李勇輝 沈波瀾 李小琴

摘?要：多數(shù)中國(guó)女性普遍同時(shí)肩負(fù)家庭撫幼及社會(huì)生產(chǎn)的雙重責(zé)任，使用2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證研究祖輩照料、正規(guī)照料對(duì)有1—6歲本地子女的已婚流動(dòng)女性就業(yè)的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示，兩類(lèi)兒童照料方式對(duì)已婚流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率、月工資收入均具有顯著正向影響，其中祖輩照料產(chǎn)生的促進(jìn)效果高于正規(guī)照料，且結(jié)果穩(wěn)健。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，這種影響在城鄉(xiāng)流入地、戶(hù)口性質(zhì)、子女?dāng)?shù)量及年齡結(jié)構(gòu)方面存在異質(zhì)性。另外，研究還發(fā)現(xiàn)住房支出占比發(fā)揮著負(fù)向調(diào)節(jié)作用，削弱了兒童照料方式對(duì)租房流動(dòng)女性就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)。研究為構(gòu)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(yè)困境的破解路徑，對(duì)促進(jìn)女性平等發(fā)展、提高家庭經(jīng)濟(jì)能力及改善社會(huì)勞動(dòng)力有效供給具有現(xiàn)實(shí)意義。

關(guān)鍵詞：祖輩照料;正規(guī)照料;已婚流動(dòng)女性;勞動(dòng)參與率;月工資收入

中圖分類(lèi)號(hào)：C913.68;F241.4?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A?文章編號(hào)：1000-4149（2020）05-0044-16

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2020.00.036

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，人口遷移帶動(dòng)了勞動(dòng)力跨地域配置，為城市經(jīng)濟(jì)及社會(huì)各項(xiàng)事業(yè)發(fā)展創(chuàng)造了重要條件，也是推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期高速增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉。其中，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，極大地提高了社會(huì)生產(chǎn)率，并且對(duì)推進(jìn)中國(guó)城鎮(zhèn)化、工業(yè)化發(fā)展產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)發(fā)布的《中國(guó)流動(dòng)人口發(fā)展報(bào)告2018》顯示，我國(guó)流動(dòng)人口規(guī)模自2015年起由之前的持續(xù)上漲轉(zhuǎn)為緩慢下降，2017年下降至2.44億人，但仍約占當(dāng)年總?cè)丝跀?shù)的18%。報(bào)告還指出，雖然近年我國(guó)流動(dòng)人口規(guī)模進(jìn)入調(diào)整期，但未來(lái)總量繼續(xù)增長(zhǎng)仍然是流動(dòng)人口發(fā)展的趨勢(shì)所向。另一個(gè)重要特征是，女性流動(dòng)人口數(shù)量逐年增長(zhǎng)，過(guò)去以男性為主體的現(xiàn)象正在悄然改變，流動(dòng)人口性別結(jié)構(gòu)逐漸趨向均衡化[1]。根據(jù)2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，我國(guó)流動(dòng)人口中女性比重已經(jīng)達(dá)到47.9%，然而，在數(shù)量如此龐大的流動(dòng)女性群體中，實(shí)際進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的比例卻明顯偏低。究其原因，是因?yàn)樵趥鹘y(tǒng)性別分工模式下，女性普遍承擔(dān)著料理家務(wù)、照顧家人的主要責(zé)任，這降低了她們從事社會(huì)勞動(dòng)的可能性[2-4]。并且在近年家庭化遷移趨勢(shì)下，子女隨遷較大程度上加重了流動(dòng)女性的照料負(fù)擔(dān)，愈發(fā)阻礙了流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與和職業(yè)發(fā)展[5-6]。

黨的十九大報(bào)告提出“要堅(jiān)持就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略和積極就業(yè)政策，實(shí)現(xiàn)更高質(zhì)量和更充分就業(yè)”。當(dāng)前我國(guó)正面臨“勞動(dòng)力數(shù)量紅利”消退的挑戰(zhàn)，著力破解流動(dòng)女性就業(yè)困境、充分釋放流動(dòng)女性勞動(dòng)供給潛力，對(duì)于緩解老齡化、少子化帶來(lái)的勞動(dòng)人口比重下降問(wèn)題有著重要作用。本文認(rèn)為妥善解決流動(dòng)女性的兒童照料負(fù)擔(dān)，或有可能是促進(jìn)流動(dòng)女性充分就業(yè)、改善其就業(yè)狀況的重要途徑。在家庭結(jié)構(gòu)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(hù)機(jī)構(gòu)提供的正規(guī)照料，已經(jīng)成為當(dāng)代兒童照料資源供給的重要來(lái)源。那么，祖輩照料、正規(guī)照料究竟是否對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)產(chǎn)生了影響？如若影響存在，哪類(lèi)兒童照料方式對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)？住房支出作為流動(dòng)人口家庭消費(fèi)的重要部分，是否在兒童照料方式影響流動(dòng)女性就業(yè)過(guò)程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用？針對(duì)不同特征的流動(dòng)女性，采取哪類(lèi)兒童照料方式效果更佳？政府應(yīng)當(dāng)如何運(yùn)用公共政策來(lái)提高流動(dòng)女性對(duì)祖輩照料、正規(guī)照料的可獲性？這些均是本文需要解答的問(wèn)題。本文研究從理論層面深化了對(duì)兒童照料與流動(dòng)女性就業(yè)間內(nèi)在聯(lián)系的認(rèn)識(shí)，豐富了基于照料視角的女性就業(yè)行為研究，對(duì)構(gòu)建“政府—家庭—社會(huì)”為一體的中國(guó)新型兒童照料支持體系，減輕家庭化遷移對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)的負(fù)面影響，進(jìn)而促進(jìn)女性平等發(fā)展、提高家庭經(jīng)濟(jì)能力及改善社會(huì)勞動(dòng)力有效供給均具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于祖輩照料與女性就業(yè)間關(guān)系的研究，學(xué)者們?cè)缙诎l(fā)現(xiàn)獲得祖輩照料能夠有效促進(jìn)年輕女性勞動(dòng)供給[7-10]，但這些研究并未解決二者間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的可信度不高。部分學(xué)者采用工具變量處理了內(nèi)生性問(wèn)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(gè)數(shù)作為工具變量，實(shí)證發(fā)現(xiàn)獲得祖輩照料促進(jìn)了女性勞動(dòng)參與[11]。波薩達(dá)斯（Posadas）和維達(dá)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(jìn)了女性就業(yè)的結(jié)論[12]。隨后，阿爾皮諾（Arpino）等設(shè)置（外）祖父母是否健在四個(gè)工具變量，研究發(fā)現(xiàn)祖輩照料顯著增加了女性勞動(dòng)參與率[13]。上述研究雖然使用工具變量法克服了內(nèi)生性問(wèn)題，但鑒于國(guó)外社會(huì)文化背景與中國(guó)存在較大差異，所得結(jié)論對(duì)中國(guó)的適用性還有待考量。在國(guó)內(nèi)最新研究中，鄒紅等使用CFPS四期數(shù)據(jù)，運(yùn)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(dòng)參與率和月平均工作時(shí)間[14]。該文的不足之處在于作者關(guān)注的研究對(duì)象是有0—12歲孩子的中青年已婚女性，并未重視流動(dòng)女性就業(yè)問(wèn)題。再者，0—12歲子女中有相當(dāng)一部分已經(jīng)進(jìn)入義務(wù)教育階段，將其視為整體進(jìn)行分析，可能造成祖輩照料對(duì)女性就業(yè)的影響效應(yīng)估計(jì)不準(zhǔn)確，是受到義務(wù)教育等因素干擾后的結(jié)果。

