn)象。

由于中國勞動力動態(tài)調查(2016)中沒有專門針對子女照護的問題，因此，參考學者的研究，使用子女數(shù)量反映子女照護需要。表6的模型2將全部樣本依據(jù)“生育孩子數(shù)”劃分為有子女和無子女兩個子樣本，可以發(fā)現(xiàn)女性勞動參與對生育意愿的影響在有子女子樣本中更顯著，一定程度上說明子女照護確實是女性勞動參與影響生育意愿的一個重要機制。

表6 女性勞動參與、子女照護與生育意愿

說明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；采用Logit模型，變量中括號外數(shù)字為發(fā)生比，括號內為相應標準差；控制變量與表2相同；自變量為使用“目前工作狀態(tài)”測度的個體勞動參與情況

四、結論與討論

關于生育率與女性勞動參與之間的關系，現(xiàn)有研究較好地關注了生育對女性勞動參與的影響，但對另一個方向，即女性勞動參與對生育意愿的影響考察較少。然而，不論是從家庭經濟學的理論視角，還是從性別平等的視角，都表明勞動參與使女性面臨尖銳的“工作-家庭”沖突，由此導致女性較低的生育意愿。但是現(xiàn)有圍繞女性勞動參與對生育影響的研究仍然不足，沒有準確給出女性勞動參與對生育意愿影響的因果效應，無法明晰女性勞動參與影響生育意愿的機制問題?；诖?，本文從這些角度展開研究，一定程度上豐富了女性勞動參與對個體生育意愿影響的實證研究。

基于中國勞動力動態(tài)調查(2016)數(shù)據(jù)，本文實證分析了女性勞動參與對生育意愿的影響，研究發(fā)現(xiàn)：(1)女性勞動參與對個體生育意愿產生了負向影響，進一步使用“是否有過工作經歷？” “2015年以來是否有過工作經歷？”衡量個體勞動參與情況，回歸結果證實了女性勞動參與對個體生育意愿負向影響的穩(wěn)健性；(2)使用“目前或最近這份工作開始的時間”衡量女性個體勞動參與持續(xù)時間，發(fā)現(xiàn)目前或最近這份工作開始的時間與個體生育意愿呈正相關關系，即個體目前或最近這份工作開始的時間越晚，其生育意愿越高；(3)將女性樣本限定在18～49歲，安慰劑回歸進一步證實了基礎回歸結果是穩(wěn)健可信的；(4)分樣本的機制分析發(fā)現(xiàn)，對于在婚和未婚兩個子樣本，女性勞動參與對個體生育意愿的影響在在婚子樣本中更顯著；對于有無子女兩個子樣本，女性勞動參與對個體生育意愿的影響在有子女子樣本中更顯著。基于以上幾個方面，可以認為，子女照護是女性勞動參與影響個體生育意愿的一個重要機制。

本文研究顯示，子女照護需要是勞動參與導致當前我國女性生育意愿不高的重要機制，這也驗證了“女性的工作-家庭沖突已成為導致中國低生育率現(xiàn)象的關鍵”[6]這一重要論斷。究其原因，這很大程度上歸因于我國家庭領域的性別不平等。雖然我國在勞動力市場實現(xiàn)了較高的性別平等，大量女性進入勞動力市場，但女性仍然是家務勞動和子女照護的主要承擔者，女性在下班回家后還要輪值“第二班”[23]。面對“工作-家庭”的尖銳沖突，很多女性選擇少生甚至不生或不婚。當前，我國女性勞動參與率在世界上處于較高水平，若無法妥善處理我國女性面臨的“工作-家庭”沖突，可能會使我國在未來面臨極大的低生育率風險。對此提出如下政策建議：首先，要推動家庭領域的性別平等，使男性和其他家庭成員更多地分擔家務勞動、子女照護的責任，消除男性在家庭照護領域的缺位問題；其次，要構建生育友好、家庭友好的家庭支持政策體系，落實產假、陪護假、生育津貼等制度，保障父母托育責任的充分發(fā)揮，消除就業(yè)領域的性別歧視，在就業(yè)領域推進更為平等的性別意識；再次，要充分發(fā)揮政府作用，增加財政投入，優(yōu)化財政投入體制，提供有效的子女照護公共服務，構建一個包括照護立法、管理及監(jiān)督體制在內的完整體系；最后，發(fā)揮財政資金的杠桿作用，合理利用照護津貼，刺激社會組織和盈利機構參與照護服務，豐富子女照護服務供給體系。以往研究證實，那些具有促進女性發(fā)展和社會性別平等取向的家庭政策更有利于鼓勵生育[17]。因此，各項家庭支持政策要注重緩解女性面臨的“工作-家庭”沖突。

本文的研究仍存在一定不足之處，首先，本文研究中使用了截面數(shù)據(jù)，即中國勞動力動態(tài)調查(CLDS)2016年數(shù)據(jù)，缺少基于追蹤調查數(shù)據(jù)的實證檢驗。此外，女性勞動參與對個體生育意愿的影響較為復雜，對其更深層次的研究應成為今后的研究重點。