老年家庭照護(hù)對(duì)女性工作參與的影響

徐景龍，陳 功

(北京大學(xué) 人口研究所，北京 100871)

一、研究背景

我國(guó)已經(jīng)進(jìn)入老齡化社會(huì)，盡管老齡化率不是世界最高的，但老年人口規(guī)模大且增長(zhǎng)速度快。根據(jù)第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)，截至2020年底我國(guó)65歲及以上老年人口為1.91億人。隨著老年人口持續(xù)增加，失能、部分失能老年人口的數(shù)量也快速增長(zhǎng)。按照2016年世界衛(wèi)生組織的預(yù)測(cè)，30年后，我國(guó)失能和部分失能的老年人將突破6 600萬(wàn)人。失能和部分失能的老人需要長(zhǎng)期照護(hù)，隨著這部分人口的增長(zhǎng)，長(zhǎng)期照護(hù)的需求也必然增加。如何更好地滿足老年人的長(zhǎng)期照護(hù)需求，將是今后政府、社會(huì)及家庭必須面對(duì)并亟待解決的問(wèn)題。

長(zhǎng)期照護(hù)分為由專業(yè)機(jī)構(gòu)提供的正式照護(hù)和由親屬、朋友及鄰里等提供的非正式照護(hù)。國(guó)內(nèi)外研究表明，正式照護(hù)不能完全代替非正式照護(hù)，家庭照護(hù)依然是我國(guó)老年人照護(hù)的首選[1-4]。老年家庭照護(hù)存在隱性成本也就是機(jī)會(huì)成本，即對(duì)照護(hù)者工作的影響[5]。照護(hù)者因?yàn)檎兆o(hù)家中失能或部分失能的老人，會(huì)出現(xiàn)抑制工作參與意愿、減少工作時(shí)間、降低工作質(zhì)量等情況，導(dǎo)致收入減少。

老年家庭照護(hù)需要照護(hù)者投入大量的時(shí)間和精力，對(duì)照護(hù)者的工作、生活、生理和心理健康等產(chǎn)生影響。如果不給予照護(hù)者一定的幫助支持，將降低老年家庭照護(hù)的質(zhì)量，引起代際矛盾，影響家庭和社會(huì)的和諧。老年家庭照護(hù)者通常是被照護(hù)者的親屬或朋友，其中女性家庭成員是主要的照護(hù)者[6]。作為老年家庭照護(hù)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(guān)政策，幫助女性在照護(hù)、生活及工作中取得平衡。為老年家庭照護(hù)者提供必要的社會(huì)支持，不僅可以提升老年人的生活質(zhì)量和健康水平，還能緩解政府財(cái)政支出壓力[7]。相較于發(fā)達(dá)國(guó)家，我國(guó)關(guān)于老年家庭照護(hù)對(duì)女性工作參與影響的研究并不多。本文使用家庭生產(chǎn)理論及利他主義理論，利用中國(guó)營(yíng)養(yǎng)調(diào)查研究數(shù)據(jù)，探討老年家庭照護(hù)對(duì)我國(guó)女性工作參與的影響，以期為制定相應(yīng)的支持政策提供依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于老年家庭照護(hù)對(duì)照護(hù)者工作的影響，存在不同的說(shuō)法。一種認(rèn)為提供照護(hù)的家庭成員為了照顧老人不得不減少就業(yè)時(shí)間；而另一種則認(rèn)為提供照護(hù)的家庭成員會(huì)增加就業(yè)時(shí)間，以獲取更多的收入，支付照護(hù)老人的費(fèi)用或者購(gòu)買正式照護(hù)服務(wù)。在國(guó)外的一些研究中，這兩種假設(shè)被稱為老年照護(hù)的替代效應(yīng)(Substituion Effect)和收入效應(yīng)(Income Effect)。替代效應(yīng)是指照護(hù)者因?yàn)檎兆o(hù)老年人而擠占了工作時(shí)間，導(dǎo)致工作時(shí)間減少；收入效應(yīng)是指為了避免因退出勞動(dòng)力市場(chǎng)而出現(xiàn)的收入損失、為了支付照護(hù)老人費(fèi)用或購(gòu)買正式照護(hù)服務(wù)，提供照護(hù)的家庭成員更傾向于增加工作時(shí)間[8-9]。