關(guān)于正規(guī)照料與女性就業(yè)間關(guān)系的研究，國(guó)外相關(guān)文獻(xiàn)指出政府大規(guī)模建設(shè)學(xué)前教育設(shè)施及擴(kuò)大免費(fèi)學(xué)前教育[15]、兒童照料機(jī)構(gòu)的可獲性[16-17]、實(shí)施高補(bǔ)貼、全民性幼兒照料服務(wù)政策[18]、實(shí)行家庭托兒津貼改革[19]、開(kāi)展社區(qū)托兒所項(xiàng)目[20]均提高了育兒家庭對(duì)正規(guī)照料的使用率，進(jìn)而對(duì)女性勞動(dòng)供給產(chǎn)生了顯著正向影響。國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界對(duì)正規(guī)照料與女性就業(yè)間關(guān)系的研究相對(duì)較少，在已有相關(guān)文獻(xiàn)中，有學(xué)者指出幼兒園可獲性不足是女性勞動(dòng)參與的主要障礙[21]，缺乏穩(wěn)定可靠的幼兒看護(hù)機(jī)構(gòu)對(duì)生活在貧困地區(qū)的母親的非農(nóng)就業(yè)產(chǎn)生了抑制效應(yīng)[22]。與此同時(shí)，兒童托育費(fèi)用較大程度上決定著家庭是否購(gòu)買(mǎi)市場(chǎng)化兒童照料。部分學(xué)者認(rèn)為高市場(chǎng)托育費(fèi)用對(duì)已婚女性勞動(dòng)力供給造成了嚴(yán)重的負(fù)面影響[23-25]，而降低兒童托育費(fèi)用則對(duì)女性就業(yè)有顯著促進(jìn)效果[26-27]。雖然上述研究為后續(xù)探討正規(guī)照料與女性就業(yè)間關(guān)系奠定了基石，但大多實(shí)際上并未對(duì)兒童是否獲得正規(guī)照料進(jìn)行直接衡量。

需要指出的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多單一研究祖輩照料或正規(guī)照料對(duì)女性就業(yè)的影響，鮮有研究將二者統(tǒng)一起來(lái)，僅少量文獻(xiàn)同時(shí)探討了祖輩照料、正規(guī)照料對(duì)女性就業(yè)的影響，如惠洛克（Wheelock）和瓊斯（Jones）發(fā)現(xiàn)當(dāng)母親由于工作無(wú)法照料兒童，祖父母照料是最合適的照料替代，而正規(guī)的托兒服務(wù)往往無(wú)法替代以家庭為基礎(chǔ)的幼兒照料[28]，但這一結(jié)論僅是基于文獻(xiàn)資料整理、經(jīng)驗(yàn)事實(shí)及統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析得到，缺乏規(guī)范性實(shí)證結(jié)果支持，其可靠性仍然有待檢驗(yàn)。國(guó)內(nèi)學(xué)者杜鳳蓮等使用1991—2011年CHNS數(shù)據(jù)，采用兩階段殘差法（2SRI）研究發(fā)現(xiàn)，祖輩照料對(duì)女性勞動(dòng)參與率的促進(jìn)效果高于正規(guī)照料[29]。作者雖然從實(shí)證層面證實(shí)了祖輩照料的優(yōu)勢(shì)，但對(duì)估計(jì)結(jié)果未進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，研究對(duì)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(zhì)性探討，得出的結(jié)論不免寬泛籠統(tǒng)，所能提供的政策含義有限。

基于此，本文在前人研究基礎(chǔ)上進(jìn)行了三方面的拓展完善：第一，以往文獻(xiàn)多側(cè)重于城鎮(zhèn)女性就業(yè)行為的研究，本文以流動(dòng)女性為研究對(duì)象不僅拓寬了基于照料視角的女性就業(yè)行為研究，也揭示了當(dāng)前破解家庭化遷移模式下女性就業(yè)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(dòng)女性就業(yè)過(guò)程中是否發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)，為政府運(yùn)用相關(guān)住房政策減輕流動(dòng)人口住房負(fù)擔(dān)，使兒童照料資源能夠發(fā)揮出更高的就業(yè)促進(jìn)效果提供了理論依據(jù);第三，本文將祖輩照料、正規(guī)照料及女性就業(yè)納入統(tǒng)一的分析框架，為構(gòu)建“政府—家庭—社會(huì)”為一體的兒童照料支持體系，以促進(jìn)流動(dòng)女性就業(yè)提供了來(lái)自微觀層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

