育儿时间对女性收入的影响持续存在吗？
2020-01-07姜甜段志民
姜甜 段志民
摘要：生育决策的制定需要在生育的收益和成本间进行权衡，而探讨生育惩罚效应的持续存在性则有助于加深对生育成本的认识。本文利用2000-2015年CHNS数据和省级行政区数据对此予以实证检验。结果显示，周育儿时间每增加1小时，女性当期收入平均降低0.4%，两年后的收入平均降低0.2%，但三年后的收入则不受影响，这意味着生育惩罚效应确实持续存在，但仅持续两年。以上结论在利用工具变量方法克服潜在的内生性问题后依然成立。进一步分析发现，育儿时间持续地对女性工资率产生负向影响是生育惩罚效应持续存在的根本原因，并且育儿时间对女性收入的持续性影响在城镇女性、30岁以下女性和较高职业技能的女性群体中更为明显。
关键词：育儿时间;收入;生育惩罚;人力资本
中图分类号：F249.24 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2020）06-0061-17
一、引言
2010年第六次全国人口普查的数据显示，我国的人口结构性问题（如老龄化）已进一步凸显。国家为此先后出台了“单独二孩”和“全面二孩”政策，试图通过放松家庭生育决策的供给约束提高新生儿出生率以改变人口结构。然而，国家统计局公布的数据却显示，2017年全国出生人口数量和人口出生率较2016年双双下降，表明生育政策的放宽并没有产生预期效果，这可能意味着我国已渐入内生型低生育模式。
关于生育率低迷的原因，最值得关注的是同时具有物质生产者和社会再生产者双重身份的女性面临的困境和抉择。最新的调查发现，生育对女性职业生涯造成的不利影响是目前生育政策效果不佳的关键性原因，这表明适龄婚育女性面对的工作一家庭冲突尤其是职业收入与育儿之间的矛盾日益严重。那么，生育到底在多大程度上會影响女性的职业收入？这种影响是否会持续存在？尽管已有学者讨论生育对女性当期收入的可能影响，但关于生育是否存在持续性影响这一问题尚未得到应有的关注。
低生育率现象并非中国独有，20世纪末全球范围内普遍出现了生育率下降趋势，这也引起了学者关于生育如何影响女性劳动力市场表现的广泛讨论。就目前来看，国外研究均表明生育对女性的职业收入具有负面影响，这被形象地称为生育惩罚。然而，生育惩罚现象在婚育女性身上是否持续存在，已有研究尚未形成共识。部分学者认为，生育会对女性的人力资本积累产生持续不利影响，当期和后期的人力资本均会因育儿而下降，因而具有负向累加效果，生育惩罚会随时间而加重，影响以后的收入增长和职业的向上流动，并进一步导致其在后期面临更多的生育惩罚。但也有学者认为，伴随着子女的出生和成长，一方面来自家庭其他成员在照顾子女方面的协助增多，另一方面家庭友好型政策也会使得女性的生育负担逐渐减轻，因而女性的工作时间会逐渐增加，由生育所引致的人力资本下降则会得到逐渐恢复，人力资本积累的负向影响也会渐趋消失。可见，上述文献所得结论尽管有所不同，但争议的核心则是由育儿所导致的女性人力资本水平在后期将如何变动。
相比国外的研究，国内对生育惩罚效应的研究还相当薄弱。尽管也找到了生育不利于女性职业收入的证据，同时也发现生育的负面影响在不同受教育程度、不同职业和不同部门工作的女性中具有异质性，但依然存在不足，有待进一步改进。首先，国内研究大多关注的是生育对女性当前收入的影响，涉及这种影响持续性的文献几乎未见。生育决策既然是家庭或女性在收益和成本间权衡的结果，那么分析生育惩罚效应的持续性对于家庭生育决策的制定就显得尤为重要。其次，已有研究大多采用子女数量作为探讨生育惩罚效应的关键解释变量，然而子女数量并非是生育惩罚效应的产生根源，尤其在子女照料还可寻求家庭内和家庭外支持的情况下更是如此，相比而言，育儿时间更能够反映女性的生育成本。最后，尽管国内学者对生育惩罚效应及其异质性做过分析，但几乎没有涉及生育惩罚效应的产生机制，而这显然不利于对生育女性就业的指导，也不利于提高人口政策制定和实施的精准化。本文在此基础上，以2000-2015年CHNS数据库中参与了生育史调查的52岁以下女性作为研究对象，利用育儿时间作为女性生育成本的度量指标，考察育儿时间对女性收入的持续性影响，并探讨其中的影响机制。
