生育与养育：女性农民工子女随迁的工资惩罚*——基于核心家庭样本的分析

陈启航，李艳，严谋春

( 西安工程大学 管理学院，陕西 西安 710048 )

一、引言

随着我国经济的快速发展和城镇化进程的不断加速，进城务工的农民工群体规模也不断扩大。国家统计局发布的《2022年农民工监测调查报告》显示，2022年全国农民工总量达29,562 万人，比上年增长1.1%。随着人口流动的常态化，人口的流动模式也逐渐发生变化，第一代农民工“抛妻离子”和“亲人相隔式”的流动模式正被逐渐取代[1]，农民工家庭化迁移趋势凸显，核心家庭流动正在成为主流模式。原国家卫计委发布的《中国流动人口发展报告2017》数据显示，在已婚流动人口中，九成为夫妻共同流动，家庭化流动趋势明显。这种核心家庭的迁移模式为城市的发展带来了活力，缓解了城市产能过剩和经济中枢下行等问题[2]。

子女的随迁虽然有助于提升外出务工者的家庭稳定程度[3]66，但也对农民工尤其是女性农民工的生活和就业造成较大影响。根据2018年流动人口动态监测数据，有25.84%的适龄女性农民工处于未就业状态，其中，因“料理家务/带孩子”而未就业的女性农民工占比达63.98%。子女随迁不仅会降低流动女性的就业质量与收入[4]104，还会降低其就业的概率，形成女性“迁而不工”的现象，造成劳动力资源的巨大浪费[5][6]106。

新家庭经济理论认为，家庭是生产单位和消费单位的统一体，家庭消费品的价格取决于市场价格和家庭生产所消耗的劳动时间的影子价格。当子女随迁时，女性作为家庭劳动的主要承担者，其家庭劳动时间不断增加，市场劳动时间逐渐减少，进而导致其市场劳动工资的下降与影子价格的上升。当家庭生产所消耗的劳动时间的影子价格高于劳动价格时，就会产生女性农民工“迁而不工”的现象，造成劳动力资源的浪费[7]。如果坚持子女随迁决策，流动家庭为缓解经济压力通常会选择让老人随迁照料，由此会产生“老漂族”的社会融入、心理健康等问题[8]；若改变子女随迁决策，则会产生留守儿童问题。因此本研究认为，在家庭化迁移背景下，要解决由子女随迁衍生出的系列问题，需要聚焦核心家庭样本，探究由子女随迁决策造成的女性农民工工资收入的惩罚程度及其异质性，针对惩罚程度差异的影响因素，提出相应的政策建议。

二、文献综述

（一）母职惩罚

近半个世纪以来，随着女性解放运动的发展，女性在教育、劳动参与等方面面临的不平等待遇得到一定程度的改善，然而性别间的收入差距却依然存在，并有不断扩大的趋势[9]。工作领域内的因素，例如工作经验、行业等对性别收入差距的解释力度有限[10-11]。有研究通过实证检验发现，工作经验、人力资本对性别收入差距的解释力为30%—40%，而婚姻和生育的解释力可达40%—50%[12]。因此，学者们开始从家庭领域寻找造成性别收入差距的原因[13-14]。

Budig 和England 研究发现女性生育后工资会显著降低，他们使用在工作领域中解释性别收入差距的人力资本理论、性别歧视理论和补偿性差异理论，来解释家庭领域中母职角色扮演对工资收入的影响路径，并进行了实证检验[15]。后续的研究者称之为母职工资惩罚理论，并基于该理论解释性别收入差距问题。从上述3 个理论来看，人力资本理论强调，拥有高人力资本的工作者会给雇主带来更高的生产效率与利润，从而得到较高的职业成就与薪水[16]。生育行为会造成女性人力资本积累的中断[17]，因为子女照料减少了女性在工作中投入的时间和精力[18]，而加大人力资本投资不仅消耗时间、精力，且预期收入增量有限，因此女性通常会倾向于减少人力资本投资，这会导致其收入水平下降[19]。性别歧视理论强调，就业市场上的性别不平等更多是雇主主观选择的结果[20]。由于信息不对称或者获取成本过高，雇主在选择雇员时会依据多数原则，选择易于直接观察的群体特征代替能力素质等个体特征作为雇佣决策的参考依据，并且这一决策行为会贯穿劳动者的整个职业生涯[21]。与男性相比，已育女性会因为生育行为、家庭照料等分散工作时间和精力，降低生产率，从而使雇主产生刻板印象，这进一步强化了劳动力市场中已婚女性的不平等地位[22]。补偿性差异理论强调，劳动者会根据理性化原则选择职业类型。有些工作虽然工资较低，但是能够提供其他福利或者轻松的工作环境[23]。在生育后，母亲为了协调工作与家庭的冲突，会选择工作弹性高、精力消耗少、通勤方便的“母职友好型”工作，以便照顾家庭和子女[24]。

