袁興意+齊海源

摘 要：家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體勞動(dòng)參與率有影響?；贑GSS2008數(shù)據(jù)，通過(guò)Probit和IV Probit模型實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：從總體看，多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體的勞動(dòng)參與產(chǎn)生抑制作用，而男性青年的就業(yè)參與受家庭結(jié)構(gòu)的影響程度卻高于女性青年勞動(dòng)參與的影響程度；從戶籍看，農(nóng)村青年的就業(yè)參與受家庭結(jié)構(gòu)的影響程度高于城市青年勞動(dòng)參與的影響程度。重視青年群體的家庭特征差異，配套實(shí)行就業(yè)促進(jìn)措施，是我國(guó)政府解決青年群體就業(yè)難的著力點(diǎn)。

關(guān)鍵詞：家庭結(jié)構(gòu)；青年群體；勞動(dòng)參與

中圖分類號(hào)：F240 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2014）03-0090-06

一、引言

勞動(dòng)力要素一直是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的核心投入要素。雖然我國(guó)現(xiàn)在處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，對(duì)勞動(dòng)力要素依賴程度降低，但是勞動(dòng)力參與率尤其是農(nóng)村青年勞動(dòng)力參與率仍然是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)發(fā)展的關(guān)鍵變量。特別是在當(dāng)前有專家學(xué)者認(rèn)為我國(guó)的“劉易斯拐點(diǎn)”已經(jīng)到來(lái)、人口紅利時(shí)代結(jié)束的情況下，進(jìn)一步解放青年群體的勞動(dòng)供給對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展有積極影響。因此，研究青年群體勞動(dòng)參與率的變動(dòng)情況及其影響因素，有重要的理論意義和社會(huì)價(jià)值。

城市青年的勞動(dòng)參與界定比較明確，本文中農(nóng)村青年的勞動(dòng)參與是指農(nóng)村青年的非農(nóng)就業(yè)，主要有兩種模式，一是“離土不離鄉(xiāng)，進(jìn)廠不進(jìn)城”，即在本地從事非農(nóng)工作；二是“離鄉(xiāng)又離土，進(jìn)廠又進(jìn)城”，即到城市工作，也就是產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)移和地域間轉(zhuǎn)移[1]。

影響青年勞動(dòng)參與率的因素很多，勞動(dòng)參與決策既是個(gè)人理性選擇行為，同時(shí)一定程度上又是家庭理性選擇行為。特別是中國(guó)是一個(gè)家庭觀念比較濃厚，同時(shí)退休年齡較低的國(guó)家，家庭結(jié)構(gòu)對(duì)勞動(dòng)參與率可能有顯著的影響。因而本文從家庭結(jié)構(gòu)的視角對(duì)青年群體的勞動(dòng)參與率進(jìn)行實(shí)證研究。

我國(guó)家庭結(jié)構(gòu)主要分為核心家庭、直系家庭、復(fù)合家庭、單人家庭、缺損家庭五種類型[2]。本文中的家庭結(jié)構(gòu)影響因素，主要指的是核心家庭和直系家庭這兩種類型，也就是多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)（擴(kuò)展型的家庭結(jié)構(gòu)）。核心家庭主要研究擴(kuò)展型標(biāo)準(zhǔn)核心家庭（父母為戶主，與成年子女同住，或者成年子女為戶主，與父母同住）、擴(kuò)展型缺損核心家庭（父母一方為戶主，與成年子女同住，或者成年子女為戶主，與父母一方同住）及擴(kuò)大核心家庭（父母、子女與未婚兄弟姐妹組成的家庭）這三種類型。直系家庭主要研究二代直系家庭（父母與已婚兒子兒媳組成的家庭）、三代直系家庭（父母同一個(gè)已婚子女及孫子女組成的家庭）這兩種類型。概括來(lái)說(shuō)，就是青年群體與母親同住、與父親或母親同住及與父母或者岳父母同住三種情況。

在擴(kuò)展型的家庭結(jié)構(gòu)中，由于有更多的成員，家務(wù)勞動(dòng)及照顧孩子的任務(wù)可以由親友來(lái)承擔(dān)，這可能會(huì)解放夫婦的勞動(dòng)供給，特別是婦女的勞動(dòng)供給。勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為婦女的勞動(dòng)供給曲線呈M型，女性青年群體剛好處于M型的低谷端，由于這個(gè)年齡段的婦女可能有生育及照顧孩子的責(zé)任，勞動(dòng)參與率較低。那么，家庭結(jié)構(gòu)特別是多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)可能對(duì)女性青年的勞動(dòng)供給產(chǎn)生積極影響。但是，由于父母的勞動(dòng)供給與子女的勞動(dòng)供給可能存在替代效用，多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)中由于有較多人工作，會(huì)使家庭預(yù)算約束軟化，又可能會(huì)削弱青年群體的勞動(dòng)供給壓力。所以家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體的勞動(dòng)參與效應(yīng)是模糊的，這就需要進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證。

二、文獻(xiàn)綜述

多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)可能對(duì)子女的勞動(dòng)參與特別是女性的勞動(dòng)參與產(chǎn)生積極影響。杜鳳蓮（2008）研究發(fā)現(xiàn)，父母和配偶父母的居住地對(duì)城市女性勞動(dòng)參與率有顯著影響，女性勞動(dòng)供給行為對(duì)家庭結(jié)構(gòu)的反應(yīng)更敏感[3]。石智雷、楊云彥（2009）研究發(fā)現(xiàn)，家庭依附對(duì)女性勞動(dòng)供給有積極影響，但是城鄉(xiāng)有差異，農(nóng)村女性勞動(dòng)參與決策對(duì)家庭的依附大于城市女性[4]。沈可、章元等（2012）的研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)提升了女性的勞動(dòng)參與率和工作時(shí)間，但沒(méi)有顯著改善男性的勞動(dòng)參與[5]。

