譚江蓉 ，姜春云

（重慶工商大學(xué)a.人口發(fā)展與政策研究中心；b.公共管理學(xué)院；c.法學(xué)與社會(huì)學(xué)學(xué)院，重慶400067）

一、文獻(xiàn)回顧與問(wèn)題提出

女性就業(yè)對(duì)于家庭經(jīng)濟(jì)積累和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義，促進(jìn)流動(dòng)女性的充分就業(yè)有助于促進(jìn)性別平等，更有助于挖掘和釋放其所蘊(yùn)含的性別紅利[1][2]。然而，照料和家務(wù)等無(wú)償家庭勞動(dòng)在很大程度上限制了女性的就業(yè)參與，尤其是女性作為嬰幼兒照料的傳統(tǒng)和關(guān)鍵主體，其自身的就業(yè)參與倍受這種家庭責(zé)任的影響[3]。流動(dòng)女性由于離開(kāi)“熟人社會(huì)”，無(wú)法像戶(hù)籍女性那樣利用居住地附近的親屬資源、公共服務(wù)等為其提供子女照料[4][5]，因而照顧年幼的隨遷子女對(duì)流動(dòng)女性的負(fù)面影響更為突出。在家庭化遷移的背景下[6][7]，父親在流動(dòng)家庭中的照料角色就顯得尤為重要。隨著國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布關(guān)于促進(jìn)3 歲以下嬰幼兒照護(hù)服務(wù)發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)，家庭對(duì)嬰幼兒照護(hù)的主體責(zé)任被再次強(qiáng)調(diào)①中華人民共和國(guó)中央人民政府.國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于促進(jìn)3 歲以下嬰幼兒照護(hù)服務(wù)發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)，www.gov.cn/zhengce/content/2019-05/09/content_5389983.htm，2019-05-09。。因此，在我國(guó)家庭化遷移和人口數(shù)量紅利逐漸消失的雙重背景下，了解3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響程度，對(duì)于促進(jìn)流動(dòng)家庭中的性別平等，有針對(duì)性地挖掘流動(dòng)女性蘊(yùn)含的勞動(dòng)潛能、釋放充分就業(yè)帶來(lái)的性別紅利效應(yīng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)關(guān)于父職照料與女性就業(yè)參與關(guān)系的實(shí)證研究較為匱乏，相關(guān)研究主要考察父職照料的影響因素[8][9]，或聚焦于父職照料現(xiàn)狀的質(zhì)性討論[10][11]。而國(guó)外關(guān)于這方面的研究則相對(duì)豐富，主要集中在兩個(gè)方面：一方面，側(cè)重于討論女性就業(yè)參與情況對(duì)父職照料與否的影響，或關(guān)注母親“守門(mén)人”的角色對(duì)父職照料的抑制作用[12]，或關(guān)注女性良好的就業(yè)現(xiàn)狀對(duì)父職照料的促進(jìn)作用[13][14]。另一方面，主要關(guān)注父職照料對(duì)女性就業(yè)參與的影響，并且結(jié)果存在明顯差異。其中，一種結(jié)果認(rèn)為父職照料對(duì)女性就業(yè)參與具有消極影響。如Maume&Mullin（1993）就認(rèn)為父權(quán)制觀念的根深蒂固，使得依靠丈夫照顧6歲以下學(xué)齡前兒童會(huì)導(dǎo)致職業(yè)母親辭職的可能性提高[15]；Ariane&Solaz（2008）的研究表明受傳統(tǒng)性別角色規(guī)范的影響，當(dāng)失業(yè)父母共同照料3歲以下子女時(shí)，父親會(huì)承擔(dān)相對(duì)較少的照料任務(wù)，導(dǎo)致失業(yè)母親再就業(yè)的困難[16]；Mahringer&Zulehner（2015）使用1995年和2002年的奧地利的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)父親參與3歲以下嬰幼兒照料在1995年對(duì)女性就業(yè)率的影響表現(xiàn)為正向影響但不顯著，而在2002年時(shí)則表現(xiàn)為顯著的負(fù)向影響[17]。另一種研究結(jié)果則認(rèn)為父親參與照料對(duì)女性就業(yè)參與具有積極影響。例如，F(xiàn)agan（2008）的研究證實(shí)了父親更多地參與13歲以下兒童的照料活動(dòng)，會(huì)使得女性更能感受到“工作—家庭”之間的平衡，從而有助于女性的就業(yè)參與[18]；Raley et al.（2012）的研究則證明了父親照料13歲以下兒童的時(shí)間對(duì)于提升女性就業(yè)參與的可能性具有積極影響[19]。

