3岁以下随迁子女的父职照料对流动女性就业参与的影响研究——基于2016年全国流动人口动态监测数据的实证分析

谭江蓉 ，姜春云

（重庆工商大学a.人口发展与政策研究中心；b.公共管理学院；c.法学与社会学学院，重庆400067）

一、文献回顾与问题提出

女性就业对于家庭经济积累和社会经济发展具有重要意义，促进流动女性的充分就业有助于促进性别平等，更有助于挖掘和释放其所蕴含的性别红利[1][2]。然而，照料和家务等无偿家庭劳动在很大程度上限制了女性的就业参与，尤其是女性作为婴幼儿照料的传统和关键主体，其自身的就业参与倍受这种家庭责任的影响[3]。流动女性由于离开“熟人社会”，无法像户籍女性那样利用居住地附近的亲属资源、公共服务等为其提供子女照料[4][5]，因而照顾年幼的随迁子女对流动女性的负面影响更为突出。在家庭化迁移的背景下[6][7]，父亲在流动家庭中的照料角色就显得尤为重要。随着国务院办公厅发布关于促进3 岁以下婴幼儿照护服务发展的指导意见，家庭对婴幼儿照护的主体责任被再次强调①中华人民共和国中央人民政府.国务院办公厅关于促进3 岁以下婴幼儿照护服务发展的指导意见，www.gov.cn/zhengce/content/2019-05/09/content_5389983.htm，2019-05-09。。因此，在我国家庭化迁移和人口数量红利逐渐消失的双重背景下，了解3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响程度，对于促进流动家庭中的性别平等，有针对性地挖掘流动女性蕴含的劳动潜能、释放充分就业带来的性别红利效应具有重要的现实意义。

国内关于父职照料与女性就业参与关系的实证研究较为匮乏，相关研究主要考察父职照料的影响因素[8][9]，或聚焦于父职照料现状的质性讨论[10][11]。而国外关于这方面的研究则相对丰富，主要集中在两个方面：一方面，侧重于讨论女性就业参与情况对父职照料与否的影响，或关注母亲“守门人”的角色对父职照料的抑制作用[12]，或关注女性良好的就业现状对父职照料的促进作用[13][14]。另一方面，主要关注父职照料对女性就业参与的影响，并且结果存在明显差异。其中，一种结果认为父职照料对女性就业参与具有消极影响。如Maume&Mullin（1993）就认为父权制观念的根深蒂固，使得依靠丈夫照顾6岁以下学龄前儿童会导致职业母亲辞职的可能性提高[15]；Ariane&Solaz（2008）的研究表明受传统性别角色规范的影响，当失业父母共同照料3岁以下子女时，父亲会承担相对较少的照料任务，导致失业母亲再就业的困难[16]；Mahringer&Zulehner（2015）使用1995年和2002年的奥地利的调查数据进行研究，发现父亲参与3岁以下婴幼儿照料在1995年对女性就业率的影响表现为正向影响但不显著，而在2002年时则表现为显著的负向影响[17]。另一种研究结果则认为父亲参与照料对女性就业参与具有积极影响。例如，Fagan（2008）的研究证实了父亲更多地参与13岁以下儿童的照料活动，会使得女性更能感受到“工作—家庭”之间的平衡，从而有助于女性的就业参与[18]；Raley et al.（2012）的研究则证明了父亲照料13岁以下儿童的时间对于提升女性就业参与的可能性具有积极影响[19]。

本文拟利用2016年全国流动人口动态监测数据，探讨3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响，力图在以下方面对现有文献进行拓展：其一，已有研究很少关注3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响，更多关注的是父职照料对育有不同年龄段子女的女性就业参与方面所产生的差异化影响，包括育有3岁以下、6岁以下以及13岁以下子女的女性。因而，本文将聚焦3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响程度，并考察这种影响在不同代际之间和不同户籍之间的差异性。其二，已有研究主要考察父职照料对女性就业参与的直接影响，仅有极少数研究对调节作用机制进行讨论[20]。因而，本文将尝试检验家庭特征在3岁以下随迁子女父职照料影响流动女性就业参与的过程中是否发挥调节作用。其三，国内少量涉及父职照料与女性就业参与的实证研究中，大多没有考虑两者之间可能存在的双向因果关系。因而，本文拟选择合适的工具变量，识别3岁以下随迁子女的父职照料和流动女性就业参与之间的因果关系并进行稳健性检验，以期为3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响研究提供更为丰富、可靠的经验证据。

