家庭老年照料對(duì)子女就業(yè)的影響研究,社會(huì)保障論文

家庭老年照料對(duì)子女就業(yè)的影響研究,社會(huì)保障論文人口老齡化已經(jīng)成為21世紀(jì)長(zhǎng)期深入影響人類社會(huì)發(fā)展的重大現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。2018年第六次全國(guó)人口普查結(jié)果顯示，我們國(guó)家65歲及以上人口為1.19億人，占總?cè)丝诒戎貫?.87%，比2000年上升1.9個(gè)百分點(diǎn)。根據(jù)聯(lián)合國(guó)最新的人口預(yù)測(cè)，到2030年我們國(guó)家65歲及以上人口規(guī)模將到達(dá)2.3億，2050年將到達(dá)3.31億①。隨著老齡人口的增加，患有心腦血管疾病、關(guān)節(jié)病和老年癡呆等慢性疾病的老年人比重不斷增長(zhǎng)。中國(guó)老齡科學(xué)研究中心指出，截至十二五末我們國(guó)家部分失能和完全失能老人將達(dá)4000萬(wàn)人，占老年人口的19.5%②。因而，老年人的長(zhǎng)期照料問(wèn)題就成為今后老齡工作的重點(diǎn)和難點(diǎn)。中國(guó)社會(huì)承襲家庭養(yǎng)老傳統(tǒng)，男主外，女主內(nèi)的傳統(tǒng)性別文化觀念根深蒂固，導(dǎo)致成年子女尤其是成年女性成為家庭老年照料責(zé)任的主要承當(dāng)者。而絕大多數(shù)從事老年照料的女性仍處于工作年齡，面臨著照護(hù)父母公婆與勞動(dòng)就業(yè)之間的兩難選擇?？ㄟ~克爾(Carmichael)和查爾斯(Charles)以為家庭老年照料與子女勞動(dòng)介入率之間可能存在替代效應(yīng)和收入效應(yīng)［1－2］。替代效應(yīng)(substituioneffect)是指由于時(shí)間的稀缺性，老年照料活動(dòng)會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)介入率的下降;收入效應(yīng)(incomeeffect)是指子女在進(jìn)行老年照料時(shí)需要大量費(fèi)用支出③，為了避免退出勞動(dòng)力市場(chǎng)造成的收入減少，子女會(huì)選擇在照料老人的同時(shí)繼續(xù)工作。因而嚴(yán)格地講，家庭老年照料對(duì)子女就業(yè)的影響取決于替代效應(yīng)或收入效應(yīng)作用的結(jié)果。只要搞清楚影響的方向，才能為制定公共政策，幫助工作年齡子女平衡家庭老年照護(hù)和工作責(zé)任提供科學(xué)根據(jù)。本文采用中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查(CHNS)2018年的截面數(shù)據(jù)，在控制內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，應(yīng)用線性概率及離散選擇Probit模型檢驗(yàn)家庭老年照料和女性勞動(dòng)介入率之間存在替代效應(yīng)還是收入效應(yīng)。二、文獻(xiàn)綜述20世紀(jì)80年代，索爾多(Soldo)等與布洛迪(Brody)等創(chuàng)始了老年家庭照料和子女勞動(dòng)介入關(guān)系的研究［3－4］。早期研究主要假定照料活動(dòng)為外生變量，忽視可能存在的內(nèi)生性。斯通(Stone)和肖特(Short)利用1982年美國(guó)國(guó)家非正式照護(hù)者調(diào)查數(shù)據(jù)(NICS)，研究表示清楚家庭照護(hù)對(duì)女性就業(yè)具有顯著負(fù)影響，與父母同住的女性，照料責(zé)任使其勞動(dòng)介入率降低21.1%［5］。波阿斯(Boaz)和米勒(Mueller)采用美國(guó)1982年國(guó)家長(zhǎng)期護(hù)理調(diào)查(NLTCS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)家庭老年照料對(duì)女性的兼職工作沒(méi)有影響，但顯著降低其全職工作的概率［6］?？