已婚青年女性劳动供给及家务分配差异研究——基于Heckman两阶段模型的实证分析

文 程 璆郑逸芳吴丽琼（...福建农林大学公共管理学院，福建福州 5000）

已婚青年女性劳动供给及家务分配差异研究
——基于Heckman两阶段模型的实证分析

文 程 璆1郑逸芳2吴丽琼3（1.2.3.福建农林大学公共管理学院，福建福州 350002）

基于2012年中国综合社会调查数据，运用Heckman两分法研究了已婚青年女性的劳动供给状况和夫妻家务分配的差异。实证结果表明，已婚青年女性会受到家庭劳务在时间分配上的制约，其劳动参与行为会受到子女数量的影响，且在不同性别和年龄阶段上存有差异。另外，个人养老责任感越强，劳动时间投入越多，而对孩子的教养观念越重或成长顾虑越多，劳动时间越短。家务时间投入上，老人数量会削弱女性家务时间，但丈夫的工作状况越好，女性家务劳动时间投入越多。

已婚青年女性 劳动供给 家务分配 Heckman两分法

一、问题的提出

改革开放以来，随着市场化和现代化的快速发展，夫妻间约定俗成的“男主内、女主外”分工格局被打破，越来越多的家庭已从男性经济“顶梁柱”的劳动分工模式转向为夫妻共同参与公共劳动、共同支撑家庭经济的合作模式，女性走出家庭并广泛地参与到社会劳动中，且在社会众多领域中取得了令人瞩目的成就。据中国统计局公布的年鉴表明，2014年女性在社会组织总职工数中的比例相比2006年提高了4.28%；而2010年中国人口普查的数据也显示女性在专业技术人员中的比例达到51.1%，这均表明女性在社会各行各业与男性同行的差距日益缩小。然而，女性仍旧是家务劳动的主要承担者：2000年第二期中国妇女社会地位调查数据显示男女每日家务劳动时间的差距仅比1990年缩短了6分钟，88%以上的家务劳动仍主要由妻子负担，［1］女性平均每天用于家务劳动的时间达4.01小时，比男性多2.7小时；可见，女性在教育、经济地位的提高并没有对既定的家务分工带来显著的变化，女性依旧承担着大部分家务劳动。特别是如今的已婚青年女性，由于时代发展形势不尽相同，其人力资本和就业现状明显好于中老年女性，［2］但由于传统观念和角色期待的压力，她们所面临的工作与家庭的冲突比男性更加严重。虽然解放青年群体的劳动力对缓解劳动力供给压力有着积极影响，但由于家务活动的刚性分配特征未能得到有效转变，已婚女性劳动状况在未得到改善的同时，依然承担着大量的家务活动。因此，综合分析已婚青年女性的劳动供给与家务分配状况，对于改变其频繁往返于家庭与工作边界的冲突现象具有重要的现实意义和社会价值。

回顾文献可知，劳动参与是理性行为人在消费和闲暇间进行选择以最大化自身效用的结果，因而家庭内劳动力更多地选择外出就业，可以保证家庭生产活动的福利最大化；但将其运用到女性劳动供给行为分析中则显得解释不足，［3］如已婚青年女性除参与市场劳动以外，还需要将时间配置于家务劳动：一方面，女性的劳动产出可供家庭中其他成员消费，减少生活成本；另一方面，由于受家庭内在需求的影响，她们在参与社会劳动和家务劳动上会面临时间分配上的冲突。