Wang（2009）認(rèn)為通過(guò)雇傭保姆等方式，核心型小家庭的家務(wù)勞動(dòng)壓力也會(huì)轉(zhuǎn)移出去，那么在這種情況下，核心型小家庭的婦女勞動(dòng)參與率就未必比擴(kuò)展型大家庭的小[6]。程名望和潘烜（2012）的研究發(fā)現(xiàn)家庭類型影響農(nóng)民在農(nóng)村的非農(nóng)就業(yè)傾向，表現(xiàn)為核心家庭從事非農(nóng)就業(yè)的傾向最弱，缺損核心家庭從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的傾向性最強(qiáng)[1]。上述研究要么只研究某一個(gè)群體，要么研究對(duì)象忽略了青年群體，所以有必要對(duì)青年群體的勞動(dòng)參與進(jìn)行補(bǔ)充性研究。

家庭結(jié)構(gòu)對(duì)子女的勞動(dòng)供給也有可能沒(méi)有顯著影響或者是有消極影響。例如，Butler（2000）對(duì)美國(guó)家庭數(shù)據(jù)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)展型大家庭和核心型小家庭兩類家庭的婦女勞動(dòng)參與沒(méi)有顯著差異，家庭結(jié)構(gòu)只會(huì)對(duì)婦女的工資收入產(chǎn)生影響，而不會(huì)對(duì)其勞動(dòng)參與率產(chǎn)生系統(tǒng)影響[7]。劉曉昀等利用Probit模型研究發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模對(duì)中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)有顯著負(fù)影響[8]。洪秋妹、常向陽(yáng)（2010）研究了同一家庭內(nèi)部父母健康對(duì)成年子女勞動(dòng)供給的影響，父母健康不良會(huì)導(dǎo)致子女勞動(dòng)參與減少[9]。也就是說(shuō)，多代同堂也可能增加子女的家庭責(zé)任。丁守海（2012）也給出了自己的解釋，他認(rèn)為成年子女的勞動(dòng)參與與父母的勞動(dòng)參與產(chǎn)生替代效用，原因是彼此勞動(dòng)參與的增長(zhǎng)可以使家庭預(yù)算約束軟化[10]。

綜上所述，現(xiàn)有研究未考慮家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體特別是農(nóng)村青年（新生代農(nóng)民工）的勞動(dòng)參與率的影響，也沒(méi)有對(duì)比家庭結(jié)構(gòu)對(duì)不同戶籍和不同性別青年群體勞動(dòng)參與的影響，所以有必要進(jìn)行補(bǔ)充性研究。同時(shí)，要研究家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體勞動(dòng)參與率的影響，還有幾個(gè)問(wèn)題需要解決：

第一，與父母同住，一方面父母能夠分擔(dān)子女家務(wù)及幫助子女照顧小孩，但是子女也要承擔(dān)照顧父母的責(zé)任，另一方面父母的勞動(dòng)供給與子女的勞動(dòng)供給可能產(chǎn)生替代效應(yīng)，特別是青年群體中還有“二代”和“啃老族”這類人的存在。所以家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體勞動(dòng)參與率的凈效果在理論上是無(wú)法確認(rèn)的。因此，本文的實(shí)證研究可以填補(bǔ)相關(guān)的空白。

第二，對(duì)這一問(wèn)題的實(shí)證研究可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，也就是青年群體的勞動(dòng)參與同家庭結(jié)構(gòu)之間是雙向影響的，因此，本文的研究采用外生的工具變量克服家庭結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性問(wèn)題，以避免由內(nèi)生性問(wèn)題導(dǎo)致的計(jì)量結(jié)果偏誤。

三、理論假設(shè)與研究方法

家庭結(jié)構(gòu)對(duì)不同群體勞動(dòng)參與率的影響存在不確定性，這為進(jìn)一步展開(kāi)相關(guān)研究提供了發(fā)展空間。對(duì)青年群體來(lái)說(shuō)，他們的父母絕大部分仍然是勞動(dòng)年齡人口，那么這種與父母同住是否會(huì)通過(guò)父母提供家務(wù)和照料來(lái)增加子女的勞動(dòng)參與存在疑問(wèn)；另一方面，正是由于父母還處在勞動(dòng)年齡范圍內(nèi)，子女面臨較小的照顧父母的壓力，則與父母同住的家庭結(jié)構(gòu)又似乎不會(huì)降低他們的勞動(dòng)參與。青年群體思想普遍較為現(xiàn)代、開(kāi)放，不同于其他勞動(dòng)年齡段群體。以青年群體為研究對(duì)象，是本文的一個(gè)探索。由于農(nóng)村和城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會(huì)保障水平的差異，農(nóng)村青年勞動(dòng)參與可能更加受到家庭結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)合以上分析和相關(guān)文獻(xiàn)研究，我們提出兩個(gè)待檢驗(yàn)的理論假說(shuō)：

假說(shuō)1：多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)有助于提高女性青年的勞動(dòng)參與率，但不會(huì)顯著提高男性青年的勞動(dòng)參與率。

