家庭照料影響勞動參與存在性別差異嗎？

張 良，徐 翔

(南京農業大學 經濟管理學院，江蘇 南京 210095)

一、問題的提出

已有數據顯示，非農收入占家庭收入的比重逐漸加大，到2015年，工資性收入首次超過家庭經營收入，成為農村家庭收入的主要來源。外出務工的收入增長預期卻同時伴隨著農民工的返鄉潮。2018年農民工監測調查報告顯示，農民工分布、規模及流向表現出以下特點：農民工總量繼續增加，增速回落明顯。其中，農民工省外就業比上年下降1.1%，省內就業比上年增加1.7%，農民工回流幾乎成為一種趨勢。導致農民工回流的原因復雜多樣，經濟方面受到外出務工工資低、農業負擔較重、輸出地經濟發展程度的影響。生活方面受到贍養老人、照顧孩子、與家人團聚等家庭照料活動的影響。這種有關家庭照料方面的影響確實不容忽視。

在20世紀國家實行獨生子女政策背景下，居民生活質量提升及公共服務逐步完善，生育率下降、居民壽命延長，導致中國已進入人口老齡化甚至高齡化社會，大量青壯年勞動力進城務工使得農村人口老齡化，與城鎮相比，在農村地區尤為嚴重[1]。截止到2018年底，中國60歲以上老年人口為2.49億，占總人口的17.88%，其中，65歲以上的老年人口為1.66億，占總人口的11.93%。中國人口結構變化，導致人口老齡化和高齡化問題嚴重。日常生活不能自理的老年人數量也在增加，致使正規機構與非正規家庭照料護理需求增加，其中，居家老年照料主要是由配偶或者子女以及親屬無償承擔。已有研究證實，家庭贍養負擔對勞動力資源的非農配置有負面影響[2]。中國健康營養調查數據(CHNS)顯示：已婚適齡勞動女性照料公婆或父母的比例由1991年的6%上升到2009年的14%。在十年前，兒童照料責任呈下降趨勢，女性參與照顧6歲以下兒童的比例由1997年的74.38%下降到2009年的47.84%；男性的參與率從14.34%下降到9.72%，然而從2011年開始出現反彈[3]。原因在于：一方面，伴隨著“兒童精養”概念的普及和深入，無論城鎮還是農村，家庭花費在兒童身上的精力逐漸增多；另一方面，社會、人口及家庭結構變化導致家庭平均規模逐漸變小，年輕人在工作的同時需要參與更多的家務。

關于兒童照料，貝克爾[4]認為，已婚男女間會簽訂長期“契約”，夫妻根據自身優勢在市場勞動和家務勞動之間合理分配時間。在生物學上，女性不僅有生產和喂養孩子的責任，而且有細致巧妙的照顧孩子的天賦，因而承擔更多的家庭照料責任。而男性作為家庭經濟的主要來源，照料孩子的時間較少，他們把主要精力放在工作上。因此，兒童照料責任更多影響女性的就業選擇，對男性就業的影響不大。

對老人的贍養，從利他主義、親子代際交換和文化路徑方面的研究較為豐富。利他主義動機認為，家庭中任何一人發生不利的損失可以從其他成員處得到幫助[4]。年老或失去勞動能力的父母理應得到子女的贍養和照料。親子代際交換理論認為，父母與子女在經濟支持、情感交流、道德義務等方面存在著雙向支持與互換。在現階段，代際支持與情感維系成為子女履行“贍養契約”的重要因素[5]。從產權的角度考慮，父母對子女的人力資本進行投資，待子女產生收益時，父母具有享受部分收益的權利[6]。同時，當父母年老力衰時，子女會在醫療、食品等方面提供更多的經濟與時間支持[7]。中國特有的“孝道文化”及相關法律規定、社會道德輿論、宗族網絡關系保障了父母享受子女贍養的權力。法律法規的相關條款，其本質也是以“孝道文化”為表征的養老模式[8]。目前，農村老年人對子女贍養行為的期望水平并不高[9]，但由于農村公共養老體系不夠完善，贍養老人的責任主要由子女承擔，鼓勵子女與父母同住[10]，當贍養強度較大時，子女需要平衡勞動參與和家庭照料的關系。

