文 程 璆鄭逸芳吳麗瓊（...福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院，福建福州 5000）

已婚青年女性勞動(dòng)供給及家務(wù)分配差異研究
——基于Heckman兩階段模型的實(shí)證分析

文 程 璆1鄭逸芳2吳麗瓊3（1.2.3.福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院，福建福州 350002）

基于2012年中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Heckman兩分法研究了已婚青年女性的勞動(dòng)供給狀況和夫妻家務(wù)分配的差異。實(shí)證結(jié)果表明，已婚青年女性會(huì)受到家庭勞務(wù)在時(shí)間分配上的制約，其勞動(dòng)參與行為會(huì)受到子女?dāng)?shù)量的影響，且在不同性別和年齡階段上存有差異。另外，個(gè)人養(yǎng)老責(zé)任感越強(qiáng)，勞動(dòng)時(shí)間投入越多，而對孩子的教養(yǎng)觀念越重或成長顧慮越多，勞動(dòng)時(shí)間越短。家務(wù)時(shí)間投入上，老人數(shù)量會(huì)削弱女性家務(wù)時(shí)間，但丈夫的工作狀況越好，女性家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間投入越多。

已婚青年女性 勞動(dòng)供給 家務(wù)分配 Heckman兩分法

一、問題的提出

改革開放以來，隨著市場化和現(xiàn)代化的快速發(fā)展，夫妻間約定俗成的“男主內(nèi)、女主外”分工格局被打破，越來越多的家庭已從男性經(jīng)濟(jì)“頂梁柱”的勞動(dòng)分工模式轉(zhuǎn)向?yàn)榉蚱薰餐瑓⑴c公共勞動(dòng)、共同支撐家庭經(jīng)濟(jì)的合作模式，女性走出家庭并廣泛地參與到社會(huì)勞動(dòng)中，且在社會(huì)眾多領(lǐng)域中取得了令人矚目的成就。據(jù)中國統(tǒng)計(jì)局公布的年鑒表明，2014年女性在社會(huì)組織總職工數(shù)中的比例相比2006年提高了4.28%；而2010年中國人口普查的數(shù)據(jù)也顯示女性在專業(yè)技術(shù)人員中的比例達(dá)到51.1%，這均表明女性在社會(huì)各行各業(yè)與男性同行的差距日益縮小。然而，女性仍舊是家務(wù)勞動(dòng)的主要承擔(dān)者：2000年第二期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)顯示男女每日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的差距僅比1990年縮短了6分鐘，88%以上的家務(wù)勞動(dòng)仍主要由妻子負(fù)擔(dān)，［1］女性平均每天用于家務(wù)勞動(dòng)的時(shí)間達(dá)4.01小時(shí)，比男性多2.7小時(shí)；可見，女性在教育、經(jīng)濟(jì)地位的提高并沒有對既定的家務(wù)分工帶來顯著的變化，女性依舊承擔(dān)著大部分家務(wù)勞動(dòng)。特別是如今的已婚青年女性，由于時(shí)代發(fā)展形勢不盡相同，其人力資本和就業(yè)現(xiàn)狀明顯好于中老年女性，［2］但由于傳統(tǒng)觀念和角色期待的壓力，她們所面臨的工作與家庭的沖突比男性更加嚴(yán)重。雖然解放青年群體的勞動(dòng)力對緩解勞動(dòng)力供給壓力有著積極影響，但由于家務(wù)活動(dòng)的剛性分配特征未能得到有效轉(zhuǎn)變，已婚女性勞動(dòng)狀況在未得到改善的同時(shí)，依然承擔(dān)著大量的家務(wù)活動(dòng)。因此，綜合分析已婚青年女性的勞動(dòng)供給與家務(wù)分配狀況，對于改變其頻繁往返于家庭與工作邊界的沖突現(xiàn)象具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和社會(huì)價(jià)值。

回顧文獻(xiàn)可知，勞動(dòng)參與是理性行為人在消費(fèi)和閑暇間進(jìn)行選擇以最大化自身效用的結(jié)果，因而家庭內(nèi)勞動(dòng)力更多地選擇外出就業(yè)，可以保證家庭生產(chǎn)活動(dòng)的福利最大化；但將其運(yùn)用到女性勞動(dòng)供給行為分析中則顯得解釋不足，［3］如已婚青年女性除參與市場勞動(dòng)以外，還需要將時(shí)間配置于家務(wù)勞動(dòng)：一方面，女性的勞動(dòng)產(chǎn)出可供家庭中其他成員消費(fèi)，減少生活成本；另一方面，由于受家庭內(nèi)在需求的影響，她們在參與社會(huì)勞動(dòng)和家務(wù)勞動(dòng)上會(huì)面臨時(shí)間分配上的沖突。

