婴幼儿机构托育对女性劳动参与的影响①

任远 韦丰

（复旦大学 人口研究所，上海 200433）

1 引言

在“男主外，女主内”的传统观念和性别分工影响下，长期以来女性承担了更多家庭再生产和家务劳动的责任。随着性别平等化和女性就业与社会参与的增加，女性面临更加突出的工作-家庭平衡的压力[1-2]。女性面临双重负担，在劳动力市场竞争中处于不平等的地位，难以实现个人的充分发展。生育及子女照料不仅降低女性的劳动参与率，也会对就业女性的工资产生不利影响，这种现象被认为是对女性的“母职惩罚”[3-4]。一些研究也证明在中国社会中也存在着突出的“母职惩罚”[5-6]。减轻家庭中的婴幼儿照护压力，有利于女性就业发展和实现工作-家庭的平衡。

当前，帮助解决家庭婴幼儿照护的机制主要有祖辈的隔代照料和社会机构托育托幼两种方式。祖辈隔代照料一定程度上减轻了家庭的生育抚育和儿童照护压力，有利于子女的劳动市场参与[7-10]。但是这种隔代照料方式是有局限性的。隔代照料实际上是以限制了老年人口的生活自由为代价，较强的隔代抚育责任也会影响老年人的健康和生活满意度[11-12]。同时，随着退休年龄的推迟，隔代照料方式所能够发挥的作用也会下降[13]。

建国后，对婴幼儿的托育托幼服务发展依托于单位制的托儿所和幼儿园。托育托幼服务基本上是公共福利性的服务，对促进女性就业、实现妇女解放发挥了积极作用。随着改革开放以来的市场化发展与企业改制，国有单位逐步剥离托幼服务，公共托育托幼服务出现萎缩。婴幼儿照护和儿童照料的责任回归家庭，并且主要落在女性身上，加剧了女性的工作与家庭冲突[14]。国家和社会更多地聚焦于提供学前教育的幼儿园，却忽视对婴幼儿的照护服务。这导致幼儿园的发展较快，而托育机构则逐渐消失[15]，托育托幼服务的主要缺口表现在3岁以下婴幼儿托育服务[16]。近年来，对婴幼儿的托育托幼服务日益得到重视，例如在2019年，国务院办公厅印发了《关于促进3岁以下婴幼儿照护服务发展的指导意见》。2019年也被评价为我国的“托育元年”②参见“2019托育元年，各项国策盘点”，搜狐网，https://www.sohu.com/a/364981890_99934995 。。

婴幼儿照护和儿童照料的托育托幼服务有利于女性的就业和发展。杜凤莲和董晓媛分析了儿童照料方式对46岁以下女性就业的影响，发现社区中有托幼机构会显著增加女性的劳动参与率[17]。家庭中的儿童如果得到机构托育，将对中国城镇女性劳动就业具有积极影响[18]。熊瑞祥和李辉文发现，村里存在小学或幼儿园等公共服务有助于缓解照管儿童对农村已婚女性非农就业的阻碍作用[19]。

由于3岁以下婴幼儿托育本身发展不足，因此关于0~3岁婴幼儿托育对女性劳动力就业影响的研究也是相对不足的。3岁以下婴幼儿和3岁及以上的婴幼儿和儿童处于不同的成长阶段，所需照护服务的内容不同。幼儿园阶段提供的主要是义务教育前的学前教育，更加注重教育功能而不仅仅是养育功能。0~3岁婴幼儿托育服务则主要是提供护理和养育服务，相对来说具有较少的教育服务，对解决家庭在婴幼儿照护与工作就业之间的矛盾具有更大影响。在婴幼儿和儿童不同成长阶段中，女性所受到的影响也并非一成不变。特别是在生育之后的最初几年中，女性劳动参与受到孩子的影响非常大，并且这一时期女性的劳动参与状况会对其之后的就业地位、经济收入和发展机会产生持续性的影响。因此，0~3岁婴幼儿阶段的托育服务对女性劳动参与的影响应该更加加以关注。

