儿童照料方式对已婚流动女性就业的影响

儿童照料方式对已婚流动女性就业的影响作者：李勇辉沈波澜李小琴
来源：《人口与经济》2020年第05期
摘要：多数中国女性普遍同时肩负家庭抚幼及社会生产的双重责任，使用2016年全国流动人口动态监测调查数据，实证研究祖辈照料、正规照料对有1—6岁本地子女的已婚流动女性就业的影响效应。

结果显示，两类儿童照料方式对已婚流动女性的劳动参与率、月工资收入均具有显著正向影响，其中祖辈照料产生的促进效果高于正规照料，且结果稳健。

进一步研究发现，这种影响在城乡流入地、户口性质、子女数量及年龄结构方面存在异质性。

另外，研究还发现住房支出占比发挥着负向调节作用，削弱了儿童照料方式对租房流动女性就业的促进效应。

研究为构建新型儿童照料支持体系提供了重要参考，揭示了近年家庭化迁移模式下女性就
业困境的破解路径，对促进女性平等发展、提高家庭经济能力及改善社会劳动力有效供给具有现实意义。

关键词：祖辈照料;正规照料;已婚流动女性;劳动参与率;月工资收入
中图分类号：C913.68;F241.4文献标识码：A文章编号：1000-4149（2020）05-0044-16
DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2020.00.036
一、引言
改革开放以来，人口迁移带动了劳动力跨地域配置，为城市经济及社会各项事业发展创造了重要条件，也是推动中国经济长期高速增长的动力源泉。

其中，大量农村剩余劳动力从第一产业向第二、三产业转移，促进了产业结构优化升级，极大地提高了社会生产率，并且对推进中国城镇化、工业化发展产生了深远影响。

国家卫生健康委员会发布的《中国流动人口发展报告2018》显示，我国流动人口规模自2015年起由之前的持续上涨转为缓慢下降，2017年下降至2.44亿人，但仍约占当年总人口数的18%。

报告还指出，虽然近年我国流动人口规模进入调整期，但未来总量继续增长仍然是流动人口发展的趋势所向。

另一个重要特征是，女性流动人口数量逐年增长，过去以男性为主体的现象正在悄然改变，流动人口性别结构逐渐趋向均衡化[1]。

根据2016年全国流动人口动态监测调查数据，我国流动人口中女性比重已经达到47.9%，然而，在数量如此庞大的流动女性群体中，实际进入劳动力市场的比例却明显偏低。

究其原因，是因為在传统性别分工模式下，女性普遍承担着料理家务、照顾家人的主要责任，这降低了她们从事社会劳动的可能性[2-4]。

并且在近年家庭化迁移趋势下，子女随迁较大程度上加重了流动女性的照料负担，愈发阻碍了流动女性的劳动参与和职业发展[5-6]。

党的十九大报告提出“要坚持就业优先战略和积极就业政策，实现更高质量和更充分就业”。

当前我国正面临“劳动力数量红利”消退的挑战，着力破解流动女性就业困境、充分释放流动女性劳动供给潜力，对于缓解老龄化、少子化带来的劳动人口比重下降问题有着重要作用。

本文认为妥善解决流动女性的儿童照料负担，或有可能是促进流动女性充分就业、改善其就业状况的重要途径。

在家庭结构逐渐小型化、核心化，儿童早教重要性提升等多重因素作用下，家庭老年人提供的祖辈照料、幼儿照护机构提供的正规照料，已经成为当代儿童照料资源供给的重要来源。

那么，祖辈照料、正规照料究竟是否对流动女性就业产生了影响？如若影响存在，哪类儿童照料方式对流动女性就业的促进效应更强？住房支出作为流动人口家庭消费的重要部分，是否在儿童照料方式影响流动女性就业过程中发挥调节作用？针对不同特征的流动女性，采取哪类儿童照料方式效果更佳？政府应当如何运用公共政策来提高流动女性对祖辈照料、正规照料的可获性？这些均是本文需要解答的问题。