關(guān)于家務(wù)主要由女性承擔(dān)的這一現(xiàn)象，理論界存在不同的解釋，如時(shí)間可用性理論，［4］類似于傳統(tǒng)的家庭分工論，家務(wù)活動(dòng)是基于家庭成員時(shí)間的可用性來合理分配，以便于獲得對于家庭整體及單個(gè)個(gè)體最佳的效用函數(shù)；［5］其次，性別意識(shí)理論，即家務(wù)分配實(shí)質(zhì)上是一種性別符號的表現(xiàn)，其結(jié)果根源于外在的角色期待和性別期望，［6］如傳統(tǒng)的性別和家庭觀念都強(qiáng)調(diào)男性應(yīng)該是家庭的經(jīng)濟(jì)支柱，而女性則應(yīng)更多分管家庭內(nèi)部事務(wù)；再次，相對資源理論，夫妻雙方基于各自所占資源來議價(jià)，這是彼此相對權(quán)力關(guān)系的體現(xiàn)，妻子由于對其丈夫的經(jīng)濟(jì)依賴更強(qiáng)，因此承擔(dān)更多的家務(wù)勞動(dòng)也就順理成章了。雖然上述理論各有側(cè)重，但是都一致認(rèn)為已婚女性在外出工作與家務(wù)勞動(dòng)在行為決策和時(shí)間選擇上是此消彼長的關(guān)系。此外，也有觀點(diǎn)認(rèn)為，妻子的絕對收入或相對收入能縮短其家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，［7］以購買勞動(dòng)服務(wù)的方式來作為家務(wù)勞動(dòng)的替代品；而在家庭照料上的時(shí)間投入也會(huì)有收入效應(yīng)和替代效應(yīng)的不同回饋，家庭女性會(huì)出于家庭照料時(shí)間和贍養(yǎng)費(fèi)用的考慮，在社會(huì)勞動(dòng)參與的積極性上會(huì)有所不同。［8］現(xiàn)實(shí)情況也進(jìn)一步證實(shí)了以上的理論解釋。一方面，已婚青年女性得以從繁重的家庭生產(chǎn)中解放，部分歸因于現(xiàn)代家庭生活水平的提高以及家庭省力技術(shù)與服務(wù)業(yè)的發(fā)展，起初理性的“生產(chǎn)互補(bǔ)模式”被削弱，［9］女權(quán)意識(shí)和公平觀念的增強(qiáng)也激勵(lì)了家庭已婚女性的參與到社會(huì)勞動(dòng)中；另一方面，少子化、老齡化所滋生的家庭養(yǎng)老壓力反映了家庭結(jié)構(gòu)的變遷所導(dǎo)致的愈來愈重的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，居住結(jié)構(gòu)核心化的趨勢加重了獨(dú)生子女的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。因此，雖然資源稟賦的變化打破了夫妻間既定不變的分工格局，已婚女性能走出家庭并進(jìn)入勞動(dòng)力市場，但家庭分工的轉(zhuǎn)變、家庭勞務(wù)的強(qiáng)化同時(shí)也加重了女性家庭照料的負(fù)擔(dān)，影響了已婚青年女性的就業(yè)選擇和外出決定，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)差異對家務(wù)時(shí)間配置的影響尤其如此。［10］

綜合來看，已有研究集中關(guān)注影響女性勞動(dòng)供給的制度性因素（如再分配經(jīng)濟(jì)制度向市場經(jīng)濟(jì)制度的轉(zhuǎn)型）或結(jié)構(gòu)性因素（如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或社會(huì)失業(yè)率），［11］對于微觀層面特別是家庭中夫妻雙方關(guān)于家務(wù)分配和老幼照料的關(guān)注明顯不足，對已婚青年女性這一群體也缺乏深入解讀。本文試圖回答這些疑問，并擬通過對2012年中國社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)和變量的刪選，探討已婚青年女性勞動(dòng)供給及夫妻家務(wù)分配的差異，并予以實(shí)證檢驗(yàn)。

二、計(jì)量模型與基本假設(shè)

