肖 潔

(南京工業(yè)大學(xué) 社會(huì)工作與管理系，江蘇 南京 211816)

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生育的收入懲罰效應(yīng)有多大
——基于已婚女性收入分布的研究

肖 潔

(南京工業(yè)大學(xué) 社會(huì)工作與管理系，江蘇 南京 211816)

基于2010年中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù),考察生育對(duì)不同收入層次已婚女性勞動(dòng)收入的影響程度及影響機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)高收入和收入較低的已婚女性面臨顯著的生育懲罰,收入較低的女性付出的生育代價(jià)更大。不同收入層次上,生育的收入懲罰機(jī)制存在差異;收入較低的已婚女性群體中,人力資本因素解釋了大部分的生育代價(jià);高收入已婚女性群體中,人口特征、家庭經(jīng)濟(jì)資源的支持和人力資本積累對(duì)生育的收入懲罰效應(yīng)有著較強(qiáng)的解釋力。此外,生育收入懲罰效應(yīng)也顯示出群體性差異，公有制部門的生育懲罰比非公有制部門嚴(yán)重;白天親自照料低幼子女會(huì)使女性付出更大的生育代價(jià)。

生育的收入懲罰；勞動(dòng)收入；已婚女性

一、引 言

近30年來(lái)我國(guó)生育政策經(jīng)歷了“一胎化”到“雙獨(dú)二孩”,進(jìn)而“單獨(dú)二孩”、“全面二孩”的調(diào)整。人口政策是涉及公眾切身利益的典型公共政策,人口政策的調(diào)整變化對(duì)社會(huì)發(fā)展有著直接且深遠(yuǎn)的影響。女性是生育的承載者,生育政策調(diào)整所帶來(lái)的影響和沖擊首先發(fā)生在她們身上?！耙惶セ睍r(shí)期,生養(yǎng)1個(gè)小孩已使女性在工作與生活的平衡間舉步維艱,女性勞動(dòng)力就業(yè)率走低[1],與男性收入差距拉大?！叭娑ⅰ睍r(shí)代,女性在生育期同時(shí)也是職業(yè)黃金期休兩次孕產(chǎn)假,付出雙倍甚至更多精力養(yǎng)育子女,其職業(yè)發(fā)展受挫和收入受損的風(fēng)險(xiǎn)難免進(jìn)一步擴(kuò)大。多生一個(gè)小孩究竟會(huì)給中國(guó)女性的收入帶來(lái)怎樣的影響?影響又有多大呢?

關(guān)于生育對(duì)女性收入影響的研究,國(guó)際上已經(jīng)有著非常豐富的研究成果。來(lái)自美國(guó)、加拿大、德國(guó)等國(guó)大量經(jīng)驗(yàn)研究顯示有子女女性的收入遠(yuǎn)低于無(wú)子女女性,生一個(gè)孩子導(dǎo)致女性收入下降5%—10%[2],這種因生育而導(dǎo)致女性收入損失的現(xiàn)象被稱為“生育的收入懲罰”[3]。當(dāng)前生育代價(jià)的研究大都聚焦于西方發(fā)達(dá)國(guó)家,中國(guó)相關(guān)研究尚處于起步階段;雖然一些經(jīng)濟(jì)學(xué)者的零星研究發(fā)現(xiàn)生育數(shù)量和女性收入之間存在負(fù)相關(guān),但系統(tǒng)性的研究并不多見(jiàn)。如果生育數(shù)量的增加顯著降低了女性的收入水平,那么可以預(yù)見(jiàn)的是在“全面二孩”時(shí)代不僅她們與男性間的收入差距將繼續(xù)擴(kuò)大,女性的就業(yè)意愿和生育意愿也會(huì)大大降低,其家庭和社會(huì)地位也將因此而弱化。

本文旨在運(yùn)用2010年中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù),在整個(gè)收入分布上考察女性生育的收入懲罰效應(yīng)及影響機(jī)制。本文將重點(diǎn)關(guān)注三個(gè)問(wèn)題:(1)從收入分布的低端到高端,生育子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性收入獲得的影響力大小及變化;(2)整個(gè)收入分布上生育的收入懲罰機(jī)制是否存在差異;(3)不同收入層次上生育的收入懲罰效應(yīng)是否存在群體差異。與傳統(tǒng)的基于收入均值的研究相比,基于收入分布的考察能夠更為細(xì)致地考察生育懲罰效應(yīng),現(xiàn)實(shí)政策意義更強(qiáng)。

二、經(jīng)驗(yàn)研究綜述

生兒育女為何會(huì)降低女性收入?相關(guān)研究主要從人力資本理論、精力分配論、補(bǔ)償性工資差異論和市場(chǎng)歧視論等視角出發(fā),運(yùn)用人力資本、工作投入、工作選擇、雇主歧視等因素解釋生育的收入懲罰現(xiàn)象。

作為研究收入問(wèn)題的傳統(tǒng)理論,人力資本理論強(qiáng)調(diào)擁有較多人力資本的人具有較強(qiáng)的生產(chǎn)力與技能,能為雇主帶來(lái)更高生產(chǎn)效率與更多利潤(rùn),因而擁有較高的職業(yè)成就與薪水[4]。生育對(duì)已育女性收入的影響源于人力資本累積不足。為照料子女,已育女性投入更多精力在家庭中，甚至中斷工作,就業(yè)的不投入性和不連續(xù)性影響了人力資本的持續(xù)性累積,導(dǎo)致已育女性的工作經(jīng)驗(yàn)、職業(yè)培訓(xùn)和技術(shù)訓(xùn)練不足。生育和家庭責(zé)任還導(dǎo)致女性較短的職業(yè)生涯預(yù)期,偏好間斷性就業(yè)甚至提早退出勞動(dòng)力市場(chǎng)。加大人力資本投資,不僅耗費(fèi)額外的時(shí)間、精力與金錢,而且預(yù)期收入增量有限。作為自愿且理性選擇的結(jié)果,部分女性也會(huì)傾向減少人力資本投資,導(dǎo)致收入水平下降。

