老年家庭照護對女性工作參與的影響

徐景龍，陳 功

(北京大學 人口研究所，北京 100871)

一、研究背景

我國已經進入老齡化社會，盡管老齡化率不是世界最高的，但老年人口規模大且增長速度快。根據第七次全國人口普查數據，截至2020年底我國65歲及以上老年人口為1.91億人。隨著老年人口持續增加，失能、部分失能老年人口的數量也快速增長。按照2016年世界衛生組織的預測，30年后，我國失能和部分失能的老年人將突破6 600萬人。失能和部分失能的老人需要長期照護，隨著這部分人口的增長，長期照護的需求也必然增加。如何更好地滿足老年人的長期照護需求，將是今后政府、社會及家庭必須面對并亟待解決的問題。

長期照護分為由專業機構提供的正式照護和由親屬、朋友及鄰里等提供的非正式照護。國內外研究表明，正式照護不能完全代替非正式照護，家庭照護依然是我國老年人照護的首選[1-4]。老年家庭照護存在隱性成本也就是機會成本，即對照護者工作的影響[5]。照護者因為照護家中失能或部分失能的老人，會出現抑制工作參與意愿、減少工作時間、降低工作質量等情況，導致收入減少。

老年家庭照護需要照護者投入大量的時間和精力，對照護者的工作、生活、生理和心理健康等產生影響。如果不給予照護者一定的幫助支持，將降低老年家庭照護的質量，引起代際矛盾，影響家庭和社會的和諧。老年家庭照護者通常是被照護者的親屬或朋友，其中女性家庭成員是主要的照護者[6]。作為老年家庭照護的主要提供者，女性在各方面受到的影響更大。因此需要制定相關政策，幫助女性在照護、生活及工作中取得平衡。為老年家庭照護者提供必要的社會支持，不僅可以提升老年人的生活質量和健康水平，還能緩解政府財政支出壓力[7]。相較于發達國家，我國關于老年家庭照護對女性工作參與影響的研究并不多。本文使用家庭生產理論及利他主義理論，利用中國營養調查研究數據，探討老年家庭照護對我國女性工作參與的影響，以期為制定相應的支持政策提供依據。

二、文獻綜述

關于老年家庭照護對照護者工作的影響，存在不同的說法。一種認為提供照護的家庭成員為了照顧老人不得不減少就業時間；而另一種則認為提供照護的家庭成員會增加就業時間，以獲取更多的收入，支付照護老人的費用或者購買正式照護服務。在國外的一些研究中，這兩種假設被稱為老年照護的替代效應(Substituion Effect)和收入效應(Income Effect)。替代效應是指照護者因為照護老年人而擠占了工作時間，導致工作時間減少；收入效應是指為了避免因退出勞動力市場而出現的收入損失、為了支付照護老人費用或購買正式照護服務，提供照護的家庭成員更傾向于增加工作時間[8-9]。

美國學者最早關注老年家庭照護對子女就業的影響[10-11]。Stone等利用美國國家非正式照護者1982年調查數據(NICS)研究家庭照護對女性就業的影響，結果發現家庭照護對女性就業影響非常顯著[12]。Boaz等利用美國國家長期護理1982年調查數據(NLTCS)研究發現，老年家庭照護和子女就業呈顯著的負相關關系[13]。Spitze等利用訪談數據進行研究，并沒有發現家庭照料會影響子女就業[14]。Mclanahan利用美國國家家庭和居住調查數據(NSFH)研究非正式照護對勞動力市場的影響，發現家庭照料顯著降低了子女就業傾向[15]。Carmichael等分析1998年英國普通家庭調查數據(GHS)發現，每周照料老人時間低于10小時的子女就業傾向更高，而每周照料老人時間高于10小時的子女就業意愿顯著下降[16]。Lilly等分析加拿大普通社會2002年調查數據(GSS)發現，照料老人與子女就業呈顯著負相關關系[17]。

上述研究都將家庭照護看作外生變量，忽視了家庭照護與就業之間的內生性，因此存在一定的缺陷。內生性是指老年家庭照護與照護者就業之間存在反向因果關系，一方面老年家庭照護可能影響提供者的就業，另一方面個人也有可能因為找不到工作而不得不把更多的時間投入到家庭照護中。內生性會對研究結果造成影響，Heitmueller利用英國家庭調查數據研究發現，不考慮內生性問題會低估家庭照護對就業的影響[18]。Casado和Bolin的研究也得出了相同的結論[19-20]。陳璐等利用2011年中國健康與營養調查數據(CHNS)同樣發現，忽略內生性將低估家庭照護對就業的影響[6]。

