羅 麗 余淑婷 高 妙

（首都師范大學學前教育學院，北京 100048；南京師范大學教育科學學院，江蘇南京 210097）

一、問題提出與文獻梳理

人類剛出生的最初1000 天是大腦發(fā)育的最關鍵時期，同時也是個體一生中投資回報率最高的階段［1］。家庭是個體社會化的起點。在我國，家庭對0－3歲嬰幼兒照護負主體責任，也是嬰幼兒照護的中心場域。在傳統(tǒng)家庭照護模式中，母親是0－3 歲嬰幼兒照護的主要承擔者。隨著社會發(fā)展，女性就業(yè)率不斷上升，家庭內部的嬰幼兒照護壓力逐漸增加；與此同時，0－3歲嬰幼兒公共托育服務無法有效地為家庭提供替代性照護，祖輩成為家庭照護的重要力量。然而，伴隨延遲退休政策的逐步落地、子女生育二孩或三孩時祖輩老齡化嚴重及健康水平下降等情況，祖輩對嬰幼兒的照護將難以為繼［2］。0－3歲嬰幼兒的照護成為我國家庭面臨的挑戰(zhàn)之一。

《中共中央國務院關于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》提出要進一步優(yōu)化生育政策，實施一對夫妻可生育三個子女政策及配套支持措施［3］。國家衛(wèi)健委開展的一項生育調查結果顯示，經濟負擔、精力不足和無人看護是我國家庭不愿意生育第二個子女的主要原因［4］。當青年女性能從家庭或社會中獲得更多嬰幼兒照護支持時，她們有更強的多孩生育意愿［5］，尤其是普惠性托育服務的可及性能正向預測家庭的三孩生育意愿［6］。解決好家庭的嬰幼兒照護困境是人口再生產得以實現(xiàn)的必要條件。與此同時，嬰幼兒照護方式的選擇直接影響嬰幼兒的成長、父母的就業(yè)與職業(yè)發(fā)展以及家庭生活質量［7］。在當前三孩政策背景下，厘清我國家庭對0－3歲嬰幼兒照護安排的現(xiàn)狀及主要特征，有助于針對性地加強嬰幼兒照護支持。

研究顯示，當前我國學齡前兒童照護主要存在的現(xiàn)實問題有家庭的嬰幼兒照護赤字過大、母親照護負擔過重、母職與父職關系失衡、隔代照護比重較高等［8］。在父母照護嬰幼兒方面，相關研究往往著眼于母親的參與情況，常以批判的視角分析照護過程中父親缺席現(xiàn)象［9］。例如，剖析父親低參與率背后的社會文化原因或由此引發(fā)的性別、家庭與社會困境等［10－11］。全面兩孩政策下，有關青年女性面臨喪偶式育兒的討論逐漸發(fā)酵成反映當下家庭照護難題的社會性問題。有學者提出應賦權男性，打破父親在嬰幼兒照護中的沉默局面［12］。

高就業(yè)率和高勞動強度催生了隔代照護模式，這一方面能緩解父母的育兒壓力，另一方面又加劇了家庭關系的復雜化和家庭問題的多樣化［13］。隔代照護是在國家再分配與社會制度不足的前提下調動傳統(tǒng)家庭紐帶以實現(xiàn)嬰幼兒照護功能的方式［14］。2013 年上海市開展的針對21－40歲青年白領的一項調查顯示，近七成調查對象表示其子女在3歲前的主要照護者為祖輩［15］。隔代照護主要包括“候鳥型照護”和“留守型照護”兩種，前者以祖輩流動為前提，后者以嬰幼兒留守為前提，這兩種照護方式均能節(jié)約家庭照護成本［16］。祖輩在退休后參與照護孫輩的概率顯著增加，其中女性祖輩增加的幅度更大［17］。

我國學齡前兒童的照護模式因年齡而異，3－6歲幼兒以機構照護為主，0－3歲嬰幼兒以家庭照護為主［18］。2021 年，我國學前教育毛入園率為88.1%，且普惠性幼兒園覆蓋率達到87.78%，困擾中國家庭十余年的“入園難”“入園貴”的問題得到有效緩解。然而，0－3 歲嬰幼兒的社會化照護資源較為短缺。上世紀90 年代中期以來，我國的托育服務長期處于“政府缺位、市場失靈、家負全責”的狀態(tài)［19］。托育服務仍存在供需缺口巨大、服務形式單一、師資力量不足、行業(yè)標準不統(tǒng)一以及政府監(jiān)管缺失等問題［20］。當前我國三歲以下嬰幼兒的入托率僅為5.5%［21］。全面兩孩政策實施以來，嬰幼兒“無人照護”問題進一步凸顯，家庭的托育服務需求日益旺盛；其中，2－3 歲嬰幼兒的入托需求遠高于2 歲以下嬰幼兒［22］。根據調查顯示，近八成家長希望把子女送入公辦托育服務機構，且家長青睞公辦托育服務機構的主要原因包括規(guī)范、保質、收費低等［23］。

