子女照料、家庭負(fù)債與已婚女性就業(yè)

郭新華 江河

摘?要：子女照料與家庭負(fù)債對(duì)已婚女性的就業(yè)選擇具有重要影響。為此，在Becker家庭決策模型基礎(chǔ)上，建立資產(chǎn)負(fù)債約束下已婚女性“子女照料—閑暇—就業(yè)”效用最大化決策模型，利用2016年CFPS數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：子女照料對(duì)已婚女性就業(yè)概率及周工作時(shí)間存在負(fù)向影響，且家庭的銀行負(fù)債對(duì)子女照料與已婚女性就業(yè)的關(guān)系存在負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。因此，在鼓勵(lì)女性生育的政策背景下，政府需要綜合考慮子女照料負(fù)擔(dān)與家庭負(fù)債約束，制定更加有效的已婚女性就業(yè)保障政策。

關(guān)鍵詞：子女?dāng)?shù)量;家庭負(fù)債;已婚女性就業(yè)

中圖分類號(hào)：C913.68;F241.4???文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A????文章編號(hào)：1003-7217（2019）05-0085-10

一、引?言

已婚女性作為家庭重要成員，既要照料家庭子女，又要?jiǎng)趧?dòng)就業(yè)獲取經(jīng)濟(jì)收入，還要自我閑暇娛樂(lè)，以滿足個(gè)人和家庭其他成員生存發(fā)展需要。所以，已婚女性必須對(duì)子女照料、就業(yè)與個(gè)人閑暇進(jìn)行理性選擇。Mincer（1962）率先區(qū)分家庭生產(chǎn)時(shí)間與閑暇時(shí)間，探討女性閑暇與就業(yè)的選擇均衡[1]。Becker（1965）系統(tǒng)分析了已婚女性家務(wù)、就業(yè)與閑暇時(shí)間配置選擇，發(fā)現(xiàn)已婚女性時(shí)間配置選擇依賴于夫妻工資比較優(yōu)勢(shì)，工資相對(duì)較低的女性應(yīng)該增加家務(wù)時(shí)間投入[2]?；诜蚱藓献鞑┺哪Ｐ偷难芯堪l(fā)現(xiàn)，這種比較優(yōu)勢(shì)是否受外部交易干預(yù)取決于女性的家庭議價(jià)能力，議價(jià)能力高的女性家務(wù)分擔(dān)更少、閑暇配置更多[3，4]?！靶詣e習(xí)俗”和“身份模型”則認(rèn)為，為維持婚姻穩(wěn)定和防止丈夫地位失落以引發(fā)家庭總效用下降，即使女性工資議價(jià)能力更高，也愿意增加家務(wù)勞動(dòng)[5，6]。根據(jù)性別展示假說(shuō)，已婚女性為規(guī)避離婚風(fēng)險(xiǎn)會(huì)同時(shí)延長(zhǎng)自身家務(wù)與工作時(shí)間，并可能縮減閑暇時(shí)間[7]。所以，女性家務(wù)勞動(dòng)、工作與閑暇的時(shí)間配置選擇十分復(fù)雜。

子女照料是一項(xiàng)重要的家務(wù)勞動(dòng)，女性時(shí)間配置必然涉及子女照料安排。子女照料為一項(xiàng)獨(dú)特的閑暇活動(dòng)，與其他閑暇活動(dòng)或家務(wù)勞動(dòng)存在時(shí)間沖突[8]。女性同時(shí)承擔(dān)子女照料者和就業(yè)者兩種角色時(shí)，存在時(shí)間、空間與行為模式?jīng)_突，并且子女照料-就業(yè)沖突產(chǎn)生時(shí)間擠壓效應(yīng)、空間分離效應(yīng)和模式?jīng)_突效應(yīng)[9]，這些沖突效應(yīng)表明，子女照料對(duì)女性就業(yè)有不可忽略的負(fù)面影響[10]。事實(shí)上，女性極力在“子女照料—閑暇—就業(yè)”三元沖突框架內(nèi)協(xié)調(diào)子女照料—就業(yè)關(guān)系。Kimmel和Connelly（2007）研究發(fā)現(xiàn)，在職母親會(huì)選擇減少閑暇時(shí)間以緩沖就業(yè)與子女照料沖突[11]，熊瑞祥和李輝文（2016）研究認(rèn)為，婦女常常為緩解“子女照料—閑暇時(shí)間”沖突而選擇減少就業(yè)時(shí)間[12]。而閑暇與就業(yè)之間存在互補(bǔ)和替代雙重效應(yīng)，一方面，閑暇時(shí)間的增長(zhǎng)會(huì)由于互補(bǔ)效應(yīng)增加就業(yè)時(shí)間[13];另一方面，由于替代效應(yīng)會(huì)降低就業(yè)時(shí)間[11]，所以，閑暇與就業(yè)的時(shí)間配置沖突取決于兩種效應(yīng)的組合關(guān)系。Gronau（1977） 研究發(fā)現(xiàn)，子女照料在孩子幼小時(shí)屬于“時(shí)間密集品”，孩子長(zhǎng)大后則為“商品密集品”，這些變化影響女性子女照料時(shí)間配置，進(jìn)而引起就業(yè)變化[14]。具體來(lái)說(shuō)，女性就業(yè)時(shí)間隨子女?dāng)?shù)量增加而減少，隨子女年齡增加而增長(zhǎng)[15]。不過(guò)，子女?dāng)?shù)量與子女年齡變化對(duì)女性子女照料和就業(yè)存在雙重溢出效應(yīng)，女性子女照料與就業(yè)變化趨勢(shì)難以確定。