本文将开展以下几方面的研究：第一，聚焦3岁以下的婴幼儿机构托育服务对女性劳动参与的影响，并探究对不同群体影响的差别性，努力丰富婴幼儿托育服务和女性劳动参与的研究。第二，将男性劳动参与纳入研究范围，探讨机构托育服务对男性劳动参与的影响，通过这种比较，能够产生对工作和家庭发展具有社会性别意义的发现和讨论。第三，将无婴幼儿的女性就业和有0-3岁婴幼儿的女性就业相比较，希望从婴幼儿托育的方面来进一步说明“母职惩罚”，并分析机构托育对分担母职和减轻母职惩罚所发挥的效果。

2 模型构建、数据与变量

2.1 模型构建

本文所定义的女性劳动参与主要是指女性是否进入劳动力市场就业。而0~3岁婴幼儿机构托育是指有3岁以下婴幼儿的家庭是否得到社会机构托育服务③家庭婴幼儿照护的方式是多样而且同时的，例如儿童可能同时得到机构托育和家庭照护，而且机构托育有的时候也可能是全托和半托等不同的方式。在本研究中，我们根据问卷中托育方式的选择，凡是家庭中的婴幼儿得到过机构托育服务，都定义为“机构托育”；如果婴幼儿没有得到过机构托育服务，定义为“没有机构托育”。。

为了探究社会机构托育服务对婴幼儿母亲劳动参与的影响，本文构建二元Probit模型，即模型（1）。被解释变量Wjob，为“女性劳动参与”，核心解释变量X为“孩子是否机构托育”，Control是一系列控制变量。其中，个人层面变量包括健康状况、受教育程度、户籍、年龄以及年龄的平方项；家庭层面变量包括孩子数量、丈夫是否参与家务劳动和父母是否帮助家务劳动以及家庭人均年收入的对数。

劳动时间可以在一定程度上度量劳动者对劳动力市场的参与深度。因此本文也将分析机构托育服务对女性劳动时间的影响，并构建模型（2），使用OLS进行估计。被解释变量Wtime为“女性劳动时间”。解释变量同模型（1），分为核心解释变量“孩子是否机构托育”以及其他控制变量。

2.2 数据来源

本研究的数据来源于复旦大学《低生育率时代的家庭友好型社会建设》社会调查。该项调查是在2020年6月进行的在线调查，经过技术手段进行逻辑匹配和质量检查，最后得到有效问卷6139份。调查对象覆盖我国各省级行政区域（不包括港澳台）。问卷涉及的内容涵盖了生育研究的多个主题，如生育行为、生育观念和意愿、生育与就业、子女照料、托育托幼服务等。应该说明，这样的调查并不是概率随机抽样，对于总体并没有代表性，但是考虑到样本具有一定的数量和空间、人口群体的覆盖性，我们利用这个数据库来分析托育托幼情况和劳动参与之间的关系仍然是可行的。

根据婚姻法规定的女性法定结婚年龄以及数据库年龄结构情况，本文将研究样本限定在20~50岁的已婚女性家庭。在剔除较多主要变量缺失的样本后，得到3189个符合年龄条件的已婚女性家庭样本。在研究机构托育的影响时，本文使用其中有0～3岁婴幼儿的母亲样本进行分析；在讨论母职惩罚和机构托育的作用时，本文进一步纳入没有0~3岁婴幼儿女性的样本。

2.3 变量说明

本文主要的被解释变量“女性劳动参与”是指女性是否工作，根据问卷中对就业活动的询问设置虚拟变量Wjob，在女性“工作”时取1，若“不工作”则取0。对于模型（2）的被解释变量“女性劳动时间”，是将问卷中“平均一周工作几天”和“平均每天工作多少小时”两个数据相乘，得到女性平均每周工作时间（Wtime）。

在对劳动参与和劳动时间影响的分析中，核心解释变量均为0～3岁婴幼儿是否机构托育，若“是”则取1，若“没有”则取0。

个人的健康状况、教育水平、户籍和年龄会影响机构托育选择和劳动参与，因此本文控制了这些个人层面的变量。其中，健康状况为自评健康水平，对于“很不健康”、“不太健康”、“一般”、“比较健康”、“很健康”分别赋值为1、2、3、4、5；教育水平变量的赋值是不同教育水平相应的受教育年限；户籍变量为虚拟变量，若是“城市”则赋值为1，若是“农村”则赋值为0。

