肖 潔

（南京工業(yè)大學(xué) 法政學(xué)院，江蘇 南京211816）

一、引言

20世紀(jì)90年代中國進入低生育率國家行列，育齡婦女總和生育率長期低于世代更替水平?！叭娑ⅰ闭邔嵤┖?，人口出生率雖曾有小幅反彈，但持久性和提升幅度遠(yuǎn)未達(dá)到政策預(yù)期。生育率為何走低？研究者認(rèn)為，工作與育兒之間的兩難沖突抑制了女性的生育意愿和生育行為。雖然現(xiàn)代社會提供了諸多社會性的照料資源和照料方式，但照料兒童的責(zé)任根深蒂固地與母親聯(lián)系在一起。尤其是傳統(tǒng)性別文化規(guī)范對母親照料兒童的意義進行了強化，即唯有母親才能給孩子提供溫暖和周全的照料（Lee & Brann，2014）[1]。當(dāng)母親的職業(yè)發(fā)展需要與孩子的成長需求產(chǎn)生沖突時，受文化規(guī)范的影響，母親們傾向于以失業(yè)、減薪、降職為代價為子女提供最好的照料。

照料子女究竟會對女性就業(yè)產(chǎn)生什么樣的影響呢？國內(nèi)外從事性別研究、勞動經(jīng)濟學(xué)研究、人口學(xué)研究的學(xué)者分別從各自的學(xué)科視角出發(fā)，考察了女性照料勞動與勞動力市場表現(xiàn)之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，照料子女減少了女性的工作時間（張抗私和谷晶雙，2020）[2]，降低了女性的勞動參與率和收入水平（張良和徐翔，2020；程璆等，2017；劉娜和盧玲花，2018）[3-5]。從研究方法來看，受問卷資料的限制，國內(nèi)學(xué)者在研究照料子女與女性收入之間的關(guān)系時多以子女?dāng)?shù)量作為評估女性照料負(fù)擔(dān)的指標(biāo)。但“生”和“養(yǎng)”是兩個不同的概念，真正影響女性收入的并不只是生育行為本身，而是養(yǎng)育和照料子女所帶來的就業(yè)競爭力下降。單純以子女?dāng)?shù)量作為測量指標(biāo)會帶來一定的測量誤差，造成研究結(jié)果偏誤，難以準(zhǔn)確評估生育的懲罰效應(yīng)。

本文基于全國婦聯(lián)第三期婦女社會地位的調(diào)查數(shù)據(jù)，以女性照料0~3歲嬰幼兒的情況為測量指標(biāo)，分析了嬰幼兒照料對已育女性勞動收入的影響程度及影響的群體異質(zhì)性。之所以研究0~3歲嬰幼兒的照料問題，主要是出于以下兩方面的考慮：一是與以往的研究相比，以0~3歲嬰幼兒的照料情況而非子女?dāng)?shù)量作為評估女性照料負(fù)擔(dān)的指標(biāo)，能夠更準(zhǔn)確、有效地考察生育對女性就業(yè)的影響；二是經(jīng)濟學(xué)上0~3歲年齡段的嬰幼兒具有時間密集的屬性，其需要外界的全程陪伴與照料，而目前國內(nèi)0~3歲嬰幼兒“無處可托”，托幼公共服務(wù)供給嚴(yán)重不足且質(zhì)量缺乏保障，這一階段母親面臨的家職沖突最為嚴(yán)重，研究0~3歲嬰幼兒照料的政策意義也更為顯著。本文采用傾向值匹配的方法控制樣本選擇偏差，以期更好地解釋現(xiàn)象間的因果關(guān)系。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）影響路徑研究

照料子女活動通過就業(yè)可持續(xù)性、時間可及性、勞動力市場經(jīng)驗累積、職業(yè)類別選擇等因素影響女性的收入獲得。新家庭經(jīng)濟學(xué)提出，個體的時間和精力屬于稀缺性資源（劉二鵬，2019）[6]，如果女性無法兼顧工作和家庭，將稀缺資源全部投入到子女照料中，則其退出就業(yè)市場所帶來的職業(yè)中斷必然會造成人力資本的閑置和貶損（Mertens &Siegers，2015）[7]。女性職業(yè)中斷期越長，其再就業(yè)時的晉升機會就越少（Evertsson & Duvander，2011）[8]，職務(wù)層級就越低（馬莉和鄭真真，2015）[9]，收入水平也越低。如果女性選擇持續(xù)就業(yè)，將稀缺時間資源主要投向子女照料，其工作投入度和工作效率就會下降（莫瑋俏和葉兵，2018）[10]，從而對薪資水平產(chǎn)生負(fù)向影響。在就業(yè)過程中，為了兼顧工作與家庭，女性往往以較低的薪資水平為代價，選擇時間彈性大、職業(yè)技能要求低、工作經(jīng)驗要求少的母職友好型職業(yè)。母職友好型職業(yè)中女性供給的增加會造成職業(yè)性別隔離（童梅，2012）[11]，進一步降低勞動的邊際生產(chǎn)率和收益水平（Blau & Beller，1988）[12]。

