学龄前儿童照管方式对女性劳动供给的影响研究

谷晶双

一、引言

劳动参与率是反映就业机会(1)就业机会是国际劳工组织(ILO)提出的测量体面劳动的十一个属性之一。的一个重要指标。从宏观层面来说，劳动参与率保持在较高水平是人口红利影响经济增长的重要条件(蔡昉和王美艳，2003[1]；郭琳和车士义，2011[2])；对微观个体而言，参与劳动不但能使劳动者获得经济收入，还会使其通过劳动满足参与社会的需求(劳动保障部劳动科学研究所课题组，2005[3])。党的十九大报告也强调，就业是最大的民生，要坚持就业优先战略和积极就业政策。与男性相比，女性劳动参与率的提高对社会与家庭具有更为广泛而深远的意义(沈可等，2012[4])。但是世界银行统计数据显示，中国女性的劳动参与率由1990年的73.5%降至2018年的61.3%，降幅超过了12个百分点。关于女性劳动参与率下降的原因，有学者从儿童看护的角度对其进行了解释，研究发现承担儿童照管责任严重阻碍了女性劳动力的就业(熊瑞祥和李辉文，2016[5])。

在计划经济时期，为了满足女性就业带来的儿童照管需求，中国政府先后颁布了《幼儿园暂行规程(草案)》《关于工矿、企业自办中、小学和幼儿园的规定》以及《关于托儿所幼儿园几个问题的联合通知》等法律法规。这些文件不仅对托儿所、幼儿园的儿童年龄做了具体的规定，并且鼓励企业创办托儿所和幼儿园。中国妇女第三次全国代表大会上的工作报告显示，1956年年底全国城市各种托儿机构约有26 700多处，收托儿童125万余名，比1947年增加了260倍。由于托幼机构为2个月到6岁的儿童提供了保育服务，有效缓解了女性的工作-家庭冲突，因此该时期女性的劳动参与率一直保持在较高的水平(史慧中，1999[6])。

改革开放以后，政府于1989年颁布的《幼儿园管理条例》规定，公办幼儿园只接收3岁以上的儿童。虽然民办幼儿园可以接收3岁以下的儿童，但是远远无法满足家庭的儿童照管需求。中国教育统计年鉴的数据显示，2015年我国0～2岁儿童入托率仅为2.34%。与此同时，伴随着中国市场化经济改革的不断推进和国有企业改革的深化，国有企业为了减少成本，逐渐取消了为职工子女提供幼儿园等福利性服务。图1显示了中国幼儿园的数量及构成状况，从中可以看出，民办幼儿园的数量由1994年的1.83万所增加到2016年的15.42万所；并且民办幼儿园的比例一直呈上升趋势，1994年占比仅为10.5%，到了2004年已超过50%，2016年更是高达64.3%。为了进一步考察民办幼儿园数量增多对有学龄前儿童家庭所造成的影响，图2给出了中国幼儿园生均学费的变化趋势。1997年我国幼儿园生均学费仅为24.96元，2016年则高达2 620.11元，除去通货膨胀因素，是20年前的73.35倍,远远高于同时期的城镇职工工资的增长率(2)我国城镇职工工资由1997年的6 444元上升到2016年的47 577元(除去居民消费物价指数)，增长到7.38倍。，导致社会上普遍存在“入园难”“入园贵”的问题。

图2 1997—2016年幼儿园生均学费

改革开放后公共托幼服务资源的不足和费用的上涨，迫使儿童照管责任回归到家庭。2010年第三期中国妇女地位调查发现，3岁以下儿童的照管责任基本由家庭承担。根据家庭经济学的理论，一方面，女性从事家庭活动的生产效率高于男性，因此女性更有可能通过家庭分工选择家庭照料活动；另一方面，在多代同堂家庭中，由于老年人比年轻人在家务劳动经验等方面具有比较优势，因此，隔代照管作为母亲照管的一种替代方式，在儿童照管中发挥着重要作用。《中国家庭发展报告2015》调查显示，0～5岁儿童在家庭中日常生活的主要照管者是母亲，其次是(外)祖父母。从图3的中国家庭追踪调查数据(CFPS)中也可以发现，对于0～5岁儿童白天的主要照管者，排在首位的是儿童母亲，占比高达50.5%，其次是(外)祖父母，占比为31.4%，幼儿机构照管的比例居于第三位，为14.6%。儿童的照管方式不仅与女性的劳动供给决策息息相关，还会对家庭的生育决策产生重要的影响(岳经纶和范昕，2018[7])。因此，在我国人口红利逐渐消失、生育率水平持续低下的背景下，探讨儿童照管方式对女性劳动供给决策的影响具有重要的现实意义。

