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1、家庭构造对青年群体的影响（经济与管理杂志）2014年第三期一、文献综述多代同堂的家庭构造可能对子女的劳动介入十分是女性的劳动介入产生积极影响。杜凤莲2008研究发现，父母和配偶父母的寓居地对城市女性劳动介入率有显著影响，女性劳动供应行为对家庭构造的反响更敏感。石智雷、杨云彦2009研究发现，家庭依附对女性劳动供应有积极影响，但是城乡有差异，农村女性劳动介入决策对家庭的依附大于城市女性。沈可、章元等2012的研究结果也发现多代同堂的家庭构造提升了女性的劳动介入率和工作时间，但没有显著改善男性的劳动介入。Wang2009以为通过雇佣保姆等方式，核心型小家庭的家务劳动压力也会转移出去，那么在这种情况
2、下，核心型小家庭的妇女劳动介入率就未必比扩展型大家庭的小。程名望和潘烜2012的研究发现家庭类型影响农民在农村的非农就业倾向，表现为核心家庭从事非农就业的倾向最弱，缺损核心家庭从事非农产业的倾向性最强。上述研究要么只研究某一个群体，要么研究对象忽略了青年群体，所以有必要对青年群体的劳动介入进行补充性研究。家庭构造对子女的劳动供应也有可能没有显著影响或者是有消极影响。例如，Butler2000对美国家庭数据的实证分析发现，扩展型大家庭和核心型小家庭两类家庭的妇女劳动介入没有显著差异，家庭构造只会对妇女的工资收入产生影响，而不会对其劳动介入率产生系统影响。刘晓昀等利用Probit模型研究发现，家庭
3、规模对中国农村劳动力非农就业有显著负影响。洪秋妹、常向阳2010研究了同一家庭内部父母健康对成年子女劳动供应的影响，父母健康不良会导致子女劳动介入减少。也就是讲，多代同堂可以能增加子女的家庭责任。丁守海2012也给出了本人的解释，他以为成年子女的劳动介入与父母的劳动介入产生替代效用，原因是相互劳动介入的增长能够使家庭预算约束软化。综上所述，现有研究未考虑家庭构造对青年群体十分是农村青年新生代农民工的劳动介入率的影响，也没有比照家庭构造对不同户籍和不同性别青年群体劳动介入的影响，所以有必要进行补充性研究。同时，要研究家庭构造对青年群体劳动介入率的影响，还有几个问题需要解决：第一，与父母同住，一方
4、面父母能够分担子女家务及帮助子女照顾小孩，但是子女也要承当照顾父母的责任，另一方面父母的劳动供应与子女的劳动供应可能产生替代效应，十分是青年群体中还有“二代和“啃老族这类人的存在。所以家庭构造对青年群体劳动介入率的净效果在理论上是无法确认的。因而，本文的实证研究能够填补相关的空白。第二，对这一问题的实证研究可能存在内生性问题，也就是青年群体的劳动介入同家庭构造之间是双向影响的，因而，本文的研究采用外生的工具变量克制家庭构造的内生性问题，以避免由内生性问题导致的计量结果偏误。二、理论假设与研究方法家庭构造对不同群体劳动介入率的影响存在不确定性，这为进一步展开相关研究提供了发展空间。对青年群体来讲
5、，他们的父母绝大部分仍然是劳动年龄人口，那么这种与父母同住能否会通过父母提供家务和照料来增加子女的劳动介入存在疑问；另一方面，正是由于父母还处在劳动年龄范围内，子女面临较小的照顾父母的压力，则与父母同住的家庭构造又似乎不会降低他们的劳动介入。青年群体思想普遍较为当代、开放，不同于其他劳动年龄段群体。以青年群体为研究对象，是本文的一个探索。由于农村和城市经济发展水安然平静社会保障水平的差异，农村青年劳动介入可能愈加遭到家庭构造的影响。结合以上分析和相关文献研究，我们提出两个待检验的理论假讲：假讲1：多代同堂的家庭构造有助于提高女性青年的劳动介入率，但不会显著提高男性青年的劳动介入率。假讲2：多代
6、同堂的家庭构造有助于提高农村青年和城市青年的劳动率，但农村青年愈加显著遭到家庭构造的影响。为了检验这两个假讲，我们首先采用Probit模型进行回归分析，被解释变量是不同类别青年能否介入非农就业。核心变量是家庭构造，用能否与父母同住来表示。同时也参加影响劳动介入的年龄、教育程度和婚姻状态等因素作为控制变量。另外，与父母同住的这一核心变量可能存在着内生性问题，基于以往文献，我们选取该青年能否排行最小为工具变量进行分析。三、数据来源与变量描绘一数据来源本文采用中国人民大学中国调查与数据中心在全国28个省市的城市和农村进行的全国综合社会调查CGSS2008。该调查采用随机抽样的方法，在被选中的居民户中
