生育對(duì)流動(dòng)女性就業(yè)的影響
——基于戶籍差異的比較分析

易瑩瑩，姚紫薇

(南京郵電大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210023)

我國(guó)目前正處于城鎮(zhèn)化加速發(fā)展的新時(shí)期，城鎮(zhèn)常住流動(dòng)人口數(shù)量逐年提升。為應(yīng)對(duì)人口老齡化，我國(guó)在2013年推行單獨(dú)二孩政策、2016年推行全面二孩政策，但出生人口并沒(méi)有顯著增長(zhǎng)。究其原因，有學(xué)者認(rèn)為，女性生育會(huì)影響其職業(yè)發(fā)展[1-3]，因此育齡女性生育意愿并不強(qiáng)烈。除此之外，勞動(dòng)力市場(chǎng)還存在薪酬性別差異。《2019中國(guó)職場(chǎng)性別差異報(bào)告》顯示，2018年中國(guó)女性平均薪酬為6 497元，為男性薪酬均值的78.3%。女性因生育可能導(dǎo)致就業(yè)中斷、收入中斷和工作經(jīng)驗(yàn)積累滯后[4-5]。

根據(jù)《中國(guó)流動(dòng)人口發(fā)展報(bào)告2017》最新數(shù)據(jù)，全國(guó)女性流動(dòng)人口的就業(yè)比例為77.5%，顯著低于流動(dòng)男性93.9%的就業(yè)比例，其中影響女性就業(yè)最主要的原因是“料理家務(wù)或帶孩子”。流動(dòng)女性具有“外來(lái)者”與“女性”雙重身份，在扮演母親與職員的雙重角色時(shí)更易受到市場(chǎng)和制度的制約，面臨更高的生育成本。遷移流動(dòng)導(dǎo)致其家庭網(wǎng)絡(luò)功能弱化，之前從父母那里得到的幼兒照料支持消失，流動(dòng)勞動(dòng)女性需要花費(fèi)更多精力照料幼兒逐漸使她們成為職場(chǎng)中的弱勢(shì)群體[6-7]。城鄉(xiāng)二元制度和異質(zhì)性計(jì)劃生育政策導(dǎo)致不同戶籍類型的流動(dòng)女性的生育率存在差異，生育對(duì)不同戶籍類型的流動(dòng)女性就業(yè)造成的影響是否存在異質(zhì)性有待進(jìn)一步考證。

一、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前關(guān)于生育對(duì)女性就業(yè)影響的研究主要集中于勞動(dòng)參與率和工資收入兩方面。在勞動(dòng)參與方面，學(xué)者普遍認(rèn)為女性生育會(huì)對(duì)其勞動(dòng)參與率產(chǎn)生消極影響，女性勞動(dòng)參與率隨著生育數(shù)量增加而降低，其中生育負(fù)擔(dān)和有學(xué)齡前兒童需要照顧是造成女性減少勞動(dòng)參與的主要原因[8-11]。張川川發(fā)現(xiàn)生育子女?dāng)?shù)量增加對(duì)城鎮(zhèn)已婚女性勞動(dòng)參與率、工作時(shí)間投入和收入均有顯著負(fù)向影響[12]。還有學(xué)者指出，“重男輕女”的生育觀念嚴(yán)重影響農(nóng)村婦女的生育行為，并且多生子女使得農(nóng)業(yè)已婚女性的非農(nóng)勞動(dòng)參與率、勞動(dòng)時(shí)間和收入均有所減少[13]。對(duì)已婚青年女性來(lái)說(shuō)，生育男孩和女孩雖均會(huì)負(fù)向影響其勞動(dòng)參與率，但男孩比女孩對(duì)母親外出工作的牽制力更強(qiáng)[14]。生育對(duì)農(nóng)業(yè)女性就業(yè)的影響存在邊際遞減效應(yīng)，同時(shí)也有文章提出隨著生育子女?dāng)?shù)量的增加，城鎮(zhèn)女性就業(yè)參與率可能出現(xiàn)倒U型變化[15-16]。