图3 0～5岁儿童白天的主要照管者

二、文献综述

关于儿童照管方式与女性就业行为的研究可以追溯到20世纪70年代，Heckman(1974)[8]将儿童的照管方式分为正式照管方式(幼儿机构照管等)和非正式照管方式(家庭成员照管等)，并从理论的角度论证了不同照管方式对女性劳动供给行为的影响。之后，很多学者实证检验了儿童照管成本和照管资源可获得性对女性就业行为的影响。

虽然学者们采用的数据来源于不同国家，但是研究结果均证实儿童照管成本的上升对已婚女性的劳动供给具有抑制作用，如加拿大(Cleveland等，1996[9]；Lefebvre等，2009[10])、日本(Oishi，2002[11])、澳大利亚(Doiron 和 Kalb，2005[12])、英国(Viitanen，2005[13])、挪威(Hardoy 和 Schøne,2013[14])、奥地利(Mahringer 和 Zulehner，2015[15])等。与已婚女性相比，儿童照管成本的提高对单身母亲劳动参与的负面影响更大(Michalopoulos等，1992[16]；Blau，2005[17]；Cascio，2009[18]；Fitzpatrick，2012[19])。关于儿童照管成本的测算方法，多数研究是依据家庭或社区的平均消费水平进行构建的，但是家庭或社区的平均消费水平会受到家庭或社区成员劳动供给决策的影响，具有内生性。为了解决内生性问题，Gelbach(2002)[20]运用1980年美国人口普查数据，根据入园年龄作为儿童是否有资格进入公立幼儿园的工具变量，检验了幼儿园的可获得性对女性劳动供给的影响，研究发现为儿童提供免费教育的公立幼儿园会使已婚女性的劳动参与率增加6%。Berlinski 和 Galiani(2007)[21]考察了阿根廷学前教育的扩张对女性就业的影响，实证结果表明幼儿园数量的增多不仅提高了女性的劳动参与率，还增加了她们的周工作时间。在中国，有研究发现，儿童照管成本的提高对城镇和流动女性的劳动参与率均有显著的负面影响(Song 和 Dong，2018[22])，而社区内有幼儿园能够提高城镇女性参与劳动的可能性(Du 和 Dong，2013[23])，村里有儿童看护功能的公共服务资源可以缓解农村已婚女性所面临的儿童照管和非农就业之间的冲突，提高年轻女性的劳动参与率(熊瑞祥和李辉文，2016[5])。

在儿童照管成本不断提高和托幼机构供不应求的背景下，隔代照管作为正式照管的一种替代方式，在儿童照管中发挥着很重要的作用，进而对女性的劳动供给产生了更大的影响(邹红等，2018[24])。早期的文献主要是用家庭结构作为代理变量来考察隔代照管方式对女性劳动参与率的影响。例如，Sasaki(2002)[25]基于1993年日本的数据，研究发现家里有老人会显著提高25～34岁已婚女性的劳动参与率；Oishi 和 Oshio(2006)[26]利用2002年的数据，将研究对象扩展到25～50岁日本已婚女性，仍然发现与老人同住会提高女性参与劳动的可能性；沈可等(2012)[4]利用中国的数据、Posadas 和 Vidal-Fernández(2013)[27]基于美国的数据、Arpino等(2014)[28]运用意大利的数据均发现与老人同住会显著提高女性的劳动参与率。近年来，有学者利用老人是否提供儿童照管作为变量直接考察了隔代照管对女性劳动供给的影响，研究结果表明隔代照管不仅会提高女性的劳动参与率，还会增加其劳动投入的时间(卢洪友等，2017[29]；邹红等，2018[24])。