三、數(shù)據(jù)、模型與變量

1.數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本處理

本文采用2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。該項(xiàng)調(diào)查自2009年開(kāi)始實(shí)施，覆蓋我國(guó)31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）和新疆建設(shè)兵團(tuán)，采用分層、多階段、與規(guī)模成比例（PPS）抽樣的方法來(lái)選取樣本，數(shù)據(jù)具有較好的權(quán)威性和代表性。2016年調(diào)查問(wèn)卷主要內(nèi)容包括：流動(dòng)人口及家庭成員基本信息、收支情況、流動(dòng)和就業(yè)、居留和落戶(hù)意愿、子女流動(dòng)和教育、婚育和衛(wèi)生計(jì)生服務(wù)等，樣本量總計(jì)169000人，其中，女性80912人，約占47.88%;男性88088人，約占52.12%。根據(jù)本文的研究需要，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)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(guó)義務(wù)教育法》規(guī)定，我國(guó)小學(xué)入學(xué)年齡為截至當(dāng)年8月31日年滿6周歲，鑒于文章所使用的數(shù)據(jù)是于2016年5月進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查所得，因此，本文將在2009年9月后出生的兒童劃分為學(xué)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(dòng)女性作為研究對(duì)象;②為了避免極端值的影響，本文對(duì)個(gè)人月工資收入在1%和99%分位上進(jìn)行縮尾處理，同時(shí)刪除主要變量缺失的樣本，最終獲得18274個(gè)有效樣本。

2.模型構(gòu)建

首先，本文分別考察祖輩照料、正規(guī)照料單獨(dú)對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)（包括勞動(dòng)參與率、月工資收入）的影響。接著，為了比較兩類(lèi)兒童照料方式對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)的影響效應(yīng)差異，將祖輩照料、正規(guī)照料納入同一模型進(jìn)行回歸分析，構(gòu)建勞動(dòng)參與率模型和勞動(dòng)收入模型如下：

3.變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

（1）被解釋變量。本文的被解釋變量是已婚流動(dòng)女性的就業(yè)狀況，從兩個(gè)維度進(jìn)行衡量，一是勞動(dòng)參與率，根據(jù)調(diào)查問(wèn)卷中“五一之前一周是否做過(guò)一小時(shí)以上有收入的工作”的回答，設(shè)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(lái)自問(wèn)卷中“個(gè)人上個(gè)月或上次就業(yè)純收入”的回答，取自然對(duì)數(shù)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(guī)照料。祖輩照料通常分為“候鳥(niǎo)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(duì)已婚流動(dòng)女性在本地就業(yè)的影響，故僅選取“候鳥(niǎo)型照料”模式，即祖輩流動(dòng)到本地來(lái)照料孫輩。如果滿足“有1—6歲學(xué)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(xué)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(guī)照料，賦值為1，否則為0。

（3）調(diào)節(jié)變量。本文選擇住房支出占比作為兒童照料方式與流動(dòng)女性就業(yè)間的調(diào)節(jié)變量。依據(jù)調(diào)查問(wèn)卷中“過(guò)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(guò)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(jì)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(jù)女性就業(yè)的相關(guān)理論及已有研究做法，并考慮到數(shù)據(jù)指標(biāo)的可獲性，本文選取個(gè)人、丈夫、子女、家庭經(jīng)濟(jì)及地區(qū)層面特征作為控制變量，具體依據(jù)如下：①個(gè)人特征：女性的年齡、受教育程度、戶(hù)口、黨員身份反映了個(gè)人的人力資本、社會(huì)資本及政治資本積累，是個(gè)人參與勞動(dòng)的內(nèi)在基礎(chǔ)。流動(dòng)范圍與流動(dòng)年限反映了女性的外出工作閱歷和經(jīng)驗(yàn)，因此，本文將是否跨省流動(dòng)、流動(dòng)年限變量納入模型。由于生育可能導(dǎo)致女性職業(yè)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(huì)在很大程度上影響女性就業(yè)，考慮到數(shù)據(jù)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(jīng)濟(jì)條件是男性在婚戀市場(chǎng)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(yè)及工作的努力程度。最小孩子年齡、15歲以下孩子數(shù)量反映了家庭中子女照料負(fù)擔(dān)程度，因此，也被納入模型中。④家庭經(jīng)濟(jì)特征：女性就業(yè)狀況與家庭經(jīng)濟(jì)水平有著密切關(guān)系，因此，本文將家庭月純收入的自然對(duì)數(shù)納入模型。⑤地區(qū)特征：人口密度反映了各地區(qū)人口分布情況，失業(yè)率、職工平均工資作為宏觀就業(yè)特征，可能會(huì)影響到個(gè)體層面就業(yè)狀況。由于不同地區(qū)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、就業(yè)機(jī)會(huì)等方面均存在差距，那么，不同地區(qū)女性的就業(yè)狀況也會(huì)存在一定差異，因此，本文將流入地類(lèi)型即是否居住在城鎮(zhèn)、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(gè)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(xiàng)同時(shí)納入模型;戶(hù)口性質(zhì)為非農(nóng)業(yè)，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(jù)我國(guó)現(xiàn)行學(xué)制，將被訪者的受教育層次對(duì)應(yīng)相應(yīng)的年限來(lái)設(shè)置受教育年限變量 根據(jù)我國(guó)現(xiàn)行教育學(xué)制來(lái)設(shè)置受教育年限變量，將未上過(guò)學(xué)賦值為0，小學(xué)賦值為6，初中賦值為9，高中、中專(zhuān)賦值為12，大專(zhuān)賦值為15，大學(xué)本科賦值為16，研究生賦值為19。;若被訪者跨省流動(dòng)，賦值為1，否則為0;根據(jù)問(wèn)卷中“流動(dòng)到本地的年數(shù)”的回答來(lái)設(shè)置流動(dòng)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(jù)問(wèn)卷中流動(dòng)女性的各子女情況如年齡、性別來(lái)設(shè)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(xù)變量;0—15歲孩子數(shù)量為離散變量。

④家庭經(jīng)濟(jì)特征：使用家庭月純收入作為家庭經(jīng)濟(jì)狀況的衡量指標(biāo)，由家庭月總收入減去月總支出計(jì)算得到，并取自然對(duì)數(shù)納入模型。

