全面二孩政策下儿童照料可及性与女性劳动供给行为研究*——来自1506份调查数据的实证

张海峰

(1.中南财经政法大学 公共管理学院，湖北 武汉 430060；2.铜陵学院 财税与公共管理学院，安徽 铜陵 244061)

目前我国已和许多工业化国家一样，正面临着人口老龄化和未来劳动人口规模相对下降的巨大压力，增加生育率和女性的劳动参与率对于保持我国未来劳动力市场和社会保障制度的稳定以及促进社会经济发展意义重大。我国经济社会正处于深度转型期，原有劳动力配置权力由国家向市场的转型使得保护女性的政策已失去直接的制约作用。对于已婚职业女性来说，她们比男性经历更多的工作和家庭冲突。据世界经济数据库年度数据显示，我国女性劳动参与率从1990年的73.20%下降到了2018年的61.26%①，下降了11.94个百分点。从我国女性各年龄段的劳动参与来看，2017年，25～29岁、30～34岁、35～39岁主要生育年龄组女性的就业占整个女性就业人口比例分别为12.51%、14.02%、11.96%，比2001年分别下降了1.79、2.78、4.24百分点②，其中35～39岁组女性占比持续下降趋势尤为显著(见图1)。从女性生育水平来看，由于女性教育水平及传统观念的改变，生育水平也总体呈现出下降趋势，生育意愿不高③。进入新世纪以来，女性的生育与就业呈现出一些新特征：晚婚、晚育甚至不育现象增多，女性就业压力大、就业歧视依然存在；生育孩子后很多女性集中在第三产业或在非正规劳动力市场就业，兼职就业、灵活就业比例大，失业率较高④。

图1 我国主要生育年龄组女性的就业比例

我国自2016年1月1日开始实行全面二孩政策，全面二孩政策的实行会对劳动力市场和家庭生活产生重要影响，生育与就业如何平衡是很多家庭要面临的重要问题。儿童照料可及性与女性的市场劳动供给的关系已经成为学术界和实务界共同关注的焦点。儿童照料可及性多大程度上影响中国女性的劳动供给，对于制订促进工作与家庭领域平衡的政策有着重要指导意义。

一、相关文献综述

经济学理论强调儿童照料不仅通过家庭预算约束影响女性劳动供给，而且直接通过时间约束影响女性劳动供给，家庭对孩子照料的需求既可能从照料服务的家庭生产又或从市场生产中得到满足[1]。提高儿童照料可及性可能是方便女性安排儿童照料并参与市场劳动的重要决定因素[2]。儿童照料可及性进入标准的经济模型主要是通过影响非母亲儿童照料的货币和非货币价格来实现的。如果增加的儿童照料学位数只需要家庭支付较少的成本或这种成本受到政府高度补助，或是通过增加便利性或近距离设置等措施减少的非货币成本来降低儿童照料的预期价格，那么这种价格的减少会增加母亲从事家外市场劳动的概率。赫克曼[3]、布鲁和罗宾斯[4]都强调一些家庭可能有获得更低成本的(至少在货币方面)非正式照料的机会。这样，家庭中替代儿童照料者的可及性将会降低儿童照料的成本，从而增加就业的概率。此外，女性的个人偏好如对工作的态度及家庭观念的强弱，以及自身资源和非市场劳动边际价值的差异都会一定程度上影响到其劳动供给。

国外女性劳动供给的理论与经验研究较为丰富，经济学家已经对儿童照料成本对女性劳动参与的影响给予了很高的关注，同时大量的经验结果表明：儿童照料可及性越高，将越会提高女性的劳动参与度[5-8]。然而影响偏好就业的儿童照料可及性达到何种程度，这是一个经验问题，目前还没有被充分探讨。由于文化背景和制度的差异，从文献中我们不能得出各个国家间的一致性，且这些结论也不足以分析我国女性劳动供给的影响因素。较之国外研究的日趋成熟，我国的相关研究还处于逐步增长阶段，主要归为三类：一是根据宏观统计数据对当前女性劳动参与率变化的原因分析[9-11]，这些文献旨在寻找经济转型期女性劳动参与率下降背后的原因，由于研究所集中的时间段及切入点的不同，结论并未达成一致，较为常见的解释是就业形势严峻所造成。二是依据微观调查数据利用计量模型集中于分析女性劳动力参与的影响因素及男女劳动供给的性别工资差异[12-14],研究发现，年龄、受教育程度、在家中的地位、婚姻状况等显著影响女性劳动供给，但家中孩子的存在对女性进入劳动力市场的决定因素并不显著，女性劳动供给工资弹性明显大于男性。三是侧重于人口学和社会学视角的定性研究，探讨生育政策的调整对女性就业的影响[15-17]。这些文献主张通过完善公共政策帮助妇女平衡工作和家庭矛盾，增进女性公平就业权利。其中高质量、可支付、可获得的儿童照料是研究者们经常提及的平衡工作和家庭关系的重要因素。然而，从儿童照料研究的数据看，我国很少有关于儿童照料可及性对女性劳动供给影响的系统研究，相关的实证研究文献更不多见，且这些研究多利用2011年前的中国健康营养调查(CHNS)数据[18-21]，不能反映全面二孩政策实施后儿童照料状况的影响。由于目前CHNS官方公布的最新数据截止到2015年，因此有必要运用最新数据对全面二孩政策实施后儿童照料情况对女性的工作及家庭影响作进一步研究。