通过对国内外文献的梳理可以发现，现有文献仅探讨了单一的照管方式(机构照管或隔代照管)对女性劳动供给的影响，并且在研究方法上采用最小二乘法或工具变量法。与已有文献相比，本文的创新点在于，将这两种儿童照管方式纳入到同一框架体系内，运用倾向得分匹配(PSM)方法解决样本选择性偏差问题，以期对儿童照管方式的女性就业效应进行更客观更精确的评价。另外，考虑到政府应该有针对性地制定促进女性就业的政策，本文进一步探讨儿童照管方式对不同女性群体劳动供给的影响差异，使研究更具指导性的现实意义。

三、模型选择、数据来源和变量描述

(一)模型选择

研究儿童照管方式对女性就业行为影响的主要困难在于选择性偏误问题。一方面，儿童照管方式的选择与女性劳动供给决策可能存在逆向因果关系，例如，工作意愿低、家庭观念强的女性可能更倾向于退出劳动力市场选择自己照管孩子，而拥有良好职业前景的女性由于照管孩子的机会成本较高，可能会寻求幼儿机构或老年父母帮助照管儿童；另一方面，社会习俗、地域文化等一些不可观测的因素也可能会影响女性的儿童照管决策与劳动供给决策。因此，对于女性的劳动供给行为而言，儿童照管方式的选择可能是内生而非外生的。在解决选择性偏差问题的诸多方法中，倾向得分匹配方法由于不需要设定参数模型和识别因果效应，因此对于内生性问题的校正具有显著优势(Heckman 和Vytlacil，2007[30])。

倾向得分匹配的理论框架是“反事实推断模型”，其基本思路是，基于母亲照管样本集合，为处理组(非母亲照管集合(3)为叙述方便，本文将机构照管方式和隔代照管方式统称为非母亲照管方式。需要说明的是，照管方式还包含其他照管方式(父亲照管、保姆照管等)，然而由于本文重点考察母亲照管、机构照管和隔代照管三种照管方式对女性劳动供给的影响，因此删除了其他照管方式的样本。在儿童照管方式中，其他照管方式的占比仅为3.5%(见图3)，笔者认为该部分样本的删除对于本文的分析结果并不会造成系统性的影响。)的每个样本构造一个母亲照管样本，并保证两个样本除了在儿童照管方式选择方面不同外，其他可测变量的取值尽可能相似(匹配)。构造得到的母亲照管样本集合称为非母亲照管样本集合的对照组。处理组与对照组的劳动参与率均值的差值即为非母亲照管方式对女性劳动供给行为影响的净效应，称为平均处理效应。一般而言，倾向得分匹配法主要包括以下三个步骤。

首先，利用儿童照管决策方程计算女性选择非母亲照管方式的条件概率，即倾向得分(PS)，一般使用Logit回归模型：

(1)

其中：Care为二值变量，如果女性选择非母亲照管方式(机构照管或隔代照管)，Care=1;如果女性选择自己照管儿童，则Care=0。Xi为影响儿童照管方式的外生解释变量向量，包括女性个人特征、子女特征、配偶特征、家庭特征以及幼儿机构特征等。除此之外，β为控制变量向量。

其次，为处理组的非母亲照管样本匹配一个倾向得分近似的母亲照管样本，构造一个统计对照组，进行倾向得分匹配。在进行倾向匹配时，虽然存在多种匹配方法，但由于每种方法对偏差和效率间的权衡不同，因此估计结果会因匹配方法不同而有所差异(Caliendo 和 Kopeinig，2008[31])。为保证估计结果的稳健性，本文采用核匹配、半径匹配、最近邻匹配以及局部线性回归匹配四种方法进行估计。

最后，基于匹配后的样本，计算平均处理效应(ATT)。具体公式如下：

ATT=E(Y1|T=1)-E(Y0|T=1)

=E(Y1-Y0|T=1)

(2)

其中：Y1为不承担儿童照管责任女性的劳动参与率；Y0为承担儿童照管责任女性的劳动参与率；ATT为女性在不承担和承担儿童照管责任条件下的劳动参与率的差值，即非母亲照管方式对女性劳动参与率的净效应。