本文擬利用2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，探討3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響，力圖在以下方面對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行拓展：其一，已有研究很少關(guān)注3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響，更多關(guān)注的是父職照料對(duì)育有不同年齡段子女的女性就業(yè)參與方面所產(chǎn)生的差異化影響，包括育有3歲以下、6歲以下以及13歲以下子女的女性。因而，本文將聚焦3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響程度，并考察這種影響在不同代際之間和不同戶(hù)籍之間的差異性。其二，已有研究主要考察父職照料對(duì)女性就業(yè)參與的直接影響，僅有極少數(shù)研究對(duì)調(diào)節(jié)作用機(jī)制進(jìn)行討論[20]。因而，本文將嘗試檢驗(yàn)家庭特征在3歲以下隨遷子女父職照料影響流動(dòng)女性就業(yè)參與的過(guò)程中是否發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。其三，國(guó)內(nèi)少量涉及父職照料與女性就業(yè)參與的實(shí)證研究中，大多沒(méi)有考慮兩者之間可能存在的雙向因果關(guān)系。因而，本文擬選擇合適的工具變量，識(shí)別3歲以下隨遷子女的父職照料和流動(dòng)女性就業(yè)參與之間的因果關(guān)系并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以期為3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響研究提供更為豐富、可靠的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

性別社會(huì)學(xué)理論認(rèn)為，兒童照料活動(dòng)的性別分工是在一定的社會(huì)文化規(guī)范和制度下產(chǎn)生的，是夫妻根據(jù)預(yù)期的男性和女性規(guī)范在家庭中進(jìn)行的性別互動(dòng)表演，由此形成了“母職”與“父職”[21]。所謂“父職”是指社會(huì)建構(gòu)的社會(huì)實(shí)踐，主要包含經(jīng)濟(jì)撫養(yǎng)和日常照料兩個(gè)基本職責(zé)，但由于我國(guó)傳統(tǒng)性別文化觀念的影響，父親在日常照料方面通常處于缺席狀態(tài)[22]。在這種情形下，子女照料責(zé)任往往由母親承擔(dān)，使其被迫扮演照料者與就業(yè)者的雙重角色，從而損害了其平等參與就業(yè)的權(quán)利。而父親參與子女照料能夠在很大程度上緩解母親的照料壓力，使其從家庭與工作的沖突中解放出來(lái)，而有助于母親的就業(yè)參與。已有的部分實(shí)證研究表明，父親參與子女照料會(huì)促進(jìn)女性更好地平衡家庭與工作之間的關(guān)系，有助于提升其參與就業(yè)的可能性[18][19]。

對(duì)于流動(dòng)女性而言，3歲以下隨遷子女處于完全依賴(lài)期，照料活動(dòng)對(duì)時(shí)間和精力投入會(huì)有更高的要求。并且，她們因?yàn)闊o(wú)法像戶(hù)籍女性那樣利用城市基本公共服務(wù)和附近的親屬資源為自己提供相應(yīng)照料支持，從而面臨著更加尖銳的家庭與工作之間的矛盾，這會(huì)對(duì)其自身的就業(yè)參與造成不利影響。但是，在家庭化遷移的背景下，丈夫會(huì)在家庭關(guān)系上做出不同程度的協(xié)商、調(diào)試和妥協(xié)，他們更可能主動(dòng)參與到隨遷子女的照料之中[23]，流動(dòng)女性的就業(yè)參與情況會(huì)因?yàn)檎樟蠅毫Φ玫秸煞虻姆謸?dān)而有所改善。有研究表明，丈夫隨遷會(huì)正向調(diào)節(jié)子女隨遷對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的負(fù)面影響，即丈夫隨遷可能分?jǐn)偲拮拥恼樟匣顒?dòng)，從而提升了流動(dòng)女性就業(yè)參與的可能性，這在某種程度上證明了父親參與隨遷子女照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的促進(jìn)作用[20]。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：相較于母親單獨(dú)照料，3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與具有顯著的積極影響。