ㄟ~克爾和查爾斯利用1998年英國(guó)普通家庭調(diào)查(GHS)數(shù)據(jù)研究得出每周從事照料活動(dòng)10小時(shí)下面的子女勞動(dòng)介入率高于沒(méi)有照料活動(dòng)的樣本，但每周從事10小時(shí)以上的照料活動(dòng)會(huì)顯著降低勞動(dòng)介入率［2］。莉莉(Lilly)等利用2002年加拿大普通社會(huì)調(diào)查(GSS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)女性提供一般照料活動(dòng)對(duì)勞動(dòng)介入率沒(méi)有顯著影響，但對(duì)于主要照料者(PrimaryCaregiver)有影響，使其勞動(dòng)介入率顯著降低［7］。近些年，越來(lái)越多的研究者采用嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量方式方法(工具變量、面板數(shù)據(jù))控制老年照護(hù)和工作之間可能存在的內(nèi)生關(guān)系。沃爾夫(Wolf)和索爾多利用美國(guó)1987－1988年國(guó)家家庭調(diào)查(NSFH)數(shù)據(jù)通過(guò)聯(lián)立方程控制照護(hù)和就業(yè)之間的內(nèi)生性，研究發(fā)現(xiàn)已婚女性的照料責(zé)任對(duì)勞動(dòng)介入影響為負(fù)，但在統(tǒng)計(jì)上沒(méi)有顯著性［8］。埃特內(nèi)(Ettner)同樣運(yùn)用NSFH數(shù)據(jù)采用工具變量發(fā)現(xiàn)與父母同住的女性照料責(zé)任對(duì)就業(yè)具有明顯的負(fù)向影響，女性從事照料活動(dòng)會(huì)使每周工作減少12小時(shí)［9］。海特米勒(Heitmueller)利用英國(guó)家庭調(diào)查(BHPS)1991－2002年的數(shù)據(jù)，結(jié)合工具變量及面板模型研究發(fā)現(xiàn)假如忽略內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)低估照料責(zé)任對(duì)就業(yè)的影響［10］。波林等(Bolin)采用2004年歐洲健康、年齡及退休數(shù)據(jù)(SHAＲE)，選擇父母健康狀況、年齡及兄妹數(shù)作為工具變量以控制內(nèi)生性問(wèn)題，分析得出從事照料活動(dòng)會(huì)顯著降低男女的勞動(dòng)介入率［11］。范豪特文(VanHoutven)等利用美國(guó)健康和退休調(diào)查數(shù)據(jù)(HＲS)發(fā)現(xiàn)女性照料者與勞動(dòng)介入之間不存在內(nèi)生性，從事照料活動(dòng)并不影響女性工作狀態(tài)［12］。國(guó)內(nèi)關(guān)于家庭老年照料對(duì)子女勞動(dòng)就業(yè)影響的研究相對(duì)缺乏。蔣承和趙曉軍利用2005年中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用工具變量和兩部分模型發(fā)現(xiàn)老年照料對(duì)于成年子女的就業(yè)概率具有顯著負(fù)向影響［13］。劉嵐等利用CHNS混合面板數(shù)據(jù)，研究側(cè)重考察照料父母公婆對(duì)農(nóng)村已婚婦女不同勞動(dòng)時(shí)間分配的影響［14］。黃楓運(yùn)用CHNS面板數(shù)據(jù)與工具變量方式方法，研究發(fā)現(xiàn)與父母公婆同住的城鎮(zhèn)女性從事照料活動(dòng)使得其勞動(dòng)介入率下降21.5%［15］。馬焱和李龍使用中國(guó)婦女地位調(diào)查2018年的截面數(shù)據(jù)，研究發(fā)如今家庭照護(hù)視為外生變量時(shí)，女性就業(yè)概率減少29.6%［16］。本文從兩個(gè)方面推進(jìn)了家庭老年照料與女性勞動(dòng)介入的研究。