二、理论分析与研究假设

性别社会学理论认为，儿童照料活动的性别分工是在一定的社会文化规范和制度下产生的，是夫妻根据预期的男性和女性规范在家庭中进行的性别互动表演，由此形成了“母职”与“父职”[21]。所谓“父职”是指社会建构的社会实践，主要包含经济抚养和日常照料两个基本职责，但由于我国传统性别文化观念的影响，父亲在日常照料方面通常处于缺席状态[22]。在这种情形下，子女照料责任往往由母亲承担，使其被迫扮演照料者与就业者的双重角色，从而损害了其平等参与就业的权利。而父亲参与子女照料能够在很大程度上缓解母亲的照料压力，使其从家庭与工作的冲突中解放出来，而有助于母亲的就业参与。已有的部分实证研究表明，父亲参与子女照料会促进女性更好地平衡家庭与工作之间的关系，有助于提升其参与就业的可能性[18][19]。

对于流动女性而言，3岁以下随迁子女处于完全依赖期，照料活动对时间和精力投入会有更高的要求。并且，她们因为无法像户籍女性那样利用城市基本公共服务和附近的亲属资源为自己提供相应照料支持，从而面临着更加尖锐的家庭与工作之间的矛盾，这会对其自身的就业参与造成不利影响。但是，在家庭化迁移的背景下，丈夫会在家庭关系上做出不同程度的协商、调试和妥协，他们更可能主动参与到随迁子女的照料之中[23]，流动女性的就业参与情况会因为照料压力得到丈夫的分担而有所改善。有研究表明，丈夫随迁会正向调节子女随迁对流动女性就业参与的负面影响，即丈夫随迁可能分摊妻子的照料活动，从而提升了流动女性就业参与的可能性，这在某种程度上证明了父亲参与随迁子女照料对流动女性就业参与的促进作用[20]。据此，本文提出以下假设：

假设1：相较于母亲单独照料，3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与具有显著的积极影响。

基于上面的分析可以发现3岁以下随迁子女父职照料会影响流动女性的就业参与，但现实中流动女性群体是异质的。不同代际的流动女性群体在自然属性和社会属性方面存在差异[24]，她们经历着不同的生命历程，使其在性别角色观念上出现传统与现代之别，其对“男主外女主内”性别角色观念的看法会存在差异[25]，在家庭与工作之间的选择也会存在差异，进而使得她们在主观就业意愿上也表现出不同。因此，由于新生代流动女性的性别角色观念更为现代化，其在心理上会抵制“男主外女主内”的传统性别分工形式，从而在主观上面临更为尖锐的家庭和工作的矛盾。在丈夫参与到3岁以下随迁子女照料的过程中，照料压力得到缓解的新生代流动女性则更倾向冲破传统性别分工的樊篱，从而使其呈现较好的就业参与状况。相反，老一代流动女性由于自身文化程度的限制，往往潜移默化地接受传统性别文化的规训，使得她们自身的主观就业意愿不强，而选择承担3岁以下随迁子女的照料责任，从而制约了父职照料对流动女性就业参与的积极效应。据此，本文提出以下假设：

假设2：对于老一代的流动女性，3岁以下随迁子女父职照料不会对其就业参与产生显著的影响；对于新生代的流动女性，3岁以下随迁子女父职照料会对其就业参与产生显著的积极影响。