目前，已有豐富的文獻分析了家庭照料對勞動參與的影響，多數只選取了城鎮女性為研究對象。盡管影響程度存在差異，但大多數研究結論認為家庭照料會阻礙照料人的勞動參與。如Van Houtven等[11]認為，照料責任顯著降低女性的工作時間。劉嵐等[12]、熊瑞祥和李輝文[13]與范紅麗和辛寶英[14]認為，已婚女性照料公婆和兒童會影響其非農就業，但對農業勞動時間沒有影響，其影響會隨著照料強度增加不斷提升。吳燕華等[15-16]認為，同時照料兒童和老人的女性勞動參與率和勞動時間雙雙下降，另外，家庭的老年照料會降低女性從事正規就業的可能性而提高從事非正規就業的可能性。Nguyen和Connelly[17]的研究認為，家庭照料對男女的勞動參與皆有負面影響，但影響集中在主要照料者，對次要照料者的勞動參與影響不大。綜上，兒童照料、贍養老人等家庭照料對女性勞動參與的負面影響已成為不爭的事實，我們有待于進一步考察對男性勞動參與的影響。

鑒于此，本文在檢驗家庭照料對已婚男女勞動供給的影響時，從以下兩個方面進行拓展：第一，將農村男性納入研究范圍。我們主要探討兩個問題，一是家庭照料對已婚男女勞動供給的影響如何？二是家庭照料對已婚男女勞動供給的影響是否存在性別間的差異？第二，將農業勞動納入研究范圍。同時考察家庭照料對農村勞動者非農就業與農業勞動的影響，旨在考察家庭照料對不同內容的勞動是否存在異質性。本文的研究貢獻可能在于，能夠補充該領域的研究內容，便于為有關部門在家庭養老、兒童看管及就業政策的制定提供完備的參考和借鑒，具有一定的理論價值與現實意義。

二、理論分析與假設提出

(一)勞動供給行為

家庭照料作為家務勞動的重要組成部分，影響兒童的生理、心理健康和老年人的生活質量。家庭照料包括兒童照管和贍養老人，本文借鑒Carmichael和Charles[18]的觀點，認為兒童照管(贍養老人)與父母(子女)勞動參與之間存在“替代效應”和“收入效應”。此外，由于長時間從事家務勞動和家庭照料，勞動者人力資本折舊較快，尤其是健康資本，因此，本文在影響機制中加入“健康折舊”的分析。也就是說，家庭照料通過替代效應、收入效應與健康折舊三種途徑影響勞動者的勞動參與決策。

替代效應是指家庭照料會擠占老年人子女(兒童父母)的時間與精力，在一定程度上會減少閑暇時間甚至減少勞動時間來增加家庭照料時間，導致勞動參與率下降。個人的時間配置就像貨幣收入配置到不同的活動上一樣，從市場勞動中得到收入，從吃飯、睡覺、看電視等活動中獲得效用。傳統經濟學認為，閑暇與勞動是效用的直接來源，把時間分為閑暇與勞動，忽視了包括家庭照料在內的家務勞動。對于個人而言，時間是稀缺資源，家庭照料導致老年人子女(兒童父母)在閑暇與勞動、家庭照料上重新分配時間，老年人子女(兒童父母)為了增加家庭照料時間就需要減少其勞動時間。因此，對于農村家庭而言，在替代效應的作用下，家庭照料會減少非農勞動時間，照料強度增加甚至導致勞動者退出勞動市場。

