家庭负担、性别分工与贫困劳动力就业——基于湖北J县易地扶贫搬迁户的调查

张翠娥，陈子璇

(华中农业大学 文法学院，湖北 武汉 430070)

易地扶贫搬迁是解决“一方水土养不活一方人”地区贫困问题的根本途径。据统计，截至2020年10月，全国累计建成集中安置社区3.5万个，共有960多万贫困人口享受易地扶贫搬迁政策[1]。当前我国易地扶贫搬迁基本解决了“搬得出”的问题[2]，搬迁使贫困户从原本环境恶劣的地区搬迁到自然条件较好、有更多发展机会的地区，生存环境得到极大改善。但搬迁后的贫困户仍面临着是否“稳得住、能致富”的新问题，尤其是对于集中安置的搬迁户来说，外部环境的改变使得曾经的生产生活方式难以在新居住地复刻，他们能否在新的聚居点实现生产生活方式转型是关键。解决易地搬迁贫困户“稳得住、能致富”的最有效方式是促进就业[3]，因此，就业常常被视作易地扶贫搬迁家庭后续发展的基础，也被列为易地搬迁移民后续帮扶工作的重中之重。

随着对贫困内涵认识的深化，贫困程度的测量已经从单一收入贫困转向多维贫困，疾病、子女抚养、老人赡养等家庭负担也常常被作为测量家庭贫困程度的指标之一[4]。既有研究显示，家庭负担会影响劳动力就业[5]，但在家庭负担对劳动力就业的影响是积极促进还是消极阻碍作用上，学者们的观点却存在着较大分歧。据此，本文基于湖北省J县的实地调查，聚焦易地扶贫搬迁集中安置贫困户的家庭负担与劳动力就业之间的关系，尝试透过不同性别之间的比较，更为深入地认识家庭负担对贫困劳动力就业的影响。

一、文献分析与研究假设

1.文献分析

(1)家庭负担与劳动力就业的关系。家庭负担的定义最早见于20世纪50年代中期美国社会学家Clausen对疾病家庭负担的研究，他认为家庭负担指疾病对家庭成员造成的困难、问题或不良影响[6]。Hoenig等将家庭负担分为主观负担和客观负担[7]，主观负担指患病成员给其他家庭成员带来的心理感受，客观负担指由患者的疾病给家庭带来的不良事件。随着研究的深入，家庭负担的界定逐渐扩展，当前主要指家庭中的老人、子女和病人给家庭带来的经济负担和照料负担。

现有研究对家庭负担与劳动力就业关系的认识可以归纳为三种观点：一是“就业促进效应”，即赡养老人、抚养子女和照顾病人会给家庭带来经济压力，为了维持家庭生活，家庭劳动力会积极就业，并且在就业过程中会努力追求更高的收入。郭锦墉等调查发现农民在家庭负担的驱动下会趋向收入更高的职业，职业流动性提高[8]。席恒等指出家庭负担会影响劳动力工作意愿，除政府公务员之外，家庭负担越重，劳动者延长工作年限的意愿越强烈[9]。覃凤琴等认为家庭负担会影响农民工的就业区域选择[10]。二是“就业阻碍效应”，即由于家庭负担的存在，劳动力需要分配一定的时间和精力到家庭事务中，为家庭成员提供照料，时间和精力有限的情况下，分配到家庭事务中的越多，投入到劳动生产的就会越少，因此家庭负担会阻碍就业。当家庭内部需要抚养的老人和小孩数量越多时，劳动力的平均照料负担会随之增加，就业受到限制，劳动力外出就业的概率会降低[11-12]。三是“就业门槛效应”，即家庭负担对劳动力就业的影响存在一定的范围，如果超过这个范围，影响会发生明显变化。黄春杰等指出在家庭照护对农民的非农他雇就业有负向影响，并且以每周15小时为门槛，当照护时间超过15小时，农民的非农他雇劳动参与率会显著下降[13]。

