赡养老人对中国城镇已婚妇女劳动供给的影响

(武汉大学经济与管理学院 湖北 武汉 430072)

绪论

在中国传统社会当中，赡养老人是家庭重要的责任。由2017年的中国老年人口调查的数据显示，87%的城镇残疾老人由伴侣、成年子女和亲属照料。只有13%的老人通过支付酬金的方式被疗养中心照顾。通过调查发现，即使有许多残疾老人的儿子和女婿参与进照料老人的活动中来，女儿和媳妇依然占据着非正规照料的大部分比例。

近几十年来，中国人口的加速老龄化和已婚妇女大规模进入劳动力市场使得老年赡养和女性劳动力市场方面的研究成为处于转型中的发展中国家所面临重要的政策性问题。尽管许多研究证实了工业化国家中的女性在有偿工作和赡养责任之间面临矛盾，但我们对处于转型期的国家和发展中国家的情况了解仍然有限。为了强化这一领域的认识，本文主要运用1993-2015年度的CHNS数据，考察了赡养父母对中国城镇已婚妇女的劳动供给的影响。在基于中国的社会经济和人口变化趋势，利用现今的数据进行分析，在妇女面对非正规照料和有偿劳动的选择矛盾问题上得出新的观点。

一、文献综述

西方国家在理论和实证两个层面对女性劳动力供给问题进行了大量研究，也得出丰富的理论模型和多样的经验结果。反观国内的相关研究，我国在女性劳动力供给方面的理论研究只处于起步萌芽的阶段。郭晓杰(2012)，利用2000-2006年的CHNS数据，采取标准化系数研究法来探讨各个因素对女性劳动力供给决策的相对重要性，得出中国已婚女性的年龄、受教育的等级差异等个体特征相比丈夫每月薪酬、家庭非劳动所得等因素有着更加重要的影响地位。董晓媛(2010)利用2000-2006年的CHNS数据，运用Tobit模型来研究照料父母对中国农村已婚妇女的时间分配影响，结果显示照料自己的父母不会影响非农劳动时间，但是照料公婆会显著地降低非农劳动时间。

然而，对于这方面的研究还存在一些不足：一是，我国对于城镇女性劳动时间分配领域的研究还十分匮乏。虽然西方国家相关的理论研究和实证分析都比较成熟，但毕竟国情和社会文化基础不同，发达工业化国家的女性劳动时间分配是否适用于中国这一特殊国情还未可知。二是，之前的大部分研究，无论是国内还是国外，在探讨影响城镇女性劳动供给的因素时，没有将赡养老人分为侍奉父母和侍奉公婆。这一区分，针对中国特殊的文化背景是很有必要的。为了弥补上述缺陷，本文所遵从中国孝道文化的照料模式是建立在父系、从夫居和父权家族体系的社会架构上。本文继承了女性主义经济学者的观点，分析了赡养父母对中国城镇已婚妇女劳动供给的影响并解释其原因。

二、计量模型和数据选取

(一)模型与变量

本文使用多重回归分析来检验赡养老人对中国城镇已婚妇女的就业情况和劳动供给小时数。由西方发达国家此领域的研究，本文延伸劳动供给决定模型，包含非正规照料父母的因素并考虑父系家庭习俗来探究照料父母与公婆之间的差异。首先假设，在其他所有条件相同的情况下，照料公婆对妇女劳动供给的负面效应大于赡养父母。

为反映父系家庭习俗这一因素，我们假设样本中的中国已婚妇女照料公婆用来换取其丈夫的支持和认同，因此可假设丈夫的态度能够左右妻子的劳动时间分配。妇女参与有偿劳动的压力相比照料父母可能比照顾公婆的更大，因为当妻子打算放弃就业或者减少就业时间去赡养家中老人，相比她们照料自己的父母，丈夫会在她们选择照顾公婆这一行为更持赞同意见。

