張 良，徐 翔

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京 210095)

一、問(wèn)題的提出

已有數(shù)據(jù)顯示，非農(nóng)收入占家庭收入的比重逐漸加大，到2015年，工資性收入首次超過(guò)家庭經(jīng)營(yíng)收入，成為農(nóng)村家庭收入的主要來(lái)源。外出務(wù)工的收入增長(zhǎng)預(yù)期卻同時(shí)伴隨著農(nóng)民工的返鄉(xiāng)潮。2018年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告顯示，農(nóng)民工分布、規(guī)模及流向表現(xiàn)出以下特點(diǎn)：農(nóng)民工總量繼續(xù)增加，增速回落明顯。其中，農(nóng)民工省外就業(yè)比上年下降1.1%，省內(nèi)就業(yè)比上年增加1.7%，農(nóng)民工回流幾乎成為一種趨勢(shì)。導(dǎo)致農(nóng)民工回流的原因復(fù)雜多樣，經(jīng)濟(jì)方面受到外出務(wù)工工資低、農(nóng)業(yè)負(fù)擔(dān)較重、輸出地經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的影響。生活方面受到贍養(yǎng)老人、照顧孩子、與家人團(tuán)聚等家庭照料活動(dòng)的影響。這種有關(guān)家庭照料方面的影響確實(shí)不容忽視。

在20世紀(jì)國(guó)家實(shí)行獨(dú)生子女政策背景下，居民生活質(zhì)量提升及公共服務(wù)逐步完善，生育率下降、居民壽命延長(zhǎng)，導(dǎo)致中國(guó)已進(jìn)入人口老齡化甚至高齡化社會(huì)，大量青壯年勞動(dòng)力進(jìn)城務(wù)工使得農(nóng)村人口老齡化，與城鎮(zhèn)相比，在農(nóng)村地區(qū)尤為嚴(yán)重[1]。截止到2018年底，中國(guó)60歲以上老年人口為2.49億，占總?cè)丝诘?7.88%，其中，65歲以上的老年人口為1.66億，占總?cè)丝诘?1.93%。中國(guó)人口結(jié)構(gòu)變化，導(dǎo)致人口老齡化和高齡化問(wèn)題嚴(yán)重。日常生活不能自理的老年人數(shù)量也在增加，致使正規(guī)機(jī)構(gòu)與非正規(guī)家庭照料護(hù)理需求增加，其中，居家老年照料主要是由配偶或者子女以及親屬無(wú)償承擔(dān)。已有研究證實(shí)，家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)勞動(dòng)力資源的非農(nóng)配置有負(fù)面影響[2]。中國(guó)健康營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)顯示：已婚適齡勞動(dòng)女性照料公婆或父母的比例由1991年的6%上升到2009年的14%。在十年前，兒童照料責(zé)任呈下降趨勢(shì)，女性參與照顧6歲以下兒童的比例由1997年的74.38%下降到2009年的47.84%；男性的參與率從14.34%下降到9.72%，然而從2011年開(kāi)始出現(xiàn)反彈[3]。原因在于：一方面，伴隨著“兒童精養(yǎng)”概念的普及和深入，無(wú)論城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，家庭花費(fèi)在兒童身上的精力逐漸增多；另一方面，社會(huì)、人口及家庭結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致家庭平均規(guī)模逐漸變小，年輕人在工作的同時(shí)需要參與更多的家務(wù)。

關(guān)于兒童照料，貝克爾[4]認(rèn)為，已婚男女間會(huì)簽訂長(zhǎng)期“契約”，夫妻根據(jù)自身優(yōu)勢(shì)在市場(chǎng)勞動(dòng)和家務(wù)勞動(dòng)之間合理分配時(shí)間。在生物學(xué)上，女性不僅有生產(chǎn)和喂養(yǎng)孩子的責(zé)任，而且有細(xì)致巧妙的照顧孩子的天賦，因而承擔(dān)更多的家庭照料責(zé)任。而男性作為家庭經(jīng)濟(jì)的主要來(lái)源，照料孩子的時(shí)間較少，他們把主要精力放在工作上。因此，兒童照料責(zé)任更多影響女性的就業(yè)選擇，對(duì)男性就業(yè)的影響不大。