关于家务主要由女性承担的这一现象，理论界存在不同的解释，如时间可用性理论，［4］类似于传统的家庭分工论，家务活动是基于家庭成员时间的可用性来合理分配，以便于获得对于家庭整体及单个个体最佳的效用函数；［5］其次，性别意识理论，即家务分配实质上是一种性别符号的表现，其结果根源于外在的角色期待和性别期望，［6］如传统的性别和家庭观念都强调男性应该是家庭的经济支柱，而女性则应更多分管家庭内部事务；再次，相对资源理论，夫妻双方基于各自所占资源来议价，这是彼此相对权力关系的体现，妻子由于对其丈夫的经济依赖更强，因此承担更多的家务劳动也就顺理成章了。虽然上述理论各有侧重，但是都一致认为已婚女性在外出工作与家务劳动在行为决策和时间选择上是此消彼长的关系。此外，也有观点认为，妻子的绝对收入或相对收入能缩短其家务劳动时间，［7］以购买劳动服务的方式来作为家务劳动的替代品；而在家庭照料上的时间投入也会有收入效应和替代效应的不同回馈，家庭女性会出于家庭照料时间和赡养费用的考虑，在社会劳动参与的积极性上会有所不同。［8］现实情况也进一步证实了以上的理论解释。一方面，已婚青年女性得以从繁重的家庭生产中解放，部分归因于现代家庭生活水平的提高以及家庭省力技术与服务业的发展，起初理性的“生产互补模式”被削弱，［9］女权意识和公平观念的增强也激励了家庭已婚女性的参与到社会劳动中；另一方面，少子化、老龄化所滋生的家庭养老压力反映了家庭结构的变迁所导致的愈来愈重的赡养负担，居住结构核心化的趋势加重了独生子女的养老负担。因此，虽然资源禀赋的变化打破了夫妻间既定不变的分工格局，已婚女性能走出家庭并进入劳动力市场，但家庭分工的转变、家庭劳务的强化同时也加重了女性家庭照料的负担，影响了已婚青年女性的就业选择和外出决定，城乡二元结构差异对家务时间配置的影响尤其如此。［10］

综合来看，已有研究集中关注影响女性劳动供给的制度性因素（如再分配经济制度向市场经济制度的转型）或结构性因素（如经济发展水平或社会失业率），［11］对于微观层面特别是家庭中夫妻双方关于家务分配和老幼照料的关注明显不足，对已婚青年女性这一群体也缺乏深入解读。本文试图回答这些疑问，并拟通过对2012年中国社会综合调查数据进行数据和变量的删选，探讨已婚青年女性劳动供给及夫妻家务分配的差异，并予以实证检验。

二、计量模型与基本假设

（一）对劳动参与状况和家务承担状况的独立（Probit）估计

Heckman认为劳动供给可以分为劳动参与行为（广度）和工作时间选择行为（深度），［12］在测度已婚青年女性劳动供给时会分别测量其劳动参与率和时间选择两个方面。同理，家务分配也反映在夫妻双方分配的相对状况和女性自己家务投入的时间长度上。

本文首先对于已婚青年女性参与社会劳动和家务承担相对状况分别进行独立的Probit估计，分析主要解释变量对于这两个行为的影响。以下是两个标准的Probit模型，二分变量、分别衡量了已婚青年女性是否参与社会劳动、是否家务分配比配偶更多；L*p、S*g、Lp、Sg是两个相应的隐性变量，分别代表了参与社会劳动、家务分配的倾向；XL和XS是相应的两组解释性变量；εL和εS是两组分别的误差项。

（二）对劳动时间选择和家务投入时间的独立（Tobit）估计

CGSS2012年数据中可以获得受访者上一周为取得收入而付出的有效劳动时间以及每周分配于家务的付出时间，因此，我们可以通过Tobit模型估计时间数量受到的影响。

Tobit模型设定如下的隐性变量，其中X是解释变量集，误差项U对X的条件分布近似与正态分布N（0，σ2）。

隐性变量Y*仅当Y*＞0时有意义，实际的因变量为：Y=max（0，Y*）

具体来说，因变量Y在本研究中可以表示为周劳动时间，如果有参与社会劳动，则Y＞0；如果没有Y*=0。家务分配的定义与此相似。

（三）联立方程估计

由于参与社会劳动和家务分配的决定是综合进行考虑的，前面分别的独立估计可能有一些未观测到的因素会影响到这两个决定，即两个活动的误差项可能是相关的。此处利用联立方程的回归将这些因素纳入考量比单独的估计更加有效率，但这种估计从计算上来讲相对更加复杂，通过一些未观察到的特征存在相关性。本文尝试对两种行为发生的可能性用两阶段最小二乘法模型重新进行估计，以检查前面独立估计的结果是否稳健，并分析相关系数以及方程间的相关性。

