兒童照料方式對已婚流動女性就業的影響

李勇輝 沈波瀾 李小琴

摘?要：多數中國女性普遍同時肩負家庭撫幼及社會生產的雙重責任，使用2016年全國流動人口動態監測調查數據，實證研究祖輩照料、正規照料對有1—6歲本地子女的已婚流動女性就業的影響效應。結果顯示，兩類兒童照料方式對已婚流動女性的勞動參與率、月工資收入均具有顯著正向影響，其中祖輩照料產生的促進效果高于正規照料，且結果穩健。進一步研究發現，這種影響在城鄉流入地、戶口性質、子女數量及年齡結構方面存在異質性。另外，研究還發現住房支出占比發揮著負向調節作用，削弱了兒童照料方式對租房流動女性就業的促進效應。研究為構建新型兒童照料支持體系提供了重要參考，揭示了近年家庭化遷移模式下女性就業困境的破解路徑，對促進女性平等發展、提高家庭經濟能力及改善社會勞動力有效供給具有現實意義。

關鍵詞：祖輩照料;正規照料;已婚流動女性;勞動參與率;月工資收入

中圖分類號：C913.68;F241.4?文獻標識碼：A?文章編號：1000-4149（2020）05-0044-16

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2020.00.036

一、引言

改革開放以來，人口遷移帶動了勞動力跨地域配置，為城市經濟及社會各項事業發展創造了重要條件，也是推動中國經濟長期高速增長的動力源泉。其中，大量農村剩余勞動力從第一產業向第二、三產業轉移，促進了產業結構優化升級，極大地提高了社會生產率，并且對推進中國城鎮化、工業化發展產生了深遠影響。國家衛生健康委員會發布的《中國流動人口發展報告2018》顯示，我國流動人口規模自2015年起由之前的持續上漲轉為緩慢下降，2017年下降至2.44億人，但仍約占當年總人口數的18%。報告還指出，雖然近年我國流動人口規模進入調整期，但未來總量繼續增長仍然是流動人口發展的趨勢所向。另一個重要特征是，女性流動人口數量逐年增長，過去以男性為主體的現象正在悄然改變，流動人口性別結構逐漸趨向均衡化[1]。根據2016年全國流動人口動態監測調查數據，我國流動人口中女性比重已經達到47.9%，然而，在數量如此龐大的流動女性群體中，實際進入勞動力市場的比例卻明顯偏低。究其原因，是因為在傳統性別分工模式下，女性普遍承擔著料理家務、照顧家人的主要責任，這降低了她們從事社會勞動的可能性[2-4]。并且在近年家庭化遷移趨勢下，子女隨遷較大程度上加重了流動女性的照料負擔，愈發阻礙了流動女性的勞動參與和職業發展[5-6]。

黨的十九大報告提出“要堅持就業優先戰略和積極就業政策，實現更高質量和更充分就業”。當前我國正面臨“勞動力數量紅利”消退的挑戰，著力破解流動女性就業困境、充分釋放流動女性勞動供給潛力，對于緩解老齡化、少子化帶來的勞動人口比重下降問題有著重要作用。本文認為妥善解決流動女性的兒童照料負擔，或有可能是促進流動女性充分就業、改善其就業狀況的重要途徑。在家庭結構逐漸小型化、核心化，兒童早教重要性提升等多重因素作用下，家庭老年人提供的祖輩照料、幼兒照護機構提供的正規照料，已經成為當代兒童照料資源供給的重要來源。那么，祖輩照料、正規照料究竟是否對流動女性就業產生了影響？如若影響存在，哪類兒童照料方式對流動女性就業的促進效應更強？住房支出作為流動人口家庭消費的重要部分，是否在兒童照料方式影響流動女性就業過程中發揮調節作用？針對不同特征的流動女性，采取哪類兒童照料方式效果更佳？政府應當如何運用公共政策來提高流動女性對祖輩照料、正規照料的可獲性？這些均是本文需要解答的問題。本文研究從理論層面深化了對兒童照料與流動女性就業間內在聯系的認識，豐富了基于照料視角的女性就業行為研究，對構建“政府—家庭—社會”為一體的中國新型兒童照料支持體系，減輕家庭化遷移對流動女性就業的負面影響，進而促進女性平等發展、提高家庭經濟能力及改善社會勞動力有效供給均具有重要的現實意義。

