我國(guó)嬰幼兒照護(hù)現(xiàn)狀研究

羅 麗 余淑婷 高 妙

（首都師范大學(xué)學(xué)前教育學(xué)院，北京 100048；南京師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，江蘇南京 210097）

一、問題提出與文獻(xiàn)梳理

人類剛出生的最初1000 天是大腦發(fā)育的最關(guān)鍵時(shí)期，同時(shí)也是個(gè)體一生中投資回報(bào)率最高的階段［1］。家庭是個(gè)體社會(huì)化的起點(diǎn)。在我國(guó)，家庭對(duì)0－3歲嬰幼兒照護(hù)負(fù)主體責(zé)任，也是嬰幼兒照護(hù)的中心場(chǎng)域。在傳統(tǒng)家庭照護(hù)模式中，母親是0－3 歲嬰幼兒照護(hù)的主要承擔(dān)者。隨著社會(huì)發(fā)展，女性就業(yè)率不斷上升，家庭內(nèi)部的嬰幼兒照護(hù)壓力逐漸增加；與此同時(shí)，0－3歲嬰幼兒公共托育服務(wù)無法有效地為家庭提供替代性照護(hù)，祖輩成為家庭照護(hù)的重要力量。然而，伴隨延遲退休政策的逐步落地、子女生育二孩或三孩時(shí)祖輩老齡化嚴(yán)重及健康水平下降等情況，祖輩對(duì)嬰幼兒的照護(hù)將難以為繼［2］。0－3歲嬰幼兒的照護(hù)成為我國(guó)家庭面臨的挑戰(zhàn)之一。

《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于優(yōu)化生育政策促進(jìn)人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展的決定》提出要進(jìn)一步優(yōu)化生育政策，實(shí)施一對(duì)夫妻可生育三個(gè)子女政策及配套支持措施［3］。國(guó)家衛(wèi)健委開展的一項(xiàng)生育調(diào)查結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)、精力不足和無人看護(hù)是我國(guó)家庭不愿意生育第二個(gè)子女的主要原因［4］。當(dāng)青年女性能從家庭或社會(huì)中獲得更多嬰幼兒照護(hù)支持時(shí)，她們有更強(qiáng)的多孩生育意愿［5］，尤其是普惠性托育服務(wù)的可及性能正向預(yù)測(cè)家庭的三孩生育意愿［6］。解決好家庭的嬰幼兒照護(hù)困境是人口再生產(chǎn)得以實(shí)現(xiàn)的必要條件。與此同時(shí)，嬰幼兒照護(hù)方式的選擇直接影響嬰幼兒的成長(zhǎng)、父母的就業(yè)與職業(yè)發(fā)展以及家庭生活質(zhì)量［7］。在當(dāng)前三孩政策背景下，厘清我國(guó)家庭對(duì)0－3歲嬰幼兒照護(hù)安排的現(xiàn)狀及主要特征，有助于針對(duì)性地加強(qiáng)嬰幼兒照護(hù)支持。

研究顯示，當(dāng)前我國(guó)學(xué)齡前兒童照護(hù)主要存在的現(xiàn)實(shí)問題有家庭的嬰幼兒照護(hù)赤字過大、母親照護(hù)負(fù)擔(dān)過重、母職與父職關(guān)系失衡、隔代照護(hù)比重較高等［8］。在父母照護(hù)嬰幼兒方面，相關(guān)研究往往著眼于母親的參與情況，常以批判的視角分析照護(hù)過程中父親缺席現(xiàn)象［9］。例如，剖析父親低參與率背后的社會(huì)文化原因或由此引發(fā)的性別、家庭與社會(huì)困境等［10－11］。全面兩孩政策下，有關(guān)青年女性面臨喪偶式育兒的討論逐漸發(fā)酵成反映當(dāng)下家庭照護(hù)難題的社會(huì)性問題。有學(xué)者提出應(yīng)賦權(quán)男性，打破父親在嬰幼兒照護(hù)中的沉默局面［12］。

