家庭劳动、家庭结构与农村已婚女性劳动参与——基于CHNS的面板数据分析

苏 群，李 潇，常 雪

（1.南京农业大学经济管理学院，江苏南京210095；2.南京财经大学经济学院，江苏南京210046）

一、引言与文献综述

一直以来中国社会传统“男主外女主内”的观念深入人心，社会对于男性的评价主要根据其事业的成功与否，而对于女性的认可则基于其家庭的经营。在这一传统社会观念的影响下，尽管经济发展中女性参与市场劳动的现象越来越普遍，但是越来越多的女性不得不面临在家庭劳动与市场劳动中进行权衡甚至是取舍的状况，由此带来了已婚女性市场劳动参与率下降和劳动时间减少的现象。虽有学者将改革开放以来中国女性劳动参与率下降的原因归咎于中国经济体制改革，认为市场经济下的竞争机制使得女性相较男性不再有工作优势，因此女性选择退出了市场劳动回归家庭［1］。但是从社会现状来看，多数已婚女性一方面承担着繁重的家务劳动压力，另一方面不得不承担趋向高质量化的儿童照料需求，因此已婚女性的市场劳动参与受到了影响。而相较于城镇已婚女性来说，农村已婚女性的经济地位往往更低，受到社会传统观念的影响更大。同时农村地区劳动力转移过程中“男出女守”的观念也让农村已婚女性的家庭劳动负担加重［2］，这大大限制了农村已婚女性的劳动参与。

已有研究主要从两个层面探讨了我国已婚女性劳动参与及其影响因素。较早的经济学研究认为我国经济转轨给女性就业带来了很大冲击，促使女性劳动参与率下降［1，3］，因为包分配式的制度被优胜劣汰的竞争制度所取代，女性的就业优势下降。而一些学者的研究将女性劳动参与率较低的原因转向了传统的社会性别观念，认为传统的性别角色观念抑制了女性劳动参与［4］，角色代偿理论的解释也佐证了这一观点［5］。其后的研究从单一的劳动参与率扩展到劳动参与时间乃至劳动工资收入，且研究视角不再局限于以往的宏观经济制度领域，而是结合了新家庭经济学理论、女性主义经济学观点将女性劳动参与的研究放在一个家庭决策的层面进行探讨。在这一阶段，包括儿童看护、老年照料和家务劳动等无酬劳动对女性劳动参与的影响不断被学者利用CHNS、CFPS、CGSS等大数据库进行论证，同时研究对象主要集中在已婚女性群体。

现有的研究结论都证实了儿童照料会抑制已婚妇女的劳动参与，且不论是城镇［6］、农村［7］还是城镇农村共同讨论［8］的研究结论都一致。但是针对不同年龄段的儿童来说影响程度和影响方向不一：幼龄子女数量增多会抑制女性劳动参与，但是学龄子女数量增多促进女性就业［9］。同时关于老年照料对女性劳动参与率的影响研究结论也不同，因为学界普遍认为老年照料对女性劳动参与存在“替代效应”和“收入效应”，前者指女性因为时间有限因而照料老人会抑制女性劳动参与，后者认为照料老人的支出会促使女性参与劳动，但对于两种效应的大小判别不一。范红丽和陈璐［10］认为替代效应大于收入效应，因此老年照料会抑制女性劳动参与；周春芳［7］认为只有高龄老人会对农村已婚女性劳动参与产生负面影响。刘岚等［11］针对劳动时间的研究则表明照料父母和照料公婆对农村已婚女性的劳动参与时间影响不同，其中只有照料公婆会显著抑制女性的非农劳动参与时间。而有研究还表明照料老年父母对农村已婚女性的影响要大于城镇已婚女性，但是不同的家庭结构和照料活动的程度可能会对女性劳动参与率产生不同程度的影响，如兄弟姐妹数量越多老年照料就越不会对女性劳动参与产生影响［12］。此外关于家务劳动对已婚女性劳动参与影响的研究也表明，不论是城镇还是农村已婚女性劳动参与受到家务劳动的制约都大于男性［13-14］，“男主外女主内”的社会观念导致女性承担更多的家务劳动责任，而家务劳动对女性就业产生了显著负向影响［15-16］。现有研究中探讨家庭结构对已婚女性劳动参与的影响也在逐渐深入，研究结论都认为与父母公婆同住会促进女性的劳动参与［6，17-18］，因为来自父母的代际支持会减少女性照料儿童和家务劳动的时间从而促进女性就业。还有研究认为不与丈夫同住的农村留守女性闲暇时间更少，农业劳动与家庭劳动压力更大［19］。

