家庭照料影响劳动参与存在性别差异吗？

张 良，徐 翔

(南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京 210095)

一、问题的提出

已有数据显示，非农收入占家庭收入的比重逐渐加大，到2015年，工资性收入首次超过家庭经营收入，成为农村家庭收入的主要来源。外出务工的收入增长预期却同时伴随着农民工的返乡潮。2018年农民工监测调查报告显示，农民工分布、规模及流向表现出以下特点：农民工总量继续增加，增速回落明显。其中，农民工省外就业比上年下降1.1%，省内就业比上年增加1.7%，农民工回流几乎成为一种趋势。导致农民工回流的原因复杂多样，经济方面受到外出务工工资低、农业负担较重、输出地经济发展程度的影响。生活方面受到赡养老人、照顾孩子、与家人团聚等家庭照料活动的影响。这种有关家庭照料方面的影响确实不容忽视。

在20世纪国家实行独生子女政策背景下，居民生活质量提升及公共服务逐步完善，生育率下降、居民寿命延长，导致中国已进入人口老龄化甚至高龄化社会，大量青壮年劳动力进城务工使得农村人口老龄化，与城镇相比，在农村地区尤为严重[1]。截止到2018年底，中国60岁以上老年人口为2.49亿，占总人口的17.88%，其中，65岁以上的老年人口为1.66亿，占总人口的11.93%。中国人口结构变化，导致人口老龄化和高龄化问题严重。日常生活不能自理的老年人数量也在增加，致使正规机构与非正规家庭照料护理需求增加，其中，居家老年照料主要是由配偶或者子女以及亲属无偿承担。已有研究证实，家庭赡养负担对劳动力资源的非农配置有负面影响[2]。中国健康营养调查数据(CHNS)显示：已婚适龄劳动女性照料公婆或父母的比例由1991年的6%上升到2009年的14%。在十年前，儿童照料责任呈下降趋势，女性参与照顾6岁以下儿童的比例由1997年的74.38%下降到2009年的47.84%；男性的参与率从14.34%下降到9.72%，然而从2011年开始出现反弹[3]。原因在于：一方面，伴随着“儿童精养”概念的普及和深入，无论城镇还是农村，家庭花费在儿童身上的精力逐渐增多；另一方面，社会、人口及家庭结构变化导致家庭平均规模逐渐变小，年轻人在工作的同时需要参与更多的家务。

关于儿童照料，贝克尔[4]认为，已婚男女间会签订长期“契约”，夫妻根据自身优势在市场劳动和家务劳动之间合理分配时间。在生物学上，女性不仅有生产和喂养孩子的责任，而且有细致巧妙的照顾孩子的天赋，因而承担更多的家庭照料责任。而男性作为家庭经济的主要来源，照料孩子的时间较少，他们把主要精力放在工作上。因此，儿童照料责任更多影响女性的就业选择，对男性就业的影响不大。

对老人的赡养，从利他主义、亲子代际交换和文化路径方面的研究较为丰富。利他主义动机认为，家庭中任何一人发生不利的损失可以从其他成员处得到帮助[4]。年老或失去劳动能力的父母理应得到子女的赡养和照料。亲子代际交换理论认为，父母与子女在经济支持、情感交流、道德义务等方面存在着双向支持与互换。在现阶段，代际支持与情感维系成为子女履行“赡养契约”的重要因素[5]。从产权的角度考虑，父母对子女的人力资本进行投资，待子女产生收益时，父母具有享受部分收益的权利[6]。同时，当父母年老力衰时，子女会在医疗、食品等方面提供更多的经济与时间支持[7]。中国特有的“孝道文化”及相关法律规定、社会道德舆论、宗族网络关系保障了父母享受子女赡养的权力。法律法规的相关条款，其本质也是以“孝道文化”为表征的养老模式[8]。目前，农村老年人对子女赡养行为的期望水平并不高[9]，但由于农村公共养老体系不够完善，赡养老人的责任主要由子女承担，鼓励子女与父母同住[10]，当赡养强度较大时，子女需要平衡劳动参与和家庭照料的关系。