人力资本理论、性别歧视理论、补偿性差异理论揭示了母职角色扮演对女性工资收入造成影响的作用路径，但母职所带来的惩罚效应并不只出现在生育之后的一段时间，在女性生育之后的整个职业生涯过程中持续存在[25]100。因此，相关研究对该理论进行拓展以解释母职对女性职业生涯的影响[26]。例如，Frühwirth-Schnatter 等进一步拓展了母职工资惩罚理论，提出母职职业惩罚理论，认为母职惩罚并不仅仅表现为短期内对收入的影响，还会对母亲职业生涯产生影响。在女性生育后，还会存在推迟其进入劳动力市场、使其退出就业市场和进行间歇性就业等惩罚形式[27]。母职工资惩罚理论与母职职业惩罚理论构成了系统的母职惩罚理论[28]143。基于系统的母职惩罚理论，国内学者展开了生育与女性职业发展的相关研究。现有研究表明，生育状况对女性的工资收入[29]、工资率[30]24、就业率[6]106、就业质量[31]、职业地位[32]11等有负向影响。

（二）女性农民工的母职工资惩罚

随着家庭化迁移的趋势凸显，传统的性别角色分工使得女性农民工比男性农民工承担更多的家务责任[33]。对于女性农民工而言，在家庭化迁移与城乡迁移的双重迁移背景下[4]105，她们不仅受到迁移行为本身的影响，还受性别、生育的“剥削”。在女性农民工群体中，生育不仅会造成她们人力资本积累的中断，子女随迁后的照料更会占据她们大量的时间和精力。现有研究发现，子女随迁对女性农民工的劳动力市场参与率[34]74、就业质量[3]72等均有负向影响。从新家庭经济理论中的家庭效用最大化和传统的性别角色分工考虑，家庭照料需求增大时，多数家庭往往选择让女性牺牲劳动供给时间来承担家庭生产活动。子女随迁时，女性农民工即面临这一境况。对于欠缺工作稳定性的女性农民工来说，迁移最核心的诉求是收入，所以对其工资收入惩罚的分析更为重要和直接。因此，研究先从工资收入问题着手，回到“母职工资惩罚”现象的研究，厘清生育事件对女性农民工工资收入惩罚的程度与异质性。

根据母职工资惩罚理论，生育事件对女性农民工工资收入的影响可以从人力资本、性别歧视、补偿性差异3个途径分析。其中，人力资本积累的中断是十月怀胎、产后护理等生育行为本身造成的，职场性别歧视体现在雇主根据群体特征作出的雇佣决定方面，两者均属于先赋性因素，是女性农民工无法选择的，而补偿性差异是女性进行非正式就业以养育子女的结果。在女性农民工群体中，由于外出务工的流动特征，其养育行为存在一定的自选择空间。女性农民工可以选择子女随迁，也可以选择将子女放在户籍地由长辈照料，但后者会让子女成为留守儿童，故补偿性差异属于自致性因素。生育事件对女性农民工群体收入的影响路径可以根据先赋性因素、自致性因素分成两层：第一层是雇主歧视以及由生育行为造成的人力资本积累中断，即使在子女不随迁的情况下，女性农民工也会因为生育行为而受到工资惩罚；第二层是子女随迁后带来的养育问题，迫使流动女性通过补偿性差异进行非正式就业或缩短工作时间[35-36]。所以，母职工资惩罚在女性农民工群体中的作用路径可以分为生育行为造成的惩罚和养育行为造成的惩罚。

