朱 苗

(蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué) 甘肅 蘭州 730010)

一、研究背景

2017年，我國(guó)勞動(dòng)參與率為68.93%，其中女性勞動(dòng)參與率為61.49%，男性勞動(dòng)參與率為76.07%，且近40年數(shù)據(jù)顯示，女性勞動(dòng)參與率始終低于男性近15個(gè)百分點(diǎn)，遠(yuǎn)低于男性勞動(dòng)參與率[1]，且在參與規(guī)模上繼續(xù)走低。據(jù)聯(lián)合國(guó)發(fā)布的最新預(yù)測(cè)，2050年我國(guó)60歲以上老人占總?cè)丝诘谋戎貙⒏哌_(dá)36.5%，遠(yuǎn)超大部分發(fā)達(dá)國(guó)家(UNITED NATIONS，2016)。而居家養(yǎng)老作為我國(guó)養(yǎng)老的基本模式，在老齡化日益嚴(yán)峻、老年撫養(yǎng)系數(shù)不斷上升的大背景下，使得家庭老年照料責(zé)任問(wèn)題更顯突出。女性是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的主要參與者，同時(shí)還是家庭領(lǐng)域的主體力量。文化傳統(tǒng)、教育水平、婚姻、生育、家庭結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及技術(shù)進(jìn)步等諸多因素均使得女性就業(yè)面臨更多的沖突與矛盾(陳鴻玙，2019；卿石松，2017；江求川、代亞萍，2019)。在我國(guó)傳統(tǒng)文化的影響下，“男主外，女主內(nèi)”觀念使得女性更容易滯留在家庭中，相較于男性擔(dān)負(fù)更多家庭照料責(zé)任。傳統(tǒng)性別角色觀念對(duì)女性勞動(dòng)參與具有顯著的負(fù)作用，且家庭責(zé)任分工及工作-家庭沖突機(jī)制使得女性承擔(dān)更多的家庭責(zé)任而弱化工作角色(卿石松，2017)。

二、文獻(xiàn)回顧

如何平衡家庭與工作，一直是女性不可回避的問(wèn)題，也是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)一直關(guān)注的問(wèn)題。根據(jù)國(guó)際勞工組織第156號(hào)《有家庭責(zé)任的男女工人機(jī)會(huì)和待遇平等公約》中的規(guī)定，“本公約適用于有‘未獨(dú)立的子女’和‘其他顯然需要照料和養(yǎng)活的直系家庭成員’有關(guān)的負(fù)擔(dān)的男女工人，這種負(fù)擔(dān)限制了他們準(zhǔn)備、進(jìn)行、參加或提高經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的可能性。”在此家庭責(zé)任被明確界定。吳帆(2006)認(rèn)為家庭責(zé)任是家庭成員為了維持家庭生存和發(fā)展所進(jìn)行的一切活動(dòng)，是家庭成員利用家庭的各種物質(zhì)資源(收入、財(cái)富等)和非物質(zhì)資源(愛、威望、家庭關(guān)系等)滿足自身或成員的需要。劉愛玉等(2012)將家庭責(zé)任定義為私人領(lǐng)域事務(wù)，其中包括子女撫養(yǎng)、家人照顧和日常家務(wù)勞動(dòng)等責(zé)任。雖然多數(shù)文獻(xiàn)的界定并非完全一致，但可以發(fā)現(xiàn)，所有界定均包含對(duì)家庭成員的照料。因此，本文將家庭責(zé)任界定為家庭照料責(zé)任，主要包括兩方面：子女照料和老年照料。

