家庭照料强度与中年劳动人口非农就业的关系研究

柴化敏，李 晶，蔡娇丽，曾 毅

（1.华东师范大学 公共管理学院，上海 200062；2.北京交通大学 经济管理学院，北京 100044；3.北京大学 国家发展研究院，北京 100871）

一、引言

《中国家庭发展报告2016》数据显示我国近90%的家庭有不同程度的照料需求，近40%的家庭有双重照料需求，即“上有老、下有小”——父母照料和儿童照料。［1］在缺乏完善的公共照料体系情况下，家庭成员是双重照料的主要承担者。［2-3］当前由于快速的人口老龄化，我国政府正致力于通过改革退休制度以推迟退休年龄，增加劳动供给、缓解养老保险体系财务压力。这就造成延迟退休年龄政策与日益增加的家庭照料负担之间的冲突。对于父母照料，延迟退休可能会加剧处于劳动年龄人口在工作和家庭照料责任的决策困境。特别对于儿童照料，延迟退休年龄将会使中年祖父母承担的照料责任转移给年轻女性，从而可能影响年轻女性的劳动就业，这将抵消延迟退休所带来的收益。因此，研究包括孙子女照料、父母照料与劳动参与的关系对于制定延迟退休年龄政策具有重要的参考价值。当家庭照料需求很大时，例如照料时间需求更多，他们还能同时兼顾工作吗？

本文重点关注的是照料强度与非农就业的关系。国际上大多数研究表明家庭照料并不一定导致劳动参与率显著下降，但当考虑照料强度因素后二者之间存在显著负相关。关于照料强度的设置标准并不一致，但大多数文献都以每周照料小时数是否达到某个数值设置一个虚拟变量作为照料强度标准，例如照料小时数超过5、10、15或20等，劳动参与率显著下降。［4-11］仅Van Houtven等将照料强度设定为照料小时数≥9.2没有发现高强度照料的影响，则可能是因为照料强度标准设定过低。［11］Car⁃michael 和Charles、Lilly 等、Nguyen 和Connelly 则以主要/次要照料者区分照料强度大小，他们的研究都表明主要照料者的劳动参与率显著下降6%～12%，次要照料者的影响并不显著，这凸显了照料强度设置大小的重要性。［6］［12-13］其次，研究照料强度的模型不同。有的研究设置高强度照料一个虚拟变量，比较非照料者和高强度照料者，而忽略了低强度照料的影响；［4］［8］［10-13］有的研究考虑了低强度和高强度照料，但仅选择一个照料强度指标，则无法考察照料强度效应是否广泛存在。［5-6］［9］

目前家庭照料和劳动参与关系的研究多集中于英国、加拿大、美国和OECD 国家等发达国家，中国在这一领域的研究尚处于起步阶段。首先，国内在这一领域的研究大多集中在父母照料与子女劳动就业关系方面，［14-18］对孙子女照料（这是在中国较为普遍的家庭照料）与祖父母劳动就业关系的研究却是几乎空白。仅刘岚等、封进和韩旭的研究中包括父母照料和孙子女照料，［19-20］但封进和韩旭研究的是退休和照料的关系。［20］其次，已有文献中对于照料强度的研究在中国尚不多见。仅陈璐等、范红丽和辛宝英、黄枫以每周照料小时数作为衡量照料强度指标，涉及照料强度研究，但都是设置高强度照料虚拟变量比较非照料者和高强度照料者，没有考虑低强度照料因素，也就无法考察高强度和低强度的异质性。［14］［16-17］此外，在以上父母照料与劳动参与关系的研究中，大多数以女性研究为主，仅蒋承和赵晓军、刘岚等研究样本中涉及男性。［18-19］而随着女性就业率提高，男性也越来越多地参与家务劳动，是家庭照料责任的另一潜在承担者。仅集中女性家庭照料研究则无法全面考察家庭照料对个体的劳动参与影响。因此，本文使用2011-2012年中国健康与养老追踪调查数据，以45-60岁（女性55 岁）的中年男性和女性为研究对象，采用工具变量方法克服内生性，研究家庭照料（包括父母照料和孙子女照料）行为与非农就业关系。通过区分低强度照料和高强度照料，考察不同等级照料强度，以检验照料强度效应的存在，填补现有文献研究空白，并在此基础上进一步分析照料孙子女、照料父母或二者都照料的照料强度效应是否存在异质性。