照料子女對女性收入的影響還有一部分源于統(tǒng)計性歧視。在勞動者信息獲取不完全的情況下，為了避免支付過高的信息獲取成本，單位往往以勞動者的群體特征和刻板印象代替?zhèn)€體特征，挑選合適的員工（Averett，2018）[13]。對于用人單位而言，這種行為雖屬于理性決策，但極易導(dǎo)致群體的就業(yè)歧視。受社會性別文化規(guī)范的影響，女性因承擔(dān)家庭照料的責(zé)任而被用人單位打上易請假離職、工作投入性低等負(fù)面標(biāo)簽，為了追求利潤的最大化，用人單位傾向于將已育女性安排到可替代性較強、專業(yè)技術(shù)要求較低的低薪職位。

（二）經(jīng)驗研究成果

西方對家庭照料與女性收入關(guān)系的研究起步較早。Carmichaela（1998）[14]利用英國綜合家庭調(diào)查（1985）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，女性每周高強度的照料（照料時間在20小時及以上）使其薪水降低10%。根據(jù)美國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（1992—2008年），承擔(dān)家庭照料的女性每周工作時間比不承擔(dān)照料職責(zé)的女性少3~10小時，小時工資低3%（Houtven & Coe，2013）[15]。Boye（2019）[16]、Bittman等（2007）[17]對澳大利亞、瑞典的研究也給出類似的證據(jù)。照料家庭成員所帶來的低就業(yè)率或低薪資被稱為家庭照料懲罰（Averett，2018）[13]，照料子女的收入懲罰屬于家庭照料懲罰的一種類型。一些學(xué)者借助工具變量，利用固定效應(yīng)模型控制可能影響薪資的所有不變的、不可觀測的女性特征后發(fā)現(xiàn)，照料子女與收入之間仍然存在負(fù)向的因果效應(yīng)（Miller，2011；Budig & England，2001；Amuedo-Dorantes&Kimmel，2015）[18-20]。但也有學(xué)者得出相反的結(jié)論。Hersch（2009）[21]基于美國時間利用調(diào)查（2003—2006年）數(shù)據(jù)的分析顯示，陪子女讀書、游樂、學(xué)習(xí)的時間增加不僅未降低女性的收入，反而帶來少量的收入溢價，而為子女準(zhǔn)備食物、清洗衣物等兒童日常生活照料時間的增加則會給母親帶來收入懲罰。Cooke等（2018）[22]利用美國時間利用調(diào)查數(shù)據(jù)（2010—2015年）研究發(fā)現(xiàn)，照料兒童時間的增加既不存在收入溢價，也不存在收入懲罰。懲罰效應(yīng)的群體異質(zhì)性分析顯示，并非所有的已育女性都會遭受照料懲罰。從事專業(yè)技術(shù)職業(yè)、受教育程度較高的女性有可能以獲得更多的職業(yè)福利來平衡家庭和工作（Landivar，2018）[23]，其遭受的收入懲罰低于其他職業(yè)女性。母親首次重返工作崗位遭受收入懲罰的情況最為嚴(yán)重，但文化程度最高或最低的已育女性的收入懲罰效應(yīng)均不顯著（Anderson et al.，2003）[24]。England等（2016）[25]的研究顯示，薪資較高的母親會因其較高的工作經(jīng)驗回報而遭受最重的收入懲罰。

國內(nèi)有關(guān)家庭照料懲罰的研究集中于照料與女性就業(yè)率的分析，而較少關(guān)注子女照料與女性收入的關(guān)系。基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（1997—2011年）的數(shù)據(jù)，卿石松等（2015）[26]以家中是否有6歲以下兒童作為工具變量進行了分析，發(fā)現(xiàn)照料6歲及以下兒童的時間投入并未顯著影響女性的工資收入。甘春華（2020）[27]以0~3歲嬰幼兒照料時間為自變量的分析顯示，照料時間會負(fù)向影響母親的工資收入，且二孩母親的收入懲罰效應(yīng)大于一孩母親。此外，照料兒童的收入懲罰存在所有制部門差異和城鄉(xiāng)差異。在非國有部門中，兒童照料會通過職業(yè)特征負(fù)向影響職工工資水平，而國有部門的懲罰效應(yīng)不顯著（莫瑋俏和葉兵，2018）[10]。從城鄉(xiāng)的情況來看，由于替代性照料資源和照料方式欠缺，農(nóng)村女性照料兒童所帶來的收入損失大于城市女性（吳敏，2019）[28]。

