从生育和母亲就业的关系中我们还能学到什么吗？来自发展中国家的证据外文翻译资料

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从生育和母亲就业的关系中我们还能学到什么吗？来自发展中国家的证据

胡利奥·卡塞雷斯-德尔皮亚诺

摘要

本文以发展中国家为样本，研究了生育率对母亲就业的影响。使用多胞胎事件作为生育率的工具变量(四)，我发现生孩子对女性就业有负面影响。此外，还发现了三种类型的异质性。首先，影响的程度取决于生育率上升的出生时间。第二，受生育率冲击(多胞胎)影响的工作类型是指非正规程度较高的工作，如自营职业或无报酬工作。最后，异质性分析显示，在母亲受教育程度较高的地区和城市地区，生育率的意外变化更大。

关键词 生育力；女性劳动力参与；发展中国家

介绍

女性劳动力依恋与生育的关系一直是学者们感兴趣的问题。Cristia(2008)指出了产生这种兴趣的三个原因。首先，二战后美国女性就业的增加可以用推迟生育和降低生育率来解释(戈尔丁1990)。第二，证据支持以下事实，即生育造成的工作中断是男女工资差距的部分原因(科伦曼和诺伊马克1992)。第三，在家庭生产模式的背景下，出生后劳动力依附的减少可以被视为市场密集型的儿童投资方式被时间密集型的儿童保育替代方式所取代；因此，了解生育对母亲就业的影响提供了关于投资于儿童的投入类型的信息(布劳和格罗斯伯格1992；卡塞雷斯-德尔皮亚诺2006)。

即使仅限于研究生育决定的内生性，来自美国的大量经验证据也支持生育对女性劳动力参与的负面影响。为了估计生二胎的影响，罗森茨威格和沃尔平(1980布郎纳斯和格罗格(1994)，和Jacobsen等人(1999)利用了这样一个事实，即第一次出生的双胞胎代表了家庭规模的外源性变化。安格里斯特和埃文斯(1998)利用父母对混合性别兄弟姐妹的偏好来估计第三个或更高阶孩子的影响。Hotz等人(2005)利用女性第一次怀孕时的流产作为一种工具，来评估延迟生育对青少年母亲样本的年工作时间和收入的影响。Cristia(2008)，而不是寻找生育工具，而是使用了一个内生性问题最小化的女性样本:具体来说，一个面临生育障碍的女性样本，其中只有一些能够怀孕，以研究第一个孩子对女性就业的影响。

然而，发展中国家关于这种因果关系的证据较少(布朗宁1992；舒尔茨2007)。这似乎与本节开头所述的原因相矛盾。首先，妇女在发展中国家劳动力市场中所占比例较高，因此主要从事家庭活动(Mammen和Paxson2000)。其次，除了妇女在劳动力市场的总体代表性不足之外，欠发达地区劳动力安排的异质性程度揭示了劳动力结果不平等的另一个层面:妇女在劳动力市场的非正规部门中的代表性很高(Blunch等人。20011第三，在人力资本水平较低的经济体中，例如在发展中国家，用市场外投入替代母亲的时间密集型投资并不一定意味着儿童福利的提高。Caacute;ceres-Delpiano(forthcoming)，利用发展中国家的人口和健康调查(DHS)数据表明，生育率的外生变化改变了儿童在父母家中生活的可能性，并改变了接种疫苗的可能性。第四，母亲劳动的增加——因此家庭收入的增加——可以为家庭其他成员购买休闲:也就是说，童工可能性的降低(舒尔茨2007)。

克鲁塞斯和加利亚尼(2007)和阿圭罗和马克(2008)是据我所知为数不多的研究之一，这些研究探讨了生育决定的内生性，并为发展中国家提供了证据。克鲁塞斯和加利亚尼(2007)，使用Angrist和Evans的(1998性别构成工具，为墨西哥和阿根廷提供了子女数量对女性就业产生负面影响的证据。阿格罗和马克(2008)，使用来自DHS数据的拉丁美洲国家的子样本和女性不育事件作为家庭规模变化的来源，没有发现不同的生育措施和母亲就业之间的显著关系，这是通过从事有偿工作的概率来衡量的。

