子女?dāng)?shù)量對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)性別工資差異的影響
——基于CGSS跨期數(shù)據(jù)的分析

李鴻玲, 馮巨章

(華南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,廣州 510006)

一、問(wèn)題提出

在老齡化、少子化、不婚化三大趨勢(shì)加速到來(lái)的背景下,中國(guó)的人口政策迎來(lái)了歷史性的突破,鼓勵(lì)生育成為當(dāng)下最重要的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革之一。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局最新發(fā)布的人口數(shù)據(jù),2022年末全國(guó)總?cè)丝跀?shù)14.12億,比上年末減少85萬(wàn)人,出現(xiàn)了自1949年以來(lái)除了三年自然災(zāi)害期以外的第一次負(fù)增長(zhǎng),總和生育率跌破1.1,人口政策調(diào)整效果并未達(dá)到預(yù)期,人口形勢(shì)日益嚴(yán)峻。

女性作為中國(guó)生育和人口紅利的重要貢獻(xiàn)者,承擔(dān)了懷孕生子等繁衍后代的責(zé)任和工作,女性這一重要角色對(duì)中國(guó)新生勞動(dòng)力及人口紅利的創(chuàng)造起著舉足輕重的作用,女性作為母親的角色是社會(huì)延續(xù)和發(fā)展不可或缺的部分。但是,女性作為母親的角色也導(dǎo)致了“性別-母職雙重賦稅”問(wèn)題和承擔(dān)“母職”的女性在就業(yè)中要受到“生育的收入懲罰”的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。美國(guó)勞動(dòng)部2020年的一份統(tǒng)計(jì)報(bào)告顯示,中國(guó)女性的勞動(dòng)參與率達(dá)到了70%,位列世界第一,而逐漸上升的女性勞動(dòng)力參與率并未降低勞動(dòng)力市場(chǎng)中的性別工資差異,消除收入不平等現(xiàn)象?！?021年全球性別差距報(bào)告》指出,中國(guó)女性群體的收入僅為男性群體的63%,性別工資差距擴(kuò)大為37%。

一方面,人口形勢(shì)日益嚴(yán)峻,建立生育友好型社會(huì)刻不容緩;另一方面,性別工資差異持續(xù)性擴(kuò)大,女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)上仍然遭受歧視。人口政策的調(diào)整勢(shì)必對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)產(chǎn)生影響,同時(shí)勞動(dòng)力市場(chǎng)回報(bào)又會(huì)影響女性的生育決策,從而影響人口政策的效果。多生育一個(gè)子女是否會(huì)導(dǎo)致性別工資差異的擴(kuò)大?伴隨著人口政策的調(diào)整,性別工資差異的變動(dòng)趨勢(shì)如何?有無(wú)地區(qū)差異?這些問(wèn)題是本文要研究的重點(diǎn)問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于性別工資差異,學(xué)者們進(jìn)行了大量的研究,并取得了豐碩的研究成果。大部分文獻(xiàn)主要從人力資本、性別歧視、性別職業(yè)隔離等方面解釋性別工資差異形成的原因[1]。早期人力資本理論確實(shí)可以部分解釋性別工資差異的存在,如女性受教育程度的上升可以解釋美國(guó)20世紀(jì)80年代以前性別收入差異的縮小[2],西班牙、意大利、南歐等國(guó)家和地區(qū)的數(shù)據(jù)也都驗(yàn)證了女性受教育程度的不斷提高是性別收入差異縮小的主要原因[3-4]。但近年來(lái)伴隨著男女受教育程度的趨同,人力資本的解釋力度越來(lái)越弱[5]。大部分研究認(rèn)為職業(yè)隔離現(xiàn)象仍然很?chē)?yán)重,也有少量研究得出了職業(yè)隔離現(xiàn)象正在減少的結(jié)論。Blau和Beller認(rèn)為,制度分割是造成性別工資差異的重要因素[6]。Cardoso等研究得出,近20年間,葡萄牙的性別隔離現(xiàn)象呈現(xiàn)出不斷惡化的趨勢(shì),且拉大了性別工資差異[7]。Becker最早用歧視來(lái)解釋性別工資差異[8],后來(lái)得到了很多經(jīng)濟(jì)學(xué)者的不斷發(fā)展和檢驗(yàn)。Pacheco等分析了新西蘭性別收入差異的影響因素,發(fā)現(xiàn)只有16.59%—35.58%可以用人力資本等因素進(jìn)行解釋,64.4%—83%無(wú)法解釋[9]。伴隨著男女受教育程度的趨同、職業(yè)隔離現(xiàn)象的減少,人力資本、職業(yè)隔離的解釋力度越來(lái)越弱,傳統(tǒng)工資方程中能被特征效應(yīng)解釋的性別工資差異部分越來(lái)越小,歧視的解釋力度越來(lái)越大,但顯然這是被高估了。隨著高質(zhì)量微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的涌現(xiàn),研究者們開(kāi)始從勞動(dòng)力市場(chǎng)以外的視角尋找原因,其中對(duì)家庭分工尤其是生育的關(guān)注越來(lái)越多。

