一、引言

人口老齡化已經成為 21 世紀長期深刻影響人類社會發展的重大現實問題。2010 年第六次全國人口普查結果顯示，我國 65 歲及以上人口為 1. 19 億人，占總人口比重為 8. 87%，比 2000 年上升 1. 9個百分點。按照聯合國最新的人口預測，到 2030 年我國 65 歲及以上人口規模將達到 2. 3 億，2050年將達到 3. 31 億①。隨著老齡人口的增加，患有心腦血管疾病、關節病和老年癡呆等慢性疾病的老年人比重不斷增長。中國老齡科學研究中心指出，截至 “十二五”末我國部分失能和完全失能老人將達 4000 萬人，占老年人口的 19. 5%②。因此，老年人的長期照料問題就成為今后老齡工作的重點和難點。中國社會承襲家庭養老傳統，“男主外，女主內”的傳統性別文化觀念根深蒂固，導致成年子女尤其是成年女性成為家庭老年照料責任的主要承擔者。而絕大多數從事老年照料的女性仍處于工作年齡，面臨著照護父母公婆與勞動就業之間的兩難選擇。

卡邁克爾 \\( Carmichael\\) 和查爾斯 \\( Charles\\) 認為家庭老年照料與子女勞動參與率之間可能存在替代效應和收入效應［1 －2］。替代效應 \\( substituion effect\\) 是指由于時間的稀缺性，老年照料活動會導致勞動參與率的下降; 收入效應 \\( income effect\\) 是指子女在進行老年照料時需要大量費用支出③，為了避免退出勞動力市場造成的收入減少，子女會選擇在照料老人的同時繼續工作。因此嚴格地講，家庭老年照料對子女就業的影響取決于替代效應或收入效應作用的結果。只有搞清楚影響的方向，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和工作責任提供科學依據。本文采用 “中國營養與健康調查”\\( CHNS\\) 2009 年的截面數據，在控制內生性的基礎上，應用線性概率及離散選擇 Probit 模型檢驗家庭老年照料和女性勞動參與率之間存在替代效應還是收入效應。

二、文獻綜述

20 世紀 80 年代，索爾多 \\( Soldo\\) 等與布洛迪 \\( Brody\\) 等開創了老年家庭照料和子女勞動參與關系的研究［3 －4］。早期研究主要假定照料活動為外生變量，忽視可能存在的內生性。斯通 \\( Stone\\)和肖特 \\( Short\\) 利用 1982 年美國國家非正式照護者調查數據 \\( NICS\\) ，研究表明家庭照護對女性就業具有顯著負影響，與父母同住的女性，照料責任使其勞動參與率降低 21. 1%［5］。波阿斯 \\( Boaz\\)和米勒 \\( Mueller\\) 采用美國 1982 年國家長期護理調查 \\( NLTCS\\) 數據發現家庭老年照料對女性的兼職工作沒有影響，但顯著降低其全職工作的概率［6］?？ㄟ~克爾和查爾斯利用 1998 年英國普通家庭調查 \\( GHS\\) 數據研究得出每周從事照料活動10 小時以下的子女勞動參與率高于沒有照料活動的樣本，但每周從事 10 小時以上的照料活動會顯著降低勞動參與率［2］。莉莉 \\( Lilly\\) 等利用 2002 年加拿大普通社會調查 \\( GSS\\) 數據發現女性提供一般照料活動對勞動參與率沒有顯著影響，但對于主要照料者\\( Primary Caregiver\\) 有影響，使其勞動參與率顯著降低［7］。

近些年，越來越多的研究者采用嚴謹的計量方法 \\( 工具變量、面板數據\\) 控制老年照護和工作之間可能存在的內生關系。沃爾夫 \\( Wolf\\) 和索爾多利用美國1987 －1988 年國家家庭調查 \\( NSFH\\) 數據通過聯立方程控制照護和就業之間的內生性，研究發現已婚女性的照料責任對勞動參與影響為負，但在統計上沒有顯著性［8］。埃特內 \\( Ettner\\) 同樣運用NSFH 數據采用工具變量發現與父母同住的女性照料責任對就業具有明顯的負向影響，女性從事照料活動會使每周工作減少12 小時［9］。海特米勒 \\( Heitmueller\\) 利用英國家庭調查 \\( BHPS\\) 1991 －2002 年的數據，結合工具變量及面板模型研究發現如果忽略內生性問題會低估照料責任對就業的影響［10］。波林等 \\( Bolin\\) 采用2004 年歐洲健康、年齡及退休數據 \\( SHAＲE\\) ，選擇父母健康狀況、年齡及兄妹數作為工具變量以控制內生性問題，分析得出從事照料活動會顯著降低男女的勞動參與率［11］。范豪特文 \\( Van Houtven\\) 等利用美國健康和退休調查數據 \\( HＲS\\) 發現女性照料者與勞動參與之間不存在內生性，從事照料活動并不影響女性工作狀態［12］。

