朱 苗
(兰州财经大学 甘肃 兰州 730010)
2017年，我国劳动参与率为68.93%，其中女性劳动参与率为61.49%，男性劳动参与率为76.07%，且近40年数据显示，女性劳动参与率始终低于男性近15个百分点，远低于男性劳动参与率[1]，且在参与规模上继续走低。据联合国发布的最新预测，2050年我国60岁以上老人占总人口的比重将高达36.5%，远超大部分发达国家(UNITED NATIONS，2016)。而居家养老作为我国养老的基本模式，在老龄化日益严峻、老年抚养系数不断上升的大背景下，使得家庭老年照料责任问题更显突出。女性是市场经济活动的主要参与者，同时还是家庭领域的主体力量。文化传统、教育水平、婚姻、生育、家庭结构、产业结构以及技术进步等诸多因素均使得女性就业面临更多的冲突与矛盾(陈鸿玙，2019；
卿石松，2017；
江求川、代亚萍，2019)。在我国传统文化的影响下，“男主外，女主内”观念使得女性更容易滞留在家庭中，相较于男性担负更多家庭照料责任。传统性别角色观念对女性劳动参与具有显著的负作用，且家庭责任分工及工作-家庭冲突机制使得女性承担更多的家庭责任而弱化工作角色(卿石松，2017)。
如何平衡家庭与工作，一直是女性不可回避的问题，也是劳动经济学一直关注的问题。根据国际劳工组织第156号《有家庭责任的男女工人机会和待遇平等公约》中的规定，“本公约适用于有‘未独立的子女’和‘其他显然需要照料和养活的直系家庭成员’有关的负担的男女工人，这种负担限制了他们准备、进行、参加或提高经济活动的可能性。”在此家庭责任被明确界定。吴帆(2006)认为家庭责任是家庭成员为了维持家庭生存和发展所进行的一切活动，是家庭成员利用家庭的各种物质资源(收入、财富等)和非物质资源(爱、威望、家庭关系等)满足自身或成员的需要。刘爱玉等(2012)将家庭责任定义为私人领域事务，其中包括子女抚养、家人照顾和日常家务劳动等责任。虽然多数文献的界定并非完全一致，但可以发现，所有界定均包含对家庭成员的照料。因此，本文将家庭责任界定为家庭照料责任，主要包括两方面：子女照料和老年照料。
子女照料对女性就业的影响一直备受关注。自上世纪起，许多不同国家学者运用不同地区数据研究，均得出养育子女对女性就业产生阻碍作用的结论(Angrist and Evans，1998；
Brewster and Rindfuss，2000；
Angrist et al.，2010；
Clarke，2016；
Bisbee et al.，2017等)。我国关于子女照料对女性就业的影响研究相对较少，但总体有一个较为一致的结论，即不同年龄段对女性就业的影响程度不同，且学龄前年龄段对女性就业的阻碍作用最为明显。江求川等(2019)通过未成年子女对女性劳动参与和职业选择的影响，得出结论，家庭中未成年子女的存在显著降低了女性工作的可能，且女性更倾向于灵活就业，以低工资水平为代价；
郭新华等(2019)发现子女照料对已婚女性的就业选择具有重要影响。熊瑞祥和李辉文(2016)认为儿童照管阻碍了已婚女性非农就业。
在以往文献研究中，大部分学者认为老年照料对女性就业有负面影响。其中，吴燕华和刘波等(2017)基于CHNS得出家庭老年照料会使女性劳动参与率下降4.5%，周劳动时间减少2.7小时；
范红丽和辛宝英(2019)同样使用CHNS数据发现家庭老年照料对农村妇女从事非农就业有负向影响；
也有少数学者认为，如熊跃根(1998)认为代际关系是影响老人照顾的因素之一，与子女同住的老人相较于分居老人承担更多照顾子女的家务；
即说明同住老年父母在家庭照料方面会给予子女帮助。本文将考察子女照料和老年照料对女性就业的影响，同时分析老年父母对家中子女的影响。为提高女性劳动参与，释放我国性别红利，提升女性劳动参与提供参考价值。
(一)数据来源