女性生育后為了平衡工作與家庭，可能接受較低的工資水平，這種現(xiàn)象被稱作“生育工資懲罰”。國(guó)外學(xué)者利用英國(guó)和美國(guó)數(shù)據(jù)對(duì)“生育工資懲罰”進(jìn)行深層次探究，發(fā)現(xiàn)每多生育一個(gè)子女將使得女性勞動(dòng)收入下降10%左右，且這一消極影響將隨著子女?dāng)?shù)量的增加而逐步增強(qiáng)[17]。於嘉也發(fā)現(xiàn)生育會(huì)對(duì)我國(guó)女性工資水平產(chǎn)生顯著負(fù)面影響，該影響隨著生育數(shù)量的增加而逐步加大[18]。段志民研究發(fā)現(xiàn)，缺少“三代同堂”家庭支持和從事專業(yè)技術(shù)管理類工作的女性的工資水平受生育影響更大[19]。此外，生育對(duì)城鎮(zhèn)體制內(nèi)女性工資水平也有顯著消極影響，一孩的“生育工資懲罰”邊際效應(yīng)比二孩更大，子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)影響流動(dòng)人口個(gè)人收入上漲，且生育數(shù)量對(duì)女性工資水平的邊際影響存在顯著地域、城鄉(xiāng)和產(chǎn)業(yè)差異[20-22]。

流動(dòng)女性作為我國(guó)女性群體的重要組成部分，雖然進(jìn)入城市能夠獲得更多就業(yè)機(jī)會(huì)，但其勞動(dòng)參與率較男性流動(dòng)人口低近20個(gè)百分點(diǎn)[23]，這與其生育行為是分不開的。本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，利用流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，研究生育對(duì)我國(guó)流動(dòng)女性就業(yè)的影響，從勞動(dòng)參與率及工資收入兩方面展開，重點(diǎn)關(guān)注這種影響是否存在戶籍差異。

二、數(shù)據(jù)、變量及研究方法

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文的主要數(shù)據(jù)來(lái)源于2011年、2014年及2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)(China Migrants Dynamic Survey,以下簡(jiǎn)稱CMDS)，該調(diào)查采用分層、多階段PPS抽樣方法，在31個(gè)省(區(qū)、市)和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)隨機(jī)抽取樣本，2011年、2014年、2016年分別有128 000、200 000、169 000個(gè)樣本。(1)2011年、2014年及2016年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)包含本文需要測(cè)度的所有變量，越來(lái)越多流動(dòng)女性孕婦選擇在現(xiàn)居地分娩、照料孩子，而一部分農(nóng)村流動(dòng)女性因城市開銷大而選擇回原戶籍地。使用三年混合截面數(shù)據(jù)避免了使用一年截面數(shù)據(jù)而造成樣本選擇問(wèn)題，從而能提供更加精密的估計(jì)量。本文合并三年數(shù)據(jù)構(gòu)成混合截面數(shù)據(jù)，選擇在本地居住一個(gè)月以上年齡在15～59歲之間的已育流動(dòng)女性樣本，進(jìn)行刪除缺失值等相關(guān)變量處理后，總計(jì)得到樣本150 536個(gè)。其中農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性樣本129 384個(gè)，占比85.95%，非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性樣本21 152個(gè)，占比14.05%。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

戶籍制度不同會(huì)導(dǎo)致各項(xiàng)指標(biāo)特征分化，本文按戶籍性質(zhì)分類，將農(nóng)業(yè)與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)居民流動(dòng)人口合并為農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口，非農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)居民流動(dòng)人口合并為非農(nóng)戶籍流動(dòng)人口，對(duì)流動(dòng)女性各個(gè)指標(biāo)變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(n=150536)

