论生育事件对女性和男性职业地位获得的影响——基于CHNS 1993-2015年追踪调查的实证研究

庄渝霞，冯志昕

（1.上海社会科学院 城市与人口发展研究所，上海 200020；2.中山大学 地理科学与规划学院，广东 广州 510006）

20世纪90年代中国女性在就业市场上与男性相比较而言出现了就业率降低、非正规就业增加、职场升迁天花板效应、行业性别工资差距等现象。［1-3］自2013年、2015年中国实行单独二孩政策和全面两孩政策之后，二孩生育给母亲就业带来新的挑战，女性遭受就业歧视的现象更加严重了。纵观国内外职业地位获得研究，从性别比较的视角进行分析的基础理论是人力资本理论和性别歧视理论。近些年来更多研究将视角投射到女性身上，这些理论包括补偿性差异理论、母职/生育惩罚理论和生育支持流派。随着生育政策从单独二孩向全面两孩至三孩的不断推进，男性是否会因生育更多孩子和年幼孩子照料需求增加，从而做出相应的就业调整，选择更灵活的就业形式并影响其收入呢？因此，本文重点关注生育事件对中国女性和男性职业地位获得的作用，主要检验母职惩罚和父职溢价理论的解释力，同时检验人力资本理论、性别歧视理论、补偿性差异理论和生育支持流派的作用。这一研究有助于认清我国构建女性友好生育支持体系的重要性和紧迫性，推动具有社会性别视角的生育配套服务供给利于推进生育、养育和就业上的性别平等。

一、研究重点和研究假设

比较女性和男性职业地位获得的理论主要有人力资本理论和性别歧视理论，随后出现了补偿性差异理论、母职惩罚与父职溢价理论和生育支持流派等。其中，母职惩罚与父职溢价理论是近些年用于分析生育事件发生后对两性职业地位产生何种影响的理论。母亲接受母职惩罚有多种形式，表现为雇佣时的歧视、降低工资、更少的晋升机会、更严格的就业标准和工作表现要求。［4］母职会对女性职业地位产生惩罚：［5］一是降低母亲的收入，［6］二是让母亲退出劳动力市场，［7］三是阻碍母亲进入较高的职业，从而转向要求较低、更无发展前景的工作，［8］比如兼职工作（Part-time）或者自我雇佣。［7］母职或生育的惩罚是持久且广泛的，它对母亲职业发展的影响并不仅仅表现在生育后的一段时间，也可能影响职业的长期发展；它的影响并非仅局限于母亲，没有孩子的女性日后怀孕或者生育也将遭受同样的母职惩罚。［9］与“母职惩罚”理论相反，“父职溢价”现象普遍存在，美国和欧洲一些国家的研究都证明了这一说法。［10-11］在瑞典，父职对父亲工资的正面作用存在于高职业声望的群体中。［12］也有少数研究认为父亲工资溢价并不存在，只是自主选择进入更高收入行列的男性更可能成为父亲，［13］实际上欧洲父亲育儿假的实施对在国有部门和私有部门工作的父亲的工资产生一定的负面影响。［14］

在中国，母职/生育惩罚理论的研究大多聚焦女性群体，鲜有针对父职/生育与男性职业地位关系的研究。生育不仅对母亲工资率产生负面影响，而且对不同职业、行业和工作部门的影响也不同，［15］生育促使更多母亲就业中断、影响职业晋升和职业培训。［16-17］本文的研究重点是运用母职惩罚与父职溢价理论比较生育事件对女性和男性职业地位的影响。

（一）因变量设定

本研究的因变量是职业地位。职场事件包括就业机会、职业类型、工作的连续性、人力资本积淀、酬薪待遇、晋职晋升等诸多方面。［18］本研究实证检验的重点是建立生育事件与职业地位之间的有机联系。一般而言，生育事件对职业地位的影响包括就业惩罚、就业模式变化和工资惩罚等路径。

1.就业惩罚

基于母职惩罚理论，社会对母职存在偏见，普遍认为一个好母亲不可能同时是一位好员工，在招聘时或工作过程中会对母亲存在一定的歧视。［4］母亲的生育状态不仅影响她是否被雇佣，而且对生育后是采取全职或是兼职工作也会产生影响。相对于没有生育的女性或父亲而言，雇主确实会因为母亲身份产生歧视，表现为减少对母亲的雇佣，或者给母亲提供较低工资的职位。［9］为人父母对男女职业地位的影响存在明显差异，母亲更可能面对家庭-工作的冲突，这对母亲职业发展产生一定负面影响，而父亲身份对于男性的就业机会影响非常少，反而有利于提升父亲的职业地位（父职溢价理论）。［9］［19］

2.就业模式变化

生育后母亲会被迫变换工作状态，不断进入和退出劳动力市场，［20］或者从较固定的工作转向流动性更大的工作。［7］［20］发达国家（地区）和发展中国家（地区）的实证研究都证实了这一说法。相比于没有生育的女性而言，母亲更易遭受职业隔离，包括从劳动力市场退出或者从事较低层次的就业岗位。［21］很多母亲因为生育进行职业调整，做出从全职转入兼职的决定，［8］或者从企业受雇转向自我雇佣。［22］这一情况在发展中国家（地区）也不例外，孩子不仅降低母亲进行有薪就业的可能性，而且直接影响母亲的就业模式，按照中国的情况，非正规就业的女性化是不争的事实。［2］目前对于父亲的相关研究较少。

