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) 社會工作與管理系，江蘇 南京 211816)

?

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) 社會工作與管理系，江蘇 南京 211816)

基于2010年中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù),考察生育對不同收入層次已婚女性勞動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;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使女性付出更大的生育代價。

生育的收入懲罰；勞動收入；已婚女性

一、引 言

近30年來我國生育政策經(jīng)歷了“一胎化”到“雙獨二孩”,進(jìn)而“單獨二孩”、“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)整變化對社會發(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)整所帶來的影響和沖擊首先發(fā)生在她們身上?！耙惶セ睍r期,生養(yǎng)1個小孩已使女性在工作與生活的平衡間舉步維艱,女性勞動力就業(yè)率走低[1],與男性收入差距拉大?！叭娑ⅰ睍r代,女性在生育期同時也是職業(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)險難免進(jìn)一步擴(kuò)大。多生一個小孩究竟會給中國女性的收入帶來怎樣的影響?影響又有多大呢?

關(guān)于生育對女性收入影響的研究,國際上已經(jīng)有著非常豐富的研究成果。來自美國、加拿大、德國等國大量經(jīng)驗研究顯示有子女女性的收入遠(yuǎn)低于無子女女性,生一個孩子導(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)前生育代價的研究大都聚焦于西方發(fā)達(dá)國家,中國相關(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。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)見的是在“全面二孩”時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大大降低,其家庭和社會地位也將因此而弱化。

本文旨在運(yùn)用2010年中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù),在整個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。本文將重點關(guān)注三個問題:(1)從收入分布的低端到高端,生育子女?dāng)?shù)量對已婚女性收入獲得的影響力大小及變化;(2)整個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)實政策意義更強(qiáng)。

二、經(jīng)驗研究綜述

生兒育女為何會降低女性收入?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,能為雇主帶來更高生產(chǎn)效率與更多利潤,因而擁有較高的職業(yè)成就與薪水[4]。生育對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、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)甚至提早退出勞動力市場。加大人力資本投資,不僅耗費(fèi)額外的時間、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間、精力的分配決定了個體在勞動力市場中的經(jīng)濟(jì)回報[5]。個體在家庭中投入的時間、精力越多,在勞動力市場中投入的時間精力就會越少,勞動力市場中的表現(xiàn)自然受到影響。出于家庭利益最大化的考慮,已育女性在勞動力市場與家庭的時間精力分配上會傾向于家庭優(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,升職機(jī)會較低,收入水平受影響。而且人的精力是有限的,已育女性長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,勞動力市場經(jīng)濟(jì)回報降低。

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者的勞動質(zhì)量與能力,還取決于工作性質(zhì)和條件[6]。對于工作條件較好的工作,勞動者接受低工資以換取較好工作條件給自身帶來的效用;對于條件較差的工作,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、方便隨時進(jìn)出勞動力市場,當(dāng)然也因為自身人力資本累積不足、投入工作精力有限,已生育的女性會以犧牲收入為代價主動或被動地選擇技術(shù)發(fā)展相對緩慢,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“母職友好型”工作的偏好和涌入使得相關(guān)職業(yè)女性勞動力供給過量,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、被社會認(rèn)定為女性職業(yè)后,雇主會判定該職業(yè)價值下降,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。