基于上面的分析可以發(fā)現(xiàn)3歲以下隨遷子女父職照料會(huì)影響流動(dòng)女性的就業(yè)參與，但現(xiàn)實(shí)中流動(dòng)女性群體是異質(zhì)的。不同代際的流動(dòng)女性群體在自然屬性和社會(huì)屬性方面存在差異[24]，她們經(jīng)歷著不同的生命歷程，使其在性別角色觀念上出現(xiàn)傳統(tǒng)與現(xiàn)代之別，其對(duì)“男主外女主內(nèi)”性別角色觀念的看法會(huì)存在差異[25]，在家庭與工作之間的選擇也會(huì)存在差異，進(jìn)而使得她們?cè)谥饔^就業(yè)意愿上也表現(xiàn)出不同。因此，由于新生代流動(dòng)女性的性別角色觀念更為現(xiàn)代化，其在心理上會(huì)抵制“男主外女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別分工形式，從而在主觀上面臨更為尖銳的家庭和工作的矛盾。在丈夫參與到3歲以下隨遷子女照料的過(guò)程中，照料壓力得到緩解的新生代流動(dòng)女性則更傾向沖破傳統(tǒng)性別分工的樊籬，從而使其呈現(xiàn)較好的就業(yè)參與狀況。相反，老一代流動(dòng)女性由于自身文化程度的限制，往往潛移默化地接受傳統(tǒng)性別文化的規(guī)訓(xùn)，使得她們自身的主觀就業(yè)意愿不強(qiáng)，而選擇承擔(dān)3歲以下隨遷子女的照料責(zé)任，從而制約了父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的積極效應(yīng)。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：對(duì)于老一代的流動(dòng)女性，3歲以下隨遷子女父職照料不會(huì)對(duì)其就業(yè)參與產(chǎn)生顯著的影響；對(duì)于新生代的流動(dòng)女性，3歲以下隨遷子女父職照料會(huì)對(duì)其就業(yè)參與產(chǎn)生顯著的積極影響。

同時(shí)，流動(dòng)女性群體內(nèi)部也會(huì)因?yàn)槌青l(xiāng)戶(hù)籍性質(zhì)的不同而出現(xiàn)人力資本和社會(huì)資本的積累差異[26]，因此這些差異可能導(dǎo)致不同戶(hù)籍的流動(dòng)女性在客觀就業(yè)能力上的不同，從而影響3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的作用效果。有研究表明戶(hù)籍制度導(dǎo)致不同戶(hù)籍流動(dòng)女性之間的稟賦差異確實(shí)存在，子女隨遷所帶來(lái)的照料負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村流動(dòng)女性就業(yè)參與造成的負(fù)面影響更明顯[20]。相反，城市戶(hù)籍的流動(dòng)女性由于個(gè)人能力素質(zhì)以及家庭稟賦更高，使得其在勞動(dòng)力市場(chǎng)中占據(jù)一定優(yōu)勢(shì)，一定程度上抵御了隨遷子女照料負(fù)擔(dān)帶來(lái)的負(fù)面影響[26]。因此，雖然丈夫的參與在很大程度上減輕和分擔(dān)流動(dòng)女性的照料壓力，但是這種分擔(dān)所帶來(lái)的正向影響可能在城市戶(hù)籍的流動(dòng)女性中表現(xiàn)得并不明顯，反而在處于相對(duì)弱勢(shì)的農(nóng)村戶(hù)籍的流動(dòng)女性群體中表現(xiàn)得更為突出，使得這部分流動(dòng)女性就業(yè)參與的可能性得到提升。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：對(duì)于城市戶(hù)籍的流動(dòng)女性，3歲以下隨遷子女父職照料不會(huì)對(duì)其就業(yè)參與產(chǎn)生顯著的影響；對(duì)于農(nóng)村戶(hù)籍的流動(dòng)女性，3歲以下隨遷子女父職照料會(huì)對(duì)其就業(yè)參與產(chǎn)生顯著的積極影響。