（一）對勞動(dòng)參與狀況和家務(wù)承擔(dān)狀況的獨(dú)立（Probit）估計(jì)

Heckman認(rèn)為勞動(dòng)供給可以分為勞動(dòng)參與行為（廣度）和工作時(shí)間選擇行為（深度），［12］在測度已婚青年女性勞動(dòng)供給時(shí)會(huì)分別測量其勞動(dòng)參與率和時(shí)間選擇兩個(gè)方面。同理，家務(wù)分配也反映在夫妻雙方分配的相對狀況和女性自己家務(wù)投入的時(shí)間長度上。

本文首先對于已婚青年女性參與社會(huì)勞動(dòng)和家務(wù)承擔(dān)相對狀況分別進(jìn)行獨(dú)立的Probit估計(jì)，分析主要解釋變量對于這兩個(gè)行為的影響。以下是兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的Probit模型，二分變量、分別衡量了已婚青年女性是否參與社會(huì)勞動(dòng)、是否家務(wù)分配比配偶更多；L*p、S*g、Lp、Sg是兩個(gè)相應(yīng)的隱性變量，分別代表了參與社會(huì)勞動(dòng)、家務(wù)分配的傾向；XL和XS是相應(yīng)的兩組解釋性變量；εL和εS是兩組分別的誤差項(xiàng)。

（二）對勞動(dòng)時(shí)間選擇和家務(wù)投入時(shí)間的獨(dú)立（Tobit）估計(jì)

CGSS2012年數(shù)據(jù)中可以獲得受訪者上一周為取得收入而付出的有效勞動(dòng)時(shí)間以及每周分配于家務(wù)的付出時(shí)間，因此，我們可以通過Tobit模型估計(jì)時(shí)間數(shù)量受到的影響。

Tobit模型設(shè)定如下的隱性變量，其中X是解釋變量集，誤差項(xiàng)U對X的條件分布近似與正態(tài)分布N（0，σ2）。

隱性變量Y*僅當(dāng)Y*＞0時(shí)有意義，實(shí)際的因變量為：Y=max（0，Y*）

具體來說，因變量Y在本研究中可以表示為周勞動(dòng)時(shí)間，如果有參與社會(huì)勞動(dòng)，則Y＞0；如果沒有Y*=0。家務(wù)分配的定義與此相似。

（三）聯(lián)立方程估計(jì)

由于參與社會(huì)勞動(dòng)和家務(wù)分配的決定是綜合進(jìn)行考慮的，前面分別的獨(dú)立估計(jì)可能有一些未觀測到的因素會(huì)影響到這兩個(gè)決定，即兩個(gè)活動(dòng)的誤差項(xiàng)可能是相關(guān)的。此處利用聯(lián)立方程的回歸將這些因素納入考量比單獨(dú)的估計(jì)更加有效率，但這種估計(jì)從計(jì)算上來講相對更加復(fù)雜，通過一些未觀察到的特征存在相關(guān)性。本文嘗試對兩種行為發(fā)生的可能性用兩階段最小二乘法模型重新進(jìn)行估計(jì)，以檢查前面獨(dú)立估計(jì)的結(jié)果是否穩(wěn)健，并分析相關(guān)系數(shù)以及方程間的相關(guān)性。

三、數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計(jì)

本文所使用的數(shù)據(jù)資料來源于2012年中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS2012）。CGSS2012數(shù)據(jù)比較符合本研究的要求，相比其他年份有更充足的女性目標(biāo)樣本，且包含了受訪者家庭特征和家務(wù)活動(dòng)的豐富信息。原數(shù)據(jù)共有有效樣本11765個(gè)，其中男性6019個(gè)，女性5476個(gè)。因本文主要關(guān)注已婚青年女性勞動(dòng)參與情況，且家庭層面的影響因素為重要觀測變量，所以主要觀察青年女性且為已婚未喪偶的樣本人群。為了保證研究的全面性和便于統(tǒng)計(jì)，本文選取18-44（根據(jù)世衛(wèi)組織確定新年齡分段：44歲以下為青年人）周歲人群作為研究對象，在刪除關(guān)鍵變量的缺失值后的有效樣本為658個(gè)。