二、文獻綜述

關于祖輩照料與女性就業間關系的研究，學者們早期發現獲得祖輩照料能夠有效促進年輕女性勞動供給[7-10]，但這些研究并未解決二者間可能存在的內生性問題，導致估計結果的可信度不高。部分學者采用工具變量處理了內生性問題，如艾思武（Aassve）等使用被訪女性的母親是否健在、兄弟姐妹個數作為工具變量，實證發現獲得祖輩照料促進了女性勞動參與[11]。波薩達斯（Posadas）和維達爾（Vidal）使用外祖母是否健在作為工具變量，得出祖輩照料顯著促進了女性就業的結論[12]。隨后，阿爾皮諾（Arpino）等設置（外）祖父母是否健在四個工具變量，研究發現祖輩照料顯著增加了女性勞動參與率[13]。上述研究雖然使用工具變量法克服了內生性問題，但鑒于國外社會文化背景與中國存在較大差異，所得結論對中國的適用性還有待考量。在國內最新研究中，鄒紅等使用CFPS四期數據，運用工具變量法研究得出祖輩照料顯著提高了已婚中青年女性的勞動參與率和月平均工作時間[14]。該文的不足之處在于作者關注的研究對象是有0—12歲孩子的中青年已婚女性，并未重視流動女性就業問題。再者，0—12歲子女中有相當一部分已經進入義務教育階段，將其視為整體進行分析，可能造成祖輩照料對女性就業的影響效應估計不準確，是受到義務教育等因素干擾后的結果。

關于正規照料與女性就業間關系的研究，國外相關文獻指出政府大規模建設學前教育設施及擴大免費學前教育[15]、兒童照料機構的可獲性[16-17]、實施高補貼、全民性幼兒照料服務政策[18]、實行家庭托兒津貼改革[19]、開展社區托兒所項目[20]均提高了育兒家庭對正規照料的使用率，進而對女性勞動供給產生了顯著正向影響。國內學術界對正規照料與女性就業間關系的研究相對較少，在已有相關文獻中，有學者指出幼兒園可獲性不足是女性勞動參與的主要障礙[21]，缺乏穩定可靠的幼兒看護機構對生活在貧困地區的母親的非農就業產生了抑制效應[22]。與此同時，兒童托育費用較大程度上決定著家庭是否購買市場化兒童照料。部分學者認為高市場托育費用對已婚女性勞動力供給造成了嚴重的負面影響[23-25]，而降低兒童托育費用則對女性就業有顯著促進效果[26-27]。雖然上述研究為后續探討正規照料與女性就業間關系奠定了基石，但大多實際上并未對兒童是否獲得正規照料進行直接衡量。

需要指出的是，現有文獻大多單一研究祖輩照料或正規照料對女性就業的影響，鮮有研究將二者統一起來，僅少量文獻同時探討了祖輩照料、正規照料對女性就業的影響，如惠洛克（Wheelock）和瓊斯（Jones）發現當母親由于工作無法照料兒童，祖父母照料是最合適的照料替代，而正規的托兒服務往往無法替代以家庭為基礎的幼兒照料[28]，但這一結論僅是基于文獻資料整理、經驗事實及統計數據分析得到，缺乏規范性實證結果支持，其可靠性仍然有待檢驗。國內學者杜鳳蓮等使用1991—2011年CHNS數據，采用兩階段殘差法（2SRI）研究發現，祖輩照料對女性勞動參與率的促進效果高于正規照料[29]。作者雖然從實證層面證實了祖輩照料的優勢，但對估計結果未進行穩健性檢驗，研究對象局限于城市女性，且停留在總體樣本分析層面，缺乏分樣本異質性探討，得出的結論不免寬泛籠統，所能提供的政策含義有限。

基于此，本文在前人研究基礎上進行了三方面的拓展完善：第一，以往文獻多側重于城鎮女性就業行為的研究，本文以流動女性為研究對象不僅拓寬了基于照料視角的女性就業行為研究，也揭示了當前破解家庭化遷移模式下女性就業困境的有效路徑;第二，本文嘗試納入住房因素，探討住房支出占比在兒童照料方式影響流動女性就業過程中是否發揮調節效應，為政府運用相關住房政策減輕流動人口住房負擔，使兒童照料資源能夠發揮出更高的就業促進效果提供了理論依據;第三，本文將祖輩照料、正規照料及女性就業納入統一的分析框架，為構建“政府—家庭—社會”為一體的兒童照料支持體系，以促進流動女性就業提供了來自微觀層面的經驗證據。