目前，已有丰富的文献分析了家庭照料对劳动参与的影响，多数只选取了城镇女性为研究对象。尽管影响程度存在差异，但大多数研究结论认为家庭照料会阻碍照料人的劳动参与。如Van Houtven等[11]认为，照料责任显著降低女性的工作时间。刘岚等[12]、熊瑞祥和李辉文[13]与范红丽和辛宝英[14]认为，已婚女性照料公婆和儿童会影响其非农就业，但对农业劳动时间没有影响，其影响会随着照料强度增加不断提升。吴燕华等[15-16]认为，同时照料儿童和老人的女性劳动参与率和劳动时间双双下降，另外，家庭的老年照料会降低女性从事正规就业的可能性而提高从事非正规就业的可能性。Nguyen和Connelly[17]的研究认为，家庭照料对男女的劳动参与皆有负面影响，但影响集中在主要照料者，对次要照料者的劳动参与影响不大。综上，儿童照料、赡养老人等家庭照料对女性劳动参与的负面影响已成为不争的事实，我们有待于进一步考察对男性劳动参与的影响。

鉴于此，本文在检验家庭照料对已婚男女劳动供给的影响时，从以下两个方面进行拓展：第一，将农村男性纳入研究范围。我们主要探讨两个问题，一是家庭照料对已婚男女劳动供给的影响如何？二是家庭照料对已婚男女劳动供给的影响是否存在性别间的差异？第二，将农业劳动纳入研究范围。同时考察家庭照料对农村劳动者非农就业与农业劳动的影响，旨在考察家庭照料对不同内容的劳动是否存在异质性。本文的研究贡献可能在于，能够补充该领域的研究内容，便于为有关部门在家庭养老、儿童看管及就业政策的制定提供完备的参考和借鉴，具有一定的理论价值与现实意义。

二、理论分析与假设提出

(一)劳动供给行为

家庭照料作为家务劳动的重要组成部分，影响儿童的生理、心理健康和老年人的生活质量。家庭照料包括儿童照管和赡养老人，本文借鉴Carmichael和Charles[18]的观点，认为儿童照管(赡养老人)与父母(子女)劳动参与之间存在“替代效应”和“收入效应”。此外，由于长时间从事家务劳动和家庭照料，劳动者人力资本折旧较快，尤其是健康资本，因此，本文在影响机制中加入“健康折旧”的分析。也就是说，家庭照料通过替代效应、收入效应与健康折旧三种途径影响劳动者的劳动参与决策。

替代效应是指家庭照料会挤占老年人子女(儿童父母)的时间与精力，在一定程度上会减少闲暇时间甚至减少劳动时间来增加家庭照料时间，导致劳动参与率下降。个人的时间配置就像货币收入配置到不同的活动上一样，从市场劳动中得到收入，从吃饭、睡觉、看电视等活动中获得效用。传统经济学认为，闲暇与劳动是效用的直接来源，把时间分为闲暇与劳动，忽视了包括家庭照料在内的家务劳动。对于个人而言，时间是稀缺资源，家庭照料导致老年人子女(儿童父母)在闲暇与劳动、家庭照料上重新分配时间，老年人子女(儿童父母)为了增加家庭照料时间就需要减少其劳动时间。因此，对于农村家庭而言，在替代效应的作用下，家庭照料会减少非农劳动时间，照料强度增加甚至导致劳动者退出劳动市场。