(二)数据来源和变量描述

本文使用的数据来自中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies,CFPS)。该调查由北京大学中国社会科学调查中心实施，是一项全国性、大规模、多学科的社会跟踪调查项目。CFPS 数据库样本覆盖了25个省份，以2010年为基线进行追踪调查，目前可得数据较新年份为2016年。由于2016年没有涉及社区问卷，因此本研究是基于2014年的数据考察儿童照管方式对女性劳动供给的影响。根据研究目的，本文选取了20～49岁且有0～5岁孩子的已婚女性样本，删除了数据缺失样本后，最终得到2 663个样本。其中，母亲照管、机构照管和隔代照管的样本数分别为1 394个、403个和866个。主要变量的描述性统计结果见表1。

表1 主要变量的描述性统计

从表1可以看出，母亲照管组的女性劳动参与率为33.2%，与机构照管组的女性劳动参与率差值为32.3%，与隔代照管组的女性劳动参与率差值为39.8%。对于非母亲照管组和母亲照管组而言，大部分控制变量显示出明显的统计性差异。非母亲照管组女性个体的平均受教育程度更高、拥有0～2岁儿童的概率更低、家里有3～5岁儿童和两个及以上孩子的概率更高、具有非农业户口以及居住在城镇且所在社区/村庄有幼儿园的概率更高。对于非母亲照管组的女性个体而言，配偶的平均受教育程度和平均收入水平均高于母亲照管组的女性个体。从幼教成本来看，非母亲照管组的女性个体所在地区的托幼机构平均费用更低。除此之外，从平均年龄来看，母亲照管组女性个体的平均年龄高于机构照管组，但低于隔代照管组。

四、儿童照管方式决策方程估计与样本匹配

(一)儿童照管方式决策方程估计

在进行母亲照管样本与非母亲照管样本匹配之前，首先需要估算非母亲照管方式(机构照管和隔代照管)的预测概率，即倾向得分。本文采用Logit模型进行估计。从表2的估计结果可以看出，女性的受教育年限越长，承担儿童照管责任的可能性越小，这可能是由于女性的受教育程度越高，退出劳动力市场的机会成本也越高，因此越倾向于选择非母亲照管方式。家中有0～2岁婴幼儿会显著提高母亲照管的概率，并且，在我国0～2岁儿童托幼机构严重不足的背景下，比起隔代照管方式，选择机构照管方式的可能性更低。与此相对应，家中有3～5岁儿童则对儿童照管方式的选择产生了异质性，说明对于0～2岁的婴幼儿而言，隔代照管方式是母亲照管方式的最好替代品，而3～5岁学龄前儿童则更倾向于选择机构照管方式。家中除了0～5岁儿童，如果还有6～15岁儿童则会对非母亲照管方式产生显著负面影响，意味着孩子数量的增加会显著影响儿童照管方式的选择。另外，托幼成本每增加1%，家庭选择机构照管方式的概率会下降2.0%、而选择隔代照管方式的概率则会上升1.7%；社区/村庄有配套的幼儿园会使女性选择机构照管方式的可能性上升6.6%、选择隔代照管方式的可能性下降3.9%。

表2 儿童照管决策方程估计结果(Tobit模型)

(二)平衡性与共同支撑检验

在获得儿童照管方式的倾向得分之后，需要进一步对样本进行平衡性检验，主要目的在于验证匹配后的样本是否满足条件独立分布假设，检验匹配后数据是否存在系统性差异。表3的平衡性检验结果显示，样本匹配后所有解释变量的标准化偏差均小于10%，大大降低了总偏误；t检验的结果表明，不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设；对比匹配前的结果，所有解释变量的标准化差异均大幅缩小，说明样本具有较高的匹配质量。此外，LR统计量在匹配前是统计显著的，而匹配之后是不显著的，说明未能拒绝解释变量无联合影响的假设；Pseudo-R2值也显著下降，其中，机构照管方程从匹配前的0.373下降到匹配后的0.025，隔代照管方程从匹配前的0.092下降到匹配后的0.013。由此可知，匹配后的数据满足了联合平衡条件。

表3 平衡性检验结果

倾向得分匹配法不仅需要满足平衡性检验，还需要满足共同支撑条件，此条件是为了确保匹配后的样本数据具有良好的可比性，提高样本的匹配质量，增加倾向得分匹配估计的有效性(Heckman 等,1998[32])。倾向得分的共同取值范围由图4和图5给出。从图中可以看到，大多数观测值均在共同取值范围内，这意味着在倾向匹配时仅会损失少量样本，共同支撑条件得到了较好的满足。另外，从图中可以发现匹配前的倾向得分相对较低，而匹配后的倾向得分则相对较高。由此可知，需要对母亲照管组和非母亲照管组样本之间的差异进行处理，否则研究结论将会产生偏差。