西方學(xué)者較早開(kāi)始關(guān)注生育對(duì)女性職業(yè)發(fā)展的影響,女性因?yàn)樯鴷簳r(shí)性退出勞動(dòng)力市場(chǎng),因照管子女及更多的家務(wù)勞動(dòng)不得不對(duì)家庭投入更多的時(shí)間和精力,從而影響到她們?cè)趧趧?dòng)力市場(chǎng)上的表現(xiàn),包括勞動(dòng)參與率、工作時(shí)間及勞動(dòng)效率,進(jìn)一步影響勞動(dòng)收入,西方學(xué)者稱(chēng)之為“生育懲罰”或“生育代價(jià)”[10]。人力資本理論[11]、補(bǔ)償性差異理論[12]、家庭經(jīng)濟(jì)理論[13]、統(tǒng)計(jì)性歧視理論[14]等都從理論角度解釋了生育的懲罰效應(yīng),大量的實(shí)證研究也證明了“生育代價(jià)”的存在。多數(shù)研究認(rèn)為,雖然女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)上受到懲罰的程度因家庭特征、個(gè)體因素和國(guó)家及地區(qū)的生育政策而不同,但總體上生育子女?dāng)?shù)量的增加與女性工資收入的減少顯著正相關(guān)。 Rhys和Gaelle使用歐洲的家庭面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),每多生一個(gè)孩子,女性的工資就要減少10%—11%[15]。Korenman和Neumark使用美國(guó)的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),生育一個(gè)孩子的女性比未生育女性的工資少7%,生育兩個(gè)及以上孩子的女性比未生育女性的工資少22%[16]。 Molina和Montuenga研究發(fā)現(xiàn),西班牙勞動(dòng)力市場(chǎng)也存在女性性別工資差異,子女?dāng)?shù)量與女性收入顯著負(fù)相關(guān),且隨著生育的子女?dāng)?shù)量增加,女性收入的遞減效應(yīng)更顯著[17]。

中國(guó)國(guó)內(nèi)近年來(lái)也開(kāi)始關(guān)注子女?dāng)?shù)量對(duì)女性勞動(dòng)收入的影響問(wèn)題。張川川發(fā)現(xiàn),子女?dāng)?shù)量對(duì)于工資收入的影響,城鎮(zhèn)和農(nóng)村婦女表現(xiàn)不同,子女?dāng)?shù)量的增加顯著降低了城鎮(zhèn)婦女的工資水平,卻沒(méi)有顯著影響有正規(guī)收入的農(nóng)村婦女的工資水平[18]。Jia和Dong的研究結(jié)果顯示,子女?dāng)?shù)量增加帶來(lái)的女性收入下降幅度非常明顯,女性每增加一個(gè)子女,工資率下降約50%[19]。熊海珠和袁國(guó)敏根據(jù)中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查中心最新公布的數(shù)據(jù)測(cè)算了生育二孩對(duì)不同地區(qū)已婚女性工資率的影響,發(fā)現(xiàn)生育二孩對(duì)中國(guó)已婚女性的工資率具有明顯的負(fù)面影響,但這種影響在東西部地區(qū)有所不同:在東部地區(qū)生育二孩導(dǎo)致女性工資率下降 14.1%,在中部地區(qū)和西部地區(qū)生育二孩對(duì)女性工資率的負(fù)向影響分別為 8.61%和 6.76%;經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá),女性的生育代價(jià)越大[20]。

生育給男性帶來(lái)的影響卻呈現(xiàn)出不同的結(jié)果,父親身份對(duì)于男性的就業(yè)結(jié)果只有微不足道或者積極的影響[21-22]。Pencavel通過(guò)對(duì)調(diào)查樣本進(jìn)行實(shí)證分析探究子女?dāng)?shù)量對(duì)父親勞動(dòng)供給的確定性影響,指出隨著子女?dāng)?shù)量的增加,父親的勞動(dòng)供給并沒(méi)有顯著減少[23]。這是因?yàn)?在實(shí)際生活中,女性承擔(dān)了大部分的子女照管責(zé)任,男性的工作極少受到影響。張世偉和郭鳳鳴研究發(fā)現(xiàn),已婚對(duì)男性的工資收入具有明顯的激勵(lì)作用。受傳統(tǒng)觀念的影響,男性結(jié)婚以后往往需要承擔(dān)更多的家庭責(zé)任,這會(huì)促使男性增加勞動(dòng)供給并且工作更加勤奮, 從而導(dǎo)致工資水平的提升。所以,對(duì)于子女?dāng)?shù)量較多的家庭而言,男性可能更加努力工作,使得性別工資差異擴(kuò)大[24]。而雇主往往也將生育對(duì)男性的激勵(lì)作用作為穩(wěn)定性的標(biāo)志,為男性提供更高的工資收入[25]。Angrist和Evans將前兩個(gè)孩子的性別作為工具變量,也發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量的增加并不一定會(huì)降低父親的勞動(dòng)供給率和勞動(dòng)效率[26]。子女?dāng)?shù)量增加,男性的勞動(dòng)供給沒(méi)有減少或者反而有所增加,那么女性只能減少勞動(dòng)供給,增加照料子女的時(shí)間,這取決于市場(chǎng)勞動(dòng)和家庭勞動(dòng)選擇的互相依賴(lài)性。