根据董晓媛(2010)在研究中国农村妇女劳动时间分配的问题中，将劳动时间首先分为非农业劳动时间和农业劳动时间，然后将两者直接作为因变量，用tobit模型直接用非正规照料和协同控制变量的线性方程进行tobit回归，再解决模型的内生性问题。

H=λ0+λ1C+λ2X+u1

(1)

其中，变量C代表非正规照料供给，变量H代表劳动供给的小时数。变量C是由城镇已婚妇女的父母或者公婆，以照料接受者的身份区分照料问题的绝对变量。假定城镇已婚妇女劳动供给小时数H为解释变量C和一系列协同控制变量—X的线性方程。

其中，u1代表随机偏误，解释变量之前的希腊字母代表方程系数。解释变量X是由诸如妇女与其丈夫的受教育程度，年龄(或者年龄的平方)，以及他们孩子的年龄分布，家庭的非劳动收入，当地付给照料供给这的平均酬劳，男工、女工，年份和省份的虚拟变量构成的一系列控制变量。

(二)估计方法

模型主要的计量问题是照料提供时间的潜在内生性问题。Ettner(1995)认为，在三种假设条件下能够将非正规照料C视为外生。这些假设条件包括：家庭成员之间照料责任的分配与子女的就业状况无关;家庭必须满足生活不能自理的父母的照料需求;家庭照料无法替代。如果违背三个假设条件之一，将会导致过高估计照料对劳动供给的负向影响。在以下分析中，我们将考虑非正规照料内生性的可能性并检验这种内生性偏差是否存在。

(三)数据处理

我们分析的群体是城镇地区35-51岁的已婚妇女，这是因为35岁及以上的成年子女比其他年轻的年龄组更有可能为老年父母提供照料。我们将年龄上限确定在51岁，这是因为本文用到的与父母照料状况有关的变量来自CHNS调查的一个补充调查——“52岁以下已婚妇女调查”,因此,我们研究的妇女群体的年龄都小于52岁。虽然数据包括个人面板数据，但是我们将其作为重复的横截面数据来分析，从而避免了由于面板数据的年龄随时间发生变化以及样本人口减少所带来的偏差。我们忽略缺失值，最后得到的样本观测值一共2376个。

我们根据“52岁以下已婚妇女调查”询问的关于老年父母照料的问题构建本文的主要变量，这些问题包括：(1)母亲/父亲/公公/婆婆是否还在世;(2)母亲/父亲/公公/婆婆是否需要照料;(3)日常生活中是否帮助母亲/父亲/公公/婆婆以及过去一周是否购物。基于问题(3)，如果妇女没有给予过照料我们对变量C赋值以0；妇女只照料过自己父母的其中一个对变量C赋值以1；照料过公婆其中一个及以上对变量C赋值以2；妇女照料过父母其中一个并且照料过公婆其中一个对变量C赋值以3。因为最后一个分类的样本数太少以至于不能估计多项Logit照料方程的参数，处理过程中将C赋值为2和3的分类合成一组，描述为“照料过公公/婆婆”。从方程(1)也得到4个虚拟变量用来测算母亲/父亲/公公/婆婆每个的生活现状。后面的变量提供是否母亲/父亲/公公/婆婆愿意让女儿或者媳妇承担照料责任的信息。两组关于母亲/父亲/公公/婆婆照料需求和家庭照料供给来源的虚拟变量，作为方程(1)中变量C的衡量工具。

劳动供给的小时数由两个变量刻画，分别是一周内在有偿劳动上花费的平均小时数以及一年内在有偿劳动上花费的总小时数。当过去一年有偿工作小时数大于0，就业指标等于1；反之，过去一年有偿工作小时数等于0，就业指标等于0。X中大部分外生变量的测量方式都很显而易见，用上学年数来测量教育水平，用0-5岁,6-12岁和13-18岁三大类来描述与老人居住的儿童年龄分布。

