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家庭老人照料与农村妇女非农就业——农村妇女个体特征的调节模型

作者:潘明明 蔡书凯  责任编辑:王铭鑫  信息来源:《南方人口》2020年第3期  发布时间:2021-03-21  浏览次数: 73

 农村女性劳动力非农就业既是改善农村妇女生活质量和社会经济地位重要举措,也是推进农业、农村全面振兴发展的本质要求。该文在理论分析农村妇女家庭老人照料、个体特征、非农就业三者动态关系基础上,借助2015年中国综合社会调查数据(CGSS),运用二元Probit模型,测度家庭老人照料对农村妇女非农就业影响,及农村妇女个体特征的调节效应。结果表明:家庭老人照料总体抑制农村妇女非农就业决策与行为,但存在农村妇女个体特征门槛调节;农村妇女高文化层次、丈夫工作稳定与高收入以及老人参与保险削弱家庭老人照料非农就业抑制作用,妇女年龄也发挥一定调节功能;家庭老人照料抑制农村妇女非农就业主要通过挤占农村妇女就业时间与精力、损害农村妇女生理与心理健康以及阻碍农村妇女技能学习和社会交往活动途径展开。从发展农村教育事业,提升农村医疗水平,健全城乡劳动力市场、提高农村社保支持力度、增加机构养老可得性及重视妇女心理健康入手可显著提升农村妇女非农就业参与率。

关键词农村妇女;老人照料;非农就业;个体特征


1引言与文献回顾

农村劳动力非农就业一方面拓展农民增收渠道,提升农户生活质量和社会经济地位。另一方面推动农业生产技术创新和农村产业结构优化升级,促进农业、农村全面振兴发展[1]。引导农村劳动力合理、有序向非农部门转移,自改革开放即成为我国各级政府日常工作的重要构成部分,并在推动劳动力转移中取得显著成效。2018年,中国农民工总量为2.8836亿人,增速较之前虽有所下滑,但与2017年比,依然增加近200万人。而就农民工性别结构看,农村女性劳动力非农就业明显滞后男性,现阶段农村女性外出务工人数仅为男性的50%左右[2]。我国农村地区存在大量女性富余劳动力有待进一步开发,推动农村女性劳动非农就业面临比男性更大压力和挑战[3]。因此,如何引导农村女性劳动力非农就业,充分挖掘农村女性劳动力开发潜力应成为当前政府农村劳动力转移工作关注的重点。

引导农村劳动力向非农部门有序转移,首要任务在于全面系统把脉农村劳动力非农就业影响因素[4]。早期关于农村女性劳动力非农就业影响因素的研究,主要集中于人力资本[5][6]、社会资本[7]、制度环境[8]等方面。近年来,伴随着中国农村老龄人口急速增加和老龄化社会结构特征日益显现,部分学者将研究触角延申到家庭老年人口照料维度,探究家庭老人照料是否为阻碍农村女性劳动力非农就业重要维度。如陈璐等[3]基于1991-2011年中国健康与营养调查数据(CHNS)检验老年照料与女性就业内生性关系;刘西国等[9]利用2014年中国家庭跟踪调查数据,探究家庭老年照料作用农村已婚女性非农就业方式与程度等。就农村妇女家庭老人照料与非农就业关系研究结论看,当前,国内外学者普遍认可家庭老人照料阻碍农村妇女非农就业这一基本结论,但部分学者在研究中也发现,家庭老人照料并非始终阻碍农村妇女非农就业,也存在区域[10]、家庭结构[11]、居住方式[12]相关维度异质性问题。即家庭老人照料作用农村妇女非农就业并未形成确切统一的研究结论。那么,家庭老人照料如何影响农村妇女非农就业呢?是否存在异质性现象呢?若存在异质性,具体表现在哪些方面呢?上述问题均需进一步展开深入探讨。

基于以上分析,本文拟借助2015年中国综合社会调查数据(CGSS),运用二元Probit模型,在全面系统考察家庭老人照料与农村妇女非农就业关系的基础上,以农村妇女个体特征视角,进一步挖掘家庭老人照料作用农村妇女非农就业异质性表征、成因相关问题。本研究目标为厘清家庭老人照料与农村妇女非农就业关系,消除农村妇女家庭老人照料非农就业阻碍作用,推动农村女性劳动力合理、有序向非农部门转移,进一步释放农村发展潜力。

