家庭結構對青年群體勞動參與率的影響

袁興意+齊海源

摘 要：家庭結構對青年群體勞動參與率有影響。基于CGSS2008數據，通過Probit和IV Probit模型實證分析發現：從總體看，多代同堂的家庭結構對青年群體的勞動參與產生抑制作用，而男性青年的就業參與受家庭結構的影響程度卻高于女性青年勞動參與的影響程度；從戶籍看，農村青年的就業參與受家庭結構的影響程度高于城市青年勞動參與的影響程度。重視青年群體的家庭特征差異，配套實行就業促進措施，是我國政府解決青年群體就業難的著力點。

關鍵詞：家庭結構；青年群體；勞動參與

中圖分類號：F240 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）03-0090-06

一、引言

勞動力要素一直是我國經濟增長的核心投入要素。雖然我國現在處于經濟轉型時期，對勞動力要素依賴程度降低，但是勞動力參與率尤其是農村青年勞動力參與率仍然是影響經濟增長與社會發展的關鍵變量。特別是在當前有專家學者認為我國的“劉易斯拐點”已經到來、人口紅利時代結束的情況下，進一步解放青年群體的勞動供給對我國經濟社會的長遠發展有積極影響。因此，研究青年群體勞動參與率的變動情況及其影響因素，有重要的理論意義和社會價值。

城市青年的勞動參與界定比較明確，本文中農村青年的勞動參與是指農村青年的非農就業，主要有兩種模式，一是“離土不離鄉，進廠不進城”，即在本地從事非農工作；二是“離鄉又離土，進廠又進城”，即到城市工作，也就是產業間轉移和地域間轉移[1]。

影響青年勞動參與率的因素很多，勞動參與決策既是個人理性選擇行為，同時一定程度上又是家庭理性選擇行為。特別是中國是一個家庭觀念比較濃厚，同時退休年齡較低的國家，家庭結構對勞動參與率可能有顯著的影響。因而本文從家庭結構的視角對青年群體的勞動參與率進行實證研究。

我國家庭結構主要分為核心家庭、直系家庭、復合家庭、單人家庭、缺損家庭五種類型[2]。本文中的家庭結構影響因素，主要指的是核心家庭和直系家庭這兩種類型，也就是多代同堂的家庭結構（擴展型的家庭結構）。核心家庭主要研究擴展型標準核心家庭（父母為戶主，與成年子女同住，或者成年子女為戶主，與父母同住）、擴展型缺損核心家庭（父母一方為戶主，與成年子女同住，或者成年子女為戶主，與父母一方同住）及擴大核心家庭（父母、子女與未婚兄弟姐妹組成的家庭）這三種類型。直系家庭主要研究二代直系家庭（父母與已婚兒子兒媳組成的家庭）、三代直系家庭（父母同一個已婚子女及孫子女組成的家庭）這兩種類型。概括來說，就是青年群體與母親同住、與父親或母親同住及與父母或者岳父母同住三種情況。

在擴展型的家庭結構中，由于有更多的成員，家務勞動及照顧孩子的任務可以由親友來承擔，這可能會解放夫婦的勞動供給，特別是婦女的勞動供給。勞動經濟學家認為婦女的勞動供給曲線呈M型，女性青年群體剛好處于M型的低谷端，由于這個年齡段的婦女可能有生育及照顧孩子的責任，勞動參與率較低。那么，家庭結構特別是多代同堂的家庭結構可能對女性青年的勞動供給產生積極影響。但是，由于父母的勞動供給與子女的勞動供給可能存在替代效用，多代同堂的家庭結構中由于有較多人工作，會使家庭預算約束軟化，又可能會削弱青年群體的勞動供給壓力。所以家庭結構對青年群體的勞動參與效應是模糊的，這就需要進行實證驗證。

二、文獻綜述

多代同堂的家庭結構可能對子女的勞動參與特別是女性的勞動參與產生積極影響。杜鳳蓮（2008）研究發現，父母和配偶父母的居住地對城市女性勞動參與率有顯著影響，女性勞動供給行為對家庭結構的反應更敏感[3]。石智雷、楊云彥（2009）研究發現，家庭依附對女性勞動供給有積極影響，但是城鄉有差異，農村女性勞動參與決策對家庭的依附大于城市女性[4]。沈可、章元等（2012）的研究結果也發現多代同堂的家庭結構提升了女性的勞動參與率和工作時間，但沒有顯著改善男性的勞動參與[5]。