已有研究主要將焦點放在公共托育服務建設及其衍生問題上，較少從家庭層面關注不同家庭對0－3 歲嬰幼兒照護方式的選擇。家庭對嬰幼兒照護方式的選擇是一個動態(tài)且復雜的過程，涉及家庭的資源、需求與限制?；谏鷳B(tài)學視角，西歐（Seo）提出了嬰幼兒照護方式選擇理論模型［24］，該模型指出家庭對嬰幼兒照護方式的選擇主要受以下4 個方面的影響：（1）嬰幼兒特征，如年齡與特殊教育需要；（2）家庭特征，如家庭收入與母親的受教育水平；（3）環(huán)境特征，如家庭的社會支持網絡與托育服務機構狀況；（4）嬰幼兒父母的觀念，如教育理念。本文以上述模型為概念框架，采用“中國家庭追蹤調查”（China Family Panel Studies，簡稱CFPS）數(shù)據，分析近年來我國0－3 歲嬰幼兒照護安排的特點以及不同家庭選擇嬰幼兒照護方式的差異。

二、研究設計

（一）數(shù)據來源

本文采用2012 年至2020 年間的5 輪CFPS 數(shù)據集。CFPS 是由北京大學中國社會科學調查中心實施的一項全國性、大規(guī)模、跨學科的社會調查項目，旨在通過收集個體、家庭、社區(qū)三個層面的數(shù)據以反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷。CFPS采用內隱分層、多階段與人口規(guī)模成比例的概率抽樣設計，其基線樣本覆蓋25 個省/市/自治區(qū)，這些地區(qū)的人口約占全國總人口的95%。CFPS 從2010 年起正式開展基線調研，每兩年一輪。CFPS 中16 歲以下人員回答少兒問卷，10 歲以下的少兒由其監(jiān)護人進行代答。本文將少兒代答問卷數(shù)據作為主數(shù)據，篩選出所需變量，并通過個人編碼和家庭編碼匹配成人問卷、家庭成員問卷和家庭經濟問卷等中的涉及嬰幼兒父母及家庭特征的變量。CFPS 是一項追蹤調查，樣本在跨年間有重復，然而嬰幼兒照護安排是動態(tài)的，同一個嬰幼兒在不同時期的照護方式可能有所變化，借鑒已有研究［25－26］做法，本文將5輪CFPS的數(shù)據合并成面板數(shù)據。

（二）樣本信息

本文主要關注0－3 歲嬰幼兒及其家庭。CFPS 中對個體年齡的計算方法為：年齡=調查年份－出生年份，本文中0－3歲嬰幼兒是指CFPS開展調查時按照這一規(guī)則計算的屬于0－3歲年齡段區(qū)間的嬰幼兒。2012－2020 年，五輪CFPS 調查中共計10534 名0－3 歲嬰幼兒，剔除缺失數(shù)據樣本后，剩余10327 名嬰幼兒（5 輪調查中的嬰幼兒人數(shù)分別為2230、2281、2290、2079 和1447 人）。樣本中的男孩（52.7%）略多于女孩（47.3%）。相比1 歲（27.3%）、2 歲（28.6%）和3 歲（29.1%）嬰幼兒，小于1歲的嬰幼兒相對較少（15.0%）。約56%的嬰幼兒居住在鄉(xiāng)村。東部地區(qū)的嬰幼兒人數(shù)最多（40.7%），中部（30.3%）與西部地區(qū)（29.0%）次之。

（三）變量測量

本文的被解釋變量是嬰幼兒照護方式，參考以往研究［27－28］，本文用嬰幼兒日間照護的主要承擔者區(qū)分不同照護方式。該變量源于CFPS 少兒代答問卷中B 部分“日常生活”的單選題“白天孩子最主要由誰照管”，該題的原始選項包括“1.托兒所/幼兒園2.孩子的爺爺/奶奶3.孩子的外公/外婆4.孩子的爸爸5.孩子的媽媽6.保姆7.自己照顧自己77.其他”。根據嬰幼兒日間主要照護人的差異，本文將嬰幼兒照護方式分為兩大類：家庭照護（包括父母、祖父母和外祖父母）和機構照護（即托兒所或幼兒園）。