美國(guó)學(xué)者最早關(guān)注老年家庭照護(hù)對(duì)子女就業(yè)的影響[10-11]。Stone等利用美國(guó)國(guó)家非正式照護(hù)者1982年調(diào)查數(shù)據(jù)(NICS)研究家庭照護(hù)對(duì)女性就業(yè)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)家庭照護(hù)對(duì)女性就業(yè)影響非常顯著[12]。Boaz等利用美國(guó)國(guó)家長(zhǎng)期護(hù)理1982年調(diào)查數(shù)據(jù)(NLTCS)研究發(fā)現(xiàn)，老年家庭照護(hù)和子女就業(yè)呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[13]。Spitze等利用訪談數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，并沒(méi)有發(fā)現(xiàn)家庭照料會(huì)影響子女就業(yè)[14]。Mclanahan利用美國(guó)國(guó)家家庭和居住調(diào)查數(shù)據(jù)(NSFH)研究非正式照護(hù)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)家庭照料顯著降低了子女就業(yè)傾向[15]。Carmichael等分析1998年英國(guó)普通家庭調(diào)查數(shù)據(jù)(GHS)發(fā)現(xiàn)，每周照料老人時(shí)間低于10小時(shí)的子女就業(yè)傾向更高，而每周照料老人時(shí)間高于10小時(shí)的子女就業(yè)意愿顯著下降[16]。Lilly等分析加拿大普通社會(huì)2002年調(diào)查數(shù)據(jù)(GSS)發(fā)現(xiàn)，照料老人與子女就業(yè)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系[17]。

上述研究都將家庭照護(hù)看作外生變量，忽視了家庭照護(hù)與就業(yè)之間的內(nèi)生性，因此存在一定的缺陷。內(nèi)生性是指老年家庭照護(hù)與照護(hù)者就業(yè)之間存在反向因果關(guān)系，一方面老年家庭照護(hù)可能影響提供者的就業(yè)，另一方面?zhèn)€人也有可能因?yàn)檎也坏焦ぷ鞫坏貌话迅嗟臅r(shí)間投入到家庭照護(hù)中。內(nèi)生性會(huì)對(duì)研究結(jié)果造成影響，Heitmueller利用英國(guó)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，不考慮內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)低估家庭照護(hù)對(duì)就業(yè)的影響[18]。Casado和Bolin的研究也得出了相同的結(jié)論[19-20]。陳璐等利用2011年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)同樣發(fā)現(xiàn)，忽略內(nèi)生性將低估家庭照護(hù)對(duì)就業(yè)的影響[6]。

自Wolf和Stern以后，學(xué)者們開(kāi)始用嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕y(tǒng)計(jì)方法解決老年照護(hù)和就業(yè)之間的內(nèi)生性問(wèn)題[21-22]。一些學(xué)者選擇父母年齡、父母健康狀況、父母是否有照護(hù)需求、父母是否健在以及兄弟姐妹數(shù)量等作為變量，利用兩階段最小二乘法解決內(nèi)生性問(wèn)題[18,20-21,23-30]。Johnson和Sasso通過(guò)隨機(jī)效應(yīng)聯(lián)系方程研究家庭照護(hù)和就業(yè)的關(guān)系[31]。Casado利用動(dòng)態(tài)面板固定效應(yīng)分析，對(duì)開(kāi)始和結(jié)束家庭照護(hù)對(duì)就業(yè)及工作時(shí)間的影響進(jìn)行研究[19]。馬炎、李龍利用傾向值加權(quán)的方法處理內(nèi)生性問(wèn)題[32]。