精力分配論則指出時(shí)間、精力的分配決定了個(gè)體在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的經(jīng)濟(jì)回報(bào)[5]。個(gè)體在家庭中投入的時(shí)間、精力越多,在勞動(dòng)力市場(chǎng)中投入的時(shí)間精力就會(huì)越少,勞動(dòng)力市場(chǎng)中的表現(xiàn)自然受到影響。出于家庭利益最大化的考慮,已育女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)與家庭的時(shí)間精力分配上會(huì)傾向于家庭優(yōu)先,工作中投入的精力較少,為照料子女而不喜歡出差、拒絕加班、不喜參加同事客戶間的社交活動(dòng),升職機(jī)會(huì)較低,收入水平受影響。而且人的精力是有限的,已育女性長(zhǎng)期兼顧家庭與工作所導(dǎo)致的身心疲勞,也使其工作積極性減低、工作投入程度和工作效率下降,勞動(dòng)力市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)回報(bào)降低。

補(bǔ)償性工資差異論從工作特征的角度解釋生育的收入懲罰,生育和撫養(yǎng)子女不僅影響女性工作投入度,還通過(guò)限制女性的工作選擇而影響收入。收入水平不僅取決于勞動(dòng)者的勞動(dòng)質(zhì)量與能力,還取決于工作性質(zhì)和條件[6]。對(duì)于工作條件較好的工作,勞動(dòng)者接受低工資以換取較好工作條件給自身帶來(lái)的效用;對(duì)于條件較差的工作,雇主必須支付高于正常水平的工資以補(bǔ)償不良工作條件給員工造成的身心損失。為照顧子女、方便隨時(shí)進(jìn)出勞動(dòng)力市場(chǎng),當(dāng)然也因?yàn)樽陨砣肆Y本累積不足、投入工作精力有限,已生育的女性會(huì)以犧牲收入為代價(jià)主動(dòng)或被動(dòng)地選擇技術(shù)發(fā)展相對(duì)緩慢,缺少職業(yè)上升通道,但工作彈性高、精力消耗少、通勤方便的“母職友好型”工作[7]。女性對(duì)“母職友好型”工作的偏好和涌入使得相關(guān)職業(yè)女性勞動(dòng)力供給過(guò)量,職業(yè)內(nèi)邊際生產(chǎn)率和工資水平降低[8]。而且一旦相關(guān)職業(yè)中女性人數(shù)占據(jù)主導(dǎo)地位、被社會(huì)認(rèn)定為女性職業(yè)后,雇主會(huì)判定該職業(yè)價(jià)值下降,下調(diào)職業(yè)工資水平[9],已生育女性的收入進(jìn)一步被抑制。

市場(chǎng)歧視論也部分解釋了生育的收入懲罰效應(yīng)。首先,“統(tǒng)計(jì)歧視”使已生育女性在就業(yè)時(shí)不受雇主青睞。由于信息不對(duì)稱或獲取成本過(guò)高,雇主在選擇雇員時(shí)存在識(shí)別困難的情況,往往借用多數(shù)性原則,選擇易于直接觀察的與能力相關(guān)的群體特征代替?zhèn)€人特征以識(shí)別勞動(dòng)者的生產(chǎn)率[10]。與男性和未生育女性相比,已生育女性由于承擔(dān)了家庭照料的責(zé)任而更容易經(jīng)常請(qǐng)假、辭職,職業(yè)生涯偏短、工作經(jīng)驗(yàn)偏少,雇傭這類女性將增加雇主的雇用成本和培訓(xùn)成本。因而在性別刻板印象和利益最大化的雙重影響下,雇主或不愿招聘已育女性,或?qū)⑵浒才诺綄?duì)經(jīng)驗(yàn)或技能要求較低、替代性較強(qiáng)的低層次職位上,支付較低的報(bào)酬。其次，當(dāng)已生育女性在就業(yè)、升職等方面遭遇不公對(duì)待后,這種性別歧視直接降低了她們的人力資本投資收益預(yù)期,進(jìn)而做出減少人力資本投資的決策,導(dǎo)致已育女性的收入水平下降[11]。

2014年“單獨(dú)二孩”政策出臺(tái)后,為考察生育政策調(diào)整的社會(huì)后果,人口社會(huì)學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)學(xué)者開(kāi)始系統(tǒng)研究生育代價(jià)問(wèn)題,但CNKI能夠檢索到的文獻(xiàn)仍較少。研究結(jié)論上,由于計(jì)量模型和測(cè)量變量不同,學(xué)者間彼此估算出來(lái)的結(jié)果差異較大。賈男[12]運(yùn)用CHNS(1991—2009)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，有生育經(jīng)歷女性的年收入較無(wú)生育經(jīng)歷女性低24.6%、小時(shí)收入低22.9%,他的另一項(xiàng)研究則顯示，生育使女性當(dāng)年的平均工資下降18%[13]。同樣是運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù),張川川[14]的研究指出，多生一個(gè)小孩導(dǎo)致城鎮(zhèn)女性月工資下降76%,於嘉和謝宇[15]發(fā)現(xiàn)生育對(duì)女性小時(shí)工資率的影響僅在7%左右。除了關(guān)注生育的收入懲罰程度外,現(xiàn)有研究還關(guān)注了懲罰效應(yīng)的群體差異。研究發(fā)現(xiàn)生育的收入懲罰效應(yīng)存在城鄉(xiāng)差異、文化程度差異、職業(yè)差異和就業(yè)部門差異。生育對(duì)城鎮(zhèn)女性家庭收入的負(fù)向影響大于農(nóng)村[16],對(duì)高等教育女性收入的負(fù)向影響大于其他文化層次女性[17]。與其他職業(yè)女性相比,從事技術(shù)或管理工作的女性付出的生育代價(jià)更大[14]。就業(yè)部門的差異上,既有研究指出非公共部門生育負(fù)效應(yīng)更大[12],也有研究發(fā)現(xiàn)國(guó)有部門中的負(fù)效應(yīng)更強(qiáng)[15]。