本文研究从理论层面深化了对儿童照料与流动女性就业间内在联系的认识，丰富了基于照料视角的女性就业行为研究，对构建“政府—家庭—社会”为一体的中国新型儿童照料支持体系，减轻家庭化迁移对流动女性就业的负
面影响，进而促进女性平等发展、提高家庭经济能力及改善社会劳动力有效供给均具有重要的现实意义。

二、文献综述
关于祖辈照料与女性就业间关系的研究，学者们早期发现获得祖辈照料能够有效促进年轻女性劳动供给[7-10]，但这些研究并未解决二者间可能存在的内生性问题，导致估计结果的可信度不高。

部分学者采用工具变量处理了内生性问题，如艾思武（Aassve）等使用被访女性的母亲是否健在、兄弟姐妹个数作为工具变量，实证发现获得祖辈照料促进了女性劳动参与[11]。

波萨达斯（Posadas）和维达尔（Vidal）使用外祖母是否健在作为工具变量，得出祖辈照料显著促进了女性就业的结论[12]。

随后，阿尔皮诺（Arpino）等设置（外）祖父母是否健在四个工具变量，研究发现祖辈照料显著增加了女性劳动参与率[13]。

上述研究虽然使用工具变量法克服了内生性问题，但鉴于国外社会文化背景与中国存在较大差异，所得结论对中国的适用性还有待考量。

在国内最新研究中，邹红等使用CFPS四期数据，运用工具变量法研究得出祖辈照料显著提高了已婚中青年女性的劳动参与率和月平均工作时间[14]。

该文的不足之处在于作者关注的研究对象是有0—12岁孩子的中青年已婚女性，并未重视流动女性就业问题。

再者，0—12岁子女中有相当一部分已经进入义务教育阶段，将其视为整体进行分析，可能造成祖辈照料对女性就业的影响效应估计不准确，是受到义务教育等因素干扰后的结果。

关于正规照料与女性就业间关系的研究，国外相关文献指出政府大规模建设学前教育设施及扩大免费学前教育[15]、儿童照料机构的可获性[16-17]、实施高补贴、全民性幼儿照料服务政策[18]、实行家庭托儿津贴改革[19]、开展社区托儿所项目[20]均提高了育儿家庭对正规照料的使用率，进而对女性劳动供给产生了显著正向影响。

国内学术界对正规照料与女性就业间关系的研究相对较少，在已有相关文献中，有学者指出幼儿园可获性不足是女性劳动参与的主要障碍[21]，缺乏稳定可靠的幼儿看护机构对生活在贫困地区的母亲的非农就业产生了抑制效应[22]。

与此同时，儿童托育费用较大程度上决定着家庭是否购买市场化儿童照料。

部分学者认为高市场托育费用对已婚女性劳动力供给造成了严重的负面影响[23-25]，而降低儿童托育费用则对女性就业有显著促进效果[26-27]。

虽然上述研究为后续探讨正规照料与女性就业间关系奠定了基石，但大多实际上并未对儿童是否获得正规照料进行直接衡量。

需要指出的是，现有文献大多单一研究祖辈照料或正规照料对女性就业的影响，鲜有研究将二者统一起来，仅少量文献同时探讨了祖辈照料、正规照料对女性就业的影响，如惠洛克（Wheelock）和琼斯（Jones）发现当母亲由于工作无法照料儿童，祖父母照料是最合适的照料替代，而正规的托儿服务往往无法替代以家庭为基础的幼儿照料[28]，但这一结论仅是基于文献资料整理、经验事实及统计数据分析得到，缺乏规范性实证结果支持，其可靠性仍然有待检验。

国内学者杜凤莲等使用1991—2011年CHNS数据，采用两阶段残差法（2SRI）研究发现，祖辈照料对女性劳动参与率的促进效果高于正规照料[29]。

作者虽然从实证层面证实了祖
辈照料的优势，但对估计结果未进行稳健性检验，研究对象局限于城市女性，且停留在总体样本分析层面，缺乏分样本异质性探讨，得出的结论不免宽泛笼统，所能提供的政策含义有限。

