子女照料、家庭負債與已婚女性就業

郭新華 江河

摘?要：子女照料與家庭負債對已婚女性的就業選擇具有重要影響。為此，在Becker家庭決策模型基礎上，建立資產負債約束下已婚女性“子女照料—閑暇—就業”效用最大化決策模型，利用2016年CFPS數據分析發現：子女照料對已婚女性就業概率及周工作時間存在負向影響，且家庭的銀行負債對子女照料與已婚女性就業的關系存在負向調節效應。因此，在鼓勵女性生育的政策背景下，政府需要綜合考慮子女照料負擔與家庭負債約束，制定更加有效的已婚女性就業保障政策。

關鍵詞：子女數量;家庭負債;已婚女性就業

中圖分類號：C913.68;F241.4???文獻標識碼：A????文章編號：1003-7217（2019）05-0085-10

一、引?言

已婚女性作為家庭重要成員，既要照料家庭子女，又要勞動就業獲取經濟收入，還要自我閑暇娛樂，以滿足個人和家庭其他成員生存發展需要。所以，已婚女性必須對子女照料、就業與個人閑暇進行理性選擇。Mincer（1962）率先區分家庭生產時間與閑暇時間，探討女性閑暇與就業的選擇均衡[1]。Becker（1965）系統分析了已婚女性家務、就業與閑暇時間配置選擇，發現已婚女性時間配置選擇依賴于夫妻工資比較優勢，工資相對較低的女性應該增加家務時間投入[2]。基于夫妻合作博弈模型的研究發現，這種比較優勢是否受外部交易干預取決于女性的家庭議價能力，議價能力高的女性家務分擔更少、閑暇配置更多[3，4]。“性別習俗”和“身份模型”則認為，為維持婚姻穩定和防止丈夫地位失落以引發家庭總效用下降，即使女性工資議價能力更高，也愿意增加家務勞動[5，6]。根據性別展示假說，已婚女性為規避離婚風險會同時延長自身家務與工作時間，并可能縮減閑暇時間[7]。所以，女性家務勞動、工作與閑暇的時間配置選擇十分復雜。

子女照料是一項重要的家務勞動，女性時間配置必然涉及子女照料安排。子女照料為一項獨特的閑暇活動，與其他閑暇活動或家務勞動存在時間沖突[8]。女性同時承擔子女照料者和就業者兩種角色時，存在時間、空間與行為模式沖突，并且子女照料-就業沖突產生時間擠壓效應、空間分離效應和模式沖突效應[9]，這些沖突效應表明，子女照料對女性就業有不可忽略的負面影響[10]。事實上，女性極力在“子女照料—閑暇—就業”三元沖突框架內協調子女照料—就業關系。Kimmel和Connelly（2007）研究發現，在職母親會選擇減少閑暇時間以緩沖就業與子女照料沖突[11]，熊瑞祥和李輝文（2016）研究認為，婦女常常為緩解“子女照料—閑暇時間”沖突而選擇減少就業時間[12]。而閑暇與就業之間存在互補和替代雙重效應，一方面，閑暇時間的增長會由于互補效應增加就業時間[13];另一方面，由于替代效應會降低就業時間[11]，所以，閑暇與就業的時間配置沖突取決于兩種效應的組合關系。Gronau（1977） 研究發現，子女照料在孩子幼小時屬于“時間密集品”，孩子長大后則為“商品密集品”，這些變化影響女性子女照料時間配置，進而引起就業變化[14]。具體來說，女性就業時間隨子女數量增加而減少，隨子女年齡增加而增長[15]。不過，子女數量與子女年齡變化對女性子女照料和就業存在雙重溢出效應，女性子女照料與就業變化趨勢難以確定。