高就業(yè)率和高勞動(dòng)強(qiáng)度催生了隔代照護(hù)模式，這一方面能緩解父母的育兒壓力，另一方面又加劇了家庭關(guān)系的復(fù)雜化和家庭問題的多樣化［13］。隔代照護(hù)是在國(guó)家再分配與社會(huì)制度不足的前提下調(diào)動(dòng)傳統(tǒng)家庭紐帶以實(shí)現(xiàn)嬰幼兒照護(hù)功能的方式［14］。2013 年上海市開展的針對(duì)21－40歲青年白領(lǐng)的一項(xiàng)調(diào)查顯示，近七成調(diào)查對(duì)象表示其子女在3歲前的主要照護(hù)者為祖輩［15］。隔代照護(hù)主要包括“候鳥型照護(hù)”和“留守型照護(hù)”兩種，前者以祖輩流動(dòng)為前提，后者以嬰幼兒留守為前提，這兩種照護(hù)方式均能節(jié)約家庭照護(hù)成本［16］。祖輩在退休后參與照護(hù)孫輩的概率顯著增加，其中女性祖輩增加的幅度更大［17］。

我國(guó)學(xué)齡前兒童的照護(hù)模式因年齡而異，3－6歲幼兒以機(jī)構(gòu)照護(hù)為主，0－3歲嬰幼兒以家庭照護(hù)為主［18］。2021 年，我國(guó)學(xué)前教育毛入園率為88.1%，且普惠性幼兒園覆蓋率達(dá)到87.78%，困擾中國(guó)家庭十余年的“入園難”“入園貴”的問題得到有效緩解。然而，0－3 歲嬰幼兒的社會(huì)化照護(hù)資源較為短缺。上世紀(jì)90 年代中期以來，我國(guó)的托育服務(wù)長(zhǎng)期處于“政府缺位、市場(chǎng)失靈、家負(fù)全責(zé)”的狀態(tài)［19］。托育服務(wù)仍存在供需缺口巨大、服務(wù)形式單一、師資力量不足、行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一以及政府監(jiān)管缺失等問題［20］。當(dāng)前我國(guó)三歲以下嬰幼兒的入托率僅為5.5%［21］。全面兩孩政策實(shí)施以來，嬰幼兒“無人照護(hù)”問題進(jìn)一步凸顯，家庭的托育服務(wù)需求日益旺盛；其中，2－3 歲嬰幼兒的入托需求遠(yuǎn)高于2 歲以下嬰幼兒［22］。根據(jù)調(diào)查顯示，近八成家長(zhǎng)希望把子女送入公辦托育服務(wù)機(jī)構(gòu)，且家長(zhǎng)青睞公辦托育服務(wù)機(jī)構(gòu)的主要原因包括規(guī)范、保質(zhì)、收費(fèi)低等［23］。