3.工资惩罚

孩子数对女性进入就业市场的收入和工作时间产生影响，［23］诸多实证研究表明母职对工资的惩罚是存在的，［24-25］而且会因职业不同惩罚力度也有所不同，［7］不同职业的差异比同一职业内部的差异更大。［25］与母职惩罚相反，生育可能提升父亲的工资，产生“父职溢价”现象。［24］但是挪威的研究表明由于父亲育儿假的实施，孩子的出生也给父亲工资带来处罚，但相对于母职惩罚来得小。［14］

（二）主要解释变量：生育事件

本文重点关注的解释变量是生育事件，它是一个多维度的测量，包括孩子数量、孩子年龄、生育年龄等。下面将提出生育事件对职业地位产生影响的研究假设。

1.孩子数量对女性和男性职业地位的影响

其一，中断就业？一孩或二孩是决定母亲在生育后是中断职业还是返回就业市场的重要影响因素。［26］生育二孩的母亲比只生育一孩的母亲更不可能返回工作单位，更可能选择在家里照顾小孩；照顾两个或两个以上孩子需要更多的精力，是一种高强度的工作，很有可能促使母亲退出劳动力市场。科勒曼和莱博维茨的研究结论也证明了这一点，“随着孩子数的增加，依然返回工作单位或者做全职工作的母亲的比例是有所减少的”。［20］这一影响在经济较为落后或处于中等收入水平的发展中国家（地区）也不例外，为了满足性别偏好、双胞胎生育或两孩的母亲参与有薪酬就业的可能性会降低。［17］中国的经验研究也验证了这一现象，“性别-母职”的双重身份使得母亲在职场上受到的惩罚最为严重，未育女性、一孩母亲、二孩母亲、多孩母亲的就业概率比一孩父亲低0.48、0.45、0.45 和0.45倍。［18］

其二，转向兼职？孩子多对母亲职业地位的惩罚比孩子少的母亲严重，促使母亲中断就业或转向兼职或自我雇佣，［11］［27］这一研究与澳大利亚女性的就业趋势相一致。许多完成学业后进入全职岗位的澳大利亚妇女在将要或者已经生育一孩时就会调整就业期望，做出从全职转向兼职的选择，并有少数采取自我雇佣的模式。［28］第一孩对母亲的职业地位惩罚是最具破坏性的，随着孩次的增加，对职业地位惩罚的边际影响递减。［8］在中国也不例外，未成年子女个数对男女非正规就业产生了显著影响，［29］不管男性或女性，未成年子女数量越多则越倾向于选择非正规就业，而且对女性的影响更为显著。［30］

其三，降低工资（率）？孩子数量是影响性别工资很重要的因素，［4］有研究发现一个孩子带来的性别工资差距为6%，两个孩子则上升到13%，在孩子出生后的10 年或更长的时间里性别工资差距会继续扩大至17%。［31］生育对女性工资存在负面影响［32］基本达成共识。布丁和英格兰的研究表明第一孩、第二孩和超过两个孩子对母亲工资惩罚分别为3%、9%和12%。［24］又有研究表明随着孩子数的增加，每个孩子将降低母亲收入的5%～6%。［33］但是，日本的研究表明孩子的出生将提升父亲的工资率（约为2.3%），并延长了工作时间。［34］在中国，企业为女性支出生育保险费用和政府育儿补贴力度不足，生育加大了性别工资的差距。［35］每生育一个子女会造成女性工资率下降约7%且这一负面影响随着生育子女数量的增加而变大。［15］生育使女性的工资缩水，却使男性工资增长。［36］

假设1：对于母亲而言，孩子越多则就业率越低，非正规就业的可能性越高，工资率更低。对于父亲而言，孩子越多则就业率越高，越倾向于寻求稳定工作，工资率更高。

2.家中有婴幼儿对女性和男性的职业地位的影响

婴幼儿照料是影响职业发展最重要的时期，沃德佛格的研究表明不管在美国、英国和日本，婴幼儿对母亲继续就业产生非常显著的负面影响，特别在英国影响最为明显。家中有小于1岁幼儿的母亲或者是1-5 岁孩子的母亲，其就业率明显低于没有小孩的女性。［37］韩国、菲律宾、中国的研究也支持了这一观点，家中有婴幼儿或学龄前子女会降低已婚妇女的就业率。［38］但是吴愈晓的研究却表明在1995-2002年期间，是否有未成年子女并不影响女性劳动力参与，家庭经济收入才是更主要的影响因素，低收入家庭中的女性可能更需要参与市场劳动，从而获得工资收入以缓解家庭的经济压力。［29］与此相反，父亲并没有因为生育而增加照顾幼儿的时间。［39］