國內關于家庭老年照料對子女勞動就業影響的研究相對缺乏。蔣承和趙曉軍利用 2005 年中國老年人健康長壽跟蹤調查數據，采用工具變量和兩部分模型發現老年照料對于成年子女的就業概率具有顯著負向影響［13］。劉嵐等利用 CHNS 混合面板數據，研究側重考察照料父母公婆對農村已婚婦女不同勞動時間分配的影響［14］。黃楓運用 CHNS 面板數據與工具變量方法，研究發現與父母公婆同住的城鎮女性從事照料活動使得其勞動參與率下降 21. 5%［15］。馬焱和李龍使用中國婦女地位調查 2010 年的截面數據，研究發現在家庭照護視為外生變量時，女性就業概率減少 29. 6%［16］。本文從兩個方面推進了家庭老年照料與女性勞動參與的研究。第一，現有國內研究多直接假定家庭老年照料具有內生性，但缺乏嚴格的內生性檢驗，本文通過內生性檢驗 \\( 例如 Durbin-Wu-Hausman 和 Simth-Blundell\\) ，證明女性照料活動存在內生性，進而利用工具變量方法克服存在的內生性，避免了可能產生的內生性偏誤。第二，在對于樣本總體研究的基礎上，本文進一步從居住方式和居住地區角度劃分子樣本，深入探討樣本的異質性對家庭老年照料與女性勞動就業之間關系的影響。

三、研究設計

1． 模型與方法

貝克爾 \\( Becker\\) 認為傳統勞動經濟學中個體在有限的時間約束下分配工作和閑暇以最大化自身的效用［17］。擴展的勞動力—照護模型進一步研究家庭老年照料活動對就業的影響。由于時間的稀缺性，子女需要在為父母提供照護和自身工作之間分配時間來最大化自身效用。本文利用多元統計分析研究從事家庭照料活動對子女勞動決策的影響，模型如下:

被解釋變量 LFPi是女性勞動參與狀況，如果工作則取值為 1，否則為 0。CGi是家庭照料活動，如果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 代表不同個體。因此，勞動參與決策是關于老年照料活動、個人人口特征和家庭情況的函數 f \\( ·\\) 。根據回歸模型的不同，函數 f \\( ·\\) 的具體形式也不相同。線性概率模型的函數形式如 \\( 2\\) 式，其擾動項服從兩點分布。

離散選擇模型主要適用于被解釋變量為離散、非連續變量的回歸分析，Probit 模型的函數形式為標準正態的累積分布函數，其表達形式如 \\( 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對勞動參與率的影響。

評價照料父母公婆對勞動參與決策影響需要解決可能存在的內生性問題。內生性主要來源于照料父母公婆與勞動參與之間的反向因果關系，即面臨較少工作機會或者失業的女性會更多地把時間分配給家庭，主動承擔照料父母的責任。在截面數據中解決內生性的有效方法是運用工具變量法進行估計［1 －2，9 －10］。工具變量應該滿足兩個條件: 第一，工具變量與內生變量 \\( 從事照料活動\\) 高度相關;第二，工具變量是外生的，即與擾動項無關，只能通過照料活動影響勞動參與決策。本文采用父母公婆是否需要照料和兄弟姐妹數量兩個變量作為工具變量。老人是否需要照料與子女從事照料活動密切相關，同時該變量只能通過照料活動影響勞動參與決策。此外對于有較多兒女的老人，彼此可以分擔照料責任，因此，兄弟姐妹數是我們選擇的第二個工具變量。本文首先在外生假設下運用 OLS 和Probit 模型分析女性照料活動對勞動參與決策的影響，然后進一步放松假設，在內生性條件下，通過F 統計量和 Sargan 統計量進行工具變量檢驗，然后利用工具變量通過兩階段最小二乘法 \\( 2SLS\\) 和工具變量 Probit 模型估計勞動參與決策方程。