表1顯示農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性生育子女?dāng)?shù)較非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性多，說(shuō)明農(nóng)業(yè)戶籍女性在生育政策和生育偏好的影響下傾向于多生孩子。非農(nóng)流動(dòng)女性的家庭收入以及個(gè)人收入均比農(nóng)業(yè)流動(dòng)女性高。在流動(dòng)女性總體樣本中，初中學(xué)歷樣本比例為53.41%，說(shuō)明流動(dòng)女性普遍受教育程度不高，但是非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性受教育程度明顯高于農(nóng)業(yè)戶籍女性，非農(nóng)戶籍的流動(dòng)女性中，大專及以上學(xué)歷占比34.17%，比農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性高出近30個(gè)百分點(diǎn)。流動(dòng)女性總體勞動(dòng)參與率為69.85%，非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率較總體參與率稍高，但是非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性勞動(dòng)時(shí)間較農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性短，可能原因在于非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性的受教育程度普遍較高，擁有更多的社會(huì)資源，在城市中有更高的收入，可以適當(dāng)減少勞動(dòng)時(shí)間。樣本中流入東部地區(qū)的流動(dòng)人口比例最大，為43.23%，說(shuō)明流動(dòng)人口有往東、中部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市聚集的趨勢(shì)，因?yàn)槟塬@得更高收入和更多就業(yè)機(jī)會(huì)。

為了進(jìn)一步了解樣本勞動(dòng)參與率的變化特征，本文針對(duì)不同戶籍類型的流動(dòng)女性，探究不同子女?dāng)?shù)量對(duì)其勞動(dòng)參與率的影響，描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

表2 不同子女?dāng)?shù)量及不同戶籍流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率

從表2可以看出，不同子女?dāng)?shù)量及不同戶籍類型對(duì)流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率的影響呈現(xiàn)差異。首先，非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性總體勞動(dòng)參與率略高于農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性；其次，非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率隨子女?dāng)?shù)量的增加而迅速下降，對(duì)于農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性，子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)其勞動(dòng)參與率的影響趨勢(shì)有所波動(dòng)。

三、模型設(shè)定及估計(jì)結(jié)果

(一)生育對(duì)流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率的影響

1．模型設(shè)定

流動(dòng)女性的就業(yè)決策與生育決策可能相互影響，產(chǎn)生互為因果的內(nèi)生性關(guān)系，參與工作的流動(dòng)女性為了職業(yè)發(fā)展，傾向于少生或不生，同時(shí)生育傾向弱、工作能力強(qiáng)的女性勞動(dòng)參與積極性也會(huì)更高。另一方面，雖然考慮了眾多控制因素，但依然有可能存在一些不可觀測(cè)的遺漏變量。國(guó)外學(xué)者利用雙胞胎作為子女?dāng)?shù)量的工具變量[24-25]，或采用頭兩胎子女性別作為工具變量[26]。中國(guó)生育背景不同于國(guó)外，考慮到中國(guó)存在男孩生育偏好以及城鄉(xiāng)生育政策的差異，本文采用第一胎子女性別作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，考察子女?dāng)?shù)量與勞動(dòng)參與率之間的關(guān)系。含有工具變量的Probit模型如下：

(1)

Xi=α0+α1Gi+∑λiWij+μi

(2)

方程(1)為第二階段回歸模型，Yi為第i個(gè)觀測(cè)對(duì)象是否參與勞動(dòng)的虛擬變量，參與勞動(dòng)賦值為1，未參與勞動(dòng)賦值為0；方程(2)為第一階段回歸，表示第一胎子女性別對(duì)于子女?dāng)?shù)量的影響。Xi是主要解釋變量，即子女?dāng)?shù)量，Gi作為工具變量表示第一胎子女性別，Wij代表其他所有控制變量。α0、α1、β0、β1、γi、λi均為回歸系數(shù)，εi、μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2．估計(jì)結(jié)果

在控制了年齡、受教育程度、流入地區(qū)、婚姻狀況等變量后，發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量作為主要解釋變量，對(duì)總體樣本、農(nóng)業(yè)戶籍與非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率均產(chǎn)生了嚴(yán)重的負(fù)向影響。考察其對(duì)非農(nóng)流動(dòng)女性和農(nóng)業(yè)流動(dòng)女性影響的差異，結(jié)果顯示子女?dāng)?shù)量對(duì)于非農(nóng)流動(dòng)女性的勞動(dòng)參與率負(fù)效應(yīng)明顯大于農(nóng)業(yè)流動(dòng)女性(詳見表3)。

表3 子女?dāng)?shù)量對(duì)流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率影響的非線性Probit回歸分析結(jié)果

