女性劳动参与降低了生育意愿吗？——基于子女照护需要视角的研究

李 月,成 前,闫 晓

(1. 中国人口与发展研究中心，北京 100081；2. 国家卫生健康委 流动人口服务中心，北京100191)

我国在2013年和2016年相继实行“单独二孩”和“全面两孩”政策，对于缓解我国人口老龄化问题、促进人口长期均衡发展具有重要意义。然而，伴随着生育政策的调整，我国生育水平在短期内虽然有所提高，但效果并不十分显著，且生育率的增长明显后继乏力。此外，我国的适龄人口推迟结婚和推迟生育的现象也愈加普遍[1-2]。在此背景下，女性就业与生育问题成为社会关注的焦点。女性作为生育主体以及子女照护的主要承担者，大多面临着“工作-家庭”之间的冲突。我国是世界上女性劳动参与率最高的国家之一，据世界劳工组织2016年的统计，中国女性劳动参与率为63%，远高于世界其他主要经济体的女性劳动参与率(美国56%、德国55%、法国51%、日本49%、印度27%)。我国女性的高就业率是否是影响生育水平提升的主要因素？劳动参与是否会降低女性的生育意愿？进一步，女性就业影响生育意愿的机制是什么？对此，本文使用中国劳动力动态调查(CLDS)数据，实证分析了女性劳动参与对生育意愿的影响，并从子女照护需要的视角对其影响机制进行了研究，以期为研究我国女性生育特征和生育变动规律提供一定参考。

一、文献综述

围绕女性劳动参与对生育意愿的影响，学者们从不同角度进行了研究。家庭经济学将经济学的研究思路引入了家庭决策，Becker的新家庭经济学理论认为生育率的高低取决于生育需求的收入效应和替代效应的权衡[3]。具体而言，根据该理论，孩子可被视为一种消费品，其价格便是为了获得该消费品需要付出的成本，其中既包括抚养负担等直接成本，也包括因为生育养育而导致女性从劳动力市场退出以及生产效率下降等间接成本。从这一角度出发，随着女性受教育程度提高、劳动参与率提升，生育子女的机会成本也不断提升，从而抑制了对“子女”这一消费品的需求。此外，世界经济的转型使得劳动力市场的不稳定性提高，夫妻双方共同参与劳动的需求更强烈[4]。与此同时，随着现代社会生产力提升以及体力型劳动向知识型劳动的转变，女性拥有了更多参与市场劳动的机会[5]。这些因素的共同作用，大大提升了女性的劳动参与率。面对现代劳动力市场的激烈竞争，职业女性需要投入大量时间和精力在工作上，否则很难实现职业发展，这使女性在时间和精力有限的前提下，不得不在生育子女和发展自身职业之间做出选择。计迎春和郑真真的研究揭示，女性的“工作-家庭”冲突已成为导致中国低生育率现象的关键[6]。另一方面，养老保障需求是生育子女的一个重要动机，而在现代社会，劳动参与使个体在老年阶段能够获得养老金，养老越来越不依赖成年子女，从而降低了子女的经济价值[7]。从经济学角度来看，现代社会的转变是生育子女的成本不断上升而效益不断下降的过程，子女越来越具有“准公共物品”的特征，从而导致了对这一物品的供应不断下降。

性别公平理论试图从性别平等的视角对女性劳动参与和生育行为作出解释，这一视角已经成为目前国际人口学解释低生育率的主流理论取向[6]。性别研究者从性别公平在不同社会领域设置的不相容性来解释低生育率现象[8-9]。根据该理论，个人导向的社会制度领域(如政治、教育和劳动力市场等)性别平等程度高，而在家庭导向的社会制度领域性别平等水平低，从而使女性在工作和生活上面临尖锐冲突，导致女性选择少生甚至不生或不婚。也有研究者从性别角色变动的角度提出，性别平等与生育率之间存在一个动态变化的过程，生育水平和性别公平程度之间呈U型关系[10]。性别革命理论将性别角色的变化分为两个阶段[11]，在第一阶段，女性劳动参与水平的提高打破了传统的性别角色，使女性在生育养育、家务劳动承担等方面都有悖于传统的性别角色，而男性或社会整体的性别意识转变慢于女性，在此阶段，男性更倾向于寻找能够在家庭照料方面承担更多责任的女性，从而使得参与劳动市场的女性在步入婚姻、进行生育上面临更多障碍[12]。然而，随着社会对女性劳动参与的认同水平提高，男性也愈加认识到女性劳动参与对家庭总效益的提升，使得男性越来越能够接受在家庭领域、尤其是子女照护方面更为平等的性别角色[13-14]，由此进入性别革命的第二阶段，即在家庭领域更为平等的性别角色，从而带来社会结婚水平、生育水平的回升。欧洲的实证研究也显示，南欧国家曾拥有最高的生育率和最低的女性就业率，如意大利、西班牙和希腊[15]，而欧洲那些较高生育水平国家的女性就业率也处于较高水平[16]。