已有研究主要將焦點(diǎn)放在公共托育服務(wù)建設(shè)及其衍生問題上，較少從家庭層面關(guān)注不同家庭對(duì)0－3 歲嬰幼兒照護(hù)方式的選擇。家庭對(duì)嬰幼兒照護(hù)方式的選擇是一個(gè)動(dòng)態(tài)且復(fù)雜的過程，涉及家庭的資源、需求與限制。基于生態(tài)學(xué)視角，西歐（Seo）提出了嬰幼兒照護(hù)方式選擇理論模型［24］，該模型指出家庭對(duì)嬰幼兒照護(hù)方式的選擇主要受以下4 個(gè)方面的影響：（1）嬰幼兒特征，如年齡與特殊教育需要；（2）家庭特征，如家庭收入與母親的受教育水平；（3）環(huán)境特征，如家庭的社會(huì)支持網(wǎng)絡(luò)與托育服務(wù)機(jī)構(gòu)狀況；（4）嬰幼兒父母的觀念，如教育理念。本文以上述模型為概念框架，采用“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”（China Family Panel Studies，簡(jiǎn)稱CFPS）數(shù)據(jù)，分析近年來我國(guó)0－3 歲嬰幼兒照護(hù)安排的特點(diǎn)以及不同家庭選擇嬰幼兒照護(hù)方式的差異。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用2012 年至2020 年間的5 輪CFPS 數(shù)據(jù)集。CFPS 是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的一項(xiàng)全國(guó)性、大規(guī)模、跨學(xué)科的社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目，旨在通過收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層面的數(shù)據(jù)以反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。CFPS采用內(nèi)隱分層、多階段與人口規(guī)模成比例的概率抽樣設(shè)計(jì)，其基線樣本覆蓋25 個(gè)省/市/自治區(qū)，這些地區(qū)的人口約占全國(guó)總?cè)丝诘?5%。CFPS 從2010 年起正式開展基線調(diào)研，每?jī)赡暌惠?。CFPS 中16 歲以下人員回答少兒?jiǎn)柧恚?0 歲以下的少兒由其監(jiān)護(hù)人進(jìn)行代答。本文將少兒代答問卷數(shù)據(jù)作為主數(shù)據(jù)，篩選出所需變量，并通過個(gè)人編碼和家庭編碼匹配成人問卷、家庭成員問卷和家庭經(jīng)濟(jì)問卷等中的涉及嬰幼兒父母及家庭特征的變量。CFPS 是一項(xiàng)追蹤調(diào)查，樣本在跨年間有重復(fù)，然而嬰幼兒照護(hù)安排是動(dòng)態(tài)的，同一個(gè)嬰幼兒在不同時(shí)期的照護(hù)方式可能有所變化，借鑒已有研究［25－26］做法，本文將5輪CFPS的數(shù)據(jù)合并成面板數(shù)據(jù)。

（二）樣本信息

本文主要關(guān)注0－3 歲嬰幼兒及其家庭。CFPS 中對(duì)個(gè)體年齡的計(jì)算方法為：年齡=調(diào)查年份－出生年份，本文中0－3歲嬰幼兒是指CFPS開展調(diào)查時(shí)按照這一規(guī)則計(jì)算的屬于0－3歲年齡段區(qū)間的嬰幼兒。2012－2020 年，五輪CFPS 調(diào)查中共計(jì)10534 名0－3 歲嬰幼兒，剔除缺失數(shù)據(jù)樣本后，剩余10327 名嬰幼兒（5 輪調(diào)查中的嬰幼兒人數(shù)分別為2230、2281、2290、2079 和1447 人）。樣本中的男孩（52.7%）略多于女孩（47.3%）。相比1 歲（27.3%）、2 歲（28.6%）和3 歲（29.1%）嬰幼兒，小于1歲的嬰幼兒相對(duì)較少（15.0%）。約56%的嬰幼兒居住在鄉(xiāng)村。東部地區(qū)的嬰幼兒人數(shù)最多（40.7%），中部（30.3%）與西部地區(qū)（29.0%）次之。

（三）變量測(cè)量

本文的被解釋變量是嬰幼兒照護(hù)方式，參考以往研究［27－28］，本文用嬰幼兒日間照護(hù)的主要承擔(dān)者區(qū)分不同照護(hù)方式。該變量源于CFPS 少兒代答問卷中B 部分“日常生活”的單選題“白天孩子最主要由誰照管”，該題的原始選項(xiàng)包括“1.托兒所/幼兒園2.孩子的爺爺/奶奶3.孩子的外公/外婆4.孩子的爸爸5.孩子的媽媽6.保姆7.自己照顧自己77.其他”。根據(jù)嬰幼兒日間主要照護(hù)人的差異，本文將嬰幼兒照護(hù)方式分為兩大類：家庭照護(hù)（包括父母、祖父母和外祖父母）和機(jī)構(gòu)照護(hù)（即托兒所或幼兒園）。