收入效应是指为保证儿童健康成长、维持老年人身体健康，老年人子女(儿童父母)在提供家庭照料的同时会继续参加工作，以获取足够的收入确保家庭开支。李振刚等[19]认为，儿童人力资本与老人健康资本投资能够增加家庭效用，在农村，照料幼儿(2—3岁)、学前儿童(4—6岁)等阶段的成本较高，总体来看，儿童的生活成本要高于成人。徐丽萍等[20]总结出老年人的生活成本是家庭人均成本的1.9倍左右。同时，曾毅等[21]指出，中国社会养老功能还很不完善，农村家庭养老负担越来越重，导致家庭预防性储蓄的动机日趋强烈。方黎明和谢远涛[22]提出，为确保儿童照管、赡养老人等家庭照料活动，需增加农村家庭劳动参与以维持高额的照料开支。因此，对于农村家庭而言，在收入效应的作用下，家庭照料会抑制劳动者退出劳动市场，照料费用的提高甚至导致劳动者增加劳动供给获取资金支持。

健康折旧是指繁重的家庭照料活动降低照料者的健康水平，加重其生活负担和心理压力，进而影响心理健康。王弟海[23]认为，健康作为人力资本的重要组成部分，能提升劳动生产率及降低因疾病带来的时间损失，健康人力资本可以避免农户陷入“贫困陷阱”，这在劳动密集型的农业活动中尤为重要。目前，有关家庭照料与照料者健康的研究得出一致的结论，如陈璐与范红丽[24]研究发现，家庭照料活动对女性健康存在负向影响，随着照料强度的增加，其对健康的负面影响随之加大。顾和军与刘云平[25]认为，在农村，与没有照料责任的已婚女性相比，照料父母会降低已婚女性的“自评健康(非常好)”状态，刘云平[26]进一步研究发现，儿童照料与工作双重压力不仅导致健康折旧，还影响已婚男女的心理健康。张原[27]指出，长期兼顾家庭生产与家务劳动，农村留守妇女人力资本折旧较快。因此，对于农村家庭而言，在健康折旧的作用下，家庭照料间接降低劳动生产率甚至导致照料者退出劳动力市场，或者在劳动强度不同的工作之间进行选择。

(二)性别间差异

一直以来，女性都是家务劳动的主要责任人，男性负责养家糊口保证家庭的经济来源，在家庭分工方面表现出较为明显的“男主外、女主内”的分工模式。但随着经济社会的发展，男性女性之间的性别差异开始逐渐缩小，在提供家庭照料方面也有一定的体现，主要表现在以下两个方面：

首先，传统家庭分工的男女性别差异逐渐缩小。《中华人民共和国宪法》明确规定“男女平等”，以期通过国家立法的方式有效推动社会各个领域内男女的公平。这种公平的思想也逐渐深入到每个家庭并起到了很好的效果，第三期中国妇女地位调查显示：2010年以来，中国婚姻家庭内男性和女性在家庭生活的各个方面都呈现出性别平等的态势。男性开始更多地承担起家务劳动，2000年时男性的家务劳动时间比女性少105.1分钟，2010年时这一差距缩小至61.8分钟，尽管在家务劳动方面男性和女性没有达到完全平等的状况，但值得肯定男性在家务劳动中投入的时间和精力增多，发挥着日益重要的作用[28]。家庭照料活动不再是女性的专属职责，男性提供的照料服务也越来越多，尽管在总体上仍以女性照料为主，但男女照料的性别差异在逐渐缩小。

其次，女性的机会成本和家庭内部的议价能力逐渐提高。纵观经济社会的各个领域，女性都在其中发挥着重要作用，所谓“妇女撑起半边天”充分肯定了女性在市场经济、社会文化和政治中的自主权和社会地位，女性的劳动报酬逐渐提高，甚至超过了同等情况下的男性。当家庭成员需要照料时，需要有其他家庭成员提供非正式的照料服务，这种照料存在隐性成本，最主要的就是劳动者工作的机会成本。在家庭收入最大化的前提下，会选择机会成本较低的个体提供照料服务，一方面能降低由于照料活动损失的劳动报酬，另一方面也能保证家庭有更高的收入来源进行医疗保健支出与婴幼儿照管支出等带来的经济负担。若家庭内部女性的劳动报酬、机会成本和议价能力等高于男性，照料责任自然就落到了男性身上，由男性承担照料责任对劳动参与的负面影响，这也是理性家庭基于家庭资源的最优劳动配置。尽管从整体上男性女性提供家庭照料的性别差异逐渐缩小，但女性仍然比男性承担更多的家务劳动，特别是在农村地区，一方面文化开放的程度落后于城市，男女平等的观念尚没有完全普及，另一方面男性外出务工的劳动报酬普遍高于女性，因而女性作为家庭主要照料者的角色仍是常态，男性在家庭照料中发挥着辅助的作用。