（三）研究假設(shè)

從研究目的出發(fā)，本文根據(jù)相關(guān)理論和研究成果提出研究假設(shè)，并利用第三期中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù)進行驗證。根據(jù)國內(nèi)外的大多數(shù)研究成果，照料兒童會負(fù)向影響已育女性的收入水平，照料0~3歲嬰幼兒的負(fù)向影響尤為顯著?；诖?，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：親自照料0~3歲嬰幼兒降低了已育女性的勞動收入水平，即照料存在收入懲罰效應(yīng)。

已有研究顯示，嬰幼兒照料對女性收入的負(fù)向影響存在收入群體差異。來自配偶和家人的家庭支持能夠緩解照料壓力，降低照料嬰幼兒對女性就業(yè)的沖擊。因此，在面臨0~3歲嬰幼兒的照料壓力時，與缺少支持的女性相比，得到更多家庭支持的已育女性在勞動力市場中處于相對優(yōu)勢的地位，就業(yè)的可持續(xù)性和時間可及性更強，勞動力市場的經(jīng)驗累積更豐富，其也更可能獲得良好的職業(yè)發(fā)展機會，得到更高的勞動收入。此外，根據(jù)勞動力市場分割理論，受教育水平低的女性更容易進入收入低、津貼福利少、就業(yè)不穩(wěn)定的次要勞動力市場就業(yè)，而受教育水平高的女性更可能進入收入高、津貼福利多、就業(yè)穩(wěn)定的主要勞動力市場就業(yè)。主要勞動力市場能夠為已育女性提供更多的工作域支持，使其更容易平衡家職沖突。因此，親自照料嬰幼兒對高收入女性的影響小于低收入女性?；诖?，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：0~3歲嬰幼兒照料對已育女性業(yè)者勞動收入的負(fù)向影響隨女性收入水平的變化而變動。

從已有的研究成果來看，隨著二孩或三孩的出生，子女?dāng)?shù)量的增加帶來照料嬰幼兒勞動總量和時間的增加，親自照料嬰幼兒的母親所面臨的家職沖突加劇。面對家職沖突，已育女性會基于理性的選擇調(diào)整策略，重新分配投入到工作與家庭的時間和精力，以期達(dá)到家職平衡，這種調(diào)整可能會對個體的收入獲得產(chǎn)生影響?；诖?，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：0~3歲嬰幼兒照料對已育女性業(yè)者勞動收入的負(fù)向影響隨子女?dāng)?shù)量的變化而變動。

隨著家庭生命周期的變化，子女年齡的不同會帶來照料需求的變化。嬰幼兒階段的照料負(fù)擔(dān)最重，母親會根據(jù)家職沖突的程度作出不同的就業(yè)選擇，如繼續(xù)從事原有的工作、更換母職友好型工作、短期離職等。在這一階段，照料嬰幼兒母親的時間可及性、勞動力市場經(jīng)驗累積、職業(yè)選擇等均劣于未承擔(dān)照料責(zé)任的母親。進入學(xué)齡前和學(xué)齡階段后，兒童入讀幼兒園和小學(xué)會使家庭的照料負(fù)擔(dān)減輕，母親重返職場，就業(yè)遲滯的影響將逐漸顯現(xiàn)。因此，在不同的家庭生命周期，照料嬰幼兒的收入懲罰效應(yīng)理應(yīng)不同?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)4。

假設(shè)4：0~3歲嬰幼兒照料對已育女性業(yè)者勞動收入的負(fù)向影響隨家庭生命周期的改變而發(fā)生變化。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的研究數(shù)據(jù)來自于全國婦聯(lián)和國家統(tǒng)計局主持的第三期中國婦女社會地位調(diào)查。與CFPS、CHNS等全國微觀調(diào)查相比，第三期中國婦女社會地位調(diào)查詳細(xì)測度了家中第一個/最后一個孩子0~3歲時的照料情況，其研究結(jié)論對于完善嬰幼兒托育服務(wù)體系、促進人口適度生育具有一定的政策意義。該調(diào)查采用多階段不等概率抽樣方法，在31個省、市、自治區(qū)范圍內(nèi)選擇18~64歲居民作為調(diào)查對象。考慮到研究目的，本文選擇18~64歲已育在職女性作為研究對象，樣本規(guī)模為8 336。①

（二）變量設(shè)置與描述

本文的因變量為月勞動收入的自然對數(shù)（以下簡稱“月收入對數(shù)”），由年勞動收入除以12后取對數(shù)計算得到。為了消除極端值對結(jié)果的影響，本文對年勞動收入變量在1%和99%分位上進行了縮尾處理。核心解釋變量為二分變量，根據(jù)問卷中調(diào)查的家中最后一個孩子0~3歲期間白天的主要照料者，母親本人照料的賦值為1，非母親本人照料的賦值為0。