此外，流動(dòng)女性的家庭特征會(huì)對(duì)其就業(yè)參與產(chǎn)生直接影響，比如家庭經(jīng)濟(jì)狀況、隨遷子女的年齡[26][27]、隨遷子女?dāng)?shù)量[26-28]、丈夫的年齡[20][26]、家庭規(guī)模[27]等變量都在不同程度上直接影響流動(dòng)女性的就業(yè)參與。同時(shí)，正如費(fèi)孝通先生在《生育制度》中指出的，撫育或照料是嵌入在家庭環(huán)境中的行為[29]。這說(shuō)明家庭照料主體的照料行為發(fā)生在流動(dòng)家庭之中，就會(huì)在一定程度上受到包括家庭的整體經(jīng)濟(jì)狀況以及各家庭成員特征在內(nèi)的各種家庭特征的影響，從而對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與產(chǎn)生不同的影響。有關(guān)研究證明，母親獨(dú)自照料隨遷子女對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的消極影響會(huì)因?yàn)殡S遷子女的年齡和家庭經(jīng)濟(jì)狀況的不同而出現(xiàn)變化[27]，以及祖輩照料隨遷子女對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的積極影響會(huì)因?yàn)殡S遷子女?dāng)?shù)量和年齡的不同而出現(xiàn)變化[26]。由此推論，作為家庭照料關(guān)鍵主體之一的父親，其參與3歲以下隨遷子女照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響，也會(huì)因?yàn)椴煌彝ヌ卣饕蛩氐恼{(diào)節(jié)而呈現(xiàn)差異。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：3歲以下隨遷子女父職照料會(huì)因?yàn)楦黝?lèi)家庭特征的不同而對(duì)流動(dòng)女性的就業(yè)參與產(chǎn)生不同的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文在實(shí)證分析部分所使用的數(shù)據(jù)是2016 年由原國(guó)家衛(wèi)生計(jì)生委所組織調(diào)查的全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，該調(diào)查采取PPS抽樣方法，調(diào)查涵蓋全國(guó)31個(gè)省（區(qū)、市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的流動(dòng)人口，具有較好的全國(guó)代表性。同時(shí)，該數(shù)據(jù)中包含能夠反映3歲以下隨遷子女父職照料和流動(dòng)女性就業(yè)參與情況等方面的信息，符合本文的研究需要。結(jié)合本文對(duì)研究對(duì)象的要求，將根據(jù)如下條件進(jìn)行樣本篩選，即受訪的流動(dòng)人口為女性，并且至少有一個(gè)3歲以下的子女居住在本地。

按照以上條件進(jìn)行篩選，在刪除無(wú)效值和缺失值的情況下，最終獲得8738個(gè)樣本。樣本統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，流動(dòng)女性的平均年齡約為28歲；平均受教育年限約11年；農(nóng)業(yè)戶(hù)口占84.2%，非農(nóng)業(yè)/居民戶(hù)口占15.8%；跨省流動(dòng)占45.2%，省內(nèi)流動(dòng)占54.8%；以務(wù)工/經(jīng)商為主的經(jīng)濟(jì)因素驅(qū)動(dòng)型流動(dòng)占60.2%，以隨遷/嫁娶為主的社會(huì)因素驅(qū)動(dòng)型流動(dòng)占39.8%①“女性流動(dòng)原因”依據(jù)問(wèn)卷中“本次流動(dòng)原因”一題來(lái)確定，將選擇“務(wù)工/工作”和“經(jīng)商”選項(xiàng)的定義為經(jīng)濟(jì)因素驅(qū)動(dòng)的流動(dòng)，將選擇“家屬隨遷”、“婚姻嫁娶”、“拆遷搬家”、“照顧自家老人”和“照顧自家小孩”選項(xiàng)的定義為社會(huì)因素驅(qū)動(dòng)的流動(dòng)。下文的“丈夫的流動(dòng)原因”也是按照這一標(biāo)準(zhǔn)劃分。。

（二）變量設(shè)置

本文的被解釋變量為流動(dòng)女性的就業(yè)參與，根據(jù)2016年流動(dòng)人口調(diào)查問(wèn)卷中“五一節(jié)前一周是否做過(guò)一小時(shí)以上有收入的工作？”來(lái)確定，選擇“是”則記為1，表示參與就業(yè)；選擇“否”則記為0，表示未參與就業(yè)。

本文的核心解釋變量為3歲以下隨遷子女的父職照料，主要根據(jù)2016年流動(dòng)人口調(diào)查問(wèn)卷中“您子女相關(guān)情況中的主要照料人”一題來(lái)確定。此題的答案共設(shè)置了8個(gè)選項(xiàng)，其包括“父親、母親、父母雙方、祖輩、其他親屬、鄰居朋友、老師托管和無(wú)人照料”。本文將選擇“父親”和“父母雙方”定義為父職照料，記為1；選擇“母親”定義為母親單獨(dú)照料，記為0②由于本文關(guān)注的是親職照料，故將父母以外的其他照料主體，即“祖輩”、“其他親屬”、“鄰居朋友”、“老師托管”和“無(wú)人照料”的數(shù)據(jù)刪除。。

