老人家庭照料責(zé)任與城鎮(zhèn)女性職業(yè)勞動參與決策

老人家庭照料責(zé)任與城鎮(zhèn)女性職業(yè)勞動參與決策

一、家庭磨料與女性勞動女性通過參與專業(yè)工作來承擔(dān)家庭以外的社會責(zé)任。中國是世界上女性參與最多的國家之一。但我國在“十二五”時期將出現(xiàn)第一個老年人口增長高峰,60歲以上老年人口將由1.78億增加到2.21億,老年人口比重將由13.3%上升至16%,(1)預(yù)計到2050年我國老齡人口將達到峰值4.37億,(2)占總?cè)丝诘娜种?曾毅等,2006)。可見,隨著我國人口老齡化,需要照料的老人將大幅增加,而計劃生育政策使子女?dāng)?shù)量驟減,家庭將擔(dān)負重要的老人照料責(zé)任。作為家庭勞動的主要提供者,女性在家庭勞動與職業(yè)勞動之間的角色沖突日益凸顯。目前,中國已經(jīng)出現(xiàn)女性勞動參與率下降的趨勢,那么老人家庭照料活動究竟會對女性就業(yè)產(chǎn)生怎樣的影響?這一影響的幅度有多大?不同照料方式的影響是否相同?公共政策應(yīng)如何幫助女性平衡家庭和社會責(zé)任?這些都是本文要回答的問題。本文從兩個方面推進了家庭照料與女性勞動參與研究。第一,現(xiàn)有研究大多從宏觀經(jīng)濟、家庭收入、生育保險政策等角度探討我國女性勞動參與率的變化,而本文結(jié)合我國人口老齡化趨勢,將老人家庭照料責(zé)任引入女性勞動參與決策,從而豐富了現(xiàn)有相關(guān)研究。第二,雖然我國不乏勞動就業(yè)或老年人口的微觀調(diào)查數(shù)據(jù),但是勞動就業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)一般缺乏家庭照料信息,老年人口調(diào)查數(shù)據(jù)又不包括子女相關(guān)信息,從而這些數(shù)據(jù)對于研究家庭照料與女性勞動就業(yè)關(guān)系是不適合的。更重要的是,使用老年人口調(diào)查數(shù)據(jù)研究子女勞動參與行為可能產(chǎn)生樣本選擇偏誤。本文利用1991-2009年“中國營養(yǎng)與健康調(diào)查”(CHNS)數(shù)據(jù),采用子女和父母的匹配樣本,避免了可能產(chǎn)生的樣本選擇偏誤。本文希望通過研究家庭照料與女性就業(yè)關(guān)系,為女性就業(yè)、養(yǎng)老政策的制定提供科學(xué)依據(jù)。二、在制度背景和文獻反思中(一)家庭膠片影像影響女性勞動參與行為人口老齡化、慢性病發(fā)病率上升等使老年人口的護理需求增加,其中既包括正規(guī)的機構(gòu)護理也包括非正規(guī)的家庭照料。家庭照料通常由子女、親屬等非專業(yè)人士無償提供,每個人在一生中都有可能成為非正規(guī)護理者。在英國,14%的適齡勞動人口擔(dān)負著非正規(guī)照料責(zé)任(Heitmueller,2007)。在我國35-52歲已婚女性中,超過12%的照料父母或公婆(Liu等,2010)?！爸袊鵂I養(yǎng)與健康調(diào)查”(CHNS)數(shù)據(jù)顯示,近年來我國老年人口照料需求呈增長趨勢,照料父母或公婆的女性占適齡勞動女性的比例不斷上升,從1991年的6%上升至2009年的14%,而且每周平均照料時間也大幅增加,2009年為21個小時,比1991年翻了一番。這表明家庭照料對女性勞動供給、職業(yè)生涯的影響日益顯著。(3)在計劃經(jīng)濟時期統(tǒng)包統(tǒng)配的勞動就業(yè)制度下,我國是世界上女性勞動參與率最高的國家之一(潘錦棠,2002)。改革開放以來,宏觀經(jīng)濟及家庭、個人等因素從正反兩個方向影響著女性勞動參與行為。