結(jié)合相關(guān)理論和已有研究成果，并考慮問卷中測量指標(biāo)的可獲得性，本文選取個人特征、就業(yè)特征和區(qū)域特征三類控制變量。個人特征包括政治面貌、接受正規(guī)教育年限、生育子女?dāng)?shù)、性別觀念。②性別觀念反映了傳統(tǒng)性別文化規(guī)范的內(nèi)化程度，該變量既影響女性照料嬰幼兒方式的選擇，也對收入具有抑制作用。就業(yè)特征包括職業(yè)類別、行業(yè)類別、職稱、職務(wù)等級、工作年限及平方值、最長工作中斷時間。區(qū)域特征包括省份和現(xiàn)居住地類型，不同省份和不同居住地的社會經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r存在差異，這種差異會影響不同區(qū)域女性的薪資水平。

表1 樣本基本情況③（n=8 336）

（三）分析方法

本文采用OLS多元線性回歸和RIF無條件分位數(shù)回歸，分別在均值和分位數(shù)層面分析嬰幼兒照料對已婚女性勞動收入的影響。模型構(gòu)造如下：

式（1）和式（2）中的Infantcarei表示家中最后一個嬰幼兒的照料者（0=非母親本人，1=母親本人），Personal_characteri為個人特征變量，Job_characteri和Regional_characteri為工作和區(qū)域特征變量，εi為模型誤差項。

本文利用傾向值匹配（PSM）控制樣本選擇偏差，估計嬰幼兒照料對已育女性勞動收入的處理效應(yīng)，并采用匹配后的樣本再次進行OLS和RIF回歸，通過兩次回歸結(jié)果的對比評判結(jié)論的穩(wěn)健性。傾向值匹配是在評估某個行為的效果時，根據(jù)處理變量（核心解釋變量）的二分取值將樣本分為處理組和對照組，在對照組中尋找特征相似的個案與處理組個案進行匹配，使兩組數(shù)據(jù)具有相似的數(shù)據(jù)分布，通過計算兩組數(shù)據(jù)在結(jié)果變量（因變量）上的平均差值（ATT平均處理效應(yīng)），判斷處理變量與結(jié)果變量之間的因果關(guān)系。傾向值匹配法能夠降低樣本選擇偏誤對統(tǒng)計結(jié)果的影響，有效測量嬰幼兒照料對已育女性收入的凈影響。本文的處理組為母親本人照料組，對照組為非母親本人照料組。

1.選擇合適的協(xié)變量，估算傾向值得分進行個案匹配。本文以二分的處理變量為因變量，以協(xié)變量為自變量進行Logit或Probit回歸，計算個體進入處理組（母親本人照料嬰幼兒組）的概率，概率值即為傾向值得分，處理組與對照組中傾向值得分最為接近的個案可以進行匹配。協(xié)變量的選擇通常要求將影響處理變量和結(jié)果變量的因素盡可能納入概率模型，以保證滿足傾向值匹配的可忽略性假設(shè)。本文選擇Logit模型，以O(shè)LS回歸中的三組控制變量為協(xié)變量計算傾向值得分。

2.判斷數(shù)據(jù)共同取值范圍并進行平衡性檢驗。傾向值匹配要求數(shù)據(jù)滿足重疊假定，即處理組與對照組的傾向值得分需要有較大的重疊區(qū)域以保證樣本的代表性。平衡性檢驗可以判斷匹配后處理組與對照組的變量取值有無顯著差異，如無顯著差異，我們后就認(rèn)為匹配后的數(shù)據(jù)均衡，匹配結(jié)果可靠。

3.利用匹配后的樣本計算ATT值。常見的匹配方法有最近鄰匹配、半徑匹配、卡尺內(nèi)最近鄰匹配、核匹配等，如果多種匹配方法的ATT值相似，就說明匹配結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、實證結(jié)果分析

（一）兩類女性的月收入比較

為了比較母親本人照料與非母親本人照料這兩組已育女性的勞動收入情況，本文繪出兩組數(shù)據(jù)月收入對數(shù)的概率密度分布和不同分位數(shù)上月收入對數(shù)的差值，如圖1所示。

