婚姻生育狀況對勞動參與的影響研究*

王美艷

一、引言

隨著人口年齡結構變化和老齡化水平提高，中國的勞動力短缺和勞動供給狀況引起越來越多的關注。勞動參與和失業(yè)狀況共同決定勞動年齡人口的利用程度（或者說勞動供給規(guī)模）。由于失業(yè)率的變化幅度相對有限，勞動供給規(guī)模主要取決于勞動年齡人口數(shù)量和勞動參與兩個因素。中國總和生育率在1990 年代初已降至更替水平以下，并呈現(xiàn)不斷下降趨勢，勞動年齡人口數(shù)量也處于持續(xù)下降態(tài)勢。近年來，中國為提高生育水平進行了一系列生育政策調(diào)整。①具體來說，生育政策調(diào)整包括2011 年實行雙獨二孩政策、2013 年實行單獨二孩政策、2015 年實行一對夫婦可生育兩個孩子政策、2021 年實行一對夫婦可生育三個孩子政策。但即便這些政策能夠取得理想的效果，其對勞動年齡人口數(shù)量的效應呈現(xiàn)也還需要等待。由此，要增加勞動供給，當務之急是努力提高勞動參與。

女性，尤其是進入婚姻和生育后的女性，往往承擔更多的家庭責任，從事更多的家務勞動。而恰恰相反，進入婚姻后的男性往往會減少家務勞動時間。②Suzanne Bianchi, Melissa Milkie, Liana Sayer, John Robinson, “Is Anyone Doing the Housework? Trends in the Gender Division of Household Labor”, Social Forces, vol.79, no.1, 2000, pp.191-228.一些女性在生育后退出勞動力市場，或者更多從事兼職和非全日制工作，或者選擇自由度和靈活度更大的工作，或者工作時間更短等。諸多實證研究顯示，生育對女性勞動參與具有顯著的負向影響。③Sarah Avellar, Pamela Smock, “Has the Price of Motherhood Declined Over Time? A Cross-Cohort Comparison of the Motherhood Wage Penalty”, Journal of Marriage and Family, vol.65, no.3, 2003, pp.597-607.依此推理，中國致力于既提高生育水平又提高勞動參與率的努力，將難以取得令人滿意的效果。但需要指出的是，中國生育率的下降過程與其他國家不同，它不僅受到經(jīng)濟社會發(fā)展一般規(guī)律性驅動力的影響，也受到嚴格的計劃生育政策這個特殊驅動力的影響。因此，中國極低的生育率水平很可能包含著生育意愿受到抑制的歷史影響。①蔡昉：《打破“生育率悖論”》，《經(jīng)濟學動態(tài)》2022 年第1 期?；谏侍厥獾南陆颠^程，中國有潛力探索出一條獨特的道路，在促進勞動參與尤其是女性勞動參與的同時，使得被抑制的生育意愿得到釋放，實現(xiàn)生育率的反彈。利用嚴謹?shù)膶嵶C模型分析勞動參與的影響因素，尤其是厘清婚姻和生育狀況對女性和男性勞動參與的不同影響，將有助于作出更好的策略選擇以促進勞動參與。

