這篇論文是我和別人一起合作完成的課程論文，我覺得這個題目（廢話，畢竟選題是我想的）還挺有意思的，就發(fā)出來。

摘 要:本文基于2010年“中國家庭追蹤調(diào)查”（CFPS）數(shù)據(jù)，利用Probit、Tobit模型及工具變量方法檢驗了兒童照管對我國農(nóng)村已婚女性勞動力非農(nóng)就業(yè)的阻礙作用。這一發(fā)現(xiàn)意味著現(xiàn)階段我國廣大農(nóng)村地區(qū)仍然存在大量可以向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移的勞動力。因此通過發(fā)揮政府作用、進行合理的制度政策設(shè)計，將這部分勞動力釋放出來，可在一定程度上解決我國勞動力相對短缺問題，促進經(jīng)濟快速健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞：兒童照管 非農(nóng)就業(yè) Probit Tobit 工具變量

Abstract: Based on the data of China Family Panel Studies (CFPS) in 2010, this paper uses Probit, Tobit model and instrumental variable method to test the effect of children's care on the non-agricultural employment of rural married women. This discovery means that there are still a large number of labor force that can be transferred to the non-agricultural sector in the vast rural areas of China at this stage. Therefore, by giving full play to the role of the government, carrying out a reasonable system and policy design and releasing this part of labor force, we can solve the relative shortage of labor force in China to a certain extent and promote the rapid and healthy development of the economy.

Key Words: childcare, non-farm labor force participation, probit model, tobit model, instrument variable

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一、引言

伴隨我國人口老齡化趨勢日益嚴(yán)重，“用工荒”現(xiàn)象反復(fù)出現(xiàn)等現(xiàn)實情況，圍繞我國農(nóng)村可以向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移的勞動力是否已經(jīng)消耗殆盡這一問題產(chǎn)生了一系列研究。但在這一系列研究中，關(guān)于我國是否已經(jīng)到達劉易斯轉(zhuǎn)折點、我國“人口紅利”是否在逐步消失、我國農(nóng)村的剩余勞動力數(shù)量是否將要耗盡等方面一直存在截然不同的兩種觀點。

相關(guān)的研究與爭論幫助我們深化了對這一問題的理解，但我們也發(fā)現(xiàn)這些研究都沒有給予“勞動力轉(zhuǎn)移中的性別結(jié)構(gòu)”這一問題充分的重視，都沒有充分考慮一個重要的事實：中國農(nóng)村家庭中男女勞動力非農(nóng)就業(yè)概率存在巨大的差異。在我國這一傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大國，“男主外，女主內(nèi)”的邏輯下大量農(nóng)村已婚女性失去了非農(nóng)就業(yè)的機會，留守農(nóng)村以照顧家庭（劉玉成和徐輝，2017）。正如新移民經(jīng)濟學(xué)（new economics of labor migration, NELM）的觀點，非農(nóng)就業(yè)更多表現(xiàn)在家庭的理性決策，而非個人的理性抉擇（Stark, 1991）。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2001-2012年中國農(nóng)村女性外出務(wù)工人數(shù)只有男性外出務(wù)工人數(shù)的50%左右；由微觀家戶數(shù)據(jù)進一步表明，大量已婚女性（占全部家庭比例約為72%）承擔(dān)著家庭中照管兒童的主要角色。這可能是導(dǎo)致已婚女性勞動力非農(nóng)就業(yè)參與率遠遠低于已婚男性勞動力的重要原因（熊瑞祥和李輝文，2016）。