本文在參考以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，控制了流動(dòng)女性的個(gè)體特征、家庭特征和流動(dòng)特征等因素對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響。其中，個(gè)體特征包括年齡、受教育年限和戶(hù)口性質(zhì)；家庭特征包括家庭規(guī)模、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、最小隨遷子女年齡、丈夫年齡和隨遷子女?dāng)?shù)量；流動(dòng)特征包含流動(dòng)范圍和流動(dòng)原因。此外，本文還納入變量流入?yún)^(qū)域作為固定效應(yīng)以控制經(jīng)濟(jì)和就業(yè)整體環(huán)境的影響。詳細(xì)的變量定義和賦值情況見(jiàn)表1。

（三）模型設(shè)定

本計(jì)量模型將流動(dòng)女性的就業(yè)參與設(shè)置為被解釋變量，核心解釋變量為3歲以下隨遷子女的父職照料。由于就業(yè)參與變量為二分類(lèi)變量，故采用Probit模型進(jìn)行估計(jì)，計(jì)量模型如下：

其中，下角標(biāo)i和j表示流入j區(qū)域中的個(gè)人i，work表示流動(dòng)女性的就業(yè)參與情況，β0表示截距項(xiàng)，β1表示3歲以下隨遷子女父職照料的估計(jì)系數(shù)，fathercare表示3歲以下隨遷子女的父職照料，β2表示控制變量的估計(jì)系數(shù)，Z表示本文所控制的個(gè)人、家庭和流動(dòng)特征變量，region表示區(qū)域控制變量，μ表示殘差項(xiàng)。

表1 所有變量的定義、賦值與描述

四、3歲以下隨遷子女父職照料影響流動(dòng)女性就業(yè)參與的實(shí)證分析

（一）3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響估計(jì)

表2反映的是3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的基本模型估計(jì)結(jié)果。模型1中，在控制地區(qū)固定效應(yīng)的前提下，僅加入父職照料進(jìn)行模型估計(jì)。模型估計(jì)結(jié)果顯示，3歲以下隨遷子女的父職照料在1%的顯著水平上對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與表現(xiàn)出積極影響。具體來(lái)看，相較于母親單獨(dú)照料，父親參與3歲以下隨遷子女的照料會(huì)使得流動(dòng)女性參與就業(yè)的概率提高33.7個(gè)百分點(diǎn)。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入個(gè)人特征變量后，3歲以下隨遷子女父職照料的積極影響稍微減弱，仍在1%的水平上顯著。模型3在模型2的基礎(chǔ)上增加家庭特征變量后，3歲以下隨遷子女父職照料的積極影響明顯減弱。而在納入全部控制變量的模型4中，3歲以下隨遷子女父職照料再次減弱，但是仍然呈現(xiàn)顯著的正向影響。具體來(lái)看，在控制其他因素的情況下，相較于母親單獨(dú)照料，父親參與3歲以下隨遷子女的照料使流動(dòng)女性參與就業(yè)的概率增加21.7個(gè)百分點(diǎn)。以上實(shí)證結(jié)果證明，在流動(dòng)家庭中，3歲以下隨遷子女的父職照料有力地促進(jìn)了流動(dòng)女性的就業(yè)參與。這說(shuō)明父職照料能夠在一定程度上緩解母職照料的壓力和負(fù)擔(dān)，有利于緩和流動(dòng)女性所面臨的家庭無(wú)償照料和市場(chǎng)有償工作之間的矛盾與沖突，從而提高流動(dòng)女性參與就業(yè)的概率。假設(shè)1得到驗(yàn)證。