三、计量分析

(一)非正规照料的内生性检验和女性劳动分配的影响因素

由于计量模型中最大的问题是非正规照料的内生性导致回归估计的偏误，所以首先要检验非正规照料(变量C)的内生性是否存在。依照Ettner的识别策略，非正规照料的工具变量包含了父母或者公婆照料需求的代理变量。但在控制变量C和其他协同变量后，这些影响着照料供给行为的变量对参加劳动与否以及劳动供给的小时数是否有直接影响，决定了这些变量是否是有效的工具变量。因此，用所有的外生变量利用多项logit方程做非正规照料的回归。把多项logit模型的预测结果作为工具，应用线性概率模型(LPM)给两种照料类型做回归。使用线性回归中的预测结果作为方程(1)中变量C的工具变量，再用两阶段tobit模型进行回归估计。最后我们假设照料提供为外生给定的，并用tobit模型估计方程(1)。整体非正规照料的两阶段工具变量估计是一致的，如果照料是外生给定的，则会失效。因此，在检验非正规照料的外生性时使用Hausman检验方法。

1.非正规照料的logit回归

父母的照料需求相对于公婆来说，对提供照料的概率有更强的正效应，并且父母健在与否对任何一种类型的照料提供者没有影响，健在的婆婆会减少2.6%为自己父母提供照料的概率，健在的公公则会减少1.2%为自己父母提供照料的可能性。这种结果表明了，对于中国城镇已婚的妇女来说，在父系氏族风俗的社会中，照料公婆相对于照料自己的父母处于优先的地位。

除此之外，健在的公公会对两种类型的照料提供者的劳动时间均产生微小的负面影响(降低照料自己的父母1.2%的概率，降低照料公婆0.6%的概率)，但只有对公婆的照料，在结果上是显著的。这是因为女性通常与其配偶一起生活，但公公健在时，婆婆会为其成年的子女分担照料公公的责任。

儿童相关变量的估计显示子女和老人竞争的需求之间的紧张关系。具体而言，妇女照料自己的父母，如果在0-5岁、6-12岁、13-18岁年龄段的子女，各自增加一个，分别减少2.1%、1.2%和1.7%提供照料的概率。虽然只有13-18岁年龄段的儿童在10%的水平下显著。照顾公婆的情况下，三个年龄段的孩子均对照料供给的概率有负面影响，三组分别减少2.2%、0.4%和0.3%的概率，但只有0-5岁年龄段的小孩是在1%的水平下显著。

照料提供简化方程的估计结果表明，已婚妇女赡养老人主要由老人和子女照料的竞争性需求和非正规照料的资源的可得性决定。

2.城镇已婚妇女有偿劳动时间和就业状态的影响因素分析

表1代表着劳动时间供给的估计。其中，在非正规照料供给的潜在内生性的假设下以及用Hausman检验这个假设的结果。表中前两列是每周有偿劳动供给时间的两种tobit估计，后两列是每年有偿劳动供给时间的两种tobit估计。Hausman检验不能够拒绝对任意给定显著水平下，父母的照料是外生决定这一零假设。

估计结果显示，照料自己的父母在四种类型的检验结果中，对工作时间都没有显著的影响,而照料公婆却对工作时间有显著的负面影响。照料公婆每周减少3.8-6.4小时的工作时长，同时每年减少228-366个小时的工作时长。

女性及其丈夫的受教育程度也对劳动时间供给产生显著的影响。女性受教育年限每增加一年，其每周的劳动时间增加0.8小时每年增加近38小时。其丈夫的受教育年限每增加一年，女性每周的劳动时间增加近0.4小时，每年增加21小时左右。同时，女性的年龄也会对劳动时间产生影响。女性每增加一岁，每周劳动时间平均增加4.5小时左右，每年增加204小时左右。当已婚女性有年幼的孩子(0-5岁)会明显地减少其每周的有偿工作时间，大概减少每周5小时，并且每年减少237-245小时。这就证实了已婚女性的劳动时间，在不同的时期，被家庭成员的照料需求所影响着。年份虚拟变量说明了随着时代的变迁，已婚女性的劳动时间在减少。