假說(shuō)2：多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)有助于提高農(nóng)村青年和城市青年的勞動(dòng)率，但農(nóng)村青年更加顯著受到家庭結(jié)構(gòu)的影響。

為了檢驗(yàn)這兩個(gè)假說(shuō)，我們首先采用Probit模型進(jìn)行回歸分析，被解釋變量是不同類別青年是否參與非農(nóng)就業(yè)。核心變量是家庭結(jié)構(gòu)，用是否與父母同住來(lái)表示。同時(shí)也加入影響勞動(dòng)參與的年齡、教育程度和婚姻狀態(tài)等因素作為控制變量。另外，與父母同住的這一核心變量可能存在著內(nèi)生性問(wèn)題，基于以往文獻(xiàn)，我們選取該青年是否排行最小為工具變量進(jìn)行分析。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量描述

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心在全國(guó)28個(gè)省市的城市和農(nóng)村進(jìn)行的全國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS2008）。該調(diào)查采用隨機(jī)抽樣的方法，在被選中的居民戶中隨機(jī)選取一人作為被訪者，問(wèn)卷內(nèi)容覆蓋了被調(diào)查者個(gè)人和家庭基本情況。由于本文研究對(duì)象是青年群體，我們只選取年齡范圍在18歲到30歲之間的樣本，也就是在1978年及以后出生的成年人。基于本文研究目的，進(jìn)一步對(duì)樣本做如下處理：（1）剔除正在上學(xué)、殘疾等不屬于潛在勞動(dòng)力的樣本。（2）考慮到青年群體就業(yè)特征，對(duì)就業(yè)狀態(tài)做了重新劃分，將務(wù)農(nóng)歸為未參與就業(yè)，這對(duì)城市樣本不產(chǎn)生影響，農(nóng)村樣本中主要是考慮失業(yè)的隱蔽性和青年群體很大部分不愿參與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的事實(shí)。（3）刪除關(guān)鍵變量存在缺失的樣本。最終得到樣本1 087個(gè)，其中女性樣本571個(gè)，男性樣本516個(gè)。農(nóng)村戶口樣本453個(gè)，城市戶口樣本634個(gè)。

（二）變量定義

1. 勞動(dòng)參與。根據(jù)CGSS調(diào)查內(nèi)容，將目前從事非農(nóng)工作視為勞動(dòng)參與，包括非全日制工作和臨時(shí)性工作。

2. 家庭結(jié)構(gòu)。參照沈可等（2012）[5]對(duì)家庭結(jié)構(gòu)的度量，這里對(duì)家庭結(jié)構(gòu)采用三種衡量方式：一是成年子女與父親、母親或雙親同住，賦值為1；沒(méi)有與父親或母親同住則賦值為0。二是由于母親往往幫助子女承擔(dān)部分家庭責(zé)任，進(jìn)而有可能促使子女積極參與勞動(dòng)，因而如果與母親同住，則賦值為1；沒(méi)有同住則賦值為0。另外，對(duì)部分青年來(lái)說(shuō)，與岳父母同住也可能增加他們勞動(dòng)就業(yè)概率，岳父母年齡信息可以近似用被訪者父母平均年齡代替。因而第三種度量方式是如果與父輩同住，則賦值為1，否則為0。

3. 其他控制變量。除了家庭結(jié)構(gòu)外，其他的一些因素同樣影響被訪者勞動(dòng)參與（Oishi，2006等）[11]。這里將變量分為三類：第一類是被訪者個(gè)體特征，包括年齡、教育年限、是否擁有城市戶口；第二類是被訪者婚姻方面信息，包括婚姻狀態(tài)、子女?dāng)?shù)目和配偶是否正處于非農(nóng)就業(yè)狀態(tài)。第三類是加入父母的平均年齡選項(xiàng)，以側(cè)面反映被訪者照料負(fù)擔(dān)。另外，考慮到家庭結(jié)構(gòu)變量可能存在的內(nèi)生性，我們也使用是否排行最小作為工具變量。變量的統(tǒng)計(jì)描述如表1所示（括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)差）。

五、實(shí)證分析

（一）多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)女性和男性青年勞動(dòng)參與的影響

表2分別用Probit模型和IV-Probit模型首先報(bào)告了家庭結(jié)構(gòu)變量對(duì)女性青年從事工作概率的估計(jì)結(jié)果。右列中以排行是否最小為解釋變量，以既定內(nèi)生變量為被解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示對(duì)女性青年來(lái)說(shuō)，雖然排行最小有助于與父母住在一起，但是這種作用效果是不顯著的。出現(xiàn)這種情況原因的可能是受到“女大當(dāng)嫁”思想的影響。從IV-Probit回歸結(jié)果可以看出，Wald外生性測(cè)驗(yàn)并不顯著，說(shuō)明作為衡量家庭結(jié)構(gòu)的三個(gè)關(guān)鍵變量不能拒絕其外生性，意味著常規(guī)的Probit模型回歸可能更加適合。但為了對(duì)比，本文保留了IV-Probit回歸結(jié)果。