在这篇文章中，我使用来自DHS的一组发展中国家的微观数据，从四个方面推进了文献。首先，我为生育力与母亲劳动力依恋的关系。第二，与阿圭罗和马克斯不同，通过使用多胞胎作为兄弟姐妹数量变化的来源，我能够调查高出生人口中儿童数量的惊人变化，例如第二次、第三次和第四次生育中的多胞胎，这是我们期望计划生育项目考虑的目标人群。第三，我分析了生育率对母亲就业的不同衡量标准的影响。这是必不可少的，原因有几个。在发展中国家，劳动力市场的特点是非正式程度较高，农村地区的就业比例相当高，支付方式多样(例如，有偿和无偿)。当个人将工作视为不同质量的选择或提供不同的服务菜单时，这些维度就很重要。考虑到这一点，我不仅研究了对这些母亲提供的劳动力供应的总体影响，还研究了受生育率影响的就业类型。第四，通过研究不同地区和不同子样本的生育率变化，我为越来越多的孩子对女性就业和个人的不同定义的不同影响提供了证据。

本文的结果显示，与之前对发达国家的研究一样，家庭规模的冲击对女性就业有负面影响。然而，发现了两种类型的异质性。首先，影响的大小和标志取决于研究家庭规模增加的出生时间:在第一次出生或第三次和更高的出生时观察到生育率变化的负面影响，但家庭规模分布中间的变化(第二次出生)对某些样本(以及母亲就业的定义)甚至可能是正面的。其次，受生育率变化影响的工作类型有所不同，这取决于孩子数量变化的出生时间。在出生率较低的地方，非正式程度较高的工作——无报酬工作或难以与生育结合的工作，如离家工作或时间表不可预测的季节性工作——受到影响；在较高的比例下，所有类型的工作都受到生育率变化的影响。

因果识别

以下等式对应于当前分析中的利益关系：

其中代表样本对母亲的劳动力依恋程度i, c代表在国内，t代表年，s代表举例；代表家庭规模，表示同一观察的其他协变量。术语和分别是国家和年份的固定效应。最后，为了实现灵活的规范，我允许其他协变量 的影响在三个国家地区 (c*) 中有所不同：拉丁美洲、非洲和亚洲。

家庭规模对母亲劳动力依恋的影响用来衡量。正如文献中记载的，这个方程的普通最小二乘(OLS)估计可能会受到省略变量偏差的影响(舒尔茨2007)。因此，基于OLS的统计推断将提供的不一致估计。

为了解决这个被忽略的变量偏差，我应用了一个类似于Black等人使用的经验识别策略2005)，卡塞雷斯-德尔皮亚诺(2006)，以及Angrist等人(2010)。具体而言，多胞胎事件被用作生育率的外生转移。不像Black等人(2005)，卡塞雷斯-德尔皮亚诺(2006)，以及Angrist等人(2010)，其观察对象是一个家庭中的孩子，本分析中的观察对象对应于母亲，因此每个家庭只有一个观察对象。让mbsi表示二进制工具，多胞胎，对于s出生的多胞胎家庭(母亲)I，取值等于1，否则为0。具体而言，在分析中，根据s的值定义了四个子样本。第一个子样本由具有一个或多个婴儿(1 )的母亲组成，其仪器为mb1第二种是有两个或两个以上孩子(2 )且乐器为mb2的家庭；等等。