二、研究设计

传统劳动经济学中关于个体时间分配的工作-闲暇选择模型为研究家庭非正式照料和工作提供了理论基础。［21-23］本文研究的重点是照料强度与劳动参与的关系，通过区分低强度照料和高强度照料，在模型中引入照料CGi和高强度照料intensityi的乘积项以估计高强度照料带来的影响大小，模型如下：

即劳动参与LFPi是照料CGi和一系列外生变量Xi包括个体人口特征变量、社会因素和经济特征变量的函数，其中，intensityi设定为每周照料小时数是否达到某个数值的虚拟变量，在提供照料前提下，如果照料小时数达到或超过某个数值即为高强度照料，赋值为1，否则为0。这使得我们进行不同程度照料水平比较成为可能：

β1表示相比非照料者，低强度照料的影响；β1+β2表示相比非照料者，高强度照料的影响；β2表示相比低强度照料，高强度照料的影响。

由于被解释变量LFPi为是否工作，是0-1二元离散变量，我们采用Probit模型估计。

实证检验家庭照料强度与劳动参与决策的关系还需要解决可能存在的内生性问题，即劳动参与可能会反向影响个人照料决策，同时，无法观测到的个体异质性因素也可能会导致家庭照料的内生性问题。在截面数据中，工具变量方法是解决不可观测因素和互为因果关系导致的内生性问题的主要方法。［24］

作为有效工具变量，必须同时满足两个条件：一是工具变量与内生变量即照料强度相关（即具有相关性）；二是工具变量与劳动参与决策不直接相关，只能通过照料行为这一唯一途径影响劳动参与决策（即具有外生性）。

三、数据和变量

（一）数据来源

本文数据来自2011-2012 年中国健康与养老追踪调查数据（CHARLS），该调查是由北京大学中国经济研究中心组织实施，旨在收集一套代表中国45 岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据。［25］2011 年它在全国28 个省市、150 个县区共450 个村居开展了基线调查工作，样本覆盖全国10 069 户家庭，17 708 人。数据涵盖人口、家庭、健康、医疗、工作、收入和养老等方面。基于本文研究目的，以在工作年龄段且至少有一位健在的父母（包括公婆、岳父母）或者一个16周岁以下的孙子女的个体为研究对象，由于我国当前法定退休年龄为女工人50 岁，女干部55 岁，男性60 岁，本文选择女性年龄在45-55 岁之间、男性年龄为45-60 岁之间。经过上述限定并进一步剔除从事农业劳动以及其他信息缺失样本后，得到女性样本1 407 个（38%），男性样本2 250 个（62%），共3 657 人。考虑女性和男性的劳动参与与家庭照料的责任角色的显著差异，以下对女性和男性分别研究。

（二）变量

1.被解释变量：是否工作

本文以问卷中“上周您工作了至少一个小时吗？挣工资工作、从事个体、私营经济活动或不拿工资为家庭经营活动帮工都算是工作，但不包括家务劳动、义务的志愿劳动”的回答度量“是否工作”，回答“是”即非农就业。如表1 样本描述性统计所示，与不提供家庭照料的样本相比，无论是女性还是男性，提供照料的非农就业率都较低，尤其是女性仅为46%，即超过一半的中年女性是不工作的，而提供照料的男性有3/4的样本仍同时参加工作。

表1 样本描述性统计

2.关键解释变量：照料强度

本文以每周照料小时数达到某个数值表示照料强度。调查先询问受访者和配偶过去一年是否花时间照料16 岁以下（外）孙子/女（孙子女照料）和是否照料父母或配偶父母（老年照料），如果回答“是”，再进一步分别询问每周照料小时数，我们将孙子女照料小时和父母照料小时相加得到每周照料小时总数，回答不提供照料或者回答提供照料但照料小时数缺失，都赋值为0。参考已有研究，［4-10］［14］［16-17］同时考虑本文数据中照料者的平均照料小时数都超过了40 小时，本文确定以等于或超过5小时、20小时和40小时划分照料强度，以考察照料强度效应是否普遍存在。