⑤地區(qū)特征：人口密度（人/平方米）、失業(yè)率（從業(yè)人員數(shù)/失業(yè)人員數(shù)）、職工平均工資（元）均來(lái)自2016年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》;若被訪者居住在城鎮(zhèn)，賦值為1，居住在農(nóng)村，賦值為0;以中部為參照組，設(shè)置東部、西部虛擬變量 根據(jù)國(guó)家現(xiàn)行地域劃分標(biāo)準(zhǔn)，東部地區(qū)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(gè)?。ㄊ校?中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省;西部地區(qū)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(nèi)蒙古12個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）。

（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(jù)問(wèn)卷中對(duì)各家庭成員基本情況的調(diào)查結(jié)果，如果與被訪者的關(guān)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(jí)市人均幼兒園數(shù)作為正規(guī)照料的工具變量，取2014年《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》中各地級(jí)市幼兒園數(shù)與本地級(jí)市常住人口數(shù)的比值來(lái)表示。

從表1變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，已婚流動(dòng)女性的總體勞動(dòng)參與率為60.3%。關(guān)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(wú)人照管，由于這四類(lèi)樣本的數(shù)量及比例均極低且在實(shí)際生活中并不常見(jiàn)，因此，本文統(tǒng)一將其歸納為其他照料類(lèi)型，不納入模型中分析;另外，老師托管基本包含于正規(guī)照料樣本，鑒于本文重點(diǎn)研究正規(guī)照料對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)的影響，那么將不重復(fù)控制老師托管變量。;1—6歲本地子女接受正規(guī)照料的比例為53.2% 為了準(zhǔn)確界定祖輩照料樣本與正規(guī)照料樣本，避免兩類(lèi)兒童照料方式產(chǎn)生的影響效果出現(xiàn)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(duì)實(shí)證結(jié)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(dāng)前中國(guó)家庭常見(jiàn)的兩類(lèi)兒童照料方式即祖輩照料、正規(guī)照料對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)的影響效應(yīng)，因此，在描述性統(tǒng)計(jì)中，本文同時(shí)匯報(bào)了全樣本，祖輩照料、正規(guī)照料及母親參與照料三個(gè)子樣本的相關(guān)變量特征，以期比較不同兒童照料方式下已婚流動(dòng)女性在就業(yè)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(dòng)女性的勞動(dòng)參與率最高，達(dá)到了91.0%，月工資收入水平同樣最高;在正規(guī)照料樣本中，已婚流動(dòng)女性的勞動(dòng)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(dòng)女性的勞動(dòng)參與率（58.5%）與月工資收入水平均處于最低水平。上述統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)初步表明，獲得祖輩照料、正規(guī)照料均對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)產(chǎn)生了正向影響，同時(shí)，也可以看出目前仍存在較多因照料子女而無(wú)法實(shí)現(xiàn)就業(yè)或勞動(dòng)低產(chǎn)出的已婚流動(dòng)女性勞動(dòng)力。此項(xiàng)發(fā)現(xiàn)為本文開(kāi)展進(jìn)一步研究提供了有力的數(shù)據(jù)支撐，但由于統(tǒng)計(jì)分析并未考慮其他控制變量的影響，也無(wú)法解決內(nèi)生性問(wèn)題，因此，并不能準(zhǔn)確真實(shí)地反映出兒童照料方式與已婚流動(dòng)女性就業(yè)間的因果關(guān)系，下面將通過(guò)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證研究進(jìn)行求證。

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.基本回歸結(jié)果

表2匯報(bào)了在外生性假設(shè)下離散選擇模型（Probit）和普通最小二乘法（OLS）的回歸結(jié)果。前四列是祖輩照料、正規(guī)照料單獨(dú)對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)的影響結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量不變的前提下，祖輩照料、正規(guī)照料均顯著提高了已婚流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率和月工資收入。列（5）、列（6）顯示了將祖輩照料、正規(guī)照料變量同時(shí)納入模型后的回歸結(jié)果，可以看出，不論是對(duì)于勞動(dòng)參與率還是月工資收入，祖輩照料、正規(guī)照料變量仍然在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，邊際效應(yīng)測(cè)算得出，祖輩照料、正規(guī)照料分別使已婚流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率提高了34.4%、8.8%;獲得祖輩照料、正規(guī)照料家庭中已婚流動(dòng)女性的月工資收入對(duì)數(shù)值提高了3.145、0.727，可見(jiàn)祖輩照料帶來(lái)的增長(zhǎng)幅度均高于正規(guī)照料。

祖輩照料、正規(guī)照料均減輕了學(xué)齡前兒童母親的撫養(yǎng)照料負(fù)擔(dān)，使女性有更多的時(shí)間投入到工作中。對(duì)于祖輩照料的就業(yè)促進(jìn)效果高于正規(guī)照料這一現(xiàn)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(jié)假日休息，因此，母親仍然要花費(fèi)大量時(shí)間精力在晚間、周末照料上，實(shí)際并未有效減輕母親的育兒負(fù)擔(dān)。此外，相比于祖輩照料的無(wú)償性、奉獻(xiàn)性，市場(chǎng)化托育服務(wù)花費(fèi)的經(jīng)濟(jì)成本通常是育兒母親權(quán)衡就業(yè)抑或是親自照料的主要因素。如若已婚流動(dòng)女性的勞動(dòng)產(chǎn)出不足以負(fù)擔(dān)市場(chǎng)托育費(fèi)用，她們將不得不選擇時(shí)間靈活、收入低的工作甚至退出勞動(dòng)力市場(chǎng)以方便照料子女。綜上，可以合理解釋正規(guī)照料對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)的促進(jìn)效果為何不及祖輩照料。