在家庭层面的变量上，丈夫和祖父母对家庭责任的分担会影响机构托育选择和女性的劳动参与，因此本文将“配偶是否参与家务劳动”和“祖（外祖）父母是否参与家务劳动”进行控制。“祖（外祖）父母是否参与家务劳动”相比于现有文献常使用的“祖辈同住”，能更好地反映祖辈是否帮助已婚女性分担家庭责任。因为“祖辈同住”并不一定能完全反映对孙辈照料责任的分担，一些患病老人无法看护孙辈，反而需要得到家庭照料。另一方面，随着时代发展，一些家庭出现了共同生活但不共同居住的情况，例如有些家庭的祖辈和子女会邻近居住，他们虽不在一户同住，但是在生活上祖辈帮助分担照料孩子和打理家务。现有研究在分析婴幼儿照护服务和女性劳动参与的影响时，大多未将丈夫的家务参与、祖辈隔代照料和机构托育同时考虑。本文将这几个变量同时纳入，可以有效缓解遗漏变量问题。此外，本文还控制了家庭层面的孩子数量以及家庭人均年收入。对于家庭人均年收入，问卷中询问了家庭年收入，可选择回答为“5万以下”、“5-10万元”、“10-15万元”、“15-20万元”、“20-30万元”、“30-40万元”、“40-50万元”、“50-60万元”、“60-70万元”、“70-80万元”、“80-90万元”、“90-100万元”和“100万元以上”。本研究取中间值作为家庭年收入，对于“100万元以上”取100万元，将之除以家庭人口规模，得到家庭人均年收入，并取对数进入模型。被解释变量和解释变量的基本描述性统计结果参见表1。

表1 变量描述性统计

3 分析结果

3.1 基准回归

在研究机构托育对女性劳动参与的影响时，本文首先在已婚女性的样本中选择有0~3岁婴幼儿的样本开展分析。表2是模型（1）和模型（2）的基准回归结果。其中第（1）列是模型（1）的回归结果，被解释变量为女性劳动参与，核心解释变量为0～3岁婴幼儿是否机构托育。可以看出，机构托育对女性的劳动参与具有显著正向影响。进一步计算平均边际效应可知，对于0~3岁婴幼儿母亲而言，选择机构托育相比于没有选择机构托育的女性其劳动参与概率高出7%。

表2 机构托育对女性劳动参与和平均每周工作时间的影响

第（2）列是模型（2）的回归结果，被解释变量为女性平均每周工作时间。OLS估计表明社会机构托育的影响十分显著，单从这一结果可以得出，机构托育服务有利于提高女性的劳动时间，孩子在机构托育的女性相比于孩子未托育的女性而言，平均每周工作时间多3.155小时。但是，需要注意的是，这是将不工作女性的工作时间赋值为0而得出的回归结果。本文把不工作的女性样本剔除，仅仅保留已工作女性样本再次回归，模型估计结果如列（3）：婴幼儿机构托育对已工作女性的工作时间并没有显著影响。相比于第（2）列的结果，第（3）列的结果更加能反映出机构托育对女性工作时间的影响的真实情况，即婴幼儿机构托育对女性劳动时间实际上并无显著影响。第（2）列中呈现出的机构托育对女性工作时间的影响，其实是机构托育对女性劳动参与的影响的表现。

综合来看，婴幼儿机构托育对女性劳动参与有显著促进作用，但是并不会使已经参加工作的女性延长劳动时间。一方面，这可能是因为工作时间一般并非完全由个人决定，还受到所在行业、工作类型、工作制度等因素的影响。另一方面，现有的托育机构基本是承担着婴幼儿白天托育的服务，很少提供更长时间的托育照护，参与工作的女性很少会在固定的托育时间之外过多延长自己的工作时间。

3.2 异质性分析

通过对不同类型的女性群体进行分样本回归，本文探究婴幼儿机构托育在不同女性群体中是否都会对其劳动参与产生影响，以及影响是否存在异质性。回归结果如表3所示。

根据年龄进行分样本回归时，考虑到有0～3岁孩子的女性大多是年轻女性，本文并未将20～50岁样本等距分组，而是将女性群体分为20～30岁年龄组和31～50岁年龄组两组。即使如此，也可以看出有0～3岁婴幼儿的样本主要集中于年轻人口的家庭。表3的第（1）列是20～30岁年龄组的回归结果。机构托育系数估计值为0.46且十分显著，通过计算平均边际效应可知选择机构托育会使劳动参与概率平均提高9%。因此，社会机构托育对于20～30岁年龄组的女性有非常强的影响。第（2）列是31～50岁年龄组的回归结果，机构托育系数虽然为正但是并不显著，说明机构托育对于较大年龄组的就业并无显著影响。换言之，缺乏机构托育对于年轻女性的就业具有更大的不利影响。