無(wú)論P(yáng)robit模型還是IV Probit模型均顯示，家庭結(jié)構(gòu)因素對(duì)女性青年勞動(dòng)參與決策具有顯著的影響。然而與本文的假說(shuō)1和沈可等（2012）分析35周歲以上女性勞動(dòng)參與率受家庭結(jié)構(gòu)的影響得出的結(jié)論相反，本文發(fā)現(xiàn)對(duì)處于青年這個(gè)特定年齡段的女性來(lái)說(shuō)，與母親同住或者與父親同住不僅不能提高他們的勞動(dòng)參與，反而對(duì)他們的就業(yè)產(chǎn)生阻礙作用：與父母親同住使女性青年的就業(yè)率顯著降低了50%以上。筆者認(rèn)為，出現(xiàn)這一狀況的原因恰恰是由于青年這一人生階段的特殊性造成的。處于18到30歲年齡段的青年，雖然已經(jīng)完成學(xué)業(yè)，不再全日制上學(xué)，但如果一味身處父母關(guān)懷這樣的大家庭下，就沒(méi)有出外參與勞動(dòng)的動(dòng)力和緊迫感。而且這一年齡段由于面臨著結(jié)婚生子的人生大事，他們與父母的聯(lián)系本身就會(huì)非常密切。再者，“啃老族”現(xiàn)象是一個(gè)不可被忽視的原因。據(jù)有關(guān)調(diào)查，在我國(guó)有65%以上的家庭存在“啃老”現(xiàn)象。這一解釋同樣適用于下文將要分析的男性青年勞動(dòng)參與以及分戶籍人口的青年勞動(dòng)參與。

觀察其他控制變量的系數(shù)我們可以得出如下結(jié)論：第一，年齡越長(zhǎng)的青年女性其就業(yè)率就越高；第二，教育年限越長(zhǎng)的青年女性其就業(yè)率就越高；第三，已婚和子女?dāng)?shù)目增加都顯著降低了青年女性勞動(dòng)參與率，這反映了家庭生產(chǎn)內(nèi)部分工。該結(jié)論與張川川（2011）利用CHNS樣本得出的結(jié)論相一致[12]。第四，青年女性是否參與就業(yè)與丈夫是否參與就業(yè)存在正的關(guān)聯(lián)性，這體現(xiàn)了某種價(jià)值認(rèn)同。

下面利用男性樣本進(jìn)行類似分析，結(jié)果如表3所示。右列中同樣以排行是否最小為工具變量進(jìn)行回歸，結(jié)果Wald檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)三個(gè)關(guān)鍵變量?jī)?nèi)生性并不顯著，因而應(yīng)該重點(diǎn)參考左邊Probit模型回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，同樣與假說(shuō)1和沈可等（2012）分析35周歲以上男性群體受家庭結(jié)構(gòu)影響其勞動(dòng)參與得出的結(jié)論相反，與父母同住對(duì)青年男性的勞動(dòng)參與顯著產(chǎn)生了阻礙作用，并且這種作用效果要遠(yuǎn)高于青年女性群體，與父母同住使得勞動(dòng)參與率概率降低70%，側(cè)面反映了參與勞動(dòng)的男性青年基本都是離開(kāi)父母而在外闖蕩的事實(shí)。表3中為節(jié)省篇幅只列出了對(duì)勞動(dòng)參與有顯著影響的三個(gè)變量，分別是教育年限、城市戶口和配偶是否正在就業(yè)。其中，有城市戶口的男性更會(huì)參與第二和第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)。

（二）多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村戶口和城市戶口青年勞動(dòng)參與的影響

我們討論了多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)女性和男性青年群體就業(yè)決策的影響，但是僅僅以性別進(jìn)行劃分不足以反映青年群體勞動(dòng)參與率特征分析的全貌。為此，我們以農(nóng)村戶口和城市戶口的差異再次將青年群體進(jìn)行一個(gè)劃分并進(jìn)行分析。這樣做有其合理性，因?yàn)橛捎诔青l(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的差異，城市和農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會(huì)保障方面存在差異，那么家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年的勞動(dòng)參與影響程度可能存在差異。

從表4的回歸結(jié)果可以明顯看出，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村青年和城市青年就業(yè)參與的影響存在較大差異。雖然與母親等父輩同住都降低了他們的就業(yè)概率，但農(nóng)村青年更易受到家庭結(jié)構(gòu)的影響，這一發(fā)現(xiàn)只是部分驗(yàn)證了假說(shuō)2。對(duì)整個(gè)青年群體來(lái)說(shuō)，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)只會(huì)降低他們非農(nóng)就業(yè)概率。仔細(xì)思考不難發(fā)現(xiàn)，如今農(nóng)村青年具有相對(duì)老一輩農(nóng)民更高的文化程度，參與非農(nóng)工作就是可以預(yù)料的趨勢(shì)。換句話似乎可以說(shuō)，在農(nóng)村很多所謂多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)只是形式上而不是實(shí)質(zhì)的存在。真正的多代同堂家庭結(jié)構(gòu)只會(huì)把農(nóng)村青年束縛在土地上。在當(dāng)前總體農(nóng)業(yè)科技化程度還不高的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然需要相當(dāng)?shù)膭趧?dòng)投入，這對(duì)非多代同堂家庭而言有機(jī)會(huì)參與非農(nóng)勞動(dòng)似乎是更好的選擇。

觀察農(nóng)村和城市樣本中其他因素對(duì)勞動(dòng)參與的影響可以發(fā)現(xiàn)一個(gè)有意思的現(xiàn)象：農(nóng)村青年的就業(yè)非常顯著的受到是否結(jié)婚的影響，結(jié)婚降低了他們的就業(yè)概率，城市青年則不然；而城市青年就業(yè)顯著地受到年齡的影響，年齡增加就業(yè)概率增加，而年齡對(duì)農(nóng)村青年的就業(yè)概率影響不顯著。原因不難理解，由于絕大部分農(nóng)村戶口青年沒(méi)有能力在城市安家，同時(shí)結(jié)婚后往往意味著生子，使得他們不得不至少暫時(shí)放棄非農(nóng)工作。成年的農(nóng)村青年沒(méi)有上學(xué)往往不會(huì)賦閑在家，同時(shí)他們從事的低技能的工作崗位對(duì)資歷沒(méi)有太多要求。