因此，本文采用北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心2010年“中國家庭追蹤調(diào)查”（China Family Panel Studies, CFPS）數(shù)據(jù)，定量地研究了兒童照管角色對已婚女性非農(nóng)就業(yè)的阻礙作用。本文的主要貢獻是，采用覆蓋全國95%人口、家戶層面的微觀數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究了兒童照管對農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)的影響。通過Probit模型回歸討論兒童照管對農(nóng)村已婚女性是否非農(nóng)就業(yè)的影響，并建立Tobit模型分析非農(nóng)工作時間以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，使結(jié)論更為可靠。同時，本文也嘗試使用了工具變量法來解決內(nèi)生性問題。文章結(jié)論表明，兒童照管角色是阻礙已婚女性非農(nóng)就業(yè)的重要原因；現(xiàn)階段我國農(nóng)村仍然存在大量有待繼續(xù)向非農(nóng)部門轉(zhuǎn)移的勞動力。因此啟示我們，通過發(fā)揮政府作用改善農(nóng)村的兒童照管公共服務(wù)等方式來減輕農(nóng)村女性的兒童照管壓力，降低農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)的機會成本，有利于進一步增強勞動力市場的流動性、進一步擴展中國農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移空間，從而改善我國人力資源配置效率，釋放更大經(jīng)濟增長潛力。

本文接下來的內(nèi)容結(jié)構(gòu)如下：第二部分是文獻綜述，第三部分是計量經(jīng)濟學(xué)模型，第四部分是數(shù)據(jù)來源說明與描述性統(tǒng)計，第五部分是計量經(jīng)濟學(xué)分析，最后是總結(jié)性評論。

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二、文獻綜述

現(xiàn)在已有一些相關(guān)文獻研究了兒童照管角色對已婚女性非農(nóng)就業(yè)的影響。劉曉昀等（2003）基于CHNS數(shù)據(jù)，通過Probit模型得出結(jié)論，許多個人、家庭層面的特征變量對農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)的影響有顯著的性別差異。在其他條件相同的情況下，農(nóng)村女性勞動力非農(nóng)就業(yè)概率比男性要低約24%。但是該文章并未對這一差異的原因作進一步探討。本文通過相關(guān)計量結(jié)果證明這主要是由于已婚女性在家庭中承擔(dān)的兒童照管角色。劉妍和脫繼強（2008）利用2007年江蘇省淮安市、姜堰市、常熟市農(nóng)村地區(qū)的家戶數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，家中有學(xué)齡前兒童的已婚女性非農(nóng)就業(yè)的可能性比家中無學(xué)齡前兒童的低21.64%。王姮和董曉媛（2010）通過對2001年四個國定貧困縣592戶的調(diào)查數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果證實，擁有6歲以下幼兒使女性的非農(nóng)私營活動與掙工資活動參與率分別下降了1.22%和0.7%。汪偉（2010）通過使用2007年山東省肥城市5村336個農(nóng)戶的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)村家庭的就業(yè)模式仍然是“男主外，女主內(nèi)”的典型傳統(tǒng)模式，家庭對幼子撫養(yǎng)與老人贍養(yǎng)的負擔(dān)對丈夫參加非農(nóng)工作幾乎沒有影響，但對妻子影響很大且在統(tǒng)計上顯著。但由于該文并未將兒童照管與老人照護對女性非農(nóng)就業(yè)的影響區(qū)別討論，故兩者各自的影響程度差異也無從顯示，本文則明確區(qū)分了二者。陸文聰和吳連翠（2011）基于2007-2008年安徽省的實地調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，家中是否有15歲以下小孩對農(nóng)村女性非農(nóng)勞動時間并不存在顯著的影響。但由于該文并未考慮小孩的不同年齡結(jié)構(gòu)對已婚女性非農(nóng)就業(yè)時間的異質(zhì)性影響，而只是籠統(tǒng)的討論全部15歲以下兒童，可能是導(dǎo)致其結(jié)論負向效果不顯著的原因。本文通過對小孩的年齡進行分組來改進這一問題。