第一，現(xiàn)有國(guó)內(nèi)研究多直接假定家庭老年照料具有內(nèi)生性，但缺乏嚴(yán)格的內(nèi)生性檢驗(yàn)，本文通過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)(例如Durbin-Wu-Hausman和Simth-Blundell)，證明女性照料活動(dòng)存在內(nèi)生性，進(jìn)而利用工具變量方式方法克制存在的內(nèi)生性，避免了可能產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤。第二，在對(duì)于樣本總體研究的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步從寓居方式和寓居地區(qū)角度劃分子樣本，深切進(jìn)入討論樣本的異質(zhì)性對(duì)家庭老年照料與女性勞動(dòng)就業(yè)之間關(guān)系的影響。三、研究設(shè)計(jì)1．模型與方式方法貝克爾(Becker)以為傳統(tǒng)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)中個(gè)體在有限的時(shí)間約束下分配工作和閑暇以最大化本身的效用［17］。擴(kuò)展的勞動(dòng)力照護(hù)模型進(jìn)一步研究家庭老年照料活動(dòng)對(duì)就業(yè)的影響。由于時(shí)間的稀缺性，子女需要在為父母提供照護(hù)和本身工作之間分配時(shí)間來(lái)最大化本身效用。本文利用多元統(tǒng)計(jì)分析研究從事家庭照料活動(dòng)對(duì)子女勞動(dòng)決策的影響，模型如下:被解釋變量LFPi是女性勞動(dòng)介入狀況，假如工作則取值為1，否則為0。CGi是家庭照料活動(dòng)，假如為父母公婆提供照料則取值為1，否則為0。Xci表示人口特征，Xhi表示家庭特征，i代表不同個(gè)體。因而，勞動(dòng)介入決策是關(guān)于老年照料活動(dòng)、個(gè)人人口特征和家庭情況的函數(shù)f()。根據(jù)回歸模型的不同，函數(shù)f()的詳細(xì)形式也不一樣。線性概率模型的函數(shù)形式如(2)式，其擾動(dòng)項(xiàng)服從兩點(diǎn)分布。離散選擇模型主要適用于被解釋變量為離散、非連續(xù)變量的回歸分析，Probit模型的函數(shù)形式為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)的累積分布函數(shù)，其表示出形式如(3)式。本文利用線性概率模型(OLS)及離散選擇Probit模型研究女性提供照料活動(dòng)對(duì)勞動(dòng)介入率的影響。評(píng)價(jià)照料父母公婆對(duì)勞動(dòng)介入決策影響需要解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。內(nèi)生性主要來(lái)源于照料父母公婆與勞動(dòng)介入之間的反向因果關(guān)系，即面臨較少工作時(shí)機(jī)或者失業(yè)的女性會(huì)更多地把時(shí)間分配給家庭，主動(dòng)承當(dāng)照料父母的責(zé)任。在截面數(shù)據(jù)中解決內(nèi)生性的有效方式方法是運(yùn)用工具變量法進(jìn)行估計(jì)［1－2，9－10］。工具變量應(yīng)該知足兩個(gè)條件:第一，工具變量與內(nèi)生變量(從事照料活動(dòng))高度相關(guān);第二，工具變量是外生的，即與擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)關(guān)，只能通過(guò)照料活動(dòng)影響勞動(dòng)介入決策。本文采用父母公婆能否需要照料和兄弟姐妹數(shù)量?jī)蓚€(gè)變量作為工具變量。老人能否需要照料與子女從事照料活動(dòng)密切相關(guān)，同時(shí)該變量只能通過(guò)照料活動(dòng)影響勞動(dòng)介入決策。除此之外對(duì)于有較多兒女的老人，相互能夠分擔(dān)照料責(zé)任，因而，兄弟姐妹數(shù)是我們選擇的第二個(gè)工具變量。