二、理论框架
本文借鉴莫菲特（Moffitt）的建模思路，尝试构建一个包含女性生育和劳动力供给的生命周期动态模型，用以揭示育儿时间对女性收入的影响是否可持续存在。假定女性对自身寿命R均有明确预期，且子女数量Nt在初期为0。假设女性在t期的生育率为Bt，也即Nt=Bt，且满足O≤Bt≤Bu。当子女出生后，女性在t期的育儿时间It由新增子女而增加的育儿时间和随子女成长而逐渐减少的育儿时间共同决定，因而t期的育儿时间变化可表示为It=Bt/b-βIt。其中，1/b表示经时间贴现后子女出生时所需的固定照料时间，β表示随子女成长育儿时间的递减率，满足0≤β≤1，因此βIt就表示由子女成长而减少的育儿时间。
式（8）表明，在育儿时间对工资率的影响恒为负的前提下，随着当期育儿时间的增加，后期工资率的变化速度将为负，这也就意味着当期育儿时间对女性后期工资率产生负向影响，从而不利于后期工资率的提升，为此，提出本文的第二个研究假说。
假说二：育儿时间对已育女性的后期收入也存在负向影响，且主要是人力资本积累减缓所致。
最后，我们考察育儿时间对女性收入的持续性影响。相比于上述对当期收入和短时期的后期收入展开的分析，我们更感兴趣的是育儿时间对女性收入的负向影响是否持续存在，如果是持续存在的，那么持续时间是长还是短。为此，分别将式（7）和式（8）对时间t求导，可得：
假说三：随着时间的推移，育儿时间对女性收入的负向影响会逐渐下降直至消失。
三、数据与实证策略
1.数据来源与处理
本文数据主要来自中国健康与营养调查（CHNS）数据库。CHNS通过多阶段分层随机抽样对我国多个省份进行调查，所调查的地区可较为全面地反映我国的基本情况，因而具有较好的样本代表性，被国内外学者广泛采用。难能可贵的是，该数据库关于女性育儿的调查比较详细且完整，为本文的研究提供了便利。迄今，CHNS已收集自1989年至2015年共10轮数据，鉴于我国于1993年出台了多项托幼政策，为避免政策变动可能引致的混杂影响，同时也由于1997年已婚女性的生育史信息存在大量缺失，本文最终选择2000-2015年的数据予以研究。
本文遵循CHNS關于已婚女性的年龄规定，选择16-52周岁有生育能力的女性作为样本。育儿时间信息来自女性关于“上周给0-6岁孩子喂饭、洗澡、穿衣服、看护等，共花费多少小时”的回答，因此本文的育儿时间特指为0-6岁儿童提供的照料时间（单位：小时/周）。收入数据采用的是女性的年劳动收入，包括工资、奖金等雇佣收入以及承包经营和个体工商经营收入等，同时剔除了劳动收入为负的样本。为保证数据可比，收入数据均以2015年为基期的累积CPI予以平减。
为考察育儿时间对女性收入的持续影响，本文将不同年份的数据予以匹配，试图找出在多个年份中被连续调查的个体。具体地，若以2004年为基期，那么在2006年的调查信息中就可获取该名女性两年前的育儿时间、当年的育儿时间和当年收入。若以2006年为基期，则可在2009年的调查信息中获取该名女性三年前的育儿时间、当年的育儿时间以及当年收入。然而，稍显遗憾的是，CHNS一般间隔2-4年调查一次，因而本文匹配出的两年前育儿时间和三年前育儿时间并非来自同一个体。最终，按育儿时间与收入之间的调查时间关系，将两年前育儿时间、当年育儿时间与当年收入均存在的样本定义为两年期样本，而将三年前育儿时间、当年育儿时间与当年收入均存在的样本定义为三年期样本。最后，剔除育儿时间和收入的缺失值，得到两年期样本4148个，三年期样本2094个。
2.实证策略