盡管對(duì)性別工資差異的研究成果豐碩,但國(guó)內(nèi)鮮少有關(guān)注子女?dāng)?shù)量對(duì)男女收入沖擊的比較研究。因此,本文在中國(guó)不斷調(diào)整人口政策的背景下,利用CGSS跨期數(shù)據(jù),分析子女?dāng)?shù)量對(duì)中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)性別工資差異的影響,探究人口政策對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的動(dòng)態(tài)沖擊。

三、實(shí)證分析

(一) 數(shù)據(jù)來(lái)源及變量設(shè)計(jì)

在考慮了現(xiàn)有數(shù)據(jù)庫(kù)的使用情況和數(shù)據(jù)可獲得性的情況下,本文采用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS) 2010—2019年項(xiàng)目第二期數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)包含2011年、2013年、2015年和2017年的4輪截面數(shù)據(jù)。選擇CGSS數(shù)據(jù)主要是基于四個(gè)方面的考慮。一是CGSS是中國(guó)最早的全國(guó)性、綜合性和連續(xù)性的學(xué)術(shù)調(diào)研項(xiàng)目,數(shù)據(jù)免費(fèi)提供給學(xué)者進(jìn)行學(xué)術(shù)研究。二是CGSS迄今已經(jīng)開(kāi)展了近10期調(diào)研,其數(shù)據(jù)在時(shí)間上具有相對(duì)于其他幾個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)更好的連續(xù)性。三是CGSS數(shù)據(jù)調(diào)研樣本覆蓋了中國(guó)各省、自治區(qū)、直轄市的1萬(wàn)多個(gè)家庭,調(diào)研問(wèn)卷的抽樣方法具有科學(xué)性和隨機(jī)性,因此收集的數(shù)據(jù)更具有系統(tǒng)性和全面性。四是CGSS包括個(gè)體、家庭、社會(huì)等多個(gè)層面的數(shù)據(jù),尤其是與女性生育行為密切相關(guān)的生育年齡、子女?dāng)?shù)量和收入情況等數(shù)據(jù),非常切合本文展開(kāi)的子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異的影響研究。

本研究的被解釋變量是性別工資(Wage),采用CGSS問(wèn)卷中全年的職業(yè)/勞動(dòng)收入即個(gè)人年度總收入來(lái)衡量。在數(shù)據(jù)處理中剔除了沒(méi)有工資收入的樣本,接著使用2010年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減,以使各年的實(shí)際收入水平具有可比性,并在實(shí)證分析中進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。解釋變量為子女?dāng)?shù)量(Children)即一個(gè)育齡女性生育孩子的數(shù)量,CGSS歷年調(diào)查問(wèn)卷中均有“請(qǐng)問(wèn)您有幾個(gè)兒子”和“請(qǐng)問(wèn)您有幾個(gè)女兒”兩個(gè)問(wèn)題,對(duì)由其答案所得的兒子數(shù)量和女兒數(shù)量進(jìn)行加總,得到一個(gè)家庭的子女?dāng)?shù)量。

基于人力資本理論,借鑒以往研究,本文從個(gè)體特征、工作特征和家庭特征三個(gè)方面考慮控制變量。

個(gè)體特征。本研究考慮了性別、民族、戶口類(lèi)型、黨員身份和受教育程度。在實(shí)際數(shù)據(jù)處理中,采用分類(lèi)賦值法,男性=1,女性=0;民族為漢族的取值為1,非漢族取值為0;農(nóng)業(yè)戶口=1,非農(nóng)業(yè)戶口=0;黨員=1,非黨員=0;小學(xué)=6,初中=9,普通高中/職業(yè)高中/技校/中專(zhuān)=12,大專(zhuān)=15,本科=16,研究生及以上=19。

工作特征。改革開(kāi)放后,單位所有制性質(zhì)趨于多樣化,“體制”內(nèi)外的勞動(dòng)者所面對(duì)的是不同的收入分配模式和生育支持環(huán)境。本研究將單位所有制性質(zhì)作為“工作特征”的代理變量予以控制。該變量為類(lèi)別變量,根據(jù)問(wèn)卷中被調(diào)查者工作單位的性質(zhì)進(jìn)行分類(lèi),就職于國(guó)有部門(mén)取值為1,就職于非國(guó)有部門(mén)取值為0。

家庭特征。女性的生育行為決策,包括生育年齡和子女?dāng)?shù)量決策,均屬于家庭決策,受到家庭因素的影響。具體來(lái)看,配偶的年齡和受教育程度會(huì)對(duì)女性的婚育行為產(chǎn)生顯著的影響,同時(shí),配偶的年齡和受教育程度又會(huì)直接影響配偶的經(jīng)濟(jì)收入,進(jìn)而影響家庭收入,而家庭收入是女性參與勞動(dòng)和生育后是否繼續(xù)工作的重要影響因素。因此,本文將配偶的收入水平作為控制變量,采用CGSS調(diào)查問(wèn)卷中配偶的年收入來(lái)衡量。

在明確了解釋變量、被解釋變量和控制變量并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理后,得到變量的描述性統(tǒng)計(jì)(見(jiàn)表1)。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)實(shí)證模型設(shè)計(jì)

為了探究子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異的影響,本文先基于工資和收入決定模型構(gòu)建基礎(chǔ)模型如下:

lnwagei=αi+βChildreni+γXi+εi

(1)