从总体看，女性和男性在照料和工作方面都表现出显著的性别差异。表2显示无论是照料比例还是照料小时数，女性都高于男性；而女性非农就业率却远远低于男性。从照料强度看，无论女性还是男性，高强度照料者的就业概率都低于低强度照料者，且这一结果在照料强度低中高不同划分等级中都存在。从照料对象看，无论女性还是男性，照料孙子女小时数都多于照料父母的时间；二者都照料的时间最长，但二者都照料的劳动参与并不是最低的，反而照料孙子女的劳动参与率最低。这可能表明照料强度与劳动参与率的关系中，照料对象可能具有异质性。

表2 照料强度、照料孙子女和照料父母

3.其他解释变量

参照已有关于工作和照料关系研究文献，［9］［11］［14］本文其他解释变量包括人口变量（年龄、婚姻状况、教育程度和健康）、社会因素（城市户口、与父母同住）和经济特征（家庭年收入），相关描述性统计见表1。总体上看，无论是女性还是男性，照料者的年龄都较非照料者更大，与父母同住的比例都较高且男性照料者的大学及以上比例略高。此外，无论是女性还是男性，提供家庭照料的家庭收入水平都更低，但并不存在统计上的显著差异。

4.工具变量

目前已有文献大多采用健在父母数、父母健康状况或是否丧偶作为父母照料的工具变量；［7-8］［11］［16］［26］以是否有孙子女、孙子女个数作为孙子女照料的工具变量。［19］由于本文研究的照料行为包括照料孙子女和照料父母两方面内容，本文选择如下三个工具变量：一是16 岁以下孙子女个数；二是是否有至少一个健在的父母，前者可以视为直接影响照料孙子女的可能性，后者可视为直接影响照料父母的可能性，同时都与就业决策无直接相关；三是丈夫的健在父母的健康状况。考虑中国的现实情况，老年父母由儿子而不是女儿负责养老的情况仍然较为普遍，故本文选择丈夫父母健康状况作为工具变量。［19］

已有文献表明上述工具变量仍不可避免地出现不同程度的弱工具变量问题，［8］［11］［26］为此本文使用有限信息最大似然估计法（LIML）估计，因为它相比两阶段工具变量模型（2SLS）对弱工具变量不敏感。对于工具变量有效性检验：首先是模型未识别检验（Underidentification test），以检验一阶段模型中工具变量是否与内生变量相关；其次是过度识别检验（Overidentification test），以检验工具变量外生性，即是否与被解释变量无关；再次是一阶段的弱工具变量检验（weak IV），以检验工具变量相关性；最后是照料变量的内生性检验。表3 为工具变量的有效性检验结果。基于工具变量模型检验结果，女性样本的照料孙子女模型中强度20和强度40及二者都照料的模型，我们报告Probit 回归结果，其他所有模型报告工具变量模型回归结果；对于男性所有模型，全部报告Probit回归结果。

表3 工具变量的有效性检验

四、实证结果和分析

（一）女性样本照料强度与非农就业关系的回归结果

表4 为照料强度与非农就业的关系总体回归结果。女性样本回归结果表明：第一，低强度照料相对于非照料者在劳动参与方面并不存在显著差异。这也验证了Carmichael 和Charles 提出的“收入效应”，［5-6］即对于中年女性，当照料强度不大时，女性会选择在照料家人的同时继续工作。第二，相对于非照料者，高强度照料使得女性劳动参与率显著下降，且随着强度增强这一负向影响逐渐增大。这表明高强度照料是使女性劳动参与率显著下降的主要原因。因此，仅考虑是否提供照料而不考虑照料强度得到的结果是有偏的。第三，相对于低强度照料，高强度照料对劳动参与有额外的负向影响。我们的研究结果与采用截面数据得到高强度照料与劳动参与率负相关的结论是一致的。［4-6］［8］［12-13］工具变量检验结果显示在不考虑照料强度模型中，工具变量检验全部通过了未识别检验、弱工具变量检验和过度识别检验，表明工具变量是有效的。在照料强度模型中，模型2-4面临弱工具变量问题，而我们采用的LIML对弱工具变量更不敏感，得到的估计结果是稳健的。