本文的解釋變量包括嬰幼兒及其家庭的人口學特征，涉及個體層面、家庭層面以及地域層面特征。個體特征包括嬰幼兒的年齡和性別以及父母年齡、受教育程度和戶口狀態(tài)；家庭特征包括嬰幼兒是否為獨生子女、父母當前的就業(yè)和離家狀態(tài)、家庭收入以及祖輩是否同??；地域特征包括居住地區(qū)及其城鄉(xiāng)劃分。根據子女數(shù)量測量嬰幼兒是否為獨生子女，子女數(shù)量為1則標記為“獨生子女”。借鑒已有研究［29］，如果父母與嬰幼兒共同居住不多于1個月，則標記為“離家”。為凸顯不同年份的家庭收入差異，采用了收入綜合變量“人均家庭純收入分位數(shù)（與2010年比較）”反映家庭收入。根據嬰幼兒父母的個人編碼匹配嬰幼兒祖輩是否同住。表1 呈現(xiàn)了本文所用變量及相關信息。

表1 變量相關信息

（四）回歸模型

首先，本文對嬰幼兒日間主要照護者進行描述性統(tǒng)計分析。然后，考察個體、家庭及地域特征對家庭選擇嬰幼兒照護方式的影響。因本文的被解釋變量“嬰幼兒照護方式”為二分類變量，故而選用二元Logistic回歸模型進行分析，模型如下：

其中，Pj表示事件發(fā)生概率，表示因變量Y屬于j 級及j級以下的概率與屬于j級以上概率之比，二者概率之比稱為優(yōu)勢比（odds ratio，簡稱OR）。a是模型的常數(shù)項，即截距項；βn為回歸系數(shù)，反映解釋變量對被解釋變量的影響程度；Xn為解釋變量；εj為隨機誤差項。

三、數(shù)據分析

（一）嬰幼兒照護方式的描述性分析

2012－2020 年CFPS 中，10327 位0－3 歲嬰幼兒的日間主要照護者的分布情況詳見表2?？傮w而言，家庭照護的比例（94.87%）遠高于機構照護（4.17%）。照護主體方面，母親是0－3歲嬰幼兒照護的絕對主力（55.65%），其次為父系祖輩（32.67%），母系祖輩（5.17%）與托兒所或幼兒園（4.17%）占比幾乎持平，父親照護比例最低，僅占1.38%。男孩和女孩的日間主要照護者分布情況相似，無顯著差異（X2=8.089，p=0.088）。

表2 嬰幼兒日間主要照護者的分布狀況 單位：百分比

卡方檢驗結果顯示，0－3 歲嬰幼兒的日間主要照護者的分布狀況在城鄉(xiāng)（X2=214.782，p<0.001）和地區(qū)（X2=73.393，p<0.001）間存在顯著差異。鄉(xiāng)村樣本中母親照護比例高于城鎮(zhèn)樣本，而城鎮(zhèn)樣本中母系祖輩、托兒所或幼兒園照護比例高于鄉(xiāng)村樣本。東部地區(qū)的0－3 歲嬰幼兒接受機構照護的比例高于中部和西部地區(qū)，西部地區(qū)嬰幼兒接受機構照護的比例最低。

2012－2020 年間，嬰幼兒的日間主要照護者分布狀況并無顯著變化（X2=11.642，p=0.768）。本文對所有年份合并數(shù)據進行分析，發(fā)現(xiàn)嬰幼兒年齡對日間照護方式有顯著影響（X2=1303.191，p<0.001）。超過八成的1歲以下嬰幼兒的日間主要照護者是父母，該比例伴隨嬰幼兒年齡的增長而下降，且下降幅度逐漸減小。圖1呈現(xiàn)了不同年齡嬰幼兒接受機構照護和家庭照護的比例。從2歲到3歲，嬰幼兒接受機構照護的比例顯著提高。可能由于新冠肺炎疫情影響，2020年嬰幼兒接受機構照護的比例略低于其他調查年份。