二、数据来源、研究方法及描述性统计分析

(一)数据来源

2019年6—9月期间，对北京、广州、上海、深圳、成都、重庆、武汉、合肥、济南等大中型城市，运用网络(问卷星支持)和实地调查相结合的方式以多阶段、分层聚类抽样方法进行调查，调查内容涉及妇女的人口学背景、工作状况、家庭及儿童照料信息，形成年龄在22～49岁至少有一个孩子的女性跨横截面调查样本数据。累计发放问卷2 500份，回收2 207份，回收率为88.28%。通过删除一些不相关信息后，获得1 506个观测值。正式儿童照料数据、城镇失业率数据来源于2019年中国及各城市统计年鉴、中国教育统计年鉴、中国劳动统计年鉴。

(二)研究方法

正式照料分析主要集中于两类儿童照料机构：一是公、私立幼儿园，二是公、私立小学。选择这两类儿童照料机构是因为基于国家和地方标准它们的质量和可支付性在某种水平上是有保证的；其次，它们是我国正式儿童照料服务的主要提供者，并且目前无法获得如亲子园、早教中心和一些未认证的儿童照料服务机构的相关数据。非正式照料分析主要考察女性的公婆(或父母)照料儿童的可及性。女性的劳动供给从两个方面去衡量，即女性的劳动参与及在劳动参与的情况下的工作时间，同时也考察儿童照料可及性对女性工资水平的影响。以雷切尔·康纳利[22]和吉恩·金梅尔[23]的行为模型框架作为经验分析的基础，建立以下计量模型：

H*=δchildcare+λXi+ε

P(H=1|childcare,Xi)=P(δchildcare+

Xi+ε>0)=P(ε>-δchildcare-λXi)=

P(ε<δchildcare+λXi)=

Φ(δchildcare+λXi)

(1)

式(1)中，H为女性的劳动参与状况，参与为1，否则为0，H*为不可观测的潜变量，childcare为儿童照料可及性变量，为关键自变量，采用两类变量表示，一是正式儿童照料可及性，用女性所在地区每十万人口学前教育及小学在校生人数之和表示⑤；二是非正式照料可及性，用女性的公婆(或父母)实际是否照料孙子女的虚拟变量表示，调查问卷中询问女性 “平时白天家庭中孩子的主要照料者是谁”，将回答照料者为自己父母或公婆的定义为1，回答为其他照料者的定义为0。Xi为一系列控制变量向量，包括女性的年龄、年龄的平方、教育程度、非劳动收入(配偶工资与家庭其他收入之和)、孩子数量、最小孩子年龄的分段虚拟变量、家庭每月儿童照料支出的分段虚拟变量、女性本人对性别和家庭角色认知的虚拟变量、城市类型虚拟变量及城镇平均失业率状况变量。由于部分城市的样本较少，为了保持样本量均衡，根据经济发展状况将所有城市分为大都市、省会城市、其他地级及县级城市四类，ε为随机扰动项，假设服从标准正态分布。

(2)式为工作小时或工资方程，yi表示女性每周工作小时数或每月工资对数；(3)式为选择方程,1[·]是示性函数，X中除不包括0～3岁儿童照料和自身对待工作态度、配偶教育程度三个变量外，其他变量及定义与上面相同。

(2)

(3)