其中,lnwagei為工資收入的對(duì)數(shù),Childreni表示子女?dāng)?shù)量,Xi表示影響工資收入的控制變量,εi表示誤差項(xiàng),β表示子女?dāng)?shù)量對(duì)工資收入的影響估計(jì)系數(shù)。

接著,為了保證研究的穩(wěn)健性和進(jìn)一步深入分析子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異產(chǎn)生的影響,系統(tǒng)剖析在工資條件分布的不同位置上子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資水平的不同影響,本文采用分位數(shù)回歸方法展開(kāi)實(shí)證分析,以避免極端值導(dǎo)致的估計(jì)不穩(wěn)健和不客觀問(wèn)題。分位數(shù)回歸模型可表示為:

Qiθ(Yi/Xi)=Xiβiθ+uiθ

(2)

公式(2)中Qiθ(Yi/Xi)表示在Xi已定的條件下與分位數(shù)Q相對(duì)應(yīng)的條件分位數(shù),可以根據(jù)課題設(shè)計(jì)和需要選擇各種不同的分位數(shù)進(jìn)行回歸估計(jì)。本文采用現(xiàn)有文獻(xiàn)中使用較多的三個(gè)分位數(shù)進(jìn)行回歸,分別是0.25分位數(shù)、0.5分位數(shù)和0.75分位數(shù),并通過(guò)最小化方程(3)得到分位數(shù)回歸的系數(shù)估計(jì)值,即:

(3)

方程(1)主要檢驗(yàn)子女?dāng)?shù)量對(duì)男女性別工資產(chǎn)生的影響,無(wú)法估計(jì)子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異產(chǎn)生的影響。為了進(jìn)一步分析子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異產(chǎn)生的影響,采用Oaxaca-Blinder分解方法對(duì)工資方程進(jìn)行分解。Oaxaca-Blinder分解將性別工資的均值差異分解為可解釋和不可解釋的兩部分,把特征差異帶來(lái)的工資差異描述為可解釋部分,把系數(shù)差異帶來(lái)的工資差異描述為不可解釋部分,即因?yàn)楣椭髌缫暬蛘咝詣e行業(yè)歧視導(dǎo)致的性別工資差異。本章將采用這一方法將性別工資差異產(chǎn)生的原因區(qū)分為可解釋的部分和不可解釋的部分,并將觀測(cè)年份的工資差異進(jìn)行二次分解,得到不同年份的性別工資差異數(shù)據(jù),然后再次展開(kāi)子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異的影響回歸分析。Oaxaca-Blinder分解方法的基本思路為,假設(shè)男女勞動(dòng)力的工資決定方程如下:

(4)

(5)

依據(jù)最小二乘法的性質(zhì),對(duì)方程(4)和(5)作差可以得到:

(6)

(三)子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異的影響實(shí)證結(jié)果與分析

1．描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2和圖1分別對(duì)2011年、2013年、2015年和2017年的性別工資收入均值及子女?dāng)?shù)量均值進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析。由表1可知,2011年至2017年全樣本、男性和女性的性別工資收入均值都呈現(xiàn)出逐年增長(zhǎng)的特點(diǎn)。這說(shuō)明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升,勞動(dòng)力市場(chǎng)上男性和女性的工資收入均在增長(zhǎng)。但在性別工資差異方面有兩個(gè)不同點(diǎn)。一是2011年和2013年女性的平均工資收入要高于男性的平均工資收入,而2015年和2017年男性的平均工資收入反超了女性的平均工資收入。二是男性平均工資收入的增長(zhǎng)速度高于女性平均工資收入。2011年至2017年,男性平均工資收入增長(zhǎng)了1倍多,而女性平均工資收入的增長(zhǎng)則不到1倍。這說(shuō)明在勞動(dòng)力市場(chǎng)上男性的平均工資收入增長(zhǎng)速度快,女性的平均工資收入增長(zhǎng)速度慢,男女工資收入的差距在逐步擴(kuò)大。

圖1 子女?dāng)?shù)量均值統(tǒng)計(jì)圖

表2 性別工資收入的描述性統(tǒng)計(jì)分析

由圖1可知,在子女?dāng)?shù)量的分布特征上,2011年至2017年整體樣本家庭的子女?dāng)?shù)量呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì),但增長(zhǎng)速度緩慢。2011年全樣本分析中每個(gè)家庭平均子女?dāng)?shù)量為1.18個(gè),2013年每個(gè)家庭平均子女?dāng)?shù)量為1.38個(gè),2015年每個(gè)家庭平均子女?dāng)?shù)量為1.43個(gè),2017年每個(gè)家庭平均子女?dāng)?shù)量為1.63個(gè)。2015年后,研究樣本的平均子女?dāng)?shù)量增長(zhǎng)速度要高于前面三年,這可能是因?yàn)?015年年底全國(guó)全面放開(kāi)了“二孩”政策,促進(jìn)了新生子女?dāng)?shù)量增長(zhǎng)。