Wang（2009）認為通過雇傭保姆等方式，核心型小家庭的家務勞動壓力也會轉移出去，那么在這種情況下，核心型小家庭的婦女勞動參與率就未必比擴展型大家庭的小[6]。程名望和潘烜（2012）的研究發現家庭類型影響農民在農村的非農就業傾向，表現為核心家庭從事非農就業的傾向最弱，缺損核心家庭從事非農產業的傾向性最強[1]。上述研究要么只研究某一個群體，要么研究對象忽略了青年群體，所以有必要對青年群體的勞動參與進行補充性研究。

家庭結構對子女的勞動供給也有可能沒有顯著影響或者是有消極影響。例如，Butler（2000）對美國家庭數據的實證分析發現，擴展型大家庭和核心型小家庭兩類家庭的婦女勞動參與沒有顯著差異，家庭結構只會對婦女的工資收入產生影響，而不會對其勞動參與率產生系統影響[7]。劉曉昀等利用Probit模型研究發現，家庭規模對中國農村勞動力非農就業有顯著負影響[8]。洪秋妹、常向陽（2010）研究了同一家庭內部父母健康對成年子女勞動供給的影響，父母健康不良會導致子女勞動參與減少[9]。也就是說，多代同堂也可能增加子女的家庭責任。丁守海（2012）也給出了自己的解釋，他認為成年子女的勞動參與與父母的勞動參與產生替代效用，原因是彼此勞動參與的增長可以使家庭預算約束軟化[10]。

綜上所述，現有研究未考慮家庭結構對青年群體特別是農村青年（新生代農民工）的勞動參與率的影響，也沒有對比家庭結構對不同戶籍和不同性別青年群體勞動參與的影響，所以有必要進行補充性研究。同時，要研究家庭結構對青年群體勞動參與率的影響，還有幾個問題需要解決：

第一，與父母同住，一方面父母能夠分擔子女家務及幫助子女照顧小孩，但是子女也要承擔照顧父母的責任，另一方面父母的勞動供給與子女的勞動供給可能產生替代效應，特別是青年群體中還有“二代”和“啃老族”這類人的存在。所以家庭結構對青年群體勞動參與率的凈效果在理論上是無法確認的。因此，本文的實證研究可以填補相關的空白。

第二，對這一問題的實證研究可能存在內生性問題，也就是青年群體的勞動參與同家庭結構之間是雙向影響的，因此，本文的研究采用外生的工具變量克服家庭結構的內生性問題，以避免由內生性問題導致的計量結果偏誤。

三、理論假設與研究方法

家庭結構對不同群體勞動參與率的影響存在不確定性，這為進一步展開相關研究提供了發展空間。對青年群體來說，他們的父母絕大部分仍然是勞動年齡人口，那么這種與父母同住是否會通過父母提供家務和照料來增加子女的勞動參與存在疑問；另一方面，正是由于父母還處在勞動年齡范圍內，子女面臨較小的照顧父母的壓力，則與父母同住的家庭結構又似乎不會降低他們的勞動參與。青年群體思想普遍較為現代、開放，不同于其他勞動年齡段群體。以青年群體為研究對象，是本文的一個探索。由于農村和城市經濟發展水平和社會保障水平的差異，農村青年勞動參與可能更加受到家庭結構的影響。結合以上分析和相關文獻研究，我們提出兩個待檢驗的理論假說：

假說1：多代同堂的家庭結構有助于提高女性青年的勞動參與率，但不會顯著提高男性青年的勞動參與率。

假說2：多代同堂的家庭結構有助于提高農村青年和城市青年的勞動率，但農村青年更加顯著受到家庭結構的影響。

為了檢驗這兩個假說，我們首先采用Probit模型進行回歸分析，被解釋變量是不同類別青年是否參與非農就業。核心變量是家庭結構，用是否與父母同住來表示。同時也加入影響勞動參與的年齡、教育程度和婚姻狀態等因素作為控制變量。另外，與父母同住的這一核心變量可能存在著內生性問題，基于以往文獻，我們選取該青年是否排行最小為工具變量進行分析。