图4 母亲照管组和机构照管组的共同取值范围

图5 母亲照管组和隔代照管组的共同取值范围

五、实证分析

(一)儿童照管方式对女性劳动供给的影响

在匹配样本满足平衡性和共同支撑条件后，本文采用核匹配、半径匹配、最近邻匹配以及局部线性回归匹配四种方法，实证分析儿童照管方式对女性劳动供给的影响。虽然计量结果因匹配方法不同而有所差异，但从表4可以看出，无论是机构照管方式，还是隔代照管方式均对女性的劳动供给具有显著正向影响。为了便于比较，表中给出了四种匹配方法测算结果的平均值。具体而言，机构照管方式会使女性的劳动参与率增加24%左右,隔代照管方式会使女性的劳动参与率增加34%左右。由此可知，在儿童照管成本不断提高和托幼机构供不应求的背景下，与机构照管方式相比，隔代照管方式在促进女性就业方面发挥着更大的作用。除此之外，与表1的描述性统计分析结果相比，基于倾向得分方法测算的平均处理效应小于统计汇总结果。这意味着倾向得分匹配方法将非母亲照管方式从其他影响女性劳动供给的因素中独立出来，以便考察其对女性劳动供给的净效应，估计结果更为精确。

表4 儿童照管方式对女性劳动供给的影响

注:非母亲照管组的平均处理效应的显著性检验结果利用自助法( Bootstrap)得到，重复抽样次数为200次。

(二)异质性分析

基于以上研究，可以得出机构照管方式和隔代照管方式对女性的劳动供给具有促进作用的结论。但在现实社会中，对于受教育水平不同的女性而言，在照管方式的选择和就业决策方面可能会存在差异，因此本文将样本分为低学历女性(初中及以下)和高学历女性(高中及以上)，进一步考察儿童照管方式对女性劳动供给的影响是否因女性受教育程度不同而存在异质性。从表5可以看出，非母亲照管方式对高学历女性劳动供给的影响显著高于低学历女性。具体而言，机构照管和隔代照管使高学历女性的劳动参与率提高31%和36%左右，而使低学历女性的劳动参与率仅提高24%和31%左右。受教育程度越高意味着女性退出劳动力市场的机会成本越高，因此非母亲照管方式对高学历女性劳动供给的促进作用更大。

表5 分受教育程度考察儿童照管方式对女性劳动供给的影响

随着“全面二孩”政策的实施，拥有两个孩子的家庭将会逐渐增多。子女数量的增多将会导致家庭经济支出的增加，从而促使女性参与劳动以增加家庭收入，但同时家庭，尤其是女性也会面临着儿童照管需求增加的问题。那么，儿童照管方式对女性劳动供给的影响是否因儿童数量的不同而存在异质性呢？表6基于家庭中子女数量对其进行了检验。从中可以看出，家中无论是有一个孩子，还是有两个及以上孩子，机构照管方式和隔代照管方式均对女性的劳动供给有显著的正向影响。但是从影响系数可以发现，随着家里儿童数量的增多，两种照管方式对女性劳动供给的促进作用均有所减弱。

表6 分子女数量考察儿童照管方式对女性劳动供给的影响

由于我国长期存在着城乡二元经济社会结构，城乡不仅在托幼服务方面差距较大，居民在受教育程度、收入水平以及育儿观念等方面也存在较大差异。因此，本文根据女性的居住地类型，考察儿童照管方式对女性劳动供给的影响是否存在城乡差异。从表7可以看出，隔代照管方式对城乡女性劳动参与率的正向影响并未有显著差异，但是机构照管方式对城镇女性劳动供给的促进作用大于农村女性。这可能是由于城镇在托幼机构等公共服务方面优于农村，如果城镇女性可以选择机构照管方式，那么就可以有效缓解她们的儿童看护压力，从而提高她们进入劳动力市场的可能性。