多胞胎的发生是否是一个合适的工具取决于两个众所周知的假设的合法性。首先，多胞胎和家庭规模的相关性不同于零。这一假设意味着多胞胎和家庭规模之间应该有足够的相关性，这样家庭规模的平均差异就存在，并且可以得到适当的衡量。经历多胞胎的女性有一定的能力来调整她们随后的生育能力。例如，一位想要四个孩子的母亲，如果她在第三次分娩时生下双胞胎，她可能会干脆停止生育。这在与发展中国家合作时尤其成问题，因为发展中国家的预期生育率较高。尽管如此，理想子女数量的异质性确保了至少对某些人来说，多胞胎会导致家庭规模的变化。在接下来的几节中，我展示了对于不同的家庭规模，多胞胎实际上会使母亲的孩子数量上升。

第二个不可测试的假设是回归中仪器和误差项之间不相关。这一假设意味着观察到的对感兴趣变量的影响应归因于家庭规模的变化，而不是其他因素。双胞胎是多胎妊娠中最常见的。与同卵双胞胎不同，异卵双胞胎的出现各不相同几个风险因素可能导致其发病率增加。在文献中，有两个问题与使用多胞胎作为生育工具有关。首先，多胞胎在接受生育治疗的母亲和来自有异卵双胞胎家族的妇女中发病率较高。然而，考虑到正在分析的样本(发展中国家)和与生育治疗相关的费用，生育药物的使用似乎不是本次分析的关注点。此外，没有先验信息表明，妇女根据这种遗传信息会有不同的行为，或者遗传因素与特定的人口群体有关。罗森茨威格和张提出的第二个问题(2009)在研究生育率对儿童投资的影响时，指的是父母可能会分配资源来补偿(加强)捐赠冲击的可能性。事实上，在双胞胎和更高阶的多胞胎中，例如三胞胎和四胞胎，低出生体重和婴儿死亡率是单胎的4到33倍。此外，双胞胎和其他高阶多胞胎如果存活下来，更有可能终身残疾(马丁和帕克1999)。因此，母亲(父母)可能会做出反应，减少分配给劳动力市场的时间，以便花更多的时间陪孩子，或者他们可能会增加劳动力供应，以提供资金来弥补负面的养老冲击。由于生育渠道以外的多胞胎的影响，任何一种假设情况都将使排除限制无效。理想情况下，人们应该通过控制一个衡量子女禀赋的指标来解决这个问题，正如罗森茨威格和张(2009)确实如此。然而，DHS的数据没有适当的禀赋衡量标准。因此，尽管第二个假设是不可检验的，但多胞胎的随机性质、发展中国家样本的使用、所分析的观察单位的选择、与多胞胎发生率相关的其他变量的纳入(例如母亲的年龄和教育程度)，以及对特定出生中结对的影响的分析，使这一假设更有可能成立。

家庭规模对母亲劳动依恋的影响，如方程式所示。在各种观察中是恒定的，尽管考虑到家庭偏好、生产技术和制约因素。关于项目评估的大量文献提到了在特定“治疗”的影响中解决这种异质性的重要性Angrist和Imbens(1994)表明，IV估计值可以解释为在影响具有异质性的环境中，以及其行动考虑到这种异质性的个人中的局部平均治疗效果(LATE)。在这种情况下，IV确定了家庭规模的增加对母亲就业的影响，因为多胞胎生育的孩子比其他情况下要多。因此，正如Imbens和Angrist指出的，LATE依赖于正在使用的仪器。然而，当多胞胎被用作工具时，由于完全的依从性，lat可以被解释为对未治疗者的平均治疗效果(Angrist等人。2010)。也就是说，遵守者的人口由所有母亲组成，她们希望有一个特定的家庭规模作为理想的子女数量，但由于多胞胎(即“未生育的”)而被推向更大的家庭规模。因此，该仪器确定了寻求s妊娠(孩子)但获得一个(双胞胎)或更多(三胞胎、四胞胎等)额外孩子的家庭的家庭规模的增加。事实上，这是政策制定者在定义家庭计划倡议的好处时考虑的个人(家庭规模较大)。

