单独二胎政策对劳动参与率影响研究

齐海源

摘 要：不同家庭结构下子女个数对育龄群体劳动参与率的影响是不同的，这在性别和户籍两个方面表现尤为明显。因此要重视不同育龄群体的差异，制定出符合本地区特征的单独二胎政策，以提高育龄群体的劳动参与率。

关键词：单独二胎政策；子女个数；家庭结构；劳动参与

[中图分类号]C924.21 [文献标识码]B [文章编号]1009-0339（2014）02-0076-06

一、引言

计划生育是我国的基本国策，但是随着我国人口结构老龄化及人口红利的消失，计划生育政策到了需要调整的时期。如图1所示，2010年我国人口60岁以上老人的比例为13.26%，比2000年上升2.93%。60岁老人比例超过10%就意味着进入老龄化社会。老龄化程度越高意味着劳动力规模的越不合理，会降低家庭抵御风险的能力，最终影响经济可持续发展。

党的十八届三中全会提到“启动实施一方是独生子女的夫妇可生育两个孩子的政策”，即“单独二胎政策”，以期调整当前的人口结构。

众所周知，当家庭中未成年子女个数增多的时候，就会增加照顾未成年子女的责任，这可能会对育龄群体特别是妇女的劳动参与产生抑制作用。但是，对大多数家庭来说，未成年子女个数的增多也意味着家庭经济压力增大，这就需要家庭中更多成员参与市场劳动，以缓解家庭经济压力。所以，单独二胎政策的劳动参与净效应是不确定的。

同时，未成年子女个数增多对育龄群体劳动参与率的影响在不同的家庭结构也可能是有差异的。如果育龄群体是与父母特别是母亲住在一起，那么父母会帮助他们承担照顾小孩的责任，这可能会增加育龄群体的劳动供给。如果育龄群体不与父母住在一起，那么有可能育龄群体会自己照顾小孩，这会抑制他们特别是妇女的劳动供给。

家庭结构是指多代同堂的家庭结构，包括几种类型：一是父母为户主，与成年子女同住或者成年子女为户主，与父母同住；二是父母一方为户主，与成年子女同住或者成年子女为户主，与父母一方住在一起，也就是理论界认为的扩展型缺损家庭；三是父母、成年子女与未婚兄弟姐妹组成的家庭；四是父母与儿子儿媳组成的家庭；五是父母同已婚子女及孙子女组成的家庭[1]。鉴于母亲可能对解放子女的劳动供给有积极影响，所以本文主要研究育龄群体与母亲同住及与岳父母（公婆）同住这两种情况。

二、理论假设与研究方法

子女个数对不同群体劳动参与率的影响存在不确定性，同时生活在不同的家庭结构下也会加大这种影响的不确定性[2]。对于未来具有生育二胎资格的群体来說，他们的父母绝大部分仍然是劳动年龄人口，那么这种与父母同住是否会通过父母照顾小孩及分担家务劳动增加劳动参与存在疑问；另一方面，正是由于父母还处在劳动年龄范围内，子女面临较小的照顾父母的压力，所以与父母同住的家庭结构又似乎不会降低他们的劳动参与。子女个数对劳动参与的影响虽然现有研究中也有涉及，但是在不同的家庭结构下进行考察是本文的一个探索。由于农村和城市发展水平和生活压力的差异，城市群体劳动参与可能更加受到生育二胎的影响，特别是在不同的家庭结构下这种影响差异更大。结合以上分析，本文提出两个待检验的理论假设。

假设1：与母亲或者岳父母（公婆）同住，即使生育二胎，也不会降低女性的劳动参与率，但是可能会显著增加男性的劳动参与率。不与母亲或者岳父母（公婆）同住，生育二胎则可能会显著降低女性的劳动参与率。

假设2：与母亲或者岳父母（公婆）同住，生育二胎对城市育龄群体的影响大于对农村育龄群体的影响。

为检验这两个假说，我们采用Probit模型进行回归分析，被解释变量是不同类别的群体是否参与劳动。核心变量是子女个数。控制变量是不同类型的家庭结构，用是否与父母同住来表示。