圖1 2012－2020年嬰幼兒照護方式的年齡分布

（二）嬰幼兒照護方式的二元Logistic回歸分析

本文采用二元Logistic 回歸分析不同家庭對0－3 歲嬰幼兒照護方式的選擇，結果見表3。首先，將所有解釋變量全部納入模型；其次，對個體、家庭、地域特征的解釋變量進行向后步進分析。綜合考慮上述模型結果和本研究的相關變量，本文最終確立以嬰幼兒性別、年齡、地區(qū)、城鄉(xiāng)、家庭收入、獨生子女、母親就業(yè)狀態(tài)、母親戶口、祖輩同住、父親離家等為解釋變量，嬰幼兒照護方式作為被解釋變量的二元Logistic回歸模型。模型系數(shù)綜合檢驗結果顯示模型整體有統(tǒng)計學意義（X2=628.284，p<0.001），H－L檢驗結果顯示模型擬合優(yōu)度較好（X2=5.522，p=0.701）。共線性診斷結果顯示解釋變量的容許度在0.255 至0.996 之間，均大于0.1，方差膨脹因子（VIF）在1.004至3.922之間，均小于5，共線性診斷指標均在要求范圍內。

表3 二元Logistic回歸分析結果

1.模型結果

個體特征方面，嬰幼兒年齡與其母親戶口能顯著預測家庭對嬰幼兒照護方式的選擇。嬰幼兒年齡越大，越傾向于選擇機構照護。嬰幼兒母親為農業(yè)戶口的家庭，選擇家庭照護的概率是非農業(yè)戶口的1.55倍。

家庭特征方面，嬰幼兒是否為獨生子女、母親的就業(yè)狀態(tài)、父親是否離家、家庭收入以及外祖母是否同住能顯著預測家庭對嬰幼兒照護方式的選擇。獨生子女家庭選擇家庭照護的概率是非獨生子女家庭的70.7%。嬰幼兒母親處于在業(yè)狀態(tài)的家庭選擇家庭照護的概率是非在業(yè)狀態(tài)家庭的51.8%。嬰幼兒父親在家的家庭選擇家庭照護的概率是離家的家庭的1.64 倍。家庭收入越高的家庭越傾向于選擇機構照護，在收入處于Q4 區(qū)及Q1 區(qū)的家庭間的嬰幼兒的照護方式顯著不同，Q4 區(qū)家庭選擇家庭照護而非機構照護的概率是Q1 區(qū)家庭的2.56 倍。祖父母同住及外祖父同住未能顯著影響家庭嬰幼兒照護方式的選擇，而外祖母同住對照護方式的選擇有顯著影響。沒有外祖母同住的家庭選擇家庭照護的概率是有外祖母同住家庭的34.8%。

嬰幼兒照護方式在城鄉(xiāng)及家庭居住地區(qū)之間均存在顯著差異。鄉(xiāng)村家庭選擇家庭照護的概率是城鎮(zhèn)家庭的1.67 倍。東部地區(qū)家庭選擇家庭照護而非機構照護的概率是西部地區(qū)家庭的41.6%，中部地區(qū)家庭選擇家庭照護而非機構照護的概率是西部地區(qū)家庭的46.4%。

2.穩(wěn)健性檢驗①

本文采取替換被解釋變量方法進行穩(wěn)健性檢驗，用以考察上述二元Logistic 回歸結果的穩(wěn)健性。穩(wěn)健性檢驗過程中將嬰幼兒照護方式細化為父母照護、隔代照護和機構照護三類，進行多項Logistic 回歸分析，以機構照護為參照組。結果顯示，二元Logistic 回歸中顯著的解釋變量均通過多項Logistic回歸的顯著性檢驗，且處理后所得優(yōu)勢比在大小、方向上與原模型基本保持一致。穩(wěn)健性檢驗結果與前文的研究發(fā)現(xiàn)基本一致，因此本文的研究結果具有一定的穩(wěn)健性。

四、研究結論與討論

本研究結果顯示，不足5%的嬰幼兒的日間主要照護者是幼兒園或托兒所，家庭是0－3 歲嬰幼兒照護的主要承擔者，并且呈現(xiàn)出“母親照護為主、父系祖輩照護為輔”的特點。嬰幼兒母親承擔的照護責任遠高于父親?！澳兄魍?、女主內”是我國傳統(tǒng)的家庭分工模式，女性承擔了更多的家庭責任，更傾向于通過減少勞動參與或退出勞動力市場等方式滿足家庭的嬰幼兒照護需求。0－3 歲是嬰幼兒建立依戀和發(fā)展親子關系的關鍵期，且該年齡段的嬰幼兒更加依賴母親，母親更易成為家庭內部嬰幼兒照護的第一責任人。