本文的解釋變量包括嬰幼兒及其家庭的人口學(xué)特征，涉及個(gè)體層面、家庭層面以及地域?qū)用嫣卣?。個(gè)體特征包括嬰幼兒的年齡和性別以及父母年齡、受教育程度和戶口狀態(tài)；家庭特征包括嬰幼兒是否為獨(dú)生子女、父母當(dāng)前的就業(yè)和離家狀態(tài)、家庭收入以及祖輩是否同?。坏赜蛱卣靼ň幼〉貐^(qū)及其城鄉(xiāng)劃分。根據(jù)子女?dāng)?shù)量測(cè)量嬰幼兒是否為獨(dú)生子女，子女?dāng)?shù)量為1則標(biāo)記為“獨(dú)生子女”。借鑒已有研究［29］，如果父母與嬰幼兒共同居住不多于1個(gè)月，則標(biāo)記為“離家”。為凸顯不同年份的家庭收入差異，采用了收入綜合變量“人均家庭純收入分位數(shù)（與2010年比較）”反映家庭收入。根據(jù)嬰幼兒父母的個(gè)人編碼匹配嬰幼兒祖輩是否同住。表1 呈現(xiàn)了本文所用變量及相關(guān)信息。

表1 變量相關(guān)信息

（四）回歸模型

首先，本文對(duì)嬰幼兒日間主要照護(hù)者進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。然后，考察個(gè)體、家庭及地域特征對(duì)家庭選擇嬰幼兒照護(hù)方式的影響。因本文的被解釋變量“嬰幼兒照護(hù)方式”為二分類變量，故而選用二元Logistic回歸模型進(jìn)行分析，模型如下：

其中，Pj表示事件發(fā)生概率，表示因變量Y屬于j 級(jí)及j級(jí)以下的概率與屬于j級(jí)以上概率之比，二者概率之比稱為優(yōu)勢(shì)比（odds ratio，簡(jiǎn)稱OR）。a是模型的常數(shù)項(xiàng)，即截距項(xiàng)；βn為回歸系數(shù)，反映解釋變量對(duì)被解釋變量的影響程度；Xn為解釋變量；εj為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

三、數(shù)據(jù)分析

（一）嬰幼兒照護(hù)方式的描述性分析

2012－2020 年CFPS 中，10327 位0－3 歲嬰幼兒的日間主要照護(hù)者的分布情況詳見表2?？傮w而言，家庭照護(hù)的比例（94.87%）遠(yuǎn)高于機(jī)構(gòu)照護(hù)（4.17%）。照護(hù)主體方面，母親是0－3歲嬰幼兒照護(hù)的絕對(duì)主力（55.65%），其次為父系祖輩（32.67%），母系祖輩（5.17%）與托兒所或幼兒園（4.17%）占比幾乎持平，父親照護(hù)比例最低，僅占1.38%。男孩和女孩的日間主要照護(hù)者分布情況相似，無顯著差異（X2=8.089，p=0.088）。

表2 嬰幼兒日間主要照護(hù)者的分布狀況 單位：百分比

卡方檢驗(yàn)結(jié)果顯示，0－3 歲嬰幼兒的日間主要照護(hù)者的分布狀況在城鄉(xiāng)（X2=214.782，p<0.001）和地區(qū)（X2=73.393，p<0.001）間存在顯著差異。鄉(xiāng)村樣本中母親照護(hù)比例高于城鎮(zhèn)樣本，而城鎮(zhèn)樣本中母系祖輩、托兒所或幼兒園照護(hù)比例高于鄉(xiāng)村樣本。東部地區(qū)的0－3 歲嬰幼兒接受機(jī)構(gòu)照護(hù)的比例高于中部和西部地區(qū)，西部地區(qū)嬰幼兒接受機(jī)構(gòu)照護(hù)的比例最低。