圖1 本人照料與非本人照料嬰幼兒的女性月收入對數(shù)分布

圖1 a中，從曲線的陡峭度來看，親自照料嬰幼兒女性的月收入曲線呈尖峰分布，群體內(nèi)部的收入差距相對較小，而未親自照料嬰幼兒女性的月收入曲線相對平緩，群體內(nèi)部的收入分布更為分散。從曲線位置來看，親自照料嬰幼兒女性的概率密度曲線峰值相對偏左，未親自照料嬰幼兒女性的概率密度曲線峰值相對偏右。未親自照料嬰幼兒女性的整體收入高于親自照料嬰幼兒的女性，且后者的收入集中分布于中低水平，可以初步推斷嬰幼兒照料降低了已育女性的勞動收入。

本文用不同分位數(shù)上本人照料嬰幼兒女性的月收入對數(shù)減去非本人照料嬰幼兒女性的月收入對數(shù)，對差值進行曲線擬合后得到圖1b?？梢钥闯?，在整個收入分布上，兩類女性群體的月收入差距近似“倒V形”。在不同的收入層級上，是否本人照料嬰幼兒所導(dǎo)致的女性收入差距是不同的。在收入分布的低端，親自照料嬰幼兒的女性與未親自照料嬰幼兒女性之間的月收入差距隨分位數(shù)的增加迅速拉大，拐點處于30%~35%分位數(shù)之間，而過了拐點以后，從收入分布的中端到高端，兩類群體的月收入差距在波動中縮小。

（二）嬰幼兒照料對已育女性收入的平均處理效應(yīng)

表2 報告了傾向值匹配的結(jié)果。匹配前，本人照料嬰幼兒的已育女性月收入較未照料嬰幼兒的已育女性低35.7%。匹配后，在控制變量取值無顯著差異的情況下，一對四最近鄰匹配結(jié)果顯示，照料嬰幼兒對已育女性收入的平均處理效應(yīng)為-0.106，本人照料嬰幼兒的已育女性月收入較未照料嬰幼兒已育女性低10.1%。在未控制樣本選擇偏差時，嬰幼兒照料對已育女性收入的負(fù)向影響明顯被高估。為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用一對一最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、條樣匹配等方法再次估計平均處理效應(yīng)。利用不同匹配方法測算的平均處理效應(yīng)較為一致，即照料嬰幼兒對已育女性收入影響的凈效益估值在-0.115~-0.101之間。照料嬰幼兒確實造成已育女性收入的顯著下降，且本人照料嬰幼兒的已育女性月收入較未照料嬰幼兒者低9.6%~10.8%。

表2 嬰幼兒照料對已育女性收入影響的ATT估值

從匹配質(zhì)量來看，圖2顯示了一對四最近鄰匹配后處理組和對照組傾向值得分的重疊區(qū)域。

圖2 傾向值得分的共同取值范圍

兩組數(shù)據(jù)中的大多數(shù)觀測值均處在共同取值范圍內(nèi)，樣本具有較好的代表性。一對四最近鄰匹配、核匹配等七種匹配方法損失的樣本量在0.6%~1.2%之間，說明樣本損失所導(dǎo)致的結(jié)果偏差較小，數(shù)據(jù)滿足重疊假定。

從平衡性檢驗來看，圖3顯示匹配后協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差顯著縮小。在一對四最近鄰匹配中，除“貴州省”虛擬變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差略有超標(biāo)外（10.4%），其他協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，說明匹配后協(xié)變量的均衡性較好，匹配結(jié)果可靠。

圖3 協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差

（三）匹配前后OLS回歸結(jié)果

表3 給出了傾向值匹配前后OLS回歸的結(jié)果。其中，模型（5）是以一對一最近鄰匹配后的樣本為基礎(chǔ)，控制相關(guān)變量后進行的OLS回歸。

從模型（1）不加入任何控制變量的結(jié)果來看，親自照料嬰幼兒的已育女性月收入較未照料嬰幼兒的已育女性低51.7%。依次加入控制變量后，核心解釋變量回歸系數(shù)的降幅較大，相關(guān)控制變量有效解釋了嬰幼兒照料對已育女性收入的部分負(fù)向影響。模型（2）加入個人特征變量后，嬰幼兒照料對已婚女性收入獲得的影響有相當(dāng)一部分被個人特征變量所解釋，照料嬰幼兒對已育女性的收入懲罰效應(yīng)為27.8%，系數(shù)效應(yīng)下降了46.2%。就業(yè)特征對照料嬰幼兒收入懲罰效應(yīng)的解釋力也較強。模型（3）加入就業(yè)特征變量后，照料嬰幼兒的收入懲罰效應(yīng)繼續(xù)下降至17.2%。模型（4）加入?yún)^(qū)域特征變量后，照料嬰幼兒的收入懲罰效應(yīng)小幅降低，親自照料嬰幼兒的已育女性月收入仍比未照料嬰幼兒的已育女性低15.6%。模型（5）匹配后樣本的OLS回歸顯示，控制樣本選擇偏差提高了模型的解釋力，核心解釋變量的系數(shù)估值為-0.126，照料嬰幼兒的已育女性月收入較未照料者低11.8%。傾向值匹配及匹配前后的OLS回歸均顯示，照料嬰幼兒對已育女性的收入獲得具有負(fù)向的懲罰效應(yīng)，假設(shè)1由此得到驗證。