同时，流动女性群体内部也会因为城乡户籍性质的不同而出现人力资本和社会资本的积累差异[26]，因此这些差异可能导致不同户籍的流动女性在客观就业能力上的不同，从而影响3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的作用效果。有研究表明户籍制度导致不同户籍流动女性之间的禀赋差异确实存在，子女随迁所带来的照料负担对农村流动女性就业参与造成的负面影响更明显[20]。相反，城市户籍的流动女性由于个人能力素质以及家庭禀赋更高，使得其在劳动力市场中占据一定优势，一定程度上抵御了随迁子女照料负担带来的负面影响[26]。因此，虽然丈夫的参与在很大程度上减轻和分担流动女性的照料压力，但是这种分担所带来的正向影响可能在城市户籍的流动女性中表现得并不明显，反而在处于相对弱势的农村户籍的流动女性群体中表现得更为突出，使得这部分流动女性就业参与的可能性得到提升。据此，本文提出以下假设：

假设3：对于城市户籍的流动女性，3岁以下随迁子女父职照料不会对其就业参与产生显著的影响；对于农村户籍的流动女性，3岁以下随迁子女父职照料会对其就业参与产生显著的积极影响。

此外，流动女性的家庭特征会对其就业参与产生直接影响，比如家庭经济状况、随迁子女的年龄[26][27]、随迁子女数量[26-28]、丈夫的年龄[20][26]、家庭规模[27]等变量都在不同程度上直接影响流动女性的就业参与。同时，正如费孝通先生在《生育制度》中指出的，抚育或照料是嵌入在家庭环境中的行为[29]。这说明家庭照料主体的照料行为发生在流动家庭之中，就会在一定程度上受到包括家庭的整体经济状况以及各家庭成员特征在内的各种家庭特征的影响，从而对流动女性就业参与产生不同的影响。有关研究证明，母亲独自照料随迁子女对流动女性就业参与的消极影响会因为随迁子女的年龄和家庭经济状况的不同而出现变化[27]，以及祖辈照料随迁子女对流动女性就业参与的积极影响会因为随迁子女数量和年龄的不同而出现变化[26]。由此推论，作为家庭照料关键主体之一的父亲，其参与3岁以下随迁子女照料对流动女性就业参与的影响，也会因为不同家庭特征因素的调节而呈现差异。据此，本文提出以下假设：

假设4：3岁以下随迁子女父职照料会因为各类家庭特征的不同而对流动女性的就业参与产生不同的影响。

三、研究设计

（一）数据来源

本文在实证分析部分所使用的数据是2016 年由原国家卫生计生委所组织调查的全国流动人口动态监测数据，该调查采取PPS抽样方法，调查涵盖全国31个省（区、市）和新疆生产建设兵团的流动人口，具有较好的全国代表性。同时，该数据中包含能够反映3岁以下随迁子女父职照料和流动女性就业参与情况等方面的信息，符合本文的研究需要。结合本文对研究对象的要求，将根据如下条件进行样本筛选，即受访的流动人口为女性，并且至少有一个3岁以下的子女居住在本地。

按照以上条件进行筛选，在删除无效值和缺失值的情况下，最终获得8738个样本。样本统计结果显示，流动女性的平均年龄约为28岁；平均受教育年限约11年；农业户口占84.2%，非农业/居民户口占15.8%；跨省流动占45.2%，省内流动占54.8%；以务工/经商为主的经济因素驱动型流动占60.2%，以随迁/嫁娶为主的社会因素驱动型流动占39.8%①“女性流动原因”依据问卷中“本次流动原因”一题来确定，将选择“务工/工作”和“经商”选项的定义为经济因素驱动的流动，将选择“家属随迁”、“婚姻嫁娶”、“拆迁搬家”、“照顾自家老人”和“照顾自家小孩”选项的定义为社会因素驱动的流动。下文的“丈夫的流动原因”也是按照这一标准划分。。

（二）变量设置

本文的被解释变量为流动女性的就业参与，根据2016年流动人口调查问卷中“五一节前一周是否做过一小时以上有收入的工作？”来确定，选择“是”则记为1，表示参与就业；选择“否”则记为0，表示未参与就业。

本文的核心解释变量为3岁以下随迁子女的父职照料，主要根据2016年流动人口调查问卷中“您子女相关情况中的主要照料人”一题来确定。此题的答案共设置了8个选项，其包括“父亲、母亲、父母双方、祖辈、其他亲属、邻居朋友、老师托管和无人照料”。本文将选择“父亲”和“父母双方”定义为父职照料，记为1；选择“母亲”定义为母亲单独照料，记为0②由于本文关注的是亲职照料，故将父母以外的其他照料主体，即“祖辈”、“其他亲属”、“邻居朋友”、“老师托管”和“无人照料”的数据删除。。