從控制變量的回歸結(jié)果來(lái)看，受教育年限每增加1年，流動(dòng)女性的就業(yè)概率就提高1.1百分點(diǎn)，這反映了流動(dòng)女性所具備的人力資本能夠有效提升其就業(yè)參與。家庭規(guī)模、家庭經(jīng)濟(jì)狀況和3歲以下隨遷子女年齡對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與存在正向影響，猜想可能是因?yàn)榱鲃?dòng)家庭的人口規(guī)模與經(jīng)濟(jì)狀況代表了該家庭潛在的照料支持和直接的經(jīng)濟(jì)支持，而3歲以下隨遷子女的年齡越大，母親照料的負(fù)擔(dān)就相對(duì)減輕，故這三者都有利于其參與就業(yè)。但是，丈夫年齡越大越不利于流動(dòng)女性的就業(yè)參與。此外，經(jīng)濟(jì)因素驅(qū)動(dòng)的流動(dòng)會(huì)使得流動(dòng)女性參與就業(yè)的概率提升37個(gè)百分點(diǎn)，這可能與受經(jīng)濟(jì)因素驅(qū)動(dòng)的流動(dòng)女性的就業(yè)動(dòng)機(jī)相較于受社會(huì)因素驅(qū)動(dòng)的流動(dòng)女性更加強(qiáng)烈有關(guān)[30]。

表2 3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與影響的估計(jì)結(jié)果

（二）內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到3歲以下隨遷子女父職照料與流動(dòng)女性就業(yè)參與之間可能會(huì)因?yàn)殡p向因果的關(guān)系而造成內(nèi)生性問(wèn)題，本文擬采用工具變量法來(lái)解決該問(wèn)題?？紤]到工具變量對(duì)外生性和相關(guān)性的要求，本文參照已有文獻(xiàn)的處理思路[27]，選取“現(xiàn)居省份流動(dòng)人口中父親參與3歲以下隨遷子女照料的比例”作為工具變量。之所以采用該變量，基于如下考慮：從邏輯上來(lái)看，現(xiàn)居省份父親參與3歲以下隨遷子女照料的比例反映了該地區(qū)流動(dòng)人口中父權(quán)制觀念的強(qiáng)弱，其會(huì)影響到流動(dòng)家庭中父親是否參與子女照料的具體行為，從而直接影響流動(dòng)女性是否能夠參與就業(yè)。同時(shí)，育有3歲以下隨遷子女的流動(dòng)女性是否參與就業(yè)無(wú)法影響其現(xiàn)居省份的流動(dòng)人口中父親參與3歲以下隨遷子女照料的比例。因此，該工具變量在理論邏輯上滿(mǎn)足工具變量對(duì)相關(guān)性和外生性的要求。

表3 中的模型5 是使用工具變量法（IV Probit）處理內(nèi)生性的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果顯示工具變量在1%的水平上高度顯著，同時(shí)F值大于10，說(shuō)明“現(xiàn)居省份流動(dòng)人口中父親參與3歲以下隨遷子女照料的比例”對(duì)父親是否參與3歲以下隨遷子女照料具有較強(qiáng)的解釋力，不存在弱工具變量的問(wèn)題。從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，3歲以下隨遷子女的父職照料依然能夠顯著地提高流動(dòng)女性的就業(yè)參與概率，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。具體而言，與母親單獨(dú)照料3歲以下隨遷子女相比，父職照料能夠使得流動(dòng)女性的就業(yè)參與概率提高35.4個(gè)百分點(diǎn)。因此，上述分析表明在對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行處理后，3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與仍然具有顯著的正向影響。

為了檢驗(yàn)上述分析結(jié)果是否可靠，下面將從兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，更換工具變量再檢驗(yàn)?？紤]到丈夫選擇流動(dòng)的原因會(huì)影響到其是以家庭為主還是勞動(dòng)力市場(chǎng)為主，從而在很大程度上會(huì)影響其選擇是否參與3歲以下隨遷子女的照料決策。并且，在家庭化遷移過(guò)程中大多以丈夫?yàn)橹鲗?dǎo)，流動(dòng)女性則經(jīng)常扮演“捆綁移民”的角色，其就業(yè)參與狀況作為后發(fā)事件也無(wú)法影響前期丈夫的流動(dòng)原因?；诖?，我們選擇“丈夫流動(dòng)原因”作為工具變量進(jìn)行再檢驗(yàn)，即穩(wěn)健性檢驗(yàn)1。第二，更換計(jì)量方法再檢驗(yàn)。我們使用基于線性概率模型的兩階段最小二乘法（2SLS）對(duì)3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響進(jìn)行再檢驗(yàn)，即穩(wěn)健性檢驗(yàn)2。從表3的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，不論是在更換工具變量，還是更換計(jì)量方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，父職照料始終表現(xiàn)出顯著的正向影響，有效地證明了上文模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析：代際和戶(hù)籍差異