针对第一层生育行为造成的惩罚，由于雇主歧视缺乏科学的代理变量，针对雇主歧视问题通常选取尽可能多的控制变量[28]143，故现有研究大多聚焦于人力资本积累的中断，从人力资本积累中断的质和量出发研究生育行为的惩罚效应。质是指受教育程度，受教育程度越高，资本积累中断的损失也越大；量是指生育子女数量，生育子女数量越多，离开职场的时间越长，资本积累中断的量也越大。从受教育程度与生育子女数量两个角度进行研究发现：生育造成的工作时间损耗会使受教育程度更高的女性群体的人力资本损失更为严重[37]1162，其工资收入受到生育的负面影响更大[30]28[38]；在生育子女数量上，不同子女数量会造成一定的惩罚差异，例如张川川将子女数量操作化为连续变量进行分析发现，生育子女数量的增加会显著降低城镇已婚女性的工资收入[39]。后续针对流动人口的研究也采用相同做法探究随迁子女数量与女性农民工工资收入的关系[40][41]47。但若只通过随迁子女数量估计女性农民工的生育惩罚，很可能会把第一层因生育数量造成的惩罚差异归入第二层子女随迁带来的惩罚之中，使子女随迁造成的工资惩罚掩盖了多生育一个孩子造成的人力资本积累中断的惩罚，从而导致结果偏差。因此，在女性农民工子女随迁问题中，一孩家庭和二孩家庭可能因生育数量不同，存在一定的生育惩罚差异。

针对第二层养育行为造成的惩罚，现有研究大多基于补偿性差异理论，从主体和客体的角度，即他人照料参与、随迁子女年龄进行探析。在他人照料参与方面，有研究发现有长辈随迁或有父亲参与育儿会显著削弱生育对女性农民工工资收入的影响程度[25]98[42]。然而核心家庭迁移的主流趋势以及传统的性别角色观念使得他人照料参与相对较少，故现有研究较多集中在随迁子女年龄的影响上。有研究发现，低年龄段子女随迁对母亲收入的负向影响更大[32]14，但并未对生育不同子女数量的家庭进行区分，在二孩家庭中两个不同年龄段的孩子随迁对女性农民工收入影响的差异尚不明晰。2018年流动人口动态监测数据显示，在子女年龄小于15 岁的二孩家庭中，两个孩子均不随迁的占比31.25%，均随迁的占比58.93%，随迁情况两极分化现象严重，长子（女）与次子（女）年龄差在3 岁以内的占比43.1%，4 岁及以上的占比56.9%。所以，在探究子女随迁问题时，倘若只考虑一个孩子的年龄，将其分段归类分析[34]74[41]47，很可能会造成将剩下的不同年龄段的孩子随迁影响错误分类的状况，产生统计偏差。例如二孩家庭中长子（女）年龄达到小学阶段，而次子（女）年龄仅为婴幼儿阶段，仅考虑一个孩子的年龄就会造成分类错误，将婴幼儿年龄段的次子（女）随迁造成的惩罚归为长子（女）的小学年龄段，导致估计结果的误差。在女性农民工子女随迁问题中，不同年龄段的子女随迁对女性农民工造成的养育惩罚存在一定的差异。

综上，本研究根据母职工资惩罚理论，结合我国具体情况，聚焦核心家庭迁移背景下的女性农民工群体，将母职工资惩罚分成第一层生育惩罚与第二层养育惩罚，通过生育子女数量区分一孩家庭与二孩家庭，以家庭结构为主视角，在厘清生育惩罚的基础上，探究子女随迁对女性农民工造成的养育惩罚差异及其异质性。

三、研究设计

（一）数据来源

本研究采用国家卫生健康委员会公布的2018年中国流动人口动态监测调查（China Migrants Dynamic Survey，以下简称CMDS）数据进行实证研究。CMDS 数据按照随机原则在全国31 个省（区、市）和新疆生产建设兵团流动人口较为集中的流入地抽取样本，采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS 方法展开抽样调查，调查对象为在流入地居住一个月以上、年龄为15 周岁及以上的非本区（县、市）户口的流入人口，样本量为152,000 人。

本研究选取有0—15 周岁子女、有收入的已婚女性农民工为研究对象，因此剔除男性、无子女或子女已超出15 周岁、无收入、非农村户口、非已婚的样本。同时，鉴于流动人口群体的家庭化迁移趋势以及便于控制配偶收入，研究剔除非核心家庭样本及存在变量缺失的样本，最终保留13,502 个有效样本。