此外，本文對上述研究的改進之處還有如下三個方面：第一，對已婚女性的兒童照管行為進行了直接、準(zhǔn)確的度量，改進了上述研究中解釋變量度量不明確、有偏誤的問題。第二，上述諸多研究的數(shù)據(jù)選擇范圍較小，基于某個?。▌㈠兔摾^強，2008；王姮和董曉媛，2010；陸文聰和吳連翠，2011）或某個市（汪偉，2010），可能并不具有代表性與普遍性。本文使用數(shù)據(jù)來自全國25個省、市、自治區(qū)，是覆蓋全國95%人口的微觀數(shù)據(jù)，具有較好的代表性與普遍性。最后，上述文獻缺少對數(shù)據(jù)內(nèi)生性問題的考量，本文選擇“孩子是否殘疾”、“孩子是否上寄居學(xué)?！弊鳛椤耙鸦榕允欠裾展軆和钡墓ぞ咦兞?，較為有效地解決了可能存在的內(nèi)生性問題。

三、計量經(jīng)濟學(xué)模型與變量選取

本文通過建立橫截面數(shù)據(jù)工具變量的Probit模型來刻畫照料兒童對農(nóng)村已婚婦女非農(nóng)就業(yè)決策的阻礙作用：

(1) 式中，表示已婚女性在2010年的非農(nóng)就業(yè)狀況，如果從事非農(nóng)就業(yè)則取1，否則取0；為關(guān)鍵解釋變量，如果最近非假期的1個月中主要由母親來照顧家中兒童，則取1，否則取0。為模型中添加的控制變量，包括已婚女性在2010年的個人特征，家庭特征和地區(qū)特征，表示隨機擾動項。

在控制模型中的個人特征時，本文與Arpino et al.（2010）一致，不僅控制了已婚婦女的受教育程度，同時也控制了其配偶的受教育程度，取未接受教育為基準(zhǔn)組，分別設(shè)定了小學(xué)、初中、高中、大學(xué)/大專者四個虛擬變量。劉曉昀等（2003）認為，非農(nóng)就業(yè)可能與年齡之間存在著非線性關(guān)系，故而本文在控制已婚婦女及其配偶的年齡的同時，也添加了其年齡的平方項。劉妍和脫繼強（2008）在文章中控制了家庭中丈夫的收入，認為從家庭分工的角度，女性參與非農(nóng)就業(yè)以獲取收入的必要性與其丈夫的收入相關(guān)。但由于在實際情況下，丈夫收入只占家庭收入中的一部分，一個家庭中其他進項也會成為女性考慮是否參與非農(nóng)就業(yè)的影響因素，考慮到這一情形，本文以家庭收入的對數(shù)作為控制變量，由于數(shù)據(jù)的可得性問題，且收入有較強的序列相關(guān)性，故本文選用上一年家庭收入的對數(shù)作為準(zhǔn)確其合理的代理變量。由于婦女參與非農(nóng)就業(yè)還與其自身健康相關(guān)，故本文模型中添加了自評健康來控制婦女的身體狀。