7、随机选取一人作为被访者，问卷内容覆盖了被调查者个人和家庭基本情况。由于本文研究对象是青年群体，我们只选取年龄范围在18岁到30岁之间的样本，也就是在1978年及以后出生的成年人。基于本文研究目的，进一步对样本做如下处理：1剔除正在上学、残疾等不属于潜在劳动力的样本。2考虑到青年群体就业特征，对就业状态做了重新划分，将务农归为未介入就业，这对城市样本不产生影响，农村样本中主要是考虑失业的隐蔽性和青年群体很大部分不愿介入农业劳动的事实。3删除关键变量存在缺失的样本。最终得到样本1087个，其中女性样本571个，男性样本516个。农村户口样本453个，城市户口样本634个。二变量定义1.劳动介入。根
8、据CGSS调查内容，将目前从事非农工作视为劳动介入，包括非全日制工作和临时性工作。2.家庭构造。参照沈可等2012对家庭构造的度量，这里对家庭构造采用三种衡量方式：一是成年子女与父亲、母亲或双亲同住，赋值为1；没有与父亲或母亲同住则赋值为0。二是由于母亲往往帮助子女承当部分家庭责任，进而有可能促使子女积极介入劳动，因此假如与母亲同住，则赋值为1；没有同住则赋值为0。另外，对部分青年来讲，与岳父母同住可以能增加他们劳动就业概率，岳父母年龄信息能够近似用被访者父母平均年龄代替。因此第三种度量方式是假如与父辈同住，则赋值为1，否则为0。3.其他控制变量。除了家庭构造外，其他的一些因素同样影响被访者劳
9、动介入Oishi，2006等。这里将变量分为三类：第一类是被访者个体特征，包括年龄、教育年限、能否拥有城市户口；第二类是被访者婚姻方面信息，包括婚姻状态、子女数目和配偶能否正处于非农就业状态。第三类是参加父母的平均年龄选项，以侧面反映被访者照料负担。另外，考虑到家庭构造变量可能存在的内生性，我们也使用能否排行最小作为工具变量。变量的统计描绘如表1所示括号中为标准差。四、实证分析一多代同堂家庭构造对女性和男性青年劳动介入的影响表2分别用Probit模型和IV-Probit模型首先报告了家庭构造变量对女性青年从事工作概率的估计结果。右列中以排行能否最小为解释变量，以既定内生变量为被解释变量进行回归
10、，结果显示对女性青年来讲，固然排行最小有助于与父母住在一起，但是这种作用效果是不显著的。出现这种情况原因的可能是遭到“女大当嫁思想的影响。从IV-Probit回归结果能够看出，Wald外生性测验并不显著，讲明作为衡量家庭构造的三个关键变量不能拒绝其外生性，意味着常规的Probit模型回归可能愈加合适。但为了比照，本文保留了IV-Probit回归结果。无论Probit模型还是IVProbit模型均显示，家庭构造因素对女性青年劳动介入决策具有显著的影响。然而与本文的假讲1和沈可等2012分析35周岁以上女性劳动介入率受家庭构造的影响得出的结论相反，本文发现对处于青年这个特定年龄段的女性来讲，与母亲
11、同住或者与父亲同住不仅不能提高他们的劳动介入，反而对他们的就业产生阻碍作用：与父母亲同住使女性青年的就业率显著降低了50%以上。笔者以为，出现这一状况的原因恰恰是由于青年这一人生阶段的特殊性造成的。处于18到30岁年龄段的青年，固然已经完成学业，不再全日制上学，但假如一味身处父母关心这样的大家庭下，就没有出外介入劳动的动力和紧迫感。而且这一年龄段由于面临着结婚生子的人生大事，他们与父母的联络本身就会非常密切。再者“，啃老族现象是一个不可被忽视的原因。据有关调查，在我国有65%以上的家庭存在“啃老现象。这一解释同样适用于下文将要分析的男性青年劳动介入以及分户籍人口的青年劳动介入。观察其他控制变量
