男性育兒參與、家庭傳統文化觀念與女性勞動供給

王希茜 何宗樾

一、引言

近年來，中國勞動年齡人口以及新增勞動力數量均呈現下降趨勢(1)從第七次全國人口普查數據來看，2020年勞動年齡人口總規模為8.9億，與2010年相比下降6.79個百分點。，其中女性勞動參與率降幅較大。三孩政策實施后，女性將面臨更為突出的就業歧視以及生育后重返職場受阻等問題。家庭兒童照料責任對女性的勞動參與產生消極影響(熊瑞祥和李輝文，2017[1]；吳帆和牛劭君，2019[2])。國家統計局公布的2018年全國時間利用調查數據顯示，女性勞動者與男性勞動者在工作時長上并無顯著差異，但其家務勞動時間是男性的近兩倍，這意味著女性勞動者承擔了大部分的無酬勞動以照料家庭。無薪照料責任除了造成女性“時間貧困”，還減少了女性的就業機會、就業年限和收入水平，進一步擴大了性別收入差距。

更為緊迫的是，2021年《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》中明確提出，逐步延遲法定退休年齡。延遲退休政策的確定在影響退休一代勞動參與的同時，也影響著育齡人群的生育和勞動參與決策?？梢灶A見，隨著改革的推進，隔代照料資源將進一步縮減。在當前隔代照料發揮著重要作用的社會背景下(盧洪友等，2017[3]；鄒紅等，2018[4])，如果沒有其他照料資源的補充，女性只能讓渡其在收入水平、勞動保障以及職業發展上的機會和空間，采取中斷就業或是更為靈活的就業來應對。因此，如果不能有效建立化解女性工作與家庭沖突的長效機制，老齡化問題和女性就業可能會陷入惡性循環(計迎春和鄭真真，2018[5])。如何破解女性普遍面臨的家庭照料責任與就業之間的矛盾，實現更高質量和更充分的就業，是我國目前需要迫切關注的重要問題。

為解決上述關鍵問題，本文嘗試從男性參與子女照料的視角，與家庭傳統文化相結合，在全新的視角和中國特色的文化背景下，拓展提高女性勞動力供給的思路。我國家庭傳統文化延續了父系家族文化特征，例如“男外女內”的男女分工以及“三從四德”“百善孝為先”“傳宗接代”“極力維系家庭和睦”等道德規范，在一定程度上削弱了女性就業在家庭的重要性。在中國家庭傳統文化觀念的背景下，男性作為“父親”身份，在育兒過程中的作用往往被忽視，造成目前普遍存在的“父親缺位”現象。盡管男性參與兒童照料的重要性逐漸被研究人員所關注(宋健和鄭航，2021[6]；Doepke和Kindermann，2019[7])，但遺憾的是，國內已有研究尚未提供一個完整的理論和實證框架來探討男性參與兒童照料與女性勞動供給的關系。因此，本文通過構建理論框架，在中國家庭傳統文化觀念的背景下，提出男性育兒參與影響女性就業決策和勞動時間的相關假設，并通過實證研究進行驗證。研究結論為促進女性就業以及穩定人口增長提供了新的思路，同時為政府相關政策制定提供了重要的理論依據和實證支撐。

與已有文獻相比，本文的邊際貢獻在于：第一，關于兒童照料的文獻非常豐富，但是主要集中在隔代照料和育兒機構照料這兩個方面。目前，隨著女性教育水平的不斷提高及其在勞動力市場中的角色轉變，探討男性參與育兒照料變得更加有意義。然而國內很少有文獻關注男性參與兒童照料與女性勞動供給之間的關系。本文利用中國家庭追蹤調查(CFPS)2014年數據，分析男性育兒參與對女性就業的影響，為促進女性就業以及穩定人口增長等相關政策制定提供了新的政策方向。第二，本文在研究女性勞動供給與男性育兒參與之間關系的同時，充分考慮了家庭傳統文化在其中的作用。研究創新性地引入中國特色的家庭傳統文化，拓展了該領域的研究思路。

本文其余部分的結構如下：第二部分為文獻綜述；第三部分為制度背景和理論模型；第四部分介紹本文的數據來源和變量說明；第五部分至第六部分為實證分析；第七部分為進一步討論；第八部分總結研究結論并提出政策建議。

二、文獻綜述

生育導致的勞動中斷以及子女照料責任給女性勞動參與和工資收入帶來的負面影響被稱為“生育工資懲罰”(劉娜和盧玲花，2018[8])，而且負面影響將隨著子女數量的增加而加大(於嘉和謝宇，2014[9])。女性由于在生育中的生理責任和長期形成的社會責任，往往在兒童照料中發揮著重要的作用(Maurer-Fazio等，2011[10]；卿石松，2017[11])。熊瑞祥和李輝文(2017)[1]研究發現，女性在家庭分工方面的比較優勢決定了她們面臨更多的兒童照料與勞動供給的矛盾，進而對其進入勞動市場參與競爭產生抑制效應。吳帆和牛劭君(2019)[2]指出女性雖然已經普遍進入勞動力市場，但目前中國兒童照料依然被認為主要是母親的責任，而非父母的共同責任。