市場歧視論也部分解釋了生育的收入懲罰效應(yīng)。首先,“統(tǒng)計歧視”使已生育女性在就業(yè)時不受雇主青睞。由于信息不對稱或獲取成本過高,雇主在選擇雇員時存在識別困難的情況,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)€人特征以識別勞動者的生產(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)常請假、辭職,職業(yè)生涯偏短、工作經(jīng)驗偏少,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?jīng)驗或技能要求較低、替代性較強(qiáng)的低層次職位上,支付較低的報酬。其次，當(dāng)已生育女性在就業(yè)、升職等方面遭遇不公對待后,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“單獨二孩”政策出臺后,為考察生育政策調(diào)整的社會后果,人口社會學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)學(xué)者開始系統(tǒng)研究生育代價問題,但CNKI能夠檢索到的文獻(xiàn)仍較少。研究結(jié)論上,由于計量模型和測量變量不同,學(xué)者間彼此估算出來的結(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生育經(jīng)歷女性低24.6%、小時收入低22.9%,他的另一項研究則顯示，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)生育對女性小時工資率的影響僅在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。生育對城鎮(zhèn)女性家庭收入的負(fù)向影響大于農(nóng)村[16],對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。但考慮到中國收入差距持續(xù)拉大的現(xiàn)實,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。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。這也是本文為何要從收入分布角度估計生育懲罰效應(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)來自2010年中國婦女社會地位調(diào)查主問卷部分資料。調(diào)查在全國31個省、自治區(qū)、直轄市(不含港澳臺)采用PPS法(區(qū)縣、居/村委會、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)勞動的已婚在業(yè)女性作為研究對象*由于本文關(guān)注于生育的收入懲罰,因此未工作無勞動收入女性被剔除在外。另外，受中國的計劃生育政策和傳統(tǒng)生育文化的影響,中國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供給行為[17],因此，本文不考察未婚女性。此外,研究對象沒有包括從事農(nóng)、林、牧、漁等勞動的農(nóng)業(yè)戶口女性,原因在于調(diào)查中對這部分女性無工作投入程度、職業(yè)層級等控制變量的測量,剔除這部分樣本有助于更好評估生育的收入懲罰效應(yīng)。;因存在子女照料問題,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：本文測量的收入是勞動收入,即勞動者在勞動力市場中通過勞動獲得的報酬。調(diào)查詢問了被訪者年勞動收入總額,除以12后取自然對數(shù)得到因變量“對數(shù)月收入”,用于測量研究對象的收入水平。

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,工作中斷時長,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)入勞動力市場時的初始人力資本水平,其余五個變量反映了已婚女性在勞動力市場中累積的人力資本水平。職稱分為無職稱、初級職稱、中級職稱、副高及以上職稱四類。

工作投入程度通過個體自我報告面臨“工作—家庭”沖突時的選擇來測量。測量語句包括“因為工作太忙,很少管家里的事”和“為了家庭而放棄個人的發(fā)展機(jī)會”,選項包括從不、偶爾、有時、經(jīng)常。研究在調(diào)整語句測量方向后進(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的收入懲罰效應(yīng)越強(qiáng)。婦女社會地位調(diào)查與“六普”同期,且兩項調(diào)查的職業(yè)小類編碼相同,變量取值可以通過“六普”公布的全國分性別、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、國有集體經(jīng)濟(jì)部門、私有經(jīng)濟(jì)部門、非正式勞動力市場。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,由于本文研究對象限定在非農(nóng)勞動人口,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。

個人特征變量包括政治資本、居住地和所在省份市場化水平。政治資本主要測量本人是否為中共黨員。居住地包括城鎮(zhèn)和農(nóng)村。作為外部社會性因素,市場化水平不僅直接影響個體收入,而且通過改變個體收入影響因素的作用效力間接影響個體收入。因此為控制市場化水平對收入獲得的影響,研究選擇2009年中國各地市場化相對指數(shù)得分作為是市場化水平的測量指標(biāo)[18]*由于問卷調(diào)查的是2009年的勞動收入情況,因此我們選擇了該年份的市場化相對指數(shù)作為測量指標(biāo)。2009年各省自治區(qū)直轄市市場化相對指數(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)計顯著性的變化,并將結(jié)果與OLS模型進(jìn)行對比。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)誤差項來自均值為零、方差相同的分布,而在現(xiàn)實生活中這一假設(shè)難以完全滿足,數(shù)據(jù)會出現(xiàn)重尾分布或異方差等情形,此時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,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,第τ個分位數(shù)上解釋變量對因變量的邊際影響。