收入效應是指為保證兒童健康成長、維持老年人身體健康，老年人子女(兒童父母)在提供家庭照料的同時會繼續參加工作，以獲取足夠的收入確保家庭開支。李振剛等[19]認為，兒童人力資本與老人健康資本投資能夠增加家庭效用，在農村，照料幼兒(2—3歲)、學前兒童(4—6歲)等階段的成本較高，總體來看，兒童的生活成本要高于成人。徐麗萍等[20]總結出老年人的生活成本是家庭人均成本的1.9倍左右。同時，曾毅等[21]指出，中國社會養老功能還很不完善，農村家庭養老負擔越來越重，導致家庭預防性儲蓄的動機日趨強烈。方黎明和謝遠濤[22]提出，為確保兒童照管、贍養老人等家庭照料活動，需增加農村家庭勞動參與以維持高額的照料開支。因此，對于農村家庭而言，在收入效應的作用下，家庭照料會抑制勞動者退出勞動市場，照料費用的提高甚至導致勞動者增加勞動供給獲取資金支持。

健康折舊是指繁重的家庭照料活動降低照料者的健康水平，加重其生活負擔和心理壓力，進而影響心理健康。王弟海[23]認為，健康作為人力資本的重要組成部分，能提升勞動生產率及降低因疾病帶來的時間損失，健康人力資本可以避免農戶陷入“貧困陷阱”，這在勞動密集型的農業活動中尤為重要。目前，有關家庭照料與照料者健康的研究得出一致的結論，如陳璐與范紅麗[24]研究發現，家庭照料活動對女性健康存在負向影響，隨著照料強度的增加，其對健康的負面影響隨之加大。顧和軍與劉云平[25]認為，在農村，與沒有照料責任的已婚女性相比，照料父母會降低已婚女性的“自評健康(非常好)”狀態，劉云平[26]進一步研究發現，兒童照料與工作雙重壓力不僅導致健康折舊，還影響已婚男女的心理健康。張原[27]指出，長期兼顧家庭生產與家務勞動，農村留守婦女人力資本折舊較快。因此，對于農村家庭而言，在健康折舊的作用下，家庭照料間接降低勞動生產率甚至導致照料者退出勞動力市場，或者在勞動強度不同的工作之間進行選擇。

(二)性別間差異

一直以來，女性都是家務勞動的主要責任人，男性負責養家糊口保證家庭的經濟來源，在家庭分工方面表現出較為明顯的“男主外、女主內”的分工模式。但隨著經濟社會的發展，男性女性之間的性別差異開始逐漸縮小，在提供家庭照料方面也有一定的體現，主要表現在以下兩個方面：

首先，傳統家庭分工的男女性別差異逐漸縮小。《中華人民共和國憲法》明確規定“男女平等”，以期通過國家立法的方式有效推動社會各個領域內男女的公平。這種公平的思想也逐漸深入到每個家庭并起到了很好的效果，第三期中國婦女地位調查顯示：2010年以來，中國婚姻家庭內男性和女性在家庭生活的各個方面都呈現出性別平等的態勢。男性開始更多地承擔起家務勞動，2000年時男性的家務勞動時間比女性少105.1分鐘，2010年時這一差距縮小至61.8分鐘，盡管在家務勞動方面男性和女性沒有達到完全平等的狀況，但值得肯定男性在家務勞動中投入的時間和精力增多，發揮著日益重要的作用[28]。家庭照料活動不再是女性的專屬職責，男性提供的照料服務也越來越多，盡管在總體上仍以女性照料為主，但男女照料的性別差異在逐漸縮小。

其次，女性的機會成本和家庭內部的議價能力逐漸提高。縱觀經濟社會的各個領域，女性都在其中發揮著重要作用，所謂“婦女撐起半邊天”充分肯定了女性在市場經濟、社會文化和政治中的自主權和社會地位，女性的勞動報酬逐漸提高，甚至超過了同等情況下的男性。當家庭成員需要照料時，需要有其他家庭成員提供非正式的照料服務，這種照料存在隱性成本，最主要的就是勞動者工作的機會成本。在家庭收入最大化的前提下，會選擇機會成本較低的個體提供照料服務，一方面能降低由于照料活動損失的勞動報酬，另一方面也能保證家庭有更高的收入來源進行醫療保健支出與嬰幼兒照管支出等帶來的經濟負擔。若家庭內部女性的勞動報酬、機會成本和議價能力等高于男性，照料責任自然就落到了男性身上，由男性承擔照料責任對勞動參與的負面影響，這也是理性家庭基于家庭資源的最優勞動配置。盡管從整體上男性女性提供家庭照料的性別差異逐漸縮小，但女性仍然比男性承擔更多的家務勞動，特別是在農村地區，一方面文化開放的程度落后于城市，男女平等的觀念尚沒有完全普及，另一方面男性外出務工的勞動報酬普遍高于女性，因而女性作為家庭主要照料者的角色仍是常態，男性在家庭照料中發揮著輔助的作用。