對(duì)老人的贍養(yǎng)，從利他主義、親子代際交換和文化路徑方面的研究較為豐富。利他主義動(dòng)機(jī)認(rèn)為，家庭中任何一人發(fā)生不利的損失可以從其他成員處得到幫助[4]。年老或失去勞動(dòng)能力的父母理應(yīng)得到子女的贍養(yǎng)和照料。親子代際交換理論認(rèn)為，父母與子女在經(jīng)濟(jì)支持、情感交流、道德義務(wù)等方面存在著雙向支持與互換。在現(xiàn)階段，代際支持與情感維系成為子女履行“贍養(yǎng)契約”的重要因素[5]。從產(chǎn)權(quán)的角度考慮，父母對(duì)子女的人力資本進(jìn)行投資，待子女產(chǎn)生收益時(shí)，父母具有享受部分收益的權(quán)利[6]。同時(shí)，當(dāng)父母年老力衰時(shí)，子女會(huì)在醫(yī)療、食品等方面提供更多的經(jīng)濟(jì)與時(shí)間支持[7]。中國(guó)特有的“孝道文化”及相關(guān)法律規(guī)定、社會(huì)道德輿論、宗族網(wǎng)絡(luò)關(guān)系保障了父母享受子女贍養(yǎng)的權(quán)力。法律法規(guī)的相關(guān)條款，其本質(zhì)也是以“孝道文化”為表征的養(yǎng)老模式[8]。目前，農(nóng)村老年人對(duì)子女贍養(yǎng)行為的期望水平并不高[9]，但由于農(nóng)村公共養(yǎng)老體系不夠完善，贍養(yǎng)老人的責(zé)任主要由子女承擔(dān)，鼓勵(lì)子女與父母同住[10]，當(dāng)贍養(yǎng)強(qiáng)度較大時(shí)，子女需要平衡勞動(dòng)參與和家庭照料的關(guān)系。

目前，已有豐富的文獻(xiàn)分析了家庭照料對(duì)勞動(dòng)參與的影響，多數(shù)只選取了城鎮(zhèn)女性為研究對(duì)象。盡管影響程度存在差異，但大多數(shù)研究結(jié)論認(rèn)為家庭照料會(huì)阻礙照料人的勞動(dòng)參與。如Van Houtven等[11]認(rèn)為，照料責(zé)任顯著降低女性的工作時(shí)間。劉嵐等[12]、熊瑞祥和李輝文[13]與范紅麗和辛寶英[14]認(rèn)為，已婚女性照料公婆和兒童會(huì)影響其非農(nóng)就業(yè)，但對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間沒(méi)有影響，其影響會(huì)隨著照料強(qiáng)度增加不斷提升。吳燕華等[15-16]認(rèn)為，同時(shí)照料兒童和老人的女性勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間雙雙下降，另外，家庭的老年照料會(huì)降低女性從事正規(guī)就業(yè)的可能性而提高從事非正規(guī)就業(yè)的可能性。Nguyen和Connelly[17]的研究認(rèn)為，家庭照料對(duì)男女的勞動(dòng)參與皆有負(fù)面影響，但影響集中在主要照料者，對(duì)次要照料者的勞動(dòng)參與影響不大。綜上，兒童照料、贍養(yǎng)老人等家庭照料對(duì)女性勞動(dòng)參與的負(fù)面影響已成為不爭(zhēng)的事實(shí)，我們有待于進(jìn)一步考察對(duì)男性勞動(dòng)參與的影響。

鑒于此，本文在檢驗(yàn)家庭照料對(duì)已婚男女勞動(dòng)供給的影響時(shí)，從以下兩個(gè)方面進(jìn)行拓展：第一，將農(nóng)村男性納入研究范圍。我們主要探討兩個(gè)問(wèn)題，一是家庭照料對(duì)已婚男女勞動(dòng)供給的影響如何？二是家庭照料對(duì)已婚男女勞動(dòng)供給的影響是否存在性別間的差異？第二，將農(nóng)業(yè)勞動(dòng)納入研究范圍。同時(shí)考察家庭照料對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)者非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的影響，旨在考察家庭照料對(duì)不同內(nèi)容的勞動(dòng)是否存在異質(zhì)性。本文的研究貢獻(xiàn)可能在于，能夠補(bǔ)充該領(lǐng)域的研究?jī)?nèi)容，便于為有關(guān)部門(mén)在家庭養(yǎng)老、兒童看管及就業(yè)政策的制定提供完備的參考和借鑒，具有一定的理論價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)勞動(dòng)供給行為

家庭照料作為家務(wù)勞動(dòng)的重要組成部分，影響兒童的生理、心理健康和老年人的生活質(zhì)量。家庭照料包括兒童照管和贍養(yǎng)老人，本文借鑒Carmichael和Charles[18]的觀點(diǎn)，認(rèn)為兒童照管(贍養(yǎng)老人)與父母(子女)勞動(dòng)參與之間存在“替代效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”。此外，由于長(zhǎng)時(shí)間從事家務(wù)勞動(dòng)和家庭照料，勞動(dòng)者人力資本折舊較快，尤其是健康資本，因此，本文在影響機(jī)制中加入“健康折舊”的分析。也就是說(shuō)，家庭照料通過(guò)替代效應(yīng)、收入效應(yīng)與健康折舊三種途徑影響勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與決策。