12、的系数我们能够得出如下结论：第一，年龄越长的青年女性其就业率就越高；第二，教育年限越长的青年女性其就业率就越高；第三，已婚和子女数目增加都显著降低了青年女性劳动介入率，这反映了家庭生产内部分工。该结论与张川川2011利用CHNS样本得出的结论相一致。第四，青年女性能否介入就业与丈夫能否介入就业存在正的关联性，这体现了某种价值认同。下面利用男性样本进行类似分析，结果如表3所示。右列中同样以排行能否最小为工具变量进行回归，结果Wald检验发现三个关键变量内生性并不显著，因此应该重点参考左边Probit模型回归结果。结果显示，同样与假讲1和沈可等2012分析35周岁以上男性群体受家庭构造影响其劳动介
13、入得出的结论相反，与父母同住对青年男性的劳动介入显著产生了阻碍作用，并且这种作用效果要远高于青年女性群体，与父母同住使得劳动介入率概率降低70%，侧面反映了介入劳动的男性青年基本都是离开父母而在外闯荡的事实。表3中为节省篇幅只列出了对劳动介入有显著影响的三个变量，分别是教育年限、城市户口和配偶能否正在就业。其中，有城市户口的男性更会介入第二和第三产业劳动。二多代同堂家庭构造对农村户口和城市户口青年劳动介入的影响我们讨论了多代同堂家庭构造对女性和男性青年群体就业决策的影响，但是仅仅以性别进行划分缺乏以反映青年群体劳动介入率特征分析的全貌。为此，我们以农村户口和城市户口的差异再次将青年群体进行一个
14、划分并进行分析。这样做有其合理性，由于由于城乡二元构造的差异，城市和农村在经济发展水安然平静社会保障方面存在差异，那么家庭构造对青年的劳动介入影响程度可能存在差异。从表4的回归结果能够明显看出，多代同堂家庭构造对农村青年和城市青年就业介入的影响存在较大差异。固然与母亲等父辈同住都降低了他们的就业概率，但农村青年更易遭到家庭构造的影响，这一发现只是部分验证了假讲2。对整个青年群体来讲，多代同堂家庭构造只会降低他们非农就业概率。仔细考虑不难发现，如今农村青年具有相对老一辈农民更高的文化程度，介入非农工作就是能够意料的趋势。换句话似乎能够讲，在农村很多所谓多代同堂的家庭构造只是形式上而不是本质的存在
15、。真正的多代同堂家庭构造只会把农村青年束缚在土地上。在当前总体农业科技化程度还不高的情况下，农业生产仍然需要相当的劳动投入，这对非多代同堂家庭而言有时机介入非农劳动似乎是更好的选择。观察农村和城市样本中其他因素对劳动介入的影响能够发现一个有意思的现象：农村青年的就业非常显著的遭到能否结婚的影响，结婚降低了他们的就业概率，城市青年则不然；而城市青年就业显著地遭到年龄的影响，年龄增加就业概率增加，而年龄对农村青年的就业概率影响不显著。原因不难理解，由于绝大部分农村户口青年没有能力在城市安家，同时结婚后往往意味着生子，使得他们不得不至少暂时放弃非农工作。成年的农村青年没有上学往往不会赋闲在家，同时他
16、们从事的低技能的工作岗位对资历没有过多要求。五、结论与政策含义本文基于中国综合社会调查的数据，提出两个理论假讲，针对两个理论假讲的实证分析发现：第一，对青年这个特定年龄段群体而言，无论女性还是男性，多代同堂的家庭构造不仅不能提高他们的就业概率，反而对就业概率的提高产生抑制作用；第二，男性青年的就业介入受家庭构造的影响程度甚至高于对女性就业介入的影响程度；第三，农村青年相对城市青年其就业介入较大遭到家庭构造的影响。值得指出的是，本文的发现不同于沈可等2012的研究结果。他们以为家庭构造明显改善了35岁以上女性的劳动介入率和工作时间。而本文则发现家庭构造对青年群体劳动介入的影响是负的，这种相反的研
17、究结论值得深化考虑。我国的多代同堂的家庭比例呈明显下降的趋势，结合本文的实证结果可推知，多代同堂家庭构造的淡化成为提高青年群体劳动介入的一种有利因素，换句话讲，对父母的依靠阻碍了青年群体的劳动介入。青年群体的就业难问题一直是我国需要解决的一个难点问题，而多代同堂的家庭构造通过代际传递效应对家庭中青年群体的劳动介入产生了抑制作用。就业难和购房贵等现状又会增加青年群体对父母的依靠。基于本文研究，我们以为政府能够通过两方面的政策提高青年群体的劳动介入程度：第一，针对青年群体的“生存性购房需求提供购房优惠等措施，或者多为青年群体提供公共租赁住房，减少我国多代同堂的家庭比例。第二，进一步完善农村土地流转和宅基地流转政策，打破传统的农村“血缘聚居形式，能够进一步解放农村青年的劳动供应。