通过对已有文献的梳理可以发现，影响农村已婚女性劳动参与的因素主要有人力资本特征、儿童照料、老年照料和家务劳动等。但已有研究很少同时将家务劳动与儿童照料这两个家庭劳动因素与家庭结构放在一起讨论，忽略了农村社会传统的代际支持等家庭结构方面的影响。且在家庭结构的讨论方面多关注与父母、公婆是否同住的居住结构，未能重视丈夫是否工作这一变量对已婚女性劳动决策和劳动时间的影响。此外部分研究使用的是截面数据而非面板数据未能消除内生性问题。因此，本文使用中国健康与营养调查（CHNS）2009—2015年三期的数据构成一个面板，以新家庭经济学与女性主义经济学理论为基础，采用面板Probit模型和面板OLS回归模型，对家庭劳动和包括丈夫是否工作在内的家庭结构综合作用下，影响农村已婚女性市场劳动参与和参与时间的因素进行分析，以期理清家庭劳动、家庭结构与市场劳动参与的因果关系，为促进农村已婚女性的劳动参与、提高农村已婚女性的经济与社会地位提供参考。

二、理论框架与模型构建

（一）理论框架

早期的研究认为个体是否参与劳动与劳动时间的决策是个人效用最大化的体现，但是在研究女性劳动供给问题时，学者发现女性劳动供给很大程度上会受到家庭的影响，比如儿童照料、家务劳动、老年照料和家庭结构等都会影响女性的劳动参与，因此女性劳动供给问题显得更加复杂，而新家庭经济学和女性主义经济学的理论在研究女性劳动供给问题时被广泛应用。

新家庭经济学理论认为家庭内部的成员具有共同的利益与偏好，其行为受到统一的预算约束和各自的时间禀赋约束。其中比较优势理论解释了为什么已婚女性较男性更少参与市场劳动而更多参与家庭劳动，而利他主义理论解释了为何男女两性在家庭和市场的分工尤其是绝对分工得以实现。但是女性主义经济学者认为这两种理论并不能完全解释男女的市场劳动与家庭劳动分工问题，社会传统性别观念的影响对男女两性的分工与性别差异强化更甚。在分析女性劳动供给问题时，越来越多的学者把女性放在一个家庭单元中去考察，认为女性劳动参与的决策也是家庭效用最大化的行为结果。假设女性个人效用为U，影响女性个人效用的因素有家庭劳动时间th、市场劳动时间tm和闲暇时间tf，那么根据新家庭经济学和女性主义经济学的理论，则有：

传统的劳动经济学理论认为市场劳动会带来收入产生消费从而增加个体效用，闲暇时间也会增加个体效用，但是为了消费必须牺牲闲暇，为了享受闲暇又不得不舍弃部分消费，当两者的边际成本相等时就是个体的效用最大化的决策点。在贝克尔等人创立新家庭经济学理论后，家庭劳动时间被考虑进个体的效用决策因素，女性更多是在家庭劳动、市场劳动与闲暇间进行权衡选择寻求效用最大化点。大多数的研究都认为家庭劳动是对女性效用产生负向影响，因为家庭劳动中的家务劳动和儿童照料活动既会影响已婚女性的市场劳动时间，又会挤占已婚女性的个人闲暇时间，因此会带来女性个人效用的降低。

（二）模型构建

根据理论部分的讨论，假设农村已婚女性的市场劳动参与受到个人特征、家庭结构特征和家庭劳动等一系列因素的影响，那么农村已婚女性是否参与市场劳动（模型一）和市场劳动时间（模型二）的方程便可以分别用如下两个公式表示：