從流動(dòng)女性人力資本的角度考慮，勞動(dòng)參與率隨年齡增大呈現(xiàn)倒U型變化，這與經(jīng)典的勞動(dòng)供給理論相吻合[15]。生育子女后若有6歲以下的小孩在身邊需要照顧，女性不僅要付出養(yǎng)育子女的經(jīng)濟(jì)成本，更需要付出陪伴嬰幼兒成長(zhǎng)的時(shí)間成本。表3顯示6歲以下小孩的養(yǎng)育負(fù)擔(dān)對(duì)于農(nóng)業(yè)流動(dòng)女性的影響稍大于非農(nóng)流動(dòng)女性，一方面可能因?yàn)檗r(nóng)村流動(dòng)女性流向城市后家庭支持弱化，父母不能在身邊幫忙照顧嬰幼兒，高昂的托育費(fèi)用使養(yǎng)育負(fù)擔(dān)加重，另一方面可能因?yàn)檗r(nóng)業(yè)戶籍的流動(dòng)女性大多從事低技術(shù)含量的體力工作，往往工作時(shí)間較長(zhǎng)、工資較低、可替代性較強(qiáng)。因此，農(nóng)業(yè)流動(dòng)女性更易選擇退出勞動(dòng)市場(chǎng)以更好地照料子女。

家庭因素對(duì)勞動(dòng)參與率造成的影響不容小覷，家庭月收入越高，女性的勞動(dòng)參與率就越高，可能有兩方面原因。一方面女性的勞動(dòng)收入越高，留在市場(chǎng)工作所能帶來(lái)的收益更高，家庭經(jīng)濟(jì)壓力減小，則女性選擇繼續(xù)參與勞動(dòng)的機(jī)率大大增加，機(jī)會(huì)成本理論能夠輔以解釋；另一方面，月收入越高的家庭有更多的托育選擇，城市托育服務(wù)資源相對(duì)完善使得母親不必為照顧孩子發(fā)愁，女性則傾向于進(jìn)入市場(chǎng)勞動(dòng)。另外，已婚流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率較未婚女性更低，這與我國(guó)“女主內(nèi)，男主外”的傳統(tǒng)社會(huì)意識(shí)有關(guān)，女性在婚姻生活中往往承擔(dān)更多的家庭照料責(zé)任，導(dǎo)致已婚女性被迫放棄自身職業(yè)發(fā)展，以實(shí)現(xiàn)家庭效益最大化。

從流入地區(qū)來(lái)看，流入中部、西部和東北地區(qū)的流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率較東部地區(qū)要低。流動(dòng)人口外出就業(yè)是為了獲取更多的就業(yè)機(jī)會(huì)和更高的工資，沿海東部城市相較于其他地區(qū)有更好的發(fā)展前景，其良好的社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境為流動(dòng)人口提供了豐富的資源，東部城市第三產(chǎn)業(yè)的崛起也為流動(dòng)女性提供了更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。

3．內(nèi)生性判斷及工具變量選擇

由于Probit模型中子女?dāng)?shù)量與勞動(dòng)參與率之間存在嚴(yán)重的內(nèi)生性關(guān)系，且不同戶籍的流動(dòng)女性勞動(dòng)參與情況不同，考慮將第一胎子女性別作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，進(jìn)行兩階段IV-Probit估計(jì)。但由于不同戶籍之間生育政策的差異，是否使用該工具變量需要按照實(shí)際情況判斷。對(duì)兩種戶籍類型的流動(dòng)女性進(jìn)行IV-Probit分析，結(jié)果如表4。

表4 子女?dāng)?shù)量對(duì)不同戶籍流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率影響的IV-Probit模型分析結(jié)果

