內(nèi)容提要：基于2002年中國東部9省的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，文章分別考察了家庭結(jié)構對女性與男性勞動參與率及工作時間的影響及其機制，并采用工具變量方法克服內(nèi)生性問題后發(fā)現(xiàn)：多代同堂的家庭結(jié)構明顯改善了女性的勞動參與率和工作時間，但沒有顯著改善男性的勞動參與。其背后的機制在于：多代同堂家庭中老年父母盡力協(xié)助女兒料理家務，有助于她們投入更多的工作時間。由此可見，近20年來多代同堂家庭比例的下降對女性的勞動參與構成了一股抑制力量，這為女性勞動參與率相對于男性勞動參與率更快速下降的現(xiàn)象提供了一種新的解釋，并為制定相應的干預政策提供了實證基礎。
關鍵詞：勞動參與率/家庭結(jié)構/多代同堂家庭
作者簡介：沈可，復旦大學社會發(fā)展與公共政策學院講師；章元，復旦大學中國社會主義市場經(jīng)濟研究中心副教授，上?！?00433；鄢萍，北京大學國家發(fā)展研究院助理教授，北京 100871
1 引言
勞動力是經(jīng)濟增長的核心投入要素，所以勞動參與率也是影響經(jīng)濟增長與社會發(fā)展的重要變量。對于勞動者而言，參與勞動是滿足其自身經(jīng)濟、社會和心理多方面需求的必要條件。與男性相比，女性勞動參與率的提高對社會與家庭具有更為廣泛而深遠的意義。例如，社會學家和經(jīng)濟學家的研究表明：女性勞動參與率的提高不僅能改善她們的收入，有效提升她們在家庭中的決策權與議價能力(Anderson and Eswaran，2009)，同時對于降低生育率、提高女嬰存活率、增加對子女的教育投資等都有積極的影響(Gleason，2003；Kalwij，2003；Alfano et al.，2010)。因此，研究中國女性勞動參與率的變動趨勢和影響因素，具有重要的理論意義和現(xiàn)實價值。
觀察中國的勞動參與率數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，在改革開放之前，女性勞動參與率高于90%，超過了日本、韓國等其他亞洲國家。然而在改革開放以后，中國的女性勞動參與率卻呈下降趨勢。例如，圖1描繪了1990、2000和2010年3個年份分年齡段的女性勞動參與率(不分城鄉(xiāng))，從中可以看出：大多數(shù)年齡段的女性勞動參與率都隨著時間的推移呈下降趨勢；特別值得注意的是，25～49歲黃金勞動年齡女性的勞動參與率下降明顯：1990年該年齡段女性的勞動參與率約為91%，2000年下降到87.6%，2010年則進一步下降到83.2%。如果將男性和女性的勞動參與率進行對比(見圖2)，我們還可以觀察到另外一個現(xiàn)象：女性勞動參與率的下降幅度明顯超過男性。25～49歲黃金年齡段男性的勞動參與率大體保持穩(wěn)定，從1990-2010年僅下降了2個百分點。
圖1 1990、2000和2010年分年齡段的女性勞動參與率
Figure 1 Female Labor Force Participation Rate by Age in China, 1990, 2000, and 2010
女性勞動參與率的下降以及她相對于男性勞動參與率的更快速下降，引起了勞動就業(yè)部門與學者們的關注?，F(xiàn)有研究普遍將這一現(xiàn)象視為市場化改革的結(jié)果(姚先國和譚嵐，2005；李春玲和李實，2008)。與以往文獻不同，本文則從家庭結(jié)構變遷的視角對中國女性勞動參與率的下降補充了一個新的解釋。近20年來，隨著生育率走低、城市化加速和傳統(tǒng)觀念的改變，中國傳統(tǒng)的家庭結(jié)構正在發(fā)生改變：直系家庭(成年子女與其老年父母組成的家庭)比例趨于下降，核心家庭(夫婦及其未成年子女組成的家庭)比例逐年上升。例如，中國城鄉(xiāng)老年人口狀況追蹤調(diào)查顯示：2000年60歲以上城、鄉(xiāng)老人與子女同住比例分別為56.7%和61.6%，2006年則分別下降至47.8%和60.1%(曲嘉瑤和孫陸軍，2011)。隨著愈來愈多中青年女性與老年父母分居，老年父母在孫子女看護、家務料理等方面對女兒的協(xié)助必然會減少，這會使女性的家務勞動時間增加和市場勞動供給下降。