鑒于模型可能存在反向因果,生育子女?dāng)?shù)量可能反過來受到個人收入水平影響,因此研究選擇“戶籍”作為工具變量檢驗?zāi)Ｐ偷膬?nèi)生性問題。之所以選擇“戶籍”作為工具變量是因為我國計生政策城鄉(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)計值F=45.6,按照經(jīng)驗法則,若F值大于10則說明工具變量有效,非弱工具變量。。但檢驗?zāi)Ｐ蛢?nèi)生性的Hausman檢驗顯示“子女?dāng)?shù)量”是外生變量,模型不存在內(nèi)生性問題,運(yùn)用工具變量回歸的前提不成立*Hausman檢驗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數(shù)月收入核密度圖。從核密度曲線的位置來看,已婚未育女性收入密度的峰值位于已生育女性的右側(cè),說明已婚已育女性的平均勞動收入低于已婚未育女性。從核密度曲線的形態(tài)來看,已婚未育女性的收入分布相對已婚已育女性而言呈低峰分布,說明已婚已育女性的收入相對集中,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數(shù)月收入減去已婚已育女性的對數(shù)月收入后,用核加權(quán)局部多項式平滑法對各分位數(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報告了OLS回歸和CQR回歸的估計結(jié)果。為更清晰了解子女?dāng)?shù)量對已婚女性收入獲得作用的變化,圖3給出了更多分位點上子女?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)量對收入的影響依舊顯著,多生一個子女導(dǎo)致已婚女性勞動收入平均下降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減弱。10%分位數(shù)上,多生一個孩子已婚女性的勞動收入顯著下降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)上生育對已婚女性收入獲得的影響不顯著;90%分?jǐn)?shù)上,多生一個子女后已婚女性勞動收入顯著下降4.6%。

表2 子女?dāng)?shù)量對已婚在業(yè)女性勞動收入的影響

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),多生一個子女后已婚女性勞動收入下降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變量依次放入回歸模型后發(fā)現(xiàn)地域和所在省份市場化水平解釋了90%分位點上大部分的系數(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變量后發(fā)現(xiàn),家庭特征因素中來自配偶的經(jīng)濟(jì)支持最有效地緩解了生育對收入的負(fù)向影響。對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)點上生育收入懲罰效應(yīng)的擴(kuò)大意味著她們需要在勞動力市場中累積更為豐富的人力資本,以避免就業(yè)中斷帶來的人力資本折舊;而進(jìn)入勞動力市場時較高的學(xué)歷有助于緩解生育對收入的負(fù)向影響。

(四)生育懲罰效應(yīng)的群體差異

既然生育確實影響到已婚女性的勞動收入,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。

經(jīng)濟(jì)學(xué)上未滿3歲的幼兒被視為時間密集式產(chǎn)品。白天親自照料低幼兒童會占用照料者大部分的時間,工作與家庭的絕對沖突對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)。從影響效力來看,10%和25%的分位數(shù)上,對于白天親自照顧低幼子女的女性而言,多生一個孩子勞動收入分別下降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。從影響力的變動趨勢來看,親自照料低幼子女的女性群體中,生育的收入懲罰效應(yīng)隨勞動收入的提高而趨減,其影響主要針對收入較低的女性;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)量對已婚在業(yè)女性勞動收入的影響(3歲前白天是否親自照料)*問卷詢問了調(diào)查對象“最后一個(多孩)/這個孩子(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)檢驗結(jié)果。生育代價顯著性差異的Hausman檢驗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。如對檢驗結(jié)果有興趣,請與作者聯(lián)系。