基于此，本文在前人研究基础上进行了三方面的拓展完善：第一，以往文獻多侧重于城镇女性就业行为的研究，本文以流动女性为研究对象不仅拓宽了基于照料视角的女性就业行为研究，也揭示了当前破解家庭化迁移模式下女性就业困境的有效路径;第二，本文尝试纳入住房因素，探讨住房支出占比在儿童照料方式影响流动女性就业过程中是否发挥调节效应，为政府运用相关住房政策减轻流动人口住房负担，使儿童照料资源能够发挥出更高的就业促进效果提供了理论依据;第三，本文将祖辈照料、正规照料及女性就业纳入统一的分析框架，为构建“政府—家庭—社会”为一体的儿童照料支持体系，以促进流动女性就业提供了来自微观层面的经验证据。

三、数据、模型与变量
1.数据来源与样本处理
本文采用2016年全国流动人口动态监测调查数据进行研究。

该项调查自2009年开始实施，覆盖我国31个省（自治区、直辖市）和新疆建设兵团，采用分层、多阶段、与规模成比例（PPS）抽样的方法来选取样本，数据具有较好的权威性和代表性。

2016年调查问卷主要内容包括：流动人口及家庭成员基本信息、收支情况、流动和就业、居留和落户意愿、子女流动和教育、婚育和卫生计生服务等，样本量总计169000人，其中，女性80912人，约占47.88%;男性88088人，约占52.12%。

根据本文的研究需要，对原始数据进行了如下处理：①选取16—60岁、有1—6岁子女《中华人民共和国义务教育法》规定，我国小学入学年龄为截至当年8月31日年满6周岁，鉴于文章所使用的数据是于2016年5月进行现场调查所得，因此，本文将在2009年9月后出生的儿童划分为学龄前子女;另外，由于未满1周岁的儿童尚处于哺乳期，通常由母亲主要照料，因此，1周岁以下儿童将不纳入本文研究范畴。

在本地的已婚流动女性作为研究对象;②为了避免极端值的影响，本文对个人月工资收入在1%和99%分位上进行缩尾处理，同时删除主要变量缺失的样本，最终获得18274个有效样本。

2.模型构建
首先，本文分别考察祖辈照料、正规照料单独对已婚流动女性就业（包括劳动参与率、月工资收入）的影响。

接着，为了比较两类儿童照料方式对已婚流动女性就业的影响效应差异，将祖辈照料、正规照料纳入同一模型进行回归分析，构建劳动参与率模型和劳动收入模型如下：
3.变量定义与描述性统计
（1）被解释变量。

本文的被解释变量是已婚流动女性的就业状况，从两个维度进行衡量，一是劳动参与率，根据调查问卷中“五一之前一周是否做过一小时以上有收入的工作”的回答，设置为二值虚拟变量，若被访者回答“是”，则变量赋值为1，回答“否”，赋值为0;二是月工资收入，来自问卷中“个人上个月或上次就业纯收入”的回答，取自然对数表示。

（2）核心解释变量。

本文的核心解释变量是祖辈照料、正规照料。

祖辈照料通常分为“候鸟型照料”和“留守型照料”两种模式，鉴于本文探讨的是祖辈照料对已婚流动女性在本地就业的影响，故仅选取“候鸟型照料”模式，即祖辈流动到本地来照料孙辈。

如果满足“有1—6岁学龄前子女”、“子女居住地：本地”及“主要照料人：祖辈”三重约束条件，则定义为获得祖辈照料，赋值为1，否则为0。

如果满足“有1—6岁学龄前子女”、“子女居住地：本地”、“子女已托育”三重约束条件，则定义为获得正规照料，赋值为1，否则为0。

（3）调节变量。

本文选择住房支出占比作为儿童照料方式与流动女性就业间的调节变量。

依据调查问卷中“过去一年，您家在本地平均每月住房支出（仅房租/房贷）为多少？”、“过去一年，您家平均每月总支出为多少？”的回答，由每月全家在本地住房支出除以每月全家在本地总支出计算得到住房支出占比，取值范围在0—1之间。