為了檢驗本文提出的新解釋，我們將基于2002年中國東部9省65歲以上老年人及其成年子女的配對數(shù)據(jù)分別考察多代同堂家庭結(jié)構對女性與男性勞動參與率以及工作小時數(shù)的影響，然后進一步剖析其影響機制①。
圖2 1990、2000和2010年分年齡段的男性勞動參與率
Figure 2 Male Labor Force Participation Rate by Age in China, 1990, 2000, and 2010
數(shù)據(jù)來源：《中國1990年人口普查資料》、《中國2000年人口普查資料》和《中國2010年人口普查資料》。
注：女性勞動參與率=女性經(jīng)濟活動人口/女性勞動年齡人口，其中經(jīng)濟活動人口包括就業(yè)人口、失業(yè)人口和失去工作但正在找工作的失業(yè)人口。
2 文獻綜述
針對中國市場化改革后女性勞動參與率明顯下降這一現(xiàn)象，現(xiàn)有文獻主要從體制轉(zhuǎn)型和就業(yè)政策調(diào)整的視角給出了解釋。例如，潘錦棠(2002)以及姚先國和譚嵐(2005)認為過剩就業(yè)和隱形失業(yè)隨著經(jīng)濟體制改革的深入逐漸釋放，使得本在勞動力市場上處于不利競爭地位的女性更容易失業(yè)，也難以實現(xiàn)再就業(yè)。李春玲和李實(2008)則認為，改革開放后政府推行性別平等政策的力度明顯弱化，政府不再扮演女性勞動者的保護人，從而削弱了女性在勞動力市場的競爭力并導致其勞動參與率下降。
然而，市場化改革和性別平等政策的弱化并不能完全解釋女性勞動參與率下降速度更快這一現(xiàn)象。如果這兩個因素足夠重要，那么我們就應該能觀察到45歲以上中老年女性勞動參與率的下降幅度大于30～39歲的年輕女性，因為前者不具備年齡優(yōu)勢，受教育程度也比后者更低，當缺乏就業(yè)保護或就業(yè)競爭加劇時，中老年女性在勞動力市場中可能會處于更劣勢的地位。然而1990、2000和2010年人口普查的數(shù)據(jù)卻并沒有顯示出這樣的結(jié)果。因此，我們還需要從微觀視角對于女性勞動參與率下降更快的原因做進一步的研究。
綜述國內(nèi)文獻可以發(fā)現(xiàn)，很少有研究注意到家庭結(jié)構的變遷對于中國女性勞動參與率的影響。對女性而言，不同的家庭結(jié)構意味著不同的家庭責任，而家庭責任顯然是影響女性勞動參與的重要微觀因素(Van De Lippe and Van Dijk，2002)。根據(jù)新古典家庭分工理論，家庭中每個成員都會根據(jù)自身的比較優(yōu)勢進行分工以最大化家庭的產(chǎn)出(Becker，1981)。當女性與父母同住時，賦閑的老年父母的時間機會成本較低，并且更熟諳家務料理與孫子女看護。為了最大化家庭福利，父母會協(xié)助女性看護孩子、操持家事，從而放松女性的時間約束并增加她們的市場勞動供給。有不少研究提供了來自其他國家的證據(jù)。例如，Ogawa and Ermisch(1996)基于1990年日本16～49歲已婚婦女的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，與父母或配偶父母同住顯著提高了女性參加工作(尤其是全職工作)的可能性。Sasaki(2002)基于1993年日本1500名25～34歲已婚婦女的調(diào)查數(shù)據(jù)展開研究，得出了與Ogawa and Ermisch(1996)相一致的結(jié)論。Oishi and Oshio(2006)則進一步將家庭結(jié)構細分為與自己父母同住、與丈夫父母同住以及與老人分開居住后的研究發(fā)現(xiàn)，與自己父母同住顯著增加了已婚婦女的勞動參與率，而與丈夫父母同住對女性勞動參與的促進作用則更為明顯。另外，Kolodinsky and Shirey(2000)基于美國1982-1992年收入動態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)中有至少一位存活父母的25～64歲女性樣本進行研究，同樣發(fā)現(xiàn)與父母同住顯著增加了女性就業(yè)的可能性。