緩解女性生育和工作的沖突需要多元主體(包括政府、社會、企業和夫妻雙方等)參與和分擔育兒方面的責任(計迎春和鄭真真，2018[5])。大量研究結果表明，女性帶薪產假、生育津貼、托育設施以及對女性生育后就業權利的保障等政府支持政策有助于弱化女性的家庭照料功能，對于女性平衡工作與家庭具有積極影響，是促使生育率回升的重要因素(Miyazawa，2016[12]；Raute，2019[13]；Farre和Gonzalez，2019[14])。公共托育服務正逐步成為影響兒童成長發展、父母勞動參與、生育率的重要力量(Fitzpatrick，2010[15]；Dujardin等，2018[16]；陳偲和陸繼鋒，2020[17]；谷晶雙，2020[18])。

在很多國家和地區，家庭成員在兒童照料方面通常發揮著更大的作用，尤其是在正規的托育服務資源短缺的國家和地區。其中，隔代照料在很多家庭的兒童照料上發揮著重要的作用。國內外大量研究聚焦隔代照料對兒童發展、生育率和勞動參與率的影響及其內在機理(Shen等，2016[19]；盧洪友等，2017[3]；Rupert和Zanella，2018[20]；封進等，2020[21])。Buchanan和Rotkirch(2018)[22]發現祖輩普遍參與兒童養育，成為僅次于母親的主要照料者，并且過去十年全球范圍內的祖輩在撫養教育孫輩方面發揮著越來越大的作用。鄒紅等(2018)[4]通過實證研究表明祖輩隔代照料有助于提升女性勞動參與率。此外，部分學者嘗試從理論上探究隔代照料影響女性勞動供給的內在機理，對經驗研究進行了有益的補充(郭凱明等，2021[23])。

隨著女性在勞動力市場作用的不斷提升，男性作為“父親角色”的社會期望開始發生變化，男性角色和家庭行為值得研究者關注(宋健和鄭航，2021[6]；卿石松，2020[24])。研究表明男性參與家庭照料對子女學業成績、認知能力、情緒意志、性別角色、社會性發展及幸福感等各項發展都有著重要的作用(Allgood等，2012[25]；Newland等，2013[26]；李甜甜等，2020[27])。目前已有部分文獻關注到男性在家庭照料中的作用。其中比較具有代表性的議價理論已廣泛用于討論夫妻雙方在生育決策和兒童照料上的責任分配(Komura，2013[28]；Doepke和Kindermann，2019[7])。此外，基于情感聯結和效率原則的研究認為，家庭性別分工的合理模式對于改善女性就業障礙顯得尤為重要。社會應積極鼓勵男性參與家務勞動和性別平等建設，鼓勵男女同時參與到家庭生活和物質生產中(計迎春和鄭真真，2018[5])。

值得注意的是，國內少有文獻涉及男性育兒參與和女性勞動供給的關系，但是國際上已有部分學者進行了相關的探索(Tamm，2019[29]；Patnaik，2019[30]；Cools等，2015[31]；Geyer等，2015[32]；Ekberg等，2013[33])。Patnaik(2019)[30]的研究表明，男性參與育兒能夠達到夫妻“雙贏”的局面，即沒有顯著影響自身勞動供給，同時還會提高女性的勞動供給。部分文獻利用夫妻共同育兒假進行實證分析，研究表明短期的育兒假可能會對男性育兒參與產生長遠影響，但并不會對勞動供給產生長期影響(Tamm，2019[29])。同時還有學者發現男性育兒參與對女性就業和工資不會產生顯著影響(Cools等，2015[31]；Ekberg等，2013[33])。目前相關文獻并沒有得出一致結論。

除了兒童照料方式的選擇，家庭傳統文化觀念在一定程度上也影響著女性勞動供給。中國家庭傳統文化推崇家庭本位(鄭路和徐旻霞，2021[34])，與中國宗族文化(張川川和馬光榮，2017[35])、傳統倫理價值(魏瀾和張樂天，2021[36])、儒家文化(張軍和郭希宇，2020[37])等密切相關。然而目前大量相關研究集中于傳統文化與男女性別比失衡之間的關系(Ebenstein和Leung，2010[38])，鮮有文獻探討中國家庭傳統文化在女性勞動供給決策中起到的作用(程佳朦，2021[39])。

綜上所述，前人廣泛研究了女性照料義務、政府支持政策、公共托育服務以及隔代照料與女性勞動力供給的關系，但探討男性參與兒童照料影響女性勞動供給的文獻相對不足。因此，本文將男性育兒參與與傳統文化相結合，探討提高女性勞動供給的可能思路，對現有文獻進行補充。

三、制度背景和理論模型

(一)制度背景與特征事實

為了實現人口的可持續發展，中國政府實施了一系列漸進式生育政策改革，包括“雙獨二孩”“單獨二孩”“全面二孩”，以及最新頒布的“三孩政策”。隨著未來延遲退休政策的實施，延遲退休年齡將會進一步減少“隔代照料”資源，使中老年人所承擔的照料責任轉移給年輕女性，導致年輕女性勞動供給的減少。因此，可以預見，“三孩政策”和“延遲退休政策”實施后，女性將面臨生育壓力加大、勞動參與率下降、就業歧視以及生育后重返職場受阻等更為嚴峻的問題。

