家庭结构对青年群体劳动参与率的影响

袁兴意+齐海源

摘 要：家庭结构对青年群体劳动参与率有影响。基于CGSS2008数据，通过Probit和IV Probit模型实证分析发现：从总体看，多代同堂的家庭结构对青年群体的劳动参与产生抑制作用，而男性青年的就业参与受家庭结构的影响程度却高于女性青年劳动参与的影响程度；从户籍看，农村青年的就业参与受家庭结构的影响程度高于城市青年劳动参与的影响程度。重视青年群体的家庭特征差异，配套实行就业促进措施，是我国政府解决青年群体就业难的着力点。

关键词：家庭结构；青年群体；劳动参与

中图分类号：F240 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2014）03-0090-06

一、引言

劳动力要素一直是我国经济增长的核心投入要素。虽然我国现在处于经济转型时期，对劳动力要素依赖程度降低，但是劳动力参与率尤其是农村青年劳动力参与率仍然是影响经济增长与社会发展的关键变量。特别是在当前有专家学者认为我国的“刘易斯拐点”已经到来、人口红利时代结束的情况下，进一步解放青年群体的劳动供给对我国经济社会的长远发展有积极影响。因此，研究青年群体劳动参与率的变动情况及其影响因素，有重要的理论意义和社会价值。

城市青年的劳动参与界定比较明确，本文中农村青年的劳动参与是指农村青年的非农就业，主要有两种模式，一是“离土不离乡，进厂不进城”，即在本地从事非农工作；二是“离乡又离土，进厂又进城”，即到城市工作，也就是产业间转移和地域间转移[1]。

影响青年劳动参与率的因素很多，劳动参与决策既是个人理性选择行为，同时一定程度上又是家庭理性选择行为。特别是中国是一个家庭观念比较浓厚，同时退休年龄较低的国家，家庭结构对劳动参与率可能有显著的影响。因而本文从家庭结构的视角对青年群体的劳动参与率进行实证研究。

我国家庭结构主要分为核心家庭、直系家庭、复合家庭、单人家庭、缺损家庭五种类型[2]。本文中的家庭结构影响因素，主要指的是核心家庭和直系家庭这两种类型，也就是多代同堂的家庭结构（扩展型的家庭结构）。核心家庭主要研究扩展型标准核心家庭（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）、扩展型缺损核心家庭（父母一方为户主，与成年子女同住，或者成年子女为户主，与父母一方同住）及扩大核心家庭（父母、子女与未婚兄弟姐妹组成的家庭）这三种类型。直系家庭主要研究二代直系家庭（父母与已婚儿子儿媳组成的家庭）、三代直系家庭（父母同一个已婚子女及孙子女组成的家庭）这两种类型。概括来说，就是青年群体与母亲同住、与父亲或母亲同住及与父母或者岳父母同住三种情况。

在扩展型的家庭结构中，由于有更多的成员，家务劳动及照顾孩子的任务可以由亲友来承担，这可能会解放夫妇的劳动供给，特别是妇女的劳动供给。劳动经济学家认为妇女的劳动供给曲线呈M型，女性青年群体刚好处于M型的低谷端，由于这个年龄段的妇女可能有生育及照顾孩子的责任，劳动参与率较低。那么，家庭结构特别是多代同堂的家庭结构可能对女性青年的劳动供给产生积极影响。但是，由于父母的劳动供给与子女的劳动供给可能存在替代效用，多代同堂的家庭结构中由于有较多人工作，会使家庭预算约束软化，又可能会削弱青年群体的劳动供给压力。所以家庭结构对青年群体的劳动参与效应是模糊的，这就需要进行实证验证。

二、文献综述

多代同堂的家庭结构可能对子女的劳动参与特别是女性的劳动参与产生积极影响。杜凤莲（2008）研究发现，父母和配偶父母的居住地对城市女性劳动参与率有显著影响，女性劳动供给行为对家庭结构的反应更敏感[3]。石智雷、杨云彦（2009）研究发现，家庭依附对女性劳动供给有积极影响，但是城乡有差异，农村女性劳动参与决策对家庭的依附大于城市女性[4]。沈可、章元等（2012）的研究结果也发现多代同堂的家庭结构提升了女性的劳动参与率和工作时间，但没有显著改善男性的劳动参与[5]。