子女照料對(duì)女性就業(yè)的影響一直備受關(guān)注。自上世紀(jì)起，許多不同國(guó)家學(xué)者運(yùn)用不同地區(qū)數(shù)據(jù)研究，均得出養(yǎng)育子女對(duì)女性就業(yè)產(chǎn)生阻礙作用的結(jié)論(Angrist and Evans，1998； Brewster and Rindfuss，2000； Angrist et al.，2010； Clarke，2016； Bisbee et al.，2017等)。我國(guó)關(guān)于子女照料對(duì)女性就業(yè)的影響研究相對(duì)較少，但總體有一個(gè)較為一致的結(jié)論，即不同年齡段對(duì)女性就業(yè)的影響程度不同，且學(xué)齡前年齡段對(duì)女性就業(yè)的阻礙作用最為明顯。江求川等(2019)通過(guò)未成年子女對(duì)女性勞動(dòng)參與和職業(yè)選擇的影響，得出結(jié)論，家庭中未成年子女的存在顯著降低了女性工作的可能，且女性更傾向于靈活就業(yè)，以低工資水平為代價(jià)；郭新華等(2019)發(fā)現(xiàn)子女照料對(duì)已婚女性的就業(yè)選擇具有重要影響。熊瑞祥和李輝文(2016)認(rèn)為兒童照管阻礙了已婚女性非農(nóng)就業(yè)。

在以往文獻(xiàn)研究中，大部分學(xué)者認(rèn)為老年照料對(duì)女性就業(yè)有負(fù)面影響。其中，吳燕華和劉波等(2017)基于CHNS得出家庭老年照料會(huì)使女性勞動(dòng)參與率下降4.5%，周勞動(dòng)時(shí)間減少2.7小時(shí)；范紅麗和辛寶英(2019)同樣使用CHNS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)家庭老年照料對(duì)農(nóng)村婦女從事非農(nóng)就業(yè)有負(fù)向影響；也有少數(shù)學(xué)者認(rèn)為，如熊躍根(1998)認(rèn)為代際關(guān)系是影響老人照顧的因素之一，與子女同住的老人相較于分居老人承擔(dān)更多照顧子女的家務(wù)；即說(shuō)明同住老年父母在家庭照料方面會(huì)給予子女幫助。本文將考察子女照料和老年照料對(duì)女性就業(yè)的影響，同時(shí)分析老年父母對(duì)家中子女的影響。為提高女性勞動(dòng)參與，釋放我國(guó)性別紅利，提升女性勞動(dòng)參與提供參考價(jià)值。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)，本研究主要關(guān)注城鎮(zhèn)己婚中青年女性?？紤]到城鄉(xiāng)二元分割的勞動(dòng)就業(yè)制度，剔除目前正在務(wù)農(nóng)、沒(méi)有工作且沒(méi)有非農(nóng)工作經(jīng)歷的樣本，提高研究對(duì)象的可比性。最終得到有效樣本量為5259個(gè)，其中女性2621個(gè)，男性2638個(gè)。

(二)變量界定

就業(yè)是本文的因變量。采用國(guó)際通行的標(biāo)準(zhǔn)和定義，構(gòu)建勞動(dòng)參與狀況的二值因變量，“1”是包括就業(yè)和失業(yè)的勞動(dòng)參與者，“0”為未就業(yè)且在調(diào)查時(shí)點(diǎn)過(guò)去三個(gè)月未找過(guò)工作的非勞動(dòng)參與者。是否有未成年子女為是否有未滿18周歲子女，是否有老人為家中是否有有60歲以上老人。受教育程度根據(jù)被調(diào)查者的回答“初中及以下，高中/中專，大學(xué)專科，大學(xué)本科及以上”分別賦值1,2,3,4。身體健康狀況根據(jù)被調(diào)查者的回答“很健康，比較健康，一般，比較不健康，很不健康”，分別賦值1,2,3,4,5。城鄉(xiāng)樣本是指被訪問(wèn)者的訪問(wèn)地屬于城市還是農(nóng)村。

(三)基本模型回歸

本文的因變量為二值變量或虛擬變量，而且個(gè)體勞動(dòng)參與決策是通過(guò)對(duì)各種選擇所產(chǎn)生的總效用比較而得。因此，選擇符合本文數(shù)據(jù)特性的logit二值選擇模型。

表3基于總樣本數(shù)據(jù)，匯報(bào)了基本模型的回歸結(jié)果，其中被解釋變量為有工作(=1)，無(wú)工作(=0)。

模型1：僅納入性別這一解釋變量，考察性別對(duì)勞動(dòng)參與的影響。結(jié)果顯示，女性參加工作的幾率比是男性的0.3921倍，遠(yuǎn)低于男性。與已有研究結(jié)論相一致，說(shuō)明性別本身就是女性進(jìn)入市場(chǎng)勞動(dòng)的障礙。