六、結(jié)論與政策含義

本文基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的數(shù)據(jù)，提出兩個(gè)理論假說(shuō)，針對(duì)兩個(gè)理論假說(shuō)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：第一，對(duì)青年這個(gè)特定年齡段群體而言，無(wú)論女性還是男性，多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)不僅不能提高他們的就業(yè)概率，反而對(duì)就業(yè)概率的提高產(chǎn)生抑制作用；第二，男性青年的就業(yè)參與受家庭結(jié)構(gòu)的影響程度甚至高于對(duì)女性就業(yè)參與的影響程度；第三，農(nóng)村青年相對(duì)城市青年其就業(yè)參與較大受到家庭結(jié)構(gòu)的影響。

值得指出的是，本文的發(fā)現(xiàn)不同于沈可等（2012）的研究結(jié)果。他們認(rèn)為家庭結(jié)構(gòu)明顯改善了35歲以上女性的勞動(dòng)參與率和工作時(shí)間。而本文則發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體勞動(dòng)參與的影響是負(fù)的，這種相反的研究結(jié)論值得深入思考。我國(guó)的多代同堂的家庭比例呈明顯下降的趨勢(shì)，結(jié)合本文的實(shí)證結(jié)果可推知，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)的淡化成為提高青年群體勞動(dòng)參與的一種有利因素，換句話說(shuō)，對(duì)父母的依賴阻礙了青年群體的勞動(dòng)參與。

青年群體的就業(yè)難問(wèn)題一直是我國(guó)需要解決的一個(gè)難點(diǎn)問(wèn)題，而多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)通過(guò)代際傳遞效應(yīng)對(duì)家庭中青年群體的勞動(dòng)參與產(chǎn)生了抑制作用。就業(yè)難和購(gòu)房貴等現(xiàn)狀又會(huì)增加青年群體對(duì)父母的依賴?；诒疚难芯?，我們認(rèn)為政府可以通過(guò)兩方面的政策提高青年群體的勞動(dòng)參與程度：第一，針對(duì)青年群體的“生存性”購(gòu)房需求提供購(gòu)房?jī)?yōu)惠等措施，或者多為青年群體提供公共租賃住房，減少我國(guó)多代同堂的家庭比例。第二，進(jìn)一步完善農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和宅基地流轉(zhuǎn)政策，打破傳統(tǒng)的農(nóng)村“血緣聚居”模式，可以進(jìn)一步解放農(nóng)村青年的勞動(dòng)供給。

參考文獻(xiàn)：

[1]程名望，潘烜.個(gè)人特征、家庭特征對(duì)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)影響的實(shí)證[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2012，（2）：94-99.

[2]王躍生.當(dāng)代中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)分析[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2006，（1）：96-108.

[3]杜鳳蓮.家庭結(jié)構(gòu)、兒童看護(hù)與女性勞動(dòng)參與：來(lái)自中國(guó)非農(nóng)村的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2008，（2）：1-12.

[4]石智雷，楊云彥.家庭依附、人力資本與女性青年的勞動(dòng)參與——來(lái)自湖北省的數(shù)據(jù)[J].青年研究，2009，（5）：16-25.

[5]沈可，章元，等.中國(guó)女性勞動(dòng)參與率下降的新解釋：家庭結(jié)構(gòu)變遷的視角[J].人口研究，2012，（5）：15-27.

[6]Wang Donggen. A model of hoursehold time allocation taking into consideration of hiring domestic helpers.Transportation Research Prat B：Methodological[J].2009，43（2）：204-216.

[7]Butler J， Horowitz A. Labour supply and wages among nuclear and extended households： The Surinamese experiment[J].The Journal of Development Studies，2000，36（5）：1-25.

[8]劉曉昀，等.中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的性別差異[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2003，（3）：711-720.

[9]洪秋妹，常向陽(yáng).家庭養(yǎng)老、父母健康與成年子女勞動(dòng)供給的經(jīng)濟(jì)分析[J].南方人口，2010，（3）：57-64.

[10]丁守海，蔣家亮.家庭勞動(dòng)供給的影響因素研究：文獻(xiàn)綜述視角[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2012，（12）：42-51.

[11]Oishi A S， Takashi O. Coresidence with Parents and a Wife's Decision to Work in Japan[J]. The Japanese Journal of Social Security Policy，2006，（5）：35-48.

[12]張川川.子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給和工資的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2011，（5）：29-35.