Wang（2009）认为通过雇佣保姆等方式，核心型小家庭的家务劳动压力也会转移出去，那么在这种情况下，核心型小家庭的妇女劳动参与率就未必比扩展型大家庭的小[6]。程名望和潘烜（2012）的研究发现家庭类型影响农民在农村的非农就业倾向，表现为核心家庭从事非农就业的倾向最弱，缺损核心家庭从事非农产业的倾向性最强[1]。上述研究要么只研究某一个群体，要么研究对象忽略了青年群体，所以有必要对青年群体的劳动参与进行补充性研究。

家庭结构对子女的劳动供给也有可能没有显著影响或者是有消极影响。例如，Butler（2000）对美国家庭数据的实证分析发现，扩展型大家庭和核心型小家庭两类家庭的妇女劳动参与没有显著差异，家庭结构只会对妇女的工资收入产生影响，而不会对其劳动参与率产生系统影响[7]。刘晓昀等利用Probit模型研究发现，家庭规模对中国农村劳动力非农就业有显著负影响[8]。洪秋妹、常向阳（2010）研究了同一家庭内部父母健康对成年子女劳动供给的影响，父母健康不良会导致子女劳动参与减少[9]。也就是说，多代同堂也可能增加子女的家庭责任。丁守海（2012）也给出了自己的解释，他认为成年子女的劳动参与与父母的劳动参与产生替代效用，原因是彼此劳动参与的增长可以使家庭预算约束软化[10]。

综上所述，现有研究未考虑家庭结构对青年群体特别是农村青年（新生代农民工）的劳动参与率的影响，也没有对比家庭结构对不同户籍和不同性别青年群体劳动参与的影响，所以有必要进行补充性研究。同时，要研究家庭结构对青年群体劳动参与率的影响，还有几个问题需要解决：

第一，与父母同住，一方面父母能够分担子女家务及帮助子女照顾小孩，但是子女也要承担照顾父母的责任，另一方面父母的劳动供给与子女的劳动供给可能产生替代效应，特别是青年群体中还有“二代”和“啃老族”这类人的存在。所以家庭结构对青年群体劳动参与率的净效果在理论上是无法确认的。因此，本文的实证研究可以填补相关的空白。

第二，对这一问题的实证研究可能存在内生性问题，也就是青年群体的劳动参与同家庭结构之间是双向影响的，因此，本文的研究采用外生的工具变量克服家庭结构的内生性问题，以避免由内生性问题导致的计量结果偏误。

三、理论假设与研究方法

家庭结构对不同群体劳动参与率的影响存在不确定性，这为进一步展开相关研究提供了发展空间。对青年群体来说，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提供家务和照料来增加子女的劳动参与存在疑问；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，则与父母同住的家庭结构又似乎不会降低他们的劳动参与。青年群体思想普遍较为现代、开放，不同于其他劳动年龄段群体。以青年群体为研究对象，是本文的一个探索。由于农村和城市经济发展水平和社会保障水平的差异，农村青年劳动参与可能更加受到家庭结构的影响。结合以上分析和相关文献研究，我们提出两个待检验的理论假说：

假说1：多代同堂的家庭结构有助于提高女性青年的劳动参与率，但不会显著提高男性青年的劳动参与率。

假说2：多代同堂的家庭结构有助于提高农村青年和城市青年的劳动率，但农村青年更加显著受到家庭结构的影响。

为了检验这两个假说，我们首先采用Probit模型进行回归分析，被解释变量是不同类别青年是否参与非农就业。核心变量是家庭结构，用是否与父母同住来表示。同时也加入影响劳动参与的年龄、教育程度和婚姻状态等因素作为控制变量。另外，与父母同住的这一核心变量可能存在着内生性问题，基于以往文献，我们选取该青年是否排行最小为工具变量进行分析。