2. 子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異的影響實(shí)證分析

(1)子女?dāng)?shù)量與性別工資收入:基本回歸結(jié)果

表3 報(bào)告了基于全樣本組、女性樣本組和男性樣本組的基準(zhǔn)工資回歸模型估計(jì)結(jié)果。由表3可知,在全樣本組中子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)為-0.029,在1%的水平上顯著,子女?dāng)?shù)量與性別工資收入顯著負(fù)相關(guān),子女?dāng)?shù)量的增加將導(dǎo)致男性與女性整體工資收入下降2.9%。在男性樣本組中,子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)為0.007,但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。在女性樣本組中,子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)為-0.074,在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),子女?dāng)?shù)量的增加將導(dǎo)致女性工資收入下降7.4%?？梢?jiàn),子女?dāng)?shù)量的增加總體上降低了個(gè)體的性別工資收入,但對(duì)男性與女性工資收入的影響存在顯著的差異。子女?dāng)?shù)量的增加顯著降低了女性的工資收入,但對(duì)男性的工資收入影響不顯著。

表3 子女?dāng)?shù)量影響性別工資收入的OLS回歸結(jié)果(基于全樣本)

產(chǎn)生這種差異性結(jié)論的原因主要在于三個(gè)方面。一是隨著子女?dāng)?shù)量的增加,女性照顧年幼子女的時(shí)間和精力將成倍增加,這大大減少了女性在工作上的時(shí)間投入和精力投入,降低了女性的工資收入。二是女性出于履行“母親”這一責(zé)任的考慮,會(huì)在生育子女后進(jìn)行工作選擇時(shí)優(yōu)先考慮除薪酬以外的工作福利待遇因素,如工作時(shí)間安排的自由程度和靈活度、工作地點(diǎn)離家比較近、工作時(shí)間不出差等因素,以便能夠有更多的時(shí)間照顧年幼子女,而這些工作往往是一些職位較低、薪酬較低的工作,導(dǎo)致女性成為更低效率的市場(chǎng)勞動(dòng)者。這無(wú)疑會(huì)造成女性的工資收入下降,使其無(wú)法像男性勞動(dòng)者一樣根據(jù)個(gè)人能力、專(zhuān)業(yè)特征和愛(ài)好選擇工作和職業(yè)。三是在中國(guó)傳統(tǒng)文化影響下,以父權(quán)為主導(dǎo)的家庭傳統(tǒng)觀念仍然存在,家庭分工以男性賺錢(qián)養(yǎng)家、女性照顧家庭為主,男性在有子女之后將要承擔(dān)更加繁重的養(yǎng)育子女和家庭的經(jīng)濟(jì)壓力。這導(dǎo)致男性將更多的時(shí)間和精力放在工作上,努力提升工資收入,一定程度上解釋了為什么子女?dāng)?shù)量會(huì)對(duì)男性的工資收入產(chǎn)生正向影響。

從控制變量上來(lái)看,性別與工資收入顯著正相關(guān),說(shuō)明男性在勞動(dòng)力市場(chǎng)上占據(jù)優(yōu)勢(shì),性別為男性有助于提升個(gè)體的性別工資收入。年齡與性別工資收入顯著負(fù)相關(guān),隨著年齡的增加,性別工資收入將減少。民族特征中漢族有利于個(gè)體提升性別工資收入,而非漢族等其他民族不利于個(gè)體提升性別工資收入。個(gè)體受教育程度與性別工資收入顯著正相關(guān),受教育程度越高,性別工資收入越高。戶口類(lèi)型中農(nóng)村戶口與性別工資收入負(fù)相關(guān),農(nóng)村戶口已經(jīng)成為個(gè)體提升性別工資收入的劣勢(shì)。是否為黨員對(duì)性別工資收入的影響不顯著。配偶的年齡、受教育程度和經(jīng)濟(jì)收入水平與個(gè)體的性別工資收入顯著正相關(guān),隨著配偶年齡的增長(zhǎng)、受教育程度的提高以及經(jīng)濟(jì)收入的增加,個(gè)體的性別工資收入也會(huì)增加。

(2)子女?dāng)?shù)量與性別工資收入:年份差異

為了考察子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資收入影響的變動(dòng)趨勢(shì),分別使用2011年、2013年、2015年和2017年的CGSS數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,表4—表7分別報(bào)告了各年份子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的結(jié)果。

表4 子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的OLS回歸結(jié)果(2011年)

從表4和表5的分析結(jié)果可以看出,2011年和2013年子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資收入的整體影響及對(duì)男性工資收入的影響都不顯著,但顯著影響了女性的工資收入,導(dǎo)致女性工資收入分別下降了7.1和6.5個(gè)百分點(diǎn)。子女?dāng)?shù)量對(duì)男女兩性工資收入的差異化影響,無(wú)疑將加大勞動(dòng)力市場(chǎng)上的性別工資差異。

表5 子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的OLS回歸結(jié)果(2013年)

2015年的分析結(jié)果呈現(xiàn)出了一定的變化,無(wú)論是在整體樣本還是男女樣本中,子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)都為負(fù),且在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),在三組樣本中子女?dāng)?shù)量的增加均在一定程度上降低了性別工資收入。但與男性相比,子女?dāng)?shù)量導(dǎo)致女性工資收入下降的幅度更大,這種差異化的影響將造成男性和女性的工資收入差距進(jìn)一步加大,分析結(jié)果詳見(jiàn)表6。

表6 子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的OLS回歸結(jié)果(2015年)