替代效應(yīng)是指家庭照料會(huì)擠占老年人子女(兒童父母)的時(shí)間與精力，在一定程度上會(huì)減少閑暇時(shí)間甚至減少勞動(dòng)時(shí)間來(lái)增加家庭照料時(shí)間，導(dǎo)致勞動(dòng)參與率下降。個(gè)人的時(shí)間配置就像貨幣收入配置到不同的活動(dòng)上一樣，從市場(chǎng)勞動(dòng)中得到收入，從吃飯、睡覺(jué)、看電視等活動(dòng)中獲得效用。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，閑暇與勞動(dòng)是效用的直接來(lái)源，把時(shí)間分為閑暇與勞動(dòng)，忽視了包括家庭照料在內(nèi)的家務(wù)勞動(dòng)。對(duì)于個(gè)人而言，時(shí)間是稀缺資源，家庭照料導(dǎo)致老年人子女(兒童父母)在閑暇與勞動(dòng)、家庭照料上重新分配時(shí)間，老年人子女(兒童父母)為了增加家庭照料時(shí)間就需要減少其勞動(dòng)時(shí)間。因此，對(duì)于農(nóng)村家庭而言，在替代效應(yīng)的作用下，家庭照料會(huì)減少非農(nóng)勞動(dòng)時(shí)間，照料強(qiáng)度增加甚至導(dǎo)致勞動(dòng)者退出勞動(dòng)市場(chǎng)。

收入效應(yīng)是指為保證兒童健康成長(zhǎng)、維持老年人身體健康，老年人子女(兒童父母)在提供家庭照料的同時(shí)會(huì)繼續(xù)參加工作，以獲取足夠的收入確保家庭開(kāi)支。李振剛等[19]認(rèn)為，兒童人力資本與老人健康資本投資能夠增加家庭效用，在農(nóng)村，照料幼兒(2—3歲)、學(xué)前兒童(4—6歲)等階段的成本較高，總體來(lái)看，兒童的生活成本要高于成人。徐麗萍等[20]總結(jié)出老年人的生活成本是家庭人均成本的1.9倍左右。同時(shí)，曾毅等[21]指出，中國(guó)社會(huì)養(yǎng)老功能還很不完善，農(nóng)村家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)越來(lái)越重，導(dǎo)致家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)日趨強(qiáng)烈。方黎明和謝遠(yuǎn)濤[22]提出，為確保兒童照管、贍養(yǎng)老人等家庭照料活動(dòng)，需增加農(nóng)村家庭勞動(dòng)參與以維持高額的照料開(kāi)支。因此，對(duì)于農(nóng)村家庭而言，在收入效應(yīng)的作用下，家庭照料會(huì)抑制勞動(dòng)者退出勞動(dòng)市場(chǎng)，照料費(fèi)用的提高甚至導(dǎo)致勞動(dòng)者增加勞動(dòng)供給獲取資金支持。

健康折舊是指繁重的家庭照料活動(dòng)降低照料者的健康水平，加重其生活負(fù)擔(dān)和心理壓力，進(jìn)而影響心理健康。王弟海[23]認(rèn)為，健康作為人力資本的重要組成部分，能提升勞動(dòng)生產(chǎn)率及降低因疾病帶來(lái)的時(shí)間損失，健康人力資本可以避免農(nóng)戶陷入“貧困陷阱”，這在勞動(dòng)密集型的農(nóng)業(yè)活動(dòng)中尤為重要。目前，有關(guān)家庭照料與照料者健康的研究得出一致的結(jié)論，如陳璐與范紅麗[24]研究發(fā)現(xiàn)，家庭照料活動(dòng)對(duì)女性健康存在負(fù)向影響，隨著照料強(qiáng)度的增加，其對(duì)健康的負(fù)面影響隨之加大。顧和軍與劉云平[25]認(rèn)為，在農(nóng)村，與沒(méi)有照料責(zé)任的已婚女性相比，照料父母會(huì)降低已婚女性的“自評(píng)健康(非常好)”狀態(tài)，劉云平[26]進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，兒童照料與工作雙重壓力不僅導(dǎo)致健康折舊，還影響已婚男女的心理健康。張?jiān)璠27]指出，長(zhǎng)期兼顧家庭生產(chǎn)與家務(wù)勞動(dòng)，農(nóng)村留守婦女人力資本折舊較快。因此，對(duì)于農(nóng)村家庭而言，在健康折舊的作用下，家庭照料間接降低勞動(dòng)生產(chǎn)率甚至導(dǎo)致照料者退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，或者在勞動(dòng)強(qiáng)度不同的工作之間進(jìn)行選擇。