女性就業除了受子女照料、個人閑暇時間配置約束外，還需要考慮家庭經濟約束。畢竟家庭經濟是全家生存發展的基礎與保障，而女性就業是家庭收入的重要來源。因此，為緩解家庭經濟壓力，女性選擇降低子女照料與閑暇消費以增加就業時間，家庭經濟狀況顯著影響女性子女照料、閑暇與就業選擇[16]。家庭負債直接影響家庭經濟預算約束，家庭負債水平越高，家庭經濟壓力越大，從而影響女性就業選擇。Del Boca和Lusardi（2003）發現隨著家庭負債增加，已婚女性勞動供給也不斷增加，家庭負債與已婚女性勞動供給顯著正相關[17]。Slater和Spencer（2014）的研究表明，對依靠工資償還現有負債和繼續借貸的家庭而言，家庭成員將面臨更高的失業成本，因而勞動參與激勵更高，高家庭負債并不總意味著高就業參與[18]。Bottazzi（2004）研究發現，對面臨子女照料需求的已婚女性而言，抵押貸款約束對其勞動參與存在顯著負向影響[19]。可見，家庭負債增長對女性就業的影響需要進一步考察。此外，女性個性特征、家庭人口結構、行為決策模式、就業市場歧視以及社會政策等因素與子女照料一起影響女性就業選擇，女性就業行為實際上是諸多因素共同作用的結果[20，21]。

雖然現有研究在家庭時間配置選擇模型基礎上深入地研究了子女照料、閑暇與就業的關系，也考慮了家庭負債等經濟因素對女性就業的影響，但沒有從理論上分析子女照料、家庭負債與已婚女性就業的均衡關系，更沒有檢驗家庭負債在子女照料與已婚女性就業關系中所產生的重要影響。因此，本文在Becker家庭決策模型基礎上，引入資產負債約束，建立已婚女性子女照料、閑暇與就業最優決策模型，從理論上分析子女照料、家庭負債與已婚女性就業的作用規律，并采用2016年CFPS數據構建probit、tobit模型，按總體樣本、城鄉區域樣本、女性年齡分組樣本，估計子女數量、不同類型的家庭負債對已婚女性就業的影響，驗證家庭負債在子女照料與已婚女性就業關系中所扮演的調節效應。從而為負債約束下已婚女性子女照料、閑暇與就業行為選擇提供合理的解釋，并為政府制定全面放開二孩政策背景下的已婚女性就業保障政策提供決策參考。

二、理論模型與研究假設

考慮到已婚女性個人理性訴求和子女照料責任，本文在Becker家庭決策模型基礎上，參考Minagawa和Upmann（2013）[22]以及陳璐等（2016）[23]的做法，建立資產負債約束下已婚女性“子女照料-閑暇-就業”效用最大化決策模型。

三、數據來源、變量選取與描述性統計

（一）數據來源

本文采用中國家庭追蹤調查（CFPS）最新公布的2016年問卷數據。數據覆蓋全國25個省、市、自治區，相比以往數據，2016年CFPS數據更能反映當代個人與家庭的子女照料、經濟狀況、就業等信息。考慮到女性法定結婚年齡及中國現行退休制度，樣本限定為20～55歲的已婚女性，并進一步剔除沒有生育過子女、因殘障（疾病）而沒有勞動能力以及退休（離休）的女性，在刪除缺失值且處理異常值后，有效樣本總數為2417個。

（二）變量選取

1.已婚女性就業。本文將已婚女性就業區分為就業參與概率及每周工作時間。采用數據庫“當前工作狀態”題項中的“當前最主要工作/最近結束的最主要工作”子題項，并排除其中無效樣本，得到就業狀態變量，若已婚女性就業狀態為“在業”記為1，否則為0，每周工作時間則直接采用調查量表中“周工作時間”變量。