西方國家早在20世紀70年代就普遍進入了低生育率社會，并因此采取了一系列社會政策鼓勵適齡女性生育。國家的生育政策不僅影響生育意愿和人口結構，還內含女性就業的激勵政策，這將進一步影響本國的勞動力供給和宏觀經濟運行(房莉杰和陳慧玲，2021[40])。面對目前生育政策與退休政策的不斷改革，了解影響女性勞動力供給在新形勢下的直接和間接因素，對我國相關政策改進、勞動力市場良性發展以及社會和諧穩定起著重要的作用。在此背景下，近年來我國各地政府為促進人口長期均衡發展，不斷出臺相關鼓勵男性參與育兒的政策措施。我國大部分地區法定的陪產假為15～30天，而育兒假一般限定為子女3周歲以內，夫妻雙方每年各享受5～30天不等的育兒假，試圖建立夫妻雙方育兒共擔機制。但是，目前由于相關政策剛剛頒布，男性育兒假和陪產假大多倡導性更強，強制性不足，并且很多企業設置請假門檻，使得政策難以“落地”，政策效果不明顯。

基于CFPS 2014年的數據，以“白天孩子由誰照管”變量為例，圖1報告了不同照料方式在兒童照料中所占的比例(2)CFPS2014數據中關于兒童照料細分為“白天孩子由誰照管”和“晚上孩子由誰照管”，本部分以“白天孩子由誰照管”變量為例，初步展示不同照料方式的占比情況。。結果顯示，家庭內部照料責任主要由母親承擔，其占比為45.65%；隔代照料是僅次于母親照料的方式，其占比約為21.75%；男性參與兒童照料的比重僅為4.27%。該數據與當前中國國情相符，男性參與普遍偏低，兒童照料責任仍舊與

圖1 0～15歲兒童不同照料方式占比(%)

數據來源：根據CFPS2014數據整理而得。

“母親身份”天然連接在一起，即使是雙薪家庭，女性依然承擔著主要照料責任(吳帆和牛劭君，2019[2])。

(二)理論模型

本文借鑒Garcia-Moran和Kuehn(2017)[41]、華淑名和陳衛民(2020)[42]的模型，建立了一個男性育兒參與影響女性勞動力供給的理論模型。

模型的目標為最大化家庭效用，女性僅考慮消費和孩子質量：

(1)

C為價格為1的綜合消費品，E為孩子質量，消費和孩子質量的權重系數分別為1和δ，效用曲率分別為r0和r1。其中：

E=τmtm+τfF+τp(tw-F)

(2)

tm+tw=T

(3)

T為女性所有可用時間，用于照料小孩和工作，tm為女性照料小孩的時間，tw為女性的工作時間。女性參與工作時可由男性照料小孩，也可以通過市場購買照料服務，假設男性照料時間為F，從而在市場上購買的照料時間為tw-F。女性照料、男性照料和市場機構照料的質量權重系數分別為τm、τf和τp。一般來講，父母的照料和陪伴對小孩成長是最為重要的，通常情況下女性照料、男性參與子女照料的質量權重系數會大于市場機構照料的權重系數，因此這里假設τm>τp和τf>τp。

家庭的預算約束為：

C≤wtw+R-wfF-p(tw-F)

(4)

w為女性單位時間的工資水平，wf為男性單位時間的工資水平，p為購買單位時間市場機構照料服務的價格水平，R為除女性工資收入外的其他家庭收入。本文假設在家庭中男性將進入勞動力市場，且wf>p，即男性單位時間工資大于機構照料服務的價格。

如果wp，此時女性才可能會進入勞動力市場，參與工作。根據上述效用函數和預算約束，這里可以得出女性最優勞動力供給滿足：

(w-p)[(w-p)tw+(p-wf)F+R]-r0

=δ(τm-τp)[(τp-τm)tw+(τf-τp)F+τmT]-r1

(5)

參考華淑名和陳衛民(2020)[42]的做法，假定效用函數中孩子質量是線性的，即r1=0，進而得出女性最優勞動力供給時間為：

(6)

假設1：男性參與育兒能夠提高女性的勞動參與率和勞動供給時間。

假設2：家庭傳統文化觀念越重，則女性勞動參與率越低，女性勞動供給時間越少。

四、數據來源和變量說明

(一)數據來源

本文數據主要來自北京大學中國社會科學調查中心執行的中國家庭追蹤調查數據(China Family Panel Studies，CFPS)。該數據調查始于2010年，之后每兩年進行一次，通過跟蹤收集個體、家庭、社區三個層次的數據，反映中國社會經濟和人口變遷。CFPS數據覆蓋25個省份的162個縣，目標樣本規模為16 000 戶，調查的對象包含了樣本家庭中的全部成員。

本文使用兩個層面的數據：一是基于成人問卷的個人信息，包括個人的性別、年齡、婚姻狀況、受教育年限等；二是基于家庭問卷和家庭關系問卷的家庭信息，包括家庭規模、撫養結構、家庭儲蓄等。綜合考慮到勞動供給、照料方式以及家庭傳統觀念(3)僅CFPS2014年調查數據包含與家庭傳統文化觀念相關的變量。等核心變量的可得性與可比性，本文最終樣本為2014年年齡在20歲至49歲(4)聯合國人口統計把育齡女性規定為15歲至49歲女性，本文參照這一劃分，同時結合《中華人民共和國民法典》中女性法定結婚年齡不得早于20周歲的規定，最終將研究對象限定為20歲至49歲的女性樣本。且有0歲至15歲孩子的已婚且居住在城市的女性樣本。