Probit模型是计量非线性分析中的重要模型之一，适合本文研究的主题[3]。根据本文使用的数据，育龄群体有两种决策：参与劳动（C=1）和不参与劳动（C=0），而影响劳动参与的因素是多方面的，包括育龄群体的性别、年龄、接受教育的年限（体现文化水平）、家庭总收入、配偶是否就业等，所以我们用一组向量x来解释劳动参与的形成。基于Probit模型，得出：

其中，β为待估参数。因为Probit模型使用的连续概率分布函数为正态分布函数，所以有：

本文在计量过程中，考虑到来自同一家庭或者同一村庄（社区）的劳动力之间，他们的劳动参与行为可能会互相影响，所以采用聚类稳健回归（Clustered Robust）方法解决这个问题[4]。

三、数据来源与变量描述

（一）数据来源

本文使用的数据来源于中国人民大学中国调查与数据中心在全国28个省市进行调查所得的数据，即CGSS2008数据。CGSS调查采用随机抽样的方法，在被选中的居民户中随机选取一人作为被访者，问卷内容覆盖了被调查者个人和家庭基本情况[5]。由于本文关键变量是子女个数，我们选取女性年龄范围在20岁至49岁之间和男性年龄范围在22岁至49岁的样本，这类人群在法律上和生理上还存在生育二胎的可能，也就是本文所说的育龄群体。鉴于本文研究目的，对样本进一步做如下处理：（1）剔除正在上学、残疾等不属于劳动力的样本；（2）删除关键变量存在缺失的样本。最终得到样本2 305个，其中女性样本1 272个，男性样本1 033个；农村户口样本1 224个，城市户口样本1 081个。

（二）变量定义

1. 劳动参与。根据CGSS的调查内容，将从事非农工作和农业工作都视为参与劳动，包括非全日制工作和全日制工作，但不包括家务劳动。参与劳动赋值为1，不参与劳动赋值为0。

2. 子女个数。本文的关键变量是子女个数，生育二胎意味着子女个数增加，可以通过考察子女个数对劳动参与的影响来分析未来生育二胎对育龄群体劳动参与的可能性影响。为客观考察单独二胎政策对劳动参与的可能性影响，本文将被调查对象的年龄限制为女性20岁至49岁，男性22岁至49岁。

3. 控制变量。根据CGSS的调查内容，本文对家庭结构采用两种衡量方式：一是由于母亲往往能够帮助子女承担家务劳动及照顾小孩的责任，可能会促进育龄群体参与劳动，所以育龄群体与母亲同住，赋值为1，没有与母亲同住则赋值为0 [6]。二是成年子女与岳父母（公婆）同住，则赋值为1，没有与岳父母（公婆）同住则赋值为0。

4. 其他控制变量。根据已有的相关研究，我们还控制了一系列影响被调查者的变量，包括被调查者的个体特征，包括性别、年龄、接受教育的年限、是否城市户口、健康状况等；还包括被调查者的家庭特征，包括家庭总收入及配偶是否就业[7]。其中配偶参与就业赋值为1，配偶不参与就业赋值为0。

四、结果分析

（一）不同家庭结构下子女个数对男性和女性劳动参与的影响

表2用Probit模型报告了不同家庭结构下各变量对女性育龄群体劳动参与概率的估计结果。Probit模型结果显示，子女个数对女性劳动参与决策具有显著的影响。但是不同的家庭结构下，影响大小及作用结果不同。当与母亲同住的时候，即使子女个数增加，也会对她们的劳动参与产生积极影响。当不与母亲同住的时候，子女个数会对女性的劳动参与产生抑制作用。这种情况与社会现状是一致的，当不与母亲同住的时候，如果女性选择生二胎，就要自己承担照顾小孩及家务劳动的责任，女性就不会参与劳动。当与母亲同住的时候，母亲会帮助她们承担这种家庭责任。当女性同公婆同住的时候，作用效果与女性同母亲同住是一致的。与公婆同住，也会帮助女性承担起照顾小孩及家务劳动的责任。