为了检验育儿时间对女性收入的持续性影响，本文在控制前期育儿时间的前提下，选择将女性的前期育儿时间作为核心解释变量，同时利用当期的对数收入作为被解释变量。实证模型设定如下：
在控制变量的选择上，本文分别对个体层面、家庭层面和地区层面的有关特征予以了控制。具体地，个体层面的控制变量Xit包括女性的受教育年限、年龄、年龄的平方项、是否少数民族、是否城镇户籍和健康状况等。此外，里巴尔（Ribar）和米勒（Miller）均发现，生育年龄越早的女性所面临的教育投资和工作经验积累损失会越大，为此还将女性的首胎生育年龄予以了控制;阿达（Adda）等发现不同职业类型的女性其收入受生育的影响并不相同，於嘉等发现单位类型的女性收入的影响同样存在差异，因此本文参照阿达等的研究将职业类型分为抽象行业、常规行业和手工行业进行控制，同时参照於嘉等的研究将单位类型分为市场部门、集体部门和国有部门进行控制。在家庭层面，根据布迪格（Budig）和於嘉等的研究，本文控制了其他家庭成员的收入对数和子女数量两个变量。在地区层面，参考赖小琼等的研究，控制了地区产业结构（以泰尔指数和第二、第三产业产值占比度量）、经济增长（以地区生产总值增长率度量）和对外开放度（以出口额占地区生产总值的比例度量），用于控制女性就业的结构和质量。此外，本文还加入了地区固定效应δc和时期固定效应θt。在估计的过程中，统一将标准误聚类到地级行政区层面。
需要注意的是，如果直接采用OLS方法对模型（11）进行回归可能面临潜在的内生性问题，这也是开展生育影响量化评估的难点。这里可能产生的内生性问题主要来自三个方面：一是遗漏变量问题，尽管本文实证模型的设定尽可能地控制了能够影响已育女性当期收入的因素，但诸如性格、能力等不可观测的因素，以及两年期样本中滞后1期的育儿时间和三年期样本中滞后1期和滞后2期的育儿时间均可能同时影响核心解释变量和被解释变量：二是测量误差问题，因为女性汇报的育儿时间可能并非总是那么精确;三是女性收入水平在很大程度上会对当期的育儿时间产生反向影响。以上问题会导致估计结果出现偏误。因此，需要找到影响育儿时间但又不直接影响当期收入的变量，作为核心解释变量的工具变量。
由于老人协助育儿可有效减少女性育儿时间，同时也不会通过除影响育儿时间的其他渠道对女性的收入产生影响，因此本文可选择如下三个变量作为育儿时间的工具变量：（1）考虑到女性及其配偶的兄弟姐妹数量越多，父母协助育儿的可能性就越小，但女性自身的兄弟姐妹数量又会通过成长期资源的竞争影响女性的人力资本形成，进而对收入产生影响，因此利用配偶的兄弟姐妹数作为女性育儿时间的工具变量更为适宜;（2）鉴于双方老人是否健在对女性当期育儿时间具有重要影响，因此女性及其配偶的父母健在数量便可作为育儿时间的另一个工具变量;（3）考虑到老人身体越好，协助育儿的可能性越大，为此选择双方老人的健康状况作为第三个工具变量。以上变量的简单描述如表1所示。
表1中样本偏差检验一列列出了两年期与三年期样本群体各变量的均值差额，并通过T检验考察了两个样本群体均值是否存在显著性差异。具体地，三年期样本的平均收入较两年期样本有所提高，并且三年期样本的当期平均育儿时间较两年期样本有所缩短，而三年期样本的前期平均育儿时间较两年期样本则又有所延长。考虑到子女越大所需的育儿时间越少，上述比较结果与常识是相符的。此外，从控制变量在两类样本中的差异来看，绝大多数控制变量均无法拒绝两类样本无差异的原假设，表明两年期样本和三年期样本虽然并非同一样本但基本特征较为一致，因而两类样本具有可比性。
四、实证结果
1.基准回归结果
首先采用简单的OLS方法初步估计育儿时间对女性收入的持续性影响，如表2所示。其中，第（1）列和第（4）列为分别将两年前和三年前育儿时间作为核心解释变量，并控制了当期育儿时间的回归结果。在此基础上，第（2）列和第（5）列为加入其他控制变量的回归结果，而第（3）列和第（6）列则为进一步控制了地区固定效应和时期固定效应的估计结果。
