张海峰

（1.中南财经政法大学公共管理学院，武汉430060；2.铜陵学院财税与公共管理学院，安徽铜陵 244061）

一、问题的提出

人口学和劳动经济学中最受热议也是最传统的话题之一就是生育是否会影响女性的劳动参与。我国继2016年起实施全面二孩政策后不到五年，中共中央、国务院又于2021年7月20日公布了实施一对夫妻可以生育三个子女的政策，这意味着全国大部分女性都可以生育三个孩子，家庭结构也会从原来的“四二一”向“四二三”结构转变。生育政策调整是国家人口发展战略的总体形势要求，也必将关系到女性及其家庭的需求和利益调整（张海峰，2018）[1]。由于我国照料劳动责任的女性特征明显，新的生育政策的实行势必加重中国家庭特别是女性的家庭劳动负担，带来额外的儿童照料成本，进一步触发劳动力市场中的性别歧视，对女性的市场劳动供给产生深远的影响。生育政策调整在赋予女性生育权利的同时，也为女性平等就业权利的实现提出了新的挑战（甘春华，杨帼英，2018）[2]。比较优势理论认为，家庭中男女两性将根据自身优势选择实现劳动的专业化。然而，目前在中国，双职工家庭普遍存在的实践表明，劳动分工似乎比几十年前更缺少经济理性。在个体层面，由于离婚率上升，女性专注于家庭劳动在长期内代价可能是高昂的；在国家层面，女性参与市场劳动对于促进女性解放、性别平等和经济发展无疑是有利的。生育政策变化将对女性劳动供给产生怎样的影响，主要影响人群有哪些，预期的影响机制、方向及程度如何是一个经验问题，需要进行经验分析。本文的研究对于当前社会背景下讨论和制定如何兼顾女性的生育权与劳动权的政策有着重要的理论及现实意义。

二、文献综述

自Becker（1960）[3]基于经济框架对生育的开创性研究以来，许多研究都考察了生育和劳动供给决策之间的关系。大多数生育对劳动供给影响的经验文献主要从劳动供给的广延边际（劳动参与）和集约边际（劳动时间）两方面考察，但近些年来一些文献也尝试在劳动供给质量上进行了拓展，如研究生育对工资水平及就业类型选择的影响。相关经验研究可以归纳为以下三类：

一是生育与劳动参与和工作时间的关系研究。大多数劳动供给经验研究将孩子的数量和年龄作为个体劳动参与和工作小时决策的解释变量。现有的经验研究发现主要与两种理论相关。一种是“角色不兼容理论”，这一理论认为由于女性面临工作和家庭责任之间的矛盾，生育与女性劳动参与之间的关系为负相关（Willis，1987）[4]。家庭中孩子的存在是降低有配偶母亲和单身父母劳动供给的关键因素（Fraker，1988[5]；Hoynes，1996[6]；Soest 等，2002[7]；Guyonne，2004[8]），同时年幼孩子比年长孩子对女性的劳动供给影响更大（Brich，2005[9]）。另一种是“社会反应理论”，这一理论认为正向的工作-生育关系是存在的（Rindfuss，2005[10]）。一些调查研究发现高教育水平的工作女性有更高的生育率，因为她们能负担起儿童照料的费用，从而生育更多的孩子（Bratti，2003[11]）。此外，研究还发现，生育对劳动参与的影响与国家经济制度和社会背景有关。Viasblom等（2004）[12]运用1992～1999年欧洲劳动力调查面板数据，发现孩子数量与生育时机对西班牙、法国和意大利女性劳动参与有负影响，但对英国、新西兰和前西德女性劳动参与有正影响。由于中国长期执行计划生育政策，家庭生育子女数量有限，关于我国生育与劳动供给的实证研究并不多见，但自单独二孩政策实施以来有所增长。张川川（2011）[13]首次考察了我国已婚女性生育对劳动供给行为的影响，研究表明，子女数量增加降低了城镇已婚女性的劳动参与。甘春华、杨帼英（2018）[2]基于中国综合社会调查（CGSS2015）数据的研究表明，生育子女数量越多，城市已婚女性劳动参与的概率越低，而6～16岁的子女数量促进女性劳动参与。陈瑛、江鸿泽（2018）[14]利用2011～2014年流动人口动态监测数据，研究发现子女数量对流动女性劳动参与有负面影响，且对不同类型流动女性影响有所不同。此外，有研究证实，6岁以下孩子数量与女性劳动时间呈负相关关系（张川川，2011[13]）。

二是生育与女性职业选择和发展的研究。Becker（1985）[15]认为，生育和养育孩子会限制女性的职业选择。为了便于照料孩子，母亲会选择兼职或能在家里完成的工作。在欧洲，大约一半有6岁以下孩子的女性从事兼职工作（OECD，2001）[16]。我国的一些经验研究也证实了这一观点，如苏群等（2020）[17]的研究表明，有0～6岁孩子的已婚女性更可能从事相对轻松或者是没有严格时间限制的非正规就业。因生育而长时期工作中断可能会对长期职业发展产生影响（Albrecht等，1999[18]），此外，孩子养育负担会造成职业隔离。大量的母亲集中于非正规工作中（王红芳，2006[19]），非正规工作为女性提供了兼顾家庭和就业的机会，提供了收入来源和灵活的工作安排。然而，非正规工作导致个体晋升机会减少和集中于非管理性、发展前景较低的职业（Mandel 等，2006[20]），在宏观层面表现为女性就业质量难以提高（丁煜、石红梅，2016[21]）。