式（1）～式（2）中，模型一的ifworkit是指模型一中农村已婚女性在t时期是否参与市场劳动，参与取1，否则取0；worktimeit是指模型二中农村已婚女性在t时期每天的市场劳动时间，是一个连续变量。X1it是指t时期农村已婚女性上周平均每天家务劳动小时数和照料自家6岁以下儿童每天的小时数，也是本文的核心变量；X2it是指t时期已婚女性的家庭结构特征，包括是否与父母/公婆同住、父母/公婆是否需要照顾、家中0～6岁孩子数量和丈夫是否工作；X3it代表可能影响农村已婚女性劳动参与的一系列个人特征变量，也是本文的控制变量，包括女性的年龄、年龄平方项和受教育年数；µit和εit分别为两个方程各自的不可观测因素影响下的误差项。α0、α1、α2、α3是模型一的结构参数，β0、β1、β2、β3是模型二中各项的结构参数，这些参数是本文讨论的关注重点。

国外学者普遍认为，家庭劳动与女性劳动供给之间很可能存在互为因果和遗漏重要解释变量的内生性问题［20］，但是部分国内学者针对中国的研究表明因为传统的孝道观念、中国子女养育的私人化以及中国农村地区家政服务的非市场化使得中国农村地区家庭劳动问题的内生性并不严重［11，21］。因此为了使研究结果更可靠，不夸大照料对女性劳动供给的负面作用。本文在数据选择上使用CHNS三期的面板数据，构造面板Probit模型和面板OLS回归分别对模型一和模型二进行分析，克服可能存在的内生性问题。

三、数据来源与变量选择

（一）数据来源

本文使用的数据为2009年、2011年和2015年的中国健康和营养调查（CHNS）数据，该调查始于1989年，后在1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2009年、2011年和2015年持续展开并扩大调查省市和样本范围。2009年的样本主要来自辽宁、黑龙江、江苏、山东、湖北、河南、湖南、广西和贵州9个省份，2011年增加北京、上海和重庆3个特大城市，2015又增加陕西、浙江和云南3个省份的调查样本，截止2015年的调查共计有11 130个家庭和42 829个成人与儿童个体，涵盖了个人、家庭和社区等多方面多领域的可用信息。

本文以CHNS个人调查问卷中的已婚妇女调查模块为基准，选取样本中年龄为18～51岁，婚姻状态为在婚且为农村户口的女性样本，通过信息匹配和处理最终得到2 237个已婚农村女性是否参与市场劳动的样本，在此基础上进一步匹配处理得到1 392个有工作时间的农村已婚女性样本。

（二）变量选择与特征

在理论模型的构建中主要选择家庭劳动变量、个体特征变量和家庭结构特征变量3类变量。一般认为年龄、年龄平方分别对女性劳动参与产生正向和负向的影响，即年龄与女性劳动参与是呈现倒“U”型曲线关系，而受教育年限越高，女性人力资本相对越高，因此会促进女性市场劳动参与。在家庭结构特征变量中考虑到老年照料负担与老人代际支持可能并存，因此讨论了居住结构与老人是否需要照料的变量。一方面老年人可能会给子女带来代际支持促进已婚女性就业，另一方面分析老人照料又会存在替代效应与收入效应。而丈夫是否工作被认为会影响已婚女性的就业决策，可能会正向激励女性就业，也有可能会加大女性家庭劳动负担从而使其退出劳动力市场。此外家中0～6岁子女的数量能够反映已婚女性家庭的儿童照料负担，已有研究大都对该变量加以考虑。

表1 变量选择与特征

本文的实证模型第一部分是对农村已婚女性是否参与劳动的影响因素分析，第二部分是讨论影响已婚女性市场劳动时间的因素。具体的模型所使用的数据特征如表1所示。通过简单的变量描述分析不难发现模型二也就是具有市场劳动时间变量的样本总体家务劳动时间和儿童照料时间均要小于模型一中相同变量的样本均值，这反映出儿童照料和家务劳动可能会限制已婚女性参与具有固定工作时间的市场劳动。同时两个样本的个体年龄都在40岁左右，说明样本中中青年女性群体人数较多。此外样本中农村已婚女性的受教育程度普遍在小学和初中水平居多，整体受教育程度较低，人力资本水平较差。