对于不同的个体而言，家庭照料对其劳动供给的影响是不确定的，因为家庭成员在“工作—闲暇—照料”的决策并不是各自独立。当家庭成员需要照料时，家庭中的男性和女性间可以进行分工也可以采取合作的方式提供家庭照料。那么，当家庭中的男性(女性)主要承担家庭照料的责任时，其劳动供给会随着家庭照料强度的增加而减少；反之，家庭中另外一个人主要承担家庭收入的责任时，其劳动供给会随着家庭照料强度的增加而增加。因而笔者认为，应考虑家庭成员间的分工与合作的因素。因此，本文检验的问题是：当面对家庭照料责任时，家庭中的男性和女性劳动者是如何在家庭照料与工作间做决策的，以及家庭照料对劳动供给的影响在性别间有何差异？此外，与城镇家庭相比，农村劳动者劳动供给相对复杂，主要包含非农就业与农业劳动两大类，那么家庭照料在不同内容的劳动供给方面的影响有何差异？

基于上述分析，笔者提出如下假设：

H1：家庭照料对农村已婚男女劳动参与有阻碍作用，家庭照料负担越重，劳动参与度越低。

H2：家庭照料对劳动参与度的影响存在性别差异。

H3：家庭照料对劳动参与度的影响因劳动内容存在差异。

三、研究设计

(一)数据来源

本文数据来源于CFPS(2010年)数据库，调查样本覆盖全国25个省份(除西藏、青海、内蒙古、宁夏、海南、新疆及港澳台地区)，代表了中国95%的人口，2010年基线调查共采访14 960户家庭、42 590位个人。可以视为全国性的样本，具有较好的代表性。本文经过对样本有效处理，最终得到11 654个农村已婚男女个人有效样本。与以往的研究相比，本文样本量大、覆盖区域广，从而更具全国层面的代表性。

(二)内生性处理

家庭照料与劳动参与之间可能存在内生性，主要表现在两个方面：其一，双向因果关系，即家庭照料与劳动参与之间互为因果。如农村已婚男女可能由于家庭照料负担重而放弃外出务工机会，减少市场劳动。同时，由于自身原因，没有找到合适的工作而承担更多的家庭照料责任。其二，遗漏变量，即不可观测的个人特征会影响家庭照料与劳动参与，可能导致家庭照料变量与随机扰动项相关。处理以上内生性的办法是寻找与家庭照料有关的工具变量[11]。

最常用的工具变量主要包括以下三种：其一，家庭需要照料的人数，如选择了家庭患病或残疾人数及受访者三个最亲近朋友的年龄[29]，以及家中儿童数量。其二，家庭成员的健康水平[30]，选择父母的年龄及健康状况作为家庭老年照料的工具变量。其三，能够缓解家庭照料压力的因素，如祖母是否健在，兄弟姐妹数量等。已有研究表明，家庭有9岁以下儿童及70岁以上老年人时会降低劳动者市场劳动的参与[13]。鉴于此，本文首先检验家庭照料与农村已婚男女劳动间是否存在内生性，同时采用工具变量方法处理内生性问题，选取家庭需要抚养的总人数作为工具变量，即家庭内小于等于9岁的儿童人数与大于等于70岁老年人数的总和。

(三)模型构建

本文采用Probit回归方法及工具变量法，重点考察家庭照料对农村已婚男女劳动参与的影响，构建如下模型：

Work_di=ai1+β1Care_hi+Xiγi1+μi′

(1)