就研究方法而言,現(xiàn)有研究均在均值層面展開(kāi)。但考慮到中國(guó)收入差距持續(xù)拉大的現(xiàn)實(shí),單純從均值層面考察生育數(shù)量的影響容易掩蓋女性群體內(nèi)部的差異,難以得到關(guān)于生育收入懲罰效應(yīng)的全面認(rèn)識(shí)。在收入分布的不同位置上,女性的工作投入程度、人力資本累積、工作選擇偏好、性別歧視等生育懲罰效應(yīng)的解釋因素上都存在程度差異,生育的收入懲罰效應(yīng)極有可能隨著收入分布位置的不同而變動(dòng)。這也是本文為何要從收入分布角度估計(jì)生育懲罰效應(yīng)的原因。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

(一)數(shù)據(jù)

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自2010年中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查主問(wèn)卷部分資料。調(diào)查在全國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市(不含港澳臺(tái))采用PPS法(區(qū)縣、居/村委會(huì)、家庭戶)收集資料。從研究目的出發(fā),本文選取18—64歲從事非農(nóng)勞動(dòng)的已婚在業(yè)女性作為研究對(duì)象*由于本文關(guān)注于生育的收入懲罰,因此未工作無(wú)勞動(dòng)收入女性被剔除在外。另外，受中國(guó)的計(jì)劃生育政策和傳統(tǒng)生育文化的影響,中國(guó)女性未婚生育情況極少,且這部分女性有著不同于已婚已育女性的勞動(dòng)供給行為[17],因此，本文不考察未婚女性。此外,研究對(duì)象沒(méi)有包括從事農(nóng)、林、牧、漁等勞動(dòng)的農(nóng)業(yè)戶口女性,原因在于調(diào)查中對(duì)這部分女性無(wú)工作投入程度、職業(yè)層級(jí)等控制變量的測(cè)量,剔除這部分樣本有助于更好評(píng)估生育的收入懲罰效應(yīng)。;因存在子女照料問(wèn)題,有婚姻史(離異、喪偶)女性也視同已婚者*因此,本文數(shù)據(jù)分析部分所指已婚女性含離異喪偶女性。;樣本規(guī)模4395。

(二)變量

因變量：本文測(cè)量的收入是勞動(dòng)收入,即勞動(dòng)者在勞動(dòng)力市場(chǎng)中通過(guò)勞動(dòng)獲得的報(bào)酬。調(diào)查詢問(wèn)了被訪者年勞動(dòng)收入總額,除以12后取自然對(duì)數(shù)得到因變量“對(duì)數(shù)月收入”,用于測(cè)量研究對(duì)象的收入水平。

自變量：研究的核心自變量為生育數(shù)量,已婚未育女性的生育子女?dāng)?shù)賦值為0。

控制變量：參考現(xiàn)有理論和實(shí)證研究成果,研究選取人力資本、工作投入程度、工作特征、家庭特征、個(gè)人特征作為模型的控制變量。

人力資本變量包括受教育年限,工齡及其平方,工作中斷時(shí)長(zhǎng),職稱和近三年進(jìn)修培訓(xùn)次數(shù)。受教育年限反映了已婚女性進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)時(shí)的初始人力資本水平,其余五個(gè)變量反映了已婚女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)中累積的人力資本水平。職稱分為無(wú)職稱、初級(jí)職稱、中級(jí)職稱、副高及以上職稱四類。

工作投入程度通過(guò)個(gè)體自我報(bào)告面臨“工作—家庭”沖突時(shí)的選擇來(lái)測(cè)量。測(cè)量語(yǔ)句包括“因?yàn)楣ぷ魈?很少管家里的事”和“為了家庭而放棄個(gè)人的發(fā)展機(jī)會(huì)”,選項(xiàng)包括從不、偶爾、有時(shí)、經(jīng)常。研究在調(diào)整語(yǔ)句測(cè)量方向后進(jìn)行賦分,變量取值區(qū)間0到3;得分越高工作投入程度越高。