本文在参考以往文献的基础上，控制了流动女性的个体特征、家庭特征和流动特征等因素对流动女性就业参与的影响。其中，个体特征包括年龄、受教育年限和户口性质；家庭特征包括家庭规模、家庭经济状况、最小随迁子女年龄、丈夫年龄和随迁子女数量；流动特征包含流动范围和流动原因。此外，本文还纳入变量流入区域作为固定效应以控制经济和就业整体环境的影响。详细的变量定义和赋值情况见表1。

（三）模型设定

本计量模型将流动女性的就业参与设置为被解释变量，核心解释变量为3岁以下随迁子女的父职照料。由于就业参与变量为二分类变量，故采用Probit模型进行估计，计量模型如下：

其中，下角标i和j表示流入j区域中的个人i，work表示流动女性的就业参与情况，β0表示截距项，β1表示3岁以下随迁子女父职照料的估计系数，fathercare表示3岁以下随迁子女的父职照料，β2表示控制变量的估计系数，Z表示本文所控制的个人、家庭和流动特征变量，region表示区域控制变量，μ表示残差项。

表1 所有变量的定义、赋值与描述

四、3岁以下随迁子女父职照料影响流动女性就业参与的实证分析

（一）3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响估计

表2反映的是3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的基本模型估计结果。模型1中，在控制地区固定效应的前提下，仅加入父职照料进行模型估计。模型估计结果显示，3岁以下随迁子女的父职照料在1%的显著水平上对流动女性就业参与表现出积极影响。具体来看，相较于母亲单独照料，父亲参与3岁以下随迁子女的照料会使得流动女性参与就业的概率提高33.7个百分点。模型2在模型1的基础上加入个人特征变量后，3岁以下随迁子女父职照料的积极影响稍微减弱，仍在1%的水平上显著。模型3在模型2的基础上增加家庭特征变量后，3岁以下随迁子女父职照料的积极影响明显减弱。而在纳入全部控制变量的模型4中，3岁以下随迁子女父职照料再次减弱，但是仍然呈现显著的正向影响。具体来看，在控制其他因素的情况下，相较于母亲单独照料，父亲参与3岁以下随迁子女的照料使流动女性参与就业的概率增加21.7个百分点。以上实证结果证明，在流动家庭中，3岁以下随迁子女的父职照料有力地促进了流动女性的就业参与。这说明父职照料能够在一定程度上缓解母职照料的压力和负担，有利于缓和流动女性所面临的家庭无偿照料和市场有偿工作之间的矛盾与冲突，从而提高流动女性参与就业的概率。假设1得到验证。

从控制变量的回归结果来看，受教育年限每增加1年，流动女性的就业概率就提高1.1百分点，这反映了流动女性所具备的人力资本能够有效提升其就业参与。家庭规模、家庭经济状况和3岁以下随迁子女年龄对流动女性就业参与存在正向影响，猜想可能是因为流动家庭的人口规模与经济状况代表了该家庭潜在的照料支持和直接的经济支持，而3岁以下随迁子女的年龄越大，母亲照料的负担就相对减轻，故这三者都有利于其参与就业。但是，丈夫年龄越大越不利于流动女性的就业参与。此外，经济因素驱动的流动会使得流动女性参与就业的概率提升37个百分点，这可能与受经济因素驱动的流动女性的就业动机相较于受社会因素驱动的流动女性更加强烈有关[30]。

表2 3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与影响的估计结果

（二）内生性处理与稳健性检验

考虑到3岁以下随迁子女父职照料与流动女性就业参与之间可能会因为双向因果的关系而造成内生性问题，本文拟采用工具变量法来解决该问题。考虑到工具变量对外生性和相关性的要求，本文参照已有文献的处理思路[27]，选取“现居省份流动人口中父亲参与3岁以下随迁子女照料的比例”作为工具变量。之所以采用该变量，基于如下考虑：从逻辑上来看，现居省份父亲参与3岁以下随迁子女照料的比例反映了该地区流动人口中父权制观念的强弱，其会影响到流动家庭中父亲是否参与子女照料的具体行为，从而直接影响流动女性是否能够参与就业。同时，育有3岁以下随迁子女的流动女性是否参与就业无法影响其现居省份的流动人口中父亲参与3岁以下随迁子女照料的比例。因此，该工具变量在理论逻辑上满足工具变量对相关性和外生性的要求。

