基于家庭养老视域的我国城镇女性劳动力供给研究

童光荣++翟照杰

文章编号：1001-148X（2016）08-0033-06

摘要：伴随着我国老年人口的增长，养老问题和老年人照料需求日益凸显，家庭养老对城镇女性的劳动力供给产生了显著影响。本文采用二元Logistic模型、OLS模型和2SLS模型，分析了我国城镇不同居住方式对女性劳动力供给的影响，并以我国营养与健康调查（CHNS）的数据进行了实证检验，发现与“自己独居”和“与父母同住”相比，“与公婆同住”与女性劳动力供给呈显著的负向性，女性的个人特征、子女状况以及家务负担对女性劳动力供给也存在显著影响。

关键词：老年照料；家庭养老；女性劳动力供给

中图分类号：F2432文献标识码：A

收稿日期：2016-03-13

作者简介：童光荣（1950-），男，湖北蕲春人，武汉大学经济与管理学院教授，博士生导师，研究方向：宏观经济分析和数量经济学；翟照杰（1989-），女，河南焦作人，武汉大学经济与管理学院研究生，研究方向：统计方法与应用计量。

改革开放以来，我国城镇女性从事的职业类型相应拓宽，女性劳动力已经成为推动我国经济发展的重要力量。随着我国老龄化程度日益加深，越来越多的中青年女性加入到照料老年人的行列，工作与家庭的冲突是造成女性社会劳动参与率较低的重要原因，照料老年人的家务已成为女性就业的重要影响因素。因此，平衡家庭养老和城镇女性个人职业发展成为我国老龄化研究与社会性别研究的重要课题。

一、研究模型的构建

（一 ）女性劳动力供给影响因素分析

女性劳动力供给可通过女性劳动年龄人口数量、女性劳动参与率、女性平均工作小时数来计算，其中女性劳动年龄人口数量是宏观数据，在短期内变动不大；女性劳动参与率由处于劳动年龄阶段的女性是否选择就业决定；女性平均工作小时数是可以获得的（如使用周工作时数），本文通过测量“女性是否工作”以及“周工作时长”来衡量，前者为分类变量，后者为连续变量。

本文核心的解释变量是家庭结构，具体而言是城镇已婚女性是否与父母同住、是否与公婆同住或者单独居住。与父母或与公婆同住时需要照料老年人，对他们的照料会不同程度地影响女性的就业决策。中国女性嫁人之后赡养公婆是家庭养老的重要表现形式，照顾公婆有可能会抑制女性的就业行为。

除了核心的解释变量之外，本文将主要的控制变量锁定在年龄、教育年限、 子女状况、家务状况。另外，还对女性和丈夫的兄弟姐妹人数进行了统计，该变量为连续变量，将作为女性居住方式的工具变量在模型中出现。以上这些影响女性劳动力供给的变量既有分类变量，也有连续变量，各变量名称与在模型中的赋值安排总结在表1所示。

（二） 模型与方法

由于因变量“女性是否工作”为二分类变量，可采用二元Logistic模型加以分析。由于女性劳动力供给受到年龄、教育水平等个人特征以及子女抚养情况、家务状况的影响，本文将女性居住方式引入到女性劳动参与决策方程，旨在考察与父母同住、与公婆同住或独立居住对女性劳动力供给的影响，并以是否与父母同住的情况为例，构建的二元Logistic模型如下所示：

二、实证分析

本文采用的数据来自中国健康和营养调查（CHNS），调查覆盖城乡4 000户家庭和14 000个人，样本来自我国12个省份和直辖市。 CHNS数据对于本文的研究主题是适合的，因为CHNS详细调查了52岁以下已婚妇女与其父母/公婆的关系，该项调查内容包括了其父母/公婆是否在世、与该妇女居住地的距离、以及是否需要照料等情况，从中可以获取家庭结构（是否与父母公婆同住）的信息。获得样本数是3 944份，而其中“是否工作”和“工作时长”的数据有少部分缺失，最终有效样本2 745份。

（一）二元Logistic和OLS分析结果

下面利用SPSS190对数据进行二元Logistic 分析。由于因变量是女性是否工作，为二分变量，令“不工作”编码为0，“工作”编码为1。对核心被解释变量分别令“与公婆同住”、“与父母同住”和“独住”分别参数编码为1，通过对模型进行拟合得到各变量的系数（B）如表2所示。通过表2可以写出方程公式（省略后面控制变量）：

女性工作= -0362*独住-0369*与父母同住-0627*与公婆同住-0096*年龄… （5）

公式（5）与表2表明已婚女性与老人是否同住对女性的就业决策产生了不同的影响，其中与公婆同住影响最大，系数为-0627，而且P=0001，表明非常显著，也就是说与公婆同住对女性就业的阻碍最大。与父母同住不利于女性的就业，其系数为-0369，大于-0627，说明父母的影响没有公婆的影响大；P=0308>005，说明与父母同住并没有显著地对女性就业造成阻碍。独住的情况影响力更小，系数为-0362，P=0165>005，说明女性不与老人同住对女性的就业是没有影响的。