2理论分析与研究假设

2.1家庭老人照料与农村妇女非农就业

家庭老人照料一般是指由配偶、成年子女或其他亲属等向老年人提供非支付性、无组织照料的行为。在中国广大农村地区,受传统文化和家庭观念影响,家庭劳动与家庭老人照料工作主要由已婚妇女承担[11]。家庭老人照料作为一种劳动和时间密集型活动,一方面诱发农村妇女的时间稀缺性,使农村妇女在既有时间约束条件,很难有效平衡工作与照料老人的双重负担,进而导致农村妇女缩短非农工作时间甚至作出退出劳动力市场的决策[13];另一方面,家庭老人照料对农村妇女的心理和生理产生深远影响,致使农村妇女出现焦虑、失眠、内分泌失调、血压升高等一系列生理和心理问题。农村妇女因生理和心理疾病不得不降低非农劳动参与率[14][15]。此外,长期繁重的家庭老人照料工作,也将农村妇女束缚在农村家庭劳务中,不仅挤占农村妇女业务技能学习和参加社会交往活动的时间,而且割裂农村妇女与外界交流的通道,压缩农村妇女业务技能学习和社会交往机会,使农村妇女在劳动力市场中陷入既因业务技能学习匮乏而竞争力低下,也因无法获得非农劳动力市场就业信息资源而难以寻找到满意工作的窘境[16][17]。综合上述分析,家庭老人照料与农村妇女非农就业间存在确切“替代效应”,农村妇女家庭老人照料一定程度阻碍农村妇女非农就业决策与行为。

2.2家庭老人照料、个体特征与农村妇女非农就业

家庭老人照料是否以及如何影响农村妇女非农就业取决于农村妇女照料强度,老人照料强度越大,农村妇女越难平衡老人照料与非农就业关系,家庭老人照料对农村妇女非农就业抑制作用也就越凸显,反之亦然[1]。农村妇女家庭老人照料强度往往与其个体特征表现出密切的关联性,家庭老人照料强度因农村妇女个体特征差异而不同。具体来说,如农村妇女家庭收入水平决定其在面对家庭老人照料需求时,选择是否通过购买机构养老方式缓解自身照料老人负担[18];农村养老基础设施与公共服务完备与否则决定农村妇女是否能够顺利搜寻出家庭养老替代资源代替家庭养老,减少自身养老压力[8]。此外,农村妇女及其配偶兄弟姐妹数、家庭老人身体健康状况以及家中需照料老人个数等均左右着农村妇女承担的老人照料责任与负担,也都影响着农村妇女家庭老人照料强度[9]。即综合来看,农村妇女个体特征差异诱发农村妇女家庭老人照料强度不同,进而引致农村妇女非农就业决策与工作时间不同。即家庭老人照料作用农村妇女非农就业存在农村妇女个体特征“门槛”。不同个体特征农村妇女,家庭老人照料对其非农就业影响方式及程度存在异质性。

基于以上分析,提出如下研究假设:

假设1:家庭老人照料诱发农村妇女老人照料与非农就业冲突,农村妇女家庭老人照料抑制农村妇女非农就业决策与行为。

假设2:家庭老人照料作用农村妇女非农就业存在农村妇女个体特征“门槛”。不同个体特征农村妇女,家庭老人照料对其非农就业影响方式及程度存在异质性。

3数据与方法

3.1变量设置与数据来源说明

本研究的重点包括两个部分:测度家庭老人照料与农村妇女非农就业关系;以农村妇女个体特征考察家庭老人照料作用农村妇女非农就业异质性。基于论文研究需求,设置变量具体如下:

被解释变量:被解释变量设置参照范红丽等[1]研究思路,以当前是否正在参与非农就业(arc-cmploy)作为本文被解释变量。CGSS中,调研问题具体设计为:“您的工作经历及现状是?”。当受访对象选择“目前从事非农工作”,认定其正在参与非农就业,定义为1;当受访对象选择其它工作类型或待业状态,认定其目前没有参与非农就业,定义为0。