表3 中的模型5 是使用工具变量法（IV Probit）处理内生性的估计结果，结果显示工具变量在1%的水平上高度显著，同时F值大于10，说明“现居省份流动人口中父亲参与3岁以下随迁子女照料的比例”对父亲是否参与3岁以下随迁子女照料具有较强的解释力，不存在弱工具变量的问题。从估计结果来看，3岁以下随迁子女的父职照料依然能够显著地提高流动女性的就业参与概率，且在1%的统计水平上显著。具体而言，与母亲单独照料3岁以下随迁子女相比，父职照料能够使得流动女性的就业参与概率提高35.4个百分点。因此，上述分析表明在对内生性问题进行处理后，3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与仍然具有显著的正向影响。

为了检验上述分析结果是否可靠，下面将从两个方面进行稳健性检验：第一，更换工具变量再检验。考虑到丈夫选择流动的原因会影响到其是以家庭为主还是劳动力市场为主，从而在很大程度上会影响其选择是否参与3岁以下随迁子女的照料决策。并且，在家庭化迁移过程中大多以丈夫为主导，流动女性则经常扮演“捆绑移民”的角色，其就业参与状况作为后发事件也无法影响前期丈夫的流动原因。基于此，我们选择“丈夫流动原因”作为工具变量进行再检验，即稳健性检验1。第二，更换计量方法再检验。我们使用基于线性概率模型的两阶段最小二乘法（2SLS）对3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响进行再检验，即稳健性检验2。从表3的估计结果来看，不论是在更换工具变量，还是更换计量方法的稳健性检验中，父职照料始终表现出显著的正向影响，有效地证明了上文模型估计结果的稳健性。

表3 内生性处理和稳健性检验的估计结果

（三）异质性分析：代际和户籍差异

为了检验3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响是否存代际差异和户籍差异，本部分按照流动女性的出生年份①将出生年份在1980年之前的界定为老一代流动女性，出生年份在1980年及以后的界定为新生代流动女性。和户口性质进行分组，进一步分析3岁以下随迁子女的父职照料对流动女性就业参与影响的代际差异性和户籍差异性。

表4 报告了使用工具变量法进行异质性分析的回归结果。其中，模型11 和模型12的估计结果显示，3岁以下随迁子女父职照料对新生代流动女性就业参与的回归系数显著为正，即对新生代流动女性而言，相比于其独自照料3岁以下随迁子女，父亲参与照料使其就业参与概率提高了37.3个百分点。但是，这种对就业参与的正向影响在老一代流动女性中并不具有显著性。这说明新生代和老一代流动女性因为性别角色观念的差异所导致的主观就业意愿的差异，会使得3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响呈现显著的代际差异，假设2得到验证。

表4 异质性分析的估计结果

模型13和模型14报告的估计结果显示，3岁以下随迁子女的父职照料对农村流动女性就业参与的回归系数显著为正，即对农村流动女性而言，相比于其独自照料3岁以下随迁子女，父亲参与照料使其就业参与概率提高了36.8个百分点。这说明户籍制度的城乡分割机制在流动女性群体中仍然存在，由此带来的不同户籍流动女性在客观就业能力上的异质性，会使得3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响呈现显著的户籍差异。假设3得到验证。

（四）家庭特征对父职照料的调节效应

为了检验3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响是否会因为家庭特征的不同而呈现差异，本部分在控制其他变量的情况下，将父职照料与家庭特征变量的交互项分别纳入模型进行分析，模型估计结果如表5所示。