四、數據來源與變量描述

（一）數據來源

本文采用中國人民大學中國調查與數據中心在全國28個省市的城市和農村進行的全國綜合社會調查（CGSS2008）。該調查采用隨機抽樣的方法，在被選中的居民戶中隨機選取一人作為被訪者，問卷內容覆蓋了被調查者個人和家庭基本情況。由于本文研究對象是青年群體，我們只選取年齡范圍在18歲到30歲之間的樣本，也就是在1978年及以后出生的成年人。基于本文研究目的，進一步對樣本做如下處理：（1）剔除正在上學、殘疾等不屬于潛在勞動力的樣本。（2）考慮到青年群體就業特征，對就業狀態做了重新劃分，將務農歸為未參與就業，這對城市樣本不產生影響，農村樣本中主要是考慮失業的隱蔽性和青年群體很大部分不愿參與農業勞動的事實。（3）刪除關鍵變量存在缺失的樣本。最終得到樣本1 087個，其中女性樣本571個，男性樣本516個。農村戶口樣本453個，城市戶口樣本634個。

（二）變量定義

1. 勞動參與。根據CGSS調查內容，將目前從事非農工作視為勞動參與，包括非全日制工作和臨時性工作。

2. 家庭結構。參照沈可等（2012）[5]對家庭結構的度量，這里對家庭結構采用三種衡量方式：一是成年子女與父親、母親或雙親同住，賦值為1；沒有與父親或母親同住則賦值為0。二是由于母親往往幫助子女承擔部分家庭責任，進而有可能促使子女積極參與勞動，因而如果與母親同住，則賦值為1；沒有同住則賦值為0。另外，對部分青年來說，與岳父母同住也可能增加他們勞動就業概率，岳父母年齡信息可以近似用被訪者父母平均年齡代替。因而第三種度量方式是如果與父輩同住，則賦值為1，否則為0。

3. 其他控制變量。除了家庭結構外，其他的一些因素同樣影響被訪者勞動參與（Oishi，2006等）[11]。這里將變量分為三類：第一類是被訪者個體特征，包括年齡、教育年限、是否擁有城市戶口；第二類是被訪者婚姻方面信息，包括婚姻狀態、子女數目和配偶是否正處于非農就業狀態。第三類是加入父母的平均年齡選項，以側面反映被訪者照料負擔。另外，考慮到家庭結構變量可能存在的內生性，我們也使用是否排行最小作為工具變量。變量的統計描述如表1所示（括號中為標準差）。

五、實證分析

（一）多代同堂家庭結構對女性和男性青年勞動參與的影響

表2分別用Probit模型和IV-Probit模型首先報告了家庭結構變量對女性青年從事工作概率的估計結果。右列中以排行是否最小為解釋變量，以既定內生變量為被解釋變量進行回歸，結果顯示對女性青年來說，雖然排行最小有助于與父母住在一起，但是這種作用效果是不顯著的。出現這種情況原因的可能是受到“女大當嫁”思想的影響。從IV-Probit回歸結果可以看出，Wald外生性測驗并不顯著，說明作為衡量家庭結構的三個關鍵變量不能拒絕其外生性，意味著常規的Probit模型回歸可能更加適合。但為了對比，本文保留了IV-Probit回歸結果。

無論Probit模型還是IV Probit模型均顯示，家庭結構因素對女性青年勞動參與決策具有顯著的影響。然而與本文的假說1和沈可等（2012）分析35周歲以上女性勞動參與率受家庭結構的影響得出的結論相反，本文發現對處于青年這個特定年齡段的女性來說，與母親同住或者與父親同住不僅不能提高他們的勞動參與，反而對他們的就業產生阻礙作用：與父母親同住使女性青年的就業率顯著降低了50%以上。筆者認為，出現這一狀況的原因恰恰是由于青年這一人生階段的特殊性造成的。處于18到30歲年齡段的青年，雖然已經完成學業，不再全日制上學，但如果一味身處父母關懷這樣的大家庭下，就沒有出外參與勞動的動力和緊迫感。而且這一年齡段由于面臨著結婚生子的人生大事，他們與父母的聯系本身就會非常密切。再者，“啃老族”現象是一個不可被忽視的原因。據有關調查，在我國有65%以上的家庭存在“啃老”現象。這一解釋同樣適用于下文將要分析的男性青年勞動參與以及分戶籍人口的青年勞動參與。