已有關于中國勞動參與狀況的研究，根據(jù)內(nèi)容大致可分為兩類。一是分析中國勞動參與率的變化趨勢。學者們的研究結論基本一致，即近年來勞動參與率呈現(xiàn)明顯的下降趨勢，女性勞動參與率的下降幅度更大，勞動參與率存在明顯性別差距（都陽和賈朋，2018；許敏波和李實，2019）。②都陽、賈朋：《勞動供給與經(jīng)濟增長》，《勞動經(jīng)濟研究》2018 年第3 期。③許敏波、李實：《中國城鎮(zhèn)勞動參與率的結構和趨勢——基于家庭微觀調(diào)查的證據(jù)》，《安徽師范大學學報（人文社會科學版）》2019 年第1 期。二是探討勞動參與的影響因素。李琴等（2014）發(fā)現(xiàn)，健康對城市中老年人勞動供給有明顯影響。④李琴、雷曉燕、趙耀輝：《健康對中國中老年人勞動供給的影響》，《經(jīng)濟學（季刊）》2014 年第3 期。彭青青、李宏彬等（2017）研究表明，受教育水平越高的勞動力，勞動參與率也越高。⑤彭青青、李宏彬、施新政、吳斌珍：《中國市場化過程中城鎮(zhèn)女性勞動參與率變化趨勢》，《金融研究》2017 年第6 期。此外，還有其他一些因素也會影響勞動參與，如婚姻和生育狀況、家庭結構和最低工資標準等。吳愈曉（2010）發(fā)現(xiàn)，1995 年婚姻對女性的就業(yè)決策沒有任何影響，而2002 年婚姻對女性就業(yè)具有顯著的負向影響。⑥吳愈曉：《影響城鎮(zhèn)女性就業(yè)的微觀因素及其變化：1995 年與2002 年比較》，《社會》2010 年第6 期。張川川（2011）研究表明，生育子女數(shù)量的增加會顯著降低城鎮(zhèn)已婚女性的勞動供給。⑦張川川：《子女數(shù)量對已婚女性勞動供給和工資的影響》，《人口與經(jīng)濟》2011 年第5 期。沈可等（2012）發(fā)現(xiàn)，多代同堂家庭結構便于老年父母協(xié)助女性料理家務，從而有效提高其勞動參與程度。⑧沈可、章元、鄢萍：《中國女性勞動參與率下降的新解釋：家庭結構變遷的視角》，《人口研究》2012 年第5 期。馬雙等（2017）發(fā)現(xiàn)，最低工資標準每上漲10%，已婚女性勞動參與率顯著增加1.86 個百分點。⑨馬雙、李雪蓮、蔡棟梁：《最低工資與已婚女性勞動參與》，《經(jīng)濟研究》2017 年第6 期。

本研究的主要創(chuàng)新及貢獻在于：首先，已有大部分研究利用的數(shù)據(jù)存在的共同特點是，樣本對外來勞動力的代表性不足，得出的結果無法反映勞動力市場的全貌。國家統(tǒng)計局農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2022 年末在城鎮(zhèn)居住的進城農(nóng)民工達到13256 萬人，是中國城市勞動力市場的重要組成部分。本研究使用的中國城市勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)涵蓋了城市勞動力全部群體，既包括城市本地人口，又包括外來人口，其中外來人口又被精準識別為城城遷移人口和鄉(xiāng)城遷移人口。使用這項數(shù)據(jù)進行研究，能夠反映城市勞動力市場的整體狀況。其次，已有研究關于勞動參與的定義并不一致。一些研究將勞動力有工作（沈可等，2012）或處于就業(yè)狀態(tài)（張川川，2011）定義為參與勞動力市場，否則為不參與。這與國際勞工組織關于勞動參與的定義不符。中國城市勞動力調(diào)查嚴格按照國際勞工組織的定義詢問了勞動力的狀態(tài)，利用該數(shù)據(jù)能夠精準識別一個勞動力是處于就業(yè)、失業(yè)還是退出勞動力市場狀態(tài)，進而計算準確的勞動參與率。最后，已有研究對女性和男性勞動參與影響因素的差異討論較為欠缺，尤其是對婚姻和生育狀況影響的探討不夠細致和深入。個別研究討論了婚姻和孩子狀況對女性就業(yè)和勞動供給的影響，但討論的是就業(yè)狀況而不是勞動參與狀況，而且僅討論了對女性的影響，使用的數(shù)據(jù)時間距現(xiàn)在也較遠。本研究擬使用中國城市勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)，描述近年來城市勞動力市場上勞動參與率的基本狀況及其性別差距，分析勞動參與的影響因素，并考察婚姻和生育狀況對女性和男性勞動參與率影響的差異。在實證分析的基礎上，本研究將對如何促進女性勞動參與，尤其是在不妨礙生育率反彈的前提下促進女性勞動參與，提出具有現(xiàn)實性和針對性的解決方案。

二、中國城市勞動參與率狀況

（一）數(shù)據(jù)