计量分析分为三个部分，第一部分估计儿童照料可及性对女性劳动参与的影响。由于劳动参与是二元变量，简单的OLS估计会使得估计系数产生偏误，因此采用Probit模型估计。第二部分估计儿童照料可及性对女性工作小时和工资水平的影响。由于只有女性劳动参与时(即s=1)，才能观测到其工作小时和工资水平，直接对工作女性进行回归会导致估计偏误，因此，采用Heckman两步法来修正工作小时和工资方程中存在的样本选择问题。首先对样本中所有的女性进行约简参与Probit方程估计，估计出的参数用来产生逆米尔斯比作为自变量再放入工作小时和工资方程中，从而说明工作小时和工资方程中的样本选择偏误。第三部分进行稳健性检验。因为与自己公婆和父母合住或住得离自己父母和公婆较近的女性，公婆或父母可以为其分担家务，从而放松儿童照料责任对于女性的时间约束。利用女性与其公婆或父母的居住距离作为非正式照料的代理变量进行模型估计，来检验估计结果的稳健性。

(三)描述性统计分析

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

样本中平均工作女性比例为90%,正式照料每十万人口在校生人数平均为9 542人，样本中很多女性住得离自己的父母或公婆较近，42%的女性选择与公婆同住。在没有选择同住的女性中，25%的女性居住在与自己父母或公婆距离0.5小时车程的范围内，12%的女性居住在0.5小时～1小时距离范围内，19%的女性居住距离较远，在1小时～2小时车程以上。样本中女性平均年龄为36岁，平均受教育程度在高中以上；孩子最小年龄平均约为8岁，其中0～3岁孩子占比为26%。女性自我意识较高，94%的女性认为女性应该就业，但被问及是否愿意不工作在家照料0～3岁孩子时，只有54%的女性回答愿意，且仅有8.6%的女性放心让保姆照料自己的孩子。

三、实证结果分析

(一)儿童照料可及性对女性劳动参与的影响

表3中模型(1)(2)是儿童照料可及性对女性劳动参与的probit估计结果。其中模型(1)是仅加入儿童照料可及性变量的基准模型估计结果。在基准模型中，正式照料符号与预期不符，非正式照料(祖父母照料)在1%的水平上显著为正。模型(2)为加入了一系列控制变量的估计结果。在控制其他变量不变的条件下，儿童照料可及性的两个度量变量都在预期上显著影响女性劳动参与。在其他样本变量取均值的条件下，正式照料每十万人口在校生人数每增加1 000人，女性劳动参与的平均概率增加0.8%，并在5%水平上显著；相比没有祖父母提供儿童照料的女性，有祖父母帮忙照料孩子的女性，其劳动参与概率增加9.8%，并在1%的水平上显著。所有模型都通过了解释变量联合显著的Wald检验。

其他控制变量也与理论预期相符合，教育变量影响女性的劳动参与概率，在其他条件不变的情况下，女性的教育水平越高，劳动参与的概率越大，具有大学及以上水平的女性相比具有小学及以下教育水平的女性，劳动参与的概率高出20.7%，且在1%的水平上显著。子女数量也显著影响女性的劳动参与概率，子女数量越多，女性劳动参与的概率越低，每增加一个孩子，女性的劳动参与平均概率降低4.3%。而家庭中孩子的年龄也显著影响女性劳动参与的概率，家庭中有4～6岁和7～12岁孩子的女性相比有0～3岁孩子的女性劳动参与的概率分别提高5.9%和7.1%，且都在1%的水平上显著。在女性本人的性别及家庭角色的认知方面，对工作的态度以及不工作在家照料3岁以下孩子的态度变量都显著正向影响其劳动参与的概率，相比“女性是否应该就业”的回答是“无所谓”“不应该”的女性，回答“应该就业”的女性的劳动参与概率会提高7.8%；相比愿意不工作在家照料3岁以下孩子的女性，回答“不愿意”的女性的劳动参与概率会提高6.2%，两个变量的影响均非常显著。城市类型及失业率变量的符号也符合理论预期，生活在大都市的女性比在省会城市、县级城市的女性，其劳动参与的概率更高；而失业率越高，女性工作或找工作的可能性越低，工作的概率越低，但是这两个变量统计上均不显著。

表3 儿童照料可及性对女性劳动供给影响的估计结果

续表3

(二)儿童照料可及性对女性工作小时和工资水平的影响

表3中模型(3)和模型(4)为考虑了样本选择偏误的儿童照料可及性对女性工作小时和工资水平影响的估计结果。结果表明，在其他条件不变的情况下，相比没有祖父母提供儿童照料的女性，祖父母儿童照料的可及性使得女性的每周工作小时增加了3.39个小时，每月工资提高7.5%，分别在1%和5%的水平上显著；但是正式照料除了在方向上符合预期有正向影响外，并没有发现在统计上的显著性。相比没有受到祖父母经济支持的女性，受到祖父母经济支持的女性其每周工作小时会减少1.79个小时。教育水平与女性工作小时呈负相关，受到大学及以上教育的女性相比只上过小学的女性，平均每周工作时间减少26.7个小时；年龄和非劳动收入对女性工作小时没有影响，但年龄对女性工资的影响呈倒“U”型影响，非劳动收入对工资水平有显著正向影响，非劳动收入每月增加1 000元，女性工资收入增加2.5%。模型结果显示，工作小时方程和工资方程的似然比卡方检验值分别为6.50和9.25，且在1%和5%的水平上显著，可以拒绝“H0：ρ=0”的原假设，说明使用样本选择模型是合适的。