2.子女照料。據事實觀察，家庭子女數越多，已婚女性的子女照料需求越大，因此，直接采用量表中出生子女數作為子女照料的測度變量。

3.家庭負債。家庭負債區分為銀行負債與非銀行負債，其中銀行負債包括樣本“未償還銀行的房貸本息”與“未償還銀行的非住房貸款”之和;非銀行負債包括樣本“親友、銀行以外的住房貸款”與“未償還親友、民間的非住房貸款”之和。考慮到家庭負債是連續變量，可能受到異方差與極端值的影響，對“銀行負債”與“非銀行負債”在1%的水平上進行縮尾處理，并取自然對數。

4.其他控制變量。本文還控制了已婚女性個人特征、配偶特征與家庭經濟特征。大量學者認為已婚女性個人年齡[22]、教育[4]、政治面貌[24]、閑暇偏好[25]、初次生育年齡[15]等個人特征對就業有重要影響。因此，本文選取年齡、教育、政治面貌、閑暇偏好、初次生育年齡作為個人特征的控制變量。配偶特征變量選取配偶年齡、教育、政治面貌、閑暇時間與就業狀態五個變量，其中，配偶年齡、教育、政治面貌、閑暇時間變量的選取方法與女性個人特征變量相同，并控制配偶當前工作狀態，當前在業為1，否則為0。大量研究發現家庭經濟狀況約束了女性就業行為選擇[26]，家庭經濟特征采用家庭“金融產品總價”與“現金及存款總額”之和控制家庭經濟狀況，在1%的水平上進行縮尾處理后取自然對數。

（三）描述性統計

考慮到已婚女性就業行為存在地區與年齡的異質性，本文按城鄉與年齡對樣本進行分組。在年齡分組中，參考國務院在2017年公布的《中長期青年發展規劃（2016—2025年）》中有關青年年齡的界定，以35歲為臨界點，把已婚女性樣本分為20～34歲的青年組與35～55歲的中老年組，這種方法與陳璐等（2016）基本一致[23]。

總樣本、城鄉分組的變量描述性統計結果顯示，城鎮樣本與鄉村樣本分別占總樣本的51.6%、48.4%，城鄉樣本分布相對均衡。總樣本已婚女性周工作時間為29.41小時，城鄉樣本中已婚女性周工作時間差異極小。總樣本家庭子女數量為1.630個，城鎮樣本家庭子女數量為1.510個，小于鄉村樣本家庭子女數量的1.750個，表明鄉村已婚女性面臨更大的子女照料責任。此外，總樣本家庭銀行負債對數為1.850，城鎮家庭銀行負債對數為1.990，大于鄉村家庭的1.700，城鎮家庭銀行負債壓力更大。總樣本家庭非銀行負債對數為3.060，城鎮家庭非銀行負債對數為2.540，小于鄉村家庭樣本的3.600，說明鄉村家庭非銀行負債壓力更大。此外，總樣本、城鄉分組樣本的年齡、教育、政治面貌、休閑時間、初次生育年齡、配偶年齡、配偶教育、配偶政治面貌、配偶休閑時間、配偶就業狀態、家庭經濟等變量都具有很好的統計特征，符合模型要求，為節省篇幅，此不一一列示。

類似地，對樣本按年齡分組，分組樣本的變量描述性統計結果表明，已婚青年女性與已婚中老年女

性分別占總樣本45.38%、54.62%，樣本年齡分布結構較為合理。其中，已婚青年女性就業概率、周工作時間都小于已婚中老年女性，這可能是已婚青年女性的子女照料剛性更大。此外，已婚青年女性有著更短的就業時間、更少的子女數量、更多的家庭負債與更高的文化水平，其他統計變量特征都較合理，說明樣本具有較高可信度。

四、實證分析

為檢驗研究假設，構建模型（一）考察子女照料、家庭負債對已婚女性就業狀態的影響，由于女性就業狀態是二值虛擬變量，故使用probit模型較為合適;模型（二）考察子女照料、家庭負債對已婚女性周工作時間的影響，考慮到未參與就業的女性工作時間為0，數據截斷特征明顯，故使用tobit模型進行實證分析。計量模型設定如下：