2012－2020 年間，嬰幼兒的日間主要照護(hù)者分布狀況并無顯著變化（X2=11.642，p=0.768）。本文對(duì)所有年份合并數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)嬰幼兒年齡對(duì)日間照護(hù)方式有顯著影響（X2=1303.191，p<0.001）。超過八成的1歲以下嬰幼兒的日間主要照護(hù)者是父母，該比例伴隨嬰幼兒年齡的增長(zhǎng)而下降，且下降幅度逐漸減小。圖1呈現(xiàn)了不同年齡嬰幼兒接受機(jī)構(gòu)照護(hù)和家庭照護(hù)的比例。從2歲到3歲，嬰幼兒接受機(jī)構(gòu)照護(hù)的比例顯著提高?？赡苡捎谛鹿诜窝滓咔橛绊?，2020年嬰幼兒接受機(jī)構(gòu)照護(hù)的比例略低于其他調(diào)查年份。

圖1 2012－2020年嬰幼兒照護(hù)方式的年齡分布

（二）嬰幼兒照護(hù)方式的二元Logistic回歸分析

本文采用二元Logistic 回歸分析不同家庭對(duì)0－3 歲嬰幼兒照護(hù)方式的選擇，結(jié)果見表3。首先，將所有解釋變量全部納入模型；其次，對(duì)個(gè)體、家庭、地域特征的解釋變量進(jìn)行向后步進(jìn)分析。綜合考慮上述模型結(jié)果和本研究的相關(guān)變量，本文最終確立以嬰幼兒性別、年齡、地區(qū)、城鄉(xiāng)、家庭收入、獨(dú)生子女、母親就業(yè)狀態(tài)、母親戶口、祖輩同住、父親離家等為解釋變量，嬰幼兒照護(hù)方式作為被解釋變量的二元Logistic回歸模型。模型系數(shù)綜合檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型整體有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（X2=628.284，p<0.001），H－L檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型擬合優(yōu)度較好（X2=5.522，p=0.701）。共線性診斷結(jié)果顯示解釋變量的容許度在0.255 至0.996 之間，均大于0.1，方差膨脹因子（VIF）在1.004至3.922之間，均小于5，共線性診斷指標(biāo)均在要求范圍內(nèi)。

表3 二元Logistic回歸分析結(jié)果

1.模型結(jié)果

個(gè)體特征方面，嬰幼兒年齡與其母親戶口能顯著預(yù)測(cè)家庭對(duì)嬰幼兒照護(hù)方式的選擇。嬰幼兒年齡越大，越傾向于選擇機(jī)構(gòu)照護(hù)。嬰幼兒母親為農(nóng)業(yè)戶口的家庭，選擇家庭照護(hù)的概率是非農(nóng)業(yè)戶口的1.55倍。

家庭特征方面，嬰幼兒是否為獨(dú)生子女、母親的就業(yè)狀態(tài)、父親是否離家、家庭收入以及外祖母是否同住能顯著預(yù)測(cè)家庭對(duì)嬰幼兒照護(hù)方式的選擇。獨(dú)生子女家庭選擇家庭照護(hù)的概率是非獨(dú)生子女家庭的70.7%。嬰幼兒母親處于在業(yè)狀態(tài)的家庭選擇家庭照護(hù)的概率是非在業(yè)狀態(tài)家庭的51.8%。嬰幼兒父親在家的家庭選擇家庭照護(hù)的概率是離家的家庭的1.64 倍。家庭收入越高的家庭越傾向于選擇機(jī)構(gòu)照護(hù)，在收入處于Q4 區(qū)及Q1 區(qū)的家庭間的嬰幼兒的照護(hù)方式顯著不同，Q4 區(qū)家庭選擇家庭照護(hù)而非機(jī)構(gòu)照護(hù)的概率是Q1 區(qū)家庭的2.56 倍。祖父母同住及外祖父同住未能顯著影響家庭嬰幼兒照護(hù)方式的選擇，而外祖母同住對(duì)照護(hù)方式的選擇有顯著影響。沒有外祖母同住的家庭選擇家庭照護(hù)的概率是有外祖母同住家庭的34.8%。