Work_dwi=ai2+β2Care_hi+Xiγi2+μi″

(2)

Work_dni=ai3+β3Care_hi+Xiγi3+μi‴

(3)

其中，Work_d、Work_dw和Work_dn分别代表农村已婚男女劳动参与、非农劳动参与和农业劳动参与；解释变量Care_h代表农村已婚男女每天家庭照料时间，单位为小时；Xi为一些影响劳动参与的控制变量；ai1、ai2和ai3为常数项；μi′、μi″和μi‴为随机扰动项。由于劳动参与(Work_d、Work_dw和Work_dn)为二值变量，故选择Probit模型进行实证分析，具体变量定义及赋值如表1所示。

表1 变量名称及描述性统计

四、结果分析

本文在外生和内生的假设条件下分别检验了劳动参与非线性的结果。工具变量法(1)由于篇幅原因，在工具变量法回归模型中省略第一阶段回归结果，仅保留了第二阶段的回归结果。的检验结果显示：首先，家庭总抚养负担(小于9岁儿童数量和大于70岁老年人的数量加总)对家庭照料时间有非常显著的影响，均通过1%的显著性检验。其次，工具变量的不可识别检验结果均显著，拒绝了原假设，即完全识别。最后，弱工具变量检验结果也都大于临界值11.590，说明不存在劣质工具变量问题。总之，模型的拟合优度较好，能够保证结果的有效性。

就男女混合样本而言，见表2中的模型(1)。家庭照料的系数通过了1%显著性检验，且符号为负，说明家庭照料对农村已婚男女劳动参与存在阻碍作用，家庭照料每增加1小时，劳动参与概率降低0.043；分性别而言，估计结果见表2模型(2)和模型(3)。家庭照料的系数均通过了1%显著性检验，且符号为负，说明家庭照料每增加1小时，女性劳动力参与概率降低0.046，男性劳动力参与概率降低0.037。结果表明，相对于男性而言，家庭照料负担对女性劳动参与的负面影响更大。

表2 家庭照料对农村已婚男女劳动参与的影响

就控制变量而言，男性比女性参与劳动的概率要高。年龄与年龄平方的估计系数均通过1%的显著性检验，且呈现非线性的关系；自身受教育程度均会增加已婚男女的劳动参与，且在模型(1)和模型(2)中的系数通过了1%显著性检验，教育对女性劳动参与的正面影响高于男性；自身的健康水平越高，劳动参与率越高；配偶的年龄对自身劳动参与没有影响；配偶的教育水平越高，劳动参与率越高，但结果的显著性不稳定；家庭总人数对劳动参与的效果不稳定，但在一定程度上能够说明，家庭人数越多，自身劳动参与概率越高；家庭人均收入促进农村已婚男女劳动参与，且通过1%的显著性检验，说明在当前中国农村家庭收入水平较低的情况下，劳动收入对家庭成员的吸引力较大，促进劳动参与率增加，特别是作为家庭主要收入来源的男性，受收入的影响较大；家庭非农收入比例的增加，会降低自身劳动参与率;家庭资产总和的估计系数均为负，但稳定性较差，对女性的负面影响显著，对男性的影响不显著，但也表现出了负向影响，在一定程度上证实了男性的劳动参与弹性较小；村内人均耕地面积显著降低了劳动参与，可能是因为人均耕地面积越多，农户农业生产的负担越重，而中国农民对土地独有的热情使其没有放弃土地外出务工的勇气，进而降低非农劳动；村内人均收入水平对劳动参与率的影响结果不稳定，在模型(1)和模型(3)中的系数为正，在模型(2)中符号为负，均未通过显著性检验，说明在中国农村地区整体收入水平较低，未达到因村庄富裕而放弃劳动选择闲暇的生活状态；村内集体企业的系数稳定性差，仅仅在模型(1)中通过10%的统计上显著性检验，但符号全部为正，说明能够在一定程度上增加劳动参与概率，可能是因为村内存在集体企业能够提供非农就业岗位，农民能兼顾工作和务农；离县城距离的系数均通过1%的显著性检验，且符号全部为正，说明离县城远的村庄劳动参与率越高。