控制變量的回歸結(jié)果與研究預(yù)期較為一致。匹配前后的OLS回歸結(jié)果均顯示，正規(guī)教育年限的延長、現(xiàn)代化的性別觀念、職稱和職務(wù)的提升、工作中斷時間的縮短、居住于城市地區(qū)均能顯著提升已育女性的月收入。工作年限的影響是一條“倒U形”曲線，匹配前后OLS模型中工作年限的拐點分別為18.6年和17.3年。

表3 嬰幼兒照料對已育女性收入影響的OLS回歸結(jié)果比較

（續(xù)表3）

（四）群體異質(zhì)性分析

在不同類型的群體中，嬰幼兒照料對已育女性收入的影響有無顯著差異以及差異有多大，也是本文所要研究的重要問題。本文從收入層次、子女規(guī)模、家庭生命周期三個層面構(gòu)造相關(guān)假設(shè)，考察影響效力的群體異質(zhì)性。在分析方法的選擇上，本文對分群體的樣本分別進行一對一最近鄰匹配，并以匹配前后的樣本進行分群體的RIF或OLS回歸。④

1.嬰幼兒照料對已育女性收入的影響——分收入層次。圖4和表4的匹配前后分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，在整個收入分布上，嬰幼兒照料的負(fù)向影響顯著，但其在不同收入層次上的影響程度存在差別。從收入分布的低端到高端，照料嬰幼兒的收入懲罰效應(yīng)隨已育女性收入的增加而波動性遞減，低收入已育女性遭受的照料懲罰顯著大于高收入已育女性，假設(shè)2由此得到驗證。

匹配前后的“0~3歲主要照料者”回歸系數(shù)曲線對比顯示，未控制樣本選擇偏差時，低收入群體已育女性的照料懲罰效應(yīng)被整體低估，而其他收入層次上嬰幼兒照料對已育女性的收入懲罰效應(yīng)被整體高估。匹配前在10%分位數(shù)上，照料嬰幼兒的已育女性月收入較未照料嬰幼兒的已育女性低21.9%，匹配后這一估值上升到31.3%。在25%、50%、75%分位數(shù)上，匹配前照料嬰幼兒導(dǎo)致已育女性月收入下降17.7%、21.8%、18.3%，匹配后的懲罰效應(yīng)估值分別降為11.5%、6.0%、12.7%。在90%分位數(shù)上，匹配前后的系數(shù)差值變化較小。

圖4 匹配前后RIF回歸“0~3歲主要照料者”的系數(shù)對比

表4 嬰幼兒照料對已育女性收入影響的RIF回歸

2.嬰幼兒照料對已育女性收入的影響——分子女?dāng)?shù)量。在“全面二孩”的政策背景下，本文分析了一孩家庭和多孩家庭中母親照料嬰幼兒對其勞動收入影響的差異性。傾向值匹配及匹配前后OLS回歸的結(jié)果較為一致，即一孩家庭嬰幼兒照料的收入懲罰效應(yīng)大于多孩家庭，假設(shè)3由此得到驗證。在表5的傾向值匹配分析中，一孩家庭收入懲罰效應(yīng)估值為12.4%，多孩家庭的收入懲罰效應(yīng)下降至10.1%。在匹配前的OLS回歸中，一孩家庭的嬰幼兒照料對已育女性的收入懲罰效應(yīng)較大（16.89%），而多孩家庭的懲罰效應(yīng)僅為6.57%，且統(tǒng)計不顯著。在匹配后的OLS回歸中，多孩家庭的收入懲罰效應(yīng)（11.22%）同樣低于一孩家庭（14.87%）。本文推測，產(chǎn)生該現(xiàn)象的原因是，多孩家庭中面臨嚴(yán)重家職沖突的母親已經(jīng)退出就業(yè)市場，而在職的多孩母親是能夠有效平衡家庭和工作的。統(tǒng)計數(shù)據(jù)也部分支持了研究的推測。子女?dāng)?shù)量與母親在職狀況的交互分析顯示，多孩母親的就業(yè)退出率顯著高于一孩母親，有18.8%的多孩母親因料理家務(wù)而退出就業(yè)市場，而一孩母親的退出比例僅為13.8%，兩者的統(tǒng)計差異顯著，而且在面臨工作與家庭沖突時，多孩家庭在職母親的工作投入程度顯著高于一孩母親。⑤