觀察其他控制變量的系數我們可以得出如下結論：第一，年齡越長的青年女性其就業率就越高；第二，教育年限越長的青年女性其就業率就越高；第三，已婚和子女數目增加都顯著降低了青年女性勞動參與率，這反映了家庭生產內部分工。該結論與張川川（2011）利用CHNS樣本得出的結論相一致[12]。第四，青年女性是否參與就業與丈夫是否參與就業存在正的關聯性，這體現了某種價值認同。

下面利用男性樣本進行類似分析，結果如表3所示。右列中同樣以排行是否最小為工具變量進行回歸，結果Wald檢驗發現三個關鍵變量內生性并不顯著，因而應該重點參考左邊Probit模型回歸結果。結果顯示，同樣與假說1和沈可等（2012）分析35周歲以上男性群體受家庭結構影響其勞動參與得出的結論相反，與父母同住對青年男性的勞動參與顯著產生了阻礙作用，并且這種作用效果要遠高于青年女性群體，與父母同住使得勞動參與率概率降低70%，側面反映了參與勞動的男性青年基本都是離開父母而在外闖蕩的事實。表3中為節省篇幅只列出了對勞動參與有顯著影響的三個變量，分別是教育年限、城市戶口和配偶是否正在就業。其中，有城市戶口的男性更會參與第二和第三產業勞動。

（二）多代同堂家庭結構對農村戶口和城市戶口青年勞動參與的影響

我們討論了多代同堂家庭結構對女性和男性青年群體就業決策的影響，但是僅僅以性別進行劃分不足以反映青年群體勞動參與率特征分析的全貌。為此，我們以農村戶口和城市戶口的差異再次將青年群體進行一個劃分并進行分析。這樣做有其合理性，因為由于城鄉二元結構的差異，城市和農村在經濟發展水平和社會保障方面存在差異，那么家庭結構對青年的勞動參與影響程度可能存在差異。

從表4的回歸結果可以明顯看出，多代同堂家庭結構對農村青年和城市青年就業參與的影響存在較大差異。雖然與母親等父輩同住都降低了他們的就業概率，但農村青年更易受到家庭結構的影響，這一發現只是部分驗證了假說2。對整個青年群體來說，多代同堂家庭結構只會降低他們非農就業概率。仔細思考不難發現，如今農村青年具有相對老一輩農民更高的文化程度，參與非農工作就是可以預料的趨勢。換句話似乎可以說，在農村很多所謂多代同堂的家庭結構只是形式上而不是實質的存在。真正的多代同堂家庭結構只會把農村青年束縛在土地上。在當前總體農業科技化程度還不高的情況下，農業生產仍然需要相當的勞動投入，這對非多代同堂家庭而言有機會參與非農勞動似乎是更好的選擇。

觀察農村和城市樣本中其他因素對勞動參與的影響可以發現一個有意思的現象：農村青年的就業非常顯著的受到是否結婚的影響，結婚降低了他們的就業概率，城市青年則不然；而城市青年就業顯著地受到年齡的影響，年齡增加就業概率增加，而年齡對農村青年的就業概率影響不顯著。原因不難理解，由于絕大部分農村戶口青年沒有能力在城市安家，同時結婚后往往意味著生子，使得他們不得不至少暫時放棄非農工作。成年的農村青年沒有上學往往不會賦閑在家，同時他們從事的低技能的工作崗位對資歷沒有太多要求。

六、結論與政策含義

本文基于中國綜合社會調查的數據，提出兩個理論假說，針對兩個理論假說的實證分析發現：第一，對青年這個特定年齡段群體而言，無論女性還是男性，多代同堂的家庭結構不僅不能提高他們的就業概率，反而對就業概率的提高產生抑制作用；第二，男性青年的就業參與受家庭結構的影響程度甚至高于對女性就業參與的影響程度；第三，農村青年相對城市青年其就業參與較大受到家庭結構的影響。

值得指出的是，本文的發現不同于沈可等（2012）的研究結果。他們認為家庭結構明顯改善了35歲以上女性的勞動參與率和工作時間。而本文則發現家庭結構對青年群體勞動參與的影響是負的，這種相反的研究結論值得深入思考。我國的多代同堂的家庭比例呈明顯下降的趨勢，結合本文的實證結果可推知，多代同堂家庭結構的淡化成為提高青年群體勞動參與的一種有利因素，換句話說，對父母的依賴阻礙了青年群體的勞動參與。