女性就業(yè)除了受子女照料、個(gè)人閑暇時(shí)間配置約束外，還需要考慮家庭經(jīng)濟(jì)約束。畢竟家庭經(jīng)濟(jì)是全家生存發(fā)展的基礎(chǔ)與保障，而女性就業(yè)是家庭收入的重要來(lái)源。因此，為緩解家庭經(jīng)濟(jì)壓力，女性選擇降低子女照料與閑暇消費(fèi)以增加就業(yè)時(shí)間，家庭經(jīng)濟(jì)狀況顯著影響女性子女照料、閑暇與就業(yè)選擇[16]。家庭負(fù)債直接影響家庭經(jīng)濟(jì)預(yù)算約束，家庭負(fù)債水平越高，家庭經(jīng)濟(jì)壓力越大，從而影響女性就業(yè)選擇。Del Boca和Lusardi（2003）發(fā)現(xiàn)隨著家庭負(fù)債增加，已婚女性勞動(dòng)供給也不斷增加，家庭負(fù)債與已婚女性勞動(dòng)供給顯著正相關(guān)[17]。Slater和Spencer（2014）的研究表明，對(duì)依靠工資償還現(xiàn)有負(fù)債和繼續(xù)借貸的家庭而言，家庭成員將面臨更高的失業(yè)成本，因而勞動(dòng)參與激勵(lì)更高，高家庭負(fù)債并不總意味著高就業(yè)參與[18]。Bottazzi（2004）研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)面臨子女照料需求的已婚女性而言，抵押貸款約束對(duì)其勞動(dòng)參與存在顯著負(fù)向影響[19]。可見(jiàn)，家庭負(fù)債增長(zhǎng)對(duì)女性就業(yè)的影響需要進(jìn)一步考察。此外，女性個(gè)性特征、家庭人口結(jié)構(gòu)、行為決策模式、就業(yè)市場(chǎng)歧視以及社會(huì)政策等因素與子女照料一起影響女性就業(yè)選擇，女性就業(yè)行為實(shí)際上是諸多因素共同作用的結(jié)果[20，21]。

雖然現(xiàn)有研究在家庭時(shí)間配置選擇模型基礎(chǔ)上深入地研究了子女照料、閑暇與就業(yè)的關(guān)系，也考慮了家庭負(fù)債等經(jīng)濟(jì)因素對(duì)女性就業(yè)的影響，但沒(méi)有從理論上分析子女照料、家庭負(fù)債與已婚女性就業(yè)的均衡關(guān)系，更沒(méi)有檢驗(yàn)家庭負(fù)債在子女照料與已婚女性就業(yè)關(guān)系中所產(chǎn)生的重要影響。因此，本文在Becker家庭決策模型基礎(chǔ)上，引入資產(chǎn)負(fù)債約束，建立已婚女性子女照料、閑暇與就業(yè)最優(yōu)決策模型，從理論上分析子女照料、家庭負(fù)債與已婚女性就業(yè)的作用規(guī)律，并采用2016年CFPS數(shù)據(jù)構(gòu)建probit、tobit模型，按總體樣本、城鄉(xiāng)區(qū)域樣本、女性年齡分組樣本，估計(jì)子女?dāng)?shù)量、不同類型的家庭負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)的影響，驗(yàn)證家庭負(fù)債在子女照料與已婚女性就業(yè)關(guān)系中所扮演的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從而為負(fù)債約束下已婚女性子女照料、閑暇與就業(yè)行為選擇提供合理的解釋，并為政府制定全面放開二孩政策背景下的已婚女性就業(yè)保障政策提供決策參考。