其中，FLPi為已婚女性就業狀態，WorkHi為周工作時間，Childi為子女數量，Di表示家庭負債，是“銀行負債”與“非銀行負債”的向量，Childi×Di為子女數量與家庭負債的交互項，α、β、δ、η、λ為待估計的參數，μi表示隨機擾動項。在檢驗中，首先，令模型（一）（二）中δ=0、η=0，驗證子女照料對已婚女性就業的影響;然后，令兩模型中β=0、δ=0，驗證家庭負債對已婚女性就業的影響;最后，令兩模型中β≠0、δ≠0、η≠0，驗證家庭負債在子女照料與已婚女性就業關系中的調節效應。上述步驟均考慮了城鄉和不同年齡已婚女性就業行為的異質性，在總樣本回歸的基礎上進一步按城鄉和年齡分組進行回歸。

（一）子女數量對已婚女性就業行為的影響

表1報告了子女數量對已婚女性就業影響的回歸結果。總樣本中，表1第（1）列與第（2）列分別報告了子女數量對已婚女性就業概率與周工作時間的總體效應。不管是就業概率還是周工作時間，子女數量產生的總體效應都在1%的統計水平上顯著為負，表明子女數量的增加確實會減少已婚女性就業概率與周工作時間，回歸系數分別為-0.0641、-6.0680。表1中第（3）列、第（4）列的結果表明，城鎮樣本中子女數量對已婚女性就業概率與周工作時間的影響分別在1%與5%的統計水平上顯著為負，回歸系數分別為-0.0637、-5.3944。表1中第（5）列和第（6）列的結果表明，鄉村樣本中子女數量對就業與周工作時間的影響均在1%的統計水平顯著為負，回歸系數分別為-0.0876、-8.1952。總體而言，子女數量對已婚女性就業存在顯著負向影響，進一步比較發現，鄉村已婚女性受到的影響更大，這種變化產生的原因可能是農村已婚女性有更多的子女照料。上述實證結果表明，已婚女性子女數量對就業的邊際效應隨子女數量增加而變大，這支持了假設1。各控制變量基本符合理論預期，具體效應見表1。

對不同年齡組樣本進行回歸后發現，子女數量對不同年齡階段的已婚女性就業行為影響具有非對稱性。子女數量在1%的統計水平上對已婚青年女性就業概率與周工作時間顯著為負，子女數量每增加1人，已婚青年女性就業概率與周工作時間分別降低11.3%、9.5874小時，已婚中老年女性就業概率與周工作時間分別降低3.22%、3.761小時。可以看出，子女數量對已婚青年女性的影響更大。其他控制變量對已婚女性就業的影響總體符合預期，但已婚女青年女性與已婚中老年女性控制變量的作用效應系數不同程度地發生了變化。

（二）家庭負債對已婚女性就業的影響

表2回歸結果表明，家庭銀行負債與非銀行負債對已婚女性的就業概率與周工作時間的影響存在差異。銀行負債對已婚女性就業概率與周工作時間的影響不顯著。在總樣本與城鎮樣本中，非銀行負債對已婚女性就業概率與周工作時間的影響顯著為正，非銀行負債對數每增加1單位，總樣本已婚女性就業概率與周工作時間分別增加5.4%、0.4511小時，城鎮樣本已婚女性就業概率與周工作時間分別增加6.2%、0.5288小時。在鄉村樣本中，非銀行負債對已婚女性就業影響不顯著。總樣本、城鎮樣本與鄉村樣本中家庭負債對已婚女性就業影響的差異性可能源于不同樣本組已婚女性的家庭資產組合關系不同，因此，根據理論模型預期，家庭負債對已婚女性就業的影響存在差異。顯然，實證回歸結果支持假設2。控制變量回歸結果整體符合預期，具體情況見表2。