自Wolf和Stern以后，學者們開始用嚴謹的統計方法解決老年照護和就業之間的內生性問題[21-22]。一些學者選擇父母年齡、父母健康狀況、父母是否有照護需求、父母是否健在以及兄弟姐妹數量等作為變量，利用兩階段最小二乘法解決內生性問題[18,20-21,23-30]。Johnson和Sasso通過隨機效應聯系方程研究家庭照護和就業的關系[31]。Casado利用動態面板固定效應分析，對開始和結束家庭照護對就業及工作時間的影響進行研究[19]。馬炎、李龍利用傾向值加權的方法處理內生性問題[32]。

控制內生性后，Wolf等學者利用美國國家家庭調查(NSFH)1987—1988年數據研究發現，已婚女性家庭照護和就業之間呈負相關關系，但統計上不顯著；Ettner利用美國國家家庭和居住調查數據(NSFH)研究發現，與父母同住的女性家庭照護和就業之間顯著負相關[24]；Carmichael利用1990年英國綜合家庭調查數據進行研究，發現家庭照護對男女照護者的就業都有負面影響，對女性的影響更大[16]；Bolin等使用2004 年歐洲健康、年齡及退休數據(SHARE)研究家庭照護和子女就業的關系，發現二者呈顯著的負相關關系[20]。

國內對婦女和家庭照護之間關系的研究相對較少。蔣承、趙曉軍利用中國老年人健康長壽跟蹤調查數據(CLHLS)2005年子女配對數據，研究老年家庭照護和子女就業的關系，發現家庭照護對子女就業有顯著的負向影響[26]；劉嵐等使用中國健康與營養調查數據(CHNS)考察家庭照護和農村已婚婦女勞動時間分配的關系[27]；黃楓利用中國健康與營養調查數據(CHNS)研究發現，與父母公婆同住的城鎮女性，家庭照護使其就業率下降21.5%[28]；范紅麗等利用2009年中國健康與營養調查數據(CHNS)研究發現，老年照護對女性就業存在替代效應，對就業有負面影響[30]；陳璐等利用1991—2011年中國健康與營養調查數據(CHNS)實證檢驗了為父母公婆提供家庭照護對女性就業的影響，結果顯示老年家庭照護對女性勞動力供給有抑制作用[6]。

三、研究設計

1. 模型與方法

和主流勞動力供給理論一樣，女性勞動力供給理論的研究也經歷了從個體勞動力供給理論到家庭勞動力供給理論的發展和演變。Killingsworth和Heckman指出，嚴格來說并沒有專門針對女性的勞動力供給理論，任何一個理論如果適用于女性，也必然適用于男性，只是一些模型更適合研究女性樣本[33]。Mincer認為，在研究女性勞動力供給時，應該考慮女性在家庭分工中的角色，因此進一步區分非市場工作時間十分必要，非市場工作時間包含閑暇時間和家庭生產時間[34]。對于已婚女性而言，家庭生產主要就是婚后各類家務勞動以及照護老人、子女等，家庭效用最大化受時間、購買的商品和家庭生產函數影響。針對家庭效用函數，Becker提出了利他主義模型[35-37]。該模型認為家庭是由一個利他的家長和一群自私但理性的孩子構成，家長充分關心其他家庭成員并將資源轉移給他們，家長效用函數反映了對其他家庭成員福利的關心程度。

本文利用家庭生產理論和利他主義模型，通過多元logistic回歸分析探討老年照護對女性工作參與的影響，模型如下：

P(y1i=1|CGi,Xci,Xhi)=F(β0+β1CGi+β2Xci+β3Xhi+εi)

其中y1i代表第i個女性是否參加工作，如果工作取值為1，否則為0；CGi是老年家庭照護，當老年家庭照護為離散變量時，提供照護取值為1，否則為0，當老年家庭照護為連續變量時，則為提供老年家庭照護的時間；Xci表示第i個女性的人口特征；Xhi表示第i個女性的家庭特征；i代表不同個體；F(·)為logistic分布的累計函數。