表3是在外生的假设条件下，报告了劳动参与方程的结果。外生检验结果显示，在模型(4)和模型(6)中存在内生性。模型(4)中家庭照料的系数为负，且通过1%显著性检验，家庭照料每增加1小时，劳动参与概率降低0.027。与表2中的模型(1)的研究结果有一定幅度的差距，说明忽略内生性会夸大家庭照料时间对劳动参与的负面影响；分性别而言，模型(5)中家庭照料的系数为负，且通过1%显著性检验，家庭照料每增加1小时，劳动参与概率降低0.045，与表2中的模型(2)的研究结果差距不大，结果稳定性好，可靠性强。模型(6)中，家庭照料的系数为正，未通过显著性检验，但在一定程度上能够说明家庭照料会促进已婚男性劳动参与，家庭照料每增加1小时，劳动参与概率上升0.023，验证了家庭照料的收入效应。

表3 家庭照料对农村男女劳动参与的影响(控制内生性)

本文继续考察农村已婚男女从事自家农业的同时，是否继续从事非农就业。家庭照料对非农劳动参与的影响结果如表4所示。

表4 家庭照料对农村已婚男女非农劳动参与的影响(2) 表4与表2的控制变量是一致的，由于篇幅原因，在表4中仅保留了显著变量的回归结果。

表4是在内生的假设条件下，报告了非农劳动参与方程的结果。就男女合计样本而言，见表4中的模型(7)。家庭照料的系数均通过了1%显著性检验，且符号为负，结果比较稳健，说明在其他条件不变的情况下，家庭照料对农村已婚男女非农劳动参与存在阻碍作用，家庭照料每增加1小时，非农劳动参与的概率降低0.021；分性别而言，估计结果见表4模型(8)和模型(9)。家庭照料的系数为负，且通过了1%的显著性检验，说明在其他条件不变的情况下，家庭照料每增加1小时，女性非农劳动参与概率会降低0.016，男性非农就业参与概率会降低0.020。结果表明，相对于女性而言，家庭照料负担对男性非农就业的负面影响更大。

就控制变量而言，受教育程度、年龄、性别等变量对非农劳动参与的影响与表2中的结论一致，在此不再赘述；家庭非农收入比例促进非农劳动参与，系数均通过1%的显著性检验，说明非农收入能吸引劳动力进入非农劳动市场；礼金往来对男性非农就业存在显著的正影响，对于女性没有影响；村内有集体企业促进男性的非农劳动参与率，对女性的影响不显著，但符号为正，在一定程度上能够说明，村内有企业能够提高农村已婚男女非农就业的概率；离县城距离的系数为负，均通过了1%的显著性检验，说明离县城越远，已婚男女非农就业的概率越低，原因在于离县城较远的村庄经济发展滞后、交通不便、信息闭塞等原因导致非农就业概率低；其他变量均没有通过显著性检验，但变量系数符号符合理论预期；

表5是在外生的假设条件下，报告了非农劳动参与方程的结果。外生检验结果显示，模型(10)、模型(11)和模型(12)均不存在内生性。模型(10)中家庭照料的系数为负，且通过1%显著性检验，家庭照料每增加1小时，非农劳动参与概率降低0.039，与表4中模型(7)的研究结果有一定幅度的差距；分性别而言，模型(11)中家庭照料的系数为负，且通过1%显著性检验，家庭照料每增加1小时，非农劳动参与概率降低0.034，与表4中模型(8)的研究结果有一定幅度的差距。工具变量的回归方法会高估家庭照料对非农劳动参与的负面影响。模型(12)中，家庭照料的系数为负，但未通过检验，说明家庭照料对农村已婚男性非农劳动参与没有影响。