四、数据来源与变量描述

（一）数据来源

本文采用中国人民大学中国调查与数据中心在全国28个省市的城市和农村进行的全国综合社会调查（CGSS2008）。该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。由于本文研究对象是青年群体，我们只选取年龄范围在18岁到30岁之间的样本，也就是在1978年及以后出生的成年人。基于本文研究目的，进一步对样本做如下处理：（1）剔除正在上学、残疾等不属于潜在劳动力的样本。（2）考虑到青年群体就业特征，对就业状态做了重新划分，将务农归为未参与就业，这对城市样本不产生影响，农村样本中主要是考虑失业的隐蔽性和青年群体很大部分不愿参与农业劳动的事实。（3）删除关键变量存在缺失的样本。最终得到样本1 087个，其中女性样本571个，男性样本516个。农村户口样本453个，城市户口样本634个。

（二）变量定义

1. 劳动参与。根据CGSS调查内容，将目前从事非农工作视为劳动参与，包括非全日制工作和临时性工作。

2. 家庭结构。参照沈可等（2012）[5]对家庭结构的度量，这里对家庭结构采用三种衡量方式：一是成年子女与父亲、母亲或双亲同住，赋值为1；没有与父亲或母亲同住则赋值为0。二是由于母亲往往帮助子女承担部分家庭责任，进而有可能促使子女积极参与劳动，因而如果与母亲同住，则赋值为1；没有同住则赋值为0。另外，对部分青年来说，与岳父母同住也可能增加他们劳动就业概率，岳父母年龄信息可以近似用被访者父母平均年龄代替。因而第三种度量方式是如果与父辈同住，则赋值为1，否则为0。

3. 其他控制变量。除了家庭结构外，其他的一些因素同样影响被访者劳动参与（Oishi，2006等）[11]。这里将变量分为三类：第一类是被访者个体特征，包括年龄、教育年限、是否拥有城市户口；第二类是被访者婚姻方面信息，包括婚姻状态、子女数目和配偶是否正处于非农就业状态。第三类是加入父母的平均年龄选项，以侧面反映被访者照料负担。另外，考虑到家庭结构变量可能存在的内生性，我们也使用是否排行最小作为工具变量。变量的统计描述如表1所示（括号中为标准差）。

五、实证分析

（一）多代同堂家庭结构对女性和男性青年劳动参与的影响

表2分别用Probit模型和IV-Probit模型首先报告了家庭结构变量对女性青年从事工作概率的估计结果。右列中以排行是否最小为解释变量，以既定内生变量为被解释变量进行回归，结果显示对女性青年来说，虽然排行最小有助于与父母住在一起，但是这种作用效果是不显著的。出现这种情况原因的可能是受到“女大当嫁”思想的影响。从IV-Probit回归结果可以看出，Wald外生性测验并不显著，说明作为衡量家庭结构的三个关键变量不能拒绝其外生性，意味着常规的Probit模型回归可能更加适合。但为了对比，本文保留了IV-Probit回归结果。

无论Probit模型还是IV Probit模型均显示，家庭结构因素对女性青年劳动参与决策具有显著的影响。然而与本文的假说1和沈可等（2012）分析35周岁以上女性劳动参与率受家庭结构的影响得出的结论相反，本文发现对处于青年这个特定年龄段的女性来说，与母亲同住或者与父亲同住不仅不能提高他们的劳动参与，反而对他们的就业产生阻碍作用：与父母亲同住使女性青年的就业率显著降低了50%以上。笔者认为，出现这一状况的原因恰恰是由于青年这一人生阶段的特殊性造成的。处于18到30岁年龄段的青年，虽然已经完成学业，不再全日制上学，但如果一味身处父母关怀这样的大家庭下，就没有出外参与劳动的动力和紧迫感。而且这一年龄段由于面临着结婚生子的人生大事，他们与父母的联系本身就会非常密切。再者，“啃老族”现象是一个不可被忽视的原因。据有关调查，在我国有65%以上的家庭存在“啃老”现象。这一解释同样适用于下文将要分析的男性青年劳动参与以及分户籍人口的青年劳动参与。

观察其他控制变量的系数我们可以得出如下结论：第一，年龄越长的青年女性其就业率就越高；第二，教育年限越长的青年女性其就业率就越高；第三，已婚和子女数目增加都显著降低了青年女性劳动参与率，这反映了家庭生产内部分工。该结论与张川川（2011）利用CHNS样本得出的结论相一致[12]。第四，青年女性是否参与就业与丈夫是否参与就业存在正的关联性，这体现了某种价值认同。