在对女性劳动参与降低生育意愿的多角度分析中，“工作-家庭”冲突是最为核心的因素，无论是经济学视角还是性别平等理论，都强调女性作为物质再生产者和社会再生产者的双重身份，以及由此导致的子女照护需求对女性的压力，使女性不得不在劳动参与和生育行为之间做出抉择。可见，家庭照护需求可能是最为重要的中介机制。实证研究显示，那些具有促进女性发展和社会性别平等取向的家庭政策更有利于鼓励生育，因为这种家庭政策不仅降低了女性生育的机会成本，同时也鼓励丈夫积极承担照料子女和家务的责任[17]。父母辈提供家务帮助、丈夫更多地承担家务劳动，都可以明显提高女性的初育发生概率[18]。对我国公共政策的研究显示，实施全面两孩政策后，虽然我国在有关生育福利保障的一些政策中纳入了性别视角，但其在帮助家庭成员实现“工作-家庭”平衡、支持家庭发展的作用有限，使得女性仍主要承担着照料子女的责任[19]。

综上所述，围绕女性劳动参与对生育意愿的影响，国内外学者进行了较为丰富的研究，但现有研究还存在一定不足。第一，现有文献较少从实证分析的角度考察女性劳动参与对其生育意愿的影响。虽然理论分析显示，劳动参与将加大女性“工作-家庭”冲突，从而降低其生育意愿，但也有研究指出，在欧洲部分国家存在女性高就业率和高生育率并存的现象，二者之间并非直接相关，因此有必要利用中国的数据进行实证考察。需要注意的是，由于女性劳动参与和生育意愿二者互为因果，因此在分析其因果关系时，必须认真处理内生性问题，本文选择社区层面同一年龄段(包括18～29岁、30～39岁、40～49岁、50～59岁四个年龄段)女性劳动参与率作为工具变量，分析得到女性劳动参与对生育意愿影响的因果效应。第二，现有研究较少深入探究女性劳动参与影响生育意愿的机制问题。当前众多分析都指出“工作-家庭”冲突是导致职业女性选择少生或不生的主要原因，但对此还缺少实证分析，这也是本文的努力方向之一。本文将从子女照护需要视角解释女性劳动参与对生育意愿影响的机制问题。

二、数据来源与分析策略

(一)数据变量

本文数据来源于中国劳动力动态调查(CLDS)2016年的调查数据。中国劳动力动态调查是第一个以劳动力为主题的全国性跟踪调查，调查样本覆盖中国29个省市(港澳台、西藏、海南除外)。中国劳动力动态调查(2016)调查了个体生育意愿，对应的问题是“还要几个孩子？”，对应的回答为“不想再要了”“再要一个”“再要两个”“要三个及以上”“还没想好”。将“不想再要了”赋值为0，表示无生育意愿，将“再要一个”“再要两个”“要三个及以上”赋值为1，表示有生育意愿。此外，中国劳动力动态调查(2016)也从多个层面调查了个体劳动参与情况，对应的问题分别是“是否有过工作经历？”“2015年以来是否有过工作经历？”“目前工作状态？”，本文主要采用“目前工作状态”测度个体劳动参与情况，并将“是否有过工作经历？”“2015年以来是否有过工作经历？”两个问题用于稳健性检验。中国劳动力动态调查(2016)也调查了个体年龄、收入、教育、户口、政治身份和健康等状况。由于本文研究的是女性劳动参与对生育意愿的影响，因此具体研究中将样本限定在女性样本中，并剔除了上述变量的缺失值进行实证分析。参考学者研究，在基础回归中，将女性样本限定在18～59岁，稳健性检验中将样本限定在18～49岁。相关变量的描述统计见表1。