(二)變量說明

1.女性勞動供給。

女性勞動供給為本文的被解釋變量，通過工作參與決策和勞動供給時間兩個維度來衡量。首先，本文以“女性是否參與工作”作為女性工作參與決策的代理變量，如果女性參加工作設定為1，否則設定為0。其次，以“女性周工作小時數”作為女性勞動供給時間的代理變量。

2.兒童照料方式。

本文涉及兒童照料方式的變量主要有男性照料、隔代照料和機構照料。該組變量均由“白天孩子由誰照管”和“晚上孩子由誰照管”這兩個問題獲得?！澳行杂齼簠⑴c”是本文的核心解釋變量，無論是白天還是晚上，如果孩子主要由孩子父親照料，則設定“男性育兒參與”=1，否則設定為0。如果孩子主要由“爺爺/奶奶”或“外公/外婆”照料，則設定“隔代照料”=1，否則設定為0。如果孩子主要由機構照料，則設定“機構照料”=1，否則設定為0。隔代照料和機構照料可以反映除母親照料和父親照料之外的其他照料方式對女性勞動供給的影響。

3.家庭傳統文化觀念(因子)。

家庭傳統文化觀念的內涵十分豐富，難以用單一的代理變量進行衡量，因而本文借鑒鄭路和徐旻霞(2021)[34]的研究，根據中國家庭追蹤調查問卷中的七個相關問題(詳見表1)，采用因子分析方法，構建了一個相對綜合的指標，以此反映居民在婚姻、宗族以及家庭責任分工等方面的觀念。首先，模型通過了KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，可以作因子分析。其次，根據特征值大于1選取前三個因子來衡量家庭傳統文化觀念。最后，采用計算因子加權總分的方法對家庭傳統文化觀念進行綜合評價。家庭傳統文化(因子)越大，家庭觀念越傳統。由此形成的家庭傳統文化觀念指標的描述性統計見表1。

表1 家庭傳統文化觀念

4.主要控制變量。

孩子層面的變量包括孩子的數量和最小孩子的年齡；女性個體層面的變量包括年齡、教育年限、健康水平和家庭分工；配偶個體層面的變量包括配偶年齡、教育年限和健康水平；家庭層面的變量包括家庭規模、家庭養老負擔(是否有80歲以上的老人)等變量；地區層面變量包括村/居經濟狀況。表2是相關變量的統計描述。

表2 描述性統計

五、男性育兒參與和女性勞動供給

為了考察男性育兒參與對女性勞動供給的影響，本文首先建立男性育兒參與與女性勞動供給之間關系的基準模型，對二者關系進行實證分析。用workij表示j地區女性i的勞動供給指標，具體包括女性勞動參與決策(jobij)和女性勞動供給時間(workhoursij)。家庭中女性i的配偶參與兒童照料用fathercareij表示(5)本文在理論分析時引入男性參與兒童照料的時間，但考慮到指標數據的可得性，實證部分將以男性是否參與兒童照料作為代理變量。，是本文的核心變量。基準回歸模型如下：

(7)

其中：Xij表示其他照料方式、女性個人特征、配偶個體特征、家庭特征和村居經濟特征等相關的控制變量。其他照料方式包括隔代照料和機構照料兩種；孩子相關變量包括最小孩子的年齡和孩子數量；女性個體層面的變量包括年齡、教育年限、健康水平和家庭分工；配偶個體層面也包含了相同的變量；在家庭整體層面控制了家庭規模、家庭養老負擔等變量。本文采用線性回歸模型估計男性育兒參與對女性勞動供給的影響，θj表示地區層面的固定效應，用以控制如地區環境等因素的影響；uij為隨機擾動項。β1衡量男性育兒參與對女性勞動供給的總體影響。

(一)男性育兒參與和女性勞動供給

表3報告了男性育兒參與影響女性勞動參與決策(列(1)、列(2))與勞動供給時間(列(3)、列(4))的估計結果。從表3男性育兒參與的估計系數來看，男性參與兒童照料會顯著促進女性進入勞動力市場，并且能夠增加女性勞動供給時間。在控制孩子結構特征、女性個體特征、配偶個體特征、家庭特征以及地區經濟特征等變量后，結果依然顯著為正?；谝陨辖Y論，假設1得到了實證驗證。目前，全面三孩政策的出臺造成女性潛在的聘用成本進一步上升，女性在勞動力市場中將會面臨更為嚴重的職業懲罰，使得女性的失業風險和生育成本增加。加之延遲退休政策的實施，男性作為“父親角色”在育兒過程中的重要性逐漸體現。基于上述實證結果，我國政府應該鼓勵男性參與育兒，建立夫妻雙方育兒共擔機制，以促進女性提高勞動供給。