下面利用男性样本进行类似分析，结果如表3所示。右列中同样以排行是否最小为工具变量进行回归，结果Wald检验发现三个关键变量内生性并不显著，因而应该重点参考左边Probit模型回归结果。结果显示，同样与假说1和沈可等（2012）分析35周岁以上男性群体受家庭结构影响其劳动参与得出的结论相反，与父母同住对青年男性的劳动参与显著产生了阻碍作用，并且这种作用效果要远高于青年女性群体，与父母同住使得劳动参与率概率降低70%，侧面反映了参与劳动的男性青年基本都是离开父母而在外闯荡的事实。表3中为节省篇幅只列出了对劳动参与有显著影响的三个变量，分别是教育年限、城市户口和配偶是否正在就业。其中，有城市户口的男性更会参与第二和第三产业劳动。

（二）多代同堂家庭结构对农村户口和城市户口青年劳动参与的影响

我们讨论了多代同堂家庭结构对女性和男性青年群体就业决策的影响，但是仅仅以性别进行划分不足以反映青年群体劳动参与率特征分析的全貌。为此，我们以农村户口和城市户口的差异再次将青年群体进行一个划分并进行分析。这样做有其合理性，因为由于城乡二元结构的差异，城市和农村在经济发展水平和社会保障方面存在差异，那么家庭结构对青年的劳动参与影响程度可能存在差异。

从表4的回归结果可以明显看出，多代同堂家庭结构对农村青年和城市青年就业参与的影响存在较大差异。虽然与母亲等父辈同住都降低了他们的就业概率，但农村青年更易受到家庭结构的影响，这一发现只是部分验证了假说2。对整个青年群体来说，多代同堂家庭结构只会降低他们非农就业概率。仔细思考不难发现，如今农村青年具有相对老一辈农民更高的文化程度，参与非农工作就是可以预料的趋势。换句话似乎可以说，在农村很多所谓多代同堂的家庭结构只是形式上而不是实质的存在。真正的多代同堂家庭结构只会把农村青年束缚在土地上。在当前总体农业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，这对非多代同堂家庭而言有机会参与非农劳动似乎是更好的选择。

观察农村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：农村青年的就业非常显著的受到是否结婚的影响，结婚降低了他们的就业概率，城市青年则不然；而城市青年就业显著地受到年龄的影响，年龄增加就业概率增加，而年龄对农村青年的就业概率影响不显著。原因不难理解，由于绝大部分农村户口青年没有能力在城市安家，同时结婚后往往意味着生子，使得他们不得不至少暂时放弃非农工作。成年的农村青年没有上学往往不会赋闲在家，同时他们从事的低技能的工作岗位对资历没有太多要求。

六、结论与政策含义

本文基于中国综合社会调查的数据，提出两个理论假说，针对两个理论假说的实证分析发现：第一，对青年这个特定年龄段群体而言，无论女性还是男性，多代同堂的家庭结构不仅不能提高他们的就业概率，反而对就业概率的提高产生抑制作用；第二，男性青年的就业参与受家庭结构的影响程度甚至高于对女性就业参与的影响程度；第三，农村青年相对城市青年其就业参与较大受到家庭结构的影响。

值得指出的是，本文的发现不同于沈可等（2012）的研究结果。他们认为家庭结构明显改善了35岁以上女性的劳动参与率和工作时间。而本文则发现家庭结构对青年群体劳动参与的影响是负的，这种相反的研究结论值得深入思考。我国的多代同堂的家庭比例呈明显下降的趋势，结合本文的实证结果可推知，多代同堂家庭结构的淡化成为提高青年群体劳动参与的一种有利因素，换句话说，对父母的依赖阻碍了青年群体的劳动参与。

青年群体的就业难问题一直是我国需要解决的一个难点问题，而多代同堂的家庭结构通过代际传递效应对家庭中青年群体的劳动参与产生了抑制作用。就业难和购房贵等现状又会增加青年群体对父母的依赖。基于本文研究，我们认为政府可以通过两方面的政策提高青年群体的劳动参与程度：第一，针对青年群体的“生存性”购房需求提供购房优惠等措施，或者多为青年群体提供公共租赁住房，减少我国多代同堂的家庭比例。第二，进一步完善农村土地流转和宅基地流转政策，打破传统的农村“血缘聚居”模式，可以进一步解放农村青年的劳动供给。

参考文献：

[1]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）：94-99.