責(zé)任編輯、校對(duì)：高鐘庭

下面利用男性樣本進(jìn)行類似分析，結(jié)果如表3所示。右列中同樣以排行是否最小為工具變量進(jìn)行回歸，結(jié)果Wald檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)三個(gè)關(guān)鍵變量?jī)?nèi)生性并不顯著，因而應(yīng)該重點(diǎn)參考左邊Probit模型回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，同樣與假說(shuō)1和沈可等（2012）分析35周歲以上男性群體受家庭結(jié)構(gòu)影響其勞動(dòng)參與得出的結(jié)論相反，與父母同住對(duì)青年男性的勞動(dòng)參與顯著產(chǎn)生了阻礙作用，并且這種作用效果要遠(yuǎn)高于青年女性群體，與父母同住使得勞動(dòng)參與率概率降低70%，側(cè)面反映了參與勞動(dòng)的男性青年基本都是離開(kāi)父母而在外闖蕩的事實(shí)。表3中為節(jié)省篇幅只列出了對(duì)勞動(dòng)參與有顯著影響的三個(gè)變量，分別是教育年限、城市戶口和配偶是否正在就業(yè)。其中，有城市戶口的男性更會(huì)參與第二和第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)。

（二）多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村戶口和城市戶口青年勞動(dòng)參與的影響

我們討論了多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)女性和男性青年群體就業(yè)決策的影響，但是僅僅以性別進(jìn)行劃分不足以反映青年群體勞動(dòng)參與率特征分析的全貌。為此，我們以農(nóng)村戶口和城市戶口的差異再次將青年群體進(jìn)行一個(gè)劃分并進(jìn)行分析。這樣做有其合理性，因?yàn)橛捎诔青l(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的差異，城市和農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會(huì)保障方面存在差異，那么家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年的勞動(dòng)參與影響程度可能存在差異。

從表4的回歸結(jié)果可以明顯看出，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村青年和城市青年就業(yè)參與的影響存在較大差異。雖然與母親等父輩同住都降低了他們的就業(yè)概率，但農(nóng)村青年更易受到家庭結(jié)構(gòu)的影響，這一發(fā)現(xiàn)只是部分驗(yàn)證了假說(shuō)2。對(duì)整個(gè)青年群體來(lái)說(shuō)，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)只會(huì)降低他們非農(nóng)就業(yè)概率。仔細(xì)思考不難發(fā)現(xiàn)，如今農(nóng)村青年具有相對(duì)老一輩農(nóng)民更高的文化程度，參與非農(nóng)工作就是可以預(yù)料的趨勢(shì)。換句話似乎可以說(shuō)，在農(nóng)村很多所謂多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)只是形式上而不是實(shí)質(zhì)的存在。真正的多代同堂家庭結(jié)構(gòu)只會(huì)把農(nóng)村青年束縛在土地上。在當(dāng)前總體農(nóng)業(yè)科技化程度還不高的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然需要相當(dāng)?shù)膭趧?dòng)投入，這對(duì)非多代同堂家庭而言有機(jī)會(huì)參與非農(nóng)勞動(dòng)似乎是更好的選擇。

觀察農(nóng)村和城市樣本中其他因素對(duì)勞動(dòng)參與的影響可以發(fā)現(xiàn)一個(gè)有意思的現(xiàn)象：農(nóng)村青年的就業(yè)非常顯著的受到是否結(jié)婚的影響，結(jié)婚降低了他們的就業(yè)概率，城市青年則不然；而城市青年就業(yè)顯著地受到年齡的影響，年齡增加就業(yè)概率增加，而年齡對(duì)農(nóng)村青年的就業(yè)概率影響不顯著。原因不難理解，由于絕大部分農(nóng)村戶口青年沒(méi)有能力在城市安家，同時(shí)結(jié)婚后往往意味著生子，使得他們不得不至少暫時(shí)放棄非農(nóng)工作。成年的農(nóng)村青年沒(méi)有上學(xué)往往不會(huì)賦閑在家，同時(shí)他們從事的低技能的工作崗位對(duì)資歷沒(méi)有太多要求。

六、結(jié)論與政策含義

本文基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的數(shù)據(jù)，提出兩個(gè)理論假說(shuō)，針對(duì)兩個(gè)理論假說(shuō)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：第一，對(duì)青年這個(gè)特定年齡段群體而言，無(wú)論女性還是男性，多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)不僅不能提高他們的就業(yè)概率，反而對(duì)就業(yè)概率的提高產(chǎn)生抑制作用；第二，男性青年的就業(yè)參與受家庭結(jié)構(gòu)的影響程度甚至高于對(duì)女性就業(yè)參與的影響程度；第三，農(nóng)村青年相對(duì)城市青年其就業(yè)參與較大受到家庭結(jié)構(gòu)的影響。

值得指出的是，本文的發(fā)現(xiàn)不同于沈可等（2012）的研究結(jié)果。他們認(rèn)為家庭結(jié)構(gòu)明顯改善了35歲以上女性的勞動(dòng)參與率和工作時(shí)間。而本文則發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體勞動(dòng)參與的影響是負(fù)的，這種相反的研究結(jié)論值得深入思考。我國(guó)的多代同堂的家庭比例呈明顯下降的趨勢(shì)，結(jié)合本文的實(shí)證結(jié)果可推知，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)的淡化成為提高青年群體勞動(dòng)參與的一種有利因素，換句話說(shuō)，對(duì)父母的依賴阻礙了青年群體的勞動(dòng)參與。

青年群體的就業(yè)難問(wèn)題一直是我國(guó)需要解決的一個(gè)難點(diǎn)問(wèn)題，而多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)通過(guò)代際傳遞效應(yīng)對(duì)家庭中青年群體的勞動(dòng)參與產(chǎn)生了抑制作用。就業(yè)難和購(gòu)房貴等現(xiàn)狀又會(huì)增加青年群體對(duì)父母的依賴?；诒疚难芯?，我們認(rèn)為政府可以通過(guò)兩方面的政策提高青年群體的勞動(dòng)參與程度：第一，針對(duì)青年群體的“生存性”購(gòu)房需求提供購(gòu)房?jī)?yōu)惠等措施，或者多為青年群體提供公共租賃住房，減少我國(guó)多代同堂的家庭比例。第二，進(jìn)一步完善農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和宅基地流轉(zhuǎn)政策，打破傳統(tǒng)的農(nóng)村“血緣聚居”模式，可以進(jìn)一步解放農(nóng)村青年的勞動(dòng)供給。

參考文獻(xiàn)：

[1]程名望，潘烜.個(gè)人特征、家庭特征對(duì)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)影響的實(shí)證[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2012，（2）：94-99.