范紅麗和辛寶英（2019）在研究照料老人對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)阻礙作用時發(fā)現(xiàn)，相比于家庭收入較高的來說，照料老人會嚴(yán)重阻礙家庭收入較低的農(nóng)村婦女就業(yè)，考慮到照料老人和照料兒童都需要婦女付出時間精力，對其非農(nóng)就業(yè)存在阻礙作用，故本文控制了家60歲以上老人個數(shù)和政府補助變量，以考察照料兒童對較貧困家庭婦女非農(nóng)就醫(yī)的阻礙作用。根據(jù)Mortensen and Vishwanath（1994）和章元，陸銘（2009），勞動者在勞動力市場上獲得工作的機會和工資水平收到社會網(wǎng)絡(luò)的影響，故本文控制了家庭上一年禮金支出占家庭總支出的比例，一次作為家庭社會網(wǎng)絡(luò)的代理變量。汪偉（2010）研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)?？赡軙p弱家庭非農(nóng)就業(yè)的動力，故本文控制了家庭上一年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總收入的對數(shù)，村中是否有耕地面積以及人均耕地面積的對數(shù)（包含在村莊特征中）作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的代理變量。家庭干部數(shù)量可能會增加丈夫獨自參加非農(nóng)工作的概率，降低妻子參與非農(nóng)工作的概率（汪偉，2010），考慮到這一情況，本文選擇配偶是否從事管理或行政職務(wù)作為模型中的控制變量。此外，由于家庭中未成年人數(shù)量越多，其撫養(yǎng)壓力越大，夫妻就越有可能外出尋找非農(nóng)就業(yè)的機會以提高收入，故本文通過如下方式控制了家中未成年人的數(shù)量：在控制家庭中16歲以下孩子的數(shù)量及其二次方項的同時，以6-16以基準(zhǔn)組，對最小的少兒年齡構(gòu)造3個虛擬變量，第一個小于1歲取1，第二個1-3歲（含1歲，不含3歲）取1，第三個3-6歲（含3歲，不含6歲）取1"（劉曉昀等，2003；陸文聰和吳連翠，2011；Posadas and Vidal-Fernandez，2013）。且由于農(nóng)村傳統(tǒng)觀念，家庭往往要為男孩準(zhǔn)備婚嫁所用房屋彩禮等，撫養(yǎng)壓力較女孩來講更重，故本文創(chuàng)新地添加了家庭中16歲以下男孩數(shù)量及其二次方項作為控制變量。除收入以外，資產(chǎn)是一個家庭抗風(fēng)險能力的一個指標(biāo)，家庭資產(chǎn)越多，其外出尋找工作機會以提高收入的欲望往往越低，考慮到這一情況，本文創(chuàng)新地在模型中控制了家庭凈資產(chǎn)的對數(shù)。由于家庭中其他成員是否承擔(dān)了照顧兒童的責(zé)任會影響到婦女的非農(nóng)就業(yè)，故模型中設(shè)置了3個虛擬變量，若父親或祖父母照顧兒童，則相應(yīng)變量取1，其他取0。

陸文聰和吳連翠（2011）認為，與非農(nóng)就業(yè)市場的接近程度會影響農(nóng)村已婚婦女參與非農(nóng)就業(yè)的概率，故本文控制了到最近的非農(nóng)勞動力需求市場的時間距離及其二次方項來控制市場接近性的影響。為控制同一村莊內(nèi)外出打工的同群效應(yīng)，本文還控制了村外出打工的勞動力占勞動力總數(shù)的比例和女性外出務(wù)工人數(shù)占村外出務(wù)工人數(shù)比重。之后，模型還控制了家庭所在村莊人均純收入的對數(shù)，以控制非農(nóng)勞動力需求對非農(nóng)就業(yè)概率的影響（熊瑞祥和李輝文，2016）。最后，本文還加入了每位婦女戶口所在省份的虛擬變量以控制地區(qū)之間的差異。

在這個實證問題中，由于兒童照顧是一個內(nèi)生選擇問題，于是可能有這樣的互為因果問題：可能不是照顧兒童阻礙了農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)，而是因為農(nóng)業(yè)就業(yè)的農(nóng)村女性更傾向于自己照顧兒童。從而婦女是否選擇照料孩子會與隨機擾動項相關(guān)，產(chǎn)生內(nèi)生性問題，因此本文在Probit的基礎(chǔ)上，尋找合適的工具變量，建立Probit工具變量模型，從而消除掉雙向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。修正后的模型如下：

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（2）式中，表示工具變量；（3）式中，表示第一階段回歸的到的照料兒童的預(yù)測值。

在一般情況下，兒童的身體狀況較差的情況下，更需要母親的照料，因此兒童的健康狀況被認為與照料活動密切相關(guān)，但兒童的照料需求卻與父母的勞動供給沒有直接關(guān)系，僅是通過照料活動間接影響母親就業(yè)狀態(tài)。此外，兒童是否在寄宿學(xué)校也會影響母親的照料狀態(tài)，但與父母是否非農(nóng)就業(yè)無關(guān)。根據(jù)以上情況，本文選取孩子是否殘疾與否，是否寄宿兩個虛擬變量作為工具變量，以消除內(nèi)生性問題。