表4所有模型的第一階段分析結(jié)果均顯示工具變量對(duì)于內(nèi)生變量的解釋能力，顯然非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性的第一胎子女性別對(duì)于子女?dāng)?shù)量的解釋能力相對(duì)于農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性較弱。從表4可以看出，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性的外生性原假設(shè)為“H0∶ρ=0”，弱工具變量wald檢驗(yàn)的p值為0.0004，小于0.01，可以在1%的水平上認(rèn)為子女?dāng)?shù)量是內(nèi)生變量，非農(nóng)戶籍的wald檢驗(yàn)p值為0.2913，未通過(guò)檢驗(yàn)。出現(xiàn)這種戶籍異質(zhì)性現(xiàn)象的原因有兩點(diǎn)：第一，與之前城鄉(xiāng)生育政策的差異性有關(guān)，在城鎮(zhèn)地區(qū)實(shí)行嚴(yán)格的獨(dú)生子女政策的同時(shí)，部分農(nóng)村地區(qū)實(shí)行“一孩半”生育政策；第二，與生育性別偏好有關(guān)，中國(guó)農(nóng)村地區(qū)家庭一直以來(lái)有強(qiáng)烈的男孩生育偏好，沒(méi)有男孩的農(nóng)村家庭傾向于再生子女，一胎性別在很大程度上影響了農(nóng)村女性的生育數(shù)量，而城市女性則沒(méi)有明顯的生育性別偏好。

為了更直觀地說(shuō)明這種生育偏好情況，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)得到表5，當(dāng)?shù)谝惶榕r(shí)，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性選擇再生育的比例達(dá)到54.94%，而非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性這一比例只有23.79%，更加證實(shí)了以上假設(shè)。

表5 一胎性別為女時(shí)不同戶籍流動(dòng)女性生育情況

加入工具變量后將IV-Probit較Probit模型分析結(jié)果進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)對(duì)于農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性而言，子女?dāng)?shù)量對(duì)其勞動(dòng)參與率的負(fù)向影響明顯增強(qiáng)，表明Probit結(jié)果可能存在比較嚴(yán)重的內(nèi)生性偏誤。由于工具變量的估計(jì)結(jié)果反映的是局部平均處理效應(yīng)(LATE)，即由排他性工具變量所導(dǎo)致的內(nèi)生解釋變量的變化所引起的被解釋變量的變化[27]，所得到的IV估計(jì)結(jié)果表示第一胎子女性別所帶來(lái)的子女?dāng)?shù)量變化對(duì)流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率的影響。加入工具變量后受教育程度對(duì)于勞動(dòng)參與率的影響由顯著變?yōu)椴伙@著，其原因可能是農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性在城市中多從事非技術(shù)類工作，不需要過(guò)高的知識(shí)技能水平，體力勞動(dòng)比腦力勞動(dòng)更多，教育對(duì)勞動(dòng)參與率的影響在農(nóng)業(yè)流動(dòng)女性群體中難以體現(xiàn)。以上兩種模型中其他解釋變量的影響基本相似，與以往研究結(jié)果一致，不再一一贅述。

4．穩(wěn)健性分析

為驗(yàn)證模型結(jié)果的穩(wěn)健性，考慮到本研究樣本量較大，且二元變量取值較為平均，LPM的局限性在于違背了高斯馬爾可夫中的同方差假定，但異方差不影響系數(shù)估計(jì)的一致性和無(wú)偏性，其結(jié)果可以輸出作為本文穩(wěn)定性檢驗(yàn)進(jìn)行回歸分析。(2)LPM使用OLS的估計(jì)方法，預(yù)測(cè)事件發(fā)生的概率，雖然概率估計(jì)值有可能落在0～1之外，但在二元變量取值比較平均及大樣本情況下，LPM的結(jié)果接近于離散回歸模型。限于篇幅不再展示具體表格，結(jié)果證明使用OLS模型與2SLS的結(jié)果與上文實(shí)證分析中Probit及IV-Probit模型結(jié)果類似，生育子女?dāng)?shù)量對(duì)于兩種戶籍類型的流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率的影響方向一致，其他控制變量的估計(jì)結(jié)果同樣相似，即生育對(duì)于流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率的影響估計(jì)是穩(wěn)健的，負(fù)向影響的確存在。

(二)生育對(duì)流動(dòng)女性工資水平的影響

1．模型設(shè)定

子女?dāng)?shù)量對(duì)流動(dòng)女性的影響不僅體現(xiàn)在勞動(dòng)參與率方面，還有工資水平上。由于工資水平只有在女性就業(yè)的情況才能被觀察到，而女性選擇是否工作并不是隨機(jī)產(chǎn)生，即存在樣本選擇問(wèn)題。