四、结果与分析

（一）描述分析

在核心变量家务劳动时间和儿童照料时间指标构建上，根据CHNS个人调查问卷中的“家务劳动时间分配”模块和“6岁以下儿童看护”模块进行指标选择。所调查的家务劳动时间包括“为家庭购买食物平均每天花费的时间（分钟）”“为家人做饭平均每天花费的时间（分钟）”“手洗、熨衣服平均每天花费的时间（分钟）”和“打扫房间平均每天花费的时间（分钟）”这4项时间。所调查的儿童照料时间则是根据“上周你是否在家照顾自己家的6岁以下儿童”和“上周给孩子喂饭、洗澡、穿衣服、看护等，共花费多长时间？（小时）”这2个问题来构造平均每天照料自家孩子的时间（小时）作为儿童照料的指标。根据女性是否参与市场劳动划分她们在各项家务劳动、儿童照料以及总的家庭劳动时间上的差异，其中参与市场劳动的女性有1 496个，未参与市场劳动的女性有741个，两者家庭劳动时间分项差异见表2。

表2 农村已婚女性分项家庭劳动时间

从表2可以看出，不论是哪一项具体的家务劳动，未参与市场劳动的农村已婚女性承担的家务劳动时间和压力都大于已参与市场劳动的农村已婚女性。表2显示未参与市场劳动的农村已婚女性平均每天总的家务劳动时间要比参与市场劳动的农村已婚女性多26.94分钟，且在儿童照料时间上差距显著，高达57.29分钟/天。从家庭劳动总时间来看，未参与市场劳动的农村已婚女性每天要多做1小时以上的家庭劳动，该时间超过了参与市场劳动农村已婚女性家庭劳动总时间的1/3。同时不论是参与市场劳动的农村已婚女性还是未参与市场劳动的农村已婚女性，其家庭劳动时间都是较长的，分别是3.16小时/天和4.56小时/天。这表明近些年尽管经济的发展和家政服务的普及带来了城市部分收入较高阶层女性免于家庭劳动的禁锢，但是广大农村地区的女性仍然承担着较大的家庭劳动压力。

从家庭结构维度来看，首先选择“和父母的关系”模块中“他/她居住在何处”和“他/她需要有人照顾吗”这一类问题来考察已婚女性的家庭代际结构。同时考虑到农村地区独有的“分居不分家”现象，将“生活在一起”和“邻居”这两项回答都视为与子女同住，即认为能够提供给子女代际支持或者从子女处得到代际支持。此外考虑家庭中子女结构问题统计了家中0～6岁孩子的比例，家庭结构统计结果见表3。表3反映出目前农村已婚女性与公婆同住的比例远远超过了与父母同住的比例，尤其是参与市场劳动的女性与公婆同住比例高达40.44%，这说明“父系家族”血缘关系依然是农村的主流。而父母与公婆需要照顾的比例均在9%左右，说明样本中需要照料的老人比例并不高，换言之已婚女性需要提供给父母、公婆代际支持较少。此外未参与市场劳动的女性家中0～6岁孩子比例高出参与市场劳动女性8.04%，这也反映出0～6岁的儿童照料对农村已婚女性劳动参与可能存在的负面影响。

表3 农村已婚女性家庭结构分析

（二）实证结果与分析

本文的模型分析结果见表4，因为Probit模型是非线性模型，因此在表4中模型一仅保留回归结果的边际影响，而模型二则直接保留回归结果的系数值。同时两个模型内生性检验的结果都表明不能拒绝所有变量均为外生变量的原假设。

表4 实证模型结果

从模型结果来看，家务劳动和儿童照料这两个变量均对农村已婚女性是否参与市场劳动和市场劳动时间产生显著的负向作用。其中农村已婚女性照料儿童的时间每增加1小时，每天的市场劳动时间就会下降4.272分钟，而家务劳动每增加1小时，市场劳动时间就会减少15.12分钟/天。这说明家庭劳动会抑制已婚女性的市场参与，并且显著减少其市场劳动时间。而女性个体年龄与年龄平方项的回归结果也印证了年龄与劳动参与的倒“U”型曲线关系。女性的受教育程度并未对其市场劳动参与产生显著影响，但是对其市场劳动参与时间产生显著正向影响，这表明人力资本对已婚女性的劳动参与的影响可能更多地体现在劳动参与时间上，而对其参与决策影响不大。