表1 描述统计结果

续表1

指标指标解释全样本就业样本非就业样本户口性质0为农业户口;1为非农业户口0.231(0.422)0.2(0.4)0.193(0.395)政治身份0为非党员;1为党员0.045(0.208)0.058(0.234)0.044(0.204)健康水平1为不健康;2为一般;3为健康2.372(0.985)2.348(0.949)2.315(0.989)

说明：括号外数字为均值/标准差，括号内为相应标准差

(二)分析策略

参考学者研究，本文采用Logit模型分析女性劳动参与对生育意愿的影响，并采用线性概率模型和Probit模型进行稳定性检验，构建如下模型：

Fertilityij=αJobij+βXij+μij

其中，Fertilityij是j地区第i个个体的生育意愿情况，生育意愿为二分变量，0表示无生育意愿，1表示有生育意愿；Jobij是j地区第i个个体劳动参与情况；Xij为控制变量，分别包括年龄(Age)、收入对数(Lnincome)、教育程度(Highschool)、户口性质(Cityhukou)、政治身份(Par)、健康水平(Health)，μij为误差项。系数α是首要关心的回归参数，反映了女性劳动参与对生育意愿的影响。

基本回归模型很可能存在内生性问题，内生性的来源首先是反向因果，即女性劳动参与很可能对其生育意愿产生影响，其次是个体具有不可观测的特质，这些特质可能影响个体生育意愿，两方面都会导致计量方程的残差与自变量相关，出现有偏估计，最终造成基本回归得到的女性劳动参与与生育意愿之间的结果是相关关系，而非因果效应。为了处理内生性问题，参考现有研究[20]，选择社区层面同一年龄段(包括18～29岁、30～39岁、40～49岁、50～59岁四个年龄段)女性劳动参与率作为工具变量，进行工具变量回归。

三、实证结果分析

(一)基础回归分析：女性劳动参与对生育意愿的影响

使用目前工作状态衡量女性个体劳动参与情况，表2给出了女性劳动参与对生育意愿影响的实证分析结果，其中模型1、模型2为Logit模型，模型3、模型4分别为线性概率模型和Probit模型，模型1未加入控制变量，模型2至模型4加入了控制变量。可以发现，不论是否加入控制变量，女性劳动参与对生育意愿的影响均在1%统计水平上显著为负。Logit全模型结果显示，相比于当前没有工作的女性，目前正处于工作状态的女性有生育意愿的发生比要低69%，说明女性劳动参与显著降低了个体生育意愿。其他模型也得到相似的结果，表明这一结论比较稳健，这也与以往众多分析结论相一致[6,8]。此外，年龄越大，个体生育意愿越低，收入和教育一定程度改善了个体生育意愿，相对于非农户口，农村户口女性个体生育意愿更高，这些发现与现有研究结论基本保持一致。

表2 女性劳动参与与生育意愿

说明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；变量中括号外数字为回归系数，括号内为相应标准差；模型1至模型4分别为Logit模型、Logit模型、线性概率模型和Probit模型，表中Logit模型系数结果为发生比，模型1未加入控制变量，模型2至模型4加入了控制变量；自变量为使用“目前工作状态”测度的个体劳动参与情况

(二)内生性检验

基础回归模型中，可能存在内生性问题[21-22]，引起内生性的主要原因包括遗漏变量和互为因果两个方面，为克服内生性，使用2SLS方法进行工具变量回归。表3展示了内生性检验结果，其中第1列和第2、3列分别为简约回归和工具变量回归结果(2、3列分别为工具变量回归的第一、第二阶段回归结果)。分析回归结果可以发现，简约回归中，女性劳动参与降低了生育意愿，进一步的工具变量回归中，女性劳动参与也降低了生育意愿；同时，一阶段的 F值显示工具变量与内生变量高度相关，表明工具变量是合适的，且不存在弱工具变量问题。因此，可以认为，基础回归中女性劳动参与对生育意愿的降低作用为因果效应。