假设2：对于母亲而言，在孩子婴幼儿时期更可能中断就业和从事非正规就业，工资率更低。而对于父亲而言，在孩子婴幼儿时期更少中断就业、更少从事非正规就业，工资率更高。

3.生育年龄是影响女性和男性职业地位的另一要素

女性会在做母亲和职业发展两者间进行评估，决定生育时机。生育对女性职业的影响不仅表现为工资的降低，也表现为人力资本的损失，这两方面加总就是孩子对母亲的影子价格，［40］将会促使母亲推迟她们20至30多岁时的生育计划，以减少母职对职业地位的惩罚。［27］对于受过高等教育并且从事技术和管理职业的女性而言，初育年龄每推迟一年，收入和工资都有所提升，工作时间有所延长。男性基于生育对预期职业发展、个人安全生活掌控和两性关系稳固性的考虑，也会选择进入父亲这一角色的时机，少数父亲会选择推迟生育。［19］

假设3：对于母亲和父亲，越是推迟第一胎的生育年龄，就业率越高，从事正规就业的可能性越高，工资率更高。

二、控制变量和分析框架

母职惩罚与父职溢价理论直接表现为生育事件对职业发展的影响，人力资本理论、性别歧视理论、补偿性差异理论和生育支持流派不仅与母职惩罚与父职溢价理论并行，而且也可以用来解释该理论。

人力资本理论最早是被用来解释两性职业地位差异，它强调运用经济学的理论及客观标准解释男女就业不平等的现象。舒尔茨是人力资本理论的缔造者，贝克尔则是系统地将人力资本理论运用于家庭领域的先锋者。贝克尔认为“已婚妇女操持家务的义务，减少她们对人力资本的投资，也许是男女之间工资差异和工作分离的根源所在”。［41］母职活动损害了母亲的人力资本投资，不仅影响了母亲的收入，［42-43］也是母亲中断工作，选择兼职、临时工或偶尔工作的原因。

20 世纪中后期和21 世纪初期越来越多的女性加入劳动力市场，女性因生育事件而影响职业发展的现象引起女性主义者的关注。性别歧视理论应运而生，它强调在就业市场上的性别不平等更多是雇主主观选择的结果。这也被称作统计歧视。由于雇主在雇佣前难以真正甄别雇佣者的生产力或能力，雇主会以群体（如性别）的平均水平作为参考做出雇佣决策。［44］职业上的性别隔离并不仅限于招聘环节，而是贯穿于职业发展的整个过程。性别歧视理论认为正是这种非公平的差别化待遇，导致女性就业者选择离开现有职位或者调换工作。特别是对那些选择进入不同行业的女性，这意味着中断职业和减少工龄，影响人力资本积累，影响职业发展和升迁。［4］

新古典经济学提出了补偿性差异理论以解释性别职业隔离。按照波拉切克（Polachek）的观点，男女劳动者都根据理性化的原则选择职业类型。一些工作虽然工资较低，但是往往能够提供其他福利或者轻松的工作环境。［45］对于母亲而言，为了协调职业发展和家庭照料间的矛盾会进行职业调整，即暂时退出劳动力市场或者接受更低职位的职业或采取非正规就业的形式。“母亲在择业时会偏向‘对母亲更友好’的工作。为了兼容当母亲的要求，会选择对人力资本期望较低而且返回原单位工资会有所下降的职业”。［44］

生育支持流派是近些年出现的理论视角，认为一个国家采取有利于母亲就业的生育支持政策将减少母职对母亲职业发展的惩罚。［46］支持母亲就业的家庭政策有两种方式：一种是通过提供工作保护和现金支持，让家庭承担婴幼儿照料的责任；另一种是通过提供婴幼儿服务间接鼓励母亲就业。［47］并有一系列的生育支持举措，包括增加和延长有薪父母育儿假，调动男性的参与，建立灵活的弹性工作制度，有力促进工作场所男女平等的实现，并为人们在面临各类生命事件时提供更多机会，协调工作和家庭的矛盾。［48］

从我国对于两性职业地位获得的研究来看，也遵循上述五个理论或流派的发展过程，与国外理论进展表现出高度一致性。人力资本、性别歧视理论是较早和最多运用于分析中国性别工资和就业地位的视角。不少研究认为两性劳动力市场差距主要是由男性教育回报率高于女性所导致。［49］多数行业内都存在着比较严重的性别歧视，性别歧视是构成性别工资差距的主要解释因素，［3］［50］职业性别隔离是性别工资差距的主要决定因素，但仅限于国有部门，在非国有部门个体人力资本方面的差异决定收入差异。［51］

补偿性差异理论被运用于解释20世纪90年代以来中国女性就业非正规化的现象。随着中国市场改革的推进，劳动力市场出现了分割，不同职业、不同行业、不同身份的人群在收入、就业状态出现差异。［52］在这一过程中，女性更多地向非正规就业部门转移，特别是育龄妇女更多地出现职业中断或进行间隔性就业。补偿性差异理论认为母亲为了协调职业与生育间的冲突会选择中断就业或从事非正规就业。

随着市场改革的推进，中国的家庭结构、家庭关系和性别角色观念也产生了一系列变化，［53］倡议推行生育支持的理论观点和实证分析也越来越多。中国社会历来强调家庭的作用，为了让女性能够兼顾工作和育儿，必须重视祖父母辈的分担作用，加强父亲的育儿角色。［54］社会和单位的作用也不可或缺，推行产假、父母育儿假、幼托照料、弹性工作安排都有利于母亲协调生育和就业间的矛盾，一定程度上降低职业中断风险，提高职业稳定性。［55］