三、數據、模型與變量

1.數據來源與樣本處理

本文采用2016年全國流動人口動態監測調查數據進行研究。該項調查自2009年開始實施，覆蓋我國31個省（自治區、直轄市）和新疆建設兵團，采用分層、多階段、與規模成比例（PPS）抽樣的方法來選取樣本，數據具有較好的權威性和代表性。2016年調查問卷主要內容包括：流動人口及家庭成員基本信息、收支情況、流動和就業、居留和落戶意愿、子女流動和教育、婚育和衛生計生服務等，樣本量總計169000人，其中，女性80912人，約占47.88%;男性88088人，約占52.12%。根據本文的研究需要，對原始數據進行了如下處理：①選取16—60歲、有1—6歲子女 《中華人民共和國義務教育法》規定，我國小學入學年齡為截至當年8月31日年滿6周歲，鑒于文章所使用的數據是于2016年5月進行現場調查所得，因此，本文將在2009年9月后出生的兒童劃分為學齡前子女;另外，由于未滿1周歲的兒童尚處于哺乳期，通常由母親主要照料，因此，1周歲以下兒童將不納入本文研究范疇。在本地的已婚流動女性作為研究對象;②為了避免極端值的影響，本文對個人月工資收入在1%和99%分位上進行縮尾處理，同時刪除主要變量缺失的樣本，最終獲得18274個有效樣本。

2.模型構建

首先，本文分別考察祖輩照料、正規照料單獨對已婚流動女性就業（包括勞動參與率、月工資收入）的影響。接著，為了比較兩類兒童照料方式對已婚流動女性就業的影響效應差異，將祖輩照料、正規照料納入同一模型進行回歸分析，構建勞動參與率模型和勞動收入模型如下：

3.變量定義與描述性統計

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量是已婚流動女性的就業狀況，從兩個維度進行衡量，一是勞動參與率，根據調查問卷中“五一之前一周是否做過一小時以上有收入的工作”的回答，設置為二值虛擬變量，若被訪者回答“是”，則變量賦值為1，回答“否”，賦值為0;二是月工資收入，來自問卷中“個人上個月或上次就業純收入”的回答，取自然對數表示。

（2）核心解釋變量。本文的核心解釋變量是祖輩照料、正規照料。祖輩照料通常分為“候鳥型照料”和“留守型照料”兩種模式，鑒于本文探討的是祖輩照料對已婚流動女性在本地就業的影響，故僅選取“候鳥型照料”模式，即祖輩流動到本地來照料孫輩。如果滿足“有1—6歲學齡前子女”、“子女居住地：本地”及“主要照料人：祖輩”三重約束條件，則定義為獲得祖輩照料，賦值為1，否則為0。如果滿足“有1—6歲學齡前子女”、“子女居住地：本地”、“子女已托育”三重約束條件，則定義為獲得正規照料，賦值為1，否則為0。

（3）調節變量。本文選擇住房支出占比作為兒童照料方式與流動女性就業間的調節變量。依據調查問卷中“過去一年， 您家在本地平均每月住房支出（僅房租/房貸） 為多少？”、“過去一年， 您家平均每月總支出為多少？”的回答，由每月全家在本地住房支出除以每月全家在本地總支出計算得到住房支出占比，取值范圍在0—1之間。

（4）控制變量。根據女性就業的相關理論及已有研究做法，并考慮到數據指標的可獲性，本文選取個人、丈夫、子女、家庭經濟及地區層面特征作為控制變量，具體依據如下：①個人特征：女性的年齡、受教育程度、戶口、黨員身份反映了個人的人力資本、社會資本及政治資本積累，是個人參與勞動的內在基礎。流動范圍與流動年限反映了女性的外出工作閱歷和經驗，因此，本文將是否跨省流動、流動年限變量納入模型。由于生育可能導致女性職業中斷、造成已育婦女人力資本貶值，使其遭受“生育工資懲罰”，因此，模型中也納入了首次生育年齡變量。②丈夫特征：丈夫作為家庭核心成員，也會在很大程度上影響女性就業，考慮到數據可獲性，將丈夫年齡、丈夫是否隨遷變量納入模型。③子女特征：鑒于經濟條件是男性在婚戀市場上的重要籌碼，那么，家中是否有兒子將影響著女性是否就業及工作的努力程度。最小孩子年齡、15歲以下孩子數量反映了家庭中子女照料負擔程度，因此，也被納入模型中。④家庭經濟特征：女性就業狀況與家庭經濟水平有著密切關系，因此，本文將家庭月純收入的自然對數納入模型。⑤地區特征：人口密度反映了各地區人口分布情況，失業率、職工平均工資作為宏觀就業特征，可能會影響到個體層面就業狀況。由于不同地區在社會經濟發展水平、就業機會等方面均存在差距，那么，不同地區女性的就業狀況也會存在一定差異，因此，本文將流入地類型即是否居住在城鎮、是否居住在東（西）部作為控制變量納入模型。