(2)家庭负担对劳动力就业影响的性别差异。与男性相比，女性更容易受到家庭负担的影响，绝大多数研究显示，家庭负担会阻碍女性就业。张建杰认为，有家庭负担的劳动力外出就业意愿较高，而农村女性受到家庭的限制，虽然外出就业意愿强烈，与男性相比也很难实现外出就业[14]。王娟等发现家庭疾病照料负担会降低已婚男女的劳动参与，对女性劳动者的阻碍更强[15]。潘明明等对老人照料的研究，也得出了相似的结论[16]。郭新华等认为资产负债与子女照料均会对已婚女性就业产生显著的负向影响[17]。也有学者讨论了家庭照料对女性就业影响的门槛效应，如陈璐等提出为家庭提供照料会对女性劳动参与率产生负向影响，当周照料时长超过20小时，女性会因为难以兼顾家庭和工作而退出劳动市场[18]。值得注意的是，李勇辉等研究不同子女照料方式对女性就业的影响，发现在照料子女的方式选择上，如果家庭中有祖辈照料或正规照料而不是母亲来承担照料责任，女性的劳动参与率会大大提高[19]。这提示家庭负担在一定条件下对女性就业也可能具有积极的促进作用。

综上可见，学者们在家庭负担与劳动力就业问题上已经进行了较多探索，使用的分析方法多样，但对于家庭负担会对劳动力就业产生何种影响尚未达成共识。既往研究大多使用非劳动力人口占劳动力人口或家庭总人口的比值来测量家庭负担，但在实际生活中，一个非劳动力可能会同时带来赡/抚养负担和疾病负担，如Irazábal 等[20]研究所提出的，抚养一个残疾儿童家庭负担远高于抚养一个正常儿童。而且，使用一个总体比值来衡量家庭负担忽视了子女抚养、老人赡养与病人照顾之间的差异性，难以揭示不同类型的家庭负担对劳动力就业影响的差异性，同样，也未能真正揭示不同类型的家庭负担对劳动力就业影响的性别差异。

2.研究假设

关于劳动力就业的理论与实证研究十分丰富，而在家庭这一场域中探讨劳动力就业时，多以家庭经济学作为理论基础。贝克尔是家庭经济学的代表人物，其家庭经济理论视家庭为有效率的生产单位，将时间资源加入家庭经济活动的分析当中，提出为了实现家庭资源投资的收益最大化，家庭需要在各项活动中对生产资料和时间资源进行配置[21]。据此，家庭既要完成家务劳动，也需要通过市场获得经济收入来维持日常生活。而家庭由个人组成，因此家庭可获得经济收入的多少，取决于构成家庭的个人在家庭内部与市场生产之间的时间精力分配。为了实现收益最大化，一个有效率家庭的成员会同时对市场和家庭两方面进行投资，并且把时间分配到两个部门中[22]。当家庭负担出现时，家庭部门的需求增加，由此家庭成员分配到家庭部门的时间随之增加。但是人的时间和精力是有限的，家庭部门投入的增加必然导致分配到市场部门的时间和精力减少。据此，家庭负担会阻碍家庭成员参与市场工作。而对于农村贫困家庭来说，家庭各类资源的匮乏是其基本特征，因此家庭负担的出现使得他们不得不投入更多的时间到家庭中，就业由此受到阻碍。基于此，提出假设1。

H1：家庭负担对贫困劳动力就业具有阻碍作用。

本文将家庭负担细分为赡养负担、抚养负担和疾病负担三类，由此，得到以下三个推论：

H1a：赡养负担对贫困劳动力就业有阻碍作用。

H1b：抚养负担对贫困劳动力就业有阻碍作用。

H1c：疾病负担对贫困劳动力就业有阻碍作用。

在我国农村地区，劳动性别分工模式主要是“男主外，女主内”，即男性主要从事市场部门的经济劳动，女性则负责家庭部门的家务劳动。对此，贝克尔曾这样解释：女性在照料技能和责任上的表现都优于男性，在相同的条件下，女性在家务劳动方面表现出明显的优势，当家庭中存在两性时，为了更高的收益会倾向于让女性专注家务劳动，让男性专注市场劳动。在这个过程中，男性与女性会分别在市场和家庭进行专业化投资，因此性别分工会逐渐形成，并且实现完全专业化，男性主要被分配到市场部门，而女性被分配到家庭部门[23]。虽然近些年农村女性开始逐渐走出家庭，在劳动力市场中占据的比例不断提高，但是调查研究显示，男性仍然是家庭经济的主要承担者，而女性依然承担着更多家务劳动。据此，提出假设2。