本研究使用2016 年中國城市勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析。該調(diào)查覆蓋上海、武漢、沈陽、福州、西安和廣州6 個城市，調(diào)查中包含的信息豐富而細致，其中關于勞動力的人力資本特征、婚姻和生育狀況、與工作相關特征和家庭特征等方面的信息，為本研究提供了堅實可靠的數(shù)據(jù)支撐。①關于該調(diào)查數(shù)據(jù)的詳細介紹，參見王美艷：《新生代農(nóng)民工的消費水平與消費結構：與上一代農(nóng)民工的比較》，《勞動經(jīng)濟研究》2017 年第6 期。我們使用的是25—45 歲樣本。將年齡下限設置為25 歲，是因為這個群體的絕大多數(shù)已經(jīng)完成教育進入勞動力市場，或者是勞動力市場上的潛在勞動力。將年齡上限設置為45 歲，是為了使女性與男性勞動參與率有更強的可比性，因為男性退休年齡為60 歲，但女性退休年齡僅為50 歲（女干部為55 歲），50 歲之后大部分女性將退出勞動力市場，部分女性甚至未到退休年齡就提前退出勞動力市場。計算均使用樣本權重。

（二）城市勞動參與率的基本狀況及其性別差距

表1 顯示，在城市勞動力市場上，女性勞動參與率顯著低于男性，比男性低18.34 個百分點。將城市人口劃分為城市本地人口、城城遷移人口和鄉(xiāng)城遷移人口，三個群體的勞動參與率不存在太大差距，均在85%上下。對每個群體而言，女性的勞動參與率均顯著低于男性。但三個群體間的勞動參與率性別差距相差較大，城市本地人口勞動參與率的性別差距遠低于城城遷移人口和鄉(xiāng)城遷移人口。隨著受教育水平提高，女性和男性的勞動參與率均逐步提高。對于每一種受教育水平的勞動力而言，女性勞動參與率均顯著低于男性。隨著受教育水平的提高，性別勞動參與率差距逐步縮小。健康狀況越好，女性和男性的勞動參與率均越高。對于健康狀況差的勞動力而言，女性與男性的勞動參與率沒有顯著差異；對于健康狀況一般和健康狀況好的勞動力而言，女性勞動參與率均顯著低于男性。

表2 顯示，有配偶人群的勞動參與率顯著低于無配偶人群。②我們將“未婚”“喪偶”和“離婚”三種婚姻狀態(tài)均視為“無配偶”。對女性而言，有配偶人群的勞動參與率顯著低于無配偶人群；對男性而言，有配偶人群的勞動參與率則顯著高于無配偶人群。在無配偶人群中，女性與男性的勞動參與率沒有顯著差異；在有配偶人群中，女性勞動參與率顯著低于男性。此外，育有0—6 歲孩子人群的勞動參與率顯著低于無0—6 歲孩子人群。對女性而言，育有0—6 歲孩子人群的勞動參與率顯著低于無0—6 歲孩子人群；對男性而言，育有0—6 歲孩子人群的勞動參與率則顯著高于無0—6 歲孩子人群。在無0—6 歲孩子的人群中，女性勞動參與率顯著低于男性；在育有0—6 歲孩子人群中，女性勞動參與率也顯著低于男性。

表2 婚姻和生育狀況與勞動參與率的關聯(lián)

三、勞動參與的影響因素

（一）勞動參與模型設定

對于一個勞動力而言，其是否參與勞動力市場，是通過對參與和不參與勞動力市場的效用進行比較決定的。如果選擇參與勞動力市場，其收入將由勞動收入和非勞動收入（可以為零）兩部分組成。參與勞動力市場的效用可以表示為：