2017年的分析結(jié)果顯示,盡管子女?dāng)?shù)量在整體樣本和男性樣本中的影響都不顯著,但對(duì)男性工資收入的影響卻由前面年份的負(fù)向變?yōu)檎?對(duì)女性工資收入的影響仍然通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),導(dǎo)致女性工資收入下降了近9個(gè)百分點(diǎn)(詳見(jiàn)表7)。

表7 子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的OLS回歸結(jié)果(2017年)

綜上可知,不同年份子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資收入的影響存在一定的不同,2011年、2013年和2017年的整體樣本分析中均發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資收入影響不顯著,但2015年子女?dāng)?shù)量顯著降低了性別工資收入。這可能是由于2014年全國(guó)較多地區(qū)放開(kāi)了“單獨(dú)二孩”政策以及2015年“全面二孩”政策在全國(guó)范圍內(nèi)的推廣,導(dǎo)致研究樣本中子女?dāng)?shù)量出現(xiàn)了一定的增加,進(jìn)而對(duì)性別工資收入產(chǎn)生了顯著的影響。同時(shí),子女?dāng)?shù)量對(duì)男性和女性樣本的影響存在顯著的差異?？傮w上看,子女?dāng)?shù)量對(duì)男性性別工資收入產(chǎn)生的影響不顯著,但對(duì)女性工資收入產(chǎn)生了顯著的消極影響,從4年的觀測(cè)結(jié)果來(lái)看,子女?dāng)?shù)量導(dǎo)致女性工資收入下降6.5%—25.1%。這種差異化的影響無(wú)疑將導(dǎo)致性別工資收入差異增大。

(3)子女?dāng)?shù)量與性別工資收入:區(qū)域差異

為了考察子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資收入的影響是否存在區(qū)域異質(zhì)性,本文基于研究樣本的歸屬地,將樣本分為東部地區(qū)樣本、中部地區(qū)樣本和西部地區(qū)樣本進(jìn)行分組回歸分析。表8—表10分別報(bào)告了三個(gè)地區(qū)子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資收入的影響估計(jì)結(jié)果。

表8 東部地區(qū)子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的OLS回歸結(jié)果

由表8可知,在東部地區(qū)全樣本組中子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)為負(fù),男性樣本組中子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)為正,兩者均不顯著。在女性樣本組分析中,子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)為負(fù),且在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明在東部地區(qū)子女?dāng)?shù)量顯著降低了女性的工資收入,女性工資收入下降的幅度為7.6個(gè)百分點(diǎn)。由表9可知,在三組樣本分析中子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)分別為-0.044、-0.010、-0.083,估計(jì)系數(shù)均為負(fù),但男性樣本組未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明,在中部地區(qū)子女?dāng)?shù)量整體上降低了性別工資收入,降低幅度為4.4個(gè)百分點(diǎn);同時(shí),在中部地區(qū)子女?dāng)?shù)量也顯著降低了女性工資收入,降低幅度為8.3個(gè)百分點(diǎn)。由表10可知,在西部地區(qū)子女?dāng)?shù)量與性別工資收入的關(guān)系在三組樣本分析中均不顯著。

表9 中部地區(qū)子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的OLS回歸結(jié)果

表10 西部地區(qū)子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的OLS回歸結(jié)果

綜上可知,子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資收入的影響存在一定的區(qū)域差異:在全樣本分析中,子女?dāng)?shù)量?jī)H在中部地區(qū)顯著降低了性別工資收入;在男性樣本分析中,子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資的影響在三個(gè)地區(qū)均不顯著;而在女性樣本分析中,子女?dāng)?shù)量顯著降低了東部和中部地區(qū)女性的工資收入,但對(duì)西部地區(qū)女性的工資收入影響不顯著。這個(gè)結(jié)論進(jìn)一步驗(yàn)證了性別工資差異與區(qū)域市場(chǎng)化程度的關(guān)系,在市場(chǎng)化程度越高的地區(qū),性別工資差異越大。

四、子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資的分位數(shù)影響

為了探究在工資收入分布的不同分位點(diǎn)上子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資收入的影響差異,本部分進(jìn)一步采用分位數(shù)回歸法對(duì)整體樣本以及各年份男性樣本與女性樣本展開(kāi)了回歸分析。

(一)整體樣本的分位數(shù)分析結(jié)果

表11報(bào)告了全樣本情況下子女?dāng)?shù)量影響性別工資收入的分位數(shù)回歸結(jié)果。由表11可知,在全樣本分析的0.25分位數(shù)上,子女?dāng)?shù)量與性別工資收入顯著負(fù)相關(guān),也就是說(shuō)生育子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)低收入群體的負(fù)向影響最大。同時(shí),與男性樣本組相比,子女?dāng)?shù)量對(duì)女性樣本組各分位點(diǎn)工資收入的影響更顯著。在男性樣本組的分析中,隨著分位數(shù)的增加,子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資的影響逐漸增大,但均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。在女性樣本組的分析中,子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)為負(fù),絕對(duì)值隨著分位數(shù)的增加反而減小了,且在各分位點(diǎn)上的估計(jì)結(jié)果均顯著。這說(shuō)明多次生育對(duì)低收入女性的收入沖擊要高于高收入女性,低收入女性在面臨生育時(shí)徹底退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的可能性更大。整體上看,在各分位點(diǎn)上子女?dāng)?shù)量對(duì)女性工資收入的削減作用要顯著高于男性。