(二)性別間差異

一直以來(lái)，女性都是家務(wù)勞動(dòng)的主要責(zé)任人，男性負(fù)責(zé)養(yǎng)家糊口保證家庭的經(jīng)濟(jì)來(lái)源，在家庭分工方面表現(xiàn)出較為明顯的“男主外、女主內(nèi)”的分工模式。但隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，男性女性之間的性別差異開(kāi)始逐漸縮小，在提供家庭照料方面也有一定的體現(xiàn)，主要表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：

首先，傳統(tǒng)家庭分工的男女性別差異逐漸縮小?！吨腥A人民共和國(guó)憲法》明確規(guī)定“男女平等”，以期通過(guò)國(guó)家立法的方式有效推動(dòng)社會(huì)各個(gè)領(lǐng)域內(nèi)男女的公平。這種公平的思想也逐漸深入到每個(gè)家庭并起到了很好的效果，第三期中國(guó)婦女地位調(diào)查顯示：2010年以來(lái)，中國(guó)婚姻家庭內(nèi)男性和女性在家庭生活的各個(gè)方面都呈現(xiàn)出性別平等的態(tài)勢(shì)。男性開(kāi)始更多地承擔(dān)起家務(wù)勞動(dòng)，2000年時(shí)男性的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間比女性少105.1分鐘，2010年時(shí)這一差距縮小至61.8分鐘，盡管在家務(wù)勞動(dòng)方面男性和女性沒(méi)有達(dá)到完全平等的狀況，但值得肯定男性在家務(wù)勞動(dòng)中投入的時(shí)間和精力增多，發(fā)揮著日益重要的作用[28]。家庭照料活動(dòng)不再是女性的專屬職責(zé)，男性提供的照料服務(wù)也越來(lái)越多，盡管在總體上仍以女性照料為主，但男女照料的性別差異在逐漸縮小。

其次，女性的機(jī)會(huì)成本和家庭內(nèi)部的議價(jià)能力逐漸提高?？v觀經(jīng)濟(jì)社會(huì)的各個(gè)領(lǐng)域，女性都在其中發(fā)揮著重要作用，所謂“婦女撐起半邊天”充分肯定了女性在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)文化和政治中的自主權(quán)和社會(huì)地位，女性的勞動(dòng)報(bào)酬逐漸提高，甚至超過(guò)了同等情況下的男性。當(dāng)家庭成員需要照料時(shí)，需要有其他家庭成員提供非正式的照料服務(wù)，這種照料存在隱性成本，最主要的就是勞動(dòng)者工作的機(jī)會(huì)成本。在家庭收入最大化的前提下，會(huì)選擇機(jī)會(huì)成本較低的個(gè)體提供照料服務(wù)，一方面能降低由于照料活動(dòng)損失的勞動(dòng)報(bào)酬，另一方面也能保證家庭有更高的收入來(lái)源進(jìn)行醫(yī)療保健支出與嬰幼兒照管支出等帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。若家庭內(nèi)部女性的勞動(dòng)報(bào)酬、機(jī)會(huì)成本和議價(jià)能力等高于男性，照料責(zé)任自然就落到了男性身上，由男性承擔(dān)照料責(zé)任對(duì)勞動(dòng)參與的負(fù)面影響，這也是理性家庭基于家庭資源的最優(yōu)勞動(dòng)配置。盡管從整體上男性女性提供家庭照料的性別差異逐漸縮小，但女性仍然比男性承擔(dān)更多的家務(wù)勞動(dòng)，特別是在農(nóng)村地區(qū)，一方面文化開(kāi)放的程度落后于城市，男女平等的觀念尚沒(méi)有完全普及，另一方面男性外出務(wù)工的勞動(dòng)報(bào)酬普遍高于女性，因而女性作為家庭主要照料者的角色仍是常態(tài)，男性在家庭照料中發(fā)揮著輔助的作用。

對(duì)于不同的個(gè)體而言，家庭照料對(duì)其勞動(dòng)供給的影響是不確定的，因?yàn)榧彝コ蓡T在“工作—閑暇—照料”的決策并不是各自獨(dú)立。當(dāng)家庭成員需要照料時(shí)，家庭中的男性和女性間可以進(jìn)行分工也可以采取合作的方式提供家庭照料。那么，當(dāng)家庭中的男性(女性)主要承擔(dān)家庭照料的責(zé)任時(shí)，其勞動(dòng)供給會(huì)隨著家庭照料強(qiáng)度的增加而減少；反之，家庭中另外一個(gè)人主要承擔(dān)家庭收入的責(zé)任時(shí)，其勞動(dòng)供給會(huì)隨著家庭照料強(qiáng)度的增加而增加。因而筆者認(rèn)為，應(yīng)考慮家庭成員間的分工與合作的因素。因此，本文檢驗(yàn)的問(wèn)題是：當(dāng)面對(duì)家庭照料責(zé)任時(shí)，家庭中的男性和女性勞動(dòng)者是如何在家庭照料與工作間做決策的，以及家庭照料對(duì)勞動(dòng)供給的影響在性別間有何差異？此外，與城鎮(zhèn)家庭相比，農(nóng)村勞動(dòng)者勞動(dòng)供給相對(duì)復(fù)雜，主要包含非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)兩大類，那么家庭照料在不同內(nèi)容的勞動(dòng)供給方面的影響有何差異？