表3 内生性检验结果

续表3

简约回归工具变量回归第一阶段第二阶段样本量3 8673 8673 867F94.15582.79102.84R20.1590.5140.147

说明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；变量中括号外数字为回归系数，括号内为相应标准差；线性概率模型常数项已控制；第一列为线性概率模型，后两列模型为2SLS模型；自变量为使用“目前工作状态”测度的个体劳动参与情况

(三)稳健性检验

为检验结果的稳健性，采用不同方法对结果进行了验证。首先，在使用“目前工作状态”测度个体劳动参与情况的基础上，进一步使用“是否有过工作经历？” “2015年以来是否有过工作经历？”两个问题测度个体劳动参与情况用于稳健性检验。分析表4可以发现，使用“是否有过工作经历？”衡量的女性个体劳动参与对生育意愿的影响并不显著，表明以往工作经历对女性的生育意愿没有显著影响。使用“2015年以来是否有过工作经历？” 衡量的女性个体劳动参与能够显著降低女性的生育意愿，与2015年以来没有工作经历的女性相比，有过工作经历的女性有生育意愿的发生比要低31%，一定程度上可以验证上文结论的稳健性。

此外，由于女性个体劳动参与对生育意愿存在显著的负向影响，因此，可以猜测，劳动参与持续时间可能也会影响个体生育意愿。使用“目前或最近这份工作开始的时间”衡量女性个体劳动参与持续时间，结果如表4所示。分析表4可以发现，目前或最近这份工作开始的时间与生育意愿呈正相关关系，即个体目前或最近这份工作开始的时间越晚，其生育意愿越高，有生育意愿的发生比提高了9.14%。劳动参与持续时间对生育意愿的影响进一步验证了上文结论的稳健性。

表4 稳健性检验一

说明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；均采用Logit模型，变量中括号外数字为发生比，括号内为相应标准差；控制变量与表2相同；模型1至模型3自变量分别使用“是否有过工作经历？”“2015年以来是否有过工作经历？”“目前或最近这份工作开始的时间”衡量

最后，将女性样本进一步限定在18～49岁，进行了表5的安慰剂回归。模型1、模型2为Logit模型，模型3、模型4分别为线性概率模型和Probit模型，其中模型1未加入控制变量，模型2至模型4加入了控制变量。可以发现，不论是否加入控制变量，女性劳动参与对生育意愿的影响仍均在1%统计水平上显著为负，说明女性劳动参与降低了生育意愿，进一步验证了基础回归结果的稳健性。

表5 稳健性检验二

说明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；变量中括号外数字为发生比，括号内为相应标准差；控制变量与表2相同；模型1至模型4分别为Logit模型、Logit模型、线性概率模型和Probit模型，表中Logit模型系数结果为发生比，其中模型1未加入控制变量，模型2至模型4加入了控制变量；自变量为使用“目前工作状态”测度的个体劳动参与情况

(四)影响机制分析

女性劳动参与对生育意愿的影响显著为负，原因为何？根据前文分析，子女照护可能是其主要的中介机制，本文对此进行了检验。子女照护与女性婚姻状态直接相关，若女性处于在婚状态，则可能需要承担子女照护责任，因此，在总体分析的基础上，表6的模型1将全部样本划分为未婚和在婚两个子样本。比较发现，在在婚子样本中，女性劳动参与能够使其有生育意愿的发生比显著降低73.1%，但在未婚样本中并没有显著影响。从家庭经济学的视角分析，相比较未婚女性，在婚女性需要为家庭付出更多的精力，这在我国尤其明显，在婚女性需要花费更多的精力在家庭成员照料上，尤其是对未成年子女的照料。因此，子女的照顾需要一定程度上导致了其劳动时间的减少，从而发生女性劳动参与对生育意愿的影响在在婚子样本中更显著的现象。

由于中国劳动力动态调查(2016)中没有专门针对子女照护的问题，因此，参考学者的研究，使用子女数量反映子女照护需要。表6的模型2将全部样本依据“生育孩子数”划分为有子女和无子女两个子样本，可以发现女性劳动参与对生育意愿的影响在有子女子样本中更显著，一定程度上说明子女照护确实是女性劳动参与影响生育意愿的一个重要机制。