基于以上分析，我们从性别比较的视角出发，重点分析生育事件对两性职业地位的影响，验证母职惩罚与父职溢价理论，并同时论证其他四个理论或流派对于女性和男性职业地位获得的作用，提出如下分析框架：对于女性和男性，其职业地位（就业、就业形式和工资）受生育事件、人力资本、性别歧视、补偿性差异、生育支持等五大类因素的影响。在本文中，人力资本主要是指受教育水平，影响着一个人的职业选择和发展；性别歧视是指雇主凭主观臆断对不同性别雇员的招聘、岗位和升职做出选择；补偿性差异理论体现了因照料儿童而对职业发展进行的妥协性选择；与母职和父职直接挂钩的生育事件是影响人力资本积累、雇主产生性别歧视和雇员进行补偿性差异选择的直接因素；生育支持流派认为家庭和社会的有力支持是双亲职业发展的重要影响因素。由于职业性别隔离影响男女间经济收入的分配，［56］在我们的研究逻辑框架中，这五个理论一起作用于女性和男性的就业状态（就业率和就业形式），同时与就业状态一起作用于工资（见图1）。

影响职业地位获得的理论解释流派纷呈，但仍存在如下不足：一是偏重于考察某一理论对职业地位的解释力，较少建立综合性的理论分析框架；二是缺少性别视角。除了人力资本理论、性别歧视理论外，其他三个理论较少运用于对男性职业地位的分析并与女性做比较；三是对职业地位的考察较多关注工资和就业率，少有对就业形式的系统分析。因此，本文的主要贡献在于运用性别视角，构建了一个综合的分析框架，重点考察生育事件对就业、就业形式和工资三方面的影响。具体包括如下内容：第一，利用1993-2015年跨20多年的家庭追踪调查数据（中国健康与营养调查数据库），揭示20世纪末至21世纪初期中国城乡非农母亲和父亲在就业率、正规就业和工资率的分布情况。第二，使用多层次模型结合离散时间方法，在控制一系列人口学变量之外，从性别视角出发，重点考察生育事件对城乡非农母亲和父亲是否就业、是否正规就业和工资的影响，扩展母职惩罚与父职溢价理论的解释力。第三，同时了解人力资本理论、性别歧视理论、补偿性差异选择理论和生育支持流派对于城乡非农母亲和父亲职业地位的作用。

三、实证分析

（一）数据来源和变量测量

分析数据来源于中国健康与营养调查数据库（CHNS）1989-2015 年的数据。CHNS 是一项长期调查项目，始于1989年，随后于1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011、2015年进行了追踪调查。该调查采用多阶段随机分层抽样，覆盖了中国的东、中、西部地区的12 个省（市/区），分别为辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州、北京、上海和重庆。

1.分析对象

（1）纳入八次追踪调查数据库。由于在中国健康及营养调查问卷和数据库中，1989、1991年没有提供户口这一变量信息，因此在分析生育事件对父亲和母亲职业地位的影响时纳入了1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011、2015年八次追踪样本和追加样本。

（2）分析对象。首先，包括农村和城镇所有非农就业人员。在CHNS 里“有工作”的被调查者是指从事八大职业分类中的一种，包括各类负责人、专业技术人员、办事人员、商业服务业人员、农民、工人、军人及其他从业人员，本文剔除农民这类工种。在CHNS 里“没有工作”的人员有五类，包括正在找工作、做家务、残疾、学生和退休，本文剔除了学生、退休和残疾人三类人群，只把正在找工作、做家务作为“没有工作”。其次，考虑在中国23 周岁是完成大学本科的大致年龄，同时，根据国家规定女性最早法定退休年龄为50 周岁，本文限定研究对象为23-50 周岁已育的父亲和母亲。

2.因变量设置

因变量包括就业率、就业形式和工资率。就业率以问卷中的“你现在有工作吗”的回答来表示。如前所述，回答“有工作”（赋值为“1”）的被调查者是指从事七大职业分类中的一种。回答“没有工作”（赋值为“0”）的人员包括“正在找工作”和“做家务”两类人群①做家务是没有报酬的劳动。由于没有付薪酬，不属于工作范畴。。

就业形式即是否正规就业。以问卷中“你在此工作中的职位是何种类型”的回答来表示，凡是回答“为他人或单位工作的长期工”和“为他人或单位工作的合同工”界定为正规就业（赋值为“1”），凡是回答“有雇工的个体经营者”“无雇工的个体经营者”“临时工”“领取工资的家庭工人”“无报酬的家庭帮工”等界定为非正规就业（赋值为“0”）②关于如何界定正规就业和非正规就业，参考常进雄和王丹枫（2010）、薛进军和高文书（2012）、王海成和郭敏（2015）的界定，有的是根据工作单位性质，有的是根据劳动者是否签订合同或者是否有社会保险来界定。。

工资率即小时工资，是以受访者每月工资（通过CPI调整为2015年为基底）除以每月工作时间获得的。CHNS的数据里有些受访者从事两份工作，对于从事两份工作的受访者，我们计算每份工作的工资率后再取平均值，在分析中对工资率取自然对数。［15］