根据户籍分样本估计的结果如表3的（3）、（4）列所示④农业户籍的人有可能居住在城镇地区，他们的托育托幼和城镇户籍的居民也可能存在不同。如果不仅考虑女性的户籍情况，而且考虑分户籍人口的居住地情况，可以得到更加具有现实意义的分析结果，特别是城镇中的流动女性的婴幼儿托育对就业的影响。遗憾的是，由于调查数据中只有户籍变量，而无居住地是在城镇还是农村的变量，所以无法进行更加深入的分析。。其中，第（3）列是城市户籍样本回归结果，第（4）列是农村户籍样本回归结果。可以看出，机构托育服务对不同户籍女性的劳动参与均有显著促进作用，并且对城市女性的促进作用更大。这表现出城乡经济活动的不同特点，对于农村女性来说，农业或者灵活性的经济活动使其对托育服务的依赖性更低。相比之下，城市女性从事非农劳动，工业化社会就业的规范性更强，因此更加依赖机构托育服务的支持。

根据家中孩子数量是一孩还是多孩进行分样本分析的结果为表3的第（5）、（6）列。其中，第（5）列是家中有一个孩子的样本回归结果，第（6）列是家中不止一个孩子的样本回归结果。可以看出，无论是一孩家庭还是多孩家庭，机构托育对女性进入劳动力市场均有显著促进作用。但是相较而言，对于有一个孩子的家庭来说这种影响更大且更显著。在多孩家庭中，当有0～3岁婴幼儿时，其他孩子一般年龄也不会太大，不再需要托育服务但是依然需要照顾和教育。所以母亲不得不为家庭和孩子花费较多时间和精力，所承担的责任并非托育所能替代，因此婴幼儿机构托育服务对其劳动就业所能产生的支持作用相对更小。

最后，根据是否有祖辈帮助分担家庭劳务进行分样本回归。表3的第（7）列是有祖辈帮助的样本回归结果，第（8）列是没有祖辈帮助的样本回归结果。可以看出，无论祖辈是否帮助分担家庭责任，婴幼儿机构托育都会对女性进入劳动力市场有显著的促进作用。因此，机构托育的支持作用并不会被祖辈隔代照料的帮助完全替代。进一步计算平均边际效应可知，对于有祖辈帮助的女性而言，机构托育使其劳动参与概率平均提升5%，对于无祖辈帮助的女性而言，机构托育使其劳动参与概率平均提升10%。机构托育对女性劳动参与十分重要，特别是能够更大程度上帮助那些未得到祖辈帮助的女性参与劳动力市场。

表3 婴幼儿机构托育对女性劳动参与影响的分样本回归

3.3 稳健性检验

3.3.1 替换估计方式

首先，本文对前文模型的估计方式进行替换以检验模型估计结果的稳健性。

关于婴幼儿机构托育对女性劳动参与的影响，本文将Probit估计替换为Logit估计方法，对总样本和子样本重新估计，结果分别如表4的第（1）列和表5。表4的第（1）列结果依然表明，机构托育对女性劳动参与有显著促进作用。表5使用Logit分样本回归的结果也和前文所使用的Probit模型结果相同，机构托育主要促进20～30岁年龄组女性的劳动参与，对30岁以上年龄组的女性并无显著影响。并且无论是城市还是农村女性，无论是一孩还是多孩家庭，无论祖辈是否帮助分担家庭责任，机构托育对于女性劳动参与均有显著正向影响。并且同样可以看出，婴幼儿机构托育对于城市女性、无祖辈分担家庭责任的女性和一孩家庭中的女性的劳动参与促进作用更大。

表4 替换估计方式（基准回归）

前文探究机构托育对女性劳动时间的影响时使用了普通最小二乘估计。由于女性平均每周工作时间是离散型变量，因此本文将OLS估计替换为Poisson估计，结果如表4的（2）、（3）列。其中，第（2）列是未剔除不工作女性样本得到的结果，第（3）列是剔除不工作女性样本后得到的估计结果，与前文的分析结果也是一致的。