三、数据、变量与描述性统计

本文所使用的数据资料来源于2012年中国综合社会调查（CGSS2012）。CGSS2012数据比较符合本研究的要求，相比其他年份有更充足的女性目标样本，且包含了受访者家庭特征和家务活动的丰富信息。原数据共有有效样本11765个，其中男性6019个，女性5476个。因本文主要关注已婚青年女性劳动参与情况，且家庭层面的影响因素为重要观测变量，所以主要观察青年女性且为已婚未丧偶的样本人群。为了保证研究的全面性和便于统计，本文选取18-44（根据世卫组织确定新年龄分段：44岁以下为青年人）周岁人群作为研究对象，在删除关键变量的缺失值后的有效样本为658个。

文章的主要变量包括：被解释变量方面为女性的劳动供给，包括其当前的工作参与状况和劳动时间选择，即目前有无工作和上周工作小时数；家务分配状况，亦采用两种衡量方式：家庭劳务时间女性与丈夫谁承担更多；上周家务劳动时间小时数。解释变量方面，家庭特征，包括家庭的经济水平、户籍特征，丈夫工作状况，老人数量及子女数量在年龄、性别上的差异（分别为6岁及以下子女数量、6-16岁子女数量、男孩数量和女孩数量）等相关的解释性变量；受访者个人特征，如受教育年数、健康状况、年龄、个人养老态度及父母的教养观念。在估计模型之前，本文检验了变量间的多重共线性情况，各变量间VIF（方差膨胀因子）均远小于10，均值为1.81，即不存在严重的多重共线性问题。

表1列出了关键变量的均值，第一列是总体样本的均值和标准差，第二、第三列分别按照工作参与状况与家务分配状况所呈现的均值。总体样本中在城乡分布上以城镇居民为主，有63.53%为城镇户口，受教育程度总体较好，有41.49%的女性学历为高中及以上，工作参与状况方面，有工作的已婚青年女性占比70.21%，平均年龄为34.1岁。分样本中，家务投入时间中有工作样本明显比无工作样本高，且女性是家务活动的主要承担者，64.59%的女性比其配偶承担着更多的家务，其劳动参与率和劳动时间也略高于配偶承担更多家务的样本；两种养老态度的比例基本持平，比较客观地反映了现在家庭养老与社会养老并存的现实状况；此外，对问卷中6个关于父母抚育孩子的观点进行主成分因子提取，以反映受访者为人父母的教养观念。

四、实证结果与分析

（一）已婚青年女性劳动供给的影响因素分析

表2是家庭特征和个人特征各解释变量对已婚青年女性工作参与状况和工作时间选择的回归分析结果。其中，第一列是Probit估计得出的边际影响，其被解释变量为工作参与状况；第二列是Tobit模型劳动时间选择的估计结果。

从表2来看，家庭特征对女性受访者工作参与行为有显著影响，但对劳动时间选择无显著影响。家庭中经济独立人数越多，女性越有可能因家庭经济压力的减少而参与社会劳动，机会成本理论很好地辅以解释；另外，子女数量的影响在年龄和性别上存在差异，幼龄子女数量对其工作参与无显著影响，但学龄子女数量越多，女性的劳动参与率越高，学龄阶段的孩子可能会分担部分女性的家庭压力或减少照料负担，母亲从而获得参与社会劳动的可能；此外，男孩数量和女孩数量虽均会负向影响女性的劳动参与，但男孩相比女孩所反映的负向系数绝对值更大，说明男孩对其母亲参与社会劳动的阻碍更强。另外，城镇女性相比农村女性工作参与度更高，劳动时间也更长。