家庭结构特征变量中，是否与公婆同住对农村已婚女性是否参与市场劳动产生了显著正向影响，但是并没有对其市场劳动时间产生显著的正向影响。反映出当前农村老人对子女的代际支持是大于其从子女处得到的代际支持的，更多的家庭都是老人在继续为子女提供支持，换言之与公婆同住的主干家庭结构中已婚女性的劳动参与率可能会高于核心家庭女性。但是市场劳动时间差别不大，这可能是因为农村已婚女性的受教育程度普遍偏低，因此其在劳动市场上没有主动选择的权利，只有被动接受市场时间。同时与父母同住并没有对农村已婚女性的市场劳动参与决策和市场劳动时间产生显著影响，这与样本中与父母同住已婚女性比例过低导致样本变异太小以及农村传统“嫁出去的女儿泼出去的水”等社会观念有关。此外不论是照料父母还是照料公婆都没有对农村已婚女性的市场劳动参与和时间产生显著影响，这可能是因为样本中的女性多为中青年女性，家庭中老人照料负担并不是很重。而家庭中丈夫是否工作会显著影响已婚女性的劳动参与决策，既会正向激励女性也参与到市场劳动中，也会反向抑制女性的市场劳动时间，但后者结果并不显著。家中0～6岁孩子数量并没有像预期一样产生显著影响，但是结果反映0～6岁孩子数量会正向促进女性市场劳动参与，但是会抑制其市场劳动参与时间。这说明有0～6岁孩子的已婚女性更可能去从事相对轻松或者是没有严格时间限制的非正规劳动就业中，笔者认为这可能会降低其工资性收入，但在此本文不再作进一步讨论。

五、主要结论与政策建议

利用中国健康和营养（CHNS）调查数据库中2009年、2011年和2015年的数据讨论以家务劳动和儿童照料为主的家庭劳动及家庭结构对我国农村已婚女性是否参与市场劳动和市场劳动时间的影响。在家庭结构变量设置时，除了常见的居住结构变量外，还讨论了丈夫是否工作这一变量对已婚女性市场劳动参与及时间的影响。结果表明：目前我国农村地区已婚女性家务劳动和儿童照料的负担较重，经济的发展和服务业的普及并没有带来农村地区女性的解放，而繁重的家庭劳动压力也使得农村已婚女性被动的选择退出劳动力市场或主动减少市场劳动时间，这与已有学者得出的研究结论是一致的。同时，研究的结果认为与公婆同住的家庭结构能够给农村已婚女性提供有效的代际支持，提高她们参与市场劳动的可能，三代同堂的主干家庭中已婚女性的劳动参与率较核心家庭可能会更高。此外丈夫参与工作会正向激励已婚女性参与市场劳动，但是这也会降低已婚女性在市场的劳动时间。这一结果也佐证了比较优势理论的存在。农村已婚女性的劳动参与决策还会受到年龄、教育程度等人力资本因素的影响，这是劳动经济学的固有理论体现。再者研究发现农村已婚女性的老人照料压力不是很大，大多数的农村老人虽然持有“养儿防老”观念，但更多还是在为子女奉献自己的晚年收入与精力。

研究结论表明，目前农村地区已婚妇女的家庭劳动压力较大，农村地区传统社会性别规范依然普遍存在的事实，还反映出与长辈同住的家庭结构对女性家庭劳动压力的缓解作用以及丈夫参与市场劳动对女性市场劳动参与的正向激励作用。因此为了提高农村已婚女性的劳动参与率，首先要增加其参与社会正规部门和实现稳定就业的概率，一方面要设法增加农村地区幼龄儿童的托管、培育机构，减轻已婚妇女照料儿童的压力，增加其参与市场劳动的机会；另一方面政府层面需要发展农村和城镇地区的经济为其提供更多的就近就业岗位，并主动对缺乏技能的农村已婚女性提供培训。其次应当加快完善农村社会保障制度，尤其是养老保障制度的完善，减轻农村已婚女性对老一辈的赡养压力，避免正向的代际支持转化为负向的代际影响。最后应鼓励广大农村已婚女性参与到市场劳动中，提升自身经济地位和社会地位。