（4）控制变量。

根据女性就业的相关理论及已有研究做法，并考虑到数据指标的可获性，本文选取个人、丈夫、子女、家庭经济及地区层面特征作为控制变量，具体依据如下：①个人特征：女性的年龄、受教育程度、户口、党员身份反映了个人的人力资本、社会资本及政治资本积累，是个人参与劳动的内在基础。

流动范围与流动年限反映了女性的外出工作阅历和经验，因此，本文将是否跨省流动、流动年限变量纳入模型。

由于生育可能导致女性职业中断、造成已育妇女人力资本贬值，使其遭受“生育工资惩罚”，因此，模型中也纳入了首次生育年龄变量。

②丈夫特征：丈夫作为家庭核心成员，也会在很大程度上影响女性就业，考虑到数据可获性，将丈夫年龄、丈夫是否随迁变量纳入模型。

③子女特征：鉴于经济条件是男性在婚恋市场上的重要筹码，那么，家中是否有儿子将影响着女性是否就业及工作的努力程度。

最小孩子年龄、15岁以下孩子数量反映了家庭中子女照料负担程度，因此，也被纳入模型中。

④家庭经济特征：女性就业状况与家庭经济水平有着密切关系，因此，本文将家庭月纯收入的自然对数纳入模型。

⑤地区特征：人口密度反映了各地区人口分布情况，失业率、职工平均工资作为宏观就业特征，可能会影响到个体层面就业状况。

由于不同地区在社会经济发展水平、就业机会等方面均存在差距，那么，不同地区女性的就业状况也会存在一定差异，因此，本文将流入地类型即是否居住在城镇、是否居住在东（西）部作为控制变量纳入模型。

需要指出的是，现有文献大多单一研究祖辈照料或正规照料对女性就业的影响，鲜有研究将二者统一起来，仅少量文献同时探讨了祖辈照料、正规照料对女性就业的影响，如惠洛克（Wheelock）和琼斯（Jones）发现当母亲由于工作无法照料儿童，祖父母照料是最合适的照料替代，而正规的托儿服务往往无法替代以家庭为基础的幼儿照料[28]，但这一结论仅是基于文献资料整理、经验事实及统计数据分析得到，缺乏规范性实证结果支持，其可靠性仍然有待
检验。

国内学者杜凤莲等使用1991—2011年CHNS数据，采用两阶段残差法（2SRI）研究发现，祖辈照料对女性劳动参与率的促进效果高于正规照料[29]。

作者虽然从实证层面证实了祖辈照料的优势，但对估计结果未进行稳健性检验，研究对象局限于城市女性，且停留在总体样本分析层面，缺乏分样本异质性探讨，得出的结论不免宽泛笼统，所能提供的政策含义有限。

基于此，本文在前人研究基础上进行了三方面的拓展完善：第一，以往文献多侧重于城镇女性就业行为的研究，本文以流动女性为研究对象不仅拓宽了基于照料视角的女性就业行为研究，也揭示了当前破解家庭化迁移模式下女性就业困境的有效路径;第二，本文尝试纳入住房因素，探讨住房支出占比在儿童照料方式影响流动女性就业过程中是否发挥调节效应，为政府运用相关住房政策减轻流动人口住房负担，使儿童照料资源能够发挥出更高的就业促进效果提供了理论依据;第三，本文将祖辈照料、正规照料及女性就业纳入统一的分析框架，为构建“政府—家庭—社会”为一体的儿童照料支持体系，以促进流动女性就业提供了来自微观层面的经验证据。

三、数据、模型与变量
1.数据来源与样本处理
本文采用2016年全国流动人口动态监测调查数据进行研究。

该项调查自2009年开始实施，覆盖我国31个省（自治区、直辖市）和新疆建设兵团，采用分层、多阶段、与规模成比例（PPS）抽样的方法来选取样本，数据具有较好的权威性和代表性。