控制內(nèi)生性后，Wolf等學(xué)者利用美國(guó)國(guó)家家庭調(diào)查(NSFH)1987—1988年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，已婚女性家庭照護(hù)和就業(yè)之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但統(tǒng)計(jì)上不顯著；Ettner利用美國(guó)國(guó)家家庭和居住調(diào)查數(shù)據(jù)(NSFH)研究發(fā)現(xiàn)，與父母同住的女性家庭照護(hù)和就業(yè)之間顯著負(fù)相關(guān)[24]；Carmichael利用1990年英國(guó)綜合家庭調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)家庭照護(hù)對(duì)男女照護(hù)者的就業(yè)都有負(fù)面影響，對(duì)女性的影響更大[16]；Bolin等使用2004 年歐洲健康、年齡及退休數(shù)據(jù)(SHARE)研究家庭照護(hù)和子女就業(yè)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[20]。

國(guó)內(nèi)對(duì)婦女和家庭照護(hù)之間關(guān)系的研究相對(duì)較少。蔣承、趙曉軍利用中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CLHLS)2005年子女配對(duì)數(shù)據(jù)，研究老年家庭照護(hù)和子女就業(yè)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)家庭照護(hù)對(duì)子女就業(yè)有顯著的負(fù)向影響[26]；劉嵐等使用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)考察家庭照護(hù)和農(nóng)村已婚婦女勞動(dòng)時(shí)間分配的關(guān)系[27]；黃楓利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)研究發(fā)現(xiàn)，與父母公婆同住的城鎮(zhèn)女性，家庭照護(hù)使其就業(yè)率下降21.5%[28]；范紅麗等利用2009年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)研究發(fā)現(xiàn)，老年照護(hù)對(duì)女性就業(yè)存在替代效應(yīng)，對(duì)就業(yè)有負(fù)面影響[30]；陳璐等利用1991—2011年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)實(shí)證檢驗(yàn)了為父母公婆提供家庭照護(hù)對(duì)女性就業(yè)的影響，結(jié)果顯示老年家庭照護(hù)對(duì)女性勞動(dòng)力供給有抑制作用[6]。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 模型與方法

和主流勞動(dòng)力供給理論一樣，女性勞動(dòng)力供給理論的研究也經(jīng)歷了從個(gè)體勞動(dòng)力供給理論到家庭勞動(dòng)力供給理論的發(fā)展和演變。Killingsworth和Heckman指出，嚴(yán)格來(lái)說(shuō)并沒(méi)有專門針對(duì)女性的勞動(dòng)力供給理論，任何一個(gè)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(rèn)為，在研究女性勞動(dòng)力供給時(shí)，應(yīng)該考慮女性在家庭分工中的角色，因此進(jìn)一步區(qū)分非市場(chǎng)工作時(shí)間十分必要，非市場(chǎng)工作時(shí)間包含閑暇時(shí)間和家庭生產(chǎn)時(shí)間[34]。對(duì)于已婚女性而言，家庭生產(chǎn)主要就是婚后各類家務(wù)勞動(dòng)以及照護(hù)老人、子女等，家庭效用最大化受時(shí)間、購(gòu)買的商品和家庭生產(chǎn)函數(shù)影響。針對(duì)家庭效用函數(shù)，Becker提出了利他主義模型[35-37]。該模型認(rèn)為家庭是由一個(gè)利他的家長(zhǎng)和一群自私但理性的孩子構(gòu)成，家長(zhǎng)充分關(guān)心其他家庭成員并將資源轉(zhuǎn)移給他們，家長(zhǎng)效用函數(shù)反映了對(duì)其他家庭成員福利的關(guān)心程度。