嬰幼兒照護(hù)方式在城鄉(xiāng)及家庭居住地區(qū)之間均存在顯著差異。鄉(xiāng)村家庭選擇家庭照護(hù)的概率是城鎮(zhèn)家庭的1.67 倍。東部地區(qū)家庭選擇家庭照護(hù)而非機(jī)構(gòu)照護(hù)的概率是西部地區(qū)家庭的41.6%，中部地區(qū)家庭選擇家庭照護(hù)而非機(jī)構(gòu)照護(hù)的概率是西部地區(qū)家庭的46.4%。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

本文采取替換被解釋變量方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，用以考察上述二元Logistic 回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。穩(wěn)健性檢驗(yàn)過程中將嬰幼兒照護(hù)方式細(xì)化為父母照護(hù)、隔代照護(hù)和機(jī)構(gòu)照護(hù)三類，進(jìn)行多項(xiàng)Logistic 回歸分析，以機(jī)構(gòu)照護(hù)為參照組。結(jié)果顯示，二元Logistic 回歸中顯著的解釋變量均通過多項(xiàng)Logistic回歸的顯著性檢驗(yàn)，且處理后所得優(yōu)勢(shì)比在大小、方向上與原模型基本保持一致。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前文的研究發(fā)現(xiàn)基本一致，因此本文的研究結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

四、研究結(jié)論與討論

本研究結(jié)果顯示，不足5%的嬰幼兒的日間主要照護(hù)者是幼兒園或托兒所，家庭是0－3 歲嬰幼兒照護(hù)的主要承擔(dān)者，并且呈現(xiàn)出“母親照護(hù)為主、父系祖輩照護(hù)為輔”的特點(diǎn)。嬰幼兒母親承擔(dān)的照護(hù)責(zé)任遠(yuǎn)高于父親?！澳兄魍?、女主內(nèi)”是我國(guó)傳統(tǒng)的家庭分工模式，女性承擔(dān)了更多的家庭責(zé)任，更傾向于通過減少勞動(dòng)參與或退出勞動(dòng)力市場(chǎng)等方式滿足家庭的嬰幼兒照護(hù)需求。0－3 歲是嬰幼兒建立依戀和發(fā)展親子關(guān)系的關(guān)鍵期，且該年齡段的嬰幼兒更加依賴母親，母親更易成為家庭內(nèi)部嬰幼兒照護(hù)的第一責(zé)任人。

父母照護(hù)的比例伴隨嬰幼兒年齡的增長(zhǎng)而下降，這意味著來自祖輩和機(jī)構(gòu)等替代性照護(hù)的補(bǔ)充使得嬰幼兒父母尤其是母親的照護(hù)壓力得到部分轉(zhuǎn)移。已有研究顯示，替代性的嬰幼兒照護(hù)有助于提高母親的就業(yè)率，對(duì)于學(xué)齡前兒童的母親，祖輩照護(hù)支持對(duì)其就業(yè)參與的影響甚至大于機(jī)構(gòu)照護(hù)［30］。當(dāng)家庭有祖輩照護(hù)支持時(shí)，母親參與勞動(dòng)的可能性提高13%－21%［31］；且相比其他年齡段，祖輩照護(hù)支持對(duì)育有0－3 歲嬰幼兒的青年女性就業(yè)的影響最為明顯［32］。雖然機(jī)構(gòu)照護(hù)的比例總體很低，但相比2歲及以下的嬰幼兒，3歲嬰幼兒接受機(jī)構(gòu)照護(hù)的比例明顯上升，該結(jié)論也得到相關(guān)研究的證實(shí)［33］。

整體而言，我國(guó)近年來0－3歲嬰幼兒照護(hù)以家庭照護(hù)為主，且家庭照護(hù)責(zé)任主要由母親承擔(dān)，祖輩是嬰幼兒日間照護(hù)的重要依托，而較少依賴公共托育服務(wù)。上述狀況在2012－2020年期間沒有發(fā)生顯著變化。可見，在一定程度上嬰幼兒照護(hù)責(zé)任的分配及配套服務(wù)建設(shè)在短期甚至中長(zhǎng)期內(nèi)是一項(xiàng)持續(xù)性議題。