對于不同的個體而言，家庭照料對其勞動供給的影響是不確定的，因為家庭成員在“工作—閑暇—照料”的決策并不是各自獨立。當家庭成員需要照料時，家庭中的男性和女性間可以進行分工也可以采取合作的方式提供家庭照料。那么，當家庭中的男性(女性)主要承擔家庭照料的責任時，其勞動供給會隨著家庭照料強度的增加而減少；反之，家庭中另外一個人主要承擔家庭收入的責任時，其勞動供給會隨著家庭照料強度的增加而增加。因而筆者認為，應考慮家庭成員間的分工與合作的因素。因此，本文檢驗的問題是：當面對家庭照料責任時，家庭中的男性和女性勞動者是如何在家庭照料與工作間做決策的，以及家庭照料對勞動供給的影響在性別間有何差異？此外，與城鎮家庭相比，農村勞動者勞動供給相對復雜，主要包含非農就業與農業勞動兩大類，那么家庭照料在不同內容的勞動供給方面的影響有何差異？

基于上述分析，筆者提出如下假設：

H1：家庭照料對農村已婚男女勞動參與有阻礙作用，家庭照料負擔越重，勞動參與度越低。

H2：家庭照料對勞動參與度的影響存在性別差異。

H3：家庭照料對勞動參與度的影響因勞動內容存在差異。

三、研究設計

(一)數據來源

本文數據來源于CFPS(2010年)數據庫，調查樣本覆蓋全國25個省份(除西藏、青海、內蒙古、寧夏、海南、新疆及港澳臺地區)，代表了中國95%的人口，2010年基線調查共采訪14 960戶家庭、42 590位個人。可以視為全國性的樣本，具有較好的代表性。本文經過對樣本有效處理，最終得到11 654個農村已婚男女個人有效樣本。與以往的研究相比，本文樣本量大、覆蓋區域廣，從而更具全國層面的代表性。

(二)內生性處理

家庭照料與勞動參與之間可能存在內生性，主要表現在兩個方面：其一，雙向因果關系，即家庭照料與勞動參與之間互為因果。如農村已婚男女可能由于家庭照料負擔重而放棄外出務工機會，減少市場勞動。同時，由于自身原因，沒有找到合適的工作而承擔更多的家庭照料責任。其二，遺漏變量，即不可觀測的個人特征會影響家庭照料與勞動參與，可能導致家庭照料變量與隨機擾動項相關。處理以上內生性的辦法是尋找與家庭照料有關的工具變量[11]。

最常用的工具變量主要包括以下三種：其一，家庭需要照料的人數，如選擇了家庭患病或殘疾人數及受訪者三個最親近朋友的年齡[29]，以及家中兒童數量。其二，家庭成員的健康水平[30]，選擇父母的年齡及健康狀況作為家庭老年照料的工具變量。其三，能夠緩解家庭照料壓力的因素，如祖母是否健在，兄弟姐妹數量等。已有研究表明，家庭有9歲以下兒童及70歲以上老年人時會降低勞動者市場勞動的參與[13]。鑒于此，本文首先檢驗家庭照料與農村已婚男女勞動間是否存在內生性，同時采用工具變量方法處理內生性問題，選取家庭需要撫養的總人數作為工具變量，即家庭內小于等于9歲的兒童人數與大于等于70歲老年人數的總和。

(三)模型構建

本文采用Probit回歸方法及工具變量法，重點考察家庭照料對農村已婚男女勞動參與的影響，構建如下模型：

Work_di=ai1+β1Care_hi+Xiγi1+μi′

(1)

Work_dwi=ai2+β2Care_hi+Xiγi2+μi″

(2)

Work_dni=ai3+β3Care_hi+Xiγi3+μi?