本文利用家庭生產(chǎn)理論和利他主義模型，通過(guò)多元logistic回歸分析探討老年照護(hù)對(duì)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(gè)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(hù)，當(dāng)老年家庭照護(hù)為離散變量時(shí)，提供照護(hù)取值為1，否則為0，當(dāng)老年家庭照護(hù)為連續(xù)變量時(shí)，則為提供老年家庭照護(hù)的時(shí)間；Xci表示第i個(gè)女性的人口特征；Xhi表示第i個(gè)女性的家庭特征；i代表不同個(gè)體；F(·)為logistic分布的累計(jì)函數(shù)。

如前所述，內(nèi)生性是指家庭照護(hù)與照護(hù)者就業(yè)之間存在反向因果關(guān)系，一方面家庭照護(hù)可能影響照護(hù)者的就業(yè)，另一方面?zhèn)€人也會(huì)因找不到工作而把更多的時(shí)間投入到家庭照護(hù)中。本文通過(guò)樣本的篩選解決內(nèi)生性問(wèn)題， CHNS的調(diào)查問(wèn)卷中有“你為什么沒(méi)有工作？”這個(gè)問(wèn)題，其中有“正在找工作”這一選項(xiàng)。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(hù)老人的女性，去掉這部分樣本后，內(nèi)生性問(wèn)題就得到了很好的解決。

2.數(shù)據(jù)和變量

本文所用數(shù)據(jù)均取自“中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”(CHNS)。該調(diào)查是由美國(guó)北卡羅萊納大學(xué)人口中心會(huì)同中國(guó)疾病預(yù)防控制中心下屬營(yíng)養(yǎng)與健康所聯(lián)合執(zhí)行，先后啟動(dòng)了十輪調(diào)查。1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年在我國(guó)的遼寧、黑龍江等9個(gè)省份展開(kāi)，2011年以后在原有省份的基礎(chǔ)上又增加了北京、上海和重慶3個(gè)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(shù)據(jù)，研究涉及的老年家庭照護(hù)相關(guān)變量均來(lái)自“52歲以下已婚女性與父母關(guān)系的補(bǔ)充調(diào)查”，樣本為18～52歲的已婚女性，共2 930個(gè)。去除父母公婆沒(méi)有一人在世和殘疾的樣本702個(gè)，去除因正在找工作而沒(méi)有就業(yè)的樣本和年齡太小無(wú)法工作的樣本160個(gè)，最終選定樣本2 068個(gè)，其中參加工作的女性為1 419個(gè)，不參加工作的女性為649個(gè)。

被解釋變量為是否參加工作，對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“你現(xiàn)在有工作嗎？”，賦值1=是，0=否。解釋變量為是否照護(hù)任意雙方父母，通過(guò)調(diào)查問(wèn)卷中對(duì)“上周，你照顧過(guò)他/她的起居，陪他/她出去買過(guò)東西嗎？”這一問(wèn)題的回答來(lái)考察，如果照護(hù)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(hù)。賦值1=是，0=否。解釋變量包括是否照護(hù)任意雙方父母、是否照護(hù)男方父母、是否照護(hù)女方父母、照護(hù)任意雙方父母時(shí)間、照護(hù)男方父母時(shí)間及照護(hù)女方父母時(shí)間?？刂谱兞糠謧€(gè)體因素和家庭因素兩部分。個(gè)體因素包括樣本的年齡、學(xué)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(shù)、是否和長(zhǎng)輩同住等。變量的具體定義見(jiàn)表1。

表1 變量名稱及定義

表2給出了變量的描述性統(tǒng)計(jì)。樣本平均年齡38.69歲，參加工作的女性占68.6%，城鎮(zhèn)女性占42.9%，51.2%的樣本只接受過(guò)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(zhǎng)輩同住。有22.1%的女性提供了老年家庭照護(hù)，其中15.1%的女性為女方父母提供過(guò)照護(hù)，13.3%的女性為男方父母提供過(guò)照護(hù)，照看女方父母的比例更高。每周照護(hù)任意雙方父母的時(shí)間均值為3.30小時(shí)， 照護(hù)女方父母的時(shí)間均值為1.80小時(shí)，照護(hù)男方父母的時(shí)間均值為1.51小時(shí)，女性照護(hù)自己父母的平均時(shí)間要大于照顧公婆的平均時(shí)間。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