（二）变量设置

（1）因变量

本研究的因变量为工资收入，通过CMDS 中Q209“您个人上个月（或上次就业）的收入为多少”获得，并将其取对数处理。在稳健性检验中，研究采用工资率，即工资收入/工作时间，取对数后的结果作为工资收入的替换变量。

（2）自变量

本研究的自变量为子女数量与子女随迁。子女数量指女性农民工生育孩子的数量，来源于题项Q313“您本人有几个亲生子女”。研究筛选出子女并未随迁的女性农民工样本，以子女数量作为核心变量进行回归，考察女性农民工群体的生育惩罚差异。子女随迁主要是指流动人口从老家前往务工地工作时将子女带在身边共同生活。研究根据CMDS 中Q314“子女现居住地”设置虚拟变量，将子女现居住地为本地定义为子女随迁，赋值为1，其他情况赋值为0。研究在对二孩家庭总样本进行回归时，加入随迁子女数量变量，以考察二孩家庭因多生育一个孩子造成的生育惩罚。考虑到样本量有限，且无论孩次、性别，只要发生随迁行为就会增加女性农民工的照料负担和家庭的开支，因此，在二孩家庭中，将两个孩子都未随迁赋值为0，其他情况赋值为1。在稳健性检验中，考虑到已有部分研究使用长子（女）随迁变量探究其对父母收入的影响[43]，且现实中长子（女）随迁次子（女）留守状况相对较少，故研究采用长子（女）随迁变量作为替代变量进行回归。

（3）控制变量

控制变量主要分为4 类：第一类为个体特征，主要包括年龄、受教育程度、健康状况。本研究将受教育程度处理为连续型变量，根据每个教育阶段对应的受教育年限进行赋值；将健康状况设置为二分类变量，即健康与不健康。第二类为流动特征，主要包括流动范围、流入时长、流入地区。研究将流动范围设置为二分类变量，即省内流动与跨省流动；将流入地区分为东部地区、东北部地区、中部地区、西部地区4 类。第三类为家庭特征，主要包括配偶收入、配偶随迁、家庭支出、子女年龄、子女性别。其中，子女年龄为长子（女）年龄，配偶收入和家庭支出根据相应数值取对数处理。CMDS 问卷中并未包含配偶收入的相关题项，本研究选取的样本为父母加子女的核心家庭，故用家庭收入减去女性收入得出配偶收入。第四类为工作特征，主要包括单位性质、工作时长、就业身份、职业类型。在单位性质上，将社团、民办、其他、无单位分为一类，私营、个体工商户归为一类，港澳台、外商、中外合资归为一类，将事业单位、国企、集体企业、股份企业分为一类。就业身份分为雇主与非雇主。职业类型分为生产、运输、建筑工人，经商和服务类人员，公职人员和技术人员，以及其他共4 类。

由于研究从家庭结构出发，根据生育子女数量将样本拆分为一孩家庭与二孩家庭，在对二孩家庭进行回归时，需考虑到控制变量中子女年龄仅为第一个孩子的年龄，而第二个孩子的年龄也会对母亲的工资收入产生影响，所以要同时控制两个孩子的年龄。在孩子年龄的具体分段上，现有研究通常参照国外研究的三分类（0—5 岁、6—12 岁、13—15 岁）[44]或聚焦于特定的单一年龄段（0—3 岁）[45]，不符合我国具体的政策环境与实际情况。研究在结合我国学龄阶段划分以及埃里克森人格发展八阶段理论的基础上，根据上学年龄将随迁子女分成婴幼儿（0—3 岁）、幼儿园（4—6 岁）、小学（7—12 岁）、初中（13—15 岁）4 个年龄段。当随迁子女超过15 岁进入高中年龄段时，子女具有一定的自我照料能力，故暂不考虑该群体随迁造成的影响。具体情况详见表1。

表1 变量描述性统计

（三）模型设定

根据分析女性农民工的生育惩罚与养育惩罚差异的研究目的，设计如下基准回归方程：

其中，lnWage代表因变量女性农民工工资收入；α为常数项；Numchild表示生育子女数量，β1为其系数；Migchild表示子女随迁变量，β2为其系数；Xi表示控制变量，γi为控制变量的系数；ε为随机扰动项。研究首先筛选出子女未随迁样本，通过（1）式考察在未随迁群体中生育数量对女性农民工工资收入的影响，以探究女性农民工生育惩罚的程度；其次，通过（2）式考察在相同生育惩罚的群体之中，子女随迁对女性农民工工资收入的影响，以探究女性农民工养育惩罚的差异程度及影响因素。