當然，研究家庭結(jié)構對女性勞動參與率的影響還有兩個復雜的問題需要考慮：
第一，在多代同堂家庭中，父母能夠分擔女兒的家務，但女兒也可能因此承擔照料父母的責任，后者會抑制女性市場勞動供給。因此，家庭結(jié)構對于女性勞動參與率的凈效果在理論上是不確定的。實際上，現(xiàn)有實證研究確實沒有發(fā)現(xiàn)一致的證據(jù)。例如，Ettner(1996)以及Pezzin and Schone(1999)基于美國老年人及其成年女兒的配對數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)與老年父母合住降低了女兒的勞動參與率，雖然系數(shù)并不顯著。另外，國內(nèi)學者如杜鳳蓮(2008)和吳愈曉(2010)探討了女性承擔的家庭責任對其勞動參與的影響，但她們并沒有直接檢驗家庭結(jié)構對女性勞動供給的影響，因此本文能夠為該問題的實證研究補充來自中國的證據(jù)。
第二，針對這一命題的實證研究還面臨著自選擇和聯(lián)立內(nèi)生性問題，即家庭結(jié)構與勞動供給決策可能是同時做出并相互影響的。例如，當老年父母健康狀況欠佳時，女性會更傾向于與父母同住，而同時她可能會減少工作時間以更多地照顧父母。或者，工作繁忙的女性更愿意與父母同住以幫助自己照顧家庭。在實證研究中如果忽略了家庭結(jié)構的內(nèi)生性問題則會導致估計結(jié)果偏誤，因此我們將采用外生的工具變量克服家庭結(jié)構的內(nèi)生性問題。
3 理論假說與研究方法
在中國傳統(tǒng)的文化背景下，男性投入較多時間于家庭外部的生產(chǎn)活動，女性更多承擔家務勞動，而多代同堂的家庭結(jié)構便于父母為女性提供家務料理和子女照料方面的幫助，從而有效改善女性的勞動參與率和工作時間投入；但是，由于男性在家庭分工中承擔較少家務，與父母同住并不能有效提高男性的市場化勞動參與程度?；诖耍覀兲岢鋈缦?個待檢驗的理論假說：
假說1：多代同堂家庭結(jié)構有助于提高女性的勞動參與率，但不會提高男性的勞動參與率。
假說2：多代同堂家庭結(jié)構有助于提高女性的周工作小時數(shù)，但不會提高男性的周工作小時數(shù)。
假說3：在多代同堂的家庭中，老年父母會協(xié)助女性料理家務，減輕她們的家務負擔，從而有助于提高她們的勞動參與率和非家務工作時間。
為了檢驗第一個假說，我們建立Probit模型進行回歸估計，被解釋變量為女性或男性是否就業(yè)。核心自變量為家庭結(jié)構，即是否與父母同住；其他控制變量包括一系列女性(或男性)與其父母特征的變量。
前文的文獻綜述已經(jīng)指出，家庭結(jié)構與就業(yè)決策可能是同時做出或是相互影響的，所以，是否與父母同住這一變量具有內(nèi)生性問題，我們需要為它尋找工具變量，采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行估計?；谝酝奈墨I與中國的傳統(tǒng)，本文選取的工具變量有兩個：第一個是女性是否有存活的兄弟。根據(jù)中國養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)習慣，在家中有兒子的情況下，女兒與父母同住的概率會明顯下降；同時，兄弟的存在并不會直接影響她們的就業(yè)概率。第二個工具變量是該女性在家中的排行是否最小。在中國的家庭結(jié)構演變中，最小的孩子離開父母并獨立的時間通常是最晚的，因而他們與父母同住的可能性更高；Kessler(1991)等學者的研究也驗證了出生次序?qū)ε缘木蜆I(yè)概率沒有顯著影響，因此我們認為第二個工具變量也不會直接影響她們的就業(yè)決策。