取值情況如下：①個人特征：年齡由2016減去被訪者的出生年份得到，為了考察年齡的非線性影響，將年齡的一、二次項同時納入模型;戶口性質為非農業，賦值為1，其他情況均賦值為0;若被訪者是中共黨員，賦值為1，其他情況均賦值為0;根據我國現行學制，將被訪者的受教育層次對應相應的年限來設置受教育年限變量 根據我國現行教育學制來設置受教育年限變量，將未上過學賦值為0，小學賦值為6，初中賦值為9，高中、中專賦值為12，大專賦值為15，大學本科賦值為16，研究生賦值為19。;若被訪者跨省流動，賦值為1，否則為0;根據問卷中“流動到本地的年數”的回答來設置流動年限變量;首次生育年齡由一孩生育年份減去被訪者出生年份得到。

②丈夫特征：丈夫年齡由2016減去丈夫的出生年份得到;若丈夫也在本地，則定義為丈夫隨遷，并賦值為1，否則賦值為0。

③子女特征：根據問卷中流動女性的各子女情況如年齡、性別來設置子女特征變量，若家中有兒子，賦值為1，否則為0;最小孩子年齡為連續變量;0—15歲孩子數量為離散變量。

④家庭經濟特征：使用家庭月純收入作為家庭經濟狀況的衡量指標，由家庭月總收入減去月總支出計算得到，并取自然對數納入模型。

⑤地區特征：人口密度（人/平方米）、失業率（從業人員數/失業人員數）、職工平均工資（元）均來自2016年《中國城市統計年鑒》;若被訪者居住在城鎮，賦值為1，居住在農村，賦值為0;以中部為參照組，設置東部、西部虛擬變量 根據國家現行地域劃分標準，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省（市）;中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省;西部地區包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古12個省（市、自治區）。

（5）工具變量。本文選擇“祖母是否在世”作為祖輩照料的工具變量，依據問卷中對各家庭成員基本情況的調查結果，如果與被訪者的關系為婆婆，則定義為祖母在世，并賦值為1，否則為0。選擇地級市人均幼兒園數作為正規照料的工具變量，取2014年《中國區域經濟統計年鑒》中各地級市幼兒園數與本地級市常住人口數的比值來表示。

從表1變量的描述性統計結果可以看出，已婚流動女性的總體勞動參與率為60.3%。關于1—6歲本地子女的主要照料人，其中祖輩照料比例為3.6%，母親照料比例為32.4%、父母雙方照料比例為61.3%、老師托管比例為1.5%，其他照料比例為1.5% 1—6歲本地子女的主要照料人中“其他”包括父親、其他親屬、鄰居朋友及無人照管，由于這四類樣本的數量及比例均極低且在實際生活中并不常見，因此，本文統一將其歸納為其他照料類型，不納入模型中分析;另外，老師托管基本包含于正規照料樣本，鑒于本文重點研究正規照料對已婚流動女性就業的影響，那么將不重復控制老師托管變量。;1—6歲本地子女接受正規照料的比例為53.2% 為了準確界定祖輩照料樣本與正規照料樣本，避免兩類兒童照料方式產生的影響效果出現偏差，本文刪除了既托育又由祖輩照料的樣本，所占比例較低（2.45%），刪除這部分樣本對實證結果的影響基本可以忽略。。由于文章旨在研究相比于母親參與照料（包括母親主要照料及父母雙方照料），當前中國家庭常見的兩類兒童照料方式即祖輩照料、正規照料對已婚流動女性就業的影響效應，因此，在描述性統計中，本文同時匯報了全樣本，祖輩照料、正規照料及母親參與照料三個子樣本的相關變量特征，以期比較不同兒童照料方式下已婚流動女性在就業特征及其他特征方面的差異。明顯可以看出，在祖輩照料樣本中，已婚流動女性的勞動參與率最高，達到了91.0%，月工資收入水平同樣最高;在正規照料樣本中，已婚流動女性的勞動參與率（68.8%）、月工資收入水平均次之;在母親參與照料樣本中，已婚流動女性的勞動參與率（58.5%）與月工資收入水平均處于最低水平。上述統計數據初步表明，獲得祖輩照料、正規照料均對已婚流動女性就業產生了正向影響，同時，也可以看出目前仍存在較多因照料子女而無法實現就業或勞動低產出的已婚流動女性勞動力。此項發現為本文開展進一步研究提供了有力的數據支撐，但由于統計分析并未考慮其他控制變量的影響，也無法解決內生性問題，因此，并不能準確真實地反映出兒童照料方式與已婚流動女性就業間的因果關系，下面將通過嚴謹的實證研究進行求證。