二、理論模型與研究假設(shè)

考慮到已婚女性個(gè)人理性訴求和子女照料責(zé)任，本文在Becker家庭決策模型基礎(chǔ)上，參考Minagawa和Upmann（2013）[22]以及陳璐等（2016）[23]的做法，建立資產(chǎn)負(fù)債約束下已婚女性“子女照料-閑暇-就業(yè)”效用最大化決策模型。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）最新公布的2016年問(wèn)卷數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)25個(gè)省、市、自治區(qū)，相比以往數(shù)據(jù)，2016年CFPS數(shù)據(jù)更能反映當(dāng)代個(gè)人與家庭的子女照料、經(jīng)濟(jì)狀況、就業(yè)等信息?？紤]到女性法定結(jié)婚年齡及中國(guó)現(xiàn)行退休制度，樣本限定為20～55歲的已婚女性，并進(jìn)一步剔除沒(méi)有生育過(guò)子女、因殘障（疾?。┒鴽](méi)有勞動(dòng)能力以及退休（離休）的女性，在刪除缺失值且處理異常值后，有效樣本總數(shù)為2417個(gè)。

（二）變量選取

1.已婚女性就業(yè)。本文將已婚女性就業(yè)區(qū)分為就業(yè)參與概率及每周工作時(shí)間。采用數(shù)據(jù)庫(kù)“當(dāng)前工作狀態(tài)”題項(xiàng)中的“當(dāng)前最主要工作/最近結(jié)束的最主要工作”子題項(xiàng)，并排除其中無(wú)效樣本，得到就業(yè)狀態(tài)變量，若已婚女性就業(yè)狀態(tài)為“在業(yè)”記為1，否則為0，每周工作時(shí)間則直接采用調(diào)查量表中“周工作時(shí)間”變量。

2.子女照料。據(jù)事實(shí)觀察，家庭子女?dāng)?shù)越多，已婚女性的子女照料需求越大，因此，直接采用量表中出生子女?dāng)?shù)作為子女照料的測(cè)度變量。

3.家庭負(fù)債。家庭負(fù)債區(qū)分為銀行負(fù)債與非銀行負(fù)債，其中銀行負(fù)債包括樣本“未償還銀行的房貸本息”與“未償還銀行的非住房貸款”之和;非銀行負(fù)債包括樣本“親友、銀行以外的住房貸款”與“未償還親友、民間的非住房貸款”之和?？紤]到家庭負(fù)債是連續(xù)變量，可能受到異方差與極端值的影響，對(duì)“銀行負(fù)債”與“非銀行負(fù)債”在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理，并取自然對(duì)數(shù)。

4.其他控制變量。本文還控制了已婚女性個(gè)人特征、配偶特征與家庭經(jīng)濟(jì)特征。大量學(xué)者認(rèn)為已婚女性個(gè)人年齡[22]、教育[4]、政治面貌[24]、閑暇偏好[25]、初次生育年齡[15]等個(gè)人特征對(duì)就業(yè)有重要影響。因此，本文選取年齡、教育、政治面貌、閑暇偏好、初次生育年齡作為個(gè)人特征的控制變量。配偶特征變量選取配偶年齡、教育、政治面貌、閑暇時(shí)間與就業(yè)狀態(tài)五個(gè)變量，其中，配偶年齡、教育、政治面貌、閑暇時(shí)間變量的選取方法與女性個(gè)人特征變量相同，并控制配偶當(dāng)前工作狀態(tài)，當(dāng)前在業(yè)為1，否則為0。大量研究發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)狀況約束了女性就業(yè)行為選擇[26]，家庭經(jīng)濟(jì)特征采用家庭“金融產(chǎn)品總價(jià)”與“現(xiàn)金及存款總額”之和控制家庭經(jīng)濟(jì)狀況，在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理后取自然對(duì)數(shù)。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