3.解释变量设置

本文重点分析的解释变量为生育事件，用于评估母职惩罚和父职溢价理论的解释力，主要变量有孩子数、最小孩子年龄和初育年龄。孩子数是三分类变量，1、2、3分别代表1个孩子、2个孩子、3个及以上孩子。最小孩子年龄处理为五分类，1、2、3、4、5分别代表最小孩子为0-2周岁、3-5周岁、6-12周岁、13-17周岁、18周岁及以上。初育年龄是连续型变量，分别以已育父亲和已育母亲生育第一个孩子时的年龄来测量。

4.控制变量

如图1 所示，控制变量包括人力资本、性别歧视、补偿性差异、生育支持四个方面。人力资本的代表变量是受教育程度，设置为四分类变量，1、2、3、4分别代表文盲/半文盲、小学、中学、大学及以上（包括职业中专）。

补偿性差异是受访者自主选择有利于照料孩子的工作环境，与就业特征有关，对于工资率的研究，我们额外加入就业性质、职业及单位性质三个变量。就业性质包括正规就业、自雇和其他（临时工、家庭帮工等）；职业包括各类负责人、专业技术人员、办事人员、商业服务业人员、工人及其他从业人员（包括军人）；单位性质为国有、集体和市场部门。

生育支持包括家庭支持和社会支持③由于CHNS没有免费提供社区数据库。在这里我们无法反映社区幼托服务等社会支持情况。。我们选取家务劳动时间（每天花在购买食物、准备食物、洗衣服及打扫卫生的时间）、是否至少与一个父辈居住在同一住所/近门/同村（社区）、是否需要照料长辈以及其他家庭收入等几个最直接的变量来反映。其他家庭收入是家庭总收入（通过CPI调整为2015年为基底）减去个人总收入（通过CPI调整为2015年为基底）得到，并按照惯例取自然对数。

性别歧视是影响女性职业发展的重要原因，但没有相关变量可以直接反映这一歧视，因此我们采取控制尽量多变量的方法。控制变量分别为性别、年龄、户口、婚姻状态、调查地区和调查年份。具体变量设置如下：性别为哑变量，0代表父亲，1代表母亲。年龄为连续型变量。户口设为哑变量，0代表县镇户口，1代表城市户口。婚姻状态处理为三分类变量，1代表未婚，2代表已婚，3代表离异、分居和丧偶（其他）。调查地区分为东部、中部和西部三个类别。调查年份设置为连续型变量。

（二）分析方法及模式

1.分析方法

CHNS 是追踪性数据，因此本文的分析单位为人-年观测记录。在重复测量时，测量与测量之间往往是相关的而不是独立的（譬如受访者的前期工作状况会影响当期的工作状况）。而且，CHNS 追踪年份并不是按固定年份间距进行追踪，受访者也不是每一次都出现在追踪数据里，这样会造成不平衡的数据结构（比如有些受访者出现4次，有些受访者只出现3次）。同时，受访者是否就业以及是否正规就业的状态也会随着追踪年份而改变（譬如由非就业变成就业，再由就业变成非就业，或者由非就业变成就业，然后持续到2015年）。因此，本文将使用多层次模型结合离散时间方法。首先，多层分析方法能够处理重复测量数据与时间变量之间的关系，可以得到对非平衡测量数据参数的有效估计。［57］其次，离散时间方法相比连续时间方法有两个优势。它能弥补连续时间方法中的假设，即自变量对因变量的影响是恒定的，不随时间的变化而变化；同时离散时间方法能够估算随时间变化而变化的自变量（如年龄、生育事件）和不随时间变化而变化的自变量（如性别）对变化的因变量的影响。［58］

多层线性模型设定如下：

其中，Y代表因变量（工资率），t代表重复测量时间，i代表受访者，β0是截距，β1是测量时间对Y的影响，X1it与X2it代表随时间变化而变化的自变量（如年龄、婚姻状况、孩子数、最小孩子年龄），X3i和X4i代表不随时间变化而变化的自变量（如性别、初育年龄），所以β2、β3与β4、β5分别是随时间变化而变化的自变量和不随时间变化而变化的自变量对Y的影响。u0i代表截距在i层的差异，e0it代表截距在it层的差异。

对于是否就业与是否正规就业这两个0/1变量，多层逻辑模型为：

其中，Y代表是否就业与是否正规就业，pit代表“有就业”和“正规就业”，β0、β1、β2、β3、β4、β5含义与在多层线性模型的含义一样，u0i代表截距在i层的差异。

2.描述性分析

在1993-2015 年八次追踪调查数据库中，23-50 周岁非农母亲和父亲样本共31 193 份。对就业做出回答的有效样本共23 996份，母亲和父亲样本分别为12 763份和11 233份。对是否正规就业做出回答的有效样本共17 959份，母亲和父亲样本分别为8 270份和9 689份。对工资做出回答的有效样本共12 863份，母亲和父亲样本分别为6 025份和6 838份。

表1描述了对就业、正规就业和工资率做出回答的有效样本的相关变量在母亲与父亲之间的差别。可以看到，对就业做出回答的被访父母，只有64.6%的母亲正在就业，而正在就业的父亲为86.7%。母亲的小时工资比父亲低。61.5%的父亲有正规工作，略低于母亲（62.6%）。63%以上的家庭以一孩为主，28%左右的家庭有两个孩子。被访者中有20%以上的家庭有5周岁以下的孩子。母亲初育年龄比父亲小1.5岁。母亲家务劳动时间多于父亲，15%的母亲需要照顾长辈。11.7%的父亲是各类企事业单位负责人，而只有5.2%的母亲是负责人。母亲和父亲工作单位性质比例相近，在国有部门工作的比例为46.3%，在市场部门工作将近40%，集体部门的仅占14%左右。其他变量的分布比例相近。