其他控制變量在各模型中的估計(jì)結(jié)果基本保持一致。年齡與勞動(dòng)參與率、月工資收入呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，表明隨著年齡增長(zhǎng)，流動(dòng)女性的勞動(dòng)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(hù)口性質(zhì)并沒(méi)有顯著影響流動(dòng)女性就業(yè)。黨員身份變量顯著為正，說(shuō)明黨員身份對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)產(chǎn)生了促進(jìn)效應(yīng)。受教育年限的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明受教育程度越高的女性，其勞動(dòng)參與率、月工資收入越高，符合人力資本理論的假設(shè)。相比于省內(nèi)流動(dòng)女性，跨省流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率和月工資收入更高，而流動(dòng)年限越長(zhǎng)，女性的勞動(dòng)參與率越高，但對(duì)月工資收入沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。首次生育年齡的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明流動(dòng)女性越晚生育一胎，對(duì)其就業(yè)產(chǎn)生的負(fù)向影響越大。丈夫年齡與流動(dòng)女性就業(yè)負(fù)相關(guān)，而丈夫隨遷僅顯著提高了流動(dòng)女性的月工資收入。家中有兒子提高了流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率，這可能是因?yàn)樵谥袊?guó)傳統(tǒng)思想影響下購(gòu)房一般由男方家庭承擔(dān)，導(dǎo)致有兒子家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)更重，進(jìn)而促進(jìn)了母親勞動(dòng)參與。家中最小孩子年齡、15歲以下孩子數(shù)量的估計(jì)系數(shù)分別顯著為正、負(fù)，說(shuō)明家中最小孩子的年齡越大，對(duì)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(shù)量越多，增加了母親的照料壓力，從而給女性就業(yè)帶來(lái)負(fù)面影響。因此，二者對(duì)母親就業(yè)產(chǎn)生了相反方向的影響效果。家庭經(jīng)濟(jì)水平與流動(dòng)女性就業(yè)正相關(guān)，說(shuō)明家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率、工資越高。人口密度的估計(jì)系數(shù)為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。地區(qū)失業(yè)率、職工平均工資水平越高，流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率、工資越低。流入城鎮(zhèn)、東部等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)均顯著促進(jìn)了流動(dòng)女性就業(yè)。

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

雖然本文在基礎(chǔ)回歸中，已經(jīng)得出祖輩照料、正規(guī)照料對(duì)已婚流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率和月工資收入均具有顯著促進(jìn)效應(yīng)。然而，兒童照料方式與流動(dòng)女性就業(yè)間可能存在反向因果關(guān)系，即女性就業(yè)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(yè)狀態(tài)且工作強(qiáng)度較大，很大可能會(huì)向祖輩尋求代際幫助或者將兒童進(jìn)行托育。如果母親未就業(yè)，則更傾向于選擇親自照料子女。同時(shí)，模型中也可能存在遺漏變量問(wèn)題，由于女性就業(yè)及兒童照料方式的選擇可能同時(shí)受到祖輩意愿、女性工作偏好及社區(qū)特征等因素的影響，但這些因素通常難以直接觀測(cè)、無(wú)法納入模型。以上兩種情形均會(huì)造成內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。為此，本文將采用工具變量法來(lái)克服內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)于工具變量的選擇，考慮到中國(guó)女性婚后普遍從夫居的社會(huì)背景及女性作為主要照料者的傳統(tǒng)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(duì)祖輩照料獲取的可能性，但其并不直接影響流動(dòng)女性的就業(yè)行為。另外，選擇地級(jí)市人均幼兒園數(shù)作為正規(guī)照料的工具變量，這是因?yàn)榈丶?jí)市人均幼兒園數(shù)能夠反映該地區(qū)學(xué)前教育資源的可獲性程度，如果地區(qū)人均幼兒園數(shù)量越多，那么該地區(qū)兒童獲取正規(guī)照料的概率將會(huì)越高;同時(shí)，地級(jí)市層面的宏觀因素對(duì)于微觀個(gè)體就業(yè)決策相對(duì)外生，并不會(huì)直接影響到流動(dòng)女性的就業(yè)行為。因此，從理論層面上分析，本文選取的兩個(gè)工具變量均滿足相關(guān)性與外生性?xún)蓚€(gè)條件。

從表3中列（1）、列（4）第一階段的回歸結(jié)果可以看出，祖母在世增加了祖輩照料的可能性，并且地級(jí)市人均幼兒園數(shù)越多，兒童接受正規(guī)照料的概率越高。一階段F統(tǒng)計(jì)量分別為89.830、686.290，均大于經(jīng)驗(yàn)的臨界值10，說(shuō)明不存在弱工具變量問(wèn)題，工具變量均與內(nèi)生變量高度相關(guān)。Wald檢驗(yàn)顯示估計(jì)系數(shù)均通過(guò)檢驗(yàn)，具有較好的擬合效果。從第二階段的回歸結(jié)果來(lái)看，祖輩照料、正規(guī)照料分別與已婚流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率和月工資收入在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正相關(guān)，說(shuō)明在使用工具變量法控制內(nèi)生性問(wèn)題后，兩類(lèi)兒童照料方式對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)仍然具有顯著促進(jìn)效應(yīng)。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上述估計(jì)結(jié)果得出的結(jié)論是否可靠，我們將從以下三方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，剔除低彈性或無(wú)彈性職業(yè)樣本再進(jìn)行檢驗(yàn)。鑒于不同職業(yè)的流動(dòng)女性對(duì)于兒童照料責(zé)任的承受能力存在明顯差別。例如，對(duì)于從事低彈性、無(wú)彈性職業(yè)的流動(dòng)女性，由于自身工作特征的原因，外部沖擊如照料負(fù)擔(dān)對(duì)其就業(yè)的影響較弱甚至不顯著。為了消除職業(yè)性質(zhì)帶來(lái)的差異影響，本文剔除了國(guó)家機(jī)關(guān)、黨群組織、企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人、公務(wù)員、辦事人員和有關(guān)人員等樣本，重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表4。第二，更換工具變量再進(jìn)行檢驗(yàn)?？紤]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(jìn)行檢驗(yàn)，限于文章篇幅，此處僅匯報(bào)外祖母在世作為工具變量的實(shí)證結(jié)果。另外，地區(qū)初等教育資源也能在一定程度上反映該地區(qū)的幼兒教育發(fā)展水平，與正規(guī)兒童照料的可獲性也存在相關(guān)關(guān)系。鑒于此，我們選擇地級(jí)市人均小學(xué)數(shù)量作為正規(guī)照料的工具變量再進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表4。第三，更換計(jì)量方法再進(jìn)行檢驗(yàn)。由于樣本中獲得祖輩照料、正規(guī)照料的劃分并不是隨機(jī)的，而是由自身、家庭特征等綜合決定的結(jié)果，那么，這種情況將會(huì)導(dǎo)致樣本自選擇問(wèn)題，造成估計(jì)結(jié)果有偏。對(duì)此，我們通過(guò)更換計(jì)量方法，使用PSM模型來(lái)解決樣本選擇性偏誤，結(jié)果見(jiàn)表5。