表2回歸結果表明，家庭債務對已婚女性就業影響還與已婚女性年齡有關。已婚青年女性與中老年女性兩組樣本的回歸結果表明，僅非銀行負債對已婚青年女性就業概率與周工作時間在10%的統計水平上顯著為正，回歸系數分別為0.0065、0.6373，說明非銀行負債對數每增加1單位，已婚青年女性就業概率增加0.65%，周工作時間增加0.637小時。所以，家庭非銀行負債增加，已婚青年女性就業壓力增長。這與Bottazzi（2004）的研究結果一致[19]，也直接證明研究假設2的合理性。但值得注意的是，家庭負債對已婚中老年女性就業行為的影響同樣不顯著。此外，控制變量回歸結果整體符合預期（具體回歸結果因篇幅所限，此不再列示）。

（三）家庭負債對子女數量與已婚女性就業關系的調節效應

表3給出了家庭負債對子女數量與已婚女性就業關系的調節效應結果。不同類型家庭負債對子女數量與已婚女性就業關系的調節效應不同。總樣本、城鎮樣本、鄉村樣本中，子女數量與銀行負債交互項對已婚女性就業概率影響在統計水平上顯著為負，回歸系數分別為-0.0114、-0.0122、-0.0106。表明由于子女數量與銀行負債的交互作用，子女數量和銀行負債除獨立影響已婚女性就業概率外，還通過交互作用阻礙已婚女性就業。具體來說，子女數量與銀行負債交互項每增加1單位，總樣本、城鎮樣本、鄉村樣本已婚女性的就業概率分別下降1.14%、1.22%、1.06%。不過，銀行負債對子女數量與已婚女性周工作時間關系不存在調節效應。子女數量與非銀行負債的交互項對已婚女性就業概率與周工作時間的影響不顯著，不存在調節效應。結合前面理論模型分析，家庭負債對子女數量與已婚女性就業關系的調節效應依賴于家庭子女數量、負債的資產邊際產出、負債的邊際成本、就業的邊際效用與閑暇的比較優勢等因素，調節效應隨因素組合關系不同而存在差異，所以實證模型結果符合研究假設3的預期。

在考慮調節效應后，子女數量與家庭負債對已婚女性的就業影響發生了變化。比較發現，子女數量對所有樣本分組已婚女性就業概率與周工作時間的阻礙效應普遍增大。具體來說，相比未考慮調節效應的情況，子女數量每增加1單位，總樣本中已婚女性就業概率與周工作時間分別增長0.7%、0.2947小時;城鎮樣本中已婚女性就業概率與周工作時間分別增長0.96%、0.303小時;鄉村樣本中已婚女性就業概率與周工作時間分別增長0.38%、0.17小時。雖然各回歸模型中已婚女性就業變化不同，但效果比較明顯。所以，家庭負債進一步強化了子女數量對已婚女性就業的負向作用。

此外，在考慮調節效應后，家庭負債對已婚女性就業的影響發生了變化：一是非銀行負債影響的顯著性下降，二是影響邊際系數略有增加。相比未考慮調節效應的情況，非銀行負債對數每增加1單位，總樣本中已婚女性就業概率與周工作時間分別增長0.08%、0.0518小時。城鎮樣本中已婚女性就業概率與周工作時間分別增長0.15%、0.0367小時。但銀行負債對已婚女性就業影響均不顯著，在鄉村樣本中，非銀行負債不顯著。

類似地，在檢驗家庭負債對子女數量與女性就業關系的調節效應后，其他控制變量在一定程度上發生變化，但模型總體變化較小，只是回歸系數稍有改變，部分回歸系數顯著性有所調整。總體變化符合預期。

進一步回歸發現，不同類型家庭負債對子女數量與不同年齡段已婚女性就業關系的調節效應存在差異。回歸結果表明，子女數量與銀行負債的交互項對已婚青年女性就業概率與周工作時間存在負向影響，調節效應系數分別為-0.0166、-1.2595。在已婚中老年女性樣本中，銀行負債對子女數量與已婚女性就業關系的調節效應不顯著。在所有年齡階段的已婚女性樣本中，非銀行負債對子女數量與已婚女性就業關系的調節效應不顯著。