為了檢驗(yàn)3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響是否存代際差異和戶(hù)籍差異，本部分按照流動(dòng)女性的出生年份①將出生年份在1980年之前的界定為老一代流動(dòng)女性，出生年份在1980年及以后的界定為新生代流動(dòng)女性。和戶(hù)口性質(zhì)進(jìn)行分組，進(jìn)一步分析3歲以下隨遷子女的父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與影響的代際差異性和戶(hù)籍差異性。

表4 報(bào)告了使用工具變量法進(jìn)行異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果。其中，模型11 和模型12的估計(jì)結(jié)果顯示，3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)新生代流動(dòng)女性就業(yè)參與的回歸系數(shù)顯著為正，即對(duì)新生代流動(dòng)女性而言，相比于其獨(dú)自照料3歲以下隨遷子女，父親參與照料使其就業(yè)參與概率提高了37.3個(gè)百分點(diǎn)。但是，這種對(duì)就業(yè)參與的正向影響在老一代流動(dòng)女性中并不具有顯著性。這說(shuō)明新生代和老一代流動(dòng)女性因?yàn)樾詣e角色觀念的差異所導(dǎo)致的主觀就業(yè)意愿的差異，會(huì)使得3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響呈現(xiàn)顯著的代際差異，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表4 異質(zhì)性分析的估計(jì)結(jié)果

模型13和模型14報(bào)告的估計(jì)結(jié)果顯示，3歲以下隨遷子女的父職照料對(duì)農(nóng)村流動(dòng)女性就業(yè)參與的回歸系數(shù)顯著為正，即對(duì)農(nóng)村流動(dòng)女性而言，相比于其獨(dú)自照料3歲以下隨遷子女，父親參與照料使其就業(yè)參與概率提高了36.8個(gè)百分點(diǎn)。這說(shuō)明戶(hù)籍制度的城鄉(xiāng)分割機(jī)制在流動(dòng)女性群體中仍然存在，由此帶來(lái)的不同戶(hù)籍流動(dòng)女性在客觀就業(yè)能力上的異質(zhì)性，會(huì)使得3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響呈現(xiàn)顯著的戶(hù)籍差異。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

（四）家庭特征對(duì)父職照料的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了檢驗(yàn)3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響是否會(huì)因?yàn)榧彝ヌ卣鞯牟煌尸F(xiàn)差異，本部分在控制其他變量的情況下，將父職照料與家庭特征變量的交互項(xiàng)分別納入模型進(jìn)行分析，模型估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 家庭特征對(duì)3歲以下隨遷子女父職照料的調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

表5的估計(jì)結(jié)果表明，父職照料只與家庭經(jīng)濟(jì)狀況和隨遷子女最小年齡存在交互效應(yīng)，假設(shè)4得到部分驗(yàn)證。具體來(lái)看，父職照料與家庭經(jīng)濟(jì)狀況的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明家庭經(jīng)濟(jì)狀況越高的流動(dòng)家庭中，父親參與3歲以下隨遷子女照料更有助于流動(dòng)女性參與就業(yè)。這可能是因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)狀況較高的家庭中，父親參與子女照料是家庭資源合理優(yōu)化的結(jié)果[11]，也即是說(shuō)，在經(jīng)濟(jì)狀況較好的流動(dòng)家庭中，丈夫可能為了妻子更好地實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值或扮演物質(zhì)生產(chǎn)者角色，而承擔(dān)或兼顧3歲以下隨遷子女的照料任務(wù)，從而提升了流動(dòng)女性的就業(yè)參與概率。此外，父職照料與隨遷子女最小年齡的交互項(xiàng)也在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明父親所照顧的3歲以下隨遷子女的年齡越大，越有助于流動(dòng)女性的就業(yè)參與。這是因?yàn)槟赣H如果在3歲以下隨遷子女的1～3歲期間繼續(xù)承擔(dān)子女照料的主要任務(wù)，會(huì)使得母親喪失更多的人力資本積累機(jī)會(huì)或者弱化之前建立的社會(huì)聯(lián)系[27]，而父親在這一階段參與照料則會(huì)減輕這種照料負(fù)擔(dān)帶來(lái)的不利影響，從而增加了流動(dòng)女性的就業(yè)參與概率。