[2]王跃生.当代中国家庭结构变动分析[J].中国社会科学，2006，（1）：96-108.

[3]杜凤莲.家庭结构、儿童看护与女性劳动参与：来自中国非农村的证据[J].世界经济文汇，2008，（2）：1-12.

[4]石智雷，杨云彦.家庭依附、人力资本与女性青年的劳动参与——来自湖北省的数据[J].青年研究，2009，（5）：16-25.

[5]沈可，章元，等.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）：15-27.

[6]Wang Donggen. A model of hoursehold time allocation taking into consideration of hiring domestic helpers.Transportation Research Prat B：Methodological[J].2009，43（2）：204-216.

[7]Butler J， Horowitz A. Labour supply and wages among nuclear and extended households： The Surinamese experiment[J].The Journal of Development Studies，2000，36（5）：1-25.

[8]刘晓昀，等.中国农村劳动力非农就业的性别差异[J].经济学（季刊），2003，（3）：711-720.

[9]洪秋妹，常向阳.家庭养老、父母健康与成年子女劳动供给的经济分析[J].南方人口，2010，（3）：57-64.

[10]丁守海，蒋家亮.家庭劳动供给的影响因素研究：文献综述视角[J].经济理论与经济管理，2012，（12）：42-51.

[11]Oishi A S， Takashi O. Coresidence with Parents and a Wife's Decision to Work in Japan[J]. The Japanese Journal of Social Security Policy，2006，（5）：35-48.

[12]张川川.子女数量对已婚女性劳动供给和工资的影响[J].人口与经济，2011，（5）：29-35.

责任编辑、校对：高钟庭

下面利用男性样本进行类似分析，结果如表3所示。右列中同样以排行是否最小为工具变量进行回归，结果Wald检验发现三个关键变量内生性并不显著，因而应该重点参考左边Probit模型回归结果。结果显示，同样与假说1和沈可等（2012）分析35周岁以上男性群体受家庭结构影响其劳动参与得出的结论相反，与父母同住对青年男性的劳动参与显著产生了阻碍作用，并且这种作用效果要远高于青年女性群体，与父母同住使得劳动参与率概率降低70%，侧面反映了参与劳动的男性青年基本都是离开父母而在外闯荡的事实。表3中为节省篇幅只列出了对劳动参与有显著影响的三个变量，分别是教育年限、城市户口和配偶是否正在就业。其中，有城市户口的男性更会参与第二和第三产业劳动。

（二）多代同堂家庭结构对农村户口和城市户口青年劳动参与的影响

我们讨论了多代同堂家庭结构对女性和男性青年群体就业决策的影响，但是仅仅以性别进行划分不足以反映青年群体劳动参与率特征分析的全貌。为此，我们以农村户口和城市户口的差异再次将青年群体进行一个划分并进行分析。这样做有其合理性，因为由于城乡二元结构的差异，城市和农村在经济发展水平和社会保障方面存在差异，那么家庭结构对青年的劳动参与影响程度可能存在差异。

从表4的回归结果可以明显看出，多代同堂家庭结构对农村青年和城市青年就业参与的影响存在较大差异。虽然与母亲等父辈同住都降低了他们的就业概率，但农村青年更易受到家庭结构的影响，这一发现只是部分验证了假说2。对整个青年群体来说，多代同堂家庭结构只会降低他们非农就业概率。仔细思考不难发现，如今农村青年具有相对老一辈农民更高的文化程度，参与非农工作就是可以预料的趋势。换句话似乎可以说，在农村很多所谓多代同堂的家庭结构只是形式上而不是实质的存在。真正的多代同堂家庭结构只会把农村青年束缚在土地上。在当前总体农业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，这对非多代同堂家庭而言有机会参与非农劳动似乎是更好的选择。