為進一步研究照料孩子對已婚婦女非農(nóng)就業(yè)的阻礙作用，本文需要建立模型來刻畫照料兒童對已參與非農(nóng)就業(yè)婦女工作時間的阻礙作用。如下圖所示，被解釋變量已婚婦女工作時間大多為0，這是因為已婚婦女的工作時間只有在參與非農(nóng)時才會被觀測到，當(dāng)未參與非農(nóng)就業(yè)時，其工作時間時觀測不到的，因此農(nóng)村已婚婦女非農(nóng)就業(yè)的平均工作時間實際上是一種受限因變量。如果對受限因變量做OLS估計，得到的結(jié)果將是有偏的（Heckman,1974）,而針對這樣的受限因變量，Tobit模型能較好進行估計，故本文建立截面Tobit模型來刻畫照料兒童對已參與非農(nóng)就業(yè)婦女工作時間的阻礙作用：

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(4)式中，是潛變量，當(dāng)潛變量小于等于0時，被解釋變量等于0；當(dāng)大于0時，被解釋變量等于本身，同時假設(shè)擾動項服從均值為0，方差為的正態(tài)分布，使用MLE最大似然法對模型進行估計。

四、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源說明

本文所選用的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）開展的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies, CFPS）。該追蹤調(diào)查項目所得樣本覆蓋中國（除香港、澳門、臺灣以及新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、海南?。?5個省/市/自治區(qū)，調(diào)查對象包含樣本家戶中全部家庭成員。該調(diào)查于2010年開展正式訪問，調(diào)查內(nèi)容覆蓋經(jīng)濟活動、教育成果、家庭關(guān)系于家庭動態(tài)、人口遷移、健康等多方面信息，本文使用了家庭、成人、兒童和村落四個部分的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于本文研究的是照料兒童對農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)的影響問題，因此只采用戶籍為農(nóng)村的已婚且有孩子的女性樣本家庭。

（二）描述性統(tǒng)計

五、計量經(jīng)濟學(xué)分析

本部分首先利用橫截面工具變量Probit模型(1)進行基本模型的逐步回歸，然后使用工具變量模型(2)和(3)控制可能存在的內(nèi)生性問題，最后擴展模型，對Tobit模型(4)進行估計，來刻畫照料兒童對已參與非農(nóng)就業(yè)婦女工作時間的阻礙作用。

（一）基本模型：逐步回歸

下表匯報了基本模型的逐步回歸結(jié)果。在這一部分回歸中，care_mother系數(shù)基本都是顯著為負，且值大約在-0.5左右。在最后一個回歸中，care_mother平均邊際效應(yīng)（APE）約等于-0.0697，在0處的邊際效應(yīng)約等于-0.085，都是在1%水平上顯著的。這基本表明，照料孩子使農(nóng)村已婚婦女選擇非農(nóng)工作的概率平均而言降低了7%-8.5%。同時我們的控制變量作用是明顯的：在控制了不同因素后，care_mother系數(shù)絕對值總體上不斷遞減，最后穩(wěn)定在0.5附近。