從表4結(jié)果可以看出，不論是剔除低彈性或無(wú)彈性職業(yè)樣本，還是更換工具變量，祖輩照料、正規(guī)照料變量仍然顯著為正，即兩類(lèi)兒童照料方式顯著促進(jìn)了流動(dòng)女性就業(yè);表5結(jié)果顯示，五種匹配方法得到的平均處理效應(yīng)在數(shù)值及顯著性上均十分近似，說(shuō)明使用PSM模型得到的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。并且，獲得祖輩照料、正規(guī)照料均顯著增加了流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率和月工資收入。經(jīng)過(guò)上述三類(lèi)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文的估計(jì)結(jié)果仍然保持不變，有力地證實(shí)了本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4.住房支出占比的調(diào)節(jié)作用

住房是流動(dòng)人口進(jìn)入城市安身立命的必要生活資料和物質(zhì)保障，根據(jù)2016年調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，約66%的流動(dòng)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(gòu)房，其中約13%的購(gòu)房家庭背負(fù)著房貸 根據(jù)2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)整理統(tǒng)計(jì)得到。。住房支出（房租、房貸支出）作為流動(dòng)人口家庭消費(fèi)的重要組成部分，不僅會(huì)影響到家庭對(duì)于教育費(fèi)用的負(fù)擔(dān)能力，也促使個(gè)人在閑暇和勞動(dòng)中做出權(quán)衡取舍。由此，本文猜測(cè)兒童照料方式與流動(dòng)女性就業(yè)間關(guān)系可能會(huì)受到住房支出占比的影響，即住房支出占比在二者間發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。另外，由于購(gòu)房流動(dòng)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(jù)2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算得到租房、購(gòu)房流動(dòng)人口家庭的住房支出占比。，而且，自購(gòu)房作為家庭重要資產(chǎn)及投資工具，本身也會(huì)對(duì)流動(dòng)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(gòu)樣本中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用是否有所區(qū)別？為此，我們具體區(qū)分租房、自購(gòu)房樣本，構(gòu)建住房支出占比與祖輩照料、正規(guī)照料的交互項(xiàng)，將兩個(gè)交互項(xiàng)一并納入原模型中，進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果如表6所示。

表6結(jié)果顯示，對(duì)于租房流動(dòng)人口家庭，住房支出占比與祖輩照料、正規(guī)照料的兩個(gè)交互項(xiàng)均顯著為負(fù)，表明住房支出占比發(fā)揮出負(fù)向調(diào)節(jié)作用，削弱了兩類(lèi)兒童照料方式對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)，具體而言，相比于住房負(fù)擔(dān)輕的租房流動(dòng)人口家庭，獲得祖輩照料、正規(guī)照料對(duì)住房負(fù)擔(dān)重的租房流動(dòng)人口家庭中女性就業(yè)的促進(jìn)效果更低，這可能是因?yàn)榱鲃?dòng)人口家庭的住房負(fù)擔(dān)越重，老年父母為了幫助子女改善家庭經(jīng)濟(jì)狀況，可能越會(huì)投入到勞動(dòng)力市場(chǎng)中。另外，過(guò)重的住房負(fù)擔(dān)很大可能也會(huì)擠占家庭教育投資?？梢?jiàn)，住房負(fù)擔(dān)對(duì)兒童照料資源的可獲性及質(zhì)量均可能造成負(fù)面影響，從而制約了兩類(lèi)兒童照料方式對(duì)已婚流動(dòng)女性就業(yè)促進(jìn)效果的發(fā)揮。對(duì)于購(gòu)房流動(dòng)人口家庭，兩個(gè)交互項(xiàng)均不顯著，這說(shuō)明無(wú)論購(gòu)房流動(dòng)人口家庭的住房支出占比高低，獲得祖輩照料、正規(guī)照料均會(huì)同等地促進(jìn)購(gòu)房流動(dòng)人口家庭中女性就業(yè)，證明了這種正向影響是剛性的，其中作用機(jī)制不因客觀層面上住房負(fù)擔(dān)狀況而產(chǎn)生明顯區(qū)別。本文認(rèn)為這種現(xiàn)象的出現(xiàn)是自購(gòu)房資產(chǎn)發(fā)揮的“財(cái)富效應(yīng)”與償還房貸帶來(lái)的“房奴效應(yīng)”同時(shí)作用的結(jié)果，但鑒于所用數(shù)據(jù)庫(kù)中缺乏關(guān)于購(gòu)房流動(dòng)人口家庭的住房資產(chǎn)價(jià)值及房貸等信息，因此，難以就此現(xiàn)象展開(kāi)進(jìn)一步的實(shí)證探究。

5.異質(zhì)性分析

在中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不平衡的現(xiàn)實(shí)背景下，兒童照料資源分布、流動(dòng)女性就業(yè)狀況在城鄉(xiāng)之間也存在明顯差異。并且來(lái)自城市、農(nóng)村的流動(dòng)女性在人力資本及社會(huì)資本積累上也有著較大差距。另外，子女?dāng)?shù)量及所處年齡段對(duì)母親照料有著不同程度的需求。由于這些差異很大可能會(huì)影響祖輩照料、正規(guī)照料對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)的作用效果。為此，本文依據(jù)流入地的城鄉(xiāng)類(lèi)型、流動(dòng)女性的戶(hù)口性質(zhì)、1—6歲本地子女?dāng)?shù)量及是否滿3周歲 根據(jù)國(guó)家教育部門(mén)有關(guān)規(guī)定，公立幼兒園招收當(dāng)年8月31日前滿3周歲的幼兒入園。進(jìn)行分組，詳細(xì)研究?jī)深?lèi)兒童照料方式對(duì)不同子樣本群體流動(dòng)女性就業(yè)的影響差異，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表7。