五、基本結(jié)論與政策啟示

在我國(guó)家庭化遷移和人口數(shù)量紅利逐漸消失的雙重背景下，本文利用2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究3歲以下隨遷子女父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與的影響，并采用工具變量法處理因雙向因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。研究發(fā)現(xiàn)：相較于母親單獨(dú)照料，3歲以下隨遷子女的父職照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)參與具有顯著的正向影響，使其就業(yè)參與概率提高35.4個(gè)百分點(diǎn)。并且，異質(zhì)性分析結(jié)果表明，3歲以下隨遷子女父職照料的正向影響在新生代流動(dòng)女性和農(nóng)村流動(dòng)女性群體中更為突出，使得新生代和農(nóng)村流動(dòng)女性的就業(yè)參與概率相比于其獨(dú)自照料分別提高了37.3個(gè)百分點(diǎn)和36.8個(gè)百分點(diǎn)。進(jìn)一步的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析還發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟(jì)狀況和最小隨遷子女年齡發(fā)揮了正向調(diào)節(jié)作用，在家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好和隨遷子女最小年齡越大的流動(dòng)家庭中，父親參與3歲以下隨遷子女照料越能夠提高流動(dòng)女性的就業(yè)參與概率。

在2015年全球婦女峰會(huì)上，習(xí)近平總書(shū)記在講話中強(qiáng)調(diào)，要激發(fā)婦女潛力，推動(dòng)?jì)D女積極參與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展①新華網(wǎng).習(xí)近平在全球婦女峰會(huì)上的講話（全文），http：//www.xinhuanet.com//politics/2015-09/28/c_128272780.htm，2015-09-08。。具體到育有3歲以下隨遷子女的流動(dòng)女性群體，本研究的政策啟示如下：首先，政府需要倡導(dǎo)并要求父親參與3歲以下隨遷子女的家庭照料，以政策文本的形式強(qiáng)調(diào)父職照料的重要性，進(jìn)一步完善0～3 歲嬰幼兒托育服務(wù)體系。3 歲以下隨遷子女的父職照料能夠緩解流動(dòng)女性的照料壓力，從而有效地改善了流動(dòng)女性的就業(yè)參與狀況，這有助于整體上釋放流動(dòng)女性參與就業(yè)所帶來(lái)的性別紅利效應(yīng)。其次，政府還應(yīng)該關(guān)注流動(dòng)女性群體的內(nèi)部異質(zhì)性，有針對(duì)性地解決因戶(hù)籍制約而處于相對(duì)弱勢(shì)的農(nóng)村流動(dòng)女性，以及因性別觀念更為現(xiàn)代化而有更強(qiáng)就業(yè)意愿的新生代流動(dòng)女性的就業(yè)參與問(wèn)題，積極倡導(dǎo)這部分家庭中的父職參與，有助于有效緩解這部分流動(dòng)女性的家庭照料負(fù)擔(dān)，從而激發(fā)這部分流動(dòng)女性的勞動(dòng)潛力。最后，政府也應(yīng)該關(guān)注流動(dòng)人口的家庭特征，為經(jīng)濟(jì)狀況較差的流動(dòng)家庭提供相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼或?yàn)殡S遷子女年齡較小的流動(dòng)家庭給予相應(yīng)的嬰幼兒照料支持，這既能夠直接促進(jìn)流動(dòng)女性的就業(yè)參與，也能夠使父職照料的就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)得到更好地發(fā)揮，從而為流動(dòng)女性的性別紅利效應(yīng)釋放提供更好的家庭支撐。

當(dāng)然，囿于所使用的數(shù)據(jù)資料，本研究尚有進(jìn)一步研究的空間。因?yàn)楦嘎氄樟鲜且粋€(gè)復(fù)合概念，包括教導(dǎo)溝通、照料輔導(dǎo)和關(guān)懷陪伴等方面[8]，而問(wèn)卷中的信息卻只能反映出流動(dòng)家庭中是否存在父職照料行為，這使得本研究無(wú)法進(jìn)行更深入的分析和討論。后續(xù)研究有待在選擇指標(biāo)更為詳盡的數(shù)據(jù)或進(jìn)行信息更為豐富的調(diào)查基礎(chǔ)上，對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行更為細(xì)致的探討。