第（3）列和第（6）列的估计结果表明，当期育儿时间对女性当期收入具有负向影响，且在1%的显著性水平上显著。具体地，当期的周育儿时间每增加1小时，会导致当期年收入下降0.4%。这与我们的预期一致，假说一由此得以验证。随后，由第（1）列的估计结果可知，两年前育儿时间的影响依然显著存在。具体而言，两年前的周育儿时间每增加1小时，当期年收入平均下降0.3%。这一结果在加入控制变量后依然稳健，意味着相比于当期育儿时间，女性两年前的育儿时间对当期收入的影响不容忽视。根据上述结果，我们认为育儿时间对女性收入的负向影响确实具有持续性，也即假说二是成立的。然而，根据第（4）列的估计结果可知，三年前育儿时间对女性当期收入的负向影响不再显著，表明育儿时间对女性收入的负向影响尽管具了有持续性，但持续时间有限。随着子女的成长，女性的育儿时间会逐渐趋于平稳，同时女性由于育儿而产生的与同行人力资本水平之间的差距也会逐渐缩小，因此，前期育儿时间对收入的不利影响会渐趋消失，也即假说三是成立的。
其他控制变量中，年龄与女性收入之间呈倒“U”型关系，教育程度对收入具有显著正向影响。其他家庭成员的收入越高，越有利于女性收入的提升。同时，相较于城镇女性，农村女性的收入水平偏低。子女数量越多，女性收入越低，这与已有文献的发现是一致的。女性的职业分类中，以手工行业作为参照组可以看出抽象行业和常规行业都显著增强女性收入。女性就业部门类型中，以国有部门作为参照组，市场部门对女性的收入为正向作用，而集体部门则不利于女性的收入增加。女性的地区特征变量中，产业结构、经济增长和对外开放度均对女性收入具有显著正向影响。
2.工具变量回归结果
出于对模型内生性的担忧，继续使用工具变量法验证之前的结论。考虑到工具变量的有效性主要通过弱工具变量检验和过度识别检验予以判定，本文首先利用F统计量来判断是否存在弱工具变量问题。需要说明的是，模型（11）中有前期育儿时间和当期育儿时间两个内生解释变量，因此无论是两年期样本还是三年期样本，都有相应的两个一阶段回归结果。其中，对于两年期样本而言，当期育儿时间和两年前育儿时间的一阶段估计结果分别呈现于表3的第（1）列和第（2）列，可见F统计量均在1%的显著性水平上拒绝了工具变量与自变量无关的原假设。对于三年期样本，当期育儿时间和三年前育儿时间的一阶段回归结果同样表明本文不存在弱工具变量问题（见表3的第（4）列和第（5）列）。接下来判定工具变量的外生性，汉森（Hansen）过度识别检验接受了所有工具变量都是外生的原假设，也即工具变量与残差项不相关。
从一阶段回归结果可以看出，育儿时间显著受到三个工具变量影响，并且與预期一致，双方父母的健在数量和健康状况与育儿时间负相关，配偶的兄弟姐妹数与育儿时间正相关。此外，当期双方父母的健在数量和健康状况对前期育儿时间的影响大于当期育儿时间影响，可能的原因在于与当期相比，前期子女的年龄较小因而具有更高的育儿需求，此时女性对老人协助育儿的需求更为强烈，同时由于前期老人的健康状况较当期往往更加健康，因而也可提供更多的育儿协助，最终表现为前期的育儿时间受老人的影响较当期更大。
鉴于上述工具变量的良好特性，表3的第（3）列和第（6）列分别报告了两年期样本和三年期样本的第二阶段估计结果。估计结果显示，当期的周育儿时间每增加1小时，导致当期女性收入下降1.1%-1.2%，而两年前的周育儿时间每增加1小时，则使得女性当期收入下降0.5%，但三年前育儿时间的变化对当期收入依然没有显著影响，以上结果和OLS估计得到的系数符号和统计显著性并无明显差异。然而，相比于OLS估计结果，IV估计得到的系数有所增大，这一方面表明如果对模型（1）直接进行OLS估计确实存在内生性偏误，另一方面则意味着老人协助育儿在我国家庭中的重要性。鉴于IV估计得到的是局部平均处理效应，因此表3的估计结果反映的是女性因缺少老人协助育儿而增加的育儿时间导致的收入减少。从这一意义上来说，IV估计得到的更强的负向影响意味着由老人无法协助育儿引致的女性育儿时间增加会使得女性收入减少的更多，表明老人协助育儿在当前对我国女性的就业及其劳动所得具有重要影响，这或许意味着由老人协助育儿可能并非是中国的家庭传统习惯使然，更多的是一种迫不得已的选择。