本文首先在外生假設(shè)下運(yùn)用OLS和Probit模型分析女性照料活動(dòng)對(duì)勞動(dòng)介入決策的影響，然后進(jìn)一步放松假設(shè)，在內(nèi)生性條件下，通過(guò)F統(tǒng)計(jì)量和Sargan統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行工具變量檢驗(yàn)，然后利用工具變量通過(guò)兩階段最小二乘法(2SLS)和工具變量Probit模型估計(jì)勞動(dòng)介入決策方程。2．?dāng)?shù)據(jù)和變量本文采用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2018年的截面數(shù)據(jù)，該調(diào)查是由中國(guó)疾病預(yù)防控制中心營(yíng)養(yǎng)與食品安全所與美國(guó)北卡羅萊納州大學(xué)合作，在隨機(jī)收集樣本基礎(chǔ)上，對(duì)中國(guó)的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖北、湖南、貴州和廣西9個(gè)省份進(jìn)行調(diào)查所得。該調(diào)查的范圍包括人口年齡、健康、醫(yī)療保險(xiǎn)、家庭收入等多方面的信息。本文使用的與照料父母公婆有關(guān)的變量來(lái)自CHNS對(duì)于52歲下面女性與父母公婆關(guān)系的補(bǔ)充調(diào)查，因而，我們的樣本為18－52歲女性。經(jīng)過(guò)上述限定，剔除缺失值之后，我們的分析對(duì)象包括2242個(gè)已婚女性，華而不實(shí)無(wú)照料活動(dòng)和從事照料活動(dòng)的個(gè)體分別為1910個(gè)和332個(gè)。主要解釋變量為能否工作，來(lái)自受訪者對(duì)調(diào)查問(wèn)卷如今能否有工作的回答，主要自變量為能否照顧父母公婆，工具變量為兄弟姐妹數(shù)及父母公婆能否需要照護(hù)?？刂谱兞恐饕譃槎?第一類是女性的個(gè)體特征，包括年齡、婚姻狀況、教育程度及健康水平。第二類是家庭特征，包括照顧6歲及下面兒童、與父母公婆同住、家庭成員人數(shù)和丈夫每月收入(按2018年不變價(jià)格進(jìn)行調(diào)整)。變量的詳細(xì)定義見(jiàn)表1。表2給出了全部樣本、從事家庭照料活動(dòng)及無(wú)照護(hù)責(zé)任樣本的描繪敘述性統(tǒng)計(jì)。全樣本的勞動(dòng)介入率為70.5%，平均年齡為39歲，且97.7%是在婚婦女。能否承當(dāng)照料責(zé)任的樣本在人口特征和家庭情況方面存在明顯差異。與無(wú)照料責(zé)任女性相比，照料父母公婆的女性年齡偏大，以45－53歲年齡段居多(p＜0.01)，而且教育水平較高，照護(hù)6歲及下面兒童的概率小(p＜0.01)，家庭人口數(shù)也較少(p＜0.01)。照料活動(dòng)與工具變量高度相關(guān)，承當(dāng)照料責(zé)任的女性，父母公婆需要照料的比例高達(dá)48.2%(p＜0.01)，明顯高于無(wú)照料活動(dòng)的女性。四、實(shí)證結(jié)果及分析1．家庭老年照料對(duì)女性勞動(dòng)介入的影響。表3的第(1)和(2)列是在外生假設(shè)下普通最小二乘法(OLS)和離散選擇Probit模型的回歸結(jié)果。為了進(jìn)行模型比擬，我們給出了Probit的邊際效應(yīng)回歸結(jié)果。結(jié)果顯示從事照料活動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)介入具有負(fù)面影響，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。年齡及教育程度的提高均能顯著提高女性就業(yè)的概率，而照顧6歲及下面兒童會(huì)降低勞動(dòng)介入率。為了檢驗(yàn)和解決內(nèi)生性問(wèn)題，我們運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)和工具變量Probit模型估計(jì)照料責(zé)任對(duì)勞動(dòng)介入的影響。在第一階段的回歸中，內(nèi)生變量是工具變量及外生變量的線性方程，結(jié)果見(jiàn)表3的第(3)和(4)列。