表1 变量与描述性统计

个体特征方面，受访者教育程度越高，工作参与可能性越高，但劳动时间会相对更短，年龄越大的女性越不会参与工作。另外，个人的养老态度若倾向于由子女负责，其劳动时间会更多；而教养观念越重，其劳动时间越短；原因在于父母需要子女在时间和心理上的照料，青年女性兼有照料老小的职责，对自身养老责任的认知会激励自己增加劳动时间。此外，对孩子成长过程的顾虑和担忧又会提醒自己需要让渡一定的工作时间来关心和辅佐孩子。

表2下方提供了子女数量在年龄、性别上边际影响的差异是否显著的卡方检验，估计结果显示均是显著的。这些结果证明了在家庭中已婚青年女性在照料孩子和外出工作中面临着抉择困难。男孩数量和女孩数量对已婚青年女性工作的差异影响可以用社会生理学加以解释，男孩相比女孩对于女性工作的牵绊和拖累更多，女孩比男孩心理成熟更早，能更早帮助母亲分担家庭压力；学龄子女自我照顾能力的日渐增强也会减少母亲照料负担，进而促进母亲获得更多的闲暇时间以外出参与工作。

表2 对已婚青年女性劳动供给的影响

（二）已婚青年女性家务分配的影响因素分析

表3数据反映的是家庭特征和个人特征各解释变量对家务分配状况的估计结果，两列分别是对家务分配相对状况和家务投入时间的分析结果。

从表3来看，老人数量会负向影响女性的家务分配和时间投入，虽然老人数量的增加意味着整个家庭的照料负担总和增加，但丈夫的分担和老人间的彼此照料却能相对减少妻子的家务负荷量。丈夫工作状况上呈正向显著（p＜0.001），这表明丈夫的工作状况越好，女性家庭经济负担越小，能承担更多的家务。子女数量在性别与年龄上的差异对夫妻家务分配及时间的投入均无显著影响，这意味着子女数量特征上的变化并不会影响夫妻间约定俗成的家务分配，即在家务总量一定的情况下，夫妻会维持固有的家务分配现状。户籍差异上，城镇女性较农村女性会减少3.398的家务劳动时间，原因在于农村女性多留守在家，相比城镇女性会投入更多时间于家务活动。

个人特征方面，受教育程度越高，家务投入时间越少，每多一年教育经历，家务投入时间会减少0.317小时；而年龄越大，家务投入时间会越多，每年长一岁，会增加0.12小时家务劳动。这与其他一些的研究结论是一致的，原因在于受教育程度越高或年龄越大，则越倾向于减少家务活动的时间支出，以市场方式的家政服务替代繁重的家务劳动。

表3 对已婚青年女性家务分配的影响

（三）对已婚青年女性劳动供给和家务分配的两阶段最小二乘法估计

表4是两阶段最小二乘法得出的对劳动供给和家务分配的估计结果。通过与前面两个分别回归的差异结果进行比较，来观察两个模型不可观测的相关因素，即在综合考虑受访者是否参与社会劳动与家务劳动分配的决定因素时，可能有部分因素不在观测范围之内，联立方程估计考虑了这个可能，使得所得结果更加有效和稳健。这里利用二阶段最小二乘法模型估计了工作参与状况和家务分配状况的回归系数，但由于方法的复杂性仅反映了回归系数并没有计算边际效果，且未做量上的Tobit估计。

将表4的回归结果与表2、3进行比较，我们可以看到，行为选择比较最小二乘法估计的结果与前面得到的单独的两个Probit估计结果非常相似 （仅有健康状况和学龄子女数量显著性发生变化）；而时间投入选择的估计结果与前面所得的两个单独的Tobit估计结果也基本一致（仅有丈夫工作状况变为显著），这说明即使控制了这两个被解释变量之间存在不可观测的相关性因素之后，所得到的结果与独立估计的结果变化不大，说明所得研究结果是比较稳健的。