(三)稳健性检验

为了说明结果的稳健性，重新定义祖父母照料，将其定义为同住或距离较近。由于同住或距离较近的祖父母可以接送生病的孙子女，送孙子女参加校外活动，在父母出差时照料孙子女，这些都会影响到女性的市场劳动决策。此处将与祖父母同住和居住在1小时车程距离以下的女性认为可能会收到来自自己父母或公婆儿童照料支持，定义为1，否则为0。

表4报告了变换自变量定义之后的估计结果，其中模型(1)和模型(2)为将祖父母照料变换为合住，采用probit和logistic模型进行劳动参与估计的结果；模型(3)和模型(4)分别为工作小时方程和工资方程的稳健性回归的结果⑥。从表5可以看出，无论是采用合住作为非正式照料的代理变量，还是采用不同计量方法的估计，正式照料和非正式照料对于女性的劳动参与都具有正向影响，且分别在10%和5%的水平下是显著的。而工作小时方程和工资方程除祖父母照料变量有正向影响且显著外，正式照料同样不显著，一定程度上说明了结果的稳健性。

表4 儿童照料可及性对女性劳动参与的稳健性估计结果

四、结论及政策建议

(一)结论

第一，儿童照料可及性对女性劳动参与的影响要大于工作小时和工资水平的影响。正式儿童照料和由祖父母提供照料的非正式照料对于女性的劳动参与均有正向影响，且在经济上和统计意义上显著。但是正式照料对女性工作小时和工资影响有限，非正式照料有显著正向影响。从政策角度来说，儿童照料可及性与女性劳动供给之间较强的联系有着重要意义。这一结论支持了政府加强学前教育供给力度，着力提高女性劳动参与的政策是有益的。

第二，儿童照料成本对女性劳动参与的影响小于儿童照料可及性。原因可能在于我国0～3岁公私立儿童照料市场的缺乏或不成熟，使得正式儿童照料和非正式照料的可及性大于儿童照料成本的重要性，这成为女性劳动参与的一个重要考量因素。同时，儿童照料支出对我国中低家庭收入水平的女性劳动参与影响更大。相比儿童照料支出水平较低的家庭，3 000元以下的儿童照料支出水平对女性的劳动参与为负影响，而其他儿童照料支出水平影响为正(尽管这种影响并不显著)。此外，儿童照料支出对于已经参与劳动的女性的工作小时有负影响，对工资水平有显著正向影响。家庭收入水平高或自身能力较强的女性可以通过市场劳动获得较高水平的儿童照料消费支出，而家庭收入水平低的女性则可能因为缺少儿童照料支付能力而选择自己承担儿童照料责任，从而导致了自身劳动供给水平的降低。

第三，正式照料可及性对女性劳动供给的影响有限，非正式照料可及性占有重要地位。我国幼儿园和小学通常下午4点之前放学，而工作母亲下班时间是下午5点之后。全面二孩政策的实施对家庭中有两个学龄前或学龄儿童的父母来说，“放学后孩子谁来接”是很多双薪父母面临的工作和家庭关系难以协调的问题，祖父母提供的儿童照料支持通常在持续时间和计划安排方面比正式儿童照料服务更具有弹性。鉴于祖父母照料在儿童照料中的重要作用，老年一代如果延迟退休，将会减少其提供儿童照料的可及性，进而可能影响到年轻一代儿女们的劳动参与。

第四，女性自身的教育水平及其性别、家庭观念显著影响女性的劳动参与。两个表示女性本人的性别及家庭观念的变量均有显著正影响，非劳动收入(家庭其他收入与配偶工资之和)对女性劳动参与尽管有负影响，但不显著。一定程度上,家庭收入和配偶工资不再是影响我国女性劳动参与的主导决定因素，而非劳动收入对女性的工资水平有显著正影响，家庭资源禀赋更高的女性更可能找到工资水平较高的工作。总之，有更少的孩子、有更高教育和有祖父母提供儿童照料的女性，工作的概率更高。