表6 女性劳动参与、子女照护与生育意愿

说明：***表示p<0.01，**表示p<0.05，*表示p<0.1；采用Logit模型，变量中括号外数字为发生比，括号内为相应标准差；控制变量与表2相同；自变量为使用“目前工作状态”测度的个体劳动参与情况

四、结论与讨论

关于生育率与女性劳动参与之间的关系，现有研究较好地关注了生育对女性劳动参与的影响，但对另一个方向，即女性劳动参与对生育意愿的影响考察较少。然而，不论是从家庭经济学的理论视角，还是从性别平等的视角，都表明劳动参与使女性面临尖锐的“工作-家庭”冲突，由此导致女性较低的生育意愿。但是现有围绕女性劳动参与对生育影响的研究仍然不足，没有准确给出女性劳动参与对生育意愿影响的因果效应，无法明晰女性劳动参与影响生育意愿的机制问题。基于此，本文从这些角度展开研究，一定程度上丰富了女性劳动参与对个体生育意愿影响的实证研究。

基于中国劳动力动态调查(2016)数据，本文实证分析了女性劳动参与对生育意愿的影响，研究发现：(1)女性劳动参与对个体生育意愿产生了负向影响，进一步使用“是否有过工作经历？” “2015年以来是否有过工作经历？”衡量个体劳动参与情况，回归结果证实了女性劳动参与对个体生育意愿负向影响的稳健性；(2)使用“目前或最近这份工作开始的时间”衡量女性个体劳动参与持续时间，发现目前或最近这份工作开始的时间与个体生育意愿呈正相关关系，即个体目前或最近这份工作开始的时间越晚，其生育意愿越高；(3)将女性样本限定在18～49岁，安慰剂回归进一步证实了基础回归结果是稳健可信的；(4)分样本的机制分析发现，对于在婚和未婚两个子样本，女性劳动参与对个体生育意愿的影响在在婚子样本中更显著；对于有无子女两个子样本，女性劳动参与对个体生育意愿的影响在有子女子样本中更显著。基于以上几个方面，可以认为，子女照护是女性劳动参与影响个体生育意愿的一个重要机制。

本文研究显示，子女照护需要是劳动参与导致当前我国女性生育意愿不高的重要机制，这也验证了“女性的工作-家庭冲突已成为导致中国低生育率现象的关键”[6]这一重要论断。究其原因，这很大程度上归因于我国家庭领域的性别不平等。虽然我国在劳动力市场实现了较高的性别平等，大量女性进入劳动力市场，但女性仍然是家务劳动和子女照护的主要承担者，女性在下班回家后还要轮值“第二班”[23]。面对“工作-家庭”的尖锐冲突，很多女性选择少生甚至不生或不婚。当前，我国女性劳动参与率在世界上处于较高水平，若无法妥善处理我国女性面临的“工作-家庭”冲突，可能会使我国在未来面临极大的低生育率风险。对此提出如下政策建议：首先，要推动家庭领域的性别平等，使男性和其他家庭成员更多地分担家务劳动、子女照护的责任，消除男性在家庭照护领域的缺位问题；其次，要构建生育友好、家庭友好的家庭支持政策体系，落实产假、陪护假、生育津贴等制度，保障父母托育责任的充分发挥，消除就业领域的性别歧视，在就业领域推进更为平等的性别意识；再次，要充分发挥政府作用，增加财政投入，优化财政投入体制，提供有效的子女照护公共服务，构建一个包括照护立法、管理及监督体制在内的完整体系；最后，发挥财政资金的杠杆作用，合理利用照护津贴，刺激社会组织和盈利机构参与照护服务，丰富子女照护服务供给体系。以往研究证实，那些具有促进女性发展和社会性别平等取向的家庭政策更有利于鼓励生育[17]。因此，各项家庭支持政策要注重缓解女性面临的“工作-家庭”冲突。

本文的研究仍存在一定不足之处，首先，本文研究中使用了截面数据，即中国劳动力动态调查(CLDS)2016年数据，缺少基于追踪调查数据的实证检验。此外，女性劳动参与对个体生育意愿的影响较为复杂，对其更深层次的研究应成为今后的研究重点。