表4 照料强度与非农就业总体回归结果

其他解释变量的估计结果与预期基本一致。年龄和城市户口与非农就业显著负相关，受教育水平越高、健康状况较差、与父母同住以及家庭收入水平越高，女性的非农就业率越高。

（二）男性样本照料强度与非农就业关系的回归结果

与女性估计结果类似，对于中年男性而言，低强度照料并不会使得劳动参与率下降。但高强度照料使得劳动参与率显著下降；且随着强度等级增大，这一负向影响逐渐提高。对比女性结果可以发现家庭照料对女性非农就业的负向影响远大于男性。此外，与女性研究结果一致的是，相对于低强度照料，高强度照料仍会对劳动参与有额外的负向影响，且照料强度等提高，显著性水平也提高。男性样本中除了与父母同住变量与劳动参与不存在显著相关以外，其他解释变量与劳动参与关系的估计结果与女性也是一致的，这里不再赘述。

五、进一步分析：照料谁重要吗？

以上是从总体上分析家庭照料强度与劳动参与决策的关系，没有区分孙子女照料和父母照料。但二者可能具有异质性。比如，孙子女照料可能更多涉及为其做饭、洗衣服或护送上学等。而本文研究对象为45-60岁临近退休人口，他们健在的父母已经年长，因此父母照料除了涉及做饭、洗衣服等日常生活需求，可能还涉及身体不适方面的健康护理等。这可能会影响以上关于照料强度的结论。以下检验孙子女照料和父母照料的异质性。

（一）孙子女照料与非农就业

表5 为女性和男性的孙子女照料强度估计结果。第一，当考虑照料强度时，照料变量的显著性水平下降或变得不再显著，这再次表明如果不考虑照料强度而仅考虑是否照料会导致估计结果有偏。第二，相比不照料者，低强度照料使得女性和男性的劳动参与率分别显著下降6.7%和5%；高强度照料使得女性劳动参与率显著下降6.8%、15.5%和17.6%，但对于男性没有发现高强度照料的负面影响。

表5 孙子女照料的照料强度与非农就业

（二）父母照料与非农就业

女性和男性的父母照料强度的估计结果报告见表6。

表6 父母照料的照料强度与非农就业

对于女性而言，首先，低强度的父母照料与劳动参与决策之间正相关。这一结果与Carmichael和Charles对英国女性低强度照料（每周照料小时数<10）与劳动参与正相关的发现是一致的，即低强度的父母照料存在“收入效应”。［5-6］其次，高照料强度使得劳动参与显著下降，且相对于低强度照料，高强度照料同样呈现为负面影响。模型2-模型4 中，相比非照料者，父母高强度照料使得劳动参与率依次下降31.4%、58.9%和53.9%。这表明随着照料等级强度提高，父母高强度照料与其劳动参与率的负向关系也随之增大。这一结果与范红丽和辛宝英关于女性的父母照料研究结论是一致的。［16］对于男性而言，无论是考虑还是不考虑照料强度，照料变量、交互项和两个变量的联合显著性检验都不显著。因此，没有证据表明提供父母照料与他们的劳动参与存在显著相关。结合女性样本的估计结果，可以发现家庭非正式照料对于女性非农就业的负面影响远远大于男性。

（三）二者都照料与非农就业

表7为女性和男性二者都照料的照料强度模型回归结果。有意思的是，在剔除可能存在的内生性因素后，在照料强度模型和非照料强度模型中，无论女性还是男性，没有发现照料强度效应。这一结果与范红丽和辛宝英发现照料老人数目增加使得照料对劳动参与的负面影响更大的结果并不一致。［16］可能的解释是她们研究的照料仅仅包括父母照料，不包括孙子女照料。这可能正凸显了本文所强调的照料行为和劳动参与的关系在被照料者是谁方面存在异质性，即被照料者不同，照料需求和内容也不相同，照料行为与劳动参与的关系也不同。

表7 二者都照料的照料强度与非农就业

六、稳健性检验

尽管本文参考已有文献将照料强度设定在以5 小时、20 小时和40 小时为界，但这仍会被质疑存在随意性，因此在这一部分中，我们选取照料小时数≥15、照料小时数≥50 分别作为中度等级和高等级高强度照料标准，以检验上述结论的稳健性。同样采用工具变量模型检验照料强度变量的内生性，表8为稳健性检验结果①与主回归结果类似，我们发现在女性全样本照料模型和父母照料模型中，在10%显著性水平上拒绝了照料强度变量的外生性假设，我们采用工具变量模型。在女性孙子女照料模型、二者都照料模型以及男性所有照料模型中，在10%水平下我们无法拒绝外生性假设，所以采用Probit模型，并汇报边际效应结果。。结果表明无论相比非照料者还是低强度照料者，高强度照料对非农就业造成的负面影响都普遍存在，变量的符号和显著性都与主回归结果完全一致，且照料强度效应在孙子女照料、父母照料和二者都照料方面存在异质性。这表明本文的模型和结论是稳健的。