由于調節效應，子女數量、家庭負債對不同年齡段已婚女性就業的影響發生了不同程度的變化。相比未考慮調節效應的情況，子女數量每增加1單位，已婚青年女性就業概率與周工作時間分別降低1.04%、0.7122小時，已婚中老年女性就業概率與周工作時間分別降低0.56%、0.0065小時。而非銀行負債與非銀行負債回歸系數同樣發生變化，只有已婚青年女性樣本的系數在統計水平上顯著。具體來看，與未考慮調節效應相比，非銀行負債對數每增加1單位，已婚青年女性就業概率與周工作時間分別增加了0.032%、0.0251小時。此外，其他控制變量變化較小，回歸結果總體穩定。

總之，按城鄉分組與按年齡分組的回歸結果表明，家庭負債對子女數量與已婚女性就業關系的調節效應符合研究假設3的預期，進一步驗證了理論模型的可靠性。

（四）穩健性檢驗

為檢驗回歸模型的穩健性，進一步在回歸方程中控制家庭照料援助。考慮到中國家庭在子女照料過程中，一起生活的老人往往會幫助照料子女。所以，采用量表中已婚女性配偶的“父母是否與家庭經濟上是一家人”作為家庭照料援助變量，若選項為“是”則記為1，否則記為0。其他解釋變量與控制變量不做改變。

引入家庭照料援助變量后，回歸發現，在總樣本、城鎮樣本、鄉村樣本中，子女數量對已婚女性就業行為影響沒有發生根本變化，整體回歸結果穩健。即使區分已婚青年女性與已婚中老年女性后，回歸結果依然強勁。此外，不論在總樣本、城鎮樣本、鄉村樣本中，還是在已婚青年女性和已婚中老年女性樣本中，銀行負債和非銀行負債對已婚女性就業行為的影響都未發生明顯變化，回歸模型依舊穩健。進一步用家庭照料輔助變量驗證調節效應模型的穩健性，發現不論是采用probit模型還是tobit模型，新的回歸結果都未發生明顯變化，說明回歸模型的可靠性，也支持了理論假說。具體回歸結果不再一一列出。

五、結?語

已婚女性在實現個人生存發展、家庭幸福、社會和諧發展過程中，需要統籌就業選擇、子女照料和個人休閑行為博弈決策，并且已婚女性就業選擇、子女照料和個人休閑行為決策均衡還受家庭經濟等眾多因素約束。本文構建資產負債約束下已婚女性“子女照料-閑暇-就業”效用最大化決策的理論模型研究發現，子女照料、家庭債務對已婚女性就業有非對稱直接效應和負向調節效應，而且內在作用機制復雜。采用2016年CFPS數據，多維度實證回歸結果表明，子女照料、家庭負債確實對已婚女性就業有非對稱直接效應和負向調節效應，具體來說，子女照料與家庭負債通過不同機制影響已婚女性就業，子女數量增長降低了已婚女性就業概率和縮短了周工作時間;家庭銀行負債對子女數量與已婚女性就業概率關系的調節效應顯著為負，而家庭非銀行負債的調節效應不顯著。而且子女照料、家庭債務不僅非對稱影響城鄉已婚女性、不同年齡女性就業選擇，還非平衡影響個人休閑等諸多控制因素對已婚女性就業的作用效應，其調節效應極其深刻廣泛。

本文研究結論具有較豐富的政策含義。我國二孩政策的全面放開極大地激勵了家庭生育意愿，但必然會抑制部分女性就業參與。所以，政府在鼓勵女性生育的過程中，應該為女性創造就業保障的渠道，捍衛女性就業權，但考慮到部分家庭因經濟壓力會降低生育意愿，應該實施經濟補助，減少家庭經濟壓力，保障女性生育權，并考慮其他因素的復雜約束作用。

參考文獻：

[1]?Mincer J.Labor force participation of married women：a study of labor supply[M]//Universities-National Bureau Committee for Economic Research.Aspects of Labor Economics.New Jersey：Princeton UniversityPress， 1962：63-105.