四、實證結果分析

1.基本回歸結果

表2匯報了在外生性假設下離散選擇模型（Probit）和普通最小二乘法（OLS）的回歸結果。前四列是祖輩照料、正規照料單獨對已婚流動女性就業的影響結果，可以發現，在控制其他變量不變的前提下，祖輩照料、正規照料均顯著提高了已婚流動女性的勞動參與率和月工資收入。列（5）、列（6）顯示了將祖輩照料、正規照料變量同時納入模型后的回歸結果，可以看出，不論是對于勞動參與率還是月工資收入，祖輩照料、正規照料變量仍然在1%的統計水平上顯著，邊際效應測算得出，祖輩照料、正規照料分別使已婚流動女性的勞動參與率提高了34.4%、8.8%;獲得祖輩照料、正規照料家庭中已婚流動女性的月工資收入對數值提高了3.145、0.727，可見祖輩照料帶來的增長幅度均高于正規照料。

祖輩照料、正規照料均減輕了學齡前兒童母親的撫養照料負擔，使女性有更多的時間投入到工作中。對于祖輩照料的就業促進效果高于正規照料這一現象，可能是由于祖輩照料屬于全天候照料，而幼兒托育多是白托班，且在雙休日及法定節假日休息，因此，母親仍然要花費大量時間精力在晚間、周末照料上，實際并未有效減輕母親的育兒負擔。此外，相比于祖輩照料的無償性、奉獻性，市場化托育服務花費的經濟成本通常是育兒母親權衡就業抑或是親自照料的主要因素。如若已婚流動女性的勞動產出不足以負擔市場托育費用，她們將不得不選擇時間靈活、收入低的工作甚至退出勞動力市場以方便照料子女。綜上，可以合理解釋正規照料對已婚流動女性就業的促進效果為何不及祖輩照料。

其他控制變量在各模型中的估計結果基本保持一致。年齡與勞動參與率、月工資收入呈現倒“U”型關系，表明隨著年齡增長，流動女性的勞動參與率及月工資收入先增加后減少，這與以往研究保持一致。戶口性質并沒有顯著影響流動女性就業。黨員身份變量顯著為正，說明黨員身份對流動女性就業產生了促進效應。受教育年限的估計系數顯著為正，說明受教育程度越高的女性，其勞動參與率、月工資收入越高，符合人力資本理論的假設。相比于省內流動女性，跨省流動女性的勞動參與率和月工資收入更高，而流動年限越長，女性的勞動參與率越高，但對月工資收入沒有產生顯著影響。首次生育年齡的估計系數顯著為負，說明流動女性越晚生育一胎，對其就業產生的負向影響越大。丈夫年齡與流動女性就業負相關，而丈夫隨遷僅顯著提高了流動女性的月工資收入。家中有兒子提高了流動女性的勞動參與率，這可能是因為在中國傳統思想影響下購房一般由男方家庭承擔，導致有兒子家庭的經濟負擔更重，進而促進了母親勞動參與。家中最小孩子年齡、15歲以下孩子數量的估計系數分別顯著為正、負，說明家中最小孩子的年齡越大，對母親的照料需求減弱，使女性可以有更多精力分配給工作，而15歲以下孩子數量越多，增加了母親的照料壓力，從而給女性就業帶來負面影響。因此，二者對母親就業產生了相反方向的影響效果。家庭經濟水平與流動女性就業正相關，說明家庭經濟狀況越好，流動女性的勞動參與率、工資越高。人口密度的估計系數為正，但在統計上不顯著。地區失業率、職工平均工資水平越高，流動女性的勞動參與率、工資越低。流入城鎮、東部等經濟發達地區均顯著促進了流動女性就業。