表1 已婚女性劳动供给时间的tobit估计

(二)不同类型照料提供对城镇已婚女性劳动时长与分配的差异

至此，本文在不拒绝非正规照料外生给定的前提下，利用tobit模型估计回归，得出了包括照料自己父母和照料公婆等一系列解释变量对城镇已婚女性劳动时长和就业情况的边际影响。无法直观得出不同类型照料提供相对不提供照料的城镇已婚妇女时间分配和就业状况的差异，以下根据已婚妇女平均劳动时间分配的独立样本t检验，来判断不同类型下的照料提供相对不提供照料的平均时间分配差异是否显著，进而直观得出不同类型照料提供对城镇已婚女性劳动时长与分配的差异。

表2代表着调查照料供给者前一周有偿和无偿的各类活动的平均所占据的时间。对提供照料和不提供照料两种类型的已婚妇女而言，花费在家务和照看子女上的时间差别并不大。然而，比起不提供照料的妇女，照料自己父母的妇女需要每周额外多提供5.8个小时在赡养老人上，在有偿劳动上则少2.88个小时。而照料公婆的妇女相比不照料的妇女每周额外多提供6.33个小时在赡养老人上，在有偿劳动上则少6.28个小时。

观察处于就业状态妇女的数据，与不提供照料的妇女相比较，我们发现两种照料提供类型的已婚妇女每周都要多花5-6个小时在照料老人这项活动上。提供照料的妇女平均每人一周少花费1.5小时在家务上，与之相反，在照看子女和进行有偿劳动上则会花费更多的时间。因此，可以计算出，照料供给者相比于不提供照料的妇女，每周平均减少了5个小时的休闲时间。

表2 按不同照料提供状况分已婚妇女的劳动时间分配

四、结论与政策建议

(一)结论

1.中国城镇女性劳动分配影响因素总结

本文中利用1993-2015年的CHNS的数据，探究了赡养老人对中国城镇已婚女性劳动力供给和就业状态的影响。我们的估计结果显示出中国女性面临着照料的竞争性需求，不仅仅是从公婆父母之间的竞争性，还有老人与其年幼的孩子之间的竞争性。本文中，0-5岁年龄段的小孩会对其母亲的周劳动时间显著减少5个小时左右，但6-18岁的小孩并没有产生显著的影响。

2.照料公婆和父母的影响比较

照料公婆会显著减少3.8-6.4个小时的周劳动时间，而照料自己的父母对城镇已婚妇女的周劳动时间和年劳动时间的边际效应不显著。而中国城镇女性的就业状态同样受公婆的影响。与不提供照料的城镇已婚女性相比，女性需要每周多花费6.33个小时在照料公婆上，并较少6.28个小时的带薪工作的时间。而照料自己的父母分别增加了5.8小时在赡养老人上，并减少2.88小时的带薪工作的时间。

(二)政策建议

在改革开放以来，老年赡养私有市场的兴起是应其需求的增加，而其中主要的有偿照料供给者是外来女性或者之前处于失业状态的女性等弱势群体。由中国研究人员和政策制定者规划的相关市场机构在老人赡养方面起着重要的作用。然而，已建立的市场经济的相关研究表明因为从事于有偿照料的劳动人员通常来自于经济弱势群体，她们的开销相对较少，工作条件相对恶劣，她们自己对照料的需求又通常被忽视。中国照料工作者面临的挑战需要来自中国研究者和政策制定者更多的关注，国家有必要在支持家庭照料方面发挥更为积极的作用。

为了解决目前急剧恶化的老年赡养危机，中国现存的劳动力市场制度和照料家中老人的相关政策必须出台，比如在社保体制中，对无偿照料的认可度增加，加大对照料供给者的支持、鼓励男性花费更多的时间和精力投入到无偿照料的活动中来、以低收入家庭为目标群体建设更多正规的老年赡养机构和儿童托管机构。