青年群體的就業難問題一直是我國需要解決的一個難點問題，而多代同堂的家庭結構通過代際傳遞效應對家庭中青年群體的勞動參與產生了抑制作用。就業難和購房貴等現狀又會增加青年群體對父母的依賴。基于本文研究，我們認為政府可以通過兩方面的政策提高青年群體的勞動參與程度：第一，針對青年群體的“生存性”購房需求提供購房優惠等措施，或者多為青年群體提供公共租賃住房，減少我國多代同堂的家庭比例。第二，進一步完善農村土地流轉和宅基地流轉政策，打破傳統的農村“血緣聚居”模式，可以進一步解放農村青年的勞動供給。

參考文獻：

[1]程名望，潘烜.個人特征、家庭特征對農村非農就業影響的實證[J].中國人口·資源與環境，2012，（2）：94-99.

[2]王躍生.當代中國家庭結構變動分析[J].中國社會科學，2006，（1）：96-108.

[3]杜鳳蓮.家庭結構、兒童看護與女性勞動參與：來自中國非農村的證據[J].世界經濟文匯，2008，（2）：1-12.

[4]石智雷，楊云彥.家庭依附、人力資本與女性青年的勞動參與——來自湖北省的數據[J].青年研究，2009，（5）：16-25.

[5]沈可，章元，等.中國女性勞動參與率下降的新解釋：家庭結構變遷的視角[J].人口研究，2012，（5）：15-27.

[6]Wang Donggen. A model of hoursehold time allocation taking into consideration of hiring domestic helpers.Transportation Research Prat B：Methodological[J].2009，43（2）：204-216.

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[8]劉曉昀，等.中國農村勞動力非農就業的性別差異[J].經濟學（季刊），2003，（3）：711-720.

[9]洪秋妹，常向陽.家庭養老、父母健康與成年子女勞動供給的經濟分析[J].南方人口，2010，（3）：57-64.

[10]丁守海，蔣家亮.家庭勞動供給的影響因素研究：文獻綜述視角[J].經濟理論與經濟管理，2012，（12）：42-51.

[11]Oishi A S， Takashi O. Coresidence with Parents and a Wife's Decision to Work in Japan[J]. The Japanese Journal of Social Security Policy，2006，（5）：35-48.

[12]張川川.子女數量對已婚女性勞動供給和工資的影響[J].人口與經濟，2011，（5）：29-35.

責任編輯、校對：高鐘庭

下面利用男性樣本進行類似分析，結果如表3所示。右列中同樣以排行是否最小為工具變量進行回歸，結果Wald檢驗發現三個關鍵變量內生性并不顯著，因而應該重點參考左邊Probit模型回歸結果。結果顯示，同樣與假說1和沈可等（2012）分析35周歲以上男性群體受家庭結構影響其勞動參與得出的結論相反，與父母同住對青年男性的勞動參與顯著產生了阻礙作用，并且這種作用效果要遠高于青年女性群體，與父母同住使得勞動參與率概率降低70%，側面反映了參與勞動的男性青年基本都是離開父母而在外闖蕩的事實。表3中為節省篇幅只列出了對勞動參與有顯著影響的三個變量，分別是教育年限、城市戶口和配偶是否正在就業。其中，有城市戶口的男性更會參與第二和第三產業勞動。

（二）多代同堂家庭結構對農村戶口和城市戶口青年勞動參與的影響

我們討論了多代同堂家庭結構對女性和男性青年群體就業決策的影響，但是僅僅以性別進行劃分不足以反映青年群體勞動參與率特征分析的全貌。為此，我們以農村戶口和城市戶口的差異再次將青年群體進行一個劃分并進行分析。這樣做有其合理性，因為由于城鄉二元結構的差異，城市和農村在經濟發展水平和社會保障方面存在差異，那么家庭結構對青年的勞動參與影響程度可能存在差異。