3.稳健性检验
为进一步证实上述实证结果，本文从保留适龄婚育女性和剔除迁移劳动力两个方面进行稳健性检验。
首先，从女性婚育年龄角度，尽管女性生育的适宜年龄在16-52岁，但高于40岁的女性不仅生育能力快速下降，而且分娩风险也会大大提高，产后的身心健康恢复过程较40岁前也更为缓慢。因此，如果女性收入的减少除了源自育儿外还有部分源于分娩，则可能会使得本文的估计结果产生向下偏倚。为排除这一可能导致估计结果有偏的情形，本文将40岁以上的女性样本剔除，仅利用16-40岁的女性重新估计，估计结果如表4的第（1）-（2）所示。结果显示，当期育儿时间和两年前育儿时间对女性当期收入的负向影响程度均有所减小，但显著性与前面基本一致。这不仅符合我们的预期，而且也证实了本文结论的稳健性。
其次，从迁移劳动力角度，由于城镇女性和农村女性的就业模式和社会福利存在差异，因此如果样本期内存在部分女性伴随着城市化的推进由农村迁移至城市，那么劳动力市场环境的变化必然导致其就业模式和收入也产生变化。鉴于农村女性所得收入受育儿时间的负向影响弱于城镇女性，因此若存在部分女性从农村迁移至城镇，则育儿时间对女性收入的负向影响程度会因这部分女性而加大。此时，如果将迁移的女性劳动力剔除，我们预期估计结果会增大。为验证这一猜想，本文将样本期内户口发生变化的样本予以剔除，重新估计了育儿时间对女性收入的影响，估计结果如表4第（3）-（4）列所示。结果显示，在剔除迁移女性劳动力后，系数估计结果确实有所增大，但方向和显著性并无太大变化，表明本文的结论依然稳健。
五、进一步分析
上述实证结果表明育儿时间对女性收入的持续性影响是存在的，那么我们不禁想问，是什么因素引致了这一结果？根据理论模型可知，前期育儿时间主要是通过持续性影响女性人力资本从而对女性收入产生作用，其影响持续的时间受女性已有人力资本水平的影响。据此，为厘清育儿时间对女性收入持续影响的可能机制，本部分首先以女性的工资率作为人力资本水平的反映，对育儿时间持续性影响女性人力资本这一途径作机制检验。在此基础上，根据女性已有人力资本水平的差异，利用女性的前期特征，从户籍、年龄和职业技能三个角度划分子样本进行异质性分析，试图阐明人力资本水平的重要性。
1.育儿时间对女性工资率的影响
为验证育儿时间持续性影响人力资本进而对女性后期收入产生作用这一机制，将当期对数工资率替代模型（11）中的当期对数收入作为被解释变量进行实证分析，结果如表5所示。由第（3）列可知，当期育儿时间和两年前育儿时间对女性工资率具有显著的负向影响。具体地，两年前的周育儿时间每增加1小时，会使得女性当期工资率平均下降0.09%，当期的周育儿时间每增加1小时，则使得女性当期工资率下降0.27%。可见，当期育儿时间对女性工资率的负向影响强于前期育儿时间。从三年期的估计结果来看，第（4）列的估计结果显示，当期育儿时间对工资率的影响依然显著，但三年前育儿时间影响则不再显著。这一结论与预期相同，育儿时间会降低女性的工作时间，而工作时间的减少会负向影响女性的人力资本积累，最终使得工资率出现明显下降，而这种负向影响会随着时间减弱直至消失。因此，育儿时间对女性收入的持续影响主要通过持续影响工资率导致，并且持续期为两年。
2.依前期户籍分类的异质性