四、实证结果

（一）基准回归

本研究首先筛选出子女未随迁群体样本，在该群体中女性农民工只受到生育行为的影响，并不受到养育行为造成的惩罚，随后以子女数量为核心解释变量考察生育行为造成的女性农民工工资收入的降低程度；其次，考察总样本中子女随迁与否造成的工资惩罚差异，即养育惩罚；最后，在区分生育子女数量的基础上，对不同生育数量的样本进行回归检验。由于一孩家庭占总样本的53.23%，二孩家庭占42.35%，生育三孩及以上的家庭样本量较少，故本研究选取一孩家庭和二孩家庭作为主要分析样本。具体结果如表2 所示。

表2 基准回归结果

对子女未随迁的样本进行回归发现，子女数量每增加一个，会造成女性农民工工资收入降低2.4%。由于该群体的子女未随迁，女性农民工只受到生育行为造成的惩罚，所以可以认为多生育一个子女会造成女性农民工工资降低2.4%。对总样本、一孩家庭和二孩家庭分别进行回归发现，子女随迁总体而言会降低女性农民工工资收入的11.0%，具体而言，一孩家庭降低9.4%，二孩家庭降低13.0%，两者相差3.6%。对于二孩家庭而言，子女随迁对女性农民工造成的养育惩罚效应更为明显。为进一步区分因生育数量造成的“工资惩罚”差异，研究在二孩家庭中加入子女随迁数量变量，当二孩家庭随迁子女数量为1 个时，女性农民工工资收入降低9.5%，比一孩家庭多出0.1%。这间接说明，对于女性农民工而言，生育第二个孩子会使其工资下降0.1%，更多的工资惩罚是由养育行为，即对随迁子女的照料造成的。

从个体特征来看，受教育程度对女性农民工的工资收入存在显著的正向影响。随着受教育水平的不断提高，人力资本的增加会对工资产生正向促进作用，然而在总样本中，受教育程度的提高对女性农民工工资收入的影响仅为2.8%，具体而言，在一孩家庭中，受教育程度的提高会使女性的收入增加3.1%，而在二孩家庭中，受教育程度的提高仅能使女性收入增加2.2%，两者相差0.9%。这说明，与男性相比女性农民工这一弱势群体的教育转化率有限[46]，受教育程度的提高并未明显改变“工资惩罚”，并且这一现象在二孩家庭中更为显著。

在流动特征方面，相较于跨省流动，省内跨市流动对女性农民工工资有负向影响。与流入东北部地区相比，女性农民工流入东部地区会提高工资收入的17.0%，其中一孩家庭会增加18.2%的收入，二孩家庭会增加21.6%的收入，其余地区虽呈现出正向影响但基本不显著。这说明：一方面，东部地区经济发展优于其他地区，流入的女性农民工工资也相应较高；另一方面，东部地区可能在生育政策相关保障措施的执行效果上要优于其他地区，进而使二孩家庭的母亲收入比一孩家庭高出3.4%。

在家庭特征方面，家庭支出对女性农民工收入呈现出显著的正向影响，说明子女随迁带来的家庭开支的增加有助于推动女性农民工收入的提升[6]115，但其生存空间不断被挤压。一方面，子女随迁造成了女性农民工工资的下降；另一方面，家庭消费支出增加迫使其增加劳动时长等以换取更多的收入。配偶随迁总体会使女性农民工收入显著提高5.5%。具体来看，一孩家庭配偶随迁会使女性农民工收入显著提高7.2%，但在二孩家庭中这种影响并不显著。

在工作特征方面，无论是在总样本还是两类家庭中，单位性质、工作时长、就业身份、职业类型均在0.1%的水平下通过显著性检验，且系数为正。数据显示，工作时长带来的工资收入的增加微乎其微。在就业身份上，相较于非雇主，雇主的工资收入有显著提高。在职业类型上，生产、运输、建筑工人，公职人员和技术人员工资提升更为显著。在单位性质方面，与社团、民办、其他、无单位的女性农民工相比，其余单位人员工资均有提升。

为进一步探究不同家庭结构中的女性农民工受子女随迁的影响，研究以家庭结构为主视角，探究一孩家庭与二孩家庭中不同年龄段的子女随迁造成养育惩罚的程度差异，结果如表3 所示。