解释变量:本文的解释变量应能精确衡量农村妇女家庭老人照料相关指标。对于家庭老人照料的衡量,运用中国综合社会调查数据(CGSS)开展相关课题研究的文献主要借助父母平均年龄对家庭老人照料进行替代[12]。本研究中采用父母平均年龄作为家庭老人照料状况(eld-care)代理变量。

工具变量:鉴于前文理论框架,为进一步研究个体特征视角家庭老人照料作用农村妇女非农就业异质性问题,需甄选相应农村妇女个体特征衡量指标作为本研究工具变量。基于数据可得性,本研究工具变量重点围绕农村妇女年龄(age)、文化层次(edu)、丈夫收入(income)、老人社会保障状况(so-secu)及配偶工作稳定性(是否在体制内工作衡量)(stab)五个层面展开。

本研究数据来源于2015年中国综合社会调查数据(CGSS),该数据调研涉及全国28个省市区487个农村、城中村及居委会10968户农村家庭,在将研究对象界定为18-52岁农村已婚妇女,并对原始数据缺失值、异常值进行处理之后,共得到1300个有效样本数据。本研究所甄选变量的具体描述如表1所示。

3.2模型设定

鉴于被解释变量为离散变量,且样本数据符合正态分布,采用Probit模型进行分析较为合适[19]。同时,由于农村妇女非农就业只存在两种情况:参与非农就业(arc-employ=1)和没有参与非农就业(arc-employ=0)。因此,本文选择二元Probit模型对家庭老人照料影响农村妇女非农就业状况进行分析。在具体模型构建中,除了将家庭老人照料(eld-care)设定为本文解释变量外,还在模型中还引入农村妇女年龄(age)、文化层次(edu)、丈夫收入(income)、老人社会保障状况(so-secu)及配偶工作稳定性(是否在体制内工作衡量)(stab)五个工具变量,以解决模型内生性的问题。解释变量、工具变量统一用X替代,构建二元Probit模型,具体如下:


1 变量描述性统计


其中β为待估参数。同时,由于该模型使用的连续概率分布函数为正态分布函数,所以上述模型进一步整合为:


4实证过程及结果分析

4.1家庭老人照料影响农村妇女非农就业实证分析

采用二元Probit模型对家庭老人照料影响农村妇女非农就业进行回归分析,结果如表2所示。其中,模型1为仅考察家庭老人照料(eld-care)变量的简化模型,模型2-6为在模型1基础上依次添加农村妇女年龄(age)、文化层次(edu)、丈夫收入(income)、老人社会保障状况(so-secu)、配偶工作稳定性(是否在体制内工作衡量)(stab)相关工具变量的优化模型。

根据表2的回归结果,农村妇女家庭老人照料(eld-care)在模型1-6中均在1%的显著性水平下通过显著性检验,且优化模型中回归系数达到-0.108。即农村妇女家庭老人照料活动可使农村妇女的非农就业参与率下降10.8%。农村妇女家庭老人照料与其非农就业之间存在显著地替代效应。家庭老人照料诱发农村妇女照顾老人与工作冲突,制约其非农就业决策和行为。前文假设1成立。工具变量方面,农村妇女文化层次(edu)、丈夫工作稳定性(stab)与收入水平(income)与农村妇女非农就业之间均呈显著正相关关系,即农村妇女具有较高的文化层次、丈夫具有稳定的工作和可观的收入均显著推动农村妇女非农就业,家庭老人参与社会保险状况(sosecu)与农村妇女非农就业也呈现正相关关系,家庭老人参与社会保险在农村妇女非农就业决策和行为中也发挥积极促进作用;农村妇女年龄对其非农就业影响呈现倒“U”型态势,年龄较小与年龄较长的农村妇女非农就业参与率均比较低,中年妇女的非农就业积极性和参与率则较为突出。