2.內生性檢驗

雖然本文在基礎回歸中，已經得出祖輩照料、正規照料對已婚流動女性的勞動參與率和月工資收入均具有顯著促進效應。然而，兒童照料方式與流動女性就業間可能存在反向因果關系，即女性就業狀況也能反向影響兒童照料方式的選擇。如果母親處于就業狀態且工作強度較大，很大可能會向祖輩尋求代際幫助或者將兒童進行托育。如果母親未就業，則更傾向于選擇親自照料子女。同時，模型中也可能存在遺漏變量問題，由于女性就業及兒童照料方式的選擇可能同時受到祖輩意愿、女性工作偏好及社區特征等因素的影響，但這些因素通常難以直接觀測、無法納入模型。以上兩種情形均會造成內生性問題，導致估計結果有偏。為此，本文將采用工具變量法來克服內生性問題。對于工具變量的選擇，考慮到中國女性婚后普遍從夫居的社會背景及女性作為主要照料者的傳統性別分工模式，選擇“祖母是否在世”作為祖輩照料的工具變量。其邏輯在于祖母是否在世決定著年輕女性對祖輩照料獲取的可能性，但其并不直接影響流動女性的就業行為。另外，選擇地級市人均幼兒園數作為正規照料的工具變量，這是因為地級市人均幼兒園數能夠反映該地區學前教育資源的可獲性程度，如果地區人均幼兒園數量越多，那么該地區兒童獲取正規照料的概率將會越高;同時，地級市層面的宏觀因素對于微觀個體就業決策相對外生，并不會直接影響到流動女性的就業行為。因此，從理論層面上分析，本文選取的兩個工具變量均滿足相關性與外生性兩個條件。

從表3中列（1）、列（4）第一階段的回歸結果可以看出，祖母在世增加了祖輩照料的可能性，并且地級市人均幼兒園數越多，兒童接受正規照料的概率越高。一階段F統計量分別為89.830、686.290，均大于經驗的臨界值10，說明不存在弱工具變量問題，工具變量均與內生變量高度相關。Wald檢驗顯示估計系數均通過檢驗，具有較好的擬合效果。從第二階段的回歸結果來看，祖輩照料、正規照料分別與已婚流動女性的勞動參與率和月工資收入在1%的統計水平上顯著正相關，說明在使用工具變量法控制內生性問題后，兩類兒童照料方式對已婚流動女性就業仍然具有顯著促進效應。

3.穩健性檢驗

為了驗證上述估計結果得出的結論是否可靠，我們將從以下三方面進行穩健性檢驗。第一，剔除低彈性或無彈性職業樣本再進行檢驗。鑒于不同職業的流動女性對于兒童照料責任的承受能力存在明顯差別。例如，對于從事低彈性、無彈性職業的流動女性，由于自身工作特征的原因，外部沖擊如照料負擔對其就業的影響較弱甚至不顯著。為了消除職業性質帶來的差異影響，本文剔除了國家機關、黨群組織、企事業單位負責人、公務員、辦事人員和有關人員等樣本，重新進行估計，結果見表4。第二，更換工具變量再進行檢驗。考慮到（外）祖父母都是祖輩照料的提供者，我們分別使用外祖母、外祖父、祖父是否在世作為祖輩照料的工具變量再進行檢驗，限于文章篇幅，此處僅匯報外祖母在世作為工具變量的實證結果。另外，地區初等教育資源也能在一定程度上反映該地區的幼兒教育發展水平，與正規兒童照料的可獲性也存在相關關系。鑒于此，我們選擇地級市人均小學數量作為正規照料的工具變量再進行檢驗，結果見表4。第三，更換計量方法再進行檢驗。由于樣本中獲得祖輩照料、正規照料的劃分并不是隨機的，而是由自身、家庭特征等綜合決定的結果，那么，這種情況將會導致樣本自選擇問題，造成估計結果有偏。對此，我們通過更換計量方法，使用PSM模型來解決樣本選擇性偏誤，結果見表5。