(3)

其中，Work_d、Work_dw和Work_dn分別代表農村已婚男女勞動參與、非農勞動參與和農業勞動參與；解釋變量Care_h代表農村已婚男女每天家庭照料時間，單位為小時；Xi為一些影響勞動參與的控制變量；ai1、ai2和ai3為常數項；μi′、μi″和μi?為隨機擾動項。由于勞動參與(Work_d、Work_dw和Work_dn)為二值變量，故選擇Probit模型進行實證分析，具體變量定義及賦值如表1所示。

表1 變量名稱及描述性統計

四、結果分析

本文在外生和內生的假設條件下分別檢驗了勞動參與非線性的結果。工具變量法(1)由于篇幅原因，在工具變量法回歸模型中省略第一階段回歸結果，僅保留了第二階段的回歸結果。的檢驗結果顯示：首先，家庭總撫養負擔(小于9歲兒童數量和大于70歲老年人的數量加總)對家庭照料時間有非常顯著的影響，均通過1%的顯著性檢驗。其次，工具變量的不可識別檢驗結果均顯著，拒絕了原假設，即完全識別。最后，弱工具變量檢驗結果也都大于臨界值11.590，說明不存在劣質工具變量問題。總之，模型的擬合優度較好，能夠保證結果的有效性。

就男女混合樣本而言，見表2中的模型(1)。家庭照料的系數通過了1%顯著性檢驗，且符號為負，說明家庭照料對農村已婚男女勞動參與存在阻礙作用，家庭照料每增加1小時，勞動參與概率降低0.043；分性別而言，估計結果見表2模型(2)和模型(3)。家庭照料的系數均通過了1%顯著性檢驗，且符號為負，說明家庭照料每增加1小時，女性勞動力參與概率降低0.046，男性勞動力參與概率降低0.037。結果表明，相對于男性而言，家庭照料負擔對女性勞動參與的負面影響更大。

表2 家庭照料對農村已婚男女勞動參與的影響

就控制變量而言，男性比女性參與勞動的概率要高。年齡與年齡平方的估計系數均通過1%的顯著性檢驗，且呈現非線性的關系；自身受教育程度均會增加已婚男女的勞動參與，且在模型(1)和模型(2)中的系數通過了1%顯著性檢驗，教育對女性勞動參與的正面影響高于男性；自身的健康水平越高，勞動參與率越高；配偶的年齡對自身勞動參與沒有影響；配偶的教育水平越高，勞動參與率越高，但結果的顯著性不穩定；家庭總人數對勞動參與的效果不穩定，但在一定程度上能夠說明，家庭人數越多，自身勞動參與概率越高；家庭人均收入促進農村已婚男女勞動參與，且通過1%的顯著性檢驗，說明在當前中國農村家庭收入水平較低的情況下，勞動收入對家庭成員的吸引力較大，促進勞動參與率增加，特別是作為家庭主要收入來源的男性，受收入的影響較大；家庭非農收入比例的增加，會降低自身勞動參與率;家庭資產總和的估計系數均為負，但穩定性較差，對女性的負面影響顯著，對男性的影響不顯著，但也表現出了負向影響，在一定程度上證實了男性的勞動參與彈性較小；村內人均耕地面積顯著降低了勞動參與，可能是因為人均耕地面積越多，農戶農業生產的負擔越重，而中國農民對土地獨有的熱情使其沒有放棄土地外出務工的勇氣，進而降低非農勞動；村內人均收入水平對勞動參與率的影響結果不穩定，在模型(1)和模型(3)中的系數為正，在模型(2)中符號為負，均未通過顯著性檢驗，說明在中國農村地區整體收入水平較低，未達到因村莊富裕而放棄勞動選擇閑暇的生活狀態；村內集體企業的系數穩定性差，僅僅在模型(1)中通過10%的統計上顯著性檢驗，但符號全部為正，說明能夠在一定程度上增加勞動參與概率，可能是因為村內存在集體企業能夠提供非農就業崗位，農民能兼顧工作和務農；離縣城距離的系數均通過1%的顯著性檢驗，且符號全部為正，說明離縣城遠的村莊勞動參與率越高。