表11 子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的分位數(shù)回歸結(jié)果(基于整體樣本)

(二)各年份樣本的分位數(shù)分析結(jié)果

表12報(bào)告了男性樣本組各年份子女?dāng)?shù)量影響性別工資收入的分位數(shù)回歸結(jié)果。由表12可知,2011年和2013年,在0.25、0.5和0.75分位數(shù)上,子女?dāng)?shù)量對(duì)男性工資收入的影響均不顯著,但從各分位數(shù)上子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)來(lái)看,其系數(shù)估計(jì)值在逐漸增大,且對(duì)男性工資收入的影響隨著分位數(shù)的增加呈現(xiàn)U型特征。2015年,在各分位點(diǎn)上子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)分別為-0.162、-0.238、-0.303,隨著分位數(shù)的增加,子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值逐漸增大;這說(shuō)明隨著分位數(shù)的增加,子女?dāng)?shù)量對(duì)男性工資收入的影響越來(lái)越大,表現(xiàn)為子女?dāng)?shù)量的增加顯著降低了高收入男性的工資收入。2017年,僅在0.5分位數(shù)上子女?dāng)?shù)量對(duì)男性工資收入的影響是顯著的,但在三個(gè)分位點(diǎn)上子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)均為正;這說(shuō)明子女?dāng)?shù)量對(duì)男性工資收入產(chǎn)生了正向影響,但這種影響在0.25和0.75分位數(shù)上不顯著?？傮w上看,2011年與2013年各分位點(diǎn)上子女?dāng)?shù)量對(duì)男性工資收入的影響不顯著,2015年子女?dāng)?shù)量對(duì)男性工資收入的負(fù)向影響隨著分位數(shù)的增加而增大,而2017年子女?dāng)?shù)量在各分位點(diǎn)上對(duì)男性工資收入的影響均為正;隨著年份的推移和分位數(shù)的增加,子女?dāng)?shù)量對(duì)男性工資收入的影響逐漸由負(fù)向影響向正向影響轉(zhuǎn)變。

表12 子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的分位數(shù)回歸結(jié)果(基于男性樣本)

表13報(bào)告了女性樣本組各年份子女?dāng)?shù)量影響性別工資收入的分位數(shù)回歸結(jié)果。由表13可知,2011年、2013年和2017年,在各分位點(diǎn)上,子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)都為負(fù),且隨著分位數(shù)的增加,子女?dāng)?shù)量對(duì)女性工資收入的影響越來(lái)越小。而2015年呈現(xiàn)出了不一樣的特點(diǎn),隨著分位數(shù)的增加,子女?dāng)?shù)量的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值逐漸增大,且均在統(tǒng)計(jì)上顯著;這說(shuō)明隨著分位數(shù)的增加,子女?dāng)?shù)量對(duì)女性工資收入的負(fù)向影響越來(lái)越大?？傮w上看,子女?dāng)?shù)量在各分位點(diǎn)上對(duì)女性工資收入的影響表現(xiàn)出2011年和2013年隨著分位數(shù)的增加而減小、2015年隨著分位數(shù)的增加而增大、2017年隨著分位數(shù)的增加而減小的N型變動(dòng)趨勢(shì)。

表13 子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的分位數(shù)回歸結(jié)果(基于女性樣本)

綜上可知,在相同年份相同分位點(diǎn)上,子女?dāng)?shù)量對(duì)女性工資收入的影響基本要高于男性,且隨著分位數(shù)的增加和時(shí)間的推移,子女?dāng)?shù)量對(duì)男性工資收入的影響逐漸由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向,而對(duì)女性工資收入的影響始終是負(fù)向影響。

五、子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異的影響分解

在通過(guò)OLS回歸分析和分位數(shù)回歸分析后,為了探索個(gè)體因素中的特征效應(yīng)和歧視因素對(duì)性別工資差異的貢獻(xiàn)程度,進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異的貢獻(xiàn)程度,本章采用Oaxaca-Blinder分解法對(duì)整體樣本的性別工資差異進(jìn)行分解,具體分解結(jié)果見(jiàn)表14。