其中，Y表示勞動收入，N表示非勞動收入，T表示勞動時間，X表示影響效用的人口與社會經(jīng)濟變量的向量。

相應地，當選擇不參與勞動力市場時，勞動收入和勞動時間均為零，收入僅由非勞動收入構成。此時，效用可以表示為：

對參與還是不參與勞動力市場的選擇，將由以下函數(shù)決定：

（二）勞動參與模型估計結果

根據(jù)公式（5）的設定方式，我們利用Probit 模型估計了5 個回歸結果。表3 為Probit 模型的回歸結果，表中報告的是邊際效應。模型（1）顯示，與男性相比，女性更不可能參與勞動力市場，其參與勞動力市場的概率比男性低20.6%。模型（2）加入勞動力所屬群體變量，未縮小勞動參與的性別差距。模型（3）加入人力資本特征變量后，性別變量系數(shù)的絕對值有較大幅度下降（從0.206 下降至0.198），表明人力資本縮小了勞動參與的性別差距。兩個受教育水平虛擬變量的系數(shù)均顯著為正，而且大專及以上的系數(shù)遠大于高中/中職，表明受教育水平越高，勞動力參與勞動力市場的概率越高。兩個反映健康狀況的虛擬變量同樣均顯著為正，而且健康狀況越好，參與勞動力市場的概率越高。模型（4）加入家庭非勞動收入對數(shù)后，性別變量系數(shù)的絕對值又有略微下降。家庭非勞動收入對數(shù)這一變量顯著為負，表明家庭非勞動收入越多，勞動力參與勞動力市場的可能性越小。模型（5）加入婚姻和生育狀況變量后，性別變量系數(shù)的絕對值又有一定程度的下降（下降至0.193）。這表明，女性參與勞動力市場的概率比男性低19.3%。婚姻和生育狀況兩個變量均顯著，且系數(shù)均為負數(shù)。這表明，在控制其他變量的情況下，與無配偶的勞動力相比，有配偶的勞動力更不可能參與勞動力市場；與無0—6 歲孩子的勞動力相比，育有0—6 歲孩子的勞動力更不可能參與勞動力市場。

表3 勞動參與的影響因素（Probit 模型估計）

（三）婚姻和生育狀況對女性和男性勞動參與影響的差異

我們進一步考察婚姻和生育狀況對女性和男性勞動參與的影響是否存在差異，在模型中加入性別變量與婚姻生育狀況變量交叉項進行估計。首先，考察婚姻狀況對女性和男性勞動參與的影響差異，模型設定如下：

其次，考察生育狀況對女性和男性勞動參與的影響差異，模型設定如下：

根據(jù)公式（6）和（7）的設定，我們?nèi)匀焕肞robit 模型進行估計。表4 為回歸結果（邊際效應），模型（1）加入式（6）中的變量，以此考察婚姻狀況對女性和男性勞動參與的影響是否存在差異。結果顯示，性別與婚姻狀況的交叉項顯著。對女性而言，與無配偶的女性相比，有配偶的女性參與勞動力市場的概率低16.0%；對男性而言，與無配偶的男性相比，有配偶的男性參與勞動力市場的概率高12.3%。

表4 婚姻和生育狀況對女性和男性勞動參與影響的差異

模型（2）加入式（7）中的變量，以此考察生育狀況對女性和男性勞動參與的影響是否存在差異。估計結果顯示，性別與生育狀況交叉項顯著。對女性而言，與無0—6 歲孩子的女性相比，育有0—6 歲孩子的女性參與勞動力市場的概率低14.9%；對男性而言，與無0—6 歲孩子的男性相比，育有0—6 歲孩子的男性參與勞動力市場的概率高3.5%。

以上結果表明，婚姻和生育狀況對女性和男性勞動參與的影響相反。有配偶的女性參與勞動力市場的概率低于無配偶的女性，有配偶的男性參與勞動力市場的概率高于無配偶的男性；育有0—6 歲孩子的女性參與勞動力市場的概率低于無0—6 歲孩子的女性，育有0—6 歲孩子的男性參與勞動力市場的概率高于無0—6 歲孩子的男性。