從表4結果可以看出，不論是剔除低彈性或無彈性職業樣本，還是更換工具變量，祖輩照料、正規照料變量仍然顯著為正，即兩類兒童照料方式顯著促進了流動女性就業;表5結果顯示，五種匹配方法得到的平均處理效應在數值及顯著性上均十分近似，說明使用PSM模型得到的估計結果是穩健的。并且，獲得祖輩照料、正規照料均顯著增加了流動女性的勞動參與率和月工資收入。經過上述三類穩健性檢驗，本文的估計結果仍然保持不變，有力地證實了本文研究結論具有穩健性。

4.住房支出占比的調節作用

住房是流動人口進入城市安身立命的必要生活資料和物質保障，根據2016年調查數據顯示，約66%的流動人口家庭選擇租房，面臨著房租壓力，而少部分人群（25%）選擇購房，其中約13%的購房家庭背負著房貸 根據2016年全國流動人口動態監測調查數據整理統計得到。。住房支出（房租、房貸支出）作為流動人口家庭消費的重要組成部分，不僅會影響到家庭對于教育費用的負擔能力，也促使個人在閑暇和勞動中做出權衡取舍。由此，本文猜測兒童照料方式與流動女性就業間關系可能會受到住房支出占比的影響，即住房支出占比在二者間發揮著調節作用。另外，由于購房流動人口家庭的住房支出占比（42.9%）普遍高于租房家庭（24.7%） 根據2016年全國流動人口動態監測調查數據計算得到租房、購房流動人口家庭的住房支出占比。，而且，自購房作為家庭重要資產及投資工具，本身也會對流動女性及家庭的行為決策造成影響。那么，住房支出占比在租購樣本中發揮的調節作用是否有所區別？為此，我們具體區分租房、自購房樣本，構建住房支出占比與祖輩照料、正規照料的交互項，將兩個交互項一并納入原模型中，進行實證分析，結果如表6所示。

表6結果顯示，對于租房流動人口家庭，住房支出占比與祖輩照料、正規照料的兩個交互項均顯著為負，表明住房支出占比發揮出負向調節作用，削弱了兩類兒童照料方式對流動女性就業的促進效應，具體而言，相比于住房負擔輕的租房流動人口家庭，獲得祖輩照料、正規照料對住房負擔重的租房流動人口家庭中女性就業的促進效果更低，這可能是因為流動人口家庭的住房負擔越重，老年父母為了幫助子女改善家庭經濟狀況，可能越會投入到勞動力市場中。另外，過重的住房負擔很大可能也會擠占家庭教育投資。可見，住房負擔對兒童照料資源的可獲性及質量均可能造成負面影響，從而制約了兩類兒童照料方式對已婚流動女性就業促進效果的發揮。對于購房流動人口家庭，兩個交互項均不顯著，這說明無論購房流動人口家庭的住房支出占比高低，獲得祖輩照料、正規照料均會同等地促進購房流動人口家庭中女性就業，證明了這種正向影響是剛性的，其中作用機制不因客觀層面上住房負擔狀況而產生明顯區別。本文認為這種現象的出現是自購房資產發揮的“財富效應”與償還房貸帶來的“房奴效應”同時作用的結果，但鑒于所用數據庫中缺乏關于購房流動人口家庭的住房資產價值及房貸等信息，因此，難以就此現象展開進一步的實證探究。

5.異質性分析

在中國城鄉經濟社會發展不平衡的現實背景下，兒童照料資源分布、流動女性就業狀況在城鄉之間也存在明顯差異。并且來自城市、農村的流動女性在人力資本及社會資本積累上也有著較大差距。另外，子女數量及所處年齡段對母親照料有著不同程度的需求。由于這些差異很大可能會影響祖輩照料、正規照料對流動女性就業的作用效果。為此，本文依據流入地的城鄉類型、流動女性的戶口性質、1—6歲本地子女數量及是否滿3周歲 根據國家教育部門有關規定，公立幼兒園招收當年8月31日前滿3周歲的幼兒入園。進行分組，詳細研究兩類兒童照料方式對不同子樣本群體流動女性就業的影響差異，估計結果見表7。