為了檢驗假說2，我們需要探討家庭結(jié)構對女性和男性每周工作小時數(shù)的影響?；貧w模型的被解釋變量工作小時數(shù)是非負的連續(xù)變量，采用OLS估計的結(jié)果是有偏的，所以我們將運用最大似然法估計Tobit模型。由于同樣要考慮家庭結(jié)構的內(nèi)生性問題，我們擬采用工具變量的Tobit模型(Ⅳ Tobit)。
最后，為了驗證假說3，我們分別選擇“過去一年是否接受父母在家務上的協(xié)助”，以及“女性每周做家務時間”作為被解釋變量，衡量女性家務負擔。由于家庭結(jié)構的選擇與家務負擔可能是相互影響的，因此我們?nèi)圆捎脙呻A段最小二乘法進行估計。
4 數(shù)據(jù)來源與變量描述
4.1 數(shù)據(jù)來源
本文使用的數(shù)據(jù)來源于2002年中國老年健康影響因素調(diào)查(CLHLS)以及2002年中國家庭動態(tài)社會調(diào)查(PSFD)。CLHLS基線調(diào)查始于1998年，并于2000、2002、2005年進行跟蹤調(diào)查。1998年基線調(diào)查時，在22省份隨機抽取了631個縣、縣級市和市轄區(qū)。1998和2000年的調(diào)查對象是80歲及以上的高齡老人。自2002年開始，該調(diào)查又新增了65～79歲的低齡老人，因此被訪對象為65歲及以上的老年群體。PSFD調(diào)查對象為CLHLS 2002年調(diào)查的9個東部省市(遼寧、北京、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和廣西)被訪老人的一位成年子女②，子女的年齡在35～65歲之間。如果老人有多名子女，則隨機抽取一名(不包括兒媳或女婿)作為PSFD調(diào)查的對象。PSFD調(diào)查涵蓋了子女的人口特征、居住安排、就業(yè)情況、家庭收支等信息。將PSFD數(shù)據(jù)與CLHLS數(shù)據(jù)按照老年人的ID號進行匹配，我們可以得到4364份成年子女與其父母的配對數(shù)據(jù)?；诒疚牡难芯磕康?，我們進一步對樣本作如下清理：(1)剔除不屬于潛在勞動力的樣本，即殘疾、正在上學和已經(jīng)退休的594個樣本；(2)剔除與父母分開居住、但與配偶父母同住的92個樣本，這樣處理的原因在于CLHLS或PSFD數(shù)據(jù)中均未提供配偶父母的信息；(3)刪除關鍵變量有缺失值的20個樣本。最終，我們獲得的女性樣本量為971個，男性樣本量為2687個。
4.2 變量定義
(1)勞動參與。度量勞動參與程度的變量有兩個：一是目前是否有工作；二是每周的工作小時數(shù)。在PSFD調(diào)查中，凡是符合以下三項條件中任意一項則被視為有工作：從事任何有報酬的活動、在家族企業(yè)或自有企業(yè)每周工作15小時以上的無報酬勞動、參加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動。
(2)家庭結(jié)構。對家庭結(jié)構采用三種度量方式：第一種方式是成年子女與父親、母親或雙親同住，即多代同堂家庭，賦值為1；而與父母親分開居住，即夫婦核心家庭或標準核心家庭，則賦值為0。在我們的樣本中，處于直系家庭的女性比例為24%，明顯低于男性的比例55%(見表1)?？紤]到傳統(tǒng)的家庭內(nèi)部分工原則，通常由母親幫助子女分擔家務，因此我們還將采用第二種家庭結(jié)構的度量方式：與母親同住，賦值為1，僅僅與父親同住或者與父母分開居住，賦值為0?；诒疚牡臉颖荆?4%的被訪女性與母親同住，而30%的男性與母親同住。另外，還有一些研究者指出，子女與父母不同住在一個屋檐下、但居住距離很近時，雙方的代際聯(lián)系仍比較緊密(杜鳳蓮，2008)，因此我們還將采用了第三種度量方式：與父母同住或者住在同一村(小區(qū))，賦值為1；不住在同一村或小區(qū)，賦值為0。樣本中60%的女性與父母都住在同一村或同一小區(qū)中，男性的這一比例則高達89%。