观察农村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：农村青年的就业非常显著的受到是否结婚的影响，结婚降低了他们的就业概率，城市青年则不然；而城市青年就业显著地受到年龄的影响，年龄增加就业概率增加，而年龄对农村青年的就业概率影响不显著。原因不难理解，由于绝大部分农村户口青年没有能力在城市安家，同时结婚后往往意味着生子，使得他们不得不至少暂时放弃非农工作。成年的农村青年没有上学往往不会赋闲在家，同时他们从事的低技能的工作岗位对资历没有太多要求。

六、结论与政策含义

本文基于中国综合社会调查的数据，提出两个理论假说，针对两个理论假说的实证分析发现：第一，对青年这个特定年龄段群体而言，无论女性还是男性，多代同堂的家庭结构不仅不能提高他们的就业概率，反而对就业概率的提高产生抑制作用；第二，男性青年的就业参与受家庭结构的影响程度甚至高于对女性就业参与的影响程度；第三，农村青年相对城市青年其就业参与较大受到家庭结构的影响。

值得指出的是，本文的发现不同于沈可等（2012）的研究结果。他们认为家庭结构明显改善了35岁以上女性的劳动参与率和工作时间。而本文则发现家庭结构对青年群体劳动参与的影响是负的，这种相反的研究结论值得深入思考。我国的多代同堂的家庭比例呈明显下降的趋势，结合本文的实证结果可推知，多代同堂家庭结构的淡化成为提高青年群体劳动参与的一种有利因素，换句话说，对父母的依赖阻碍了青年群体的劳动参与。

青年群体的就业难问题一直是我国需要解决的一个难点问题，而多代同堂的家庭结构通过代际传递效应对家庭中青年群体的劳动参与产生了抑制作用。就业难和购房贵等现状又会增加青年群体对父母的依赖。基于本文研究，我们认为政府可以通过两方面的政策提高青年群体的劳动参与程度：第一，针对青年群体的“生存性”购房需求提供购房优惠等措施，或者多为青年群体提供公共租赁住房，减少我国多代同堂的家庭比例。第二，进一步完善农村土地流转和宅基地流转政策，打破传统的农村“血缘聚居”模式，可以进一步解放农村青年的劳动供给。

参考文献：

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[2]王跃生.当代中国家庭结构变动分析[J].中国社会科学，2006，（1）：96-108.

[3]杜凤莲.家庭结构、儿童看护与女性劳动参与：来自中国非农村的证据[J].世界经济文汇，2008，（2）：1-12.

[4]石智雷，杨云彦.家庭依附、人力资本与女性青年的劳动参与——来自湖北省的数据[J].青年研究，2009，（5）：16-25.

[5]沈可，章元，等.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）：15-27.

[6]Wang Donggen. A model of hoursehold time allocation taking into consideration of hiring domestic helpers.Transportation Research Prat B：Methodological[J].2009，43（2）：204-216.

[7]Butler J， Horowitz A. Labour supply and wages among nuclear and extended households： The Surinamese experiment[J].The Journal of Development Studies，2000，36（5）：1-25.

[8]刘晓昀，等.中国农村劳动力非农就业的性别差异[J].经济学（季刊），2003，（3）：711-720.

[9]洪秋妹，常向阳.家庭养老、父母健康与成年子女劳动供给的经济分析[J].南方人口，2010，（3）：57-64.

[10]丁守海，蒋家亮.家庭劳动供给的影响因素研究：文献综述视角[J].经济理论与经济管理，2012，（12）：42-51.

[11]Oishi A S， Takashi O. Coresidence with Parents and a Wife's Decision to Work in Japan[J]. The Japanese Journal of Social Security Policy，2006，（5）：35-48.

[12]张川川.子女数量对已婚女性劳动供给和工资的影响[J].人口与经济，2011，（5）：29-35.