嬰幼兒照護(hù)方式的選擇具有異質(zhì)性，受到個(gè)體、家庭、地區(qū)及國(guó)家政策的影響。相比選擇家庭照護(hù)，母親為非農(nóng)戶口、母親處于在業(yè)狀態(tài)以及父親離家的家庭比其他家庭更傾向于選擇機(jī)構(gòu)照護(hù)。通常非農(nóng)戶口青年女性具有更高的就業(yè)率，而青年女性的就業(yè)會(huì)影響傳統(tǒng)家庭照料，由于母親工作需要，越來越多的嬰幼兒被送進(jìn)托育機(jī)構(gòu)或幼兒園。親職失衡是我國(guó)家庭的一個(gè)普遍問題［34］，父親常年外出工作的家庭由于父職缺失更傾向于將嬰幼兒照護(hù)責(zé)任轉(zhuǎn)移至機(jī)構(gòu)。

家庭結(jié)構(gòu)方面，多子女家庭比獨(dú)生子女家庭更傾向于選擇家庭照護(hù)。對(duì)于0－3 歲嬰幼兒的父母而言，同時(shí)養(yǎng)育和看管2 個(gè)或以上孩子所消耗的人力資源較多，在當(dāng)前公共托育服務(wù)匱乏的狀況下更可能依賴祖輩照護(hù)孩子，甚至女性青年會(huì)選擇暫時(shí)退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，把更多精力投入到家庭中。家庭收入對(duì)嬰幼兒照護(hù)方式的選擇也有顯著影響。有研究發(fā)現(xiàn)，收費(fèi)高是嬰幼兒家庭擇托的一大難題［35］。當(dāng)前我國(guó)3歲以下嬰幼兒托育服務(wù)機(jī)構(gòu)的收費(fèi)較高。

隔代照護(hù)在一定程度上會(huì)抑制家庭對(duì)機(jī)構(gòu)照護(hù)的需求，我國(guó)嬰幼兒照護(hù)赤字很大程度上依靠祖輩支持彌補(bǔ)［36］。隔代照護(hù)仍是當(dāng)今多數(shù)家庭在外部托育服務(wù)不成熟與內(nèi)部支付能力不足雙重?cái)D壓下的首選。隔代照護(hù)具有靈活性甚至無償性，是機(jī)構(gòu)照護(hù)的低成本替代，尤其對(duì)低收入家庭更是如此［37］。有研究發(fā)現(xiàn)，由外祖父母帶孩子是我國(guó)城市家庭兒童照護(hù)的一大新特征，“姥姥帶孩子”大軍日益增多［38］。有外祖母同住的家庭較少選擇機(jī)構(gòu)照護(hù)，外祖母分擔(dān)了嬰幼兒照護(hù)的責(zé)任，這在一定程度上減輕了父母的育兒負(fù)擔(dān)。

當(dāng)前，城鄉(xiāng)二元體制下的嬰幼兒社會(huì)化照護(hù)資源并不均衡，同時(shí)在地區(qū)間也存在顯著差異。本文研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)家庭選擇機(jī)構(gòu)照護(hù)的概率高于農(nóng)村家庭，東部地區(qū)家庭選擇機(jī)構(gòu)照護(hù)的概率高于中部和西部地區(qū)家庭。一方面，在經(jīng)濟(jì)條件較發(fā)達(dá)的地區(qū)，女性勞動(dòng)參與訴求更高，面臨的工作—家庭沖突亦更嚴(yán)峻，有著更高的托育需求；另一方面，在經(jīng)濟(jì)條件較發(fā)達(dá)的地區(qū)，嬰幼兒托育服務(wù)資源更豐富，家庭能夠獲得更多的公共托育服務(wù)機(jī)會(huì)。因此，應(yīng)加強(qiáng)政府引導(dǎo)，鼓勵(lì)多方參與，發(fā)展多主體、靈活多元、多形式的托育服務(wù)，同時(shí)積極擴(kuò)充普惠托育服務(wù)資源供給，為城鄉(xiāng)家庭提供高質(zhì)量托育服務(wù)。