[2]王躍生.當(dāng)代中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)分析[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2006，（1）：96-108.

[3]杜鳳蓮.家庭結(jié)構(gòu)、兒童看護(hù)與女性勞動(dòng)參與：來(lái)自中國(guó)非農(nóng)村的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2008，（2）：1-12.

[4]石智雷，楊云彥.家庭依附、人力資本與女性青年的勞動(dòng)參與——來(lái)自湖北省的數(shù)據(jù)[J].青年研究，2009，（5）：16-25.

[5]沈可，章元，等.中國(guó)女性勞動(dòng)參與率下降的新解釋：家庭結(jié)構(gòu)變遷的視角[J].人口研究，2012，（5）：15-27.

[6]Wang Donggen. A model of hoursehold time allocation taking into consideration of hiring domestic helpers.Transportation Research Prat B：Methodological[J].2009，43（2）：204-216.

[7]Butler J， Horowitz A. Labour supply and wages among nuclear and extended households： The Surinamese experiment[J].The Journal of Development Studies，2000，36（5）：1-25.

[8]劉曉昀，等.中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的性別差異[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2003，（3）：711-720.

[9]洪秋妹，常向陽(yáng).家庭養(yǎng)老、父母健康與成年子女勞動(dòng)供給的經(jīng)濟(jì)分析[J].南方人口，2010，（3）：57-64.

[10]丁守海，蔣家亮.家庭勞動(dòng)供給的影響因素研究：文獻(xiàn)綜述視角[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2012，（12）：42-51.

[11]Oishi A S， Takashi O. Coresidence with Parents and a Wife's Decision to Work in Japan[J]. The Japanese Journal of Social Security Policy，2006，（5）：35-48.

[12]張川川.子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給和工資的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2011，（5）：29-35.

責(zé)任編輯、校對(duì)：高鐘庭

下面利用男性樣本進(jìn)行類似分析，結(jié)果如表3所示。右列中同樣以排行是否最小為工具變量進(jìn)行回歸，結(jié)果Wald檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)三個(gè)關(guān)鍵變量?jī)?nèi)生性并不顯著，因而應(yīng)該重點(diǎn)參考左邊Probit模型回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，同樣與假說(shuō)1和沈可等（2012）分析35周歲以上男性群體受家庭結(jié)構(gòu)影響其勞動(dòng)參與得出的結(jié)論相反，與父母同住對(duì)青年男性的勞動(dòng)參與顯著產(chǎn)生了阻礙作用，并且這種作用效果要遠(yuǎn)高于青年女性群體，與父母同住使得勞動(dòng)參與率概率降低70%，側(cè)面反映了參與勞動(dòng)的男性青年基本都是離開(kāi)父母而在外闖蕩的事實(shí)。表3中為節(jié)省篇幅只列出了對(duì)勞動(dòng)參與有顯著影響的三個(gè)變量，分別是教育年限、城市戶口和配偶是否正在就業(yè)。其中，有城市戶口的男性更會(huì)參與第二和第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)。

（二）多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村戶口和城市戶口青年勞動(dòng)參與的影響

我們討論了多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)女性和男性青年群體就業(yè)決策的影響，但是僅僅以性別進(jìn)行劃分不足以反映青年群體勞動(dòng)參與率特征分析的全貌。為此，我們以農(nóng)村戶口和城市戶口的差異再次將青年群體進(jìn)行一個(gè)劃分并進(jìn)行分析。這樣做有其合理性，因?yàn)橛捎诔青l(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的差異，城市和農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會(huì)保障方面存在差異，那么家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年的勞動(dòng)參與影響程度可能存在差異。

從表4的回歸結(jié)果可以明顯看出，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村青年和城市青年就業(yè)參與的影響存在較大差異。雖然與母親等父輩同住都降低了他們的就業(yè)概率，但農(nóng)村青年更易受到家庭結(jié)構(gòu)的影響，這一發(fā)現(xiàn)只是部分驗(yàn)證了假說(shuō)2。對(duì)整個(gè)青年群體來(lái)說(shuō)，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)只會(huì)降低他們非農(nóng)就業(yè)概率。仔細(xì)思考不難發(fā)現(xiàn)，如今農(nóng)村青年具有相對(duì)老一輩農(nóng)民更高的文化程度，參與非農(nóng)工作就是可以預(yù)料的趨勢(shì)。換句話似乎可以說(shuō)，在農(nóng)村很多所謂多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)只是形式上而不是實(shí)質(zhì)的存在。真正的多代同堂家庭結(jié)構(gòu)只會(huì)把農(nóng)村青年束縛在土地上。在當(dāng)前總體農(nóng)業(yè)科技化程度還不高的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然需要相當(dāng)?shù)膭趧?dòng)投入，這對(duì)非多代同堂家庭而言有機(jī)會(huì)參與非農(nóng)勞動(dòng)似乎是更好的選擇。