工作特征變量包括所在職業(yè)女性的比例、工作單位所有制性質(zhì)、職業(yè)類型和行業(yè)類別?！八诼殬I(yè)女性的比例”反映了研究對(duì)象所從事工作的母職友好性程度;所在職業(yè)的女性比例越高,意味著職業(yè)隔離水平及由此帶來(lái)的收入懲罰效應(yīng)越強(qiáng)。婦女社會(huì)地位調(diào)查與“六普”同期,且兩項(xiàng)調(diào)查的職業(yè)小類編碼相同,變量取值可以通過(guò)“六普”公布的全國(guó)分性別、職業(yè)小類的人口數(shù)據(jù)獲得,用“職業(yè)小類的女性人口數(shù)量”除以“該職業(yè)在業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量”即得到該職業(yè)女性比例,變量取值區(qū)間0到1。工作單位所有制性質(zhì)分為四類:公共部門、國(guó)有集體經(jīng)濟(jì)部門、私有經(jīng)濟(jì)部門、非正式勞動(dòng)力市場(chǎng)。職業(yè)類型分為黨政企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人、專業(yè)技術(shù)人員、辦事人員、商業(yè)服務(wù)業(yè)人員、生產(chǎn)運(yùn)輸工人5類,“生產(chǎn)運(yùn)輸工人”為參照組,不包含農(nóng)業(yè)生產(chǎn)人員、軍人和其他不便分類從業(yè)人員。行業(yè)類別根據(jù)國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)分為20類,由于本文研究對(duì)象限定在非農(nóng)勞動(dòng)人口,因此“農(nóng)、林、牧、漁業(yè)”被剔除在外。

家庭特征變量包括婚姻狀況、配偶年收入、是否與老人同住。當(dāng)前婚姻狀況包括已婚、離異喪偶兩類。離異喪偶女性的配偶年收入為零。老人可以幫助照料小孩,與老人同住有助于減輕女性的照料負(fù)擔(dān),是否與老人同住變量以“否”為參照組。

個(gè)人特征變量包括政治資本、居住地和所在省份市場(chǎng)化水平。政治資本主要測(cè)量本人是否為中共黨員。居住地包括城鎮(zhèn)和農(nóng)村。作為外部社會(huì)性因素,市場(chǎng)化水平不僅直接影響個(gè)體收入,而且通過(guò)改變個(gè)體收入影響因素的作用效力間接影響個(gè)體收入。因此為控制市場(chǎng)化水平對(duì)收入獲得的影響,研究選擇2009年中國(guó)各地市場(chǎng)化相對(duì)指數(shù)得分作為是市場(chǎng)化水平的測(cè)量指標(biāo)[18]*由于問(wèn)卷調(diào)查的是2009年的勞動(dòng)收入情況,因此我們選擇了該年份的市場(chǎng)化相對(duì)指數(shù)作為測(cè)量指標(biāo)。2009年各省自治區(qū)直轄市市場(chǎng)化相對(duì)指數(shù)得分為:浙江11.8,江蘇11.54,上海10.96,廣東10.42,北京9.87,天津9.43,福建9.02,山東8.93,遼寧8.76,重慶8.14,河南8.04,安徽7.88,江西7.65,湖北7.65,四川7.56,湖南7.39,河北7.27,吉林7.09,海南6.4,內(nèi)蒙古6.27,廣西6.17,山西6.11,黑龍江6.11,云南6.06,寧夏5.94,陜西5.65,貴州5.56,新疆5.12,甘肅4.98,青海3.25,西藏0.38。。

表1 主要自變量的描述統(tǒng)計(jì)特征

(三)分析方法

研究主要運(yùn)用CQR模型分析收入分布的不同位置上“生育數(shù)量”變量的影響力大小、影響方向和統(tǒng)計(jì)顯著性的變化,并將結(jié)果與OLS模型進(jìn)行對(duì)比。傳統(tǒng)OLS模型存在兩方面缺陷:一方面,OLS回歸假定模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)來(lái)自均值為零、方差相同的分布,而在現(xiàn)實(shí)生活中這一假設(shè)難以完全滿足,數(shù)據(jù)會(huì)出現(xiàn)重尾分布或異方差等情形,此時(shí)OLS模型的穩(wěn)健性極差;另一方面,OLS模型在均值層面考察自變量對(duì)因變量的影響,研究結(jié)論難以有效擴(kuò)展到非均值位置,尤其是當(dāng)數(shù)據(jù)存在重尾分布時(shí),條件均值易受離群值干擾,OLS模型的考察是不合適的。為彌補(bǔ)OLS模型的不足,文中引入CQR模型進(jìn)行分析。與OLS模型相比,CQR模型更穩(wěn)健,能夠更為全面描繪因變量條件分布的全貌,有效考察因變量的分布如何受到自變量影響。本文所用研究模型如下:

Qτ(LnY|x)=ατ+βτBirthi+γτHCi+δτJEi+λτJC+ρτFCi+φτPCi+ετ

(1)

LnY=α+βBirthi+γHCi+δJEi+λJC+ρFCi+φPCi+ε

(2)

Birthi表示子女?dāng)?shù)量,HCi是一組人力資本變量,JEi和JCi分別代表工作投入變量和工作特征變量,FCi和PCi分別表示家庭特征和個(gè)人特征變量。等式1中ατ、βτ、γτ等回歸系數(shù)表示控制其他變量取值時(shí),第τ個(gè)分位數(shù)上解釋變量對(duì)因變量的邊際影響。

鑒于模型可能存在反向因果,生育子女?dāng)?shù)量可能反過(guò)來(lái)受到個(gè)人收入水平影響,因此研究選擇“戶籍”作為工具變量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膬?nèi)生性問(wèn)題。之所以選擇“戶籍”作為工具變量是因?yàn)槲覈?guó)計(jì)生政策城鄉(xiāng)有別,城鎮(zhèn)戶口居民嚴(yán)格執(zhí)行一胎政策,農(nóng)村戶口居民實(shí)行一胎半政策,生育子女?dāng)?shù)量受到戶籍的影響。弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示所選工具變量有效*第一階段回歸最小特征統(tǒng)計(jì)值F=45.6,按照經(jīng)驗(yàn)法則,若F值大于10則說(shuō)明工具變量有效,非弱工具變量。。但檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛢?nèi)生性的Hausman檢驗(yàn)顯示“子女?dāng)?shù)量”是外生變量,模型不存在內(nèi)生性問(wèn)題,運(yùn)用工具變量回歸的前提不成立*Hausman檢驗(yàn)p值為0.323,chi2(2)=2.26。。