基于上述分析，筆者提出如下假設(shè)：

H1：家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)參與有阻礙作用，家庭照料負(fù)擔(dān)越重，勞動(dòng)參與度越低。

H2：家庭照料對(duì)勞動(dòng)參與度的影響存在性別差異。

H3：家庭照料對(duì)勞動(dòng)參與度的影響因勞動(dòng)內(nèi)容存在差異。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于CFPS(2010年)數(shù)據(jù)庫(kù)，調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)25個(gè)省份(除西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏、海南、新疆及港澳臺(tái)地區(qū))，代表了中國(guó)95%的人口，2010年基線調(diào)查共采訪14 960戶家庭、42 590位個(gè)人。可以視為全國(guó)性的樣本，具有較好的代表性。本文經(jīng)過(guò)對(duì)樣本有效處理，最終得到11 654個(gè)農(nóng)村已婚男女個(gè)人有效樣本。與以往的研究相比，本文樣本量大、覆蓋區(qū)域廣，從而更具全國(guó)層面的代表性。

(二)內(nèi)生性處理

家庭照料與勞動(dòng)參與之間可能存在內(nèi)生性，主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面：其一，雙向因果關(guān)系，即家庭照料與勞動(dòng)參與之間互為因果。如農(nóng)村已婚男女可能由于家庭照料負(fù)擔(dān)重而放棄外出務(wù)工機(jī)會(huì)，減少市場(chǎng)勞動(dòng)。同時(shí)，由于自身原因，沒(méi)有找到合適的工作而承擔(dān)更多的家庭照料責(zé)任。其二，遺漏變量，即不可觀測(cè)的個(gè)人特征會(huì)影響家庭照料與勞動(dòng)參與，可能導(dǎo)致家庭照料變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)。處理以上內(nèi)生性的辦法是尋找與家庭照料有關(guān)的工具變量[11]。

最常用的工具變量主要包括以下三種：其一，家庭需要照料的人數(shù)，如選擇了家庭患病或殘疾人數(shù)及受訪者三個(gè)最親近朋友的年齡[29]，以及家中兒童數(shù)量。其二，家庭成員的健康水平[30]，選擇父母的年齡及健康狀況作為家庭老年照料的工具變量。其三，能夠緩解家庭照料壓力的因素，如祖母是否健在，兄弟姐妹數(shù)量等。已有研究表明，家庭有9歲以下兒童及70歲以上老年人時(shí)會(huì)降低勞動(dòng)者市場(chǎng)勞動(dòng)的參與[13]。鑒于此，本文首先檢驗(yàn)家庭照料與農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)間是否存在內(nèi)生性，同時(shí)采用工具變量方法處理內(nèi)生性問(wèn)題，選取家庭需要撫養(yǎng)的總?cè)藬?shù)作為工具變量，即家庭內(nèi)小于等于9歲的兒童人數(shù)與大于等于70歲老年人數(shù)的總和。

(三)模型構(gòu)建

本文采用Probit回歸方法及工具變量法，重點(diǎn)考察家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)參與的影響，構(gòu)建如下模型：

Work_di=ai1+β1Care_hi+Xiγi1+μi′

(1)

Work_dwi=ai2+β2Care_hi+Xiγi2+μi″

(2)

Work_dni=ai3+β3Care_hi+Xiγi3+μi?

(3)

其中，Work_d、Work_dw和Work_dn分別代表農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)參與、非農(nóng)勞動(dòng)參與和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與；解釋變量Care_h代表農(nóng)村已婚男女每天家庭照料時(shí)間，單位為小時(shí)；Xi為一些影響勞動(dòng)參與的控制變量；ai1、ai2和ai3為常數(shù)項(xiàng)；μi′、μi″和μi?為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。由于勞動(dòng)參與(Work_d、Work_dw和Work_dn)為二值變量，故選擇Probit模型進(jìn)行實(shí)證分析，具體變量定義及賦值如表1所示。

表1 變量名稱及描述性統(tǒng)計(jì)