表7結(jié)果顯示，首先，對(duì)于農(nóng)村地區(qū)流動(dòng)女性，祖輩照料發(fā)揮的就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)，而正規(guī)照料則對(duì)城市地區(qū)流動(dòng)女性就業(yè)產(chǎn)生的正向影響更大。這可能是因?yàn)槌鞘兄杏變赫兆o(hù)資源豐富且托育服務(wù)的質(zhì)量和水平更高，而農(nóng)村地區(qū)受傳統(tǒng)代際互助觀念的影響更重，加之托育機(jī)構(gòu)相對(duì)不足，因此，獲得祖輩照料更能促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)流動(dòng)女性就業(yè)。其次，兩類(lèi)兒童照料方式對(duì)非農(nóng)戶(hù)口流動(dòng)女性就業(yè)產(chǎn)生的正向影響均低于農(nóng)村戶(hù)口流動(dòng)女性。這可能是因?yàn)榉寝r(nóng)戶(hù)口流動(dòng)女性的個(gè)人能力素質(zhì)、家庭稟賦等更高，在勞動(dòng)力市場(chǎng)中占據(jù)優(yōu)勢(shì)，抵御兒童照料負(fù)擔(dān)帶來(lái)的負(fù)面影響的能力更強(qiáng)，因此，即使獲得祖輩照料、正規(guī)照料，對(duì)非農(nóng)戶(hù)口流動(dòng)女性就業(yè)的促進(jìn)作用仍不及農(nóng)業(yè)戶(hù)口流動(dòng)女性。

再次，獲得祖輩照料對(duì)有多個(gè)1—6歲本地子女的流動(dòng)女性的就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)，而接受正規(guī)照料對(duì)僅有一個(gè)1—6歲子女的流動(dòng)女性就業(yè)產(chǎn)生的正向影響更大。這可能是因?yàn)槎嘧优杏ㄙM(fèi)的市場(chǎng)照護(hù)費(fèi)用過(guò)高，導(dǎo)致流動(dòng)女性更愿意選擇祖輩照料。最后，正規(guī)照料對(duì)有1—3歲本地子女的流動(dòng)女性的就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)。這可能是因?yàn)?歲以下幼兒對(duì)母親的依賴(lài)性更大，幼兒的母親要花費(fèi)更多精力在育兒上，如果獲得正規(guī)托育服務(wù)，母親的照料負(fù)擔(dān)將得以有效減輕。

五、結(jié)論與政策建議

本文使用2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，以祖輩照料、正規(guī)照料為研究視角，探討兩類(lèi)兒童照料方式對(duì)有1—6歲本地子女的已婚流動(dòng)女性就業(yè)的影響，得到如下結(jié)論：第一，祖輩照料、正規(guī)照料均顯著提高了流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率和月工資收入，并且祖輩照料帶來(lái)的增長(zhǎng)幅度高于正規(guī)照料，結(jié)論在使用工具變量控制內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。第二，住房支出占比發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，削弱了祖輩照料、正規(guī)照料對(duì)租房流動(dòng)女性就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)。第三，分流入地看，農(nóng)村地區(qū)流動(dòng)女性獲得祖輩照料對(duì)其就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)，而正規(guī)照料則對(duì)城市地區(qū)流動(dòng)女性就業(yè)產(chǎn)生的正向影響更大;分戶(hù)口性質(zhì)看，獲得兩類(lèi)兒童照料對(duì)農(nóng)業(yè)戶(hù)口流動(dòng)女性就業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng);分子女?dāng)?shù)量看，多子女家庭采取祖輩照料模式更有助于促進(jìn)母親就業(yè)，而正規(guī)照料更適用于僅有1個(gè)1—6歲本地子女的流動(dòng)女性;分子女年齡看，接受正規(guī)照料對(duì)有1—3歲本地子女的流動(dòng)女性就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)。

由上述經(jīng)驗(yàn)分析可知，實(shí)現(xiàn)流動(dòng)女性充分就業(yè)需要充足的兒童照料資源作為支撐，因此，我國(guó)亟須構(gòu)建“政府—家庭—社會(huì)”為一體的新型兒童照料支持體系來(lái)緩解當(dāng)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(guān)系，從而為提高家庭經(jīng)濟(jì)能力乃至促進(jìn)社會(huì)生產(chǎn)力發(fā)展做出更大的貢獻(xiàn)。對(duì)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(huì)應(yīng)當(dāng)重視祖輩照料發(fā)揮的重要價(jià)值，逐步將祖輩照料納入托育服務(wù)體系，維護(hù)祖輩照料主體的基本權(quán)益。同時(shí)，應(yīng)關(guān)注提供祖輩照料對(duì)老年人身心健康產(chǎn)生的負(fù)面影響，增加對(duì)老年人的醫(yī)療衛(wèi)生投入。其次，在構(gòu)建兒童照料支持體系過(guò)程中，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)我國(guó)公共托幼機(jī)構(gòu)建設(shè)，尤其要重視農(nóng)村地區(qū)幼兒照護(hù)資源投入，積極推動(dòng)3歲以下嬰幼兒托育服務(wù)發(fā)展。同時(shí)，可通過(guò)稅收減免的方式鼓勵(lì)社會(huì)力量如企事業(yè)單位開(kāi)辦自營(yíng)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(yīng)積極發(fā)揮住房保障對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)作用，即通過(guò)大力發(fā)展公共租賃房，逐步將符合條件的流動(dòng)人口納入公租房保障范圍，切實(shí)解決低收入流動(dòng)人口家庭的住房困難，從而提高他們對(duì)兒童照料服務(wù)的可負(fù)擔(dān)性。對(duì)于市場(chǎng)租房流動(dòng)人口家庭，應(yīng)當(dāng)通過(guò)加快住房租賃立法、規(guī)范商品住房租賃市場(chǎng)，使市場(chǎng)租金維持在合理水平，有效減輕流動(dòng)人口家庭的房租負(fù)擔(dān)，進(jìn)而為祖輩照料、正規(guī)照料更好地發(fā)揮出就業(yè)促進(jìn)效果營(yíng)造良好的家庭條件。