表14 子女?dāng)?shù)量影響性別工資差異的Oaxaca-Blinder分解結(jié)果

在特征差異方面,子女?dāng)?shù)量的特征差異值為負(fù)數(shù),從系數(shù)的絕對(duì)值來(lái)看,子女?dāng)?shù)量對(duì)性別工資差異的貢獻(xiàn)度為13.569%,說(shuō)明子女?dāng)?shù)量將有利于縮小性別工資差異?？赡艿脑蚴?現(xiàn)代家庭主要以雙職工家庭為主,夫妻雙方均為家庭經(jīng)濟(jì)收入的主要貢獻(xiàn)者,隨著子女?dāng)?shù)量的增加,家庭生活成本和子女養(yǎng)育成本增加,夫妻雙方將更加努力工作,增加在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工作時(shí)間,提升工資收入。從特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)的比較來(lái)看,性別工資差異中由市場(chǎng)歧視造成的無(wú)法解釋部分的比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于由個(gè)體特征造成的可解釋部分。這說(shuō)明勞動(dòng)力市場(chǎng)上仍然存在較為嚴(yán)重的性別歧視現(xiàn)象,而生育本身是造成市場(chǎng)對(duì)女性產(chǎn)生歧視的一個(gè)重要原因。因此,給育齡女性以支持,消除勞動(dòng)力市場(chǎng)上的性別歧視現(xiàn)象,是縮小性別工資差異的關(guān)鍵所在。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在實(shí)證模型的設(shè)計(jì)中,子女?dāng)?shù)量可能具有內(nèi)生性,這種內(nèi)生性主要來(lái)自兩個(gè)方面。一是可能存在一定的反向因果關(guān)系,即子女?dāng)?shù)量會(huì)影響女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的工資收入,同時(shí)女性了解到女性群體生育后在勞動(dòng)力市場(chǎng)上面臨的不公平競(jìng)爭(zhēng)和較低的工資收入等性別工資差異客觀存在的事實(shí),可能進(jìn)一步影響已婚女性在生育時(shí)間及生育數(shù)量上的決策,導(dǎo)致一些女性推遲生育時(shí)間或者少生育子女的情況發(fā)生。二是存在一定數(shù)量的遺漏變量,即可能存在一些不可觀測(cè)的變量,既影響女性生育子女的數(shù)量,又影響性別工資差異,如雇主歧視和行業(yè)歧視等。已有研究采用工具變量法解決內(nèi)生性問(wèn)題,如使用雙胞胎作為子女?dāng)?shù)量的工具變量[27-28],但雙胞胎本身出現(xiàn)的概率很低,需要大數(shù)據(jù)樣本支持,具有一定的局限性。Angrist和Evans使用前兩個(gè)孩子的性別作為子女?dāng)?shù)量的工具變量,基于美國(guó)人對(duì)于子女性別偏好的傳統(tǒng),如果前兩個(gè)孩子性別相同,則傾向于生育第三個(gè)孩子[26]。由于中國(guó)還存在重男輕女的傳統(tǒng)觀念,一胎是否為兒子和家庭子女中是否有兒子會(huì)對(duì)家庭是否再生育一個(gè)子女及家庭子女總數(shù)量產(chǎn)生重要的影響,故采用家庭中是否有兒子這一變量作為子女?dāng)?shù)量的替代變量進(jìn)一步展開(kāi)實(shí)證分析,以驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性。由表15可知,其結(jié)果與前期結(jié)果基本一致,說(shuō)明本文的實(shí)證分析具有一定的穩(wěn)健性。

表15 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

七、結(jié)論及建議

從實(shí)證分析結(jié)果看,人口政策的不斷調(diào)整一定程度上增加了中國(guó)家庭的子女?dāng)?shù)量,子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)男性收入并未造成顯著影響,但對(duì)女性收入的影響顯著且長(zhǎng)遠(yuǎn),這將不利于縮小勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在的性別工資差異。同時(shí),女性預(yù)料到生育對(duì)其勞動(dòng)力市場(chǎng)回報(bào)的沖擊,可能推遲生育或減少生育次數(shù),這將使人口政策調(diào)整的效果大打折扣。基于現(xiàn)有分析,本文從三個(gè)方面提出縮小性別工資差異的建議。

一是從宏觀層面看,政府應(yīng)致力于改善公共服務(wù)及配套設(shè)施,為女性增加生育子女?dāng)?shù)量創(chuàng)造良好條件和外部支持,實(shí)現(xiàn)國(guó)家和社會(huì)聯(lián)合助養(yǎng),減輕女性的生育負(fù)擔(dān)。通過(guò)扶持鼓勵(lì)社區(qū)、單位開(kāi)設(shè)托兒所、幼兒園及嬰兒照料機(jī)構(gòu),幫助女性減少育兒的時(shí)間束縛,縮短因生育導(dǎo)致的職業(yè)間隙,提升女性勞動(dòng)參與的連續(xù)性和持續(xù)性,減少勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)女性生育導(dǎo)致的職業(yè)中斷的預(yù)期,提高女性勞動(dòng)力市場(chǎng)談判能力,進(jìn)而提高女性勞動(dòng)收入。

二是加強(qiáng)對(duì)低收入育齡女性群體的政策傾斜。低收入育齡女性群體學(xué)歷低,技能缺乏,受生育導(dǎo)致的收入沖擊最大,很難重返勞動(dòng)力市場(chǎng),即使重新工作,也只能選擇更低收入的工作。政府應(yīng)從再就業(yè)培訓(xùn)、生育補(bǔ)貼、育兒支持等方面對(duì)低收入育齡女性群體進(jìn)行幫扶。

三是加強(qiáng)對(duì)東中部地區(qū)企業(yè)的引導(dǎo),實(shí)施更加公平的就業(yè)制度和工資分配制度。根據(jù)前文分析,在經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東中部地區(qū),女性受到的生育沖擊程度更高,市場(chǎng)化程度越高,女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)的劣勢(shì)越明顯。改善勞動(dòng)力市場(chǎng)的性別歧視不能僅僅依靠市場(chǎng)自身的調(diào)節(jié),需要政府立法以及配套的就業(yè)制度和工資制度共同作用。