责任编辑、校对：高钟庭

下面利用男性样本进行类似分析，结果如表3所示。右列中同样以排行是否最小为工具变量进行回归，结果Wald检验发现三个关键变量内生性并不显著，因而应该重点参考左边Probit模型回归结果。结果显示，同样与假说1和沈可等（2012）分析35周岁以上男性群体受家庭结构影响其劳动参与得出的结论相反，与父母同住对青年男性的劳动参与显著产生了阻碍作用，并且这种作用效果要远高于青年女性群体，与父母同住使得劳动参与率概率降低70%，侧面反映了参与劳动的男性青年基本都是离开父母而在外闯荡的事实。表3中为节省篇幅只列出了对劳动参与有显著影响的三个变量，分别是教育年限、城市户口和配偶是否正在就业。其中，有城市户口的男性更会参与第二和第三产业劳动。

（二）多代同堂家庭结构对农村户口和城市户口青年劳动参与的影响

我们讨论了多代同堂家庭结构对女性和男性青年群体就业决策的影响，但是仅仅以性别进行划分不足以反映青年群体劳动参与率特征分析的全貌。为此，我们以农村户口和城市户口的差异再次将青年群体进行一个划分并进行分析。这样做有其合理性，因为由于城乡二元结构的差异，城市和农村在经济发展水平和社会保障方面存在差异，那么家庭结构对青年的劳动参与影响程度可能存在差异。

从表4的回归结果可以明显看出，多代同堂家庭结构对农村青年和城市青年就业参与的影响存在较大差异。虽然与母亲等父辈同住都降低了他们的就业概率，但农村青年更易受到家庭结构的影响，这一发现只是部分验证了假说2。对整个青年群体来说，多代同堂家庭结构只会降低他们非农就业概率。仔细思考不难发现，如今农村青年具有相对老一辈农民更高的文化程度，参与非农工作就是可以预料的趋势。换句话似乎可以说，在农村很多所谓多代同堂的家庭结构只是形式上而不是实质的存在。真正的多代同堂家庭结构只会把农村青年束缚在土地上。在当前总体农业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，这对非多代同堂家庭而言有机会参与非农劳动似乎是更好的选择。

观察农村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：农村青年的就业非常显著的受到是否结婚的影响，结婚降低了他们的就业概率，城市青年则不然；而城市青年就业显著地受到年龄的影响，年龄增加就业概率增加，而年龄对农村青年的就业概率影响不显著。原因不难理解，由于绝大部分农村户口青年没有能力在城市安家，同时结婚后往往意味着生子，使得他们不得不至少暂时放弃非农工作。成年的农村青年没有上学往往不会赋闲在家，同时他们从事的低技能的工作岗位对资历没有太多要求。

六、结论与政策含义

本文基于中国综合社会调查的数据，提出两个理论假说，针对两个理论假说的实证分析发现：第一，对青年这个特定年龄段群体而言，无论女性还是男性，多代同堂的家庭结构不仅不能提高他们的就业概率，反而对就业概率的提高产生抑制作用；第二，男性青年的就业参与受家庭结构的影响程度甚至高于对女性就业参与的影响程度；第三，农村青年相对城市青年其就业参与较大受到家庭结构的影响。

值得指出的是，本文的发现不同于沈可等（2012）的研究结果。他们认为家庭结构明显改善了35岁以上女性的劳动参与率和工作时间。而本文则发现家庭结构对青年群体劳动参与的影响是负的，这种相反的研究结论值得深入思考。我国的多代同堂的家庭比例呈明显下降的趋势，结合本文的实证结果可推知，多代同堂家庭结构的淡化成为提高青年群体劳动参与的一种有利因素，换句话说，对父母的依赖阻碍了青年群体的劳动参与。

青年群体的就业难问题一直是我国需要解决的一个难点问题，而多代同堂的家庭结构通过代际传递效应对家庭中青年群体的劳动参与产生了抑制作用。就业难和购房贵等现状又会增加青年群体对父母的依赖。基于本文研究，我们认为政府可以通过两方面的政策提高青年群体的劳动参与程度：第一，针对青年群体的“生存性”购房需求提供购房优惠等措施，或者多为青年群体提供公共租赁住房，减少我国多代同堂的家庭比例。第二，进一步完善农村土地流转和宅基地流转政策，打破传统的农村“血缘聚居”模式，可以进一步解放农村青年的劳动供给。

参考文献：

[1]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）：94-99.

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责任编辑、校对：高钟庭