文章的主要變量包括：被解釋變量方面為女性的勞動(dòng)供給，包括其當(dāng)前的工作參與狀況和勞動(dòng)時(shí)間選擇，即目前有無工作和上周工作小時(shí)數(shù)；家務(wù)分配狀況，亦采用兩種衡量方式：家庭勞務(wù)時(shí)間女性與丈夫誰承擔(dān)更多；上周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間小時(shí)數(shù)。解釋變量方面，家庭特征，包括家庭的經(jīng)濟(jì)水平、戶籍特征，丈夫工作狀況，老人數(shù)量及子女?dāng)?shù)量在年齡、性別上的差異（分別為6歲及以下子女?dāng)?shù)量、6-16歲子女?dāng)?shù)量、男孩數(shù)量和女孩數(shù)量）等相關(guān)的解釋性變量；受訪者個(gè)人特征，如受教育年數(shù)、健康狀況、年齡、個(gè)人養(yǎng)老態(tài)度及父母的教養(yǎng)觀念。在估計(jì)模型之前，本文檢驗(yàn)了變量間的多重共線性情況，各變量間VIF（方差膨脹因子）均遠(yuǎn)小于10，均值為1.81，即不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表1列出了關(guān)鍵變量的均值，第一列是總體樣本的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，第二、第三列分別按照工作參與狀況與家務(wù)分配狀況所呈現(xiàn)的均值?？傮w樣本中在城鄉(xiāng)分布上以城鎮(zhèn)居民為主，有63.53%為城鎮(zhèn)戶口，受教育程度總體較好，有41.49%的女性學(xué)歷為高中及以上，工作參與狀況方面，有工作的已婚青年女性占比70.21%，平均年齡為34.1歲。分樣本中，家務(wù)投入時(shí)間中有工作樣本明顯比無工作樣本高，且女性是家務(wù)活動(dòng)的主要承擔(dān)者，64.59%的女性比其配偶承擔(dān)著更多的家務(wù)，其勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)時(shí)間也略高于配偶承擔(dān)更多家務(wù)的樣本；兩種養(yǎng)老態(tài)度的比例基本持平，比較客觀地反映了現(xiàn)在家庭養(yǎng)老與社會(huì)養(yǎng)老并存的現(xiàn)實(shí)狀況；此外，對問卷中6個(gè)關(guān)于父母撫育孩子的觀點(diǎn)進(jìn)行主成分因子提取，以反映受訪者為人父母的教養(yǎng)觀念。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）已婚青年女性勞動(dòng)供給的影響因素分析

表2是家庭特征和個(gè)人特征各解釋變量對已婚青年女性工作參與狀況和工作時(shí)間選擇的回歸分析結(jié)果。其中，第一列是Probit估計(jì)得出的邊際影響，其被解釋變量為工作參與狀況；第二列是Tobit模型勞動(dòng)時(shí)間選擇的估計(jì)結(jié)果。

從表2來看，家庭特征對女性受訪者工作參與行為有顯著影響，但對勞動(dòng)時(shí)間選擇無顯著影響。家庭中經(jīng)濟(jì)獨(dú)立人數(shù)越多，女性越有可能因家庭經(jīng)濟(jì)壓力的減少而參與社會(huì)勞動(dòng)，機(jī)會(huì)成本理論很好地輔以解釋；另外，子女?dāng)?shù)量的影響在年齡和性別上存在差異，幼齡子女?dāng)?shù)量對其工作參與無顯著影響，但學(xué)齡子女?dāng)?shù)量越多，女性的勞動(dòng)參與率越高，學(xué)齡階段的孩子可能會(huì)分擔(dān)部分女性的家庭壓力或減少照料負(fù)擔(dān)，母親從而獲得參與社會(huì)勞動(dòng)的可能；此外，男孩數(shù)量和女孩數(shù)量雖均會(huì)負(fù)向影響女性的勞動(dòng)參與，但男孩相比女孩所反映的負(fù)向系數(shù)絕對值更大，說明男孩對其母親參與社會(huì)勞動(dòng)的阻礙更強(qiáng)。另外，城鎮(zhèn)女性相比農(nóng)村女性工作參與度更高，勞動(dòng)時(shí)間也更長。

表1 變量與描述性統(tǒng)計(jì)