本文使用的数据来自2015年中国综合社会调查(CGSS)，本研究主要关注城镇己婚中青年女性。考虑到城乡二元分割的劳动就业制度，剔除目前正在务农、没有工作且没有非农工作经历的样本，提高研究对象的可比性。最终得到有效样本量为5259个，其中女性2621个，男性2638个。
(二)变量界定
就业是本文的因变量。采用国际通行的标准和定义，构建劳动参与状况的二值因变量，“1”是包括就业和失业的劳动参与者，“0”为未就业且在调查时点过去三个月未找过工作的非劳动参与者。是否有未成年子女为是否有未满18周岁子女，是否有老人为家中是否有有60岁以上老人。受教育程度根据被调查者的回答“初中及以下，高中/中专，大学专科，大学本科及以上”分别赋值1,2,3,4。身体健康状况根据被调查者的回答“很健康，比较健康，一般，比较不健康，很不健康”，分别赋值1,2,3,4,5。城乡样本是指被访问者的访问地属于城市还是农村。
(三)基本模型回归
本文的因变量为二值变量或虚拟变量，而且个体劳动参与决策是通过对各种选择所产生的总效用比较而得。因此，选择符合本文数据特性的logit二值选择模型。
表3基于总样本数据，汇报了基本模型的回归结果，其中被解释变量为有工作(=1)，无工作(=0)。
模型1：仅纳入性别这一解释变量，考察性别对劳动参与的影响。结果显示，女性参加工作的几率比是男性的0.3921倍，远低于男性。与已有研究结论相一致，说明性别本身就是女性进入市场劳动的障碍。
模型2：将家中是否有老人纳入模型后我们发现，回归结果并不显著，但劳动参与的性别角色差异微弱缩小。
模型3：将是否有未成年子女样本纳入回归，结果显著，家中有未成年子女参加工作的几率比是家中没有未成年子女的0.7753倍，说明未成年子女的存在的确对从事市场劳动产生了阻碍作用。此时再看女性的回归结果，发现劳动参与的性别角色差异扩大。说明家中未成年子女对女性就业的阻碍力显著高于男性。该结果与已有文献观点一致。
模型4：将所有变量全部加入后发现，在模型三中家中有未成年子女变量由显著变为不显著，对比模型三，观察其他控制变量，认为家中有老人降低了家中有子女对参与市场劳动的程度。女性变量几率比的上升，劳动参与性别差异缩小，说明家中有老人不仅不会阻碍女性参加劳动反而会对有未成子女的女性参加劳动起促进作用。
模型1至模型4的回归结果说明，劳动参与的性别差异的确被家中有老人和家中有子女的家庭责任所影响，且对女性而言，控制老人后，劳动参与的性别差距缩小，控制未成年子女后，劳动参与的性别差距扩大，说明老人与未成年子女对女性就业的影响方向不同；
同时控制老人和未成年子女时，劳动参与的性别差异又回到最初状态，说明一方面老人的存在会促进女性就业，另一方面未成年子女对女性就业起阻碍作用，双方力量的拉扯会使女性就业回归最初水平，也说明老人的存在抑制了未成年子女对女性劳动参与的影响。
表3 劳动参与影响因素的logit 回归
本文基于中国综合社会调查(CGSS)数据研究了家庭责任对女性就业的影响。实证结果表明：(1)性别本身就是阻碍女性就业的一大重要原因；
(2)家中有未成年子女是抑制女性就业的重要原因，且家中有6岁以下子女的女性会面临更大就业障碍；
(3)传统思想“上有老，下有小”的观念对女性就业的影响并不同步，“老”本身对女性就业影响不显著，但将“老”与“小”组成交互项时，子女对女性就业显著的影响转变为不显著，说明老人对有未成年子女的女性就业非但没有阻碍作用，反而有促进作用。(4)相较于男性，女性是家庭责任的主要承担者；
“二孩政策”的全面实施，为女性就业带来更大的挑战，部分女性会因为了避免二孩所带来的更大家庭责任使职业受损，而放弃再次生育，此行为又会影响政策的实施与推进。故释放“性别红利”，提高女性劳动参与，需要政府的政策配合以及社会的全力支持。政府可以完善有关家庭责任的法律法规，平衡女性家庭责任，解除女性进入市场的后顾之忧。社会也应转变传统的“女主内”观念，为女性就业创造良好的社会氛围。
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