表1 主要变量的描述性统计：均值/比例（%）

续表1

图2 显示的是1993-2015 年城乡非农母亲和父亲就业、正规就业和工资趋势。1993-2015 年母亲和父亲的就业率都在下降，但母亲的下降率比较高。1993 年母亲的就业率约为81%，父亲的就业率约为95%。2004 年母

3.1993-2015 年城乡非农母亲和非农父亲职业地位变化情况亲的就业率下降到约54%，父亲的就业率约为80%。2015 年母亲的就业率约为62%，父亲的就业率维持在80% 左右。图2 也显示了1993-2015 年母亲和父亲正规就业情况呈逐年递减趋势，总体来说，母亲和父亲正规就业差别不大。1993年母亲的正规就业率约为82%，父亲的正规就业率约为81%。2004年母亲的正规就业率约为57%，父亲的正规就业率约为54%。到2015年母亲的正规就业率约为60%，父亲的正规就业率约为56%。从1993-2015 年母亲和父亲的工资率趋势可以看出1993年母亲与父亲的平均小时工资有一定差别，母亲的平均小时工资是2.2 元/小时，父亲是3.1 元/小时，母亲为父亲的71%左右。1997年母亲的平均小时工资是3.59 元/小时，父亲是5.11 元/小时，母亲为父亲的70% 左右。2006年母亲的平均小时工资是7.51元/小时，父亲是11.49元/小时，母亲为父亲的65%左右；至2015 年母亲的平均小时工资是25.45 元/小时，父亲是34.23 元/小时，母亲为父亲的74%左右。随着时间的推移，母亲和父亲的平均小时工资差别仍然不小。1993-2015 年的20 多 年间 城乡非农母亲和父亲的就业率

都在逐步降低，而且从20 世纪90 年代15%的差距拉大至21 世纪10 年代高达20%多的差距；母亲和父亲正规就业的比例也在逐步降低，正规就业率都降低了20%左右，而且母亲的正规就业率低于父亲；虽然母亲和父亲的工资率都在提高，但是性别工资差距仍然存在，至21 世纪10 年代母亲的小时工资率为父亲的3/4左右。

4.模型结果

本文模型主要研究的是生育事件对女性和男性职业地位（就业、就业形式和工资率）的影响，阐述五大理论的解释力。表2 展示的是多层逻辑模型研究生育事件（孩子数、最小孩子年龄和初育年龄）以及其他因素对母亲和父亲是否就业的发生比影响。在控制了所有控制变量后，孩子数越多就业的可能性越低。最小孩子年龄为0-2周岁、3-5周岁的受访者正在就业的比最小孩子年龄为13-17周岁的分别低60%和23%。初育年龄对受访者是否就业没有产生显著影响。表2 的第二列和第三列分别展示了生育事件对母亲受访者和父亲受访者是否就业的影响。对于母亲而言，孩子数和最小孩子年龄对是否就业都有显著性影响。孩子数越多母亲就业的可能性越低，有两个孩子和有三个及以上孩子的母亲比只有一个孩子的母亲的就业发生比分别低24%和36%。最小孩子年龄是0-2 周岁和3-5周岁的母亲就业发生比是最小孩子年龄为13-17周岁的母亲的27%和65%。但对于父亲受访者，生育事件的三个变量对是否就业没有产生显著影响。

控制变量对母亲和父亲就业的影响有所差异。关于人力资本，母亲和父亲的受教育程度越高则就业的可能性越高。关于生育支持，长辈支持对母亲就业起显著作用，长辈离得近有利于母亲就业。关于性别歧视，母亲比父亲的就业发生比低74%，影响系数显著说明母亲就业率明显低于父亲。父母就业的可能性随着年龄的增加而减小，每增加1 岁，正在就业的发生比减小2%～3%。户口类型为县镇的母亲比户口类型为城市的母亲就业发生比显著低33%。其他婚姻状况的母亲比已婚的母亲就业发生比高42%，其他婚姻状况的父亲比已婚父亲就业的发生比显著低96%。居住在中部地区的母亲比居住在东部地区的母亲就业发生比显著低51%，居住在中部和西部地区的父亲比居住在东部地区的父亲就业发生比分别显著低42%和29%。受访者就业的发生比随着调查年份的推进而降低。

表2的实证结果表明母亲和父亲的就业率存在显著性差异；母职惩罚理论适用于女性就业的解释，但父职对于男性是否就业并无影响；人力资本理论和性别歧视理论对于两性是否就业都起显著性作用；家庭对生育的支持仅仅对母亲就业有帮助，对父亲并不起作用。