考慮到已婚女性就業(yè)行為存在地區(qū)與年齡的異質(zhì)性，本文按城鄉(xiāng)與年齡對(duì)樣本進(jìn)行分組。在年齡分組中，參考國(guó)務(wù)院在2017年公布的《中長(zhǎng)期青年發(fā)展規(guī)劃（2016—2025年）》中有關(guān)青年年齡的界定，以35歲為臨界點(diǎn)，把已婚女性樣本分為20～34歲的青年組與35～55歲的中老年組，這種方法與陳璐等（2016）基本一致[23]。

總樣本、城鄉(xiāng)分組的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)樣本與鄉(xiāng)村樣本分別占總樣本的51.6%、48.4%，城鄉(xiāng)樣本分布相對(duì)均衡?？倶颖疽鸦榕灾芄ぷ鲿r(shí)間為29.41小時(shí)，城鄉(xiāng)樣本中已婚女性周工作時(shí)間差異極小。總樣本家庭子女?dāng)?shù)量為1.630個(gè)，城鎮(zhèn)樣本家庭子女?dāng)?shù)量為1.510個(gè)，小于鄉(xiāng)村樣本家庭子女?dāng)?shù)量的1.750個(gè)，表明鄉(xiāng)村已婚女性面臨更大的子女照料責(zé)任。此外，總樣本家庭銀行負(fù)債對(duì)數(shù)為1.850，城鎮(zhèn)家庭銀行負(fù)債對(duì)數(shù)為1.990，大于鄉(xiāng)村家庭的1.700，城鎮(zhèn)家庭銀行負(fù)債壓力更大?？倶颖炯彝シ倾y行負(fù)債對(duì)數(shù)為3.060，城鎮(zhèn)家庭非銀行負(fù)債對(duì)數(shù)為2.540，小于鄉(xiāng)村家庭樣本的3.600，說(shuō)明鄉(xiāng)村家庭非銀行負(fù)債壓力更大。此外，總樣本、城鄉(xiāng)分組樣本的年齡、教育、政治面貌、休閑時(shí)間、初次生育年齡、配偶年齡、配偶教育、配偶政治面貌、配偶休閑時(shí)間、配偶就業(yè)狀態(tài)、家庭經(jīng)濟(jì)等變量都具有很好的統(tǒng)計(jì)特征，符合模型要求，為節(jié)省篇幅，此不一一列示。

類似地，對(duì)樣本按年齡分組，分組樣本的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，已婚青年女性與已婚中老年女

性分別占總樣本45.38%、54.62%，樣本年齡分布結(jié)構(gòu)較為合理。其中，已婚青年女性就業(yè)概率、周工作時(shí)間都小于已婚中老年女性，這可能是已婚青年女性的子女照料剛性更大。此外，已婚青年女性有著更短的就業(yè)時(shí)間、更少的子女?dāng)?shù)量、更多的家庭負(fù)債與更高的文化水平，其他統(tǒng)計(jì)變量特征都較合理，說(shuō)明樣本具有較高可信度。

四、實(shí)證分析

為檢驗(yàn)研究假設(shè)，構(gòu)建模型（一）考察子女照料、家庭負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)狀態(tài)的影響，由于女性就業(yè)狀態(tài)是二值虛擬變量，故使用probit模型較為合適;模型（二）考察子女照料、家庭負(fù)債對(duì)已婚女性周工作時(shí)間的影響，考慮到未參與就業(yè)的女性工作時(shí)間為0，數(shù)據(jù)截?cái)嗵卣髅黠@，故使用tobit模型進(jìn)行實(shí)證分析。計(jì)量模型設(shè)定如下：

其中，F(xiàn)LPi為已婚女性就業(yè)狀態(tài)，WorkHi為周工作時(shí)間，Childi為子女?dāng)?shù)量，Di表示家庭負(fù)債，是“銀行負(fù)債”與“非銀行負(fù)債”的向量，Childi×Di為子女?dāng)?shù)量與家庭負(fù)債的交互項(xiàng)，α、β、δ、η、λ為待估計(jì)的參數(shù)，μi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在檢驗(yàn)中，首先，令模型（一）（二）中δ=0、η=0，驗(yàn)證子女照料對(duì)已婚女性就業(yè)的影響;然后，令兩模型中β=0、δ=0，驗(yàn)證家庭負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)的影響;最后，令兩模型中β≠0、δ≠0、η≠0，驗(yàn)證家庭負(fù)債在子女照料與已婚女性就業(yè)關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。上述步驟均考慮了城鄉(xiāng)和不同年齡已婚女性就業(yè)行為的異質(zhì)性，在總樣本回歸的基礎(chǔ)上進(jìn)一步按城鄉(xiāng)和年齡分組進(jìn)行回歸。