如前所述，內生性是指家庭照護與照護者就業之間存在反向因果關系，一方面家庭照護可能影響照護者的就業，另一方面個人也會因找不到工作而把更多的時間投入到家庭照護中。本文通過樣本的篩選解決內生性問題， CHNS的調查問卷中有“你為什么沒有工作？”這個問題，其中有“正在找工作”這一選項。選擇這一答案的樣本，即為目前找不到工作而不得不留在家中照護老人的女性，去掉這部分樣本后，內生性問題就得到了很好的解決。

2.數據和變量

本文所用數據均取自“中國健康與營養調查”(CHNS)。該調查是由美國北卡羅萊納大學人口中心會同中國疾病預防控制中心下屬營養與健康所聯合執行，先后啟動了十輪調查。1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年在我國的遼寧、黑龍江等9個省份展開，2011年以后在原有省份的基礎上又增加了北京、上海和重慶3個直轄市，2015年又新增了陜西、云南和浙江3省。本文使用的是2015年CHNS數據，研究涉及的老年家庭照護相關變量均來自“52歲以下已婚女性與父母關系的補充調查”，樣本為18～52歲的已婚女性，共2 930個。去除父母公婆沒有一人在世和殘疾的樣本702個，去除因正在找工作而沒有就業的樣本和年齡太小無法工作的樣本160個，最終選定樣本2 068個，其中參加工作的女性為1 419個，不參加工作的女性為649個。

被解釋變量為是否參加工作，對應的問題是“你現在有工作嗎？”，賦值1=是，0=否。解釋變量為是否照護任意雙方父母，通過調查問卷中對“上周，你照顧過他/她的起居，陪他/她出去買過東西嗎？”這一問題的回答來考察，如果照護母親、父親、婆婆和公公中的任何一位，視為提供家庭老年照護。賦值1=是，0=否。解釋變量包括是否照護任意雙方父母、是否照護男方父母、是否照護女方父母、照護任意雙方父母時間、照護男方父母時間及照護女方父母時間?？刂谱兞糠謧€體因素和家庭因素兩部分。個體因素包括樣本的年齡、學歷、戶口、健康狀況等，家庭因素包括是否照顧6歲以下兒童、家庭人口數、是否和長輩同住等。變量的具體定義見表1。

表1 變量名稱及定義

表2給出了變量的描述性統計。樣本平均年齡38.69歲，參加工作的女性占68.6%，城鎮女性占42.9%，51.2%的樣本只接受過初等教育。有25.2%的女性照看6歲以下幼童，大部分女性健康狀況良好且不與長輩同住。有22.1%的女性提供了老年家庭照護，其中15.1%的女性為女方父母提供過照護，13.3%的女性為男方父母提供過照護，照看女方父母的比例更高。每周照護任意雙方父母的時間均值為3.30小時， 照護女方父母的時間均值為1.80小時，照護男方父母的時間均值為1.51小時，女性照護自己父母的平均時間要大于照顧公婆的平均時間。

表2 變量描述性統計

四、實證結果與分析

表3和表4分別展示了老年家庭照護及老年家庭照護時間對女性工作參與的影響。

表3 老年家庭照護對女性工作參與的影響

表4 老年家庭照護時間對女性工作參與的影響

1.老年家庭照護對女性工作參與的影響

表3中模型1～5選取的解釋變量為離散型，模型1的結果顯示老年家庭照護與女性就業之間存在顯著的負向關系。提供老年家庭照護的女性，參加工作的概率是不提供老年家庭照護女性的0.627倍(OR=0.627，95%CI：0.486～0.808)。女性在工作、閑暇以及老年家庭照護之間分配時間資源，老年家庭照護作為一種家庭生產，當其邊際效用大于工作的邊際效用時，女性會增加老年照護的時間，而減少工作時間。模型1的結論與國內外大多數學者的研究結果一致，認為老年照護降低了女性的工作參與概率?；貧w結果還表明學歷高、戶籍為城鎮及與長輩同住的女性參加工作的可能性更大，同時照護6歲以下幼童會降低女性的工作意愿。