一方面,蔡昉和王美艷(2004)利用2000年第五次人口普查和2002年五個城市調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),在我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期失業(yè)導(dǎo)致勞動參與率下降,年齡偏大、教育水平偏低的勞動者被擠出了勞動力市場。姚先國和譚嵐(2005)基于1988年、1995年和2002年五省一市城市住戶調(diào)查的研究指出,女性勞動參與率下降與其說是配偶收入提高后家庭勞動分工的自主選擇結(jié)果,不如說是嚴峻就業(yè)形勢所迫。雖然上述宏觀經(jīng)濟周期和勞動力市場狀況等因素在短期內(nèi)抑制了勞動參與,但隨著經(jīng)濟環(huán)境的改善,這些因素不會持續(xù)負向影響女性勞動參與行為。另一方面,少兒撫養(yǎng)比的下降、受教育水平的普遍提高、健康狀況的改善等將促進女性勞動參與。但老年人口照料需求在中長期將迅速增加,而計劃生育政策使子女?dāng)?shù)量驟減,家庭照料責(zé)任必然成為制約女性勞動參與的重要因素。CHNS數(shù)據(jù)顯示,在各調(diào)查年度,有照料責(zé)任的女性勞動參與率始終低于無照料責(zé)任的女性。特別地,老人家庭照料對女性勞動參與的負向影響將隨著人口老齡化和家庭小型化而不斷加強,因而政府需充分重視,提早謀劃,以便從容應(yīng)對。(二)家庭膠片者對于子女的勞動參與和時間負向影響的研究國外學(xué)者自20世紀(jì)90年代開始探討老人照料與就業(yè)之間的因果關(guān)系(Wolf和Soldo,1994;Stern,1995;Ettner,1996)。在新近研究中,Heitmueller(2007)利用英國1991-2002年家庭調(diào)查數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)父母照料對就業(yè)的負向影響存在于特定類型的照料中,而且忽略照料變量的內(nèi)生性問題將高估這一負向影響。Bolin等(2008)利用歐洲健康、老齡和退休調(diào)查數(shù)據(jù)考察了家庭照料責(zé)任與就業(yè)、勞動時間和工資之間的關(guān)系,同樣發(fā)現(xiàn)了父母照料對女性就業(yè)的負向影響,但沒有發(fā)現(xiàn)顯著的國別差異。關(guān)于我國家庭照料者勞動參與的研究文獻較少,而且大多從宏觀經(jīng)濟、家庭收入、生育保險政策等角度探討我國女性勞動參與率的變化(蔡昉和王美艷,2004;姚先國和譚嵐,2005;陳琳,2011)。與本文最相關(guān)的研究有蔣承和趙曉軍(2009)及Liu等(2010)。蔣承和趙曉軍(2009)利用2005年“中國老年人口健康影響因素跟蹤調(diào)查”的截面數(shù)據(jù),采用兩部模型和工具變量方法分析了老人照料對子女勞動參與率和工作時間的影響。該研究使用以老年人口為調(diào)查對象的數(shù)據(jù)考察非調(diào)查對象(子女)的勞動參與決策,估計結(jié)果存在樣本選擇偏誤。Liu等(2010)利用1993-2006年CHNS數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)已婚女性照料公婆對其勞動參與和工作時間產(chǎn)生負向影響,但照料自己父母對其工作無顯著影響。本文將使用不同的工具變量對模型進行識別。三、研究設(shè)計(一)結(jié)合女性勞動參與和老人膠片活性、性別、年齡的內(nèi)生性差異的模型構(gòu)建理論上,勞動者會選擇工作和閑暇(包括旅游休閑、操持家務(wù)、照料家人等)時間以最大化自身效用。勞動參與決策既受到個人保留工資、家庭收入及性別、年齡等個人特征的影響,也受到社會經(jīng)濟環(huán)境如宏觀經(jīng)濟景氣水平、就業(yè)機會、社會保障水平等因素的影響。