本文也存在一些不足，關(guān)于流動(dòng)女性就業(yè)的研究局限于勞動(dòng)參與和工資收入維度，未能深入探究?jī)和樟戏绞綄?duì)女性工作單位性質(zhì)及具體職業(yè)的影響。如果能將二者納入研究范疇，其結(jié)論或可能對(duì)促進(jìn)流動(dòng)女性更高質(zhì)量就業(yè)、優(yōu)化其就業(yè)結(jié)構(gòu)具有指導(dǎo)價(jià)值，但考慮到各類(lèi)工作單位性質(zhì)與職業(yè)的特殊性，以及背后作用機(jī)理的復(fù)雜性，本文難以在有限的篇幅中，對(duì)流動(dòng)女性各個(gè)層面就業(yè)特征進(jìn)行全面探究，期待在未來(lái)的學(xué)術(shù)研究中再深入探討。

參考文獻(xiàn)：

[1]馬骍.流動(dòng)人口家庭化遷移對(duì)女性就業(yè)影響研究——基于云南省動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)的分析[J].北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017（4）：145-154.

[2]杜鳳蓮.家庭結(jié)構(gòu)、兒童看護(hù)與女性勞動(dòng)參與：來(lái)自中國(guó)非農(nóng)村的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2008（2）：1-12.

[3]MAURER-FAZIO M， CONNELLY R， CHEN L， et al. Childcare， eldercare， and labor force participation of married women in urban China， 1982-2000[J]. Journal of Human Resources， 2011， 46（2）： 261-294.

[4]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（1）：393-414.

[5]李勇輝，李小琴，陳華帥.流而不工、遷而再守——子女隨遷對(duì)女性就業(yè)的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2018（3）：116-128.

[6]謝鵬鑫，岑炫霏.子女隨遷對(duì)女性流動(dòng)人口就業(yè)的影響研究[J].中國(guó)人力資源開(kāi)發(fā)，2019（7）：106-120.

[7]CARDIA E， NG S. Intergenerational time transfers and childcare[J]. Review of Economic Dynamics， 2003， 6（2）： 431-454.

[8]DIMOVA R， WOLFF F C. Grandchild care transfers by ageing immigrants in France： intra-household allocation and labour market implications[J]. European Journal of Population/Revue europenne de Dmographie， 2008， 24（3）： 315-340.

[9]ALBUQUERQUE P， PASSOS J. Grandparents and womens participation in the labor market[R]，?2010.

[10]ZAMARRO G. Family labor participation and child care decisions： the role of grannies[R]， 2011.

[11]AASSVE A， ARPINO B， GOISIS A. Grandparenting and mothers labour force participation： a comparative analysis using the generations and gender survey[J]. Demographic Research， 2012， 27（3）： 53-84.

[12]POSADAS J， VIDAL-FERNANDEZ M. Grandparents childcare and female labor force participation[EB/OL].[2013-10-10]. http：//doi.org/10.1186/2193-9004-2-14.

[13]ARPINO B， PRONZATO C D， TAVARES L P. The effect of grandparental support on mothers labour market participation： an instrumental variable approach[J]. European Journal of Population， 2014， 30（4）： 369-390.

[14]鄒紅，彭爭(zhēng)呈，欒炳江.隔代照料與女性勞動(dòng)供給——兼析照料視角下全面二孩與延遲退休悖論[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2018（7）：37-52.

[15]BERLINSKI S， GALIANI S. The effect of a large expansion of pre-primary school facilities on preschool attendance and maternal employment[J]. Labour Economics， 2007， 14（3）： 665-680.

[16]KILBURN M R， DATAR A. The availability of child care centers in China and its impact on child care and maternal work decisions[R]， 2001.

[17]HAVNES T， MOGSTAD M. No child left behind： subsidized child care and childrens long-run outcomes[J].?Economic Policy， 2011， 3（2）： 97-129.

[18]BAKER M， GRUBER J， MILLIGAN K. Universal child care， maternal labor supply， and family well-being[J]. Journal of Political Economy， 2008， 116（4）： 709-745.

[19]GIVORD P， MARBOT C. Does the cost of child care affect female labor market participation？ an evaluation of a French reform of childcare subsidies[J]. Labour Economics， 2015， 36（7）： 99-111.

[20]DU F， DONG X. Womens employment and child care choices in urban China during the economic transition[J]. Economic Development and Cultural Change， 2013， 62（1）： 131-155.

[21]杜鳳蓮，董曉媛.轉(zhuǎn)軌期女性勞動(dòng)參與和學(xué)前教育選擇的經(jīng)驗(yàn)研究：以中國(guó)城鎮(zhèn)為例[J].世界經(jīng)濟(jì)，2010（2）：51-66.

[22]王姮，董曉媛.農(nóng)村貧困地區(qū)家庭幼兒照料對(duì)女性非農(nóng)就業(yè)的影響[J].人口與發(fā)展，2010（3）：60-68.

[23]RIBAR D C. Child care and the labor supply of married women： reduced form evidence[J]. Journal of Human Resources， 1992，27（1）： 134-165.

[24]CLEVELAND G， GUNDERSON M， HYATT D. Child care costs and the employment decision of women： Canadian evidence[J]. Canadian Journal of Economics， 1996，29（1）： 132-151.

[25]VIITANEN T K. Cost of childcare and female employment in the UK[J]. Labour， 2005， 19（1）： 149-170.

[26]LEFEBVRE P， MERRIGAN P. Child-care policy and the labor supply of mothers with young children： a natural experiment from Canada[J]. Journal of Labor Economics， 2008， 26（3）： 519-548.

[27]LUNDIN D， MRK E， CKERT B. How far can reduced childcare prices push female labour supply？[J]. Labour Economics， 2008， 15（4）： 647-659.

[28]WHEELOCK J， JONES K. “Grandparents are the next best thing”： informal childcare for working parents in urban Britain[J]. Journal of Social Policy， 2002， 31（3）： 441-463.

[29]杜鳳蓮，張胤鈺，董曉媛.兒童照料方式對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率的影響[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2018（3）：1-19.

[責(zé)任編輯?武?玉]