當(dāng)前我國勞動力市場具有典型二元分割特征。在不同勞動力市場部門中,國家規(guī)制性力量和市場績效性原則的作用各有不同,性別平等政策對女性的庇護(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。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,多生一個孩子已婚女性的勞動收入分別降低7.8%和6.0%;國有集體經(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;非正式勞動力市場中,已婚女性的收入懲罰效應(yīng)在整個收入分布上均不顯著。為何生育的收入懲罰會在公有制部門中更嚴(yán)重?研究認(rèn)為可能的原因有兩個。一是非公有制部門市場化程度較高,市場競爭會減少雇主的歧視偏見。因此從市場歧視論的觀點來看,就職于私有經(jīng)濟(jì)部門和非正式勞動力市場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,生育對收入的負(fù)向影響也弱于公有制部門。二是非正式勞動力市場就業(yè)的女性時間安排相對彈性化,能夠較為自主地分配照料、工作和休閑時間。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”沖突時可以通過換工作來緩和矛盾。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)量對已婚在業(yè)女性勞動收入的影響(分工作單位性質(zhì))*篇幅所限,此處未報告同一分位數(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)檢驗結(jié)果?；貧w系數(shù)顯著性差異的Hausman檢驗顯示兩個公有制部門回歸方程中“生育子女?dāng)?shù)量”系數(shù)與兩個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。如對檢驗結(jié)果有興趣,請與作者聯(lián)系。

五、結(jié)論與討論

本文基于2010年中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù),分析了生育對不同收入層次已婚女性勞動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,在整個收入分布上她們的勞動收入差距呈現(xiàn)出“兩頭小,中間大”的特點。

(二)生育對已婚女性勞動力市場中的收入水平確實存在負(fù)向影響。整個收入分布上,生育的收入懲罰效應(yīng)主要針對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更大。而在均值層面,生育對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。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,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)生育對已婚女性的收入懲罰效應(yīng)存在群體差異。無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)實意義。生育二孩,不僅僅是個人與家庭的生產(chǎn),也是社會性的生產(chǎn)。二孩政策所帶來的人口紅利為社會全體所共享,其生育的成本也應(yīng)該由社會來共擔(dān)。但在現(xiàn)有的社會政策設(shè)計和社會服務(wù)規(guī)劃體系下,基本由女性及其家庭承擔(dān)生育成本,女性無論選擇“生二孩”或“不生二孩”都會帶來一系列社會經(jīng)濟(jì)問題。女性若選擇生育二孩,回家育兒、職業(yè)中斷、收入降低,長遠(yuǎn)看不僅損害女性社會經(jīng)濟(jì)地位,有違性別平等的政治訴求,也造成社會人力資源的浪費(fèi),勞動力供給不足。女性若選擇不生二孩,長期低生育率將使中國社會繼續(xù)面臨“一胎化”政策的負(fù)面社會后果,無助于合理化人口結(jié)構(gòu)與家庭結(jié)構(gòu),也無法解決中國面臨的勞動力供給不足和老齡化問題。在計劃時代,黨和政府實施的婦女就業(yè)政策和家務(wù)勞動社會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)量的同時也使得女性以前所未有的規(guī)模和速度進(jìn)入社會勞動領(lǐng)域,有效提升了女性的社會地位。在“全面二孩”時代,要想同時實現(xiàn)“男女平等”和“全面二孩”政策的政策目標(biāo),改革現(xiàn)有社會服務(wù)體系,育兒體系公共化、育兒成本社會化是必然的選擇。

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,文中所分析的實際上仍是“一胎化”時期生育的收入懲罰效應(yīng),文中測算出的懲罰效應(yīng)值與“全面二孩”時代真實的懲罰效應(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”政策時期女性可能遭遇的生育懲罰效應(yīng)會有多大。此外,文中對工作特征和工作投入程度的測量并不充分。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卷測量指標(biāo)的限制,并未對相關(guān)因素展開充分有效的測量。相關(guān)理論機(jī)制能否通過實證的檢驗還有待更合適的調(diào)查問卷和操作化指標(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)——對城鎮(zhèn)女性市場參與變化的解釋[J].勞動經(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”與不可觀測類型[J].經(jīng)濟(jì)研究,2013(5):61-72.

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

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

[16] 段志民.子女?dāng)?shù)量對家庭收入的影響[J].統(tǒng)計研究,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.中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報告[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社.

(責(zé)任編輯 劉 英)

2017-03-14

國家社科基金重大項目“我國生育政策調(diào)整帶來的新社會問題研究”(14ZDB150)，國家社科基金重點項目“計劃生育政策調(diào)整的社會影響研究”(14ASH013)階段性成果。

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

C923

A

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