综合表4和表5的结果可以看出，前文的估计结果十分稳健。

表5 替换估计方式（分样本）

3.3.2 工具变量

通过控制个人层面和家庭层面变量，尤其是同时对配偶和祖辈分担家庭责任进行了控制，本文尽力克服模型存在的内生性问题，但是仍然可能存在未能观测到的遗漏变量问题以及母亲劳动参与可能影响婴幼儿照护方式选择的反向因果问题。为了进一步检验和解决模型可能存在的内生性，保证结论的准确，本文以“在家附近是否有托育机构”作为社会机构托育的工具变量，对机构托育对20～30岁年龄组女性劳动参与的影响开展稳健性检验。在家附近是否有托育机构影响家庭是否选择机构托育，但是并不会对女性劳动参与产生直接影响，是一个合理的工具变量。

表6第（1）（2）列为引入工具变量后的两步法估计结果。其中，第（1）列是一阶段回归结果，可以看出在家附近是否有托育机构与家庭的托育选择紧密相关，第一阶段回归的F值为15.41，大于经验值10，可以认为不存在弱工具变量问题。第（2）列是第二阶段回归结果，可以看到，在排除内生性问题后，机构托育依然显著促进女性的劳动参与。综合来看，引入工具变量后，机构托育对于女性劳动参与依然有显著正向影响。因此，前文所得出的结论是准确的。

表6 对机构托育对女性劳动参与影响的工具变量分析

3.3.3 安慰剂检验（并与婴幼儿机构托育对男性劳动参与的影响进行比较）

在传统性别分工影响下，对于大多数家庭而言，女性往往承担更多养育子女和照顾家庭的责任，从而产生了影响女性就业的“母职惩罚”[20]。生育和子女照护并不对男性就业产生“惩罚”，甚至一些研究发现生育子女对父亲的劳动参与还会形成一种“责任的激励”[21]。换言之，家庭照顾的压力对男性劳动参与和职业选择的影响可能非常小或没有影响。

因此可以利用男性样本进行安慰剂检验。如果婴幼儿机构托育对男性劳动参与的影响显著，有可能表明模型的估计结果受一些未观测到的家庭特征的影响。当然，验证婴幼儿照护是否影响男性的劳动参与本身也是一个值得关注的问题，有助于得到一些具有社会性别意义的结论。

在这里，本文所使用数据为已婚女性家庭中的配偶样本。模型构建类似前文所构建的模型（1）和模型（2）。具体而言，在分析婴幼儿机构托育对男性劳动参与的影响时，将模型（1）的被解释变量替换为男性劳动参与，设置虚拟变量Hjob，若“工作”则取值为1，若“不工作”则取值为0；在分析婴幼儿机构托育对男性劳动时间的影响时，将模型（2）的被解释变量替换为男性平均每周工作时间，同样通过“平均每周工作几天”和“平均每天工作多少小时”两个数据相乘获得。

核心解释变量仍然是家中0～3岁婴幼儿是否机构托育。控制变量的选择和女性一样：个人层面控制变量包括男性的自评健康状况、教育水平、户籍类型、年龄以及年龄的平方项；家庭层面控制了家中孩子数量、人均年收入、配偶是否参与家务劳动以及祖辈是否分担家务劳动。

表7是对于男性样本分析的基准结果。第（1）列是Probit模型回归结果，被解释变量为男性劳动参与。第（2）列是将不工作男性的工作时间赋值为0后，探究机构托育对男性劳动时间影响所得到的结果。第（3）列是将不工作男性样本剔除后所得到的婴幼儿机构托育对男性劳动时间影响的结果。从表7中的回归结果可以看出，婴幼儿机构托育对于男性劳动参与并无显著影响，也不会影响男性的工作时间。

表7 机构托育对男性劳动参与和平均每周工作时间的影响

本文也对机构托育对男性劳动参与的影响进行了分样本分析。分组方式与上文对女性群体分样本的方式保持一致，回归结果如表8所示。结果表明，即使分样本来看，社会机构托育对不同家庭中男性的劳动参与也并无显著影响。