其他顯著變量的系數(shù)符號也都基本與我們預(yù)期相合：幾個教育變量都顯著增加了農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)概率。自身年齡與非農(nóng)就業(yè)之間呈現(xiàn)非線性關(guān)系，且在大概33歲（0.231/（0.00345*2））前，年齡越大越會非農(nóng)就業(yè)，在33歲以后，年齡越大越不愿意非農(nóng)就業(yè)?？紤]到這是一個截面數(shù)據(jù)，自身年齡在這里也是一種對出身年代的控制，這表明不同年代的農(nóng)村已婚女性對于就業(yè)不一樣的態(tài)度。假如自己的孩子年齡小于6歲，也會顯著降低了其非農(nóng)就業(yè)概率。假如其他家庭成員也會照顧孩子，同樣也增加了非農(nóng)就業(yè)概率。自家農(nóng)業(yè)財產(chǎn)越多，越不愿意出去就業(yè)。孩子的數(shù)量對于非農(nóng)就業(yè)呈現(xiàn)非線性關(guān)系：在kid_num>=4（0.686／（2*103））時孩子個數(shù)邊際作用變成正的，這可能是由于當(dāng)孩子數(shù)量過多時，家庭經(jīng)濟壓力也隨之增大，從而需要女性外出打工。家中有無60歲以上老人也對其非農(nóng)就業(yè)有顯著負作用。對于村莊效應(yīng)而言，村莊的平均耕地面積會顯著降低其非農(nóng)就業(yè)概率，到最近城市的時間隨著時間增加效果逐漸減小，且由于樣本中99.95%的time_city<9，所以time_city的邊際作用大多為負的（只有當(dāng)它大于13時，time_city的邊際作用才為正）。

（二）控制內(nèi)生性

（具體回歸結(jié)果請見下表）我們檢驗了工具相關(guān)性與外生性，得到結(jié)果：兩個工具的第一階段回歸（回歸（3））F統(tǒng)計量大于10，兩個系數(shù)都在5%水平上顯著；overidentification檢驗p值為0.212，同時在overidentification test中兩個工具前系數(shù)都在10%水平上不顯著。所以可以認為這兩個工具是統(tǒng)計上可靠的。

工具變量回歸結(jié)果與普通probit回歸結(jié)果有較大差別：care_mother系數(shù)絕對值減少了約0.15，方差擴大了將近3倍，得到的系數(shù)也不顯著。

這一點解釋在Wald test of exogeneity里有所體現(xiàn)：檢驗得到的p值很大，說明可能反向因果效應(yīng)并不強，care_mother 回歸（1）系數(shù)與工具變量回歸（回歸（2））得到系數(shù)沒有顯著差異。（而回歸（1）是一個更有效的估計，所以應(yīng)該采用它）。?

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（三）擴展模型

基本模型的結(jié)果表明，照料孩子對農(nóng)村已婚婦女非農(nóng)勞動參與有顯著的負面影響，這說明農(nóng)村婦女面臨著照料兒童和外出進行非農(nóng)就業(yè)的角色沖突。為了進一步研究照料孩子對已婚婦女非農(nóng)就業(yè)的阻礙作用，本文選擇樣本中已參與非農(nóng)就業(yè)的婦女去年工作天數(shù)里平均每天工作的小時數(shù)作為被解釋變量，研究照料兒童對已參與非農(nóng)就業(yè)婦女的阻礙作用。

由回歸結(jié)果可以看到，care_mother對參與非農(nóng)工作的農(nóng)村已婚婦女工作時間的平均邊際效應(yīng)約為-7.534，且在1%水平上顯著。這表明，對已參與非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村已婚婦女來說，照料兒童使其每天平均參與非農(nóng)工作的時間降低了7.5個小時。