2.老年家庭照護對城鎮和農村女性工作參與的影響

模型2和模型3對提供照護的女性進行了分類，區分為城鎮女性和鄉村女性，分別考察老年家庭照護對不同區域女性工作參與的影響。模型2結果顯示老年家庭照護降低城鎮女性工作意愿，提供老年家庭照護的城鎮女性參加工作的概率是不提供老年家庭照護女性的0.605倍(OR=0.605，95%CI：0.403～0.908)。模型3結果顯示老年家庭照護同樣降低了農村女性的工作意愿，提供老年家庭照護的農村女性參加工作的概率是不提供老年家庭照護女性的0.647倍(OR=0.647，95%CI：0.466～0.899)。從模型1到模型3可以看出，對老年家庭照護者按戶籍進行區分后，表現出了和總體相同的趨勢，不管是城鎮女性還是鄉村女性，提供老年家庭照護都會對女性的工作產生負向影響。

3.不同照護對象對女性工作參與的影響

模型4和模型5將照護對象進行了區分，分析照護男方父母和照護女方父母對女性工作參與的影響。結果顯示照護男方父母對女性工作參與的影響不顯著，而照護女方父母則顯著影響女性的工作參與。從檢驗結果來看，為男方父母提供照護的女性，參加工作的概率是不提供照護女性的0.768倍(OR=0.768，95%CI：0.566～1.042)，而為女方父母提供照護的女性參加工作的概率則是不提供照護女性的0.595倍(OR=0.595，95%CI：0.443～0.798)。不管是照護男方父母還是照護女方父母，老年家庭照護都會降低女性的工作意愿，其中照護女方父母對女性工作參與的影響更大。

4.老年家庭照護時間對女性工作參與的影響

表4中模型6～8選取的解釋變量為老年家庭照護的時間，模型6的結果顯示，隨著照護時間的增長，女性參加工作的意愿下降，這和范紅麗、劉璐等學者的研究結論相符。具體而言，提供老年家庭照護的時間每增加一小時，女性參加工作的概率為原來的0.988倍(OR=0.988，95%CI：0.980～ 0.996)。當照護時間較短時，對工作的影響有限，而隨著照護時間的增加和強度增大，其對女性工作參與的影響越來越大。老年家庭照護的時間越長，擠占工作的時間就越多，當老年家庭照護的邊際效用大于工作的邊際效用時，女性會持續增加照護的時間而減少工作時間，直至退出勞動力市場。

5.照護不同對象時間對女性工作參與的影響

模型7和模型8對照護對象進行了區分，模型7研究照護女方父母時間對女性工作參與的影響，而模型8研究照護男方父母時間對女性工作參與的影響。模型7結果顯示，照護女方父母時間的增加會降低女性工作參與意愿，為女方父母提供的老年家庭照護每增加一小時，女性參加工作的概率為原來的0.980倍(OR=0.980，95%CI：0.968～0.992)，女性愿意為照護自己的父母而減少工作時間。模型8結果顯示，為男方父母提供照護的時間和女性工作參與沒有顯著關系。相對于照護公婆，女性更可能會為了照顧自己的父母而放棄或減少工作。

五、結論與政策建議

本文利用中國營養和健康調查2015年數據，在控制女性個體因素和家庭因素的基礎上，利用多元統計方法分析提供老年家庭照護對女性工作參與的影響?；貧w結果表明，提供照護女性參加工作的概率是不提供照護女性的0.627倍。按戶籍劃分樣本后，城鎮女性為0.605倍，農村女性為0.647倍。按照護對象劃分，為男方父母提供照護的女性參加工作的概率是不提供照護女性的0.768倍，為女方父母提供照護的女性參加工作的概率是不提供照護女性的0.595倍。隨著照護時間的增加，女性參加工作的概率減少。為女方父母提供照護的時間每增加一小時，女性參加工作的概率為原來的0.98倍，而為男方父母提供照護的時間和女性工作參與之間沒有顯著關系?？傊夏昙彝フ兆o對女性工作參與產生負面影響，其中照護女方父母對女性工作參與的影響更大。

針對老年家庭照護對女性工作參與的負面影響，國家應該加大對照護者的支持力度，制定完善的養老政策和勞動力政策，幫助女性在老年家庭照護和工作之間取得平衡。一是借鑒國外做法，給家庭照護者直接發放津貼或提供社會保障、稅收等方面的優惠政策，同時盡快建立喘息服務制度，緩解照護者的壓力，鼓勵企業為家庭照護者提供兼職機會。二是發揮我國社區工作的優勢，在社區成立各種綜合性機構，打破家庭和專業服務機構、醫護人員之間的壁壘，為老年家庭照護提供間接支持。此外還要充分考慮其他可能影響女性工作的因素，如女性自身工作能力、收入水平、多孩政策的影響等，這也是下一步研究的方向。