2 家庭老人照料影响农村妇女非农就业回归结果

注:括号内为标准误,、和分别表示在1%、5%和10%的水平上显著


进一步挖掘工具变量对农村妇女非农就业决策与行为影响,一条重要途径为通过影响农村妇女家庭老人照料强度来调节农村妇女家庭老人照料的非农就业效应。具体来说,如农村妇女较高的文化层次可使其获得较高的非农就业回报,进而诱发其通过购买机构养老的方式降低自身老人照料强度;农村妇女丈夫工作稳定则可使其丈夫具备一定的闲暇时间承担部分家庭老人照料工作,一定程度缓解农村妇女家庭老人照料负担等。综合上述分析,农村妇女家庭老人照料作用农村妇女非农就业存在农村妇女个体特征变量的调节,家庭老人照料作用农村妇女非农就业存在农村妇女个体特征维度异质性。

4.2农村妇女个体特征调节效应实证结果分析

上文农村妇女个体特征与非农就业关系,一定程度凸显家庭老人照料作用农村妇女非农就业存在农村妇女个体特征调节特点。家庭老人照料作用农村妇女非农就业是否真实存在农村妇女个体特征调节?具体表现在哪些方面?需进一步借助相应实证工具进行验证。本文参照范红丽等[1]研究思路,在控制自变量的基础上,借助交互项检验的方法,对家庭老人照料作用农村妇女非农就业农村妇女个体特征调节效应进行验证,结果如表3所示。

根据表3回归结果,首先对于农村妇女年龄结构,将农村妇女年龄依次划分为18-24岁、25-34岁、35-44岁和45-52岁四个层次,并引入家庭老人照料模型。家庭老人照料对农村妇女非农就业影响由-0.108(0.001)分别变化为-0.139(0.107)、-0.153(0.078)、-0.241(0.033)、-0.066(0.259)。年龄较小与年龄较长农村妇女均不存在因照料老人无法参加非农就业问题,中年农村妇女家庭老人照料负担较重,引发照料老人与非农就业冲突,其非农就业参与率呈现大幅度下降;其次,对于农村妇女文化层次和丈夫收入水平,分别将农村妇女文化层次依次划分为小学及以下、初中、高中(中专)、大专及以上四个层次,将丈夫收入水平依次划分为3000元及以下、3000-6000元、6000元以上三个等级,引入家庭老人照料模型后,家庭老人照料对农村妇女非农就业的抑制作用随着农村妇女文化层次和丈夫收入水平的逐步提升,呈现出依次下降态势。同时,当农村妇女文化层次达到高中及以上,丈夫收入达到6000元及以上,家庭老人照料对农村妇女非农就业影响变为不显著,家庭老人照料在农村妇女非农就业就业决策过程中,不再发挥作用;最后,对于老人参与社会保险状况和丈夫工作稳定性,将老人参与社会保险状况和丈夫工作稳定性引入家庭老人照料模型中,家庭老人照料对农村妇女非农就业影响系数也出现大幅度下降。对于老人参与社会保险和丈夫工作稳定的农村妇女来说,家庭老人照料对其非农就业的负面影响与老人未参与社会保险或丈夫工作不稳定的农村妇女相比,也得到大幅度缓解。


3 家庭老人照料作用农村妇女非农就业异质性回归结果

注:括号内为标准误,、和分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。


综合上述分析,家庭老人照料对农村妇女非农就业的影响并非总是一致的,存在农村妇女年龄、文化层次、丈夫收入、老人社会保险参与状况及丈夫工作稳定性等农村妇女个体特征变量的调节。对于不同个体特征农村妇女,家庭老人照料作用其非农就业具有显著差异性,家庭老人照料作用农村妇女非农就业存在农村妇女个体特征异质性。前文假设2成立。

4.3拓展性研究:家庭老人照料影响农村妇女非农就业机理实证分析

根据前文实证结果,尽管家庭老人照料作用农村妇女非农就业存在农村妇女个体特征异质性,但总体上,家庭老人照料抑制农村妇女非农就业决策与行为,降低农村妇女非农就业参与率。有效消除家庭老人照料农村妇女非农就业抑制效应,应精确把握家庭老人照料作用农村妇女非农就业方式与过程。因此,文章就家庭老人照料阻碍农村妇女非农就业内在机理展开进一步研究。根据前文理论框架,家庭老人照料阻碍农村妇女非农就业主要通过挤占农村妇女工作时间与精力、诱发农村妇女生理与心理疾病、制约农村妇女技能学习以及阻碍农村妇女社会交往四个维度展开。因此,文章借鉴吴燕华等[12]研究思路,以农村妇女工作时间与精力、生理与心理健康状况、技能学习、社会交往四个指标作为农村妇女非农就业代理变量,通过检验家庭老人照料与代理变量之间的数量关系,梳理家庭老人照料阻碍农村妇女非农就业内在机理,结果如表4所示。