四、結(jié)果與分析

(一)收入分布的描述性分析

為了更好說(shuō)明已婚女性的收入分布情況,研究繪制了已婚未育和已婚已育女性的對(duì)數(shù)月收入核密度圖。從核密度曲線的位置來(lái)看,已婚未育女性收入密度的峰值位于已生育女性的右側(cè),說(shuō)明已婚已育女性的平均勞動(dòng)收入低于已婚未育女性。從核密度曲線的形態(tài)來(lái)看,已婚未育女性的收入分布相對(duì)已婚已育女性而言呈低峰分布,說(shuō)明已婚已育女性的收入相對(duì)集中,已婚未育女性的收入分布較為分散、群體內(nèi)部的收入差異更大。

為了解不同分位數(shù)上已婚未育和已婚已育女性收入差異的變化,研究將不同分位數(shù)上已婚未育女性的對(duì)數(shù)月收入減去已婚已育女性的對(duì)數(shù)月收入后,用核加權(quán)局部多項(xiàng)式平滑法對(duì)各分位數(shù)的收入差距進(jìn)行曲線擬合。圖2顯示收入分布的中端,已婚未育和已婚已育女性的勞動(dòng)收入差距較大;在收入分布的低端和高端,兩類女性群體的收入差距趨于縮小,收入差距“兩頭小,中間大”。

圖1 已婚未育、已婚已育女性的月勞動(dòng)收入分布

圖2 已婚未育、已婚已育女性的分位數(shù)收入差距

(二)分位數(shù)回歸:生育數(shù)量的影響

圖3 OLS回歸和CQR回歸中“生育子女?dāng)?shù)量”變量回歸結(jié)果

表2報(bào)告了OLS回歸和CQR回歸的估計(jì)結(jié)果。為更清晰了解子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性收入獲得作用的變化,圖3給出了更多分位點(diǎn)上子女?dāng)?shù)量變量的CQR回歸系數(shù)和OLS系數(shù)。均值層面,在控制影響因素后生育子女?dāng)?shù)量對(duì)收入的影響依舊顯著,多生一個(gè)子女導(dǎo)致已婚女性勞動(dòng)收入平均下降3.4%。CQR回歸的結(jié)果顯示生育的收入懲罰效應(yīng)存在群體異質(zhì)性。整個(gè)收入分布上生育的收入懲罰效應(yīng)隨已婚女性收入水平的提高而波動(dòng)減弱。10%分位數(shù)上,多生一個(gè)孩子已婚女性的勞動(dòng)收入顯著下降10.1%;25%分位數(shù)上,生育數(shù)量的負(fù)向懲罰效應(yīng)下降到5.8%;中位數(shù)和75%分位數(shù)上生育對(duì)已婚女性收入獲得的影響不顯著;90%分?jǐn)?shù)上,多生一個(gè)子女后已婚女性勞動(dòng)收入顯著下降4.6%。

表2 子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚在業(yè)女性勞動(dòng)收入的影響

注:***p<0.001;**p<0.01;*p<0.05;△p<0.1,下同。

(三)不同收入層次上生育的收入懲罰機(jī)制

為進(jìn)一步考察不同收入水平上生育的收入懲罰機(jī)制,研究構(gòu)造了僅包含生育子女?dāng)?shù)量變量的CQR基準(zhǔn)模型,并依次加入控制變量,觀察生育子女?dāng)?shù)量變量的系數(shù)變化。表3顯示在控制人口特征、家庭特征、工作投入性、工作特征、人力資本等因素后,生育的懲罰效應(yīng)系數(shù)有了較大幅度的下降,相關(guān)因素有效解釋了生育對(duì)女性收入的負(fù)向影響,但不同收入層次上生育的收入懲罰機(jī)制有差異。

表3 CQR模型中“生育子女?dāng)?shù)量”變量的回歸系數(shù)比較

基準(zhǔn)模型中,子女?dāng)?shù)量對(duì)不同收入層次的已婚女性均存在極強(qiáng)的收入懲罰效應(yīng),多生一個(gè)子女后已婚女性勞動(dòng)收入下降20.0%—28.0%不等。

人口特征變量部分解釋了生育的收入懲罰效應(yīng)。模型2加入人口特征變量后,整個(gè)收入分布上回歸系數(shù)值均有一定程度降低,低分位數(shù)上的生育懲罰效應(yīng)變得明顯大于高分位數(shù),高收入已婚女性群體中懲罰效應(yīng)下降了72.3%*[(1-e-0.275)-(1-e-0.0.069)]/(1-e-0.275)×100。將人口特征所包含的三個(gè)變量依次放入回歸模型后發(fā)現(xiàn)地域和所在省份市場(chǎng)化水平解釋了90%分位點(diǎn)上大部分的系數(shù)降低,這意味著高收入已婚女性的生育懲罰相當(dāng)大程度上受區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鄉(xiāng)差異的影響。