父母照護的比例伴隨嬰幼兒年齡的增長而下降，這意味著來自祖輩和機構等替代性照護的補充使得嬰幼兒父母尤其是母親的照護壓力得到部分轉移。已有研究顯示，替代性的嬰幼兒照護有助于提高母親的就業(yè)率，對于學齡前兒童的母親，祖輩照護支持對其就業(yè)參與的影響甚至大于機構照護［30］。當家庭有祖輩照護支持時，母親參與勞動的可能性提高13%－21%［31］；且相比其他年齡段，祖輩照護支持對育有0－3 歲嬰幼兒的青年女性就業(yè)的影響最為明顯［32］。雖然機構照護的比例總體很低，但相比2歲及以下的嬰幼兒，3歲嬰幼兒接受機構照護的比例明顯上升，該結論也得到相關研究的證實［33］。

整體而言，我國近年來0－3歲嬰幼兒照護以家庭照護為主，且家庭照護責任主要由母親承擔，祖輩是嬰幼兒日間照護的重要依托，而較少依賴公共托育服務。上述狀況在2012－2020年期間沒有發(fā)生顯著變化?？梢?，在一定程度上嬰幼兒照護責任的分配及配套服務建設在短期甚至中長期內是一項持續(xù)性議題。

嬰幼兒照護方式的選擇具有異質性，受到個體、家庭、地區(qū)及國家政策的影響。相比選擇家庭照護，母親為非農戶口、母親處于在業(yè)狀態(tài)以及父親離家的家庭比其他家庭更傾向于選擇機構照護。通常非農戶口青年女性具有更高的就業(yè)率，而青年女性的就業(yè)會影響傳統(tǒng)家庭照料，由于母親工作需要，越來越多的嬰幼兒被送進托育機構或幼兒園。親職失衡是我國家庭的一個普遍問題［34］，父親常年外出工作的家庭由于父職缺失更傾向于將嬰幼兒照護責任轉移至機構。

家庭結構方面，多子女家庭比獨生子女家庭更傾向于選擇家庭照護。對于0－3 歲嬰幼兒的父母而言，同時養(yǎng)育和看管2 個或以上孩子所消耗的人力資源較多，在當前公共托育服務匱乏的狀況下更可能依賴祖輩照護孩子，甚至女性青年會選擇暫時退出勞動力市場，把更多精力投入到家庭中。家庭收入對嬰幼兒照護方式的選擇也有顯著影響。有研究發(fā)現(xiàn)，收費高是嬰幼兒家庭擇托的一大難題［35］。當前我國3歲以下嬰幼兒托育服務機構的收費較高。

隔代照護在一定程度上會抑制家庭對機構照護的需求，我國嬰幼兒照護赤字很大程度上依靠祖輩支持彌補［36］。隔代照護仍是當今多數(shù)家庭在外部托育服務不成熟與內部支付能力不足雙重擠壓下的首選。隔代照護具有靈活性甚至無償性，是機構照護的低成本替代，尤其對低收入家庭更是如此［37］。有研究發(fā)現(xiàn)，由外祖父母帶孩子是我國城市家庭兒童照護的一大新特征，“姥姥帶孩子”大軍日益增多［38］。有外祖母同住的家庭較少選擇機構照護，外祖母分擔了嬰幼兒照護的責任，這在一定程度上減輕了父母的育兒負擔。

當前，城鄉(xiāng)二元體制下的嬰幼兒社會化照護資源并不均衡，同時在地區(qū)間也存在顯著差異。本文研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)家庭選擇機構照護的概率高于農村家庭，東部地區(qū)家庭選擇機構照護的概率高于中部和西部地區(qū)家庭。一方面，在經濟條件較發(fā)達的地區(qū)，女性勞動參與訴求更高，面臨的工作—家庭沖突亦更嚴峻，有著更高的托育需求；另一方面，在經濟條件較發(fā)達的地區(qū)，嬰幼兒托育服務資源更豐富，家庭能夠獲得更多的公共托育服務機會。因此，應加強政府引導，鼓勵多方參與，發(fā)展多主體、靈活多元、多形式的托育服務，同時積極擴充普惠托育服務資源供給，為城鄉(xiāng)家庭提供高質量托育服務。