四、結(jié)果分析

本文在外生和內(nèi)生的假設(shè)條件下分別檢驗(yàn)了勞動(dòng)參與非線性的結(jié)果。工具變量法(1)由于篇幅原因，在工具變量法回歸模型中省略第一階段回歸結(jié)果，僅保留了第二階段的回歸結(jié)果。的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：首先，家庭總撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)(小于9歲兒童數(shù)量和大于70歲老年人的數(shù)量加總)對(duì)家庭照料時(shí)間有非常顯著的影響，均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)。其次，工具變量的不可識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果均顯著，拒絕了原假設(shè)，即完全識(shí)別。最后，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果也都大于臨界值11.590，說(shuō)明不存在劣質(zhì)工具變量問(wèn)題。總之，模型的擬合優(yōu)度較好，能夠保證結(jié)果的有效性。

就男女混合樣本而言，見(jiàn)表2中的模型(1)。家庭照料的系數(shù)通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)參與存在阻礙作用，家庭照料每增加1小時(shí)，勞動(dòng)參與概率降低0.043；分性別而言，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2模型(2)和模型(3)。家庭照料的系數(shù)均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明家庭照料每增加1小時(shí)，女性勞動(dòng)力參與概率降低0.046，男性勞動(dòng)力參與概率降低0.037。結(jié)果表明，相對(duì)于男性而言，家庭照料負(fù)擔(dān)對(duì)女性勞動(dòng)參與的負(fù)面影響更大。

表2 家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)參與的影響

就控制變量而言，男性比女性參與勞動(dòng)的概率要高。年齡與年齡平方的估計(jì)系數(shù)均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，且呈現(xiàn)非線性的關(guān)系；自身受教育程度均會(huì)增加已婚男女的勞動(dòng)參與，且在模型(1)和模型(2)中的系數(shù)通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，教育對(duì)女性勞動(dòng)參與的正面影響高于男性；自身的健康水平越高，勞動(dòng)參與率越高；配偶的年齡對(duì)自身勞動(dòng)參與沒(méi)有影響；配偶的教育水平越高，勞動(dòng)參與率越高，但結(jié)果的顯著性不穩(wěn)定；家庭總?cè)藬?shù)對(duì)勞動(dòng)參與的效果不穩(wěn)定，但在一定程度上能夠說(shuō)明，家庭人數(shù)越多，自身勞動(dòng)參與概率越高；家庭人均收入促進(jìn)農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)參與，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在當(dāng)前中國(guó)農(nóng)村家庭收入水平較低的情況下，勞動(dòng)收入對(duì)家庭成員的吸引力較大，促進(jìn)勞動(dòng)參與率增加，特別是作為家庭主要收入來(lái)源的男性，受收入的影響較大；家庭非農(nóng)收入比例的增加，會(huì)降低自身勞動(dòng)參與率;家庭資產(chǎn)總和的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，但穩(wěn)定性較差，對(duì)女性的負(fù)面影響顯著，對(duì)男性的影響不顯著，但也表現(xiàn)出了負(fù)向影響，在一定程度上證實(shí)了男性的勞動(dòng)參與彈性較小；村內(nèi)人均耕地面積顯著降低了勞動(dòng)參與，可能是因?yàn)槿司孛娣e越多，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的負(fù)擔(dān)越重，而中國(guó)農(nóng)民對(duì)土地獨(dú)有的熱情使其沒(méi)有放棄土地外出務(wù)工的勇氣，進(jìn)而降低非農(nóng)勞動(dòng)；村內(nèi)人均收入水平對(duì)勞動(dòng)參與率的影響結(jié)果不穩(wěn)定，在模型(1)和模型(3)中的系數(shù)為正，在模型(2)中符號(hào)為負(fù)，均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在中國(guó)農(nóng)村地區(qū)整體收入水平較低，未達(dá)到因村莊富裕而放棄勞動(dòng)選擇閑暇的生活狀態(tài)；村內(nèi)集體企業(yè)的系數(shù)穩(wěn)定性差，僅僅在模型(1)中通過(guò)10%的統(tǒng)計(jì)上顯著性檢驗(yàn)，但符號(hào)全部為正，說(shuō)明能夠在一定程度上增加勞動(dòng)參與概率，可能是因?yàn)榇鍍?nèi)存在集體企業(yè)能夠提供非農(nóng)就業(yè)崗位，農(nóng)民能兼顧工作和務(wù)農(nóng)；離縣城距離的系數(shù)均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)全部為正，說(shuō)明離縣城遠(yuǎn)的村莊勞動(dòng)參與率越高。