表7 分城乡类别考察儿童照管方式对女性劳动供给的影响

在中国，三代同堂的家庭结构比较普遍，在与老人同住的家庭中，老人可能会提供隔代照料，同时儿女也需要承担照料老人的责任，因此儿童照管方式对女性劳动供给决策的影响可能会因家庭结构的不同而存在异质性。从表8可以看出，隔代照管方式对与父母同住女性劳动供给的正面影响略大于不与父母同住的女性；而对于机构照管方式的劳动供给效应而言，与老人同住的女性劳动参与率会提高30%左右，但是不与老人同住的女性劳动参与率仅提高13%左右。这可能是由于我国幼儿园(尤其是公立幼儿园)的放学时间一般设定在下午4点左右(4)详见：http://www.xinhuanet.com/politics/2017-03/08/c_1120591243.htm。，与职工的工作时间产生了冲突，虽然家庭选择托幼机构作为儿童日常生活主要照管者，但是孩子放学的接送还是需要祖父母的帮忙，因此机构照管方式对与老人同住女性劳动供给的正面影响明显大于不与老人同住的女性。

表8 分家庭结构考察儿童照管方式对女性劳动供给的影响

六、结论与政策启示

本文基于中国家庭追踪调查数据，采用倾向得分匹配(PSM)方法，将机构照管和隔代照管两种儿童照管方式纳入到同一框架体系内，考察了学前儿童照管方式对女性劳动供给的影响。研究结果表明，机构照管方式和隔代照管方式均会显著提高女性的劳动参与率，尤其是隔代照管的正面促进作用更强，这意味着在儿童照管费用提高和托幼机构可获得性下降的背景下，隔代照管作为正式照管的一种替代方式，在促进女性就业方面发挥着更大的作用。考虑到政府应该有针对性地制定促进女性就业的政策，本文进一步探讨了儿童照管方式对不同女性群体劳动供给的影响差异，研究发现：无论是机构照管方式，还是隔代照管方式均会对高学历女性的劳动供给产生更大的正向影响；随着家庭中子女数量的增多，两种照管方式对女性劳动供给的正面促进效果均有所减弱；隔代照管方式对城乡女性劳动参与率的影响并没有显著差异，但是机构照管方式对城镇女性劳动供给的正面影响明显大于农村女性；机构照管方式对与老人同住女性的劳动参与率具有更强的正面促进作用，而隔代照管方式则不会因为家庭结构的不同对女性的劳动参与率有显著差异。

女性的就业行为不仅能够提高自身收入和改善生活质量，还能有效地提升她们在家庭中的决策权与议价能力(Anderson 和 Eswaran，2009[33])。现阶段，我国女性的劳动参与率明显低于男性，在全面二孩政策实施之后，儿童的照管责任将会给女性的就业带来更大的挑战，特别是对于低学历、农村女性而言，她们更有可能为了照管子女而“非自愿”地退出劳动力市场，这不仅对中国劳动力供给的总量和质量造成不利影响，还会对女性的生育意愿产生一定程度的抑制作用。本文研究发现，幼儿机构照管方式对女性的劳动供给具有促进作用。因此，政府应该提高学龄前儿童教育的投入，例如对普惠性幼儿园提供财政补贴、为低收入家庭发放育儿津贴等。同时，政府还应该持续完善托育服务体系，加快建立高质量的儿童照管机构，尤其是0～2岁儿童的托幼机构，如此才能切实解决“入园难”“入园贵”的问题。

由于托育服务体系的健全和完善需要较长时间，在过渡阶段，隔代照管是补齐公共服务短板、解决儿童照管难题的有效方式。因此，政府应该充分肯定老年人在家庭儿童看护中所发挥的重要作用，为多代同堂家庭制定相应的补助政策，比如发放“祖父母照料津贴”等。同时，为了缓解因儿童教育理念不同而产生的代际矛盾，可以在社区开展针对性的育儿培训，不仅可以帮助老年人理解、认识新时代的变化，还有助于促使年轻人充分学习传统育儿的优良经验，并将之与现代科学知识相结合，实现“幼有所育”的新时代目标。除此之外，在企业和家庭方面，用人单位应该为女性提供更多的家庭友好型福利政策，例如向处于育儿期的女性提供弹性工作制等；同时男女两性应该平等地分担家务劳动和家庭照料责任，从而减少女性就业的后顾之忧，为女性实现更高质量和更充分的就业营造和谐稳定的环境。