控制變量的估計結果也基本符合預期。從其他照料方式來看，隔代照料和機構照料都會使女性的勞動參與和勞動供給時間顯著增加?，F階段，我國隔代照料更為普遍，但是隨著延遲退休政策對隔代照料資源的擠占，未來隔代照料資源將更為稀缺。機構照料等公共看護資源能夠有效促進女性進入勞動力市場，提高勞動供給時間，有助于女性平衡工作和家庭。從孩子結構特征來看，最小小孩年齡對女性勞動供給的影響顯著為正，表明家庭中最小小孩年齡越大對女性的勞動供給的促進作用也越大。從個體特征來看，女性更多地參與家庭勞務分工則會降低女性的勞動供給。家庭規模的結果也符合預期。此外，地區經濟發展程度越高，女性工作時間越長。

表3 男性育兒參與和女性勞動供給

(二)內生性問題處理

1.PSM(Propensity Score Matching)模型。

為了處理模型可能存在的內生性問題，本文將采用PSM進行估計。家庭中男性是否參與照料往往受到家庭、個人、配偶等各方面因素的影響，并非隨機發生，因此會造成選擇偏誤(Selection Bias)。而PSM模型根據傾向得分將男性參與兒童照料的家庭與男性未參與兒童照料的家庭進行匹配，構建一個擬隨機試驗，可以有效解決該問題。本文選取了近鄰匹配方法。首先，以男性是否參與育兒為因變量，以相關家庭、個人、配偶等各方面變量為自變量，采用Logit模型估計傾向得分。研究發現，男性是否參與育兒受到家庭觀念、是否有隔代照料支持、家庭分工以及男性本人的年齡和受教育年限等因素的顯著影響。其次，模型通過了平衡性檢驗，表明匹配質量較高①(6)① 限于篇幅，相關估計結果未報告。。表4報告了基于PSM模型的估計結果。從研究結果來看，男性育兒參與對女性勞動參與和女性勞動時間的影響依然顯著為正，證實了估計結果的穩健性。

表4 PSM模型估計結果

2.面板雙向固定效應模型。

事實上，育兒參與決策不僅與可觀測的家庭、個體、配偶等因素相關，還可能與無法觀測的因素相關，這也會在一定程度上造成樣本選擇偏差問題。為了進一步控制由不可觀測特征導致的選擇性問題，本文參照Tammab(2019)[29]的研究，基于CFPS 2014、2016、2018三年數據構造了一個非平衡面板數據，采用雙向固定效應模型對男性育兒參與與女性勞動供給的關系進行了估計。

表5報告的結果②(7)② 限于篇幅，文中未列出全部估計結果，感興趣的讀者可聯系作者索取。后表同。與基準回歸相一致，表明結果是穩健的。

表5 基于面板數據的估計結果：男性育兒參與和女性勞動供給

(三)模型設定偏誤處理：Probit模型和Tobit模型

首先，考慮到被解釋變量中的勞動參與決策為虛擬變量，為了克服模型設定的偏誤，本文將利用Probit模型進行估計，詳見表6列(1)和列(2)。從估計結果來看，男性參與照料的系數依然顯著為正，表明男性參與照料顯著增加女性進入勞動力市場的概率，結果穩健。

其次，本文還將利用Tobit模型對男性育兒參與與女性勞動供給時間的關系進行再估計，詳見表6列(3)和列(4)。從估計結果來看，男性參與照料的系數依然顯著為正，表明男性育兒參與顯著增加女性的工作時長，結果依然穩健。

表6 模型設定偏誤處理

六、男性育兒參與、家庭傳統文化觀念與女性勞動供給

部分國家已經開始逐漸推行鼓勵男性參與育兒的相關政策，試圖通過增加男性育兒照料時間緩解女性育兒壓力。近年來，我國各地政府也相繼出臺了相關鼓勵男性參與育兒的政策措施，試圖建立夫妻雙方育兒共擔機制。但是，受傳統觀念的影響，我國男性參與育兒并沒有被大眾認可，家庭傳統文化觀念可能是阻礙女性進入勞動力市場的重要原因。因此，探究影響女性勞動供給和男性育兒參與的深層文化因素是本部分實證研究將要討論的關鍵問題。

為了回答這一問題，本文在式(7)的基礎上，引入家庭傳統文化觀念(traditionij)，進一步分析男性育兒參與、家庭傳統文化觀念與女性勞動供給之間的關系。模型如下：

(8)

其中，家庭傳統文化觀念是由家庭在子女孝道、男女分工、婚姻和家庭宗族方面的觀念形成的一個綜合指標，該指標值越大，家庭觀念越傳統。β2衡量家庭傳統文化觀念對女性勞動供給的總體影響。

傳統觀念不僅與女性勞動供給直接相關，還會通過影響男性育兒參與產生間接影響。為了能夠更全面地識別傳統觀念的影響，本文還將進一步引入男性育兒參與和家庭傳統文化觀念的交互項，以考察家庭傳統文化觀念的調節效應。擴展模型如下：

workij=β0+β1fathercareij+β2traditionij+β3fathercareij

(9)

其中，β3可以衡量家庭傳統文化觀念的調節效應，即男性育兒參與與女性勞動供給之間關系是否會受到家庭傳統文化觀念的影響。當β3<0，表明家庭傳統文化觀念越強，男性育兒參與對女性勞動供給的影響會被削弱；反之當β3>0，則表明家庭傳統文化觀念越強，男性育兒參與對女性勞動供給的影響會被進一步增強。其中，Xij表示其他照料方式、女性個人特征、配偶個體特征、家庭特征和經濟特征等相關的控制變量，與前文一致。