表3 不同年龄段的子女随迁回归结果

在一孩家庭中，婴幼儿阶段的子女随迁使母亲收入降低7.6%，幼儿园阶段的子女随迁使母亲收入降低15.5%，小学阶段子女随迁造成母亲收入降低7.3%，初中阶段子女随迁造成母亲收入降低5.1%但并不显著。在二孩家庭中，婴幼儿阶段的子女随迁使母亲收入降低30.3%，幼儿园阶段子女随迁使母亲收入降低13.6%，小学阶段子女随迁使母亲收入降低14.4%，初中阶段子女随迁使母亲收入降低8.2%。

从两种家庭结构出发分析不同年龄段子女随迁对女性农民工工资收入的影响，可以发现：从随迁子女的年龄段来看，一孩家庭中造成母亲收入降低最严重的是幼儿园阶段子女随迁，而二孩家庭中婴幼儿阶段子女随迁使母亲工资降低最严重；从家庭结构来看，一孩家庭和二孩家庭子女随迁决策带来的影响差距最大的是婴幼儿阶段的子女随迁，其中一孩家庭婴幼儿子女随迁与二孩家庭相差22.7%。这一方面说明二孩随迁会产生高昂的成本，两个孩子的照料加重了女性农民工的负担，也给流动家庭带来更大的经济压力。在实施三孩政策的背景下，流动家庭子女数量增加，从一孩家庭转变为二孩甚至是三孩家庭，更高的子女随迁成本可能会使流动人口放弃家庭化迁移，进而造成留守儿童的增加，不利于下一代的健康成长。另一方面，两类家庭工资惩罚的巨大差距也反映出城市随迁子女托育服务的不足，农民工群体婴幼儿和幼儿园年龄段子女随迁成本高昂，不利于推进农业转移人口的市民化。

（二）异质性分析

本研究选取受教育程度、代际两个变量进行异质性分析。理由如下：在受教育程度方面，已有研究表明，对于受教育程度更高的女性群体而言，生育造成的工作时间损耗会使其人力资本损失更为严重[37]1162。只生育一个孩子时，受教育程度高的女性农民工可能会因为选择了社会保障更好的工作，而受到轻微的工资惩罚。但当生育孩子数量增加时，人力资本的积累会被连续打断，女性农民工受到的工资惩罚变动情况尚不明晰。因此，在区分一孩家庭与二孩家庭的基础之上，研究将女性农民工的受教育程度划分为义务教育、高中、高等教育3 个层次，进一步探究不同受教育程度的女性农民工因子女随迁受到的养育惩罚差异。在代际方面，已有研究表明，随着时间推移，女性群体身上的“母职工资”惩罚日益严重[47]。然而在女性农民工中，不同代际群体受子女随迁的影响是否存在差异，尚不可知。因此，本研究以1980年为界划分新生代与老生代农民工，对两类人群子女随迁造成的工资下降差异进行分析。具体结果如表4 所示。

表4 显示：生育一孩的女性农民工受教育程度越高，工资惩罚越轻，可能是因为该群体倾向于选择社会保障更为全面的工作，这与现有研究相契合[48]；生育二孩的女性农民工中，受过高等教育的群体养育惩罚最为严重，达13.9%，说明生育二孩确实会严重降低女性农民工群体的工资收入，这可能是因为随着生育数量的增加，女性农民工的人力资本积累再次被打断，也会严重挤压其工作时间或迫使其直接选择非正式就业。在不同代际群体中，无论是一孩还是二孩家庭，老生代女性农民工的养育惩罚都相对轻微，且并不显著。这说明，随着时间的推移，劳动力市场不断发展，“母职工资惩罚”现象愈发严重。在实施三孩政策的背景下，女性农民工的社会保障、生育配套措施极为重要。