從表4的回歸結果可以明顯看出，多代同堂家庭結構對農村青年和城市青年就業參與的影響存在較大差異。雖然與母親等父輩同住都降低了他們的就業概率，但農村青年更易受到家庭結構的影響，這一發現只是部分驗證了假說2。對整個青年群體來說，多代同堂家庭結構只會降低他們非農就業概率。仔細思考不難發現，如今農村青年具有相對老一輩農民更高的文化程度，參與非農工作就是可以預料的趨勢。換句話似乎可以說，在農村很多所謂多代同堂的家庭結構只是形式上而不是實質的存在。真正的多代同堂家庭結構只會把農村青年束縛在土地上。在當前總體農業科技化程度還不高的情況下，農業生產仍然需要相當的勞動投入，這對非多代同堂家庭而言有機會參與非農勞動似乎是更好的選擇。

觀察農村和城市樣本中其他因素對勞動參與的影響可以發現一個有意思的現象：農村青年的就業非常顯著的受到是否結婚的影響，結婚降低了他們的就業概率，城市青年則不然；而城市青年就業顯著地受到年齡的影響，年齡增加就業概率增加，而年齡對農村青年的就業概率影響不顯著。原因不難理解，由于絕大部分農村戶口青年沒有能力在城市安家，同時結婚后往往意味著生子，使得他們不得不至少暫時放棄非農工作。成年的農村青年沒有上學往往不會賦閑在家，同時他們從事的低技能的工作崗位對資歷沒有太多要求。

六、結論與政策含義

本文基于中國綜合社會調查的數據，提出兩個理論假說，針對兩個理論假說的實證分析發現：第一，對青年這個特定年齡段群體而言，無論女性還是男性，多代同堂的家庭結構不僅不能提高他們的就業概率，反而對就業概率的提高產生抑制作用；第二，男性青年的就業參與受家庭結構的影響程度甚至高于對女性就業參與的影響程度；第三，農村青年相對城市青年其就業參與較大受到家庭結構的影響。

值得指出的是，本文的發現不同于沈可等（2012）的研究結果。他們認為家庭結構明顯改善了35歲以上女性的勞動參與率和工作時間。而本文則發現家庭結構對青年群體勞動參與的影響是負的，這種相反的研究結論值得深入思考。我國的多代同堂的家庭比例呈明顯下降的趨勢，結合本文的實證結果可推知，多代同堂家庭結構的淡化成為提高青年群體勞動參與的一種有利因素，換句話說，對父母的依賴阻礙了青年群體的勞動參與。

青年群體的就業難問題一直是我國需要解決的一個難點問題，而多代同堂的家庭結構通過代際傳遞效應對家庭中青年群體的勞動參與產生了抑制作用。就業難和購房貴等現狀又會增加青年群體對父母的依賴。基于本文研究，我們認為政府可以通過兩方面的政策提高青年群體的勞動參與程度：第一，針對青年群體的“生存性”購房需求提供購房優惠等措施，或者多為青年群體提供公共租賃住房，減少我國多代同堂的家庭比例。第二，進一步完善農村土地流轉和宅基地流轉政策，打破傳統的農村“血緣聚居”模式，可以進一步解放農村青年的勞動供給。

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[5]沈可，章元，等.中國女性勞動參與率下降的新解釋：家庭結構變遷的視角[J].人口研究，2012，（5）：15-27.

[6]Wang Donggen. A model of hoursehold time allocation taking into consideration of hiring domestic helpers.Transportation Research Prat B：Methodological[J].2009，43（2）：204-216.

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[9]洪秋妹，常向陽.家庭養老、父母健康與成年子女勞動供給的經濟分析[J].南方人口，2010，（3）：57-64.

[10]丁守海，蔣家亮.家庭勞動供給的影響因素研究：文獻綜述視角[J].經濟理論與經濟管理，2012，（12）：42-51.

[11]Oishi A S， Takashi O. Coresidence with Parents and a Wife's Decision to Work in Japan[J]. The Japanese Journal of Social Security Policy，2006，（5）：35-48.

[12]張川川.子女數量對已婚女性勞動供給和工資的影響[J].人口與經濟，2011，（5）：29-35.