參照現(xiàn)有文獻,我們將老人照料活動引入女性勞動參與決策方程,使用多元回歸分析考察老人照料活動對城鎮(zhèn)女性勞動供給的影響。老人照料活動設(shè)定為Cit,如果女性i在t時期從事老人照料活動,則Cit取值為1,否則為0。被解釋變量Pit反映城鎮(zhèn)成年女性的勞動參與狀況,如果女性i在t時期從事職業(yè)勞動,則Pit取值為1,否則為0。于是,女性勞動參與和老人照料活動及其他影響因素的關(guān)系可以設(shè)定為:其中,Xit為向量,包括女性的個人和家庭特征及健康狀況等。Prov和Yt分別為省份和年份虛擬變量,反映地區(qū)差異和宏觀經(jīng)濟變動對女性勞動參與的影響。εit是隨機誤差項。μi表示不可觀測且不隨時間變化的個人特征,如勞動偏好、利他動機等,可能同時影響女性勞動參與和照料活動。μi與解釋變量相關(guān)會導(dǎo)致參數(shù)估計偏誤。在弱外生性假設(shè)下,我們可以利用一階差分消除回歸方程中的個體異質(zhì)性。如果模型的內(nèi)生性問題僅來源于不隨時間變化的個人特征,即E(μi|Xit)≠0,則差分模型可得到時變解釋變量系數(shù)的無偏、一致估計。但解釋變量也可能與隨機誤差項εit相關(guān),即E(εit|Xit)≠0,此時差分估計無法解決此類內(nèi)生性問題。我們需要尋找工具變量Zit,工具變量須滿足以下兩個條件:第一,與家庭照料決策相關(guān);第二,在勞動供給方程中是外生的,即E(εit|Zit)=0。老人在生活不能自理或身體不佳時需要子女照料,所以老人的健康狀況即照料需求與子女家庭照料決策密切相關(guān);而老人照料需求并不直接影響子女勞動供給,只是通過影響子女照料活動間接影響其勞動參與。此外,對于有較多兒女的老人,兒女可以分擔(dān)照料責(zé)任,所以女性的兄弟姐妹數(shù)量(包括配偶的兄弟姐妹)與其照料父母公婆的決策相關(guān),而與其勞動供給無關(guān)。因此,我們以受訪者父母公婆的照料需求及其兄弟姐妹數(shù)量作為工具變量,利用面板數(shù)據(jù)工具變量方法同時修正上述兩類內(nèi)生性偏誤。不同強度的照料活動對女性勞動參與的影響可能存在差異,為了進一步考察高強度照料的影響,我們在勞動參與決策方程中設(shè)置了高強度照料虛擬變量IntensiveCit(若每周照料20小時以上,則取值為1,否則為0)。對于截面數(shù)據(jù),我們大多利用線性概率模型和非線性離散選擇模型來分析勞動參與決策。由于本文主要關(guān)注變量的邊際效應(yīng),而采用非線性固定效應(yīng)模型對參數(shù)的一致估計未必可得到對邊際效應(yīng)的一致估計,我們采用線性概率模型。(二)家庭在勞動力供給方面的影響本文數(shù)據(jù)來自“中國營養(yǎng)與健康調(diào)查”(CHNS),該項調(diào)查涵蓋家庭及個人的人口、社會、經(jīng)濟及醫(yī)療衛(wèi)生、健康等信息,在勞動經(jīng)濟、衛(wèi)生經(jīng)濟研究領(lǐng)域被廣泛使用。CHNS是適合研究老人家庭照料與女性勞動參與問題的全國性跟蹤調(diào)查之一。首先,CHNS記錄了52歲以下成年女性與其父母公婆的照料關(guān)系。該項調(diào)查詢問了其父母公婆是否健在、居住在何處,如果父母公婆年齡在50歲以上,則詢問是否需要人照顧、上周是否照顧過父母以及照顧時間。其次,CHNS以各年齡段成年人為調(diào)查對象,記錄了研究勞動力供給所需的個人和家庭詳細信息,從而避免了使用老年人口調(diào)查數(shù)據(jù)研究子女就業(yè)問題可能導(dǎo)致的樣本選擇偏誤。最后,CHNS是跟蹤調(diào)查,我們可以直接使用面板數(shù)據(jù)分析方法修正內(nèi)生解釋變量偏誤。