(一)男性育兒參與、家庭傳統觀念和女性勞動供給

表7報告了男性育兒參與、家庭傳統觀念與女性勞動供給的估計結果。其中，表7列(1)和列(3)根據式(8)引入家庭傳統觀念，考察其對女性勞動供給的影響。結果顯示，男性參與兒童照料會顯著提高女性的勞動參與決策和工作時長，而家庭傳統觀念則對女性勞動供給沒有顯著的直接影響。這一結果未能支持研究假設2。

表7列(2)和列(4)根據式(9)進一步引入男性育兒參與和家庭傳統觀念的交互項。列(2)結果表明，雖然家庭傳統觀念不直接影響女性勞動參與率，但在男性育兒參與影響女性勞動參與決策中起著顯著的調節作用，即在傳統觀念越強的家庭，男性育兒參與對女性是否進入勞動市場的促進作用越弱；而在傳統觀念越弱的家庭，男性育兒參與對女性進入勞動市場的促進作用越強。列(4)結果顯示，交互項系數不顯著?？赡艿脑蛟谟诩彝鹘y觀念的影響更多體現在對女性是否進入勞動力市場的決策中。當女性一旦進入勞動力市場，其工作時長主要受到市場規則、工作性質以及照料需求等因素的影響，因此在男性育兒參與影響女性勞動供給時間方面，家庭傳統觀念的調節效應并不明顯。綜上，家庭傳統觀念會削弱男性育兒參與對女性勞動參與決策的促進作用。特別是在重男輕女、男主外女主內等傳統思想影響下，即使男性參與了兒童照料，為女性承擔了育兒責任，男性照料對女性勞動參與率的促進作用也會被削弱。因此，在倡導男性參與育兒的同時，家庭觀念的轉變將一定程度上幫助女性從家庭中解放出來，投入到工作中，提高女性勞動參與率。

表7 男性育兒參與、家庭傳統觀念與女性勞動供給

(二)異質性分析

上述分析表明，男性參與兒童照料有助于女性參與到勞動力市場中，并且會提高女性勞動供給時間。而家庭傳統觀念并不會對女性勞動供給產生直接的影響，但是會削弱男性參與兒童照料對女性勞動參與決策的促進作用。鑒于此，在后面的分析中，我們將基于式(9)進一步考察哪一類女性群體更容易受到男性育兒參與、家庭傳統觀念及其交互影響。已有研究表明，女性勞動供給受到年齡、受教育程度、家庭支持、被照顧小孩年齡等因素影響。因而，本文將對樣本進行分組考察(8)限于篇幅，本文未給出異質性分析具體估計結果，感興趣的讀者可聯系作者索取。。

1.基于女性年齡的異質性。

醫學上通常將女性生育年齡在20～30歲之間歸類為生育旺盛期。鑒于此，本文從優生優育角度將城市女性分為生育旺盛期組(20～30歲)和生育平穩期組(31～49歲)。分組結果顯示，男性參與兒童照料對高育齡女性的勞動供給影響更為顯著。進一步地，家庭傳統觀念越弱，男性參與兒童照料對女性勞動參與的促進作用越明顯，且在統計意義上顯著。

可能的原因在于，高育齡的女性不僅面臨更高的妊娠風險，在精力和體力等方面都有明顯下降，甚至還會影響身體健康，再加上高育齡女性家庭隔代照料資源隨著父輩年齡的增長逐漸下降，此時配偶參與育兒對女性勞動供給的作用尤為重要。因而，配偶在兒童照料方面參與度越高對女性就業參與的影響也越明顯。同時高育齡女性就業對家庭傳統觀念也更為敏感，家庭傳統觀念顯著弱化男性育兒參與對高育齡女性勞動參與的促進作用。

2.基于女性受教育程度的異質性。

本文將城市女性樣本以高中學歷為分界點分為低學歷組(包括高中及以下學歷)和高學歷組(大專及以上學歷)(向晶和劉華，2018[43])。分組結果顯示，男性育兒參與對低學歷女性和高學歷女性的勞動供給均具有積極的影響。但是，家庭傳統觀念顯著弱化男性育兒參與對低學歷女性勞動參與的促進作用。研究表明，低學歷的女性在就業決策上更容易受到家庭傳統觀念的影響，這一結論與現實情況相符。

3.基于家庭規模的異質性。

基于女性所在家庭的規模，本文借鑒已有研究將數據分為核心家庭組(由一對父母和未成年子女組成的家庭)和擴展家庭組(核心家庭加其他親屬組成的家庭)。分組結果顯示，相較于核心家庭，男性育兒參與對擴展家庭女性勞動參與和工作時長的促進作用更為顯著。而家庭傳統觀念的調節效應則主要體現在對擴展家庭女性是否進入勞動市場的決策上?？赡艿脑蛟谟?，在大家庭中，家庭傳統觀念更為根深蒂固，潛移默化地影響著每個人的思維和行為方式。因此，家庭傳統觀念越深，越有可能削弱男性育兒參與對女性勞動供給的正向影響，進而對女性進入勞動力市場產生抑制作用。