表8 婴幼儿机构托育对男性劳动参与影响的分样本分析

一方面，这一检验表明前文估计结果的稳健性和所得结论的准确性，说明并未发生因忽略未观测到的重要家庭特征而导致估计偏误的问题。另一方面，这一结果也对婴幼儿照护和男性家庭责任的关系提供了补充的信息。可以认为，婴幼儿机构托育对男性的劳动参与并无显著影响，这主要是当前婴幼儿照护仍然基本由女性承担的结果。

4 进一步的分析

综上，婴幼儿机构托育有利于年轻女性群体的劳动参与。在此基础上，本文希望继续回答：机构托育的作用究竟有多大呢？机构托育能有效缓解母职惩罚吗？为回答这一问题，本文将纳入没有0～3岁婴幼儿的同龄女性群体，在这一部分进行更加深入的探究⑤前文的异质性分析发现，机构托育其实只对年轻女性有作用，那么在将其与无婴幼儿女性对比来看是否能缓解母职惩罚时，我们只使用年轻女性（年轻的有幼托育、年轻的有幼无托、年轻的无幼）共1671个样本来分析（因为前文发现年长不受影响，这里继续放进来对比会造成混淆）。。

本文将“没有0～3岁孩子的年轻女性”作为对照组，将“有0～3岁婴幼儿并机构托育的年轻女性”和“有0～3岁婴幼儿但没有机构托育的年轻女性”作为处理组，将三类女性样本均纳入到模型中。同时，设置虚拟变量D1和D2。对于有0～3岁婴幼儿并机构托育的女性，将D1赋值为1，对于无0～3岁孩子和有0～3岁婴幼儿但未机构托育的女性，将D1赋值为0。对于虚拟变量D2，在有0～3岁婴幼儿但未机构托育的女性样本中赋值为1，在其他两组样本中赋值为0。控制变量和前文相同。对D1和D2两个虚拟变量的估计，将可以看出三组样本在其他重要控制变量不变时其劳动参与概率是否有显著差异。

回归结果如表9第（1）列所示，D1的系数不显著而D2系数显著为负。这可以说明，相对于无0～3岁孩子的女性而言，有0～3岁婴幼儿但未托育的女性其劳动参与概率显著更低；而对于得到机构托育的女性而言，其劳动参与概率与无养育婴幼儿压力的女性没有显著差别。这说明，机构托育有效缓解了母职惩罚。

表9 纳入无0～3岁婴幼儿的样本的回归分析

此外，本文也使用同样的方式将男性样本分类，对男性的劳动参与进行分析，回归结果如表9中第（2）列。结果表明，对于有0～3岁孩子并托育、有0～3岁孩子但未托育、无0～3岁孩子这三类女性的丈夫而言，他们的劳动参与没有显著区别，社会机构托育也并未产生明显的影响。

5 结论与讨论

本研究基于社会调查数据，分析婴幼儿机构托育对女性劳动参与的影响。研究结果对推动我国机构托育的发展，从而促进女性发展和家庭建设具有一定的启示。

第一，发展婴幼儿机构托育能显著提高女性的劳动参与，支持女性的成长和发展。婴幼儿机构托育对于女性就业和发展具有积极作用，并且主要是影响年轻女性。无论是城市还是农村户籍、一孩还是多孩家庭、是否有祖辈帮助，机构托育对女性劳动参与均有显著促进作用，并且对城市女性、一孩家庭中女性和无祖辈帮助女性的促进作用更大。研究发现，有0~3岁婴幼儿、但未获得机构托育的女性相比于无婴幼儿的女性而言，其劳动参与概率显著更低，这说明婴幼儿照护带来的“母职惩罚”确实存在。而通过机构托育，那些有0~3岁婴幼儿的女性与无婴幼儿的女性在劳动参与上无显著差别，说明婴幼儿机构托育可以有效缓解女性受到的“母职惩罚”。婴幼儿照护的“母职惩罚”对于女性发展还会产生生命历程的长期影响。在生育以后的几年中，如果女性较长时期地脱离劳动力市场，会降低女性的劳动市场竞争力，并对女性的长期发展产生影响。换言之，机构托育托幼不仅会有利于女性当下的就业，也会有利于女性长期的发展。另外，托育托幼服务不仅会有利于女性的就业参与，也会有利于其协调工作和家庭的平衡，减少女性的心理压力。生育对于家庭发展而言构成了一个新的变化，显然社会托育托幼的发展会有利于帮助女性和家庭应对变化，实现平衡的生活，实现更好的发展。