表8 照料强度与非农就业的稳健性检验

七、结论和启示

本文使用2011-2012年中国健康与养老追踪调查数据，采用工具变量方法和Probit模型，研究照料强度与非农就业的关系并在此基础上考察孙子女照料、父母照料的异质性，得到以下结论：

第一，在剔除内生性后，高强度照料是使女性和男性劳动参与率显著下降的主要原因。相比非照料者，高强度照料会引起女性非农就业率显著下降53.7%，男性非农就业率显著下降4.8%。相比低强度照料，高强度照料带来的负面影响也是显著的，且远远超过低强度照料的影响。例如相比每周照料小时在1-40 小时的低强度照料，照料小时等于或超过40 以上的高强度分别使女性和男性劳动参与率显著下降75.9%和5.5%。因此，仅考虑是否提供照料而不考虑照料强度得到的结果是有偏的，同时照料强度划分标准也很重要。

第二，随着照料强度等级提高，照料强度与劳动参与负相关关系也增大。例如，无论女性还是男性，低等级强度模型中（强度5）的高强度照料与劳动参与虽然也是负相关但并不显著；但中度等级和高等级模型的高强度照料的负面影响变得显著，且女性和男性的劳动参与率下降水平分别提高到77.4%和5.8%。

第三，照料强度效应在不同被照料者方面存在明显的异质性。即无论是孙子女照料还是父母照料，高强度照料的显著负效应依然存在，但低强度照料却存在较大差异。对于孙子女照料来说，低强度照料使得女性和男性的非农就业率分别显著下降15.5%和4.7%左右；但对于父母照料，低强度照料与女性劳动就业呈正相关。同时，对二者都照料的回归结果表明，没有发现低强度照料和高强度照料与劳动参与显著相关。这可能意味着影响照料强度和劳动参与相关关系的重要因素是被照料者不同而不是被照料者人数。

此外，以上男性研究结果表明，家庭照料同样使得男性劳动参与率显著下降，非正式照料与劳动参与研究不应仅集中于女性，也应扩展到男性。

本文研究结论的政策启示在于，第一，“免费”的家庭照料有巨大的机会成本，特别是高强度照料。提供长时间、高强度的家庭照料，无论对个人还是政府都隐藏着巨大的机会成本。对个人而言，是以牺牲非农就业机会并获得潜在的劳动收入为代价的；对政府而言，家庭照料资源节约了医疗卫生服务体系在照料方面的支出，但是以劳动力市场上劳动力供给来源减少为代价的。政府应权衡家庭照料政策的成本和收益，以更有效地配置资源。第二，在制定延迟退休年龄政策时，需要同步建设社会照料服务体系，特别是托幼服务体系。到目前政府和学界已经充分重视日益增加的家庭老年照料需求，已经开展多年试点工作的长期护理保险制度；社区和居家养老服务中心正在稳步建立，这都在一定程度上减轻了家庭照料负担。但是与儿童照料相关的托幼服务体系没有得到足够的重视。在学术界，鲜见对孙子女照料与中年祖父母劳动就业关系的研究。在现实中，托幼服务体系也远远没有提到议事日程，迄今为止还没有关于婴幼儿照料服务发展的总体规划，相关法律法规和政策标准也不完善。延迟退休年龄政策会使得承担孙子女照料的劳动者进一步面临照料责任和工作的冲突。因此，我们呼吁在建设社会照料服务体系时，应充分重视和构建托幼服务体系。第三，高强度照料者特别是女性应该是相关社会照料服务体系首要关注的对象。在构建家庭照料支持政策体系时，应参考照料强度标准，分等级相应地提供支持政策。例如考虑父母照料需求或孙子女照料需求大小，倡导企业为承担家庭照料责任的个人提供不同等级的带薪或不带薪照料假期、灵活工作时间和地点，以帮助个人更好地平衡家庭照料和工作关系，缓解高强度照料的负面影响。