模型（1）和（2）使用的是Probit 模型。我們也利用Logit 模型進行了估計，模型（3）和（4）同樣報告的是邊際效應?？砂l(fā)現(xiàn)，兩種模型的回歸結果非常類似，這反映了回歸結果較為穩(wěn)健。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.擴展樣本。我們將回歸使用的樣本年齡從25—45 歲擴展至20—50 歲，模型中的變量設置不變，再次估計模型，這相當于從樣本擴展的角度進行穩(wěn)健性檢驗。估計結果見表5（邊際效應）。①限于篇幅，表中其他變量的結果未列出，感興趣的讀者可向作者索取。在模型（1）和（2）中，交叉項均顯著。對女性而言，與無配偶的女性相比，有配偶的女性參與勞動力市場的概率低15.2%；對男性而言，與無配偶的男性相比，有配偶的男性參與勞動力市場的概率高12.7%。對女性而言，與無0—6 歲孩子的女性相比，育有0—6 歲孩子的女性參與勞動力市場的概率低19.2%；對男性而言，與無0—6 歲孩子的男性相比，育有0—6 歲孩子的男性參與勞動力市場的概率高6.0%。模型（3）和（4）的結果與模型（1）和（2）大致相同，且均與樣本擴展前類似，表明模型具有較強的穩(wěn)健性。

表5 勞動參與的模型估計（擴展樣本）

2.替換變量。前面分析將婚姻狀況分為“有配偶”和“無配偶”兩種狀態(tài)，其中“無配偶”包括“未婚”“喪偶”和“離婚”。盡管“喪偶”和“離婚”也被視為“無配偶”，但其與“未婚”相比存在差異。此處，我們把“喪偶”和“離婚”排除在外，僅將“未婚”視為“無配偶”狀態(tài)，再次估計模型，以考察回歸結果的穩(wěn)健性。關于生育狀況，前面分析將其分為“育有0—6 歲孩子”和“無0—6 歲孩子”兩種狀態(tài)。然而，不論年齡大小，孩子都可能會長期影響一個人的勞動參與，而不僅僅是只有0—6 歲孩子才可能影響家庭成員的勞動參與。此處，我們將生育狀況設置為“有孩子”和“無孩子”兩種狀態(tài)，觀察其對勞動參與的影響，以考察回歸結果的穩(wěn)健性，回歸結果見表6（邊際效應）。①限于篇幅，表中其他變量的結果未列出，感興趣的讀者可向作者索取。在模型（1）和（2）中，交叉項均顯著。對女性而言，與無配偶的女性相比，有配偶的女性參與勞動力市場的概率低16.8%；對男性而言，與無配偶的男性相比，有配偶的男性參與勞動力市場的概率高13.0%。對女性而言，與無孩子的女性相比，有孩子的女性參與勞動力市場的概率低12.0%；對男性而言，與無孩子的男性相比，有孩子的男性參與勞動力市場的概率高8.6%。模型（3）（4）的結果與模型（1）（2）大致相同，且均與替換變量前類似，表明模型具有較強的穩(wěn)健性。

表6 勞動參與的模型估計（替換變量）

四、異質性分析

（一）不同勞動力群體勞動參與的模型估計

我們對城市本地人口、城城遷移人口和鄉(xiāng)城遷移人口勞動參與的決定，分別估計了Probit 模型，見表7（邊際效應）。②限于篇幅，表中其他變量的結果未列出，感興趣的讀者可向作者索取。關于婚姻生育狀況對女性和男性勞動參與的影響，三個群體的回歸結果既有相同點，又有不同點。相同點在于，對三個群體而言，有配偶的女性參與勞動力市場的概率低于無配偶的女性，育有0—6 歲孩子的女性參與勞動力市場的概率低于無0—6 歲孩子的女性。不同點在于，對于城市本地人口和鄉(xiāng)城遷移人口而言，有配偶的男性參與勞動力市場的概率高于無配偶的男性；對于城城遷移人口而言，有配偶的男性參與勞動力市場的概率與無配偶的男性沒有顯著差異；對于城市本地人口而言，育有0—6 歲孩子的男性參與勞動力市場的概率高于無0—6 歲孩子的男性；對于城城遷移人口和鄉(xiāng)城遷移人口而言，育有0—6 歲孩子的男性參與勞動力市場的概率與無0—6 歲孩子的男性沒有顯著差異。