本文采用經(jīng)典的Heckman兩步法解決不可觀測(cè)因素產(chǎn)生的樣本選擇偏誤問(wèn)題[28-29]，先利用Probit二元選擇模型預(yù)測(cè)個(gè)體樣本參與工作的可能性，計(jì)算出每一個(gè)樣本的反向Mills比率，再使用參加工作的女性樣本進(jìn)行回歸分析，同時(shí)把反向Mills比率作為控制變量加入模型，以獲得一致估計(jì)量，探究生育對(duì)于工資水平的影響。本文中筆者認(rèn)為婚姻狀態(tài)是與是否參與勞動(dòng)決策有關(guān)而與工資水平無(wú)關(guān)的因素，納入工作決策Probit模型。同時(shí)在子女?dāng)?shù)量影響工資水平的過(guò)程中，反向因果和遺漏變量造成的內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)干擾估計(jì)結(jié)果的無(wú)偏性，本文將Heckit模型與IV-Heckit模型進(jìn)行比較分析。

不考慮內(nèi)生性問(wèn)題的Heckit模型如下：

(3)

Pi=η0+η1Xi+∑φiFij+υi

(4)

基于以上，結(jié)合Heckman和工具變量法的IV-Heckit模型由(5)(6)(7)方程組組成：

(5)

Pi=η0+η1Gi+∑φiFij+υi

(6)

Xi=α0+α1Gi+∑λiWij+μi

(7)

其中Gi作為工具變量表示第一胎子女的性別，注意方程(6)中不應(yīng)該包括內(nèi)生解釋變量子女?dāng)?shù)量Xi，而納入外生工具變量，μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2．估計(jì)結(jié)果

表6顯示在不同戶籍之間，工具變量外生性Hausman檢驗(yàn)結(jié)果不同，對(duì)于農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性，檢驗(yàn)p值小于0.01，表示子女?dāng)?shù)量在農(nóng)業(yè)流動(dòng)女性群體中為內(nèi)生性變量，而非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性的Hausman檢驗(yàn)p值為0.3762，無(wú)法拒絕子女?dāng)?shù)量外生的原假設(shè)。農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性加入工具變量后，列(2)IV忽略子女?dāng)?shù)量的內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)嚴(yán)重高估該流動(dòng)群體女性生育對(duì)工資水平的正向影響，而非農(nóng)流動(dòng)女性未通過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)，子女?dāng)?shù)量對(duì)勞動(dòng)工資的影響在Heckit模型中顯著為正。因此本文選擇列(2)與列(3)分別作為農(nóng)業(yè)與非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性工資水平影響因素的結(jié)果分析。

表6 生育對(duì)不同戶籍流動(dòng)女性工資水平的影響結(jié)果

生育對(duì)于流動(dòng)女性工資水平的影響在不同戶籍之間存在相當(dāng)大的異質(zhì)性，與張川川2011年對(duì)全國(guó)女性的研究結(jié)論相反，子女?dāng)?shù)量對(duì)于農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性的工資水平呈現(xiàn)顯著消極影響，而對(duì)非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性的工資水平產(chǎn)生顯著積極影響。這表明戶籍制度引起的勞動(dòng)市場(chǎng)的分割，阻礙了農(nóng)民工從城市中獲得平等待遇的可能性，擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。其原因可能是：城市用人單位往往傾向于選擇受教育程度高、職業(yè)技能強(qiáng)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)較廣的非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性，其職場(chǎng)保留工資相較于農(nóng)業(yè)女性具備優(yōu)勢(shì)，工資溢價(jià)超過(guò)農(nóng)業(yè)流動(dòng)女性；非農(nóng)戶籍流動(dòng)人口受傳統(tǒng)男孩生育偏好影響較小，女性生育更加注重質(zhì)量而非數(shù)量，子女教育方面花費(fèi)更高，因此需要選擇較高工資水平的工作。