我国城乡劳动力在就业模式和福利状况等方面存在较大差异，因此育儿时间对城乡已育女性的影响也不尽相同。表6报告了依前期户籍分类的育儿时间对城镇和农村两类女性子样本收入的影响。从表6第（5）-（6）列的IV估计结果可知，当期及两年前育儿时间对城镇和农村已育女性群体的收入水平都具有显著负向影响，并且城镇女性样本所受影响强于农村女性样本。从第（7）-（8）列可知，三年前育儿时间对两类群体的收入影响均不显著。可能的原因是，相比纯农业就业而言，非农就业对劳动时间的要求更加缺少弹性，因而受当期育儿时间的影响较大，同时城镇就业的竞争性和对技术的要求会高于农村，所受育儿时间的持续影响也更大。这一结论为城镇生育率低于农村生育率的解释提供了一种新的视角。
3.依前期年龄分类的异质性
有鉴于个体在生命周期不同阶段的人力资本积累并不相同，对于处在生育高峰期的年轻女性而言，育儿时间会降低她们的教育投资和工作经验积累。但对年龄较大的女性而言，由于产前工作经验丰富，工作渐趋稳定，受育儿时间的不利影响程度较弱。本文按前期年龄以30岁为界限划分两个子样本，考察育儿时间对不同年龄段女性收入的影响，估计结果如表7所示。由表7第（5）-（8）列可知，30岁及以上的女性收入受当期和两年前育儿时间的影响都小于低于30岁的女性，而三年前育儿时间对当期收入影响不再显著，这与我们的预期相符。这一结论也解释了当今女性普遍晚育的原因，为了减少育儿所带来的负面影响，很多女性往往会选择提高生育年龄以应对生育造成的负面影响。
4.依前期职业技能分类的异质性分析
不同职业技能群体所拥有的人力资本不同，同样可能导致育儿时间对其收入的影响存在差异。为此，本文参考段志民的做法，利用女性前期的主要职业、职位类型以及工作单位类型对女性的职业进行细分，并以职业的中位数工资率衡量职业技能。将中位数工资率处于所有职业中位数工资分布前40%的职业定义为低技能职业，处于40%-90%定义为中等技能职业，高于90%定义为高技能职业。表8报告了按职业技能分类的估计结果。由表8第（4）-（6）列可知，中等技能和高技能女性的当期的育儿时间和两年前的育儿时间对当期收入均具有显著影响，而低技能女性的当期收入并不受影响。这与我们的预期相符，技能水平低的工作对人力资本需求小，育儿导致的人力资本贬值程度也相应较低，因此收入所受影响低;而技能水平需求高的工作，对人力资本需求高，育儿导致的人力资本贬值程度高，收入所受影响大。
六、结论与启示
尽管已有文献关于已育女性的当期生育惩罚效应已普遍形成共识，但关于生育惩罚效应是否持续存在迄今尚无文献论及，而这对家庭的生育决策和政府的人口政策制定具有重要意义。本文针对这一问题，在构建理论模型的基础上，采用CHNS微观数据和省级行政区层面的宏观数据，考察了育儿时间对女性收入的持续性影响，丰富了研究生育惩罚效应的既有文献。分析结果显示，育儿时间对女性当期收入具有显著不利影响，周育儿时间每增加1小时，会导致当期收入平均降低0.4%，两年后的收入则平均降低0.2%，但对三年后收入的影响不再显著，这意味着生育惩罚效应确实持续性存在，并且持续两年。这一结论在克服潜在的内生性问题后依然成立。进一步分析发现，育儿时间持续对女性工资率产生负向影响是生育惩罚效应持续存在的根本原因，并且育儿时间对女性收入的持续性影响在城镇女性、30岁以下女性和较高职业技能的女性群體中更为明显。
上述结论意味着，女性因生育而受到的不利影响并非局限于当前，而且对未来依然存在影响。因此，为了更好地实现生育政策改革的效果，从家庭或女性自身的角度而言，在进行生育决策时，应对生育负向影响女性职业发展的期限具有明确预期，从而全面且客观地评估生育成本，依此实现女性职业预期和职业判断的最优化，进而减轻生育对收入的影响，如选择在30岁之后生育，或选择在职业进入瓶颈期抑或选择在职业技能更替缓慢时期生育或许是更为可行的选择。从政府宏观调控角度而言，致力于加大学前教育的投入，尤其增加0-6岁儿童正规照料机构的数量，同时倡导社区和用人单位提供产后技能培训，减少育儿导致的人力资本贬值，在可行的前提下推行柔性工作模式，便于女性兼顾工作和育儿需求，应该也是行之有效的生育政策配套措施。
[责任编辑 刘爱华]