表中其他解釋變量中，大部分系數(shù)估計都符合預(yù)期：接受教育程度越高，對其參與非農(nóng)就業(yè)時間的正面影響就越大。婦女自身年齡與平均工作時間存在顯著的非線性關(guān)系，在34(3.2081/(2*0.0473))歲前，年齡越大，平均工作時間越長，在34歲之后，平均工作時間隨年齡增長而下降。倘若家中最小兒童年齡在3歲以下，其平均工作時間會顯著下降。如果家中其他家人能夠幫忙照顧孩子，則會增加平均工作時間。與預(yù)期相同，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模越大，即農(nóng)業(yè)收入和人均耕地面積越大，該戶已婚婦女參與非農(nóng)工作的時間越短。家庭中16歲以下孩子個數(shù)與已婚婦女平均工作時間存在顯著的非線性關(guān)系，當(dāng)家中3(10.2411/(2*1.6997))個孩子以下時，隨著16歲以下孩子數(shù)量增加，其工作時間越短，而當(dāng)超過3個孩子時，隨著孩子數(shù)量增加，其工作時間越長，這可能是因為，當(dāng)需要撫養(yǎng)的孩子數(shù)量較多時，其撫養(yǎng)壓力增大，需要外出工作以提高收入。當(dāng)家中16歲以下男孩數(shù)量越多時，其工作時間越長，這與預(yù)期一致：由于農(nóng)村嫁娶等傳統(tǒng)觀念較為濃厚，父母往往需要為男孩準(zhǔn)備成家所需房車彩禮等，較撫養(yǎng)女孩，男孩數(shù)量越多的家庭經(jīng)濟壓力越大，故已婚婦女外出工作的時間越長。由于樣本中大多數(shù)time_city小于非線性拐點13(2.4837/(2*0.0925))，故time_city的邊際作用大多為負。

六、結(jié)論、啟示與局限

關(guān)于我國是否出現(xiàn)“劉易斯拐點”、勞動力是否短缺等問題的討論由來已久。雖然在一系列研究中常常被忽視，但毋庸置疑的一個事實是：我國勞動力轉(zhuǎn)移中的性別結(jié)構(gòu)并不均衡，農(nóng)村家庭中男女勞動力非農(nóng)就業(yè)概率存在巨大的差異?！澳兄魍狻⑴鲀?nèi)”的傳統(tǒng)家庭分工模式對于農(nóng)村已婚女性勞動力的影響依然廣泛且深遠。

本文基于2010年的CFPS數(shù)據(jù)，通過定量研究兒童照管角色對農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)的阻礙作用驗證了上述觀點。實驗分析表明，兒童照管對農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)具有重要且顯著的負向作用。平均而言，需要自己照管兒童使得農(nóng)村已婚女性選擇非農(nóng)工作的概率降低了7%-8.5%，使其非農(nóng)工作的時間減少了約7.5個小時。這說明，現(xiàn)階段我國農(nóng)村仍然存在大量因為需要照管兒童而無法從事非農(nóng)就業(yè)的女性勞動力。而通過制度設(shè)計、公共服務(wù)水平的提升，將這部分勞動力釋放出來，將極大解決“用工荒”等難題，緩解我國當(dāng)下勞動力相對短缺現(xiàn)狀。

隨著第三產(chǎn)業(yè)的日益發(fā)展壯大，未來對女性勞動力的需求也將不斷增長。我國需建構(gòu)平等的社會性別文化、倡導(dǎo)現(xiàn)代化的性別意識，啟發(fā)更多農(nóng)村已婚女性發(fā)揮自身優(yōu)勢，提升就業(yè)競爭力。這也將進一步促進中國社會的性別平等（World Bank，2012）。此外，通過提升兒童照管公共服務(wù)水平等方式與手段，解放農(nóng)村女性勞動力，這對于提升我國城鎮(zhèn)化的質(zhì)量和水平、改善勞動力資源配置效率、促進經(jīng)濟快速健康發(fā)展等均具有重要的現(xiàn)實意義。

應(yīng)當(dāng)看到，本文的模型依舊存在部分局限：我們將非農(nóng)就業(yè)與否做為因變量，忽略了不同非農(nóng)行業(yè)間的差別；同時由于本文工具變量的特殊性（other_live只有在符合上學(xué)年齡的兒童之間才有意義），以及本身數(shù)據(jù)的特殊性（CFPS中兒童年齡分組只有0-3歲，3-6歲，6-16歲三個類別），本文無法按照所照顧孩子的年齡進行分組回歸來進一步的探究。

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