（一）子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性就業(yè)行為的影響

表1報(bào)告了子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性就業(yè)影響的回歸結(jié)果。總樣本中，表1第（1）列與第（2）列分別報(bào)告了子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間的總體效應(yīng)。不管是就業(yè)概率還是周工作時(shí)間，子女?dāng)?shù)量產(chǎn)生的總體效應(yīng)都在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明子女?dāng)?shù)量的增加確實(shí)會(huì)減少已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間，回歸系數(shù)分別為-0.0641、-6.0680。表1中第（3）列、第（4）列的結(jié)果表明，城鎮(zhèn)樣本中子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間的影響分別在1%與5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，回歸系數(shù)分別為-0.0637、-5.3944。表1中第（5）列和第（6）列的結(jié)果表明，鄉(xiāng)村樣本中子女?dāng)?shù)量對(duì)就業(yè)與周工作時(shí)間的影響均在1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著為負(fù)，回歸系數(shù)分別為-0.0876、-8.1952?？傮w而言，子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性就業(yè)存在顯著負(fù)向影響，進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村已婚女性受到的影響更大，這種變化產(chǎn)生的原因可能是農(nóng)村已婚女性有更多的子女照料。上述實(shí)證結(jié)果表明，已婚女性子女?dāng)?shù)量對(duì)就業(yè)的邊際效應(yīng)隨子女?dāng)?shù)量增加而變大，這支持了假設(shè)1。各控制變量基本符合理論預(yù)期，具體效應(yīng)見(jiàn)表1。

對(duì)不同年齡組樣本進(jìn)行回歸后發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量對(duì)不同年齡階段的已婚女性就業(yè)行為影響具有非對(duì)稱性。子女?dāng)?shù)量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)已婚青年女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間顯著為負(fù)，子女?dāng)?shù)量每增加1人，已婚青年女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別降低11.3%、9.5874小時(shí)，已婚中老年女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別降低3.22%、3.761小時(shí)?？梢钥闯?，子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚青年女性的影響更大。其他控制變量對(duì)已婚女性就業(yè)的影響總體符合預(yù)期，但已婚女青年女性與已婚中老年女性控制變量的作用效應(yīng)系數(shù)不同程度地發(fā)生了變化。

（二）家庭負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)的影響

表2回歸結(jié)果表明，家庭銀行負(fù)債與非銀行負(fù)債對(duì)已婚女性的就業(yè)概率與周工作時(shí)間的影響存在差異。銀行負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間的影響不顯著。在總樣本與城鎮(zhèn)樣本中，非銀行負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間的影響顯著為正，非銀行負(fù)債對(duì)數(shù)每增加1單位，總樣本已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別增加5.4%、0.4511小時(shí)，城鎮(zhèn)樣本已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別增加6.2%、0.5288小時(shí)。在鄉(xiāng)村樣本中，非銀行負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)影響不顯著?？倶颖?、城鎮(zhèn)樣本與鄉(xiāng)村樣本中家庭負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)影響的差異性可能源于不同樣本組已婚女性的家庭資產(chǎn)組合關(guān)系不同，因此，根據(jù)理論模型預(yù)期，家庭負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)的影響存在差異。顯然，實(shí)證回歸結(jié)果支持假設(shè)2?？刂谱兞炕貧w結(jié)果整體符合預(yù)期，具體情況見(jiàn)表2。

表2回歸結(jié)果表明，家庭債務(wù)對(duì)已婚女性就業(yè)影響還與已婚女性年齡有關(guān)。已婚青年女性與中老年女性兩組樣本的回歸結(jié)果表明，僅非銀行負(fù)債對(duì)已婚青年女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為0.0065、0.6373，說(shuō)明非銀行負(fù)債對(duì)數(shù)每增加1單位，已婚青年女性就業(yè)概率增加0.65%，周工作時(shí)間增加0.637小時(shí)。所以，家庭非銀行負(fù)債增加，已婚青年女性就業(yè)壓力增長(zhǎng)。這與Bottazzi（2004）的研究結(jié)果一致[19]，也直接證明研究假設(shè)2的合理性。但值得注意的是，家庭負(fù)債對(duì)已婚中老年女性就業(yè)行為的影響同樣不顯著。此外，控制變量回歸結(jié)果整體符合預(yù)期（具體回歸結(jié)果因篇幅所限，此不再列示）。