衡量女性劳动力供给的另一指标是工作时长，由于工作时长是连续变量，不适用Logistic模型加以分析。为了与2SLS模型进行对比，这里采用0LS模型进行工作时长的线性回归，其结果如表3所示。通过表3可以看出与公婆同住与女性工作时长有显著的负相关性，系数为-3989，显著性水平为0006。父母同住与女性工作时长也呈现负相关性，系数为-3950，但是不显著，p=0089>005。在女性独住的情况下，其系数为0310，符号为正，说明女性的独居对女性的劳动贡献时间有一定促进作用，只是这种促进作用很不明显，其显著性水平非常差，为p=0882。通过以上分析得到了核心解释变量与女性劳动力供给两个测量指标之间的显著关系，但是不能忽略家庭结构与女性参与劳动之间的相关性所带来的内生性问题，本文接下来使用2SLS模型来解决这个问题。

（二）2SLS模型分析

工具变量在2SLS模型中是女性与丈夫的兄弟姐妹数量，因为兄弟姐妹的数量会影响女性与老人是否“分居”而住，而对女性的就业决策没有直接作用。当核心自变量分别取三种居住方式时，因变量为“工作时长”时，其结果如表4至表6所示，其中的三种居住方式都是预测值，即通过包含兄弟姐妹数量的线性回归方程拟合得到的结果。

由表4至表6可以看出是否与公婆同住与工作时长之间具有显著的负相关性，是否与父母同住、是否独住与工作时长之间没有显著的相关性。这是因为女性在出嫁以后成了丈夫家的人，将重心转移到公婆身上，而对自己的亲生父母承担的赡养事务减少了。将OLS分析和2SLS分析的结果进行比较，发现两者的结果存在一定差异。在主效应中，两种分析的结果在显著性和系数符号方面是一致的。但是，各个主效应的系数值在2SLS中远远小于0LS中的系数值，说明通过2SLS分析的主效应更加突出。在控制因素方面，孩子数量在OLS分析中没有显著的影响，但是在2SLS中显著，而是否有18岁以下的孩子、是否洗熨衣服在0LS中存在显著的负向影响，但在2SLS中影响并不显著。总体而言，虽然两种方法得到的结论大部分是相同的，但也存在一定差异，这种差异正是由于内生性造成的。2SLS解决了内生性问题，更加严谨和科学，应当以它的分析结果为准。

三、结论与建议

通过对表4至表6结果的观察，发现控制变量的回归系数和显著性基本是一致的，结论如下：女性的年龄与女性劳动力供给具有显著负相关性，即年龄越大，女性劳动力供给越小，因为年龄的增长会对人力资源体能造成损耗、技能学习落伍，从而使女性劳动时长和效率下滑；受教育年限与女性劳动力供给正相关，这是因为女性的受教育水平越高，知识和技能越丰富，其成就感越强烈，实现自我价值的动机会驱使女性更多地投入到事业之中；孩子个数多以及孩子岁数小，女性的照料活动挤占女性劳动的时长就越多。但是，没有发现存在18岁孩子对女性就业的影响，可能的原因是当孩子成长到具有自我认知和处理事务的能力时，女性的家务劳动就降低了，远远比不上孩子数量多和抚养婴幼儿给女性就业造成的牵绊。另外，在家务负担当中，与家庭购买物品和洗熨衣服没有达到显著相关水平，做饭和打扫卫生明显降低了女性的劳动参与率。这与家务劳动的特点有关，诸如购买物品和洗衣服不会占用女性太多时间和精力，而做饭与卫生打扫却是频繁性的。

在老年化加剧的情况下，要统筹思考家庭养老对城镇女性劳动力供给的影响，既要对老人安置妥当，更要注重女性的劳动力供给。

第一，政府在老年照料问题上应发挥主导作用，积极探索多途径多渠道的养老保障制度和养老模式，使年轻女性能够在居住方式上自由选择，使其能够从养老压力中解放出来参与社会劳动。政政府应尽可能地加大养老方面的财政投入和人力物力支持，加快推进老年人的最低生活保障制度；同时，积极鼓励社会兴办有偿养老机构，大力推广社区养老机构和民办养老机构，方便老年人就近养老，提高养老护理人员专业素养和敬业精神，对护理人员提供适当补贴、建立社会保险制度，从而提高他们的职业黏性。

第二，女性劳动参与率之所以低于男性是由于家务劳动主要由女性承担，而养育子女占据了家务劳动的很大一部分。为了保障女性就业权益，政府可以动员社区共同提供儿童看护服务，从而使已婚女性更多地参与到社会工作中；同时，应该针对孕期或者是哺乳期的女性提供更多人文关怀，如设置弹性工作时间，居家工作等方式，可以鼓励男性更多地帮助女性分担家务活动。

总之，老年照料是家庭成员的义务，也是政府和社会的责任。参与劳动是个人的权利，也是政府和社会的需要。两者关系要统筹协调，既要把女性视为“责任主体”，又要将她们视为“权利主体”，这也是应对老年人照料危机的必然要求。

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