(3)工具變量。根據(jù)前文的闡述，本文為家庭結(jié)構選擇了兩個工具變量：一是是否有存活的兄弟；二是子女在家中的排行，排行最小賦值為1，否則賦值為0。
(4)家務負擔。為了度量被訪者的家務負擔，我們選用兩個變量：一是過去一年中父母是否幫助料理家務；二是被訪者每周從事家務勞動的小時數(shù)。
(5)其他控制變量。除了以上關鍵變量外，根據(jù)現(xiàn)有的相關研究(Ogawa and Ermisch，1996；Oishi and Oshio，2006)，我們還控制了一系列影響被訪者勞動參與的變量，分為三類：第一類為個人的社會人口特征，包括年齡、是否居住在城鎮(zhèn)和受教育程度。第二類代表其家庭負擔，包括婚姻狀態(tài)、配偶收入③、孩子個數(shù)以及是否有16歲以下的孩子。這一方面反映其經(jīng)濟壓力，例如，配偶收入較低者面臨更重的經(jīng)濟壓力，從而有動力投入更多的工作時間；另一方面反映其時間約束，例如，孩子數(shù)更多或者有年幼的孩子，意味著被訪者將抽出較多時間用于子女看護，從而被迫減少工作量。第三類為父母特征，包括父母的年齡、是否有養(yǎng)老保險、生活自理能力和認知能力。這反映了被訪者面臨的照料負擔，這對其就業(yè)決策也會產(chǎn)生重要影響。
5 實證分析
5.1 多代同堂家庭結(jié)構對女性與男性勞動參與率的影響
為了檢驗假說1，我們首先利用女性樣本進行回歸分析。表2第1列報告了Probit模型的回歸結(jié)果，從中可以看出：與父母同住使女性的就業(yè)概率上升了6.3個百分點，但由于家庭結(jié)構可能存在內(nèi)生性，Probit模型的估計結(jié)果并不能理解為因果效應。因此我們采用兩階段最小二乘法估計(2SLS)。從表2第2列的一階段回歸結(jié)果可以看出，兩個工具變量的系數(shù)均在1%的水平上顯著，有兄弟的女性與父母同住的可能性顯著更低，排行最小的女兒與父母同住的概率明顯更高，這與理論預期一致。另外，在一階段回歸中，弱工具變量檢驗和過度識別檢驗表明：不存在弱工具變量問題，并且兩個工具變量都具有足夠的外生性。觀察二階段回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，家庭結(jié)構的系數(shù)明顯增大，與父母親同住使女性就業(yè)率顯著增加24.3個百分點④。
在第3列的工具變量回歸中，我們對家庭結(jié)構采用第二種度量方法：與母親同住賦值為1，僅與父親居住或與父母分開居住賦值為0。結(jié)果顯示，相對于第2列的2SLS回歸結(jié)果，家庭結(jié)構的系數(shù)明顯增加，與母親同住使女性就業(yè)的概率提高40個百分點。這也從一個側(cè)面說明了家庭結(jié)構對女性勞動參與的影響機制：相對于父親而言，母親往往更多地為女兒分擔家務，因此與母親同住對女性勞動參與率的改善作用更強。在第4列的工具變量回歸中，家庭結(jié)構采用第三種度量方法，回歸結(jié)果顯示：與父母住在同一村或同一小區(qū)的女性勞動參與率顯著上升了35.5個百分點。以上結(jié)果與Sasaki(2002)以及Oishi and Oshio(2006)對日本已婚婦女的研究結(jié)論相一致。
此外，觀察其他控制變量的系數(shù)我們還可以得出如下結(jié)論：第一，年齡越長的女性，其就業(yè)率就越低；第二，城鎮(zhèn)女性的就業(yè)率顯著更低，這是因為PSFD調(diào)查將農(nóng)業(yè)勞動也列入就業(yè)的范疇；第三，教育水平的提高能夠顯著增加女性的勞動參與率；第四，婚姻狀態(tài)以及丈夫的收入水平對女性的勞動參與率均沒有顯著影響，這是因為市場化改革對中國的婚姻穩(wěn)定性帶來較大沖擊，使得女性獨立意識不斷提高，因此在就業(yè)決策中可能會較少受制于配偶的因素(姚先國和譚嵐，2005)；第五，子女數(shù)量越多、父母不享受養(yǎng)老保險的女性參與就業(yè)的概率越高，這可能是由撫養(yǎng)子女和贍養(yǎng)父母的經(jīng)濟壓力所推動；第六，老年父母生活自理和認知功能正常能夠顯著提升女性的勞動參與，因為父母健康良好減輕了女性的照料負擔，放松了女性面臨的時間約束。