第二，婴幼儿机构托育通过促进女性就业和平等将有利于性别平等的发展。婴幼儿机构托育对男性的劳动参与并没有显著影响，这进一步说明在家务分工和工作-就业关系中仍存在根深蒂固的性别差异，女性承担着更多的家庭劳务和子女照护责任。在这种社会性别体制下，生育和婴幼儿照护主要产生着“母职惩罚”，影响女性的劳动市场参与和女性发展，并不影响父亲的劳动市场参与。社会机构的托育托幼体系建设并不会直接帮助扭转“带孩子是母亲的事”这一传统观念。其作用在于，在当前“带孩子是母亲的事”的社会分工格局下，托育托幼体系会尤其有利于女性的发展。而且，托育托幼的发展会促进女性就业和发展，其在总体上也会有利于男女平等发展目标的实现。当然，我们也需要改变“带孩子是母亲的事”这样的传统观念，鼓励男性的家庭参与。“男性参与带孩子”会有利于缓解家庭内的婴幼儿照护压力，并会有利于儿童的发展。男性的婴幼儿照护参与也会有利于女性发展，这本身是性别平等的重要测度指标，也会有利于女性缓解家庭对工作的冲突。

第三，祖辈的隔代照料对于婴幼儿照护发挥补充作用，但是仍然应该积极发展婴幼儿机构托育服务的发展。虽然在现实生活中可以发现，现有研究也表明，祖辈的隔代照料对于婴幼儿照护和家庭中的女性就业有一定的帮助，但是本研究表明，祖辈照料并不能完全替代机构托育的作用。即使在有祖辈帮助的家庭中，机构托育对女性劳动参与仍然具有积极意义，且对于没有祖辈帮助的家庭的女性劳动参与具有更大的积极作用。而且，通过隔代照料来解决托育托幼问题在一定程度上会不利于老年人口的发展，不利于提高中老年人口维持劳动参与，有的时候也会降低中老年人口的健康和生活满意度。因此在鼓励积极发挥家庭对于婴幼儿照护服务作用的同时，仍然应该强调发挥机构托育的积极作用，积极完善婴幼儿机构托育服务。

第四，积极发展更加灵活的婴幼儿机构托育服务，更好满足就业女性协调工作和家庭的需求。研究中一个重要发现是机构托育对于女性劳动参与具有影响，但是并不会使已经参加工作的女性延长劳动时间。机构托育对于女性劳动时间的影响，主要是促进女性劳动参与的体现。这折射出当前我国的机构托育主要还是较为单一的工作时间托育的模式。所以有必要在机构托育发展中采取更加灵活、贴合家庭差异化需求的机构托育，例如增加晚托班、休息日托幼托育等，来鼓励劳动者能够更好地协调工作和家庭托育，并更好地满足就业女性对于托育服务的具体需求。需要说明的是，我们提倡发展更加灵活的机构托育的目的，并不是鼓励女性过长时间的劳动。工作多长时间应该由女性及其家庭来决定，这也是劳动者与雇佣方之间的协议。从托育托幼政策的角度来看，简而言之，其政策目标应该是能够帮助每位女性及其家庭能够更加自由地进行选择，有充分的空间去发展自己，不必因为子女照料影响劳动时间投入，也不要因为婴幼儿托育服务不足对其是否就业和劳动时间决策产生限制和约束。

第五，动员国家和社会的共同力量，促进普惠性婴幼儿托育服务的发展。为了综合婴幼儿照护和女性发展，需要积极发展婴幼儿机构托育服务，这对于维持和促进女性劳动参与非常必要，对于女性发展和家庭福利的提高也非常必要。当前，我国的婴幼儿机构托育存在相当大的供给缺口，政府应鼓励多元力量共同投入托育托幼服务的发展，也应该在相应的托育托幼公共管理和公共服务上提高质量，加强机构运营和服务供给的规范化、标准化。政府应通过普惠性的托育托幼服务，降低城乡居民婴幼儿照护的成本，同时应根据不同人口群体的需求提供便利和高质量的托育托幼服务，提供给家庭更多选择的空间。婴幼儿机构托育服务的发展有利于促进女性就业、支持女性发展，有利于促进实现工作-家庭的平衡，创造良好的生育环境和家庭发展环境，应该成为当前生育和家庭公共政策的重点内容。