根据表4回归结果,家庭老人照料对农村妇女工作时间与精力、心理与生理健康、技能学习以及社会交往活动的影响系数均在1%的显著性水平下通过显著性检验,且回归系数分别为-0.152、-0.139、-0.072和-0.054。即家庭老人照料活动不仅大幅度挤占农村妇女非农就业时间与精力,而且极易诱发农村农村妇女心理与生理方面疾病。此外,农村妇女家庭老人照料活动也一定程度造成农村妇女参加业务技能学习和社会交往活动机会匮乏的问题。而挤占农村妇女非农就业时间与精力,损害农村妇女生理与心理健康以及制约农村妇女业务技能学习与社会交往活动均会在不同程度上引发农村妇女非农就业参与率的下降。对皖北部分乡村的走访也发现这一点,在访谈的50位家中有老人的农村妇女中,有36位农村妇女表示其因照料老人而没有足够的时间与精力参加非农就业;有31位农村妇女反映照顾老人使其身心疲惫,无法全身心投入到非农就业活动中;有27位农村妇女则提出长时间的照料老人使其与外部世界隔离,既无法及时获得非农工作信息,也缺乏提升非农就业技能的机会,就业竞争力匮乏,很难顺利参与非农就业活动。综合来看,家庭老人照料阻碍农村妇女非农就业主要通过挤占农村妇女非农就业时间与精力、损害农村妇女生理与心理健康以及制约农村妇女业务技能学习和社会交往活动等途径展开。

5结论与启示

本文借助2015年中国综合社会调查数据(CGSS),运用二元Probit模型,在定量考察家庭老人照料对农村妇女非农就业影响基础上,进一步深入挖掘家庭老人照料作用农村妇女非农就业农村妇女个体特征调节问题,得到以下结论:第一,总体上,家庭老人照料与农村妇女非农就业间存在显著替代效应,家庭老人照料诱发农村妇女照料老人与工作冲突,阻碍农村妇女非农就业决策与行为;第二,家庭老人照料作用农村妇女非农就业存在农村妇女个体特征“门槛效应”,个体特征差异诱发农村妇女家庭老人照料作用非农就业异质性。农村妇女高文化层次、丈夫工作稳定与高收入以及老人参与保险削弱家庭老人照料的非农就业抑制效应,农村妇女年龄也发挥一定调节功能;第三,家庭老人照料阻碍农村妇女非农就业主要通过挤占农村妇女非农就业时间与精力、损害农村妇女生理与心理健康以及制约农村妇女业务技能学习和社会交往活动等途径展开。


4 家庭老人照料阻碍农村妇女非农就业内在机制实证结果

注:括号内为标准误,、和分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。


基于以上分析,文章认为要想有效消除农村妇女家庭老人照料非农就业阻碍作用,推动农村妇女有序非农就业,应在以下几个方面做出努力:首先,大力发展农村基础教育与职业技能培训事业,夯实农村教育、培训软硬件条件,提升农村妇女文化知识水平,并为农村妇女参加技能学习提供坚实平台;其次,优化农村卫生资源,增加农村卫生投入,提升农村医疗队伍素质与服务水平,保障农村妇女身心健康;第三,加大农村妇女心理健康关注力度,健全农村妇女心理健康问题预警与防治体系,及时发现并有效防治农村妇女心理健康问题;第四,完善城乡统一劳动力市场,降低农村劳动力外出务工风险,增强农村劳动力非农就业稳定性,提升农村劳动力非农就业工资报酬;第五,加强农村社会保障事业财政支持力度,拓展农村社会保障覆盖范围,并积极推进农村老年人口参与国家社会保障体系中;最后,加快农村养老公共服务设施建设,改造升级农村现有养老服务设施容纳能力与服务质量,提升农村老人机构养老资源的可得性。


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