2016年调查问卷主要内容包括：流动人口及家庭成员基本信息、收支情况、流动和就业、居留和落户意愿、子女流动和教育、婚育和卫生计生服务等，样本量总计169000人，其中，女性80912人，约占47.88%;男性88088人，约占52.12%。

根据本文的研究需要，对原始数据进行了如下处理：①选取16—60岁、有1—6岁子女《中华人民共和国义务教育法》规定，我国小学入学年龄为截至当年8月31日年满6周岁，鉴于文章所使用的数据是于2016年5月进行现场调查所得，因此，本文将在2009年9月后出生的儿童划分为学龄前子女;另外，由于未满1周岁的儿童尚处于哺乳期，通常由母亲主要照料，因此，1周岁以下儿童将不纳入本文研究范畴。

在本地的已婚流动女性作为研究对象;②为了避免极端值的影响，本文对个人月工资收入在1%和99%分位上进行缩尾处理，同时删除主要变量缺失的样本，最终获得18274个有效样本。

2.模型构建
首先，本文分别考察祖辈照料、正规照料单独对已婚流动女性就业（包括劳动参与率、月工资收入）的影响。

接着，为了比较两类儿童照料方式对已婚流动女性就业的影响效应差异，将祖辈照料、正规照料纳入同一模型进行回归分析，构建劳动参与率模型和劳动收入模型如下：
3.变量定义与描述性统计
量，一是劳动参与率，根据调查问卷中“五一之前一周是否做过一小时以上有收入的工作”的回答，设置为二值虚拟变量，若被访者回答“是”，则变量赋值为1，回答“否”，赋值为0;二是月工资收入，来自问卷中“个人上个月或上次就业纯收入”的回答，取自然对数表示。

（2）核心解释变量。

本文的核心解释变量是祖辈照料、正规照料。

祖辈照料通常分为“候鸟型照料”和“留守型照料”两种模式，鉴于本文探讨的是祖辈照料对已婚流动女性在本地就业的影响，故仅选取“候鸟型照料”模式，即祖辈流动到本地来照料孙辈。

如果满足“有1—6岁学龄前子女”、“子女居住地：本地”及“主要照料人：祖辈”三重约束条件，则定义为获得祖辈照料，赋值为1，否则为0。

如果满足“有1—6岁学龄前子女”、“子女居住地：本地”、“子女已托育”三重约束条件，则定义为获得正规照料，赋值为1，否则为0。

（3）调节变量。

本文选择住房支出占比作为儿童照料方式与流动女性就业间的调节变量。

依据调查问卷中“过去一年，您家在本地平均每月住房支出（仅房租/房贷）为多少？”、“过去一年，您家平均每月总支出为多少？”的回答，由每月全家在本地住房支出除以每月全家在本地总支出计算得到住房支出占比，取值范围在0—1之间。

（4）控制变量。

根据女性就业的相关理论及已有研究做法，并考慮到数据指标的可获性，本文选取个人、丈夫、子女、家庭经济及地区层面特征作为控制变量，具体依据如下：①个人特征：女性的年龄、受教育程度、户口、党员身份反映了个人的人力资本、社会资本及政治资本积累，是个人参与劳动的内在基础。

流动范围与流动年限反映了女性的外出工作阅历和经验，因此，本文将是否跨省流动、流动年限变量纳入模型。

由于生育可能导致女性职业中断、造成已育妇女人力资本贬值，使其遭受“生育工资惩罚”，因此，模型中也纳入了首次生育年龄变量。

②丈夫特征：丈夫作为家庭核心成员，也会在很大程度上影响女性就业，考虑到数据可获性，将丈夫年龄、丈夫是否随迁变量纳入模型。

③子女特征：鉴于经济条件是男性在婚恋市场上的重要筹码，那么，家中是否有儿子将影响着女性是否就业及工作的努力程度。

最小孩子年龄、15岁以下孩子数量反映了家庭中子女照料负担程度，因此，也被纳入模型中。

④家庭经济特征：女性就业状况与家庭经济水平有着密切关系，因此，本文将家庭月纯收入的自然对数纳入模型。

⑤地区特征：人口密度反映了各地区人口分布情况，失业率、职工平均工资作为宏观就业特征，可能会影响到个体层面就业状况。

由于不同地区在社会经济发展水平、就业机会等方面均存在差距，那么，不同地区女性的就业状况也会存在一定差异，因此，本文将流入地类型即是否居住在城镇、是否居住在东（西）部作为控制变量纳入模型。