(二)政策建议

首先，加强学前教育投资力度，提高和增强正式照料设施的质量及弹性。对于3岁以下幼儿，我国政府对工作母亲的支持并不多，许多就业女性依赖于非正式的儿童照料安排。在儿童达到我国幼儿园入园年龄之前，儿童照料是必需的，对于学龄儿童，小学在校时间相对较短，基本为下午4点前放学，校后儿童照料服务也是必需的。因此公共政策应在儿童照料设施的开放小时数和不同年龄段孩子照料的具体要求方面，提高儿童照料设施的质量和弹性。建议利用、整合各种社会资源和力量，尽可能为幼儿创造更多的学位数[2]；扩大建立普惠性幼儿园等学前机构，合理确定幼托机构的收费标准；积极探索、规范儿童照料方式，最为关键的是将公共儿童照料体系纳入到国家更广泛的如税收、转移支付及社会保障制度中去[2]，确保低收入家庭儿童照料的可及性。

其次，加强私立儿童照料机构监管，促进0～3岁儿童家外照料观念的转变。在我国，进入儿童照料供给市场是较为开放的，这一事实能被近十年来私立儿童照料机构的快速增长所证实。然而，值得注意的是，随着我国儿童照料市场化进程的加快，私立儿童照料设施的供给及发展水平极不平衡，儿童照料质量良莠不齐，其日常托管服务及保教质量的监管尚需进一步完善。在私立照料市场质量难以保证的情况下，家庭对0～3岁私立儿童照料机构服务的认可度有限。由于这个原因，如果他们自己不能亲自照料的话，他们更偏好祖父母或其他亲戚照料模式，最终这将会导致缺乏对市场照料的需求，从而使得0～3岁儿童照料的公共服务占比非常低。因此，我国政府在提高0～3岁儿童照料服务市场供给的同时，加强对市场化照料的行业规范和质量监督外，还应注重0～3岁儿童家外照料观念的转变，否则将可能会形成“有行无市”的局面，产生祖父母照料等非正式照料对0～3岁儿童照料市场服务的“挤压效应”。

最后，鼓励男性参与儿童照料，积极构建“四位一体”的综合儿童照料体系。全面二孩政策的实行使得儿童照料的话题重新从家庭内部走向了公共领域。女性参与市场劳动是提高性别平等、实现女性权益的重要因素，更是实现经济进步和现代化的关键因素。家庭是促进性别平等的一个重要场所，男性共担儿童照料责任有助于性别平等的实现。目前从照料意愿来看，越来越多的老人憧憬自由的老年生活，而不再将照料孙辈视为自己唯一的选择；从照料能力来看，延迟退休可能会导致老人的照料能力不足，从而降低就业女性的儿童照料可及性。就现实而言，我们真正需要做的，是在社会上重新确立养育下一代的分工规则[24]。国家需要通过公共政策与项目给予家庭有效的支持,单位可以设置弹性工作时间、兼职和轮班工作来缓解家庭工作关系的不兼容，加强社区合作和家庭参与，积极构建政府、单位、社区、家庭四位一体的综合儿童照料体系。

注释：

①数据来源于国研网统计数据库世界经济数据库年度数据世界银行数据女性劳动力参与率(占15～64岁女性人口的比率，劳工组织模型估计%)，网址为http://data.drcnet.com.cn/web/OLAPQuery.aspx?databasename=World Economy & cube Name=World Bank & channel=51&nodeId=83&uid=995610。

②根据EPS全球统计数据平台分析中国劳动经济数据库(综合)全国女性就业人员年龄构成数据整理，网址为http://olap.epsnet.com.cn/Sys/Olap.aspx?ID=OLAP_CLED2_Y_A_WEB。

③数据来源于《中国人口科学》2013年04期王军、王广州《中国育龄人群的生育意愿及其影响估计》中实际调查研究结论，中国2012年平均意愿生育水平是1.86个，长期1.8个。

④孙文文《女性家务劳动时间是男性两倍》一文中提到“不少女性为了兼顾就业和育儿，不得不采取中断就业、灵活就业等措施来应对，但在收入水平、劳动保障和个人事业发展等方面，都处于不利地位。”载《北京晚报》，2017年6月27日第J192版。

⑤数据来源于《2019年中国统计年鉴》中表21-22“每十万人口各级学校平均在校生人数”。

⑥为节约篇幅，稳健性检验只报告了关键自变量的回归结果，其他控制变量结果与上文没有显著差异。