H2：家庭负担对贫困劳动力就业的影响具有性别差异，相比于男性劳动力，不同类型家庭负担对女性劳动力就业的阻碍作用更大。

二、数据说明与变量描述

1.数据来源

本研究使用的数据来自2020年7—8月，在湖北省恩施土家族苗族自治州J县开展的实地调查。J县是国家级贫困县，有建档立卡贫困户4.1万户，13.7万人。受到地理条件的影响，该县易地扶贫搬迁任务较重，截至2019年9月，共计完成易地扶贫搬迁14302户贫困户48842人，约为全县建档立卡贫困人口的1/3。此次调查的对象为享受易地扶贫搬迁集中安置政策，并且已经完成搬迁的贫困家庭中18～65岁具有劳动能力的人。该调查在J县选取三个乡镇，每个乡镇各选两个典型集中安置小区，在小区内以户为单位进行普查。调查方法以入户访问为主，共回收283份问卷；通过电话访问的形式对当时不在家的劳动力进行补充调查，共回收143份问卷。总计回收样本426个，其中有效样本408个。调查内容主要包括易地扶贫搬迁贫困户的家庭情况、被访者的个人情况与搬迁前后的就业状况。

2.变量选取

(1)被解释变量。本文的被解释变量为就业状况，是一个关于劳动力是否有工作的二分变量。本文将就业定义为劳动力依法进行的可获得经济收入的活动，在具体操作中包括自雇就业和他雇就业，其中他雇就业包括长期稳定就业和短期非稳定就业。在分析时，将“有工作”赋值为1，“没有工作”赋值为0。

(2)解释变量。解释变量是家庭负担。借鉴Maji 等对家庭负担的定义[24]，本文将家庭负担定义为影响家庭生活的问题、困难或不良事件，并将其划分成赡养负担、抚养负担和疾病负担三个维度。其中赡养负担指赡养老人的负担，通过“您家里是否有65岁以上需要赡养的老人”进行测量；抚养负担主要指养育子女的负担，不同年龄段的子女需求存在差异，根据不同教育阶段将抚养负担分为学龄前、义务教育阶段和高中或大学三种，分别通过“您家是否有学龄前儿童”“您家是否有义务教育阶段学生”和“您家是否有高中生或大学生”三个问题进行测量；疾病负担指为病人提供的照料负担和看病带来的经济负担，通过“您家是否有残疾人”“您家是否有需要长期吃药的病人”和“您家是否有人生活不能自理”三道题进行测量。测量家庭负担的7道题均为二分变量，回答“是”赋值为1，“否”赋值为0。

(3)控制变量。本文的控制变量为个人特征变量和家庭特征变量。个人特征变量包括性别、年龄、文化程度、健康状况和劳动能力；家庭特征变量包括家庭常住人口数和兄弟姐妹数量(见表1)。

借助线性回归方法，在分析过程中对所选变量进行多重共线性诊断得到方差膨胀因子(VIF)均小于3，表明各变量之间不存在严重共线性，相关共线性程度在合理范围内。

表1 变量的定义及描述分析

3.描述性统计

根据是否有工作将受访的样本分组，进行解释变量的描述性统计，具体结果如表2所示。除此之外，在接受调查的所有样本中，没有工作的样本占比17.4%；有工作的样本占比为82.6%。在有工作的样本中，打零工的最多，占总体的51%；编制内员工最少，仅占0.6%；合同制员工与个体经营者分别占38.9%、9.5%。

表2 解释变量描述性统计

三、模型与实证结果

1.模型设定

本文研究家庭负担对劳动力就业的影响，被解释变量就业状况是考察“是否有工作”的二分变量。选用Logit回归模型进行劳动力就业影响因素分析，建立影响劳动力就业发生比的模型：

(1)

式(1)中，pi为劳动力有工作的概率；β0为常数项；βn(j=1，2，…,n)为待估计系数；ε1表示误差项。解释变量Xin包括主要解释变量和控制变量，分别为赡养负担(65岁以上老人)、抚养负担1(学龄前儿童)、抚养负担2(义务教育阶段学生)、抚养负担3(高中生或大学生)、疾病负担1(残疾人)、疾病负担2(长期吃药的病人)、疾病负担3(生活不能自理的病人)、性别、年龄、文化程度、健康状况、劳动能力、家庭常住人口数和兄弟姐妹数量。