模型2：將家中是否有老人納入模型后我們發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果并不顯著，但勞動(dòng)參與的性別角色差異微弱縮小。

模型3：將是否有未成年子女樣本納入回歸，結(jié)果顯著，家中有未成年子女參加工作的幾率比是家中沒(méi)有未成年子女的0.7753倍，說(shuō)明未成年子女的存在的確對(duì)從事市場(chǎng)勞動(dòng)產(chǎn)生了阻礙作用。此時(shí)再看女性的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)參與的性別角色差異擴(kuò)大。說(shuō)明家中未成年子女對(duì)女性就業(yè)的阻礙力顯著高于男性。該結(jié)果與已有文獻(xiàn)觀點(diǎn)一致。

模型4：將所有變量全部加入后發(fā)現(xiàn)，在模型三中家中有未成年子女變量由顯著變?yōu)椴伙@著，對(duì)比模型三，觀察其他控制變量，認(rèn)為家中有老人降低了家中有子女對(duì)參與市場(chǎng)勞動(dòng)的程度。女性變量幾率比的上升，勞動(dòng)參與性別差異縮小，說(shuō)明家中有老人不僅不會(huì)阻礙女性參加勞動(dòng)反而會(huì)對(duì)有未成子女的女性參加勞動(dòng)起促進(jìn)作用。

模型1至模型4的回歸結(jié)果說(shuō)明，勞動(dòng)參與的性別差異的確被家中有老人和家中有子女的家庭責(zé)任所影響，且對(duì)女性而言，控制老人后，勞動(dòng)參與的性別差距縮小，控制未成年子女后，勞動(dòng)參與的性別差距擴(kuò)大，說(shuō)明老人與未成年子女對(duì)女性就業(yè)的影響方向不同；同時(shí)控制老人和未成年子女時(shí)，勞動(dòng)參與的性別差異又回到最初狀態(tài)，說(shuō)明一方面老人的存在會(huì)促進(jìn)女性就業(yè)，另一方面未成年子女對(duì)女性就業(yè)起阻礙作用，雙方力量的拉扯會(huì)使女性就業(yè)回歸最初水平，也說(shuō)明老人的存在抑制了未成年子女對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響。

表3 勞動(dòng)參與影響因素的logit 回歸

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)研究了家庭責(zé)任對(duì)女性就業(yè)的影響。實(shí)證結(jié)果表明：(1)性別本身就是阻礙女性就業(yè)的一大重要原因；(2)家中有未成年子女是抑制女性就業(yè)的重要原因，且家中有6歲以下子女的女性會(huì)面臨更大就業(yè)障礙；(3)傳統(tǒng)思想“上有老，下有小”的觀念對(duì)女性就業(yè)的影響并不同步，“老”本身對(duì)女性就業(yè)影響不顯著，但將“老”與“小”組成交互項(xiàng)時(shí)，子女對(duì)女性就業(yè)顯著的影響轉(zhuǎn)變?yōu)椴伙@著，說(shuō)明老人對(duì)有未成年子女的女性就業(yè)非但沒(méi)有阻礙作用，反而有促進(jìn)作用。(4)相較于男性，女性是家庭責(zé)任的主要承擔(dān)者；

“二孩政策”的全面實(shí)施，為女性就業(yè)帶來(lái)更大的挑戰(zhàn)，部分女性會(huì)因?yàn)榱吮苊舛⑺鶐?lái)的更大家庭責(zé)任使職業(yè)受損，而放棄再次生育，此行為又會(huì)影響政策的實(shí)施與推進(jìn)。故釋放“性別紅利”，提高女性勞動(dòng)參與，需要政府的政策配合以及社會(huì)的全力支持。政府可以完善有關(guān)家庭責(zé)任的法律法規(guī)，平衡女性家庭責(zé)任，解除女性進(jìn)入市場(chǎng)的后顧之憂。社會(huì)也應(yīng)轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的“女主內(nèi)”觀念，為女性就業(yè)創(chuàng)造良好的社會(huì)氛圍。