（三）家庭負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表3給出了家庭負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果。不同類型家庭負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不同?？倶颖?、城鎮(zhèn)樣本、鄉(xiāng)村樣本中，子女?dāng)?shù)量與銀行負(fù)債交互項(xiàng)對(duì)已婚女性就業(yè)概率影響在統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，回歸系數(shù)分別為-0.0114、-0.0122、-0.0106。表明由于子女?dāng)?shù)量與銀行負(fù)債的交互作用，子女?dāng)?shù)量和銀行負(fù)債除獨(dú)立影響已婚女性就業(yè)概率外，還通過(guò)交互作用阻礙已婚女性就業(yè)。具體來(lái)說(shuō)，子女?dāng)?shù)量與銀行負(fù)債交互項(xiàng)每增加1單位，總樣本、城鎮(zhèn)樣本、鄉(xiāng)村樣本已婚女性的就業(yè)概率分別下降1.14%、1.22%、1.06%。不過(guò)，銀行負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性周工作時(shí)間關(guān)系不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。子女?dāng)?shù)量與非銀行負(fù)債的交互項(xiàng)對(duì)已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間的影響不顯著，不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)合前面理論模型分析，家庭負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)依賴于家庭子女?dāng)?shù)量、負(fù)債的資產(chǎn)邊際產(chǎn)出、負(fù)債的邊際成本、就業(yè)的邊際效用與閑暇的比較優(yōu)勢(shì)等因素，調(diào)節(jié)效應(yīng)隨因素組合關(guān)系不同而存在差異，所以實(shí)證模型結(jié)果符合研究假設(shè)3的預(yù)期。

在考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)后，子女?dāng)?shù)量與家庭負(fù)債對(duì)已婚女性的就業(yè)影響發(fā)生了變化。比較發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量對(duì)所有樣本分組已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間的阻礙效應(yīng)普遍增大。具體來(lái)說(shuō)，相比未考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)的情況，子女?dāng)?shù)量每增加1單位，總樣本中已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別增長(zhǎng)0.7%、0.2947小時(shí);城鎮(zhèn)樣本中已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別增長(zhǎng)0.96%、0.303小時(shí);鄉(xiāng)村樣本中已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別增長(zhǎng)0.38%、0.17小時(shí)。雖然各回歸模型中已婚女性就業(yè)變化不同，但效果比較明顯。所以，家庭負(fù)債進(jìn)一步強(qiáng)化了子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性就業(yè)的負(fù)向作用。

此外，在考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)后，家庭負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)的影響發(fā)生了變化：一是非銀行負(fù)債影響的顯著性下降，二是影響邊際系數(shù)略有增加。相比未考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)的情況，非銀行負(fù)債對(duì)數(shù)每增加1單位，總樣本中已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別增長(zhǎng)0.08%、0.0518小時(shí)。城鎮(zhèn)樣本中已婚女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別增長(zhǎng)0.15%、0.0367小時(shí)。但銀行負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)影響均不顯著，在鄉(xiāng)村樣本中，非銀行負(fù)債不顯著。

類似地，在檢驗(yàn)家庭負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)后，其他控制變量在一定程度上發(fā)生變化，但模型總體變化較小，只是回歸系數(shù)稍有改變，部分回歸系數(shù)顯著性有所調(diào)整。總體變化符合預(yù)期。

進(jìn)一步回歸發(fā)現(xiàn)，不同類型家庭負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與不同年齡段已婚女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在差異?；貧w結(jié)果表明，子女?dāng)?shù)量與銀行負(fù)債的交互項(xiàng)對(duì)已婚青年女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間存在負(fù)向影響，調(diào)節(jié)效應(yīng)系數(shù)分別為-0.0166、-1.2595。在已婚中老年女性樣本中，銀行負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。在所有年齡階段的已婚女性樣本中，非銀行負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

由于調(diào)節(jié)效應(yīng)，子女?dāng)?shù)量、家庭負(fù)債對(duì)不同年齡段已婚女性就業(yè)的影響發(fā)生了不同程度的變化。相比未考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)的情況，子女?dāng)?shù)量每增加1單位，已婚青年女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別降低1.04%、0.7122小時(shí)，已婚中老年女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別降低0.56%、0.0065小時(shí)。而非銀行負(fù)債與非銀行負(fù)債回歸系數(shù)同樣發(fā)生變化，只有已婚青年女性樣本的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)水平上顯著。具體來(lái)看，與未考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)相比，非銀行負(fù)債對(duì)數(shù)每增加1單位，已婚青年女性就業(yè)概率與周工作時(shí)間分別增加了0.032%、0.0251小時(shí)。此外，其他控制變量變化較小，回歸結(jié)果總體穩(wěn)定。