表3是在外生的假設(shè)條件下，報(bào)告了勞動(dòng)參與方程的結(jié)果。外生檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在模型(4)和模型(6)中存在內(nèi)生性。模型(4)中家庭照料的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，家庭照料每增加1小時(shí)，勞動(dòng)參與概率降低0.027。與表2中的模型(1)的研究結(jié)果有一定幅度的差距，說(shuō)明忽略內(nèi)生性會(huì)夸大家庭照料時(shí)間對(duì)勞動(dòng)參與的負(fù)面影響；分性別而言，模型(5)中家庭照料的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，家庭照料每增加1小時(shí)，勞動(dòng)參與概率降低0.045，與表2中的模型(2)的研究結(jié)果差距不大，結(jié)果穩(wěn)定性好，可靠性強(qiáng)。模型(6)中，家庭照料的系數(shù)為正，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但在一定程度上能夠說(shuō)明家庭照料會(huì)促進(jìn)已婚男性勞動(dòng)參與，家庭照料每增加1小時(shí)，勞動(dòng)參與概率上升0.023，驗(yàn)證了家庭照料的收入效應(yīng)。

表3 家庭照料對(duì)農(nóng)村男女勞動(dòng)參與的影響(控制內(nèi)生性)

本文繼續(xù)考察農(nóng)村已婚男女從事自家農(nóng)業(yè)的同時(shí)，是否繼續(xù)從事非農(nóng)就業(yè)。家庭照料對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)參與的影響結(jié)果如表4所示。

表4 家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女非農(nóng)勞動(dòng)參與的影響(2) 表4與表2的控制變量是一致的，由于篇幅原因，在表4中僅保留了顯著變量的回歸結(jié)果。

表4是在內(nèi)生的假設(shè)條件下，報(bào)告了非農(nóng)勞動(dòng)參與方程的結(jié)果。就男女合計(jì)樣本而言，見(jiàn)表4中的模型(7)。家庭照料的系數(shù)均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為負(fù)，結(jié)果比較穩(wěn)健，說(shuō)明在其他條件不變的情況下，家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女非農(nóng)勞動(dòng)參與存在阻礙作用，家庭照料每增加1小時(shí)，非農(nóng)勞動(dòng)參與的概率降低0.021；分性別而言，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4模型(8)和模型(9)。家庭照料的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在其他條件不變的情況下，家庭照料每增加1小時(shí)，女性非農(nóng)勞動(dòng)參與概率會(huì)降低0.016，男性非農(nóng)就業(yè)參與概率會(huì)降低0.020。結(jié)果表明，相對(duì)于女性而言，家庭照料負(fù)擔(dān)對(duì)男性非農(nóng)就業(yè)的負(fù)面影響更大。

就控制變量而言，受教育程度、年齡、性別等變量對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)參與的影響與表2中的結(jié)論一致，在此不再贅述；家庭非農(nóng)收入比例促進(jìn)非農(nóng)勞動(dòng)參與，系數(shù)均通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明非農(nóng)收入能吸引勞動(dòng)力進(jìn)入非農(nóng)勞動(dòng)市場(chǎng)；禮金往來(lái)對(duì)男性非農(nóng)就業(yè)存在顯著的正影響，對(duì)于女性沒(méi)有影響；村內(nèi)有集體企業(yè)促進(jìn)男性的非農(nóng)勞動(dòng)參與率，對(duì)女性的影響不顯著，但符號(hào)為正，在一定程度上能夠說(shuō)明，村內(nèi)有企業(yè)能夠提高農(nóng)村已婚男女非農(nóng)就業(yè)的概率；離縣城距離的系數(shù)為負(fù)，均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明離縣城越遠(yuǎn)，已婚男女非農(nóng)就業(yè)的概率越低，原因在于離縣城較遠(yuǎn)的村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后、交通不便、信息閉塞等原因?qū)е路寝r(nóng)就業(yè)概率低；其他變量均沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但變量系數(shù)符號(hào)符合理論預(yù)期；

表5是在外生的假設(shè)條件下，報(bào)告了非農(nóng)勞動(dòng)參與方程的結(jié)果。外生檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型(10)、模型(11)和模型(12)均不存在內(nèi)生性。模型(10)中家庭照料的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，家庭照料每增加1小時(shí)，非農(nóng)勞動(dòng)參與概率降低0.039，與表4中模型(7)的研究結(jié)果有一定幅度的差距；分性別而言，模型(11)中家庭照料的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)1%顯著性檢驗(yàn)，家庭照料每增加1小時(shí)，非農(nóng)勞動(dòng)參與概率降低0.034，與表4中模型(8)的研究結(jié)果有一定幅度的差距。工具變量的回歸方法會(huì)高估家庭照料對(duì)非農(nóng)勞動(dòng)參與的負(fù)面影響。模型(12)中，家庭照料的系數(shù)為負(fù)，但未通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男性非農(nóng)勞動(dòng)參與沒(méi)有影響。