表2 生育事件对母亲和父亲就业影响的随机效应模型结果

表3展示生育事件（孩子数、最小孩子年龄和初育年龄）对母亲和父亲是否正规就业的影响。在控制了所有控制变量后，孩子数越多则母亲和父亲正规工作的可能性越低。最小孩子年龄对父母亲正规就业没有显著影响。初育年龄对母亲和父亲是否正规就业有显著的正向影响，初育年龄每增加1 岁则正规就业的发生比增加3%。表3 的第二列和第三列分别展示了生育事件对母亲和父亲是否正规工作的影响。对于母亲而言，孩子数越多母亲正规就业的可能性越低，有两个孩子和三个及以上孩子的母亲比只有一个孩子的母亲正规就业的发生比分别低42%和70%。初育年龄对母亲正规就业有显著的正向影响，初育年龄每增加1 岁，正规就业的发生比就增加4%。对于父亲而言，有两个孩子的父亲比只有一个孩子的父亲正规就业的发生比显著低23%。同样地，孩子年龄对父亲是否正规就业没有显著影响。但初育年龄每增加1岁，正规就业的发生比增加3%。

表3 生育事件对母亲和父亲正规就业影响的随机效应模型结果

关于人力资本，母亲和父亲的受教育程度越高，正规就业的可能性越高。关于生育支持，父母的家务时长越长，正规就业的可能性越高，家务时长每增加1个小时，正规就业发生比增加5%；父母的其他家庭收入越高，正规就业的可能性越高，这意味着其他家庭收入越低，越有可能需要从事非正规就业补贴家用。关于性别歧视，母亲和父亲在正规就业方面并不存在显著性差异。对于所有受访者而言，正规就业的可能性随着年龄的增加而增加，每增加1 岁，正规就业的发生比增加1%。户口类型为县镇的正规就业的可能性比户口类型为城市的显著低57%。相比于居住在东部地区的受访者，中部和西部地区的受访者正规就业的发生比分别低34%和52%。受访者正规就业的可能性随着调查年份的推进而降低，降低率为7%。

表3 的实证结果表明母职和父职都会影响正规就业的发生比，生育惩罚对母亲和父亲同样适用，其中孩子数和初育年龄都有显著性影响；人力资本理论对母亲或父亲选择非正规就业都起作用；长辈的生育支持对于母亲非正规就业的作用并不明显，但家庭经济支持的作用显著；性别歧视理论在这里同样具有解释力。

表4 是控制了所有控制变量后，研究生育事件（孩子数、最小孩子年龄和初育年龄）和其他变量对母亲和父亲工资率影响的回归结果。对于所有受访的母亲和父亲，孩子数的增加对其工资率没有产生显著性影响；相比于最小孩子年龄为13-17周岁的受访者，最小孩子年龄为3-5周岁的受访者的系数显著为负（coeff=-0.031），说明后者工资率比前者低。第二列和第三列分别展示了生育事件对母亲和父亲工资率的影响。对于母亲而言，孩子数的增加对其工资率没有显著影响，最小孩子年龄为3-5 周岁的母亲的工资率比最小孩子年龄为13-17 周岁的母亲显著地低（coeff=-0.035）。初育年龄对母亲的工资率产生显著影响，初育年龄每增加1 岁，工资率就增加0.004。对于父亲而言，孩子数、最小孩子年龄及初育年龄对其工资率没有显著影响。

表4 生育事件对母亲和父亲工资率影响的随机效应模型结果

续表4

其他控制变量对工资率也起一定作用。对于人力资本而言，大学及以上文化的比小学及以下文化的受访者工资率显著高6.8%。自我雇佣的比正规工作受访者的工资率显著高8.7%，但其他就业（临时工/家庭帮工等）的工资率比正规工作受访者的工资率显著低5.5%。工人和服务人员比各类负责人的工资率分别显著低4.5%和7.1%。市场部门受访者比国有部门的工资率显著低4.1%。对于生育支持，受访者从事家务时长越长，工资率越低，家务时长每增加1 个小时，工资率降低0.1%。值得注意的是，母亲的工资率明显比父亲的工资率少10.8%。相比于居住在东部地区的受访者，中部地区和西部地区的工资率分别低3%和6%。在1993-2015年调查年间，母亲和父亲的平均小时工资差别仍然存在（coeff=0.04）。控制变量对母亲或父亲工资率的影响趋势跟总模型相似，这里不再赘述。

表4 的实证结果表明性别工资差距仍然明显；母职惩罚理论对母亲工资率起作用，特别是孩子年龄为5 周岁以下时影响最为显著；父职对于父亲工资并没有影响；人力资本理论、补偿性选择理论、性别歧视理论对母亲和父亲的工资都有显著性影响；家庭支持理论仅作用于母亲工资，对于父亲工资并不起明显作用。

从表2、表3和表4的实证结果来看，我们的研究验证了本文关于母亲的研究假设，生育事件的三个变量（孩子数、最小孩子年龄和初育年龄）对于母亲就业、就业形式和工资都产生一定的影响；同时，我们的研究结论部分驳斥和部分验证了关于父亲的研究假设，孩子数从一个增加到两个时，父亲更可能从事非正规就业，初育年龄推迟，父亲更可能从事正规就业，孩子数、孩子年龄和初育年龄对于父亲就业率和工资并没有起显著性作用①本文实证分析最大的不足还是无法解决生育与就业、就业形式间的内生性问题。。