個(gè)體特征方面，受訪者教育程度越高，工作參與可能性越高，但勞動(dòng)時(shí)間會(huì)相對更短，年齡越大的女性越不會(huì)參與工作。另外，個(gè)人的養(yǎng)老態(tài)度若傾向于由子女負(fù)責(zé)，其勞動(dòng)時(shí)間會(huì)更多；而教養(yǎng)觀念越重，其勞動(dòng)時(shí)間越短；原因在于父母需要子女在時(shí)間和心理上的照料，青年女性兼有照料老小的職責(zé)，對自身養(yǎng)老責(zé)任的認(rèn)知會(huì)激勵(lì)自己增加勞動(dòng)時(shí)間。此外，對孩子成長過程的顧慮和擔(dān)憂又會(huì)提醒自己需要讓渡一定的工作時(shí)間來關(guān)心和輔佐孩子。

表2下方提供了子女?dāng)?shù)量在年齡、性別上邊際影響的差異是否顯著的卡方檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果顯示均是顯著的。這些結(jié)果證明了在家庭中已婚青年女性在照料孩子和外出工作中面臨著抉擇困難。男孩數(shù)量和女孩數(shù)量對已婚青年女性工作的差異影響可以用社會(huì)生理學(xué)加以解釋，男孩相比女孩對于女性工作的牽絆和拖累更多，女孩比男孩心理成熟更早，能更早幫助母親分擔(dān)家庭壓力；學(xué)齡子女自我照顧能力的日漸增強(qiáng)也會(huì)減少母親照料負(fù)擔(dān)，進(jìn)而促進(jìn)母親獲得更多的閑暇時(shí)間以外出參與工作。

表2 對已婚青年女性勞動(dòng)供給的影響

（二）已婚青年女性家務(wù)分配的影響因素分析

表3數(shù)據(jù)反映的是家庭特征和個(gè)人特征各解釋變量對家務(wù)分配狀況的估計(jì)結(jié)果，兩列分別是對家務(wù)分配相對狀況和家務(wù)投入時(shí)間的分析結(jié)果。

從表3來看，老人數(shù)量會(huì)負(fù)向影響女性的家務(wù)分配和時(shí)間投入，雖然老人數(shù)量的增加意味著整個(gè)家庭的照料負(fù)擔(dān)總和增加，但丈夫的分擔(dān)和老人間的彼此照料卻能相對減少妻子的家務(wù)負(fù)荷量。丈夫工作狀況上呈正向顯著（p＜0.001），這表明丈夫的工作狀況越好，女性家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)越小，能承擔(dān)更多的家務(wù)。子女?dāng)?shù)量在性別與年齡上的差異對夫妻家務(wù)分配及時(shí)間的投入均無顯著影響，這意味著子女?dāng)?shù)量特征上的變化并不會(huì)影響夫妻間約定俗成的家務(wù)分配，即在家務(wù)總量一定的情況下，夫妻會(huì)維持固有的家務(wù)分配現(xiàn)狀。戶籍差異上，城鎮(zhèn)女性較農(nóng)村女性會(huì)減少3.398的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，原因在于農(nóng)村女性多留守在家，相比城鎮(zhèn)女性會(huì)投入更多時(shí)間于家務(wù)活動(dòng)。

個(gè)人特征方面，受教育程度越高，家務(wù)投入時(shí)間越少，每多一年教育經(jīng)歷，家務(wù)投入時(shí)間會(huì)減少0.317小時(shí)；而年齡越大，家務(wù)投入時(shí)間會(huì)越多，每年長一歲，會(huì)增加0.12小時(shí)家務(wù)勞動(dòng)。這與其他一些的研究結(jié)論是一致的，原因在于受教育程度越高或年齡越大，則越傾向于減少家務(wù)活動(dòng)的時(shí)間支出，以市場方式的家政服務(wù)替代繁重的家務(wù)勞動(dòng)。

表3 對已婚青年女性家務(wù)分配的影響

（三）對已婚青年女性勞動(dòng)供給和家務(wù)分配的兩階段最小二乘法估計(jì)

表4是兩階段最小二乘法得出的對勞動(dòng)供給和家務(wù)分配的估計(jì)結(jié)果。通過與前面兩個(gè)分別回歸的差異結(jié)果進(jìn)行比較，來觀察兩個(gè)模型不可觀測的相關(guān)因素，即在綜合考慮受訪者是否參與社會(huì)勞動(dòng)與家務(wù)勞動(dòng)分配的決定因素時(shí)，可能有部分因素不在觀測范圍之內(nèi)，聯(lián)立方程估計(jì)考慮了這個(gè)可能，使得所得結(jié)果更加有效和穩(wěn)健。這里利用二階段最小二乘法模型估計(jì)了工作參與狀況和家務(wù)分配狀況的回歸系數(shù)，但由于方法的復(fù)雜性僅反映了回歸系數(shù)并沒有計(jì)算邊際效果，且未做量上的Tobit估計(jì)。