下面我們利用男性樣本進行類似的檢驗。如表3的回歸結(jié)果所示：不論是否考慮家庭結(jié)構的內(nèi)生性，與父母同住對男性的就業(yè)率均沒有顯著影響。而且，家庭結(jié)構的其他兩種度量方法都不會顯著影響男性的勞動參與。由此可見，家庭結(jié)構因素在男性就業(yè)決策中的作用微乎其微，即驗證了假說1。
5.2 多代同堂家庭結(jié)構對女性與男性周工作小時數(shù)的影響
我們討論了多代同堂對女性與男性就業(yè)決策的影響，但是就業(yè)與否并不能全面反映他們的勞動供給，工作時間也是衡量市場化勞動參與程度的一個重要維度，因此需要進一步考察多代同堂對子女周工作小時數(shù)的影響。
我們首先基于女性樣本進行分析。由于周工作小時數(shù)在零處截尾，所以我們采用Tobit模型進行回歸。表4的回歸結(jié)果顯示：與父母同住對女性工作時間的投入有正向影響，但并不顯著。但是Tobit模型中家庭結(jié)構變量可能存在內(nèi)生性并導致系數(shù)的估計偏誤，因此我們采用工具變量的Tobit模型進一步進行估計。結(jié)果表明：與父母同住的女性每周工作時間顯著增加了18.7個小時，平均增加了58%(即18.7/32.3，樣本中女性平均每周工作32.3個小時)。這一結(jié)果可以分解為兩個效應：一方面，多代同堂可以直接提高女性的就業(yè)率，促使部分女性放棄家庭婦女身份投身于勞動力市場；另一方面，已就業(yè)的女性在多代同堂家庭中可以將更多精力投入到非家務勞動中，從而延長了周工作小時數(shù)。在表4的第3列中，家庭結(jié)構采用第二種度量方式，從中可以看出：相對于僅與父親同住或者與父母分開居住的女性，與母親同住的女性的周工作小時數(shù)延長了30.8個小時。模型4的回歸結(jié)果則表明：與父母同住在一個村或小區(qū)的女性每周工作時間明顯延長。根據(jù)上述分析可見，多代同堂確實能夠顯著增加女性的周工作小時數(shù)。
我們接下來利用男性樣本進行分析，回歸結(jié)果報告見表5。從中可以看出，在Tobit模型中，家庭結(jié)構對男性的周工作小時數(shù)沒有顯著影響；ⅣTobit模型中，家庭結(jié)構的系數(shù)仍然不顯著，可見多代同堂并不能有效提高男性的工作時間，即假說2無法被推翻。
5.3 多代同堂家庭結(jié)構對女性勞動參與的影響渠道
前面兩小節(jié)檢驗了多代同堂對男性和女性勞動參與的影響，下面我們進一步檢驗這種影響的渠道，即理論假說3。我們在表6中報告了兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果，其中第1～3列的二階段回歸方程的因變量為過去一年中父母是否協(xié)助料理家務。從中可以看出：與父母同住時，父母幫助女兒料理家事的可能性顯著上升了22個百分點，與母親同住的效果更強，其效應為35個百分點；與父母同住一個村或小區(qū)，同樣顯著增加了父母協(xié)助女兒從事家務勞動的概率；第4～6列二階段回歸方程的因變量為女性每周做家務的小時數(shù)，其回歸結(jié)果表明：在多代同堂家庭中，女性每周做家務的小時數(shù)明顯減少5.6個小時；當女性與其母親同住時，家務時間可以降低8.5個小時，但這一結(jié)果在統(tǒng)計上并不顯著。相對于與父母分隔較遠居住的女性，與父母居住在同一小區(qū)的女性的家務時間明顯減少近10個小時。上述回歸結(jié)果表明，多代同堂家庭結(jié)構的確增強了父母對女性的家務協(xié)助、減輕了女性的家務負擔，從而促進女性勞動參與程度的改善，所以本文提出的假說3無法被推翻。
6 結(jié)論與政策含義
本文基于2002年中國東部9省成年子女及其老年父母的配對數(shù)據(jù)，提出了三個理論假說，針對這三個假說的實證檢驗發(fā)現(xiàn)：第一，多代同堂家庭結(jié)構促使女性的就業(yè)概率顯著提高了24.3～40.4個百分點，但對于男性的就業(yè)概率沒有顯著影響；第二，多代同堂顯著增加了女性的周工作小時數(shù)，但是對男性的周工作小時數(shù)并沒有顯著影響；第三，多代同堂模式便于老年父母協(xié)助女性料理家務，減輕她們的家務負擔，從而能有效提高其勞動參與程度⑤。