表5 分子女?dāng)?shù)量的傾向值匹配和OLS回歸

為了分析表5中“0~3歲主要照料者”變量在一孩家庭和多孩家庭的方程中系數(shù)差異是否顯著，本文在全樣本模型中加入“0~3歲主要照料者”與“子女?dāng)?shù)量”的交互項，以判斷嬰幼兒照料對已育女性收入的影響是否隨子女?dāng)?shù)量的改變而變化。表6中“0~3歲主要照料者”的主效應(yīng)顯示，加入交互項后，嬰幼兒照料仍顯著負(fù)向影響了已育女性的月收入。在匹配前后的回歸模型中，交互項的系數(shù)均為正且統(tǒng)計顯著，說明子女?dāng)?shù)量的增加降低了嬰幼兒照料對已育女性的收入懲罰效應(yīng)。以匹配前的模型為例，匹配前的OLS回歸顯示，一孩家庭中照料嬰幼兒的已育女性月收入較未照料者低18.3%，二孩家庭中嬰幼兒照料的收入懲罰效應(yīng)降為8.15%。以上結(jié)果說明，核心自變量在分子女?dāng)?shù)量的兩組方程中存在顯著的系數(shù)差異。

表6 加入“0~3歲主要照料者”與“子女?dāng)?shù)量”交互項的OLS回歸

注：△p＜0.1，*p＜0.05，**p＜0.01，***p＜0.001

3.嬰幼兒照料對已育女性收入的影響——分家庭生命周期。為了搞清嬰幼兒照料對已育女性的懲罰效應(yīng)是否會隨時間的變化而改變，本文考察了家庭生命周期對照料收入懲罰效應(yīng)的影響。根據(jù)家中最后一個孩子的年齡，本文將家庭生命周期分為4個階段，即嬰幼兒階段（0~3歲）、學(xué)齡前階段（4~6歲）、學(xué)齡階段（7~18歲）、成年階段（18歲以上）。選擇7歲作為學(xué)齡前階段與學(xué)齡階段的劃分時點是因為根據(jù)《義務(wù)教育法》的規(guī)定，年滿6周歲的兒童應(yīng)入學(xué)接受義務(wù)教育，條件不具備的地區(qū)兒童可以推遲至7周歲入學(xué)。按照這一規(guī)定，7歲以后的兒童應(yīng)該已入讀小學(xué)。

表7 顯示，嬰幼兒照料對在業(yè)已育女性勞動收入的影響并非即時性的，其具有滯后性和歷時性，假設(shè)4由此得到驗證。在嬰幼兒階段，照料子女對已育女性勞動收入的負(fù)向影響在統(tǒng)計上不顯著。學(xué)齡前階段嬰幼兒照料的收入懲罰效應(yīng)最大，但其影響會隨子女年齡的增長而減弱。嬰幼兒照料主要負(fù)向影響家有4~18歲子女的已育女性。傾向值匹配的平均處理效應(yīng)顯示，嬰幼兒對已育女性月收入的凈效應(yīng)估值從學(xué)齡前階段的21.6%降至學(xué)齡階段的13.9%和成年階段的8.9%。匹配前后的OLS回歸結(jié)果呈現(xiàn)類似的趨勢。在匹配后的OLS回歸中，照料子女的收入懲罰效應(yīng)值從學(xué)齡前階段的29.5%降至學(xué)齡階段的14.3%和成年階段的1.0%。

表7 分家庭生命周期的傾向值匹配和OLS回歸⑥

五、結(jié)論與啟示

基于全國婦聯(lián)第三期婦女社會地位調(diào)查的數(shù)據(jù)，本文采用OLS回歸、RIF回歸和傾向值匹配的方法，量化分析了嬰幼兒照料對已育女性勞動收入的影響效應(yīng)及影響的群體異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：在已育女性不同的收入分布上，是否照料嬰幼兒所造成的收入差距有所不同，低收入和高收入群體中照料和未照料嬰幼兒兩類女性的收入差距較小，而中低收入群體中兩類女性的收入差距較大，照料嬰幼兒確實降低了已育女性的勞動收入；在控制了樣本選擇偏差后，照料嬰幼兒對已育女性收入的負(fù)向影響依然顯著；就已育女性而言，原始樣本中照料嬰幼兒的收入懲罰效應(yīng)為51.7%，在控制了個體和就業(yè)等結(jié)構(gòu)性特征后，收入懲罰效應(yīng)降至15.6%，而傾向值匹配后收入懲罰效應(yīng)最低降至9.61%；隨著已育女性收入的增加，嬰幼兒照料的負(fù)向影響逐漸減弱，低收入女性的懲罰效應(yīng)顯著大于高收入女性；一孩家庭中嬰幼兒照料對已育女性收入的負(fù)向影響大于多孩家庭，而隨著子女年齡的增長，這一負(fù)向影響逐漸減弱。