对处于育龄阶段的女性来说，与母亲或者公婆同住提高了她们的劳动参与，这与假设是一致的。当育龄女性与母亲或者公婆同住的时候，母亲或者公婆可以帮助育龄女性承担照顾小孩及家务劳动的责任，可以使育龄女性尽快地返回工作岗位。同时，在当今社会大多数男性一个人很难承担起整个家庭的经济责任，所以即使生育二胎，女性与母亲或者公婆同住也会促使她们尽快返回工作岗位。此外，处于20至49岁年龄段的女性，她们与父母的联系本身就会非常密切。而她们的母亲或者公婆的年龄也不是太大，可以帮助她们承担家庭责任，这有利于她们参与劳动。

观察其他控制变量的回归系数我们可以得出如下结论：第一，年龄越长的女性其劳动参与率就越高，这在不同的家庭结构下作用效果都是一致的，这个结果可以用劳动经济学相关理论进行解释。劳动经济学家认为女性的劳动参与情况呈现“M”型，女性在生育孩子的时期劳动参与率较低，随着年龄增加，生育小孩的可能性降低，也不需要投入全部时间照顾小孩和家庭，这时她们的劳动参与率会随着年龄增加而增加，也就是“M”型低谷过后的上升阶段；第二，教育年限越长的女性其劳动参与率就越高；第三，家庭总收入越多，女性的劳动参与率越高。这可能是因为样本特性决定的，从表1可知家庭总收入样本均值为30 261元，在当今社会巨大的经济压力下不足以让女性全职照顾家庭；第四，女性是否参与就业与丈夫是否参与就业存在正关联性，这一方面体现了某种价值认同，另一方面是由于当今社会经济压力较大的缘故。

下面利用男性样本进行类似分析，结果如表3所示。子女个数对男性的劳动参与影响结果与女性样本有明显不同。对于男性群体来说，不管处于什么样的家庭结构下，子女个数对他们的劳动参与都会产生积极影响。这与“男主外女主内”的社会传统价值观是一致的，虽然现在女性也越来越多帮助男性分担家庭经济责任，但是在大多数情况下，男性的主要职责还是承担家庭的经济责任，而较少地承担照顾子女及家务劳动的责任。与女性样本一样，家庭总收入对男性的劳动参与影响是正向的，这一方面是由于大多数男性样本的家庭总收入并不足以支撑他們退出劳动市场，另一方面是受社会主流价值观的影响，男性只有有事业才能体现出他们的社会地位。年龄变量对男性的劳动参与影响不显著，这可能是由于样本量决定的，本文所取的男性样本年龄范围是22至49岁，处于这个年龄段的男性都正值壮年，所以年龄不是决定男性是否参与劳动的主要因素。

（二）不同家庭结构下子女个数对农村群体和城市群体劳动参与的影响

从表4的回归结果可以看出，不同家庭结构下子女个数对农村群体和城市群体劳动参与的影响存在较大的差异。对于农村群体来说，不管是否与母亲或者是与岳父母（公婆）同住，子女个数对他们劳动参与的影响都是负向的，但是效果较小。而城市群体的结果恰恰相反，不管是否与母亲或者岳父母同住，子女个数对他们劳动参与的影响都是显著正向的。这可能是由于生活在农村的育龄群体经济压力相对较少，大多数女性会自己承担照顾小孩的责任。而且在农村，即使照顾小孩也可以从事一些农业劳动，所以子女个数对他们劳动参与的影响较小。同时，在当前农业总体科技化程度还不高的情况下，农业生产仍然需要相当的劳动投入，特别是在农业收获季节，往往需要家庭中所有成员都参与农业劳动[8]。生活在城市中则意味着有更大的经济压力，特别是城市住房成本明显高于农村地区，如果生育二胎，则意味着他们的经济压力更大，这就迫切需要家庭中夫妻双方都参与市场劳动，共同承担家庭的经济责任。另外，结合社会中的一些客观现实也可以发现，很多城市人生育了小孩之后，会把小孩交给他们的父母照看，不论父母是否与他们生活在一起，这也客观上帮助他们分担照顾小孩的责任，使他们能够积极参与市场劳动。