表5 家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女非農(nóng)勞動(dòng)參與的影響(控制內(nèi)生性)

表6是在內(nèi)生的假設(shè)條件下，報(bào)告了家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與方式的結(jié)果。就男女混合樣本而言，如表6中的模型(13)所示，家庭照料的系數(shù)為正，通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果比較穩(wěn)健，說(shuō)明家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與存在促進(jìn)作用，家庭照料每增加1小時(shí)，參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的概率增加0.028；分性別而言，估計(jì)結(jié)果如表6中的模型(14)和模型(15)所示。家庭照料的系數(shù)為正，均通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明家庭照料每增加1小時(shí)，女性參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的概率增加0.019，男性參加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的概率增加0.043。結(jié)果表明，相對(duì)于女性而言，家庭照料責(zé)任對(duì)男性農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的正面影響更大。

表6 家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響(3) 表6與表2的控制變量是一致的，由于篇幅原因，在表6中僅保留了顯著變量的回歸結(jié)果。

就控制變量而言，女性比男性參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的概率高；年齡、年齡平方顯著性檢驗(yàn)不穩(wěn)定，說(shuō)明已婚男女的年齡與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與并非呈現(xiàn)穩(wěn)定的非線性關(guān)系，但年齡增長(zhǎng)會(huì)增加農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的概率。上述分析反映出，中國(guó)農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力已呈現(xiàn)出女性化、老齡化的特點(diǎn)；教育水平均會(huì)降低農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與概率，其對(duì)農(nóng)村已婚女性農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響更大；自身健康水平、配偶年齡對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與沒(méi)有影響;配偶的教育水平越高，自身的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率越低;家庭總?cè)藬?shù)對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的效果不穩(wěn)定，但在一定程度上能夠說(shuō)明，家庭人數(shù)越多，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與概率越高；家庭人均收入對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與呈現(xiàn)顯著性的負(fù)向作用，說(shuō)明家庭人均收入的增長(zhǎng)會(huì)減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與，增加非農(nóng)就業(yè)，也證實(shí)了現(xiàn)階段非農(nóng)就業(yè)是增加家庭收入的主要源泉；家庭非農(nóng)收入比例增加降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與概率；家庭總資產(chǎn)的估計(jì)系數(shù)均為負(fù)且顯著，說(shuō)明農(nóng)村家庭越富裕，退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，特別是辛苦又勞累的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)；村內(nèi)人均收入水平對(duì)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率的影響為負(fù)且顯著；村內(nèi)幫扶工資越高，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率越低。其他變量未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但變量系數(shù)符號(hào)符合理論預(yù)期。

在外生的假設(shè)條件下，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與方程檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，模型均不存在內(nèi)生性。家庭照料系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但符號(hào)為正，說(shuō)明家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女農(nóng)業(yè)勞動(dòng)影響程度較小。(4)內(nèi)生性的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與的影響均不存在內(nèi)生性，由于篇幅原因，省略回歸結(jié)果表格。

五、結(jié) 論

本文在深入探討家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)參與影響機(jī)制的基礎(chǔ)上，利用2010年CFPS數(shù)據(jù)，基于11 654個(gè)有效樣本，采用Probit回歸方法及工具變量法實(shí)證檢驗(yàn)了家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女勞動(dòng)參與的影響。研究結(jié)果表明：(1)家庭照料會(huì)通過(guò)多種途徑影響農(nóng)村已婚男女的勞動(dòng)參與，綜合影響為負(fù)，即家庭照料降低勞動(dòng)參與，家庭照料對(duì)女性勞動(dòng)參與的阻礙作用更強(qiáng)。(2)家庭照料減少了已婚男女非農(nóng)勞動(dòng)選擇概率，增加了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的選擇概率。(3)與傳統(tǒng)回歸相比，工具變量結(jié)果表明，家庭照料對(duì)女性勞動(dòng)參與、非農(nóng)勞動(dòng)參與的影響結(jié)果保持一致，但家庭照料對(duì)男性勞動(dòng)參與、非農(nóng)勞動(dòng)參與不存在阻礙作用，這說(shuō)明受傳統(tǒng)的“男主外、女主內(nèi)”的家庭生活影響，已婚女性肩負(fù)更多的家庭照料責(zé)任，家庭照料降低女性勞動(dòng)參與。家庭照料對(duì)農(nóng)村已婚男女的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與沒(méi)有影響，說(shuō)明家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)活動(dòng)時(shí)間較靈活，與非農(nóng)勞動(dòng)相比，無(wú)需嚴(yán)格規(guī)定勞動(dòng)時(shí)間，照料者能夠同時(shí)兼顧家庭照料與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)。