2.劳动力就业影响因素模型估计结果

(1)赡养负担对劳动力就业状况的影响(见表3)。赡养负担对劳动力是否就业的影响系数为正(β=0.845，P<0.05)，说明有赡养负担的家庭劳动力就业的概率相对更大，赡养负担对劳动力就业有促进作用，与假设H1a相反。这可能是因为，对于贫困家庭来说，获得更多经济收入至关重要。为此，他们会优先将在市场中更有优势的成员分配到市场部门，并且使他们尽量分配时间和资源到市场部门以期获得最高的经济收入。在目前的劳动力市场中，农民就业大多以体力劳动为主，劳动能力越强，在市场中越有优势。为了实现家庭收益最大化，在市场中竞争力最强的全劳动力被分配到市场部门，而老年人由于劳动能力较弱，大多进入家庭部门从事家务劳动。由于老年人承担了做饭、打扫、照顾孩子等家务劳动，这让家庭中的主要劳动力有了更多的时间和精力投入到工作中换得经济报酬，因此对劳动力就业具有促进作用。

表3 劳动力就业影响因素模型估计结果

(2)抚养负担对劳动力就业状况的影响。抚养负担对就业的影响不显著，假设H1b无法得到验证。但是通过目前模型中的系数可以推测，学龄前儿童和义务教育阶段学生所带来的家庭负担对家庭劳动力就业有负向影响，高中及大学生所带来的抚养负担对劳动力就业有促进作用。高中生和大学生大多离开家庭独自在学校生活，仅仅需要家庭为其提供经济上的支持，如学费、生活费等，经济的压力会促使劳动力就业。而义务教育阶段与学龄前的学生需求会更多，他们不仅会带来经济开销，还需要投入时间提供陪伴和照料，当需要更多时间分配到家庭中时，会对劳动力就业产生阻碍。因此，义务教育和学龄前的抚养负担可能会阻碍劳动力就业，高中生或大学生的抚养负担可能会促进劳动力就业。

(3)疾病负担对劳动力就业状况的影响。残疾人和需要长期吃药的病人对劳动力就业的影响不显著，生活不能自理的病人对劳动力就业有显著负向影响(β=-1.508，P<0.05)，说明当家庭中有生活不能自理的病人时，劳动力就业的概率降低。长期吃药的病人的医疗费用支出按理应该会给家庭带来经济上的压力，但是得益于医疗保障的全面覆盖，通过报销等方式减少了家庭需要承担的费用，因此影响并不显著。但是当家庭中有生活不能自理的病人时，劳动力就业会受到较大的影响。目前我国农村照料服务购买的发展并不完善，照料主要由家庭提供，劳动力不得不分配更多的时间和精力到家庭中，就业因此受到阻碍。

综上，家庭负担对贫困劳动力就业具有一定的影响，但与H1的假设不同，并非所有类型的家庭负担都对劳动力就业产生阻碍作用。事实上，整体来看，不同类型家庭负担对劳动力就业的影响是不同的，赡养负担对劳动力就业有促进作用；各类抚养负担对劳动力就业的影响都不显著；疾病负担中，生活不能自理的病人对劳动力就业有阻碍作用，而残疾人与长期吃药的病人对劳动力就业没有显著影响。

3.分性别劳动力就业影响因素模型估计结果

(1)赡养负担的影响(见表4)。对男性模型与女性模型的比较可见，赡养负担对男性劳动力影响不显著；但对女性劳动力就业有正向促进作用(β=0.931，P<0.05)。

(2)抚养负担的影响。对男性模型与女性模型的比较可见，高中生或大学生的抚养负担对两性劳动力就业的影响均不显著；学龄前儿童抚养负担对男性劳动力就业影响不显著，但对女性劳动力就业具有显著的负向阻碍作用(β=-1.033，P<0.1)；义务教育阶段学生的抚养负担对男性就业有正向促进作用(β=3.150，P<0.1)，但对女性就业的影响并不显著。