数据和变量

分析中的主要数据来源是人口和健康调查(DHS；ICF Macro 2009)。这些调查是具有全国代表性的住户调查，为人口、健康和营养领域广泛的监测和影响评估指标提供数据。每个国家/地区/年份的样本通常是所有非机构住房的分层随机样本。调查的范围是采访时年龄在15至49岁之间的母亲。分析限于平均有两个样本年的40个发展中国家(表6在附录中)。选择这些国家和年份的标准是基于获得足够的样本量，并确保构建样本和变量的关键信息可用且得到一致衡量。

该样本仅限于在访谈时有一个或多个孩子的妇女，与孩子幸存或仍与母亲生活在一起的事实无关。通过这样做，我避免了将母亲的样本局限于特定的家庭安排、特定数量的幸存儿童或特定数量的仍然活着的儿童。因为这些变量可能是生育的结果。此外，我考虑18至40岁的妇女，她们的第一次生育是在15至35岁之间。通过这样做，我关注的是处于生育年龄中期的女性，她们开始生育生活既不太早(早于15岁)，也不太晚(35岁以后)。为了避免形成家庭的决定，我还将样本限制在年龄最大的孩子小于14岁的母亲。

母亲的生育率指标被定义为所报告的出生儿童数量。这一生育率定义也不同于与父母生活在一起的儿童总数。尽管如此，我并不把孩子的数量限制在那些住在家里的人，因为住在家里的决定或父母把孩子交给亲戚(或任何其他第三方)的决定可以被视为生育决定的结果。Caacute;ceres-Delpiano(forthcoming)，利用多胞胎作为家庭规模变化的来源，发现生育率对孩子不与父母(母亲)生活在一起的概率有积极影响。

为了描述母亲对劳动力的依恋，定义了两组变量。第一组由变量组成，这些变量反映了母亲对劳动力的依赖程度。对于所有的样本，妈妈们都被询问了她们目前的工作状态。利用这些信息，我定义了一个名为“工作”的虚拟变量，如果母亲当前正在工作，则取值1，否则取值0。此外，对于所有国家年的样本，我知道母亲在过去12个月的工作状况。利用这些信息，我将“去年工作”定义为一个虚拟变量，如果母亲在之前的12个月中工作，则取值1，否则取值0。这组中的第三个变量是通常每周工作的天数。这些信息是为前一年工作的个人报告的。对于上一年没有工作的个人，输入值0。

第二组变量旨在描述母亲在四个维度上的就业情况:地点、薪酬类型、雇主和频率。在每个维度中，省略的类别是“不起作用”对于位置维度和部分国家-年样本，我定义了两个变量:“在家工作”和“离家工作”，如果母亲的工作是在家或在外，这些虚拟变量取值为1，否则为0。在薪酬方面，“无报酬”和“现金支付”这两个变量是伪变量，当母亲从事无报酬工作或工作以现金支付时，取值为1，否则为0。在依赖性方面，我定义了两个变量，“有薪工作”和“自营职业”，当母亲是企业员工或自营职业者时，这两个变量取值为1，否则为0。最后，就频率而言，定义了两个虚拟变量:“全年”和“季节性或偶发”取1。如果母亲在前一年有一份固定的、季节性的或临时性的工作，则值为1，否则为0。

附录中的表格7,8，和9给出了描述母亲劳动力依恋的变量和分析中使用的协变量的描述性统计数据。表7呈现整个样本的样本装置；表8和9将每个样本按照城市地位和母亲教育程度进行拆分。统计数据是针对分析中的四个样本提供的:一胎或多胎(1 )、二胎或多胎(2 )、三胎或多胎( 3)或四胎或多胎( 4)的母亲。

继布朗纳斯和格罗格(1994)和安格里斯特和埃文斯(1998)，我通过利用DHS数据报告每个妇女所生孩子的出生年月来

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