4.基于最小孩子年齡的異質性。

此外，本文還根據家庭中最小孩子的年齡，將數據樣本劃分為0～2歲組(嬰幼兒期)、3～5歲組(學齡前期)和6歲及以上組(學齡期)(谷晶雙，2020[18])。分組結果顯示，男性育兒參與對女性勞動供給的主效應在3～5歲組最為顯著，其次是6歲及以上組，在0～2歲組并不顯著。家庭傳統觀念的調節效應則主要體現在對6歲及以上組的女性是否進入勞動市場的決策上。研究表明，家庭傳統觀念越深，越會削弱男性育兒參與對孩子處于學齡階段的女性群體勞動參與的促進作用?？赡茉蛟谟?，孩子處于0～2 歲時需要全天候照顧，是照料需求最大的階段，并且對于母親照料的需求更為強烈，很難被父親有限的育兒參與所替代。因而，這個階段男性育兒參與對于女性勞動供給的影響相對較小。而孩子進入學齡階段，尤其是學齡前期(3～5歲)，母親照料的替代性逐步增強，父親育兒時間的補充能夠有效釋放母親的照料需求，進而顯著降低生育給女性帶來的就業壓力，增加女性勞動力供給。在這個階段，如果社會從政策和觀念上給予更多的支持，將會進一步促進女性平衡工作和家庭。

七、進一步討論

(一)男性育兒參與是否擠出男性勞動供給？

前文考察了男性育兒參與與女性勞動供給的關系，那么，男性育兒參與對男性勞動供給有何影響？或者說，男性育兒參與是否會擠出男性的勞動供給呢？本文將進一步探討此問題。表8列(1)和列(2)分別報告了男性育兒參與對男性勞動參與和男性工作時長的影響。結果顯示，男性育兒參與并未對男性勞動供給產生顯著的負向影響。這也意味著，在我國新增勞動供給數量下降，機構照料服務不完善的大背景下，積極倡導男性參與育兒過程，有助于從總體上提高社會有效勞動供給，進而緩解勞動力短缺問題，促進經濟穩定發展。

表8 男性育兒參與和男性勞動供給

(二)男性育兒參與如何影響勞動收入？

接下來，男性育兒參與對女性和男性的工資收入會產生什么影響？又在何種程度上影響家庭總收入呢？為了回答這些問題，本文將進一步引入女性工資收入、男性工資收入和夫妻總收入進行深入探討。

首先，表9第列(1)～列(3)報告了男性參與照料對女性勞動收入的影響。結果顯示，男性育兒參與系數顯著為正，表明有男性參與照料會使女性的勞動收入顯著增加。我們進一步根據是否繳納公積金將女性樣本分為穩定工作(正規就業)和不穩定工作(靈活就業)兩組(9)中國于2016年起相繼出臺《國務院關于深入推進新型城鎮化建設的若干意見》(國發〔2016〕8號)、《住房公積金歸集業務標準》(GB/T51271—2017)等相關文件，正式將靈活就業人員納入住房公積金制度范圍。本文樣本區間為2014年，處于政策實施前，基于此選擇將是否繳納公積金作為劃分就業的依據。，估計了男性是否參與照料對不同擇業選擇的女性收入的影響。研究發現，男性參與兒童照料主要增加了就業形式相對靈活的女性勞動者的工資性收入。對于不穩定就業的女性而言，工資收入與工作時間直接成正比，因此，男性育兒參與對不穩定就業的女性勞動收入有著更為直接的影響，尤其是從短期來看。然而，對于穩定就業女性群體而言，她們大多從事時間固定且工資穩定的工作，因此，穩定就業女性的勞動收入在短期來看與孩子父親照料與否的關系并不顯著。綜上所述，育兒壓力對女性工資產生持續的負向影響是生育懲罰效應持續存在的根本原因(姜甜和段志民，2020[44])?，F實生活中，男性參與照料如果能夠提高女性勞動力供給，將女性從育兒過程中解放出來，增加女性的工作時長，使得女性的失業風險和生育成本降低，能夠有效緩解女性因生育中斷職業后帶來的職級下滑(馬莉和鄭真真，2015[45])，提高女性工資議價能力和工資收入。

在此基礎上，本文進一步評估了男性育兒參與對男性工資收入和夫妻總收入的影響。結果如表9列(4)和列(5)所示。結果表明，男性育兒參與對男性工資收入并未產生顯著的負面影響。同時，對夫妻勞動總收入的影響為正，但在統計意義上不顯著。綜上，男性參與兒童照料一方面顯著增加了女性的工資收入，另一方面沒有顯著降低自身(男性)的工資收入，因而，從總體上有助于縮小收入的性別差距，增加家庭的總收入。以上實證結果的啟示還在于，如果能夠在一定程度上轉變性別角色觀念，進一步合理化家庭分工，對于家庭總體效用的提升有著顯著的正向影響，進而達到雙贏的局面(Patnaik，2019[30])。

表9 男性育兒參與和勞動收入

(三)幼兒看護資源會影響男性育兒參與決策嗎？

在三孩政策和延遲退休的背景下，隔代照料時間將不斷減少，兒童照料資源需求將更為迫切。即使男性參與兒童照料，家庭仍舊可能面臨兒童照料資源需求無法滿足的困境，對女性就業產生負面影響。而目前能夠緩解這一問題可能的辦法就是增加公共兒童看護資源的供給。那么，公共幼兒看護資源供給是否會影響家庭男性育兒參與決策？