有6歲以下小孩需要照顧對(duì)兩種戶籍類型的流動(dòng)女性工資水平均有正向影響。與其對(duì)勞動(dòng)參與率產(chǎn)生的負(fù)向影響不同，隨著育兒負(fù)擔(dān)逐年增加，流動(dòng)女性流入大城市，缺少家庭支持，因此為彌補(bǔ)生育帶來(lái)的損失，流動(dòng)女性會(huì)在能力范圍內(nèi)盡可能選擇工資更高的工作，養(yǎng)育負(fù)擔(dān)體現(xiàn)為對(duì)勞動(dòng)工資的收入效應(yīng)。

四、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，采用工具變量法分析流動(dòng)女性生育與就業(yè)之間的關(guān)系，并進(jìn)一步利用Heckman兩步法解決樣本選擇問(wèn)題以考察生育對(duì)工資水平的影響。主要結(jié)論如下：第一，生育子女帶來(lái)的生育負(fù)擔(dān)和有6歲以下孩子需要照顧帶來(lái)的養(yǎng)育負(fù)擔(dān)均對(duì)流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生消極影響；第二，生育負(fù)擔(dān)對(duì)不同戶籍類型的流動(dòng)女性工資水平的影響存在差異，對(duì)農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性產(chǎn)生消極影響而對(duì)非農(nóng)戶籍流動(dòng)女性產(chǎn)生積極影響，養(yǎng)育負(fù)擔(dān)對(duì)不同戶籍類型流動(dòng)女性工資水平均產(chǎn)生正向效應(yīng)；第三，不同戶籍類型流動(dòng)女性之間工具變量適用情況有差別，第一胎子女性別能作為農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)女性子女?dāng)?shù)量的外生工具變量，而在非農(nóng)戶籍女性樣本數(shù)據(jù)中無(wú)法通過(guò)外生性檢驗(yàn)；第四，受教育程度越高、流入地區(qū)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，流動(dòng)女性勞動(dòng)參與率和工資水平就越高。

可以看出，隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，城市生活成本和生育成本進(jìn)一步提高，流動(dòng)人口的戶籍壁壘依然存在，必須提高對(duì)職業(yè)女性“生育代價(jià)”及其補(bǔ)償機(jī)制的關(guān)注度。從國(guó)家層面出發(fā)，政府應(yīng)當(dāng)加大財(cái)政支出，對(duì)生育女職工所在企業(yè)給予一定的優(yōu)惠補(bǔ)貼政策，建立企業(yè)性別平等激勵(lì)機(jī)制，給予女性生育支持并營(yíng)造良好社會(huì)文化環(huán)境，加強(qiáng)城市社區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。從企業(yè)層面出發(fā)，加強(qiáng)公司文化建設(shè)，消除公司內(nèi)部性別歧視，完善夫妻的產(chǎn)假與陪產(chǎn)假制度，努力實(shí)現(xiàn)男女同工同酬，提高女性社會(huì)地位。從家庭層面出發(fā)，提倡家庭成員相互扶持，夫妻之間家務(wù)勞動(dòng)合理分配，有效減緩職業(yè)女性的心理壓力和家庭負(fù)擔(dān)。

同時(shí)本文也存在一定局限性：第一，由于部分年份中工作時(shí)間變量的缺失，未能得到流動(dòng)女性工資率，進(jìn)而無(wú)法考察單位時(shí)間內(nèi)雇傭者愿意支付的工資水平，導(dǎo)致流動(dòng)女性的工資水平考察不盡全面；第二，由于問(wèn)卷數(shù)據(jù)的限制，在分析生育對(duì)就業(yè)的影響過(guò)程中，控制變量仍然存在一定程度遺漏，例如是否有父母跟隨流動(dòng)、丈夫是否承擔(dān)家務(wù)勞動(dòng)等，因問(wèn)卷中缺乏相關(guān)調(diào)查而無(wú)法加入模型考慮；第三，由于數(shù)據(jù)限制，無(wú)法對(duì)流動(dòng)女性的職業(yè)進(jìn)行準(zhǔn)確劃分，實(shí)證結(jié)果未發(fā)現(xiàn)其符合社會(huì)就業(yè)市場(chǎng)異質(zhì)性的規(guī)律，希望后續(xù)能就生育對(duì)不同行業(yè)流動(dòng)女性群體的影響是否具有差異性進(jìn)一步討論。