將表4的回歸結(jié)果與表2、3進(jìn)行比較，我們可以看到，行為選擇比較最小二乘法估計(jì)的結(jié)果與前面得到的單獨(dú)的兩個(gè)Probit估計(jì)結(jié)果非常相似 （僅有健康狀況和學(xué)齡子女?dāng)?shù)量顯著性發(fā)生變化）；而時(shí)間投入選擇的估計(jì)結(jié)果與前面所得的兩個(gè)單獨(dú)的Tobit估計(jì)結(jié)果也基本一致（僅有丈夫工作狀況變?yōu)轱@著），這說明即使控制了這兩個(gè)被解釋變量之間存在不可觀測的相關(guān)性因素之后，所得到的結(jié)果與獨(dú)立估計(jì)的結(jié)果變化不大，說明所得研究結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

表4底部列出了誤差項(xiàng)的相關(guān)性，反映四個(gè)被解釋變量之間不可觀測因素所決定的相關(guān)關(guān)系。通過Pearson檢驗(yàn)可以從中看出勞動(dòng)參與狀況與家務(wù)分配狀況兩個(gè)方程是相互獨(dú)立的，不存在相關(guān)關(guān)系，排除了兩者相互干擾的可能；而家務(wù)投入時(shí)間與勞動(dòng)參與狀況和家務(wù)分配狀況在0.001程度上分別呈負(fù)向相關(guān)和正向相關(guān)，說明勞動(dòng)參與的行為選擇會(huì)擠壓家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間投入，而家務(wù)分配的行為結(jié)果則是家務(wù)時(shí)間投入的增長，這與前文的研究結(jié)論基本一致。

表4 兩階段最小二乘法估計(jì)（系數(shù)）

五、結(jié)論與討論

文章基于2012年中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Heckman兩分法研究了已婚青年女性的勞動(dòng)供給狀況和夫妻間家務(wù)分配的差異。實(shí)證結(jié)果表明，已婚青年女性的外出工作行為會(huì)受到家庭勞務(wù)分配在時(shí)間上的制約。具體來看，其勞動(dòng)參與行為會(huì)受到子女?dāng)?shù)量的影響，且存在性別和年齡的差異：男孩比女孩對母親外出工作的牽制阻礙更強(qiáng)，而學(xué)齡子女較幼齡子女更能促進(jìn)年輕母親的工作行為。此外，個(gè)人養(yǎng)老責(zé)任感越強(qiáng)，勞動(dòng)時(shí)間投入越多，而對孩子的教養(yǎng)觀念越重，或成長顧慮越多，其勞動(dòng)時(shí)間越短。家務(wù)分配方面，老人數(shù)量會(huì)負(fù)向影響女性的家務(wù)分配和時(shí)間投入；丈夫的工作狀況越好，女性家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間越多。

本文的研究結(jié)論具有重要的政策啟示。已婚青年女性同時(shí)面臨著外出工作和家務(wù)勞動(dòng)的雙重負(fù)擔(dān)，在轉(zhuǎn)型期間這種“工作-家庭”的跨界現(xiàn)象尤為突出。人口老齡化加重了家庭女性的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)，加之女性頻繁地往返于家庭與工作，在家庭和工作間面臨著越來越嚴(yán)重的矛盾與沖突。已婚女性外出參與社會(huì)勞動(dòng)不僅僅與個(gè)人特質(zhì)有關(guān)，更多的是一種家庭共同商議的決策結(jié)果。緩和已婚女性在家庭勞動(dòng)和社會(huì)勞動(dòng)之間的沖突局面，可從兩方面尋求解決辦法。一方面，來自家庭成員代內(nèi)和代際間的相互扶持能有效緩解家庭女性的負(fù)擔(dān)，如角色代償意識(shí)的培養(yǎng)和夫妻間家務(wù)勞動(dòng)的合理分配，再如老年人對幼齡子女的隔代看護(hù)或?qū)W齡子女的長幼幫扶，都能有效減少已婚女性的日常負(fù)擔(dān)和心理壓力。另一方面，來自政府和社會(huì)團(tuán)體的公共政策和服務(wù)措施能緩解女性勞動(dòng)供給狀況的消極態(tài)勢。其一，政府和社會(huì)組織需要構(gòu)建較為正規(guī)和完善的社會(huì)老年幼兒保健護(hù)理體系，不論在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，加大基礎(chǔ)的社會(huì)保障特別是兒童的撫養(yǎng)、教育、醫(yī)療等的公共財(cái)政支出和資源投入，并關(guān)注低收入家庭的老年照料訴求，讓每個(gè)家庭都“居有定所、子女有學(xué)上、老人能頤養(yǎng)天年”，從而解決女性參與社會(huì)勞動(dòng)的后顧之憂。其次，積極推動(dòng)家政服務(wù)業(yè)和心理咨詢業(yè)等社會(huì)事業(yè)的發(fā)展，促進(jìn)子女看護(hù)、老人照料和家務(wù)勞動(dòng)的市場化和規(guī)范化，增長已婚女性社會(huì)勞動(dòng)時(shí)間投入的同時(shí)，也能保障幼齡子女和老年人的日常照料；再次，引入彈性工作制，尤其是對處于孕哺期的已婚青年女性勞動(dòng)力，可實(shí)行更為靈活的彈性工作時(shí)間，如半日工作制等，以幫助她們更好地平衡工作與家庭。