表3是在外生的假設條件下，報告了勞動參與方程的結果。外生檢驗結果顯示，在模型(4)和模型(6)中存在內生性。模型(4)中家庭照料的系數為負，且通過1%顯著性檢驗，家庭照料每增加1小時，勞動參與概率降低0.027。與表2中的模型(1)的研究結果有一定幅度的差距，說明忽略內生性會夸大家庭照料時間對勞動參與的負面影響；分性別而言，模型(5)中家庭照料的系數為負，且通過1%顯著性檢驗，家庭照料每增加1小時，勞動參與概率降低0.045，與表2中的模型(2)的研究結果差距不大，結果穩定性好，可靠性強。模型(6)中，家庭照料的系數為正，未通過顯著性檢驗，但在一定程度上能夠說明家庭照料會促進已婚男性勞動參與，家庭照料每增加1小時，勞動參與概率上升0.023，驗證了家庭照料的收入效應。

表3 家庭照料對農村男女勞動參與的影響(控制內生性)

本文繼續考察農村已婚男女從事自家農業的同時，是否繼續從事非農就業。家庭照料對非農勞動參與的影響結果如表4所示。

表4 家庭照料對農村已婚男女非農勞動參與的影響(2) 表4與表2的控制變量是一致的，由于篇幅原因，在表4中僅保留了顯著變量的回歸結果。

表4是在內生的假設條件下，報告了非農勞動參與方程的結果。就男女合計樣本而言，見表4中的模型(7)。家庭照料的系數均通過了1%顯著性檢驗，且符號為負，結果比較穩健，說明在其他條件不變的情況下，家庭照料對農村已婚男女非農勞動參與存在阻礙作用，家庭照料每增加1小時，非農勞動參與的概率降低0.021；分性別而言，估計結果見表4模型(8)和模型(9)。家庭照料的系數為負，且通過了1%的顯著性檢驗，說明在其他條件不變的情況下，家庭照料每增加1小時，女性非農勞動參與概率會降低0.016，男性非農就業參與概率會降低0.020。結果表明，相對于女性而言，家庭照料負擔對男性非農就業的負面影響更大。

就控制變量而言，受教育程度、年齡、性別等變量對非農勞動參與的影響與表2中的結論一致，在此不再贅述；家庭非農收入比例促進非農勞動參與，系數均通過1%的顯著性檢驗，說明非農收入能吸引勞動力進入非農勞動市場；禮金往來對男性非農就業存在顯著的正影響，對于女性沒有影響；村內有集體企業促進男性的非農勞動參與率，對女性的影響不顯著，但符號為正，在一定程度上能夠說明，村內有企業能夠提高農村已婚男女非農就業的概率；離縣城距離的系數為負，均通過了1%的顯著性檢驗，說明離縣城越遠，已婚男女非農就業的概率越低，原因在于離縣城較遠的村莊經濟發展滯后、交通不便、信息閉塞等原因導致非農就業概率低；其他變量均沒有通過顯著性檢驗，但變量系數符號符合理論預期；

表5是在外生的假設條件下，報告了非農勞動參與方程的結果。外生檢驗結果顯示，模型(10)、模型(11)和模型(12)均不存在內生性。模型(10)中家庭照料的系數為負，且通過1%顯著性檢驗，家庭照料每增加1小時，非農勞動參與概率降低0.039，與表4中模型(7)的研究結果有一定幅度的差距；分性別而言，模型(11)中家庭照料的系數為負，且通過1%顯著性檢驗，家庭照料每增加1小時，非農勞動參與概率降低0.034，與表4中模型(8)的研究結果有一定幅度的差距。工具變量的回歸方法會高估家庭照料對非農勞動參與的負面影響。模型(12)中，家庭照料的系數為負，但未通過檢驗，說明家庭照料對農村已婚男性非農勞動參與沒有影響。