表5 家庭照料对农村已婚男女非农劳动参与的影响(控制内生性)

表6是在内生的假设条件下，报告了家庭照料对农村已婚男女农业劳动参与方式的结果。就男女混合样本而言，如表6中的模型(13)所示，家庭照料的系数为正，通过了1%显著性检验，结果比较稳健，说明家庭照料对农村已婚男女农业劳动参与存在促进作用，家庭照料每增加1小时，参与农业劳动的概率增加0.028；分性别而言，估计结果如表6中的模型(14)和模型(15)所示。家庭照料的系数为正，均通过了1%显著性检验，说明家庭照料每增加1小时，女性参加农业劳动的概率增加0.019，男性参加农业劳动的概率增加0.043。结果表明，相对于女性而言，家庭照料责任对男性农业劳动参与的正面影响更大。

表6 家庭照料对农村已婚男女农业劳动参与的影响(3) 表6与表2的控制变量是一致的，由于篇幅原因，在表6中仅保留了显著变量的回归结果。

就控制变量而言，女性比男性参与农业劳动的概率高；年龄、年龄平方显著性检验不稳定，说明已婚男女的年龄与农业劳动参与并非呈现稳定的非线性关系，但年龄增长会增加农业劳动参与的概率。上述分析反映出，中国农村农业劳动力已呈现出女性化、老龄化的特点；教育水平均会降低农业劳动参与概率，其对农村已婚女性农业劳动参与的影响更大；自身健康水平、配偶年龄对农业劳动参与没有影响;配偶的教育水平越高，自身的农业劳动参与率越低;家庭总人数对农业劳动参与的效果不稳定，但在一定程度上能够说明，家庭人数越多，农业劳动参与概率越高；家庭人均收入对农业劳动参与呈现显著性的负向作用，说明家庭人均收入的增长会减少农业劳动参与，增加非农就业，也证实了现阶段非农就业是增加家庭收入的主要源泉；家庭非农收入比例增加降低了农业劳动参与概率；家庭总资产的估计系数均为负且显著，说明农村家庭越富裕，退出劳动力市场的动机越强，特别是辛苦又劳累的农业劳动；村内人均收入水平对农业劳动参与率的影响为负且显著；村内帮扶工资越高，农业劳动参与率越低。其他变量未能通过显著性检验，但变量系数符号符合理论预期。

在外生的假设条件下，农业劳动参与方程检验的结果显示，模型均不存在内生性。家庭照料系数均未通过显著性检验，但符号为正，说明家庭照料对农村已婚男女农业劳动影响程度较小。(4)内生性的检验结果显示，家庭照料对农村已婚男女农业劳动参与的影响均不存在内生性，由于篇幅原因，省略回归结果表格。

五、结 论

本文在深入探讨家庭照料对农村已婚男女劳动参与影响机制的基础上，利用2010年CFPS数据，基于11 654个有效样本，采用Probit回归方法及工具变量法实证检验了家庭照料对农村已婚男女劳动参与的影响。研究结果表明：(1)家庭照料会通过多种途径影响农村已婚男女的劳动参与，综合影响为负，即家庭照料降低劳动参与，家庭照料对女性劳动参与的阻碍作用更强。(2)家庭照料减少了已婚男女非农劳动选择概率，增加了农业劳动的选择概率。(3)与传统回归相比，工具变量结果表明，家庭照料对女性劳动参与、非农劳动参与的影响结果保持一致，但家庭照料对男性劳动参与、非农劳动参与不存在阻碍作用，这说明受传统的“男主外、女主内”的家庭生活影响，已婚女性肩负更多的家庭照料责任，家庭照料降低女性劳动参与。家庭照料对农村已婚男女的农业劳动参与没有影响，说明家庭农业劳动生产活动时间较灵活，与非农劳动相比，无需严格规定劳动时间，照料者能够同时兼顾家庭照料与农业劳动。