表7 不同勞動力群體勞動參與的模型估計

（二）不同受教育水平群體勞動參與的模型估計

根據(jù)對三種受教育水平群體勞動參與的決定，我們分別估計了Probit 模型，估計結果見表8（邊際效應）。③限于篇幅，表中其他變量的結果未列出，感興趣的讀者可向作者索取。關于婚姻和生育狀況對女性和男性勞動參與的影響，三個群體的回歸結果同樣既有相同點，又有不同點。相同點在于，對三個群體而言，有配偶的女性參與勞動力市場的概率低于無配偶的女性，有配偶的男性參與勞動力市場的概率高于無配偶的男性；育有0—6 歲孩子的女性參與勞動力市場的概率低于無0—6 歲孩子的女性。不同點在于，對于初中及以下受教育水平的勞動力而言，育有0—6 歲孩子的男性參與勞動力市場的概率高于無0—6 歲孩子的男性，而對于高中/中職和大專及以上的勞動力而言，育有0—6 歲孩子的男性參與勞動力市場的概率與無0—6 歲孩子的男性沒有顯著差異。

表8 不同受教育水平群體勞動參與的模型估計

五、主要結論和政策建議

本研究使用豐富翔實的城市勞動力調(diào)查數(shù)據(jù)，描述中國城市勞動力市場上勞動參與率的基本狀況及其性別差距，分析勞動參與的影響因素，并考察了婚姻生育狀況對女性和男性勞動參與影響的差異。研究發(fā)現(xiàn)，對女性而言，與無配偶的女性相比，有配偶的女性參與勞動力市場的概率低16.0%；對男性而言，與無配偶的男性相比，有配偶的男性參與勞動力市場的概率高12.3%。對女性而言，與無0—6 歲孩子的女性相比，育有0—6 歲孩子的女性參與勞動力市場的概率低14.9%；對男性而言，與無0—6 歲孩子的男性相比，育有0—6 歲孩子的男性參與勞動力市場的概率高3.5%。

這些結果表明，在中國城市勞動力市場上，家庭（婚姻和生育狀況）是勞動參與性別差距產(chǎn)生的重要根源之一。這與美國、歐洲等的狀況類似。女性的家庭責任更多表現(xiàn)在照料子女，而男性則更多體現(xiàn)在掙取收入以養(yǎng)家糊口。相當數(shù)量的女性為了照顧家庭，尤其是照料和養(yǎng)育子女，在結婚和生育后不得不暫時甚至永久退出勞動力市場。中國的托幼服務體系尚不健全，嬰幼兒照料給女性帶來了較大的負擔。2021 年以來，“全面三孩”政策的實施使得女性面臨更大的育兒和照料壓力。如果托幼服務體系得不到明顯改觀，女性勞動參與率可能進一步下降，與男性勞動參與率的差距持續(xù)擴大。

實際上，提高生育水平與提高女性勞動參與并行不悖，以下做法可能有助于實現(xiàn)這一目標：一是大力完善嬰幼兒照料和托幼服務體系，減輕家庭尤其是女性的育兒和照料負擔。黨的二十大報告提出，“建立生育支持政策體系，降低生育、養(yǎng)育、教育成本”。做好生育政策與相關經(jīng)濟社會政策的配套銜接，并不斷健全嬰幼兒照護體系，將有望在促進女性勞動參與的同時實現(xiàn)生育率反彈。二是要提高全社會的性別平等觀念，努力促進性別平等。讓男性承擔更多的家務勞動、育兒和照料家庭等責任，實現(xiàn)家庭內(nèi)部夫妻之間的公平。新近的一項國際研究表明，對于低生育率國家而言，如果在實現(xiàn)很高的人類發(fā)展水平的同時還能夠滿足性別平等這個條件，生育率可望實現(xiàn)適度反彈。①United Nations, “World Population Prospects: the 2019 Revision”, United Nations Population Division, Department of Economic and Social Affairs/United Nations Population Division, 2019.女性勞動參與率的提高本身就是性別平等的重要體現(xiàn)之一。