責任編輯、校對：高鐘庭

下面利用男性樣本進行類似分析，結果如表3所示。右列中同樣以排行是否最小為工具變量進行回歸，結果Wald檢驗發現三個關鍵變量內生性并不顯著，因而應該重點參考左邊Probit模型回歸結果。結果顯示，同樣與假說1和沈可等（2012）分析35周歲以上男性群體受家庭結構影響其勞動參與得出的結論相反，與父母同住對青年男性的勞動參與顯著產生了阻礙作用，并且這種作用效果要遠高于青年女性群體，與父母同住使得勞動參與率概率降低70%，側面反映了參與勞動的男性青年基本都是離開父母而在外闖蕩的事實。表3中為節省篇幅只列出了對勞動參與有顯著影響的三個變量，分別是教育年限、城市戶口和配偶是否正在就業。其中，有城市戶口的男性更會參與第二和第三產業勞動。

（二）多代同堂家庭結構對農村戶口和城市戶口青年勞動參與的影響

我們討論了多代同堂家庭結構對女性和男性青年群體就業決策的影響，但是僅僅以性別進行劃分不足以反映青年群體勞動參與率特征分析的全貌。為此，我們以農村戶口和城市戶口的差異再次將青年群體進行一個劃分并進行分析。這樣做有其合理性，因為由于城鄉二元結構的差異，城市和農村在經濟發展水平和社會保障方面存在差異，那么家庭結構對青年的勞動參與影響程度可能存在差異。

從表4的回歸結果可以明顯看出，多代同堂家庭結構對農村青年和城市青年就業參與的影響存在較大差異。雖然與母親等父輩同住都降低了他們的就業概率，但農村青年更易受到家庭結構的影響，這一發現只是部分驗證了假說2。對整個青年群體來說，多代同堂家庭結構只會降低他們非農就業概率。仔細思考不難發現，如今農村青年具有相對老一輩農民更高的文化程度，參與非農工作就是可以預料的趨勢。換句話似乎可以說，在農村很多所謂多代同堂的家庭結構只是形式上而不是實質的存在。真正的多代同堂家庭結構只會把農村青年束縛在土地上。在當前總體農業科技化程度還不高的情況下，農業生產仍然需要相當的勞動投入，這對非多代同堂家庭而言有機會參與非農勞動似乎是更好的選擇。

觀察農村和城市樣本中其他因素對勞動參與的影響可以發現一個有意思的現象：農村青年的就業非常顯著的受到是否結婚的影響，結婚降低了他們的就業概率，城市青年則不然；而城市青年就業顯著地受到年齡的影響，年齡增加就業概率增加，而年齡對農村青年的就業概率影響不顯著。原因不難理解，由于絕大部分農村戶口青年沒有能力在城市安家，同時結婚后往往意味著生子，使得他們不得不至少暫時放棄非農工作。成年的農村青年沒有上學往往不會賦閑在家，同時他們從事的低技能的工作崗位對資歷沒有太多要求。

六、結論與政策含義

本文基于中國綜合社會調查的數據，提出兩個理論假說，針對兩個理論假說的實證分析發現：第一，對青年這個特定年齡段群體而言，無論女性還是男性，多代同堂的家庭結構不僅不能提高他們的就業概率，反而對就業概率的提高產生抑制作用；第二，男性青年的就業參與受家庭結構的影響程度甚至高于對女性就業參與的影響程度；第三，農村青年相對城市青年其就業參與較大受到家庭結構的影響。

值得指出的是，本文的發現不同于沈可等（2012）的研究結果。他們認為家庭結構明顯改善了35歲以上女性的勞動參與率和工作時間。而本文則發現家庭結構對青年群體勞動參與的影響是負的，這種相反的研究結論值得深入思考。我國的多代同堂的家庭比例呈明顯下降的趨勢，結合本文的實證結果可推知，多代同堂家庭結構的淡化成為提高青年群體勞動參與的一種有利因素，換句話說，對父母的依賴阻礙了青年群體的勞動參與。

青年群體的就業難問題一直是我國需要解決的一個難點問題，而多代同堂的家庭結構通過代際傳遞效應對家庭中青年群體的勞動參與產生了抑制作用。就業難和購房貴等現狀又會增加青年群體對父母的依賴。基于本文研究，我們認為政府可以通過兩方面的政策提高青年群體的勞動參與程度：第一，針對青年群體的“生存性”購房需求提供購房優惠等措施，或者多為青年群體提供公共租賃住房，減少我國多代同堂的家庭比例。第二，進一步完善農村土地流轉和宅基地流轉政策，打破傳統的農村“血緣聚居”模式，可以進一步解放農村青年的勞動供給。

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責任編輯、校對：高鐘庭