(3)疾病负担的影响。对男性模型与女性模型的比较可见，各类疾病负担对男性劳动力就业的影响均不显著，但对女性劳动力就业大多数具有显著影响，其中，残疾人对女性劳动力就业在5%的显著水平上有正向促进作用(β=1.491，P<0.05)，生活不能自理的病人对女性就业在5%的显著水平上有负向阻碍作用(β=-2.097，P<0.05)，但长期吃药的病人对女性就业的影响并不显著。

综上，家庭负担对劳动力就业的影响存在着较为明显的性别差异。总体来说，家庭负担对男性劳动力就业影响不大，对女性就业的影响较大。这可能是因为贫困家庭经济收入有限，如果失去经济来源，家庭极易陷入困难境地，因此有劳动力就业对于贫困户维持生计和脱贫致富至关重要。由于劳动性别分工，男性是家庭经济收入的主要来源，无论家庭内部发生什么变化，男性贫困劳动力都必须工作挣钱，以此来维持家庭的正常生活，故男性劳动力就业受到家庭负担的影响较小。义务教育阶段学生抚养负担对男性劳动力就业有促进作用，可能因为这一阶段的男性大多正处于壮年，是就业的最好年龄段。在本研究的男性样本中，有工作的占96.14%，而女性样本中，有工作的仅为64.57%，男性劳动力的就业率远高于女性劳动力。

值得注意的是，家庭负担对女性就业的影响很复杂，不同类型的家庭负担对于女性就业的影响是不同的，并非所有类型的家庭负担对女性就业的影响都是负向的。女性就业受到的阻碍主要体现为特定的人群带来的照料负担，即学龄前的儿童和生活不能自理的病人。而家庭中的老年人与残疾人不仅没有阻碍女性就业，反而促进了女性就业。这可能是因为老年人与残疾人作为弱劳动力虽然难以进入市场从事经济劳动，但是都可以适当承担家务劳动，与其相比女性劳动力在劳动力市场中更有竞争优势。因此为了获得更高的收益，弱劳动力参与家务劳动可以对通常由女性劳动力承担的家务劳动产生替代效应，从而对女性劳动力的就业产生了促进作用。

表4 不同性别劳动力就业影响因素模型估计结果

四、结论与启示

本文基于湖北省J县408个易地扶贫搬迁户劳动力的调查数据，讨论了不同类型的家庭负担对贫困劳动力就业的影响及其影响的性别差异。结果表明：(1)不同类型的家庭负担对贫困劳动力就业的影响是不同的。不同年龄段的抚养负担对贫困劳动力就业的影响都不显著，但疾病负担中无法自理的病人显著阻碍劳动力就业，赡养负担则对劳动力就业具有促进作用。(2)不同类型家庭负担对劳动力就业的影响存在着明显的性别差异，女性劳动力就业更容易受到家庭负担的影响。对于男性劳动力，除了义务教育阶段学生的抚养负担具有一定的促进作用，其他各类家庭负担对男性就业的影响都不显著。对于女性劳动力，不同类型家庭负担的影响不同，其中，赡养负担与残疾人疾病负担对女性就业有促进作用，学龄前儿童抚养负担和无法自理病人疾病负担对女性劳动力就业有阻碍作用。

就业是贫困户实现稳定脱贫、逐步致富的最有效途径。不同类型家庭负担对就业的影响不同及其影响的性别差异，意味着就业扶贫政策要充分考虑贫困户中家庭负担的差异性，制定出精准的帮扶举措。首先，为促进充分就业，减少家庭负担对女性劳动力就业的阻碍作用，应大力推进农村公共服务体系建设，提升农村公共服务质量，以公共服务替代劳动力在家庭事务中投入的时间，从而整体上提高劳动力就业的比例；其次，应结合公共服务的发展，创造更多居家就业机会和更好的“家门口就业”环境，以此帮助男女两性都可以更好地兼顾家庭与事业。就业是稳定脱贫的关键，但家庭负担本质上也是家庭责任。在促进贫困家庭劳动力充分就业的同时，必须使其能够同时履行好家庭责任，只有这样，才能促进贫困劳动力的就业，从而保障贫困家庭的稳定脱贫。