與理論預(yù)期相一致,家庭特征在所有分位數(shù)上解釋了生育對(duì)女性收入的影響,解釋效力隨分位數(shù)的增加而增強(qiáng)。研究在模型2的基礎(chǔ)上依次加入家庭特征的三個(gè)變量后發(fā)現(xiàn),家庭特征因素中來(lái)自配偶的經(jīng)濟(jì)支持最有效地緩解了生育對(duì)收入的負(fù)向影響。對(duì)高收入女性而言配偶的經(jīng)濟(jì)支持尤其重要,在加入配偶年收入變量后,高收入已婚女性群體中生育的影響變得不顯著。

模型4和模型5中,工作投入程度和工作特征解釋了一部分生育的收入懲罰效應(yīng),但對(duì)不同收入水平已婚女性的解釋力有差異。工作投入程度和工作特征對(duì)收入較低的已婚女性解釋力有限。10%分位數(shù)上,工作投入程度加入后生育的收入懲罰效應(yīng)沒(méi)有變化,工作特征加入后懲罰效應(yīng)有著輕微的降低;25%分位數(shù)上,控制工作特征和工作投入程度變量后,生育子女?dāng)?shù)量的系數(shù)效應(yīng)從模型3的19.2%下降到模型5的15.9%。工作特征和工作投入程度較好地解釋了生育對(duì)中高收入女性收入的負(fù)向影響;與模型3相比,中位數(shù)和75%分位數(shù)上生育的收入懲罰效應(yīng)分別下降了29.7%和64.3%。

模型6和模型7依次控制了累積人力資本和初始人力資本。數(shù)據(jù)顯示，人力資本對(duì)生育的懲罰效應(yīng)有著較高的解釋力,控制人力資本后整個(gè)收入分布上生育的懲罰效應(yīng)下降了一半甚至更多。收入較低的已婚女性群體中,生育的收入懲罰效應(yīng)相當(dāng)大程度上源于養(yǎng)育子女導(dǎo)致的累積性人力資本不足;模型6加入累積人力資本變量后,Q10和Q25分位點(diǎn)上生育的懲罰效應(yīng)分別下降了49.7%和58.5%。收入分布的中端和中高端,控制人力資本因素后生育的收入懲罰效應(yīng)變得統(tǒng)計(jì)不顯著,相關(guān)解釋變量很好地解釋了中等收入和中高收入已婚女性群體中的生育懲罰效應(yīng)。高收入已婚女性群體中,90%分位數(shù)點(diǎn)上生育收入懲罰效應(yīng)的擴(kuò)大意味著她們需要在勞動(dòng)力市場(chǎng)中累積更為豐富的人力資本,以避免就業(yè)中斷帶來(lái)的人力資本折舊;而進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)時(shí)較高的學(xué)歷有助于緩解生育對(duì)收入的負(fù)向影響。

(四)生育懲罰效應(yīng)的群體差異

既然生育確實(shí)影響到已婚女性的勞動(dòng)收入,那么這種影響在不同類別的已婚女性群體中是否存在差異呢?研究進(jìn)一步考察了生育的收入懲罰效應(yīng)在兩類群體中的差異:本人白天是否親自照料低幼子女;不同工作單位性質(zhì),并對(duì)不同群體中“生育子女?dāng)?shù)量”的影響是否存在顯著差異進(jìn)行檢驗(yàn)。

經(jīng)濟(jì)學(xué)上未滿3歲的幼兒被視為時(shí)間密集式產(chǎn)品。白天親自照料低幼兒童會(huì)占用照料者大部分的時(shí)間,工作與家庭的絕對(duì)沖突對(duì)照料者的收入獲得有著極為不利的影響。表4數(shù)據(jù)顯示,白天親自照料低幼子女?dāng)U大了中低收入女性的生育懲罰效應(yīng)。從影響效力來(lái)看,10%和25%的分位數(shù)上,對(duì)于白天親自照顧低幼子女的女性而言,多生一個(gè)孩子勞動(dòng)收入分別下降10.8%和7.1%;白天未親自照顧低幼子女的女性中,10%分位數(shù)上懲罰效應(yīng)僅為7.9%,25%分位數(shù)上懲罰效應(yīng)不顯著。從影響力的變動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看,親自照料低幼子女的女性群體中,生育的收入懲罰效應(yīng)隨勞動(dòng)收入的提高而趨減,其影響主要針對(duì)收入較低的女性;而未親自照料低幼子女的女性群體中,除低收入群體外,其他收入層次上生育的懲罰效應(yīng)波動(dòng)不大;雖然90%分位數(shù)上,白天未親自照顧低幼子女女性導(dǎo)致勞動(dòng)收入降低,但僅在0.1水平上顯著,影響較輕微。

表4 子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚在業(yè)女性勞動(dòng)收入的影響(3歲前白天是否親自照料)*問(wèn)卷詢問(wèn)了調(diào)查對(duì)象“最后一個(gè)(多孩)/這個(gè)孩子(1孩)”3歲前白天是否由本人親自照顧,變量取值分為“是”和“否”兩類。此外,因篇幅所限,此處未報(bào)告同一分位數(shù)上兩組回歸方程“生育子女?dāng)?shù)量”回歸系數(shù)是否存在顯著差異的詳細(xì)檢驗(yàn)結(jié)果。生育代價(jià)顯著性差異的Hausman檢驗(yàn)p值均小于0.01,可以判斷在同一分位數(shù)上兩組回歸方程“生育子女?dāng)?shù)量”回歸系數(shù)存在顯著差異。如對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果有興趣,請(qǐng)與作者聯(lián)系。