（三）稳健性检验

（1）核心变量替换

本研究通过替换核心变量进行稳健性检验：选择长子（女）随迁替换解释变量子女随迁，选择工资率替换被解释变量工资收入。回归结果如表5 所示。

表5 替换变量回归结果

替换核心变量后的回归结果与原模型结果基本一致：在家庭结构方面，一孩家庭的子女随迁造成女性农民工工资率下降9.7%，二孩家庭的子女随迁造成女性农民工工资率下降12.7%；在随迁子女年龄上，低年龄段的子女随迁造成的工资率下降较为严重，一孩家庭中，幼儿园年龄段的子女随迁造成的工资率下降最为严重，达14.3%，二孩家庭中，婴幼儿年龄段的子女随迁造成的工资率下降最为严重，达32.6%，约为同年龄段一孩随迁的4 倍；在受教育程度方面，生育一孩的女性农民工受教育程度越高养育惩罚越轻，而生育二孩的女性农民工中，受过高等教育的群体养育惩罚最严重；代际方面，无论是一孩家庭还是二孩家庭，老生代女性农民工群体受子女随迁造成的工资收入降低更为轻微且不显著。

（2）倾向得分匹配（PSM）

子女随迁并不是随机行为或随机分配的结果，而是女性农民工根据自身情况、工作特征等做出的决定，存在一定的自选择空间。传统的线性回归分析可能存在一定的选择性偏误与内生性问题，鉴于此，本研究采用倾向得分匹配法，通过构造反事实推断，检验OLS 回归结果的稳健性。基本处理思路如下：首先，根据“子女是否随迁”这一问题，划分出控制组（子女未随迁）与处理组（子女随迁）；其次，以子女是否随迁变量为被解释变量，以控制变量为解释变量进行Logit 回归，得到样本子女随迁的概率的估计值，并计算倾向得分；最后，根据倾向得分进行近邻匹配、卡尺匹配、核匹配，通过计算平均处理效应（ATT），分析子女是否随迁对女性农民工工资收入的影响。具体结果如表6 所示。

表6 倾向得分匹配结果

从倾向得分匹配结果来看：对于二孩家庭来说，子女随迁造成的女性农民工工资收入降低程度要高于一孩家庭；在一孩家庭中，幼儿园年龄段的子女随迁对女性农民工工资收入的降低影响最为严重，但随着女性农民工受教育程度的提高，其受子女随迁造成的工资惩罚越轻；在二孩家庭中，婴幼儿年龄段的子女随迁对女性农民工工资收入造成的负向影响最为严重，接近一孩家庭同年龄段子女随迁惩罚效应的4 倍，且受过高等教育的女性农民工养育惩罚最为严重。代际异质性结论也与原模型相吻合，总的来说研究结论较为稳健。

五、结论与讨论

本研究利用2018年流动人口动态监测数据，首先考察子女未随迁女性农民工的生育惩罚差异；其次，从家庭结构考察子女随迁对女性农民工造成的养育惩罚，再以家庭结构为主视角，考察不同年龄段的子女随迁对女性农民工养育造成的惩罚差异；再次，结合现有研究，从女性农民工受教育程度、代际方面进行异质性分析；最后，通过替换变量、倾向得分匹配等方法进行稳健性检验。

研究结论表明：相比于生育惩罚，养育惩罚才是造成女性农民工工资收入降低的主要原因，在二孩家庭中，这一结果尤为明显。在子女年龄上，幼儿园年龄段的子女随迁对一孩家庭影响较大，婴幼儿年龄段的子女随迁对二孩家庭影响更大。在受教育程度上，对于二孩家庭而言，即使受过高等教育的女性农民工也难逃母职惩罚。

综上，研究通过理论推导与实证分析检验了女性农民工群体的生育惩罚与养育惩罚，以及在不同女性农民工群体中养育惩罚的差异。不难发现，养育的隐性成本远高于生育，母职工资惩罚现象在女性农民工群体中尤为明显，农民工家庭团聚的背后是女性农民工群体牺牲了高昂的工资成本。研究建议：一方面，政府需要进一步完善子女随迁政策，降低随迁成本或提供更完善的农民工群体保护措施，例如提供流动人口支付能力内的日间照料、托管、家政等服务，以加强农民工群体的家庭化迁移趋势，提升农民工家庭的幸福感，促进劳动力资源的高效配置与城市经济发展；另一方面，从劳动力市场来看，社会需要加强对性别不平等现象的关注，生育率的不断降低与女性在劳动力市场中的不平等地位关系密切。在实施三孩生育政策的背景下，女性回归家庭的趋势或将更为明显，女性的工作—家庭冲突或将加剧。从劳动力市场出发，甚至直接从女性工资收入出发，建立以家庭为单位的支持政策，对于提高生育率、增进劳动者幸福感有着极为重要的作用。