十九屆五中全會公報提出，要“實施積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略”。建立完善的普惠性嬰幼兒照護服務(wù)體系，降低家庭養(yǎng)育成本，對于提高人口出生率、緩解老齡化危機有著重要的促進意義。目前，我國的嬰幼兒照護服務(wù)體系仍處于探索和初創(chuàng)階段。2019年國務(wù)院出臺了《關(guān)于促進3歲以下嬰幼兒照護服務(wù)發(fā)展的指導(dǎo)意見》，明確了未來家庭承擔(dān)嬰幼兒照護主體職責(zé)、社會力量提供補充性公共托育服務(wù)支持、政府通過政策引導(dǎo)和財政支持推動普惠性服務(wù)發(fā)展的基本思路。就實踐而言，政府從供給側(cè)強化對嬰幼兒照護服務(wù)的支持時，應(yīng)厘清家庭0~3歲嬰幼兒照料的特點和需求，明確服務(wù)對象的數(shù)量和結(jié)構(gòu)，在評估供需匹配度和供需缺口的基礎(chǔ)上為照護服務(wù)體系建設(shè)提供有效的支撐和保障。從家庭層面來看，國家已經(jīng)出臺了延長產(chǎn)假、撫育子女個稅減免、促進女性就業(yè)等一系列引導(dǎo)性政策，但部分政策的可行性不高、落地度不足，有待進一步的優(yōu)化和完善，以期切實對家庭育兒提供更有效的物質(zhì)性和時間性支持。從社會層面來看，國家尚未明確依靠社會力量提供嬰幼兒照顧服務(wù)時究竟應(yīng)以非營利組織的社會化供給為主，還是以市場化的機構(gòu)供給為主，亦或是由兩類主體共同主導(dǎo)。國家和地方財政已經(jīng)重點資助了示范性托育服務(wù)機構(gòu)和社區(qū)托育服務(wù)設(shè)施建設(shè)，進入資助名單的機構(gòu)也能提供優(yōu)惠的公共托育服務(wù)，但重點資助的范圍畢竟有限，其是否會像公辦幼兒園一樣陷入僧多粥少的境地，如何擴大優(yōu)惠性托幼機構(gòu)覆蓋面使之更具普惠性，這些都是未來嬰幼兒照護服務(wù)體系建設(shè)需要考慮的問題。

注釋：

①本文主要研究嬰幼兒照料對女性勞動收入的影響，故研究對象的選取剔除了未從事有收入的工作和勞動的女性。由于調(diào)查問卷并未涉及未婚女性的生育情況，故研究對象不包括未婚女性。本文的已育在業(yè)女性涉及已婚、離異和喪偶三類群體。

②調(diào)查問卷中有五條與傳統(tǒng)性別角色分工有關(guān)的測量語句，調(diào)整語句與測量方向保持一致后，本文通過因子分析提取性別角色觀念得分因子，以測量女性對傳統(tǒng)性別角色觀念的認(rèn)同度。因子得分越低，說明女性性別角色觀念越傳統(tǒng)。這五條語句分別為：男人應(yīng)以社會為主，女人應(yīng)以家庭為主；掙錢養(yǎng)家主要是男人的事情；丈夫的發(fā)展比妻子的發(fā)展更重要；男人也應(yīng)當(dāng)主動承擔(dān)家務(wù)；干得好不如嫁得好。

③行業(yè)和省份變量的取值類別較多，需要在表格中占用很大的篇幅，故表1未予報告。

④分群體的傾向值匹配均通過了平衡性檢驗，滿足數(shù)據(jù)重疊的假定。限于篇幅，文中未報告檢驗結(jié)果。

⑤問卷采用四點尺度測量方法，用兩條語句測量調(diào)查對象的工作與家庭沖突程度，這兩條語句分別為“因工作太忙而很少管家里事情”和“為家庭放棄個人發(fā)展機會”。本文從中提取工作投入程度因子，因子得分越高，說明家職沖突中的工作投入度越高。從得分情況來看，在業(yè)多孩母親的因子得分顯著高于一孩母親。

⑥本文分別對匹配前和匹配后的四組回歸方程進行了方程回歸系數(shù)是否存在顯著差異的Chow檢驗。檢驗結(jié)果顯示，四組回歸方程之間的回歸系數(shù)存在顯著差異，Chow檢驗p值均小于0.001。單獨對核心自變量“0~3歲主要照料者”系數(shù)進行四組方程回歸系數(shù)的等值性檢驗結(jié)果顯示，在匹配前和匹配后分家庭生命周期的四組方程中，“0~3歲主要照料者”的系數(shù)存在顯著差異，p值在0.001~0.1的顯著水平上通過了顯著性檢驗。