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本文首先探讨了女性农民工劳动供给决策的理论机制，进而使用LPM-2SLS和IV-Tobit模型研究了子女随迁对女性农民工劳动参与决策及其工作时间的因果效应以及替代性照料的调节效应。结果表明，子女随迁会使女性农民工的劳动参与概率和周工作时间对数分别平均减少40%和2.485。进一步研究发现，幼儿园等机构提供的外源性照料使得子女随迁家庭的女性农民工劳动供给显著增加；而隔代照料对子女随迁家庭的女性农民工劳动供给的正效应则十分有限，该调节效应不显著主要源于隔代照料对老人健康的不利影响，此不利影响加重了老年照料压力进而抵消了隔代照料对于女性劳动供给所产生的大部分正效应。本文的政策含义在于，完善替代性照料相关政策并释放制度红利可削弱子女随迁对女性农民工劳动供给的负效应，但对于隔代照料等家庭内部非正式照料而言，还需并行考虑健康及医疗干预政策。
Abstract：This paper firstly analyses the theoretical mechanism of decision-making on female labor supply of migrant workers, and then employs LPM-2SLS and IV-Tobit model to estimate the causal effects of child migration on female labor participation of migrant workers and hours of work, as well as the moderating effects of alternative childcare. The results show that the labor participation probability of female migrant workers and the logarithm of weekly working hours will be reduced by 40% and 2.485respectively due to child migration. Furthermore, we find that outsourcing childcare such as kindergartens has a positive moderating effect in significantly increasing the labor supply of migrant mothers, whereas the positive moderating effect of grandparents' childcare on female labor supply is negligible. The insignificant moderating effect arises from the side-effects of providing childcare on grandparents' health,which increase the elderly care burden and offset most positive effects. The policy implication is that developing the relevant policies targeting at offering easier access to alternative childcare and releasing the institutional dividend could weaken the negative effect of child migration on the labor supply of female migrant workers. Meanwhile, for the domestic childcare such as grandparents' childcare, health and medical intervention policies should also be considered simultaneously.
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(1)数据源自Wang等（2019）和《第七次全国人口普查公报（第七号）》（stats.gov.cn）。
(2)数据源自《2009年农民工监测调查报告》和《2020年农民工监测调查报告》（stats.gov.cn）。
(3)数据源自《中国流动人口发展报告2017》。
(4)数据源自《2015年中国儿童人口状况——事实与数据》。
(5)数据源自《2010年全国教育事业发展统计公报》和《2020年全国教育事业发展统计公报》（moe.gov.cn）。
(6)原国家卫生和计划生育委员会。数据源自《中国流动人口发展报告2017》和2016年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据。
(1)本文将外源性照料定义为托儿所、幼儿园及小学等市场照料的总称，且外源性照料对女性农民工的照料具有替代作用。同时，将子女入托、入园及入校均定义为使用外源性照料。
(1)由于在子女未随迁时农民工家庭不会使用迁入地的外源性照料，因此此处的分析仅以子女未随迁时女性农民工处于情形一的劳动力市场均衡作为出发点，而不考虑将情形二的劳动力市场均衡作为分析起点。
(2)由于情形一中，■成立，而q'(h*)=w p，且q'(·)为严格减函数，且■，故■成立。
(1)当给定其他变量的值时，通过作商比较，并结合h*
(2)隔代照料和子女随迁的情况不同，因为无论子女是否随迁，子女在老家的绝大多数花费都由农民工夫妻每月汇回老家的钱款支付，因此无论是否随迁，子女消费都包含在女性农民工的预算约束之中，子女随迁不会对预算约束产生较大影响。
(3)陈璐等（2016）研究表明，女性提供的家庭老年照料会对其劳动供给产生显著负效应，因此有必要考虑老年照料效应。
(1)删除子女年龄在18岁以上的个体后，由于本文分析主要涉及子女照料，且纳入较多与照料有关的变量，而大多数就学阶段为初中以上的随迁子女的照料信息缺失，故最终形成的信息完整的总样本中子女年龄的均值为3.38岁。
(1)表2中其余的控制变量均具有良好的经济学解释，因篇幅所限，略去对其他控制变量的解释。
(2)倘若子女并未随迁但子女在老家使用外源性照料，由于留守子女的生活支出主要由农民工每月寄回的钱负担，故认为子女在未随迁的情况下使用外源性照料时，照料花费进入女性农民工预算约束但不会对家庭生产需求产生影响。
(1)由于IV-Tobit为非线性模型，此处无法使用上述方法进行区间估计。
(2)由于现有CMDS数据中仅有2016年数据包含子女是否入园、入学的信息，因此在使用2015数据进行稳健性检验时，使用农民工流入省幼儿园和小学总数作为是否入托入园的代理变量，该代理变量在模型中的估计系数均显著为正。
(1)上述两种方法的本质都是分组回归，分组的指标一般要求是外生的，但替代性照料方式有可能是内生于劳动供给决策的，本文借鉴李雪松和黄彦彦（2015）检验内生转换模型中控制变量外生性的思路，检验并证实了替代性照料的外生性。
(2)此方法构造工具变量的合理性见Balli和S?rensen(2013)。
(3)需要说明的是，本文定义的老人随迁指老人随迁至城市并与女性农民工同住。
基本信息:
DOI：10.19343/j.cnki.11-1302/c.2022.02.005
中图分类号:F323.6;C913.1
引用信息:
[1]喻开志,王裕韬,邹红.迁而不工：子女随迁与女性农民工劳动供给[J].统计研究,2022,39(02):64-79.DOI:10.19343/j.cnki.11-1302/c.2022.02.005.
基金信息:
国家社会科学基金一般项目“整数值时间序列建模及其在保险市场的应用研究”（18BTJ039）; 中央高校基本科研业务费年度培育项目“离散值时间序列结构变化建模理论与实证研究”（JBK2102021）
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