2． 數據和變量

本文采用中國健康與營養調查 \\( CHNS\\) 2009 年的截面數據，該調查是由中國疾病預防控制中心營養與食品安全所與美國北卡羅萊納州大學合作，在隨機收集樣本基礎上，對中國的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖北、湖南、貴州和廣西 9 個省份進行調查所得。該調查的范圍包括人口年齡、健康、醫療保險、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的變量來自 CHNS 對于52 歲以下女性與父母公婆關系的補充調查，因此，我們的樣本為18 －52 歲女性。經過上述限定，剔除缺失值之后，我們的分析對象包括2242 個已婚女性，其中無照料活動和從事照料活動的個體分別為1910 個和332 個。主要解釋變量為 “是否工作”，來自受訪者對調查問卷“現在是否有工作”的回答，主要自變量為 “是否照顧父母公婆”，工具變量為兄弟姐妹數及父母公婆是否需要照護?？刂谱兞恐饕譃槎? 第一類是女性的個體特征，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 歲及以下兒童、與父母公婆同住、家庭成員人數和丈夫每月收入 \\( 按2009 年不變價格進行調整\\) 。變量的具體定義見表1。

表 2 給出了全部樣本、從事家庭照料活動及無照護責任樣本的描述性統計。全樣本的勞動參與率為 70. 5%，平均年齡為 39 歲，且 97. 7%是在婚婦女。是否承擔照料責任的樣本在人口特征和家庭情況方面存在明顯差異。與無照料責任女性相比，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 6 歲及以下兒童的概率小 \\( p ＜0. 01\\) ，家庭人口數也較少 \\( p ＜0. 01\\) 。照料活動與工具變量高度相關，承擔照料責任的女性，父母公婆需要照料的比例高達 48. 2% \\( p ＜0. 01\\) ，明顯高于無照料活動的女性。

四、實證結果及分析

1． 家庭老年照料對女性勞動參與的影響。

表3 的第 \\( 1\\) 和 \\( 2\\) 列是在外生假設下普通最小二乘法 \\( OLS\\) 和離散選擇 Probit 模型的回歸結果。為了進行模型比較，我們給出了 Probit 的邊際效應回歸結果。結果顯示從事照料活動對女性勞動參與具有負面影響，但在統計上不顯著。年齡及教育程度的提高均能顯著提高女性就業的概率，而照顧 6 歲及以下兒童會降低勞動參與率。

為了檢驗和解決內生性問題，我們運用兩階段最小二乘法 \\( 2SLS\\) 和工具變量 Probit 模型估計照料責任對勞動參與的影響。在第一階段的回歸中，內生變量是工具變量及外生變量的線性方程，結果見表 3 的第 \\( 3\\) 和 \\( 4\\) 列。施泰格 \\( Staiger\\) 和斯托克 \\( Stock\\) 認為如果第一階段回歸檢驗的F 統計量大于 10，則不必擔心弱工具變量的問題［18］，本文第一階段的 F 統計值分別為 126. 97 和43. 64，說明工具變量與內生變量高度相關，滿足工具變量的第一個條件。在工具變量個數大于內生變量的個數時，需要進行 “過度識別檢驗”，Sargan 統計量表明工具變量是外生的，符合工具變量的第二個條件。在有效工具變量的基礎上，模型通過 Durbin-Wu-Hausman 及 Simth-Blundell 檢驗①，顯著拒絕 “不存在內生變量”的原假設，說明從事家庭老年照料為內生變量。表 3 中第 \\( 3\\) 和 \\( 4\\) 列顯示，從事照料活動使勞動參與率顯著下降 21. 7% － 23. 8%，下降幅度遠大于外生假設的結果。我們的結論與卡薩多 \\( Casado\\) 和波林的研究一致，即如果不考慮內生性會顯著低估女性家庭照料責任對勞動參與率的影響［11，19］。對于其他控制變量的回歸結果，相對于 18 －24 歲女性，25 －34 歲、35 －44 歲及 45 － 52 歲的女性的勞動參與率分別上升 22. 9、27. 5 和 21. 0 個百分點。與小學畢業女性相比，大學畢業及以上的女性勞動參與率會提高 17. 1%。照顧 6 歲以下兒童對勞動參與率具有顯著的負面影響，使得勞動參與率降低 9. 7%?；貧w結果還表明，家庭人口數越多，家務勞動負擔越重，會導致女性勞動參與率越低。