家庭照料責(zé)任可以從外延和內(nèi)涵兩個方面在邊際上影響照料者的勞動供給,其中外延邊際上的影響是指照料者是否工作,內(nèi)涵邊際上的影響是指工作的照料者是否調(diào)整其工作時間,如從全職轉(zhuǎn)為兼職。本文考察照料父母公婆的家庭責(zé)任對女性勞動參與決策的影響,即外延邊際上的影響。考慮到自我雇傭的農(nóng)業(yè)勞動在時間上具有自主性和彈性,而且照料責(zé)任對勞動的影響主要是內(nèi)涵邊際上的,本文樣本不包括農(nóng)村勞動力。此外,我們剔除了學(xué)生、軍警、殘疾人以及父母公婆亡故無贍養(yǎng)責(zé)任的受訪者。本文樣本最終包括2372名受訪者1991-2009年的7887個觀測值,其中近10%的成年女性承擔(dān)著照料父母或公婆的責(zé)任。(三)影響女性勞動參與決策的因素除了被解釋變量是否參與勞動Pit和核心解釋變量是否照料父母公婆Cit之外,其他解釋變量包括人口特征、人力資本和經(jīng)濟狀況等變量。其中:(1)在人口特征變量中,年齡是影響勞動參與的重要因素。我們將年齡劃分為18-24歲、25-34歲、35-44歲和45-52歲4組,設(shè)置了4個虛擬變量,并以45-52歲作為參照組,將其他3個引入模型。隨著年齡的增長,勞動能力一般是減弱的,所以我們預(yù)期其他年齡組的勞動參與率高于參照組。CHNS沒有詢問女性配偶對雙方父母的照料情況,我們將借助婚姻狀況來部分控制配偶照料因素。照料兒童也是女性最重要的家庭勞動之一,我們采用“是否照料6歲及以下兒童”來控制。(2)人力資本變量主要包括女性的受教育水平和自評健康狀況。我們采用受正規(guī)教育年限來衡量受教育水平,并預(yù)期受教育水平對女性就業(yè)有積極影響。健康狀況是衡量人力資本的另一個重要指標(biāo),健康狀況越好,勞動參與率越高。我們選取4類自評健康狀況,分別設(shè)置4個虛擬變量來表示。(3)勞動者的收入由勞動收入和非勞動收入構(gòu)成,女性的非勞動收入主要受到家庭因素的影響,我們采用其他家庭成員收入(以2009年價格計算)來表示。此外,家庭規(guī)?？梢苑从硨ε约彝趧拥男枨?大家庭中需要照顧的孩子或老人較多,從而影響女性的職業(yè)勞動參與。除上述因素外,勞動力市場狀況也會影響勞動參與決策,我們使用社區(qū)男性、女性以及家庭保姆的平均工資等來反映。此外,考慮到地區(qū)差異和宏觀經(jīng)濟變動對女性勞動參與的影響,我們還控制了省份和年份虛擬變量。表1給出了樣本的描述性統(tǒng)計。成年女性勞動參與率總體來看約為79%,照料父母或公婆的女性勞動參與率僅為70%,明顯低于無照料責(zé)任的女性。樣本中絕大多數(shù)女性已婚,平均年齡約為38歲,從事照料活動的女性較年長,平均年齡超過40歲。此外,從事照料活動的女性的家庭其他成員收入較高,受正規(guī)教育年限略長,但自評健康狀況不好的比例高于無照料責(zé)任的女性。兩個工具變量與照料活動高度相關(guān),從事照料活動的女性的父母公婆需要照料比例高達67%,明顯高于無照料活動的女性(僅為12%),而且照料者的兄弟姐妹較少。需要注意的是,在女性勞動參與決策中家庭照料可能是內(nèi)生的,原因在于女性就業(yè)狀態(tài)與家庭照料可能存在雙向因果關(guān)系,女性可能是因缺少合意的工作機會而擔(dān)負起家庭照料責(zé)任,而不是為了履行照料責(zé)任而放棄工作或縮短工作時間。為此,我們比較了照料者和非照料者滯后一期的平均勞動參與率,發(fā)現(xiàn)兩者無顯著差別,(4)表明就業(yè)狀態(tài)不大可能構(gòu)成女性下一期是否承擔(dān)照料責(zé)任的原因。四、結(jié)果表明和分析(一)對女性勞動參與的預(yù)測我們依據(jù)是否與父母(公婆)同住將樣本劃分為兩組,分別對女性勞動參與方程進行估計,結(jié)果見表2。我們首先得到混合最小二乘估計結(jié)果。