當(dāng)前我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)具有典型二元分割特征。在不同勞動(dòng)力市場(chǎng)部門中,國(guó)家規(guī)制性力量和市場(chǎng)績(jī)效性原則的作用各有不同,性別平等政策對(duì)女性的庇護(hù)效果以及女性所遭遇的性別歧視程度也有所差異,收入水平也會(huì)因此受影響。表5數(shù)據(jù)顯示,生育的收入懲罰效應(yīng)隨已婚女性工作單位性質(zhì)的不同而變動(dòng)。生育的收入懲罰效應(yīng)在公有制部門中的影響范圍大于非公有制部門;對(duì)同一收入水平的已婚女性而言,在公有制部門中工作所遭遇的生育懲罰整體上大于非公有制部門。公共部門75%和90%分位數(shù)上,多生一個(gè)孩子已婚女性的勞動(dòng)收入分別降低7.8%和6.0%;國(guó)有集體經(jīng)濟(jì)部門中,25%和50%分位數(shù)上生育的懲罰效應(yīng)分別為12.0%和12.8%。私有經(jīng)濟(jì)部門中,生育僅影響高收入已婚女性的收入獲得;非正式勞動(dòng)力市場(chǎng)中,已婚女性的收入懲罰效應(yīng)在整個(gè)收入分布上均不顯著。為何生育的收入懲罰會(huì)在公有制部門中更嚴(yán)重?研究認(rèn)為可能的原因有兩個(gè)。一是非公有制部門市場(chǎng)化程度較高,市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)減少雇主的歧視偏見(jiàn)。因此從市場(chǎng)歧視論的觀點(diǎn)來(lái)看,就職于私有經(jīng)濟(jì)部門和非正式勞動(dòng)力市場(chǎng)的已婚女性遭遇的性別歧視小于在公有制部門就業(yè)的女性,生育對(duì)收入的負(fù)向影響也弱于公有制部門。二是非正式勞動(dòng)力市場(chǎng)就業(yè)的女性時(shí)間安排相對(duì)彈性化,能夠較為自主地分配照料、工作和休閑時(shí)間。私有經(jīng)濟(jì)部門進(jìn)入和退出的成本較低,已婚女性面臨嚴(yán)重的“工作—家庭”沖突時(shí)可以通過(guò)換工作來(lái)緩和矛盾。這也可能導(dǎo)致非公有制部門生育的懲罰效應(yīng)小于公有制部門。

表5 子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚在業(yè)女性勞動(dòng)收入的影響(分工作單位性質(zhì))*篇幅所限,此處未報(bào)告同一分位數(shù)上四組回歸方程“生育子女?dāng)?shù)量”回歸系數(shù)是否存在顯著差異的詳細(xì)檢驗(yàn)結(jié)果?；貧w系數(shù)顯著性差異的Hausman檢驗(yàn)顯示兩個(gè)公有制部門回歸方程中“生育子女?dāng)?shù)量”系數(shù)與兩個(gè)非公有制部門回歸方程“生育子女?dāng)?shù)量”系數(shù)彼此間存在顯著差異,p值小于0.1到0.001不等。如對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果有興趣,請(qǐng)與作者聯(lián)系。

五、結(jié)論與討論

本文基于2010年中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù),分析了生育對(duì)不同收入層次已婚女性勞動(dòng)收入的影響程度及影響機(jī)制,探討了生育懲罰的群體差異。研究主要有以下幾點(diǎn)發(fā)現(xiàn):

(一)已婚已育女性的平均收入水平低于未生育女性,在整個(gè)收入分布上她們的勞動(dòng)收入差距呈現(xiàn)出“兩頭小,中間大”的特點(diǎn)。

(二)生育對(duì)已婚女性勞動(dòng)力市場(chǎng)中的收入水平確實(shí)存在負(fù)向影響。整個(gè)收入分布上,生育的收入懲罰效應(yīng)主要針對(duì)收入較低的已婚女性和高收入已婚女性,收入較低的女性付出的生育代價(jià)更大。而在均值層面,生育對(duì)已婚女性的收入懲罰效應(yīng)在3.4%左右。

(三)不同收入層次上生育的收入懲罰機(jī)制存在差異。收入較低的已婚女性群體中,人力資本尤其是累積性人力資本的不足解釋了基準(zhǔn)模型中近6成的生育代價(jià)。高收入已婚女性群眾中,人口特征的差異解釋了基準(zhǔn)模型中7成左右的生育代價(jià),此外，家庭經(jīng)濟(jì)資源的支持和累積性人力資本也比較好地解釋了高收入女性的生育懲罰。

(四)生育對(duì)已婚女性的收入懲罰效應(yīng)存在群體差異。無(wú)論是影響的范圍還是影響的程度,生育的收入懲罰效應(yīng)在公有制部門均比非公有制部門嚴(yán)重。收入水平較低的已婚女性群體中,白天親自照料低幼子女者付出的生育代價(jià)大于未親自照料低幼子女者。