表4底部列出了误差项的相关性，反映四个被解释变量之间不可观测因素所决定的相关关系。通过Pearson检验可以从中看出劳动参与状况与家务分配状况两个方程是相互独立的，不存在相关关系，排除了两者相互干扰的可能；而家务投入时间与劳动参与状况和家务分配状况在0.001程度上分别呈负向相关和正向相关，说明劳动参与的行为选择会挤压家务劳动时间投入，而家务分配的行为结果则是家务时间投入的增长，这与前文的研究结论基本一致。

表4 两阶段最小二乘法估计（系数）

五、结论与讨论

文章基于2012年中国综合社会调查数据，运用Heckman两分法研究了已婚青年女性的劳动供给状况和夫妻间家务分配的差异。实证结果表明，已婚青年女性的外出工作行为会受到家庭劳务分配在时间上的制约。具体来看，其劳动参与行为会受到子女数量的影响，且存在性别和年龄的差异：男孩比女孩对母亲外出工作的牵制阻碍更强，而学龄子女较幼龄子女更能促进年轻母亲的工作行为。此外，个人养老责任感越强，劳动时间投入越多，而对孩子的教养观念越重，或成长顾虑越多，其劳动时间越短。家务分配方面，老人数量会负向影响女性的家务分配和时间投入；丈夫的工作状况越好，女性家务劳动时间越多。

本文的研究结论具有重要的政策启示。已婚青年女性同时面临着外出工作和家务劳动的双重负担，在转型期间这种“工作-家庭”的跨界现象尤为突出。人口老龄化加重了家庭女性的赡养负担，加之女性频繁地往返于家庭与工作，在家庭和工作间面临着越来越严重的矛盾与冲突。已婚女性外出参与社会劳动不仅仅与个人特质有关，更多的是一种家庭共同商议的决策结果。缓和已婚女性在家庭劳动和社会劳动之间的冲突局面，可从两方面寻求解决办法。一方面，来自家庭成员代内和代际间的相互扶持能有效缓解家庭女性的负担，如角色代偿意识的培养和夫妻间家务劳动的合理分配，再如老年人对幼龄子女的隔代看护或学龄子女的长幼帮扶，都能有效减少已婚女性的日常负担和心理压力。另一方面，来自政府和社会团体的公共政策和服务措施能缓解女性劳动供给状况的消极态势。其一，政府和社会组织需要构建较为正规和完善的社会老年幼儿保健护理体系，不论在城镇还是农村，加大基础的社会保障特别是儿童的抚养、教育、医疗等的公共财政支出和资源投入，并关注低收入家庭的老年照料诉求，让每个家庭都“居有定所、子女有学上、老人能颐养天年”，从而解决女性参与社会劳动的后顾之忧。其次，积极推动家政服务业和心理咨询业等社会事业的发展，促进子女看护、老人照料和家务劳动的市场化和规范化，增长已婚女性社会劳动时间投入的同时，也能保障幼龄子女和老年人的日常照料；再次，引入弹性工作制，尤其是对处于孕哺期的已婚青年女性劳动力，可实行更为灵活的弹性工作时间，如半日工作制等，以帮助她们更好地平衡工作与家庭。

文章也存在一定的局限性，许多变量未能使用精确的测量方法，仅仅是从问卷中选用的代理变量，而截面数据仅只能反映当期情况，无法有效地反映其因果关系和未来趋势。另外，本文以已婚青年女性为主体来分析其劳动参与状况与时间选择，虽然着重考量家庭层面的影响，也有考虑到夫妻间家务分配的因素，但未能考虑丈夫一方的综合因素和家务分配的决策机制。因此，本文未能探究家庭决策背后具体的逻辑过程，未来可以结合具体的案例对劳动供给决策和家庭劳务分配的发生机制做详细地考察与探讨。

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责任编辑：唐 琼

C913 文献标志码：A

1008-6323（2017）04-0098-06

1.程璆，福建农林大学公共管理学院硕士研究生；2.郑逸芳，福建农林大学公共管理学院教授；3.吴丽琼，福建农林大学研究员。

2017-06-20

国家社会科学基金项目（项目编号：14BSH045）。