2． 是否與父母公婆同住對于女性勞動參與率的影響

為了進一步研究照料父母公婆對于特定人群的影響，我們根據是否與父母公婆同住將樣本劃分為兩組分別進行估計。在表 4 中，通過 Durbin-Wu-Hausman 檢驗表明區分居住安排后的樣本依然存在內生性問題，弱工具變量檢驗的 F 統計量分別為 20. 471 和 24. 465，說明工具變量與內生變量高度相關。Sargan 統計量表明工具變量是外生的。線性概率模型和離散選擇模型結果類似，由于本文重點關注變量的邊際效應，因此只給出線性概率模型回歸結果。

回歸結果表明，對于同住的女性，照料父母公婆使其勞動參與率顯著下降 49. 1%，對于不同住的女性，照料父母公婆僅在 10%的顯著性水平下影響其勞動參與率，且負向影響較小。我們的結果與現有文獻的結論是一致的。海特米勒和黃楓發現與父母同住的女性，照料責任顯著降低其勞動參與率，而不同住女性照料責任對勞動參與的負向影響較小，且統計上不顯著［10，15］?？梢?，居住安排是考察女性照料責任對勞動參與率影響程度的重要因素。

3． 家庭老年照料對城鎮和農村女性勞動參與的影響

2012 年，世界銀行發布的 《中國農村老年人口及其養老保障: 挑戰與前景》 報告指出，中國農村與城鎮地區老年人口撫養比差距預計將從 2008 年的 4. 5% 擴大到 2030 年的 13%［20］。過高的老年人口撫養比、家庭養老為主的養老模式和老齡化城鄉倒置格局①會使農村女性承擔更重的家庭老人照料責任。因此，我們考察城鎮和農村女性從事老年照料活動對參與勞動的不同影響。從表 5 可以看出，在考慮內生性情況下，城鎮女性從事照料活動使其勞動參與率下降 16. 4%，但在統計上不顯著。農村女性從事照料活動使其勞動參與率顯著下降 28. 1%。

五、結論與政策建議

本文采用中國營養和健康調查 2009 年的截面數據，在控制人口及家庭特征的基礎上分析女性從事家庭老年照料活動對勞動參與率的影響。在外生假設下，女性照料父母公婆對其勞動參與產生負面影響，但在統計上并不顯著。本文選取 “父母是否需要照護”和 “兄弟姐妹數”兩個有效工具變量進行兩階段最小二乘估計及工具變量 Probit 回歸，通過 Durbin-Wu-Hausman 檢驗證明內生性確實存在，回歸結果表明，女性從事照料活動會使勞動參與率下降 21. 7% － 23. 8%。在按照居住安排劃分樣本之后，與父母公婆同住的女性，其家庭照料活動使得其勞動參與率下降 49. 08%。居住在農村的女性從事照料活動使其參與勞動的概率下降 28. 1%。以上實證結果表明中國家庭老年照料在對女性勞動參與決策影響中替代效應占主導，對勞動參與產生負面影響，而且如果忽略兩者的內生性會低估負面效應的程度。

本文的研究結論具有重要的政策含義。面對家庭老年照料對子女就業的負面效應，政府應該著手制定公共政策來幫助工作年齡女性平衡家庭老年照料和勞動。建議借鑒 OECD 國家為提供照護者制定的帶薪或不帶薪的假期，例如美國 1993 年頒布的 《家庭和醫療休假法案》\\( FMLA\\) 中規定，工作一年以上的雇員每年擁有 12 周的不帶薪的假期，用來為家庭成員提供照護幫助，在此期間保留休假者的工作崗位，從而減少由于從事家庭照料活動導致工作年齡子女放棄工作的概率。但是，在借鑒國外制度的時候，對于休假的長度和薪酬補貼的程度，應該考慮我國的國情，并且需要進一步檢驗家庭老年照料對于子女工作時間和每月工資的影響，這也是我們今后進一步研究的方向。

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