本文研究結(jié)論具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。生育二孩,不僅僅是個(gè)人與家庭的生產(chǎn),也是社會(huì)性的生產(chǎn)。二孩政策所帶來(lái)的人口紅利為社會(huì)全體所共享,其生育的成本也應(yīng)該由社會(huì)來(lái)共擔(dān)。但在現(xiàn)有的社會(huì)政策設(shè)計(jì)和社會(huì)服務(wù)規(guī)劃體系下,基本由女性及其家庭承擔(dān)生育成本,女性無(wú)論選擇“生二孩”或“不生二孩”都會(huì)帶來(lái)一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。女性若選擇生育二孩,回家育兒、職業(yè)中斷、收入降低,長(zhǎng)遠(yuǎn)看不僅損害女性社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位,有違性別平等的政治訴求,也造成社會(huì)人力資源的浪費(fèi),勞動(dòng)力供給不足。女性若選擇不生二孩,長(zhǎng)期低生育率將使中國(guó)社會(huì)繼續(xù)面臨“一胎化”政策的負(fù)面社會(huì)后果,無(wú)助于合理化人口結(jié)構(gòu)與家庭結(jié)構(gòu),也無(wú)法解決中國(guó)面臨的勞動(dòng)力供給不足和老齡化問(wèn)題。在計(jì)劃時(shí)代,黨和政府實(shí)施的婦女就業(yè)政策和家務(wù)勞動(dòng)社會(huì)化措施曾幫助女性有效平衡了家庭與工作,在增加人口數(shù)量的同時(shí)也使得女性以前所未有的規(guī)模和速度進(jìn)入社會(huì)勞動(dòng)領(lǐng)域,有效提升了女性的社會(huì)地位。在“全面二孩”時(shí)代,要想同時(shí)實(shí)現(xiàn)“男女平等”和“全面二孩”政策的政策目標(biāo),改革現(xiàn)有社會(huì)服務(wù)體系,育兒體系公共化、育兒成本社會(huì)化是必然的選擇。

當(dāng)然，本文研究也存在一些遺憾。研究所用數(shù)據(jù)收集于2010年,文中所分析的實(shí)際上仍是“一胎化”時(shí)期生育的收入懲罰效應(yīng),文中測(cè)算出的懲罰效應(yīng)值與“全面二孩”時(shí)代真實(shí)的懲罰效應(yīng)值之間應(yīng)該是有所偏差的,因此研究結(jié)論只能用于預(yù)判“全面二孩”政策時(shí)期女性可能遭遇的生育懲罰效應(yīng)會(huì)有多大。此外,文中對(duì)工作特征和工作投入程度的測(cè)量并不充分。表3CQR模型中加入工作特征變量和工作投入度變量后,生育子女?dāng)?shù)量變量的回歸系數(shù)降幅不大,工作特征和工作投入程度僅解釋了一小部分生育的收入懲罰效應(yīng)。但這并不意味著可以得出工作特征和工作投入程度缺乏解釋力的結(jié)論,其中部分原因在于研究受到問(wèn)卷測(cè)量指標(biāo)的限制,并未對(duì)相關(guān)因素展開(kāi)充分有效的測(cè)量。相關(guān)理論機(jī)制能否通過(guò)實(shí)證的檢驗(yàn)還有待更合適的調(diào)查問(wèn)卷和操作化指標(biāo)進(jìn)行深入考察。

[1] 吳要武.剝離收入效應(yīng)和替代效應(yīng)——對(duì)城鎮(zhèn)女性市場(chǎng)參與變化的解釋[J].勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究,2015(4):3-30.

[2] Gough M,Noonan M.2013.A Review of the Motherhood Wage Penalty in the United States[J]. Sociology Compass7(4):328-342.

[3] Budig M J,England P.2001.The Wage Penalty for Motherhood[J].American Sociological Review,66(2):204-225.

[4] Mincer J.1989.Human Capital and the Labor Market: a Review of Current Research[J].Educational Researcher,18(4):27-34.

[5] Becker GS.1985.Human capital,effort,and the sexual division of labor[J].Journal of Labor Economics,3(1):533-558.

[6] Hersch J.2009.Home Production and Wages Evidence from the American Time Use Survey[J].Review of Economics of the Household,7(2):59-178.

[7] Felfe C.2012.The Motherhood Wage Gap:What about Job Amenities[J].Labor Economics,19(1):59-67.

[8] Blau F D,Brinton M C,Grusky D B.2006.The Declining Significance of Gender?[J].New York:Russell Sage Foundation.

[9] Miller A R.2011.The Effects of Motherhood Timing on Career Path[J].Journal of Population Economics,24 (3): 1071-1100.

[10] Ehrenberg R G,Smith R S.2005.Modern Labor Economics:Theory and Public Policy[M].Boston:Addison Welsley.

[11] Borjas G J.1999.Labor Economics[Z].Irvin:McGraw Hill.

[12] Nan Jia,Xiao-Yuan Dong.2011.The Earnings Penalty for Motherhood in Urban China during the Economic Transition:Investigation Using Panel Data[Z].The University of Winnipeg,Working Paper,2011-02.

[13] 賈男,甘犁,張劼.工資率、“生育陷阱”與不可觀測(cè)類型[J].經(jīng)濟(jì)研究,2013(5):61-72.

[14] 張川川.子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給和工資的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì),2011(5):29-35.

[15] 於嘉,謝宇.生育對(duì)我國(guó)女性工資率的影響[J].人口研究,2014(1):18-29.

[16] 段志民.子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭收入的影響[J].統(tǒng)計(jì)研究,2016(10):83-92.

[17] 紀(jì)韶,王珊娜.精力分配視角下婚姻和生育對(duì)性別工資差別的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究,2015(1):81-87.

[18] 樊綱,王小魯,朱恒鵬.中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社.

(責(zé)任編輯 劉 英)

2017-03-14

國(guó)家社科基金重大項(xiàng)目“我國(guó)生育政策調(diào)整帶來(lái)的新社會(huì)問(wèn)題研究”(14ZDB150)，國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目“計(jì)劃生育政策調(diào)整的社會(huì)影響研究”(14ASH013)階段性成果。

肖潔，女，南京工業(yè)大學(xué)社會(huì)工作與管理系副教授，研究方向：家庭社會(huì)學(xué)、女性社會(huì)學(xué)。

C923

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1671-511X(2017)03-0091-09