表5 家庭照料對農村已婚男女非農勞動參與的影響(控制內生性)

表6是在內生的假設條件下，報告了家庭照料對農村已婚男女農業勞動參與方式的結果。就男女混合樣本而言，如表6中的模型(13)所示，家庭照料的系數為正，通過了1%顯著性檢驗，結果比較穩健，說明家庭照料對農村已婚男女農業勞動參與存在促進作用，家庭照料每增加1小時，參與農業勞動的概率增加0.028；分性別而言，估計結果如表6中的模型(14)和模型(15)所示。家庭照料的系數為正，均通過了1%顯著性檢驗，說明家庭照料每增加1小時，女性參加農業勞動的概率增加0.019，男性參加農業勞動的概率增加0.043。結果表明，相對于女性而言，家庭照料責任對男性農業勞動參與的正面影響更大。

表6 家庭照料對農村已婚男女農業勞動參與的影響(3) 表6與表2的控制變量是一致的，由于篇幅原因，在表6中僅保留了顯著變量的回歸結果。

就控制變量而言，女性比男性參與農業勞動的概率高；年齡、年齡平方顯著性檢驗不穩定，說明已婚男女的年齡與農業勞動參與并非呈現穩定的非線性關系，但年齡增長會增加農業勞動參與的概率。上述分析反映出，中國農村農業勞動力已呈現出女性化、老齡化的特點；教育水平均會降低農業勞動參與概率，其對農村已婚女性農業勞動參與的影響更大；自身健康水平、配偶年齡對農業勞動參與沒有影響;配偶的教育水平越高，自身的農業勞動參與率越低;家庭總人數對農業勞動參與的效果不穩定，但在一定程度上能夠說明，家庭人數越多，農業勞動參與概率越高；家庭人均收入對農業勞動參與呈現顯著性的負向作用，說明家庭人均收入的增長會減少農業勞動參與，增加非農就業，也證實了現階段非農就業是增加家庭收入的主要源泉；家庭非農收入比例增加降低了農業勞動參與概率；家庭總資產的估計系數均為負且顯著，說明農村家庭越富裕，退出勞動力市場的動機越強，特別是辛苦又勞累的農業勞動；村內人均收入水平對農業勞動參與率的影響為負且顯著；村內幫扶工資越高，農業勞動參與率越低。其他變量未能通過顯著性檢驗，但變量系數符號符合理論預期。

在外生的假設條件下，農業勞動參與方程檢驗的結果顯示，模型均不存在內生性。家庭照料系數均未通過顯著性檢驗，但符號為正，說明家庭照料對農村已婚男女農業勞動影響程度較小。(4)內生性的檢驗結果顯示，家庭照料對農村已婚男女農業勞動參與的影響均不存在內生性，由于篇幅原因，省略回歸結果表格。

五、結 論

本文在深入探討家庭照料對農村已婚男女勞動參與影響機制的基礎上，利用2010年CFPS數據，基于11 654個有效樣本，采用Probit回歸方法及工具變量法實證檢驗了家庭照料對農村已婚男女勞動參與的影響。研究結果表明：(1)家庭照料會通過多種途徑影響農村已婚男女的勞動參與，綜合影響為負，即家庭照料降低勞動參與，家庭照料對女性勞動參與的阻礙作用更強。(2)家庭照料減少了已婚男女非農勞動選擇概率，增加了農業勞動的選擇概率。(3)與傳統回歸相比，工具變量結果表明，家庭照料對女性勞動參與、非農勞動參與的影響結果保持一致，但家庭照料對男性勞動參與、非農勞動參與不存在阻礙作用，這說明受傳統的“男主外、女主內”的家庭生活影響，已婚女性肩負更多的家庭照料責任，家庭照料降低女性勞動參與。家庭照料對農村已婚男女的農業勞動參與沒有影響，說明家庭農業勞動生產活動時間較靈活，與非農勞動相比，無需嚴格規定勞動時間，照料者能夠同時兼顧家庭照料與農業勞動。