表7結果顯示，首先，對于農村地區流動女性，祖輩照料發揮的就業促進效應更強，而正規照料則對城市地區流動女性就業產生的正向影響更大。這可能是因為城市中幼兒照護資源豐富且托育服務的質量和水平更高，而農村地區受傳統代際互助觀念的影響更重，加之托育機構相對不足，因此，獲得祖輩照料更能促進農村地區流動女性就業。其次，兩類兒童照料方式對非農戶口流動女性就業產生的正向影響均低于農村戶口流動女性。這可能是因為非農戶口流動女性的個人能力素質、家庭稟賦等更高，在勞動力市場中占據優勢，抵御兒童照料負擔帶來的負面影響的能力更強，因此，即使獲得祖輩照料、正規照料，對非農戶口流動女性就業的促進作用仍不及農業戶口流動女性。

再次，獲得祖輩照料對有多個1—6歲本地子女的流動女性的就業促進效應更強，而接受正規照料對僅有一個1—6歲子女的流動女性就業產生的正向影響更大。這可能是因為多子女托育花費的市場照護費用過高，導致流動女性更愿意選擇祖輩照料。最后，正規照料對有1—3歲本地子女的流動女性的就業促進效應更強。這可能是因為3歲以下幼兒對母親的依賴性更大，幼兒的母親要花費更多精力在育兒上，如果獲得正規托育服務，母親的照料負擔將得以有效減輕。

五、結論與政策建議

本文使用2016年全國流動人口動態監測調查數據，以祖輩照料、正規照料為研究視角，探討兩類兒童照料方式對有1—6歲本地子女的已婚流動女性就業的影響，得到如下結論：第一，祖輩照料、正規照料均顯著提高了流動女性的勞動參與率和月工資收入，并且祖輩照料帶來的增長幅度高于正規照料，結論在使用工具變量控制內生性及穩健性檢驗后依然成立。第二，住房支出占比發揮了負向調節作用，削弱了祖輩照料、正規照料對租房流動女性就業的促進效應。第三，分流入地看，農村地區流動女性獲得祖輩照料對其就業的促進效應更強，而正規照料則對城市地區流動女性就業產生的正向影響更大;分戶口性質看，獲得兩類兒童照料對農業戶口流動女性就業的促進效應更強;分子女數量看，多子女家庭采取祖輩照料模式更有助于促進母親就業，而正規照料更適用于僅有1個1—6歲本地子女的流動女性;分子女年齡看，接受正規照料對有1—3歲本地子女的流動女性就業促進效應更強。

由上述經驗分析可知，實現流動女性充分就業需要充足的兒童照料資源作為支撐，因此，我國亟須構建“政府—家庭—社會”為一體的新型兒童照料支持體系來緩解當代女性的照料壓力，使她們能夠更好地平衡家庭與工作的關系，從而為提高家庭經濟能力乃至促進社會生產力發展做出更大的貢獻。對此，本文將從以下方面給出具體政策建議。首先，政府、家庭及社會應當重視祖輩照料發揮的重要價值，逐步將祖輩照料納入托育服務體系，維護祖輩照料主體的基本權益。同時，應關注提供祖輩照料對老年人身心健康產生的負面影響，增加對老年人的醫療衛生投入。其次，在構建兒童照料支持體系過程中，應當加強我國公共托幼機構建設，尤其要重視農村地區幼兒照護資源投入，積極推動3歲以下嬰幼兒托育服務發展。同時，可通過稅收減免的方式鼓勵社會力量如企事業單位開辦自營職工托兒所，解決女性職工的育兒與工作兩難困境。最后，政府應積極發揮住房保障對收入分配的調節作用，即通過大力發展公共租賃房，逐步將符合條件的流動人口納入公租房保障范圍，切實解決低收入流動人口家庭的住房困難，從而提高他們對兒童照料服務的可負擔性。對于市場租房流動人口家庭，應當通過加快住房租賃立法、規范商品住房租賃市場，使市場租金維持在合理水平，有效減輕流動人口家庭的房租負擔，進而為祖輩照料、正規照料更好地發揮出就業促進效果營造良好的家庭條件。

本文也存在一些不足，關于流動女性就業的研究局限于勞動參與和工資收入維度，未能深入探究兒童照料方式對女性工作單位性質及具體職業的影響。如果能將二者納入研究范疇，其結論或可能對促進流動女性更高質量就業、優化其就業結構具有指導價值，但考慮到各類工作單位性質與職業的特殊性，以及背后作用機理的復雜性，本文難以在有限的篇幅中，對流動女性各個層面就業特征進行全面探究，期待在未來的學術研究中再深入探討。

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