總之，按城鄉(xiāng)分組與按年齡分組的回歸結(jié)果表明，家庭負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性就業(yè)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)符合研究假設(shè)3的預(yù)期，進(jìn)一步驗(yàn)證了理論模型的可靠性。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)回歸模型的穩(wěn)健性，進(jìn)一步在回歸方程中控制家庭照料援助?？紤]到中國(guó)家庭在子女照料過(guò)程中，一起生活的老人往往會(huì)幫助照料子女。所以，采用量表中已婚女性配偶的“父母是否與家庭經(jīng)濟(jì)上是一家人”作為家庭照料援助變量，若選項(xiàng)為“是”則記為1，否則記為0。其他解釋變量與控制變量不做改變。

引入家庭照料援助變量后，回歸發(fā)現(xiàn)，在總樣本、城鎮(zhèn)樣本、鄉(xiāng)村樣本中，子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性就業(yè)行為影響沒(méi)有發(fā)生根本變化，整體回歸結(jié)果穩(wěn)健。即使區(qū)分已婚青年女性與已婚中老年女性后，回歸結(jié)果依然強(qiáng)勁。此外，不論在總樣本、城鎮(zhèn)樣本、鄉(xiāng)村樣本中，還是在已婚青年女性和已婚中老年女性樣本中，銀行負(fù)債和非銀行負(fù)債對(duì)已婚女性就業(yè)行為的影響都未發(fā)生明顯變化，回歸模型依舊穩(wěn)健。進(jìn)一步用家庭照料輔助變量驗(yàn)證調(diào)節(jié)效應(yīng)模型的穩(wěn)健性，發(fā)現(xiàn)不論是采用probit模型還是tobit模型，新的回歸結(jié)果都未發(fā)生明顯變化，說(shuō)明回歸模型的可靠性，也支持了理論假說(shuō)。具體回歸結(jié)果不再一一列出。

五、結(jié)?語(yǔ)

已婚女性在實(shí)現(xiàn)個(gè)人生存發(fā)展、家庭幸福、社會(huì)和諧發(fā)展過(guò)程中，需要統(tǒng)籌就業(yè)選擇、子女照料和個(gè)人休閑行為博弈決策，并且已婚女性就業(yè)選擇、子女照料和個(gè)人休閑行為決策均衡還受家庭經(jīng)濟(jì)等眾多因素約束。本文構(gòu)建資產(chǎn)負(fù)債約束下已婚女性“子女照料-閑暇-就業(yè)”效用最大化決策的理論模型研究發(fā)現(xiàn)，子女照料、家庭債務(wù)對(duì)已婚女性就業(yè)有非對(duì)稱直接效應(yīng)和負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，而且內(nèi)在作用機(jī)制復(fù)雜。采用2016年CFPS數(shù)據(jù)，多維度實(shí)證回歸結(jié)果表明，子女照料、家庭負(fù)債確實(shí)對(duì)已婚女性就業(yè)有非對(duì)稱直接效應(yīng)和負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體來(lái)說(shuō)，子女照料與家庭負(fù)債通過(guò)不同機(jī)制影響已婚女性就業(yè)，子女?dāng)?shù)量增長(zhǎng)降低了已婚女性就業(yè)概率和縮短了周工作時(shí)間;家庭銀行負(fù)債對(duì)子女?dāng)?shù)量與已婚女性就業(yè)概率關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著為負(fù)，而家庭非銀行負(fù)債的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。而且子女照料、家庭債務(wù)不僅非對(duì)稱影響城鄉(xiāng)已婚女性、不同年齡女性就業(yè)選擇，還非平衡影響個(gè)人休閑等諸多控制因素對(duì)已婚女性就業(yè)的作用效應(yīng)，其調(diào)節(jié)效應(yīng)極其深刻廣泛。

本文研究結(jié)論具有較豐富的政策含義。我國(guó)二孩政策的全面放開極大地激勵(lì)了家庭生育意愿，但必然會(huì)抑制部分女性就業(yè)參與。所以，政府在鼓勵(lì)女性生育的過(guò)程中，應(yīng)該為女性創(chuàng)造就業(yè)保障的渠道，捍衛(wèi)女性就業(yè)權(quán)，但考慮到部分家庭因經(jīng)濟(jì)壓力會(huì)降低生育意愿，應(yīng)該實(shí)施經(jīng)濟(jì)補(bǔ)助，減少家庭經(jīng)濟(jì)壓力，保障女性生育權(quán)，并考慮其他因素的復(fù)雜約束作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]?Mincer J.Labor force participation of married women：a study of labor supply[M]//Universities-National Bureau Committee for Economic Research.Aspects of Labor Economics.New Jersey：Princeton UniversityPress， 1962：63-105.