文章也存在一定的局限性，許多變量未能使用精確的測量方法，僅僅是從問卷中選用的代理變量，而截面數(shù)據(jù)僅只能反映當(dāng)期情況，無法有效地反映其因果關(guān)系和未來趨勢。另外，本文以已婚青年女性為主體來分析其勞動(dòng)參與狀況與時(shí)間選擇，雖然著重考量家庭層面的影響，也有考慮到夫妻間家務(wù)分配的因素，但未能考慮丈夫一方的綜合因素和家務(wù)分配的決策機(jī)制。因此，本文未能探究家庭決策背后具體的邏輯過程，未來可以結(jié)合具體的案例對勞動(dòng)供給決策和家庭勞務(wù)分配的發(fā)生機(jī)制做詳細(xì)地考察與探討。

［1］狄金華，鄭丹丹.倫理淪喪抑或是倫理轉(zhuǎn)向——現(xiàn)代化視域下中國農(nóng)村家庭資源的代際分配研究［J］.社會(huì)，2016（01）.

［2］徐章輝.我國城鎮(zhèn)青年女性就業(yè)歧視狀況分析［J］.中國青年研究，2006（07）.

［3］Lundberg S，Pollak R.Bargaining and Distribution in Marriage ［J］.Journal of Economic Perspectives.1996（04）：139-158.

［4］Brines J.Economic Dependency，Gender and the Division of the Labor at Home ［J］.American Journal of Sociology.1994（03）：652-688.

［5］BeckerG， Lewis H.Interaction between the Quantity and Quality of Children ［J］.Journal of Political Economy.1973（02）：279-288.

［6］West C，Ziimmerman D.Accounting for Doing Gender［J］.Gender&Society.2009（01）：112-122.

［7］Gupta S.Autonomy，Dependence or Display?The Relationship between Married Woman’sEarningsand Housework ［J］.Journal of Marriage and Family.2007（02）：125-151.

［8］范紅麗，陳璐.替代效應(yīng)還是收入效應(yīng)?——家庭老年照料對女性勞動(dòng)參與率的影響［J］.人口與經(jīng)濟(jì)，2015（01）.

［9］Lippe D，Dijk T.Comparative Research on Woman's Employment ［J］.Annual review of sociology，2002（28）：221-241.

［10］張錦華，胡軍輝.城鄉(xiāng)差別對中國居民家庭時(shí)間配置的影響——以家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間為例［J］.中國人口科學(xué)，2012（06）.

［11］吳愈曉.家庭背景、體制轉(zhuǎn)型與中國農(nóng)村精英的代際傳承（1978-1996）［J］.社會(huì)學(xué)研究，2010（02）.

［12］Heckman J.What Has Been Learned about Labor Supply in the Past Twenty Years? ［J］.American Economic Review.1993（02）.

責(zé)任編輯：唐 瓊

C913 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

1008-6323（2017）04-0098-06

1.程璆，福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院碩士研究生；2.鄭逸芳，福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院教授；3.吳麗瓊，福建農(nóng)林大學(xué)研究員。

2017-06-20

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（項(xiàng)目編號：14BSH045）。