表3和表4分別展示了老年家庭照護(hù)及老年家庭照護(hù)時(shí)間對(duì)女性工作參與的影響。

表3 老年家庭照護(hù)對(duì)女性工作參與的影響

表4 老年家庭照護(hù)時(shí)間對(duì)女性工作參與的影響

1.老年家庭照護(hù)對(duì)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(jié)果顯示老年家庭照護(hù)與女性就業(yè)之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系。提供老年家庭照護(hù)的女性，參加工作的概率是不提供老年家庭照護(hù)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(hù)之間分配時(shí)間資源，老年家庭照護(hù)作為一種家庭生產(chǎn)，當(dāng)其邊際效用大于工作的邊際效用時(shí)，女性會(huì)增加老年照護(hù)的時(shí)間，而減少工作時(shí)間。模型1的結(jié)論與國(guó)內(nèi)外大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果一致，認(rèn)為老年照護(hù)降低了女性的工作參與概率?；貧w結(jié)果還表明學(xué)歷高、戶籍為城鎮(zhèn)及與長(zhǎng)輩同住的女性參加工作的可能性更大，同時(shí)照護(hù)6歲以下幼童會(huì)降低女性的工作意愿。

2.老年家庭照護(hù)對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村女性工作參與的影響

模型2和模型3對(duì)提供照護(hù)的女性進(jìn)行了分類，區(qū)分為城鎮(zhèn)女性和鄉(xiāng)村女性，分別考察老年家庭照護(hù)對(duì)不同區(qū)域女性工作參與的影響。模型2結(jié)果顯示老年家庭照護(hù)降低城鎮(zhèn)女性工作意愿，提供老年家庭照護(hù)的城鎮(zhèn)女性參加工作的概率是不提供老年家庭照護(hù)女性的0.605倍(OR=0.605，95%CI：0.403～0.908)。模型3結(jié)果顯示老年家庭照護(hù)同樣降低了農(nóng)村女性的工作意愿，提供老年家庭照護(hù)的農(nóng)村女性參加工作的概率是不提供老年家庭照護(hù)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(duì)老年家庭照護(hù)者按戶籍進(jìn)行區(qū)分后，表現(xiàn)出了和總體相同的趨勢(shì)，不管是城鎮(zhèn)女性還是鄉(xiāng)村女性，提供老年家庭照護(hù)都會(huì)對(duì)女性的工作產(chǎn)生負(fù)向影響。

3.不同照護(hù)對(duì)象對(duì)女性工作參與的影響

模型4和模型5將照護(hù)對(duì)象進(jìn)行了區(qū)分，分析照護(hù)男方父母和照護(hù)女方父母對(duì)女性工作參與的影響。結(jié)果顯示照護(hù)男方父母對(duì)女性工作參與的影響不顯著，而照護(hù)女方父母則顯著影響女性的工作參與。從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，為男方父母提供照護(hù)的女性，參加工作的概率是不提供照護(hù)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(hù)的女性參加工作的概率則是不提供照護(hù)女性的0.595倍(OR=0.595，95%CI：0.443～0.798)。不管是照護(hù)男方父母還是照護(hù)女方父母，老年家庭照護(hù)都會(huì)降低女性的工作意愿，其中照護(hù)女方父母對(duì)女性工作參與的影響更大。

4.老年家庭照護(hù)時(shí)間對(duì)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(hù)的時(shí)間，模型6的結(jié)果顯示，隨著照護(hù)時(shí)間的增長(zhǎng)，女性參加工作的意愿下降，這和范紅麗、劉璐等學(xué)者的研究結(jié)論相符。具體而言，提供老年家庭照護(hù)的時(shí)間每增加一小時(shí)，女性參加工作的概率為原來(lái)的0.988倍(OR=0.988，95%CI：0.980～ 0.996)。當(dāng)照護(hù)時(shí)間較短時(shí)，對(duì)工作的影響有限，而隨著照護(hù)時(shí)間的增加和強(qiáng)度增大，其對(duì)女性工作參與的影響越來(lái)越大。老年家庭照護(hù)的時(shí)間越長(zhǎng)，擠占工作的時(shí)間就越多，當(dāng)老年家庭照護(hù)的邊際效用大于工作的邊際效用時(shí)，女性會(huì)持續(xù)增加照護(hù)的時(shí)間而減少工作時(shí)間，直至退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。