施泰格(Staiger)和斯托克(Stock)以為假如第一階段回歸檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量大于10，則不必?fù)?dān)憂弱工具變量的問(wèn)題［18］，本文第一階段的F統(tǒng)計(jì)值分別為126.97和43.64，講明工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)，知足工具變量的第一個(gè)條件。在工具變量個(gè)數(shù)大于內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)時(shí)，需要進(jìn)行過(guò)度辨別檢驗(yàn)，Sargan統(tǒng)計(jì)量表示清楚工具變量是外生的，符合工具變量的第二個(gè)條件。在有效工具變量的基礎(chǔ)上，模型通過(guò)Durbin-Wu-Hausman及Simth-Blundell檢驗(yàn)①，顯著拒絕不存在內(nèi)生變量的原假設(shè)，講明從事家庭老年照料為內(nèi)生變量。表3中第(3)和(4)列顯示，從事照料活動(dòng)使勞動(dòng)介入率顯著下降21.7%－23.8%，下降幅度遠(yuǎn)大于外生假設(shè)的結(jié)果。我們的結(jié)論與卡薩多(Casado)和波林的研究一致，即假如不考慮內(nèi)生性會(huì)顯著低估女性家庭照料責(zé)任對(duì)勞動(dòng)介入率的影響［11，19］。對(duì)于其他控制變量的回歸結(jié)果，相對(duì)于18－24歲女性，25－34歲、35－44歲及45－52歲的女性的勞動(dòng)介入率分別上升22.9、27.5和21.0個(gè)百分點(diǎn)。與小學(xué)畢業(yè)女性相比，大學(xué)畢業(yè)及以上的女性勞動(dòng)介入率會(huì)提高17.1%。照顧6歲下面兒童對(duì)勞動(dòng)介入率具有顯著的負(fù)面影響，使得勞動(dòng)介入率降低9.7%?；貧w結(jié)果還表示清楚，家庭人口數(shù)越多，家務(wù)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)越重，會(huì)導(dǎo)致女性勞動(dòng)介入率越低。2．能否與父母公婆同住對(duì)于女性勞動(dòng)介入率的影響為了進(jìn)一步研究照料父母公婆對(duì)于特定人群的影響，我們根據(jù)能否與父母公婆同住將樣本劃分為兩組分別進(jìn)行估計(jì)。在表4中，通過(guò)Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)表示清楚區(qū)分寓居布置后的樣本仍然存在內(nèi)生性問(wèn)題，弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量分別為20.471和24.465，講明工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)。Sargan統(tǒng)計(jì)量表示清楚工具變量是外生的。線性概率模型和離散選擇模型結(jié)果類似，由于本文重點(diǎn)關(guān)注變量的邊際效應(yīng)，因而只給出線性概率模型回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表示清楚，對(duì)于同住的女性，照料父母公婆使其勞動(dòng)介入率顯著下降49.1%，對(duì)于不同住的女性，照料父母公婆僅在10%的顯著性水平下影響其勞動(dòng)介入率，且負(fù)向影響較小。我們的結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論是一致的。海特米勒和黃楓發(fā)現(xiàn)與父母同住的女性，照料責(zé)任顯著降低其勞動(dòng)介入率，而不同住女性照料責(zé)任對(duì)勞動(dòng)介入的負(fù)向影響較小，且統(tǒng)計(jì)上不顯著［10，15］。可見(jiàn)，寓居布置是考察女性照料責(zé)任對(duì)勞動(dòng)介入率影響程度的重要因素。