借鑒鄒紅等(2018)[4]的研究，這一部分將從幼兒看護資源的兩個維度(照護成本、照護資源的便利程度)入手，進一步探討家庭男性育兒參與決策與公共幼兒看護資源供給的關系。本文用縣級層面的家庭幼兒園費用支出feecare表示幼兒照護成本；用3～12歲在校兒童居住地離學校的距離kgdis(10)看護資源的便利程度變量(kgdis)的參照組為Kgdis_0表示距離小于1km；Kgdis_1表示距離介于1～2km之間；Kgdis_2表示距離介于2～5km之間；Kgdis_3表示距離大于5km。反映幼兒看護資源的便利程度。

表10顯示了以男性育兒參與為被解釋變量，對幼兒看護資源兩個維度分別進行回歸的結果?；貧w結果顯示：照護成本對男性育兒參與率的影響為負，但在統計上不顯著。幼兒看護資源對男性育兒參與的影響呈現非線性關系。當教育機構離家1～2km時，會顯著降低男性育兒參與。當離家2～5km時，會降低男性育兒參與，當離家5km以上會增加男性的照料需求，但均在統計上不顯著。以上結果表明，照護成本的增加，在一定程度上會降低男性育兒參與，一方面可能會加重家庭的經濟負擔，男性更需要被配置到有比較優勢的地方，另一方面照護機構能夠替代部分家庭照護的需求。因此，社區幼兒照護資源能夠在一定程度上影響男性育兒參與決策，緩解夫妻雙方的育兒壓力。

(四)幼兒看護資源會影響女性勞動供給嗎？

此外，我們進一步討論看護資源對女性勞動供給的影響。表11報告了估計結果。結果顯示，照護成本的增加會顯著提高女性的勞動供給，表明經濟壓力是女性進入勞動力市場的重要原因。而兒童居住地到學校距離增加會提高對母親照料的需求，進而降低女性的勞動參與。照護資源便利性越強，越能夠顯著釋放女性的勞動供給。

表10 幼兒看護資源與男性育兒參與決策

表11 幼兒看護資源與女性勞動供給

八、結論與建議

在三孩政策和延遲退休政策背景下，育兒照料需求與女性勞動供給的矛盾急劇增加。在育兒市場尚不完備的情況下，男性育兒時間的補充是增加女性勞動力供給的重要途徑。男性參與育兒不僅有助于降低生育給女性帶來的就業壓力，釋放生育意愿，而且有助于破解生育政策與延遲退休政策的內在矛盾。本文將家庭傳統文化引入研究，從理論和實證兩個角度探討了男性育兒參與對女性勞動供給的影響和作用機制。研究發現，男性育兒參與顯著提高了女性的勞動參與率、勞動供給時間以及工資收入。家庭文化觀念的放開，有利于增強男性育兒參與對女性勞動參與的促進作用，對于高育齡女性、低學歷女性以及大家庭中的女性尤為顯著。

2021年8月，十三屆全國人大常委會第三十次會議表決通過了關于修改人口與計劃生育法的決定，目前政府部門已經關注到了三孩政策帶來的育兒壓力與女性就業之間存在矛盾，并且修改中也包含配偶陪產假等鼓勵夫妻雙方共同承擔養育責任的條例，本文的結論為相關政策提供了相應的理論和實證依據。本文研究表明，鼓勵男性參與育兒照料的政策既能夠在一定程度上促進女性就業，同時能夠有效支持當前的生育政策和勞動力市場平衡發展。綜上所述，從減少家庭育兒壓力以及倡導夫妻共同承擔育兒責任的角度，在中國家庭傳統文化背景下，本文提出以下政策建議：

第一，政府應積極通過法律形式和政策手段，為男性分擔育兒責任提供機會和保障。有研究表明，實施較長時間的陪護假等支持政策能夠有效提高男性參與兒童照料的比例，且代際關系也會更加密切(申小菊和茅倬彥，2018[46])。因此，在落實產休假制度的同時，給予并提高男性獲得育兒假的機會以及津貼，尤其是二孩和三孩家庭應該準予更多的男性陪護假，從而鼓勵家庭生育。有條件的企業可以實行強制性陪產假和“未成年人陪伴假”等類似措施，提升男性育兒參與。另外，政府還可以通過政策手段明確男性在育兒方面的家庭責任。

第二，倡導男女共同承擔育兒責任，構建積極的男女兩性平等和諧的社會文化，形成緩解女性工作和家庭間矛盾的意識形態基礎。在現有的新型社會性別關系下，倡導建立家庭性別分工的新模式，重塑家庭育兒的分擔機制，引導男性承擔更多的養育責任，優化家庭育兒性別分工，建立起“政府倡導，社會包容，家庭認可”三位一體的性別分工意識，促使女性在家庭和職場中角色的自如轉換。

第三，充分整合教育、民政、社會保障等各部門資源，建立健全公共托育服務體系，明確家庭、政府、社會、市場在托育服務中的職責和分擔模式，實現“幼有所育”。政府應積極加大公共兒童照護資源供給，逐步將兒童照料支持納入國家財政政策體系，提供普惠性質的托育服務，優先配置婦幼保健、嬰幼兒托育服務、學前和中小學教育等公共服務資源。