5.照護(hù)不同對(duì)象時(shí)間對(duì)女性工作參與的影響

模型7和模型8對(duì)照護(hù)對(duì)象進(jìn)行了區(qū)分，模型7研究照護(hù)女方父母時(shí)間對(duì)女性工作參與的影響，而模型8研究照護(hù)男方父母時(shí)間對(duì)女性工作參與的影響。模型7結(jié)果顯示，照護(hù)女方父母時(shí)間的增加會(huì)降低女性工作參與意愿，為女方父母提供的老年家庭照護(hù)每增加一小時(shí)，女性參加工作的概率為原來(lái)的0.980倍(OR=0.980，95%CI：0.968～0.992)，女性愿意為照護(hù)自己的父母而減少工作時(shí)間。模型8結(jié)果顯示，為男方父母提供照護(hù)的時(shí)間和女性工作參與沒(méi)有顯著關(guān)系。相對(duì)于照護(hù)公婆，女性更可能會(huì)為了照顧自己的父母而放棄或減少工作。

五、結(jié)論與政策建議

本文利用中國(guó)營(yíng)養(yǎng)和健康調(diào)查2015年數(shù)據(jù)，在控制女性個(gè)體因素和家庭因素的基礎(chǔ)上，利用多元統(tǒng)計(jì)方法分析提供老年家庭照護(hù)對(duì)女性工作參與的影響?；貧w結(jié)果表明，提供照護(hù)女性參加工作的概率是不提供照護(hù)女性的0.627倍。按戶籍劃分樣本后，城鎮(zhèn)女性為0.605倍，農(nóng)村女性為0.647倍。按照護(hù)對(duì)象劃分，為男方父母提供照護(hù)的女性參加工作的概率是不提供照護(hù)女性的0.768倍，為女方父母提供照護(hù)的女性參加工作的概率是不提供照護(hù)女性的0.595倍。隨著照護(hù)時(shí)間的增加，女性參加工作的概率減少。為女方父母提供照護(hù)的時(shí)間每增加一小時(shí)，女性參加工作的概率為原來(lái)的0.98倍，而為男方父母提供照護(hù)的時(shí)間和女性工作參與之間沒(méi)有顯著關(guān)系?？傊?，老年家庭照護(hù)對(duì)女性工作參與產(chǎn)生負(fù)面影響，其中照護(hù)女方父母對(duì)女性工作參與的影響更大。

針對(duì)老年家庭照護(hù)對(duì)女性工作參與的負(fù)面影響，國(guó)家應(yīng)該加大對(duì)照護(hù)者的支持力度，制定完善的養(yǎng)老政策和勞動(dòng)力政策，幫助女性在老年家庭照護(hù)和工作之間取得平衡。一是借鑒國(guó)外做法，給家庭照護(hù)者直接發(fā)放津貼或提供社會(huì)保障、稅收等方面的優(yōu)惠政策，同時(shí)盡快建立喘息服務(wù)制度，緩解照護(hù)者的壓力，鼓勵(lì)企業(yè)為家庭照護(hù)者提供兼職機(jī)會(huì)。二是發(fā)揮我國(guó)社區(qū)工作的優(yōu)勢(shì)，在社區(qū)成立各種綜合性機(jī)構(gòu)，打破家庭和專業(yè)服務(wù)機(jī)構(gòu)、醫(yī)護(hù)人員之間的壁壘，為老年家庭照護(hù)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。