3．家庭老年照料對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村女性勞動(dòng)介入的影響2020年，世界銀行發(fā)布的(中國(guó)農(nóng)村老年人口及其養(yǎng)老保障:挑戰(zhàn)與前景〕報(bào)告指出，中國(guó)農(nóng)村與城鎮(zhèn)地區(qū)老年人口撫養(yǎng)比差距估計(jì)將從2008年的4.5%擴(kuò)大到2030年的13%［20］。過(guò)高的老年人口撫養(yǎng)比、家庭養(yǎng)老為主的養(yǎng)老形式和老齡化城鄉(xiāng)倒置格局①會(huì)使農(nóng)村女性承當(dāng)更重的家庭老人照料責(zé)任。因而，我們考察城鎮(zhèn)和農(nóng)村女性從事老年照料活動(dòng)對(duì)介入勞動(dòng)的不同影響。從表5能夠看出，在考慮內(nèi)生性情況下，城鎮(zhèn)女性從事照料活動(dòng)使其勞動(dòng)介入率下降16.4%，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。農(nóng)村女性從事照料活動(dòng)使其勞動(dòng)介入率顯著下降28.1%。五、結(jié)論與政策建議本文采用中國(guó)營(yíng)養(yǎng)和健康調(diào)查2018年的截面數(shù)據(jù)，在控制人口及家庭特征的基礎(chǔ)上分析女性從事家庭老年照料活動(dòng)對(duì)勞動(dòng)介入率的影響。在外生假設(shè)下，女性照料父母公婆對(duì)其勞動(dòng)介入產(chǎn)生負(fù)面影響，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。本文選取父母能否需要照護(hù)和兄弟姐妹數(shù)兩個(gè)有效工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)及工具變量Probit回歸，通過(guò)Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)證明內(nèi)生性確實(shí)存在，回歸結(jié)果表示清楚，女性從事照料活動(dòng)會(huì)使勞動(dòng)介入率下降21.7%－23.8%。在根據(jù)寓居布置劃分樣本之后，與父母公婆同住的女性，其家庭照料活動(dòng)使得其勞動(dòng)介入率下降49.08%。寓居在農(nóng)村的女性從事照料活動(dòng)使其介入勞動(dòng)的概率下降28.1%。以上實(shí)證結(jié)果表示清楚中國(guó)家庭老年照料在對(duì)女性勞動(dòng)介入決策影響中替代效應(yīng)占主導(dǎo)，對(duì)勞動(dòng)介入產(chǎn)生負(fù)面影響，而且假如忽略兩者的內(nèi)生性會(huì)低估負(fù)面效應(yīng)的程度。本文的研究結(jié)論具有重要的政策含義。面對(duì)家庭老年照料對(duì)子女就業(yè)的負(fù)面效應(yīng)，應(yīng)該著手制定公共政策來(lái)幫助工作年齡女性平衡家庭老年照料和勞動(dòng)。建議借鑒OECD國(guó)家為提供照護(hù)者制定的帶薪或不帶薪的假期，例如美國(guó)1993年公布的(家庭和醫(yī)療休假法案〕(FMLA)中規(guī)定，工作一年以上的雇員每年擁有12周的不帶薪的假期，用來(lái)為家庭成員提供照護(hù)幫助，在這里期間保存休假者的工作崗位，進(jìn)而減少由于從事家庭照料活動(dòng)導(dǎo)致工作年齡子女放棄工作的概率。但是，在借鑒國(guó)外制度的時(shí)候，對(duì)于休假的長(zhǎng)度和薪酬補(bǔ)貼的程度，應(yīng)該考慮我們國(guó)家的國(guó)情，并且需要進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭老年照料對(duì)于子女工作時(shí)間和每月工資的影響，這也是我們今后進(jìn)一步研究的方向。以下為參考文獻(xiàn):［1］CAＲMICHAELF，CHAＲLESS．Thelabourmarketcostsof