當(dāng)解釋變量與誤差項(μi+εit)不相關(guān)時,混合OLS參數(shù)估計是無偏的和一致的?？紤]到同一受訪者的觀測誤差可能存在序列相關(guān),我們使用了面板聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。與我們的預(yù)期一致,承擔(dān)老人照料責(zé)任使照料者的勞動參與率顯著降低,而且與父母(公婆)同住的女性勞動參與率下降的幅度明顯高于不同住的女性(見列(1)和列(2))。為了解決個體異質(zhì)性帶來的內(nèi)生性問題,我們進一步運用一階差分工具變量方法進行估計,選取照料者父母(公婆)健康狀況和兄弟姐妹數(shù)量這兩個指標(biāo)作為工具變量,結(jié)果見表2列(3)和列(4)?；貧w模型通過了弱工具變量檢驗,Wald檢驗F統(tǒng)計值分別為75.73和56.24,表明工具變量與內(nèi)生解釋變量高度相關(guān),滿足工具變量的第一個條件。對于第二個條件即工具變量在勞動供給方程中是外生的只能借助經(jīng)濟理論進行推斷,而無法通過檢驗直接驗證。當(dāng)工具變量數(shù)大于內(nèi)生解釋變量數(shù)時,我們可以利用過度識別檢驗來間接考察工具變量的外生性。Hansen檢驗J統(tǒng)計值分別為2.008(p值為0.157)和0.065(p值為0.799),在10%的水平上無法拒絕原假設(shè),表明在控制了照料變量后,工具變量對女性勞動參與沒有預(yù)測能力從而是有效的。估計結(jié)果顯示,對于同住的女性,照料責(zé)任使其勞動參與率下降0.215,降幅較大(樣本平均勞動參與率為78.7%);對于不同住的女性,照料責(zé)任的負向影響較小且統(tǒng)計上不顯著。與45-52歲的女性相比,25-34歲、與父母(公婆)同住的女性勞動參與率上升5.6個百分點,35-44歲、與父母(公婆)不同住的女性勞動參與率上升3個百分點。家庭其他成員收入每增加10%,女性勞動參與率上升0.48,考慮到人均收入增長速度,這一影響很小。家庭人數(shù)多通常意味著家中需要照料的老人和兒童較多,從而女性的家庭照料責(zé)任較重,估計結(jié)果證實了這一推斷。當(dāng)家中有6歲及以下兒童需要照料時,女性勞動參與率將下降6個百分點。高學(xué)歷女性具有明顯的就業(yè)優(yōu)勢,與小學(xué)畢業(yè)女性相比,高中畢業(yè)女性的就業(yè)率高出約15個百分點,大學(xué)畢業(yè)女性則高出近25個百分點。社區(qū)普通女工日工資對與父母同住的女性勞動參與在邊際上有小幅負向影響。年份虛擬變量系數(shù)為負,表明我國女性的勞動參與率呈下降趨勢。(二)膠片的勞動時間現(xiàn)有研究表明,照料活動對照料者勞動參與率的影響因照料強度而異。如果父母公婆生活不能自理,飲食起居嚴重依賴他人照料,那么照料者每天要花費大量照料時間,從而工作時間會大幅縮減,勞動參與率明顯下降。為了驗證這一推斷,我們將照料活動分類進行考察。我們將每周照料超過20小時的定義為高強度照料者,樣本中高強度照料者占全部照料者的21%。表3給出了高強度照料影響女性勞動參與的估計結(jié)果。列(4)顯示,與父母(公婆)同住、從事高強度照料活動的女性勞動參與率下降幅度高達69.5%,與Heitmueller(2007)的發(fā)現(xiàn)相近。(三)對女性勞動參與的影響老人照料責(zé)任大多由子女分擔(dān)。給定老人照料需求,如果女性及其配偶有較多兄弟姐妹,則分擔(dān)的老人照料責(zé)任較輕。為了驗證這一推斷,我們依據(jù)樣本中兄弟姐妹數(shù)量的中位數(shù)將樣本劃分為兩組,以考察兄弟姐妹多寡條件下老人照料對女性勞動參與的不同影響。從表4可以看出,兄弟姐妹較少(不超過7個)的女性從事照料活動使其勞動參與率下降17.6個百分點,從事高強度照料活動則下降52.1個百分點;而兄