[2]?Becker G S.A theory of allocation of time[J].The Economic Journal， 1965，（299）：493-517.

[3]?Schultz T P.Testing the neoclassical model of family labor supply and fertility[J].The Journal of Human Resources，1990， 25 （4）：599-634.

[4]?齊良書.議價(jià)能力變化對(duì)家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間配置的影響——來(lái)自中國(guó)雙收入家庭的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（9）：78-90.

[5]?Lundberg S， Pollak R A. Bargaining and distribution in marriage[J]. Journal of Economic Perspectives， 1996， 10（4）：139-158.

[6]?Akerlof G A， Kranton R E.Economics and identity[J].Quarterly Journal of Economics，2000，115（3）：715-753.

[7]?Ono H， Raymo J M.Housework，market work， and “doing gender” when marital satisfaction declines[J]. Social Science Research， 2006， 35（4）：823-850.

[8]?Guryan J， Hurst E， Kearney M.Parental education and parental time with children[J]. Journal of Economic Perspectives， 2008， 22（3）：23-46.

[9]?曲文勇.當(dāng)代中國(guó)職業(yè)女性的角色沖突[J].學(xué)術(shù)交流，1994（4）：123-126.

[10]Heckman J J.Effects of child-care programs on women's work effort[J]. Journal of Political Economy， 1974， 82（2）：136-163.

[11]Kimmel J， Connelly R.Mothers time choices：care-giving， leisure， home production， and paid work[J].The Journal of Human Resources，2007，42 （3） ， 643-681.

[12]熊瑞祥，李輝文.兒童照管、公共服務(wù)與農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)——來(lái)自CFPS數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2017，16（1）：393-414.

[13]Johnson W R， Skinner J.Labor supply and marital separation.[J]. American Economic Review， 1986， 76（3）：455-469.

[14]Gronau R.Leisure home production and work——the theory of the allocation of time revisited[J].Journal of Politics，1977，85（6）：1099-1123.

[15]張川川.子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給和工資的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2011（5）：29-35.

[16]王志章，劉天元.生育“二孩”基本成本測(cè)算及社會(huì)分?jǐn)倷C(jī)制研究[J].人口學(xué)刊，2017，39（4）：17-29.

[17]Del Boca D， Lusardi A.Credit market constraints and labor market decisions[J]. Labour Economics， 2003， 10（6）：681-703.

[18]Slater G， Spencer D A.Workplace relations， unemployment and finance-dominated capitalism[J]. Review of Keynesian Economics， 2014， 2（2）：134-146.

[19]Bottazzi R.Labour market participation and mortgage related borrowing constraints[R].The The Institute for Fiscal Studies Working Paper，2004，04/09.

[20]郭曉杰.中國(guó)已婚女性勞動(dòng)力供給影響因素分析——基于標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)研究方法[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2012（5）：47-51.

[21]王政武，甘海燕.勞動(dòng)力生產(chǎn)耗費(fèi)補(bǔ)償?shù)募彝ケＵ吓c女性就業(yè)的三重維度[J].內(nèi)蒙古社會(huì)科學(xué)，2018（6）：103-109.

[22]Minagawa J， Upmann T.A Note on parental time allocation[J]. Labour Economics， 2013， 25：153-157.

[23]陳璐，范紅麗，趙娜，等.家庭老年照料對(duì)女性勞動(dòng)就業(yè)的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，51（3）：176-189.

[24]毛宇飛，曾湘泉.互聯(lián)網(wǎng)使用是否促進(jìn)了女性就業(yè)——基于CGSS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2017（6）：21-31.

[25]Frey B S ， Benesch C， Stutzer A.Does watching TV make us happy？[J]. Journal of Economic Psychology， 2007， 28（3）：283-313.

[26]Stevens A H， Schaller J.Short-run effects of parental job loss on children's academic achievement[J]. Economics of Education Review， 2011， 30（2）：289-299.

（責(zé)任編輯：寧曉青）