自1990年代以來，隨著子女婚后更傾向于與父母分開生活，中國多代同堂家庭比例呈明顯下降趨勢，65歲及以上男性和女性老人與子女同住比例從1990年的67.6%和74.0%分別下降至2000年的59.9%和68.7%。從本文的實證結(jié)果可以推知，多代同堂家庭模式的淡化已成為女性勞動參與的一種重要不利因素。這從家庭結(jié)構變遷的視角補充解釋了中國改革開放以來女性勞動參與率比男性勞動參與率下降更快的現(xiàn)象。
女性勞動參與率的下降不僅會影響她們自身的福利和發(fā)展，而且還會通過代際傳遞效應對下一代的教育與成長產(chǎn)生負面影響，因此中國女性勞動參與率的下降問題尤其值得關注。我們認為政府可以通過兩方面的政策提高中國女性的勞動參與程度：第一，通過購房優(yōu)惠等經(jīng)濟激勵措施，推動多代同堂家庭比例的增加，或者鼓勵子女和父母居住在同一住宅樓或者同一小區(qū)內(nèi)，例如，我們的研究驗證了與父母同住一個小區(qū)/村的模式同樣能顯著提高女性的勞動供給。在這一方面，其他國家已有相應政策可供中國借鑒，比如新加坡建屋發(fā)展局專門設計適合多代同堂的戶型，并在購房價格上給予優(yōu)惠；如果子女選擇在父母居住的小區(qū)申購另一套住房，將有權優(yōu)先挑選樓層戶型，并享受一定幅度的價格優(yōu)惠。第二，政府可以提供更充足的、多樣化的學前教育機構，例如，公辦幼兒園、育兒所、放學后托管機構等；鼓勵用人單位為女性職工提供更多家庭友好政策，如哺乳期的彈性工作制；同時鼓勵男性職工更多地分擔家庭責任，例如，已在北歐廣泛實施的男性產(chǎn)假。上述政策可以緩解女性在家庭責任和勞動參與之間的沖突，降低女性就業(yè)的機會成本。
感謝北京大學老齡健康與家庭研究中心提供“中國老年健康影響因素調(diào)查”以及“家庭動態(tài)社會調(diào)查”數(shù)據(jù)。
注釋：
?、儆捎谑褂玫氖菣M截面數(shù)據(jù)，因此本文并非直接分析家庭結(jié)構變化對男女性勞動參與率變動的影響，而是分析家庭結(jié)構對男女性勞動參與的不同影響。本文的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，多代同堂家庭結(jié)構促進了女性勞動參與，但并沒有改善男性勞動參與。這一結(jié)論意味著，多代同堂家庭比例降低這一趨勢明顯抑制了女性的勞動參與，從而驗證了本文提出的新解釋，即家庭結(jié)構變遷是女性勞動參與率相對于男性更快速下降的重要因素。
?、诨谶@一抽樣設計，PSFD調(diào)查的成年子女均至少有1位存活的父母。這是適合本文研究設計的，一方面，對于父母雙亡的子女，他們只可能選擇單獨居住。因此針對這一群體則無法探討是否與父母同住對個人勞動參與的影響；另一方面，我們在分析家庭結(jié)構對女性/男性勞動參與的影響時控制了父母的年齡、健康狀況等，而雙親已故的女性或男性則缺失這些信息。Sasaki(2002)針對日本女性探討這一問題時，同樣剔除了雙親均已去世的女性樣本。
?、蹖τ跊]有配偶的樣本，配偶收入視為0。
?、躊robit模型的邊際效應相對于二階段回歸系數(shù)明顯低估，原因可能有兩個：一是模型中有遺漏變量導致內(nèi)生性，例如家庭觀念較重的女性可能更愿意與父母同住，也更傾向于降低勞動參與而將重心置于家庭；二是家庭結(jié)構與女性勞動參與率具有雙向因果關系，例如，沒有工作的女性更可能與父母同住以照料父母。
?、葜档米⒁獾氖?，本文僅是針對東部發(fā)達省份的一項研究。中西部地區(qū)成年女性的家庭結(jié)構可能有別于東部地區(qū)，因此不能簡單地將東部地區(qū)的結(jié)論推廣至全國。
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