需要指出的是，现有文献大多单一研究祖辈照料或正规照料对女性就业的影响，鲜有研究将二者统一起来，仅少量文献同时探讨了祖辈照料、正规照料对女性就业的影响，如惠洛克（Wheelock）和琼斯（Jones）发现当母亲由于工作无法照料儿童，祖父母照料是最合适的照料替代，而正规的托儿服务往往无法替代以家庭为基础的幼儿照料[28]，但这一结论仅是基于文献资料整理、经验事实及统计数据分析得到，缺乏规范性实证结果支持，其可靠性仍然有待
现，祖辈照料对女性劳动参与率的促进效果高于正规照料[29]。

作者虽然从实证层面证实了祖辈照料的优势，但对估计结果未进行稳健性检验，研究对象局限于城市女性，且停留在总体样本分析层面，缺乏分样本异质性探讨，得出的结论不免宽泛笼统，所能提供的政策含义有限。

基于此，本文在前人研究基础上进行了三方面的拓展完善：第一，以往文献多侧重于城镇女性就业行为的研究，本文以流动女性为研究对象不仅拓宽了基于照料视角的女性就业行为研究，也揭示了当前破解家庭化迁移模式下女性就业困境的有效路径;第二，本文尝试纳入住房因素，探讨住房支出占比在儿童照料方式影响流动女性就业过程中是否发挥调节效应，为政府运用相关住房政策减轻流动人口住房负担，使儿童照料资源能够发挥出更高的就业促进效果提供了理论依据;第三，本文将祖辈照料、正规照料及女性就业纳入统一的分析框架，为构建“政府—家庭—社会”为一体的儿童照料支持体系，以促进流动女性就业提供了来自微观层面的经验证据。

三、数据、模型与变量
1.数据来源与样本处理
本文采用2016年全国流动人口动态监测调查数据进行研究。

该项调查自2009年开始实施，覆盖我国31个省（自治区、直辖市）和新疆建设兵团，采用分层、多阶段、与规模成比例（PPS）抽样的方法来选取样本，数据具有较好的权威性和代表性。

2016年调查问卷主要内容包括：流动人口及家庭成员基本信息、收支情况、流动和就业、居留和落户意愿、子女流动和教育、婚育和卫生计生服务等，样本量总计169000人，其中，女性80912人，约占47.88%;男性88088人，约占52.12%。

根据本文的研究需要，对原始数据进行了如下处理：①选取16—60岁、有1—6岁子女《中华人民共和国义务教育法》规定，我国小学入学年龄为截至当年8月31日年满6周岁，鉴于文章所使用的数据是于2016年5月进行现场调查所得，因此，本文将在2009年9月后出生的儿童划分为学龄前子女;另外，由于未满1周岁的儿童尚处于哺乳期，通常由母亲主要照料，因此，1周岁以下儿童将不纳入本文研究范畴。

在本地的已婚流动女性作为研究对象;②为了避免极端值的影响，本文对个人月工资收入在1%和99%分位上进行缩尾处理，同时删除主要变量缺失的样本，最终获得18274个有效样本。

2.模型构建
首先，本文分别考察祖辈照料、正规照料单独对已婚流动女性就业（包括劳动参与率、月工资收入）的影响。

接着，为了比较两类儿童照料方式对已婚流动女性就业的影响效应差异，将祖辈照料、正规照料纳入同一模型进行回归分析，构建劳动参与率模型和劳动收入模型如下：
3.变量定义与描述性统计。