[2]?Becker G S.A theory of allocation of time[J].The Economic Journal， 1965，（299）：493-517.

[3]?Schultz T P.Testing the neoclassical model of family labor supply and fertility[J].The Journal of Human Resources，1990， 25 （4）：599-634.

[4]?齊良書.議價能力變化對家務勞動時間配置的影響——來自中國雙收入家庭的經驗證據[J].經濟研究，2005（9）：78-90.

[5]?Lundberg S， Pollak R A. Bargaining and distribution in marriage[J]. Journal of Economic Perspectives， 1996， 10（4）：139-158.

[6]?Akerlof G A， Kranton R E.Economics and identity[J].Quarterly Journal of Economics，2000，115（3）：715-753.

[7]?Ono H， Raymo J M.Housework，market work， and “doing gender” when marital satisfaction declines[J]. Social Science Research， 2006， 35（4）：823-850.

[8]?Guryan J， Hurst E， Kearney M.Parental education and parental time with children[J]. Journal of Economic Perspectives， 2008， 22（3）：23-46.

[9]?曲文勇.當代中國職業女性的角色沖突[J].學術交流，1994（4）：123-126.

[10]Heckman J J.Effects of child-care programs on women's work effort[J]. Journal of Political Economy， 1974， 82（2）：136-163.

[11]Kimmel J， Connelly R.Mothers time choices：care-giving， leisure， home production， and paid work[J].The Journal of Human Resources，2007，42 （3） ， 643-681.

[12]熊瑞祥，李輝文.兒童照管、公共服務與農村已婚女性非農就業——來自CFPS數據的證據[J].經濟學（季刊），2017，16（1）：393-414.

[13]Johnson W R， Skinner J.Labor supply and marital separation.[J]. American Economic Review， 1986， 76（3）：455-469.

[14]Gronau R.Leisure home production and work——the theory of the allocation of time revisited[J].Journal of Politics，1977，85（6）：1099-1123.

[15]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.

[16]王志章，劉天元.生育“二孩”基本成本測算及社會分攤機制研究[J].人口學刊，2017，39（4）：17-29.

[17]Del Boca D， Lusardi A.Credit market constraints and labor market decisions[J]. Labour Economics， 2003， 10（6）：681-703.

[18]Slater G， Spencer D A.Workplace relations， unemployment and finance-dominated capitalism[J]. Review of Keynesian Economics， 2014， 2（2）：134-146.

[19]Bottazzi R.Labour market participation and mortgage related borrowing constraints[R].The The Institute for Fiscal Studies Working Paper，2004，04/09.

[20]郭曉杰.中國已婚女性勞動力供給影響因素分析——基于標準化系數研究方法[J].人口與經濟，2012（5）：47-51.

[21]王政武，甘海燕.勞動力生產耗費補償的家庭保障與女性就業的三重維度[J].內蒙古社會科學，2018（6）：103-109.

[22]Minagawa J， Upmann T.A Note on parental time allocation[J]. Labour Economics， 2013， 25：153-157.

[23]陳璐，范紅麗，趙娜，等.家庭老年照料對女性勞動就業的影響研究[J].經濟研究，2016，51（3）：176-189.

[24]毛宇飛，曾湘泉.互聯網使用是否促進了女性就業——基于CGSS數據的經驗分析[J].經濟學動態，2017（6）：21-31.

[25]Frey B S ， Benesch C， Stutzer A.Does watching TV make us happy？[J]. Journal of Economic Psychology， 2007， 28（3）：283-313.

[26]Stevens A H， Schaller J.Short-run effects of parental job loss on children's academic achievement[J]. Economics of Education Review， 2011， 30（2）：289-299.

（責任編輯：寧曉青）