觀察農(nóng)村和城市樣本中其他因素對(duì)勞動(dòng)參與的影響可以發(fā)現(xiàn)一個(gè)有意思的現(xiàn)象：農(nóng)村青年的就業(yè)非常顯著的受到是否結(jié)婚的影響，結(jié)婚降低了他們的就業(yè)概率，城市青年則不然；而城市青年就業(yè)顯著地受到年齡的影響，年齡增加就業(yè)概率增加，而年齡對(duì)農(nóng)村青年的就業(yè)概率影響不顯著。原因不難理解，由于絕大部分農(nóng)村戶口青年沒(méi)有能力在城市安家，同時(shí)結(jié)婚后往往意味著生子，使得他們不得不至少暫時(shí)放棄非農(nóng)工作。成年的農(nóng)村青年沒(méi)有上學(xué)往往不會(huì)賦閑在家，同時(shí)他們從事的低技能的工作崗位對(duì)資歷沒(méi)有太多要求。

六、結(jié)論與政策含義

本文基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的數(shù)據(jù)，提出兩個(gè)理論假說(shuō)，針對(duì)兩個(gè)理論假說(shuō)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)：第一，對(duì)青年這個(gè)特定年齡段群體而言，無(wú)論女性還是男性，多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)不僅不能提高他們的就業(yè)概率，反而對(duì)就業(yè)概率的提高產(chǎn)生抑制作用；第二，男性青年的就業(yè)參與受家庭結(jié)構(gòu)的影響程度甚至高于對(duì)女性就業(yè)參與的影響程度；第三，農(nóng)村青年相對(duì)城市青年其就業(yè)參與較大受到家庭結(jié)構(gòu)的影響。

值得指出的是，本文的發(fā)現(xiàn)不同于沈可等（2012）的研究結(jié)果。他們認(rèn)為家庭結(jié)構(gòu)明顯改善了35歲以上女性的勞動(dòng)參與率和工作時(shí)間。而本文則發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)對(duì)青年群體勞動(dòng)參與的影響是負(fù)的，這種相反的研究結(jié)論值得深入思考。我國(guó)的多代同堂的家庭比例呈明顯下降的趨勢(shì)，結(jié)合本文的實(shí)證結(jié)果可推知，多代同堂家庭結(jié)構(gòu)的淡化成為提高青年群體勞動(dòng)參與的一種有利因素，換句話說(shuō)，對(duì)父母的依賴阻礙了青年群體的勞動(dòng)參與。

青年群體的就業(yè)難問(wèn)題一直是我國(guó)需要解決的一個(gè)難點(diǎn)問(wèn)題，而多代同堂的家庭結(jié)構(gòu)通過(guò)代際傳遞效應(yīng)對(duì)家庭中青年群體的勞動(dòng)參與產(chǎn)生了抑制作用。就業(yè)難和購(gòu)房貴等現(xiàn)狀又會(huì)增加青年群體對(duì)父母的依賴?；诒疚难芯?，我們認(rèn)為政府可以通過(guò)兩方面的政策提高青年群體的勞動(dòng)參與程度：第一，針對(duì)青年群體的“生存性”購(gòu)房需求提供購(gòu)房?jī)?yōu)惠等措施，或者多為青年群體提供公共租賃住房，減少我國(guó)多代同堂的家庭比例。第二，進(jìn)一步完善農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)和宅基地流轉(zhuǎn)政策，打破傳統(tǒng)的農(nóng)村“血緣聚居”模式，可以進(jìn)一步解放農(nóng)村青年的勞動(dòng)供給。

參考文獻(xiàn)：

[1]程名望，潘烜.個(gè)人特征、家庭特征對(duì)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)影響的實(shí)證[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2012，（2）：94-99.

[2]王躍生.當(dāng)代中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)變動(dòng)分析[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2006，（1）：96-108.

[3]杜鳳蓮.家庭結(jié)構(gòu)、兒童看護(hù)與女性勞動(dòng)參與：來(lái)自中國(guó)非農(nóng)村的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2008，（2）：1-12.

[4]石智雷，楊云彥.家庭依附、人力資本與女性青年的勞動(dòng)參與——來(lái)自湖北省的數(shù)據(jù)[J].青年研究，2009，（5）：16-25.

[5]沈可，章元，等.中國(guó)女性勞動(dòng)參與率下降的新解釋：家庭結(jié)構(gòu)變遷的視角[J].人口研究，2012，（5）：15-27.

[6]Wang Donggen. A model of hoursehold time allocation taking into consideration of hiring domestic helpers.Transportation Research Prat B：Methodological[J].2009，43（2）：204-216.

[7]Butler J， Horowitz A. Labour supply and wages among nuclear and extended households： The Surinamese experiment[J].The Journal of Development Studies，2000，36（5）：1-25.

[8]劉曉昀，等.中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的性別差異[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2003，（3）：711-720.

[9]洪秋妹，常向陽(yáng).家庭養(yǎng)老、父母健康與成年子女勞動(dòng)供給的經(jīng)濟(jì)分析[J].南方人口，2010，（3）：57-64.

[10]丁守海，蔣家亮.家庭勞動(dòng)供給的影響因素研究：文獻(xiàn)綜述視角[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2012，（12）：42-51.

[11]Oishi A S， Takashi O. Coresidence with Parents and a Wife's Decision to Work in Japan[J]. The Japanese Journal of Social Security Policy，2006，（5）：35-48.

[12]張川川.子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給和工資的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2011，（5）：29-35.

責(zé)任編輯、校對(duì)：高鐘庭