四、研究结论与对策建议

本文基于中国健康与营养调查数据库1993-2015 年的八次追踪数据，通过数据分析和实证检验，研究了中国1993-2015 年20 多年间23-50 周岁非农城乡母亲和父亲在职业地位上的变化及差异，主要探讨母职惩罚与父职溢价理论对女性和男性职业地位获得的解释力，验证生育事件对于城乡非农母亲和父亲的就业、正规就业和工资率的影响，得出如下结论：

第一，母亲和父亲在就业、就业形式和工资率上存在一定差距。从描述性结果来看，自20 世纪90 年代初至21 世纪10 年代，母亲和父亲的就业率和正规就业比例都在下降，工资率有所提高，但性别工资率差距仍然不小。从实证结果来看，母亲和父亲在就业和工资上的性别隔离仍然存在，非正规就业扩大化现象不仅存在于母亲群体，也存在于父亲群体。

第二，生育事件对于母亲和父亲职业地位的影响存在强弱差异。生育惩罚并不仅仅作用于母亲，也部分作用于父亲。与以往研究结论相似的是生育事件对母亲职业地位产生显著性影响，生育事件的三个维度确实对其就业率、正规就业和工资率产生负面影响。孩子越多不仅越有可能使母亲脱离就业岗位，也更可能让她们采取非正规就业。家中有5周岁以下婴幼儿的母亲更有可能选择在家照顾孩子，工资率也更低。母亲返回就业市场的高峰期是在孩子6 周岁之后，这一趋势会随着孩子年龄的增加而日趋减弱。初育年龄越大母亲越有可能采取正规就业，而且工资率也更高。

与以往研究结论不同的是生育事件并未对父亲产生激励作用，在某些方面对父亲也产生了负面影响。孩子数量并没有影响其就业率和工资率，但更可能促使他们采取非正规就业，孩子数由一个增加为两个时父亲正规就业的可能性降低了。最小孩子年龄对于父亲职业地位和工资都没有产生负面影响。初育年龄对父亲就业和工资率没有产生显著性影响，但对父亲就业形式产生显著性影响，结婚越迟越有利于他们从事正规就业。父职溢价理论在本文研究中并未得到全部证实。

第三，其他四个理论或流派对女性和男性职业地位获得也具有一定解释力。人力资本理论对于解释母亲和父亲的职业地位仍然是至关重要的因素，受教育程度对于就业、就业形式以及工资或多或少起作用。补偿性差异理论通过工作特征表现出来，就业性质、单位性质和职业对于母亲和父亲的工资都起作用，好的工作环境有利于获取更高工资。生育支持流派的观点得到验证，家庭支持起着重要作用。比如，从事正规就业的母亲和父亲更多参与家务；家庭其他成员的收入对于母亲和父亲是否正规就业具有一定影响，家庭其他成员收入越高，母亲越有可能从事正规就业；长辈支持对于母亲就业具有显著影响，长辈与晚辈住在一起或者离得很近或者住同一个社区、同村时，母亲就业可能性更高。与其他研究相似的是在控制尽量多的变量之外仍然存在无法解释的部分，除了遗漏变量和不可观测误差等影响因素之外，我们把它归于性别歧视，这有待今后继续深化探索。由于“社会科学研究领域至今仍然没有发现很好地测量生产力与雇主歧视的方法，这一推论难以得到实证经验的支持”。［15］

基于以上研究结论，我们形成以下几点认识：

一是倡导适宜年龄生育。初育年龄对于城乡非农母亲和父亲的职业地位和工资都产生一定正面影响，这一影响也可能促使越来越多的女性或男性推迟生育年龄。过于晚婚晚育并不利于生殖健康，为了母婴健康需要，我们建议在城乡进行生殖健康宣传，倡导男女适龄生育。

二是防止就业市场的性别歧视，助推性别平等。我们的研究证明母职惩罚更为严重，生育对于城乡非农母亲的职业地位产生的负面影响更强，涉及就业、就业形式和工资率；父职对于城乡非农父亲职业地位的负面影响较弱，更多局限于就业形式。建议进一步防范招聘歧视，履行好2019年人社部、教育部等九部门印发的《关于进一步规范招聘行为促进妇女就业的通知》要求，切实杜绝在招聘环节以性别或生育为由限制或拒绝妇女求职的现象。重视母亲因生育中断就业或者从事非正规就业的现实问题。用人单位对育龄女性就业歧视的原因在于用人单位独自承担了女性生育时的用工成本，因此应抓紧进行生育休假用工成本分担机制研究。规范非正规就业市场和健全福利制度，非正规就业部门正规化及非正规就业者的福利权益保障是今后需要关注的重点问题。

三是实施对女性友好的生育配套支持措施。很多研究认为家庭的经济支持、家务支持以及长辈支持对母亲职业发展起到重要的作用。我们的研究同样表明长辈支持对于消除生育惩罚起到一定积极作用。但在代际家庭关系有所松懈的现有情况下，让长辈过多承担育儿责任不是应对的主要手段，更应重视父亲角色、用人单位和社会政策三者的作用，采取对女性友好的生育配套支持措施。比如积极探索育儿假，重点试行父亲育儿假，让父亲更多参与育儿活动；用人单位探索出台灵活生育休假和弹性工作方式；政府积极布局1-3岁幼托服务，纳入城乡公共服务体系，让更多家庭从想生到敢生迈出实质性的一步。