观察农村样本和城市样本中其他因素对劳动参与的影响可以发现一个有意思的现象：农村育龄群体的就业非常明显地受到年龄的影响，年龄增加了他们的就业概率；而城市育龄群体的劳动参与则明显地受到教育年限的影响，教育年限增加则劳动参与率增加，而教育年限对农村育龄群体的劳动参与率影响不显著。原因不难理解，由于绝大部分农村户口育龄群体没有能力在城市安家，生育子女使得他们不得不至少暂时放弃工作。成年的农村育龄群体往往不会赋闲在家，同时他们从事的低技能的工作岗位对资历没有太多要求。

五、结论与政策含义

本文基于CGSS（2008）数据，提出两个理论假设，针对两个理论假设实证研究分析后发现：第一，子女个数对女性育龄群体的影响在不同的家庭结构下是不一样的。当与母亲或者是公婆同住的时候，即使子女个数增加，也会对她们的劳动参与产生积极影响。当不与母亲或者是公婆同住的时候，子女个数会对女性育龄群体的劳动参与产生抑制作用。对于男性育龄群体来说，不管处于什么样的家庭结构下，子女个数对他们的劳动参与都会产生积极影响；第二，子女个数对城市育龄群体的影响大于对农村育龄群体的影响，且影响结果不同。对于农村育龄群体来说，不管是否与母亲或者岳父母（公婆）同住，子女个数对他们劳动参与的影响都是负向的。而城市育龄群体的结果则相反，不管是否与母亲或者岳父母（公婆）同住，子女个数对他们劳动参与的影响都是显著正向的。

就业难、买房贵等问题是需要面对的社会难题，这些难题也会影响一些符合生育二胎资格的育龄群体决定是否生育二胎。不同的家庭结构下的育龄群体所面对的这些难题是不一樣的，可能与父母住在一起就不需要买房，经济压力会减少，符合生育二胎资格的这类人群就会选择生育二胎。

基于本文的研究，笔者认为政府应该通过以下政策提高这类群体的劳动就业率。第一，各地政府在制定本地区的生育二胎资格条件时，要充分考虑不同育龄人群的异质性，特别是农村群体和城市群体的差异，在当前收入差距较大的情况下，制定单独二胎政策时要考虑到家庭总体收入水平这个因素。第二，完善以房养老政策，创造条件让父母与成年子女生活在一起，这样可能会增加符合生育二胎资格群体特别是女性育龄群体的劳动参与率。

[参考文献]

[1]王跃生.当代家庭结构变动分析[J].中国社会科学，2006（1）.

[2]沈可.中国女性劳动参与率下降的新解释：家庭结构变迁的视角[J].人口研究，2012（5）.

[3]汪铁丰.Probit模型的发展和演变 [D].东北师范大学，2008.

[4]程名望，潘烜.个人特征、家庭特征对农村非农就业影响的实证[J].中国人口·资源与环境，2012（2）.

[5]周靖.中国居民与收入相关的健康不平等及其分解[J].贵州财经大学学报，2013（3）.

[6] 尹琴.常州市育龄人群生育意愿及影响因素[J].南京人口管理干部学院学报，2006（4）.

[7]Oishi，Akiko S.and Takashi Oshio.2006.Coresidence with Parents and a Wifes Decision to Work in Japan.The Japanese Journal of Social Security Policy 5：35—48.

[8]张务伟，张福明.农村劳动力就业状况的微观影响因素及其作用机理[J].中国农村经济，2011（11）.

责任编辑：潘宏纹