表5 家庭特征对3岁以下随迁子女父职照料的调节效应估计结果

表5的估计结果表明，父职照料只与家庭经济状况和随迁子女最小年龄存在交互效应，假设4得到部分验证。具体来看，父职照料与家庭经济状况的交互项在5%的水平上显著为正，说明家庭经济状况越高的流动家庭中，父亲参与3岁以下随迁子女照料更有助于流动女性参与就业。这可能是因为在经济状况较高的家庭中，父亲参与子女照料是家庭资源合理优化的结果[11]，也即是说，在经济状况较好的流动家庭中，丈夫可能为了妻子更好地实现自身价值或扮演物质生产者角色，而承担或兼顾3岁以下随迁子女的照料任务，从而提升了流动女性的就业参与概率。此外，父职照料与随迁子女最小年龄的交互项也在5%的水平上显著为正，说明父亲所照顾的3岁以下随迁子女的年龄越大，越有助于流动女性的就业参与。这是因为母亲如果在3岁以下随迁子女的1～3岁期间继续承担子女照料的主要任务，会使得母亲丧失更多的人力资本积累机会或者弱化之前建立的社会联系[27]，而父亲在这一阶段参与照料则会减轻这种照料负担带来的不利影响，从而增加了流动女性的就业参与概率。

五、基本结论与政策启示

在我国家庭化迁移和人口数量红利逐渐消失的双重背景下，本文利用2016年全国流动人口动态监测数据，实证研究3岁以下随迁子女父职照料对流动女性就业参与的影响，并采用工具变量法处理因双向因果关系而导致的内生性问题。研究发现：相较于母亲单独照料，3岁以下随迁子女的父职照料对流动女性就业参与具有显著的正向影响，使其就业参与概率提高35.4个百分点。并且，异质性分析结果表明，3岁以下随迁子女父职照料的正向影响在新生代流动女性和农村流动女性群体中更为突出，使得新生代和农村流动女性的就业参与概率相比于其独自照料分别提高了37.3个百分点和36.8个百分点。进一步的调节效应分析还发现，家庭经济状况和最小随迁子女年龄发挥了正向调节作用，在家庭经济状况越好和随迁子女最小年龄越大的流动家庭中，父亲参与3岁以下随迁子女照料越能够提高流动女性的就业参与概率。

在2015年全球妇女峰会上，习近平总书记在讲话中强调，要激发妇女潜力，推动妇女积极参与经济社会发展①新华网.习近平在全球妇女峰会上的讲话（全文），http：//www.xinhuanet.com//politics/2015-09/28/c_128272780.htm，2015-09-08。。具体到育有3岁以下随迁子女的流动女性群体，本研究的政策启示如下：首先，政府需要倡导并要求父亲参与3岁以下随迁子女的家庭照料，以政策文本的形式强调父职照料的重要性，进一步完善0～3 岁婴幼儿托育服务体系。3 岁以下随迁子女的父职照料能够缓解流动女性的照料压力，从而有效地改善了流动女性的就业参与状况，这有助于整体上释放流动女性参与就业所带来的性别红利效应。其次，政府还应该关注流动女性群体的内部异质性，有针对性地解决因户籍制约而处于相对弱势的农村流动女性，以及因性别观念更为现代化而有更强就业意愿的新生代流动女性的就业参与问题，积极倡导这部分家庭中的父职参与，有助于有效缓解这部分流动女性的家庭照料负担，从而激发这部分流动女性的劳动潜力。最后，政府也应该关注流动人口的家庭特征，为经济状况较差的流动家庭提供相应的经济补贴或为随迁子女年龄较小的流动家庭给予相应的婴幼儿照料支持，这既能够直接促进流动女性的就业参与，也能够使父职照料的就业促进效应得到更好地发挥，从而为流动女性的性别红利效应释放提供更好的家庭支撑。

当然，囿于所使用的数据资料，本研究尚有进一步研究的空间。因为父职照料是一个复合概念，包括教导沟通、照料辅导和关怀陪伴等方面[8]，而问卷中的信息却只能反映出流动家庭中是否存在父职照料行为，这使得本研究无法进行更深入的分析和讨论。后续研究有待在选择指标更为详尽的数据或进行信息更为丰富的调查基础上，对此问题进行更为细致的探讨。