三是生育对女性工资收入的影响研究。现有生育对女性工资收入的影响文献多集中在欧美等发达国家，这些研究发现了生育与女性低工资之间的联系。如Waldfogel（1997）[22]使用从国家青年女性纵向调查的数据，研究了孩子对母亲工资的影响，发现有一个孩子女性会受到4%的工资惩罚，有两个或两个以上的孩子女性会受到10%的工资惩罚，这一效应受到母亲教育水平的调节，女性受教育水平越高，这样的工资惩罚越大。一些研究人员认为，由于生育而导致的工作中断是造成男女工资差距的重要原因（Fuchs，1989[23]；Korenman等，1992[24]）。在我国为数不多的关于生育对女性工资收入影响的实证研究中，马春华（2018）[25]利用第三期中国女性社会地位调查数据研究发现，孩子会增加父母操持家务的时间，在控制其他变量的情况下，每增加一个未成年子女，母亲面临的收入惩罚为12.8%。贾男等（2013）[26]的研究表明，生育对女性生育当年的工资收入有高达18%的负面影响。尹莹（2020）[27]发现，每生育一个子女会使职业女性工资率下降7.2%，这些研究表明中国同样存在“生育工资惩罚”。

综上，关于生育与劳动供给的关系研究，现已得出了丰富且多样化的研究结论，但由于各项研究中采用的数据和方法不同，目前仍难有定论。研究者面临的关键问题是，生育决策可能是内生的，因为生育和女性劳动供给决策两者都是由家庭内生决定，一些如生育能力、女性对工作的态度等不可观测的变量也会同时影响生育和劳动供给。研究者试图通过多种方法来解释生育和劳动供给决策中的因果关系以及解决生育的内生性问题，目前主要采用两类策略反映家庭规模的外生变化。一是用双胞胎来作为非预期的外生子女数量增加的工具变量（Rosenzweig，1980[28]；Jacobsen，2001[29]），以估计有第二个孩子的影响；二是用已出生子女的性别组成作为子女数量的工具变量，它利用了性别的随机性和父母平衡性别比的偏好（Angerist，1998）[30]。第一种方法对研究数据要求很高，找到较多合适的双胞胎样本不太容易。第二种方法需要足够多的家庭有两个以上（不包括两个）的孩子样本，现有的微观调查数据很少有这样符合条件的样本数据。我国生育政策调整的目的是应对人口老龄化，实现我国人口长期的均衡发展，政策实施时并未考虑对女性劳动供给的影响，因此，政策本身是外生的。可以说，生育政策的调整为本文考察生育对女性劳动供给的影响提供了一个较好的自然实验。双重差分方法（Differences-in Differences，简称DID）是近些年来计量经济分析中进行因果推断采用的一种比较好的方法，有助于处理生育的内生性问题，也经常被用来进行政策评估。现有文献中，利用双重差分方法研究我国生育政策对女性劳动供给的研究并不多见。囿于所获数据的限制，有的研究在应用DID方法评价政策影响时（盛亦男，2019）[31]，仅能体现单独二孩政策的影响①盛亦男（2019）采用首都经济贸易大学人口经济研究所2017年对女性生育与就业状况调查的横截面数据，将城市汉族非独生子女（非单独）家庭，人数在1 000万以上的少数民族家庭定义为实验组，而将城市双独家庭、人数在1 000万以下的少数民族家庭定义为控制组。由于调查中这一时期内生育二孩的女性的样本较少，他们选择将2014年9月设置为时期变量的时间点。；有的研究则因样本选择范围及样本量较小（彭敬，2017[32]），难以说明生育政策调整的影响②彭敬（2017）采用成都市企业女职工问卷横截面调查数据，将已经生育了二孩的女职工定义为实验组，只生育了一个孩子的女职工定义为控制组。调查样本数为426个，作者将2016年之前已经生育二孩的女性和2016年后才生育第一孩的女性排除在样本之外后，仅剩288个样本。，同时这些研究采用的微观数据多为2011年前的数据，不能反映我国近期生育政策调整对女性劳动供给的影响。本文采用了双重差分及倾向得分匹配方法（简称DID-PSM），通过估计生育政策调整实施前后处理组和控制组女性的劳动供给差异来识别这一影响，对于说明生育政策调整下的女性劳动供给反应有一定的贡献。本文的局限之处在于，因为三孩政策放开时间不长，实证研究数据中至少有三个孩子的女性人数非常少。因此，本文的实证研究只能说明全面二孩政策的影响，尽管有此限制，但是本文的研究方法和实证思路是有价值的，通过采用新的计量方法进一步丰富了我国生育对女性劳动供给影响的研究，且本文的研究结论为制定和优化女性劳动供给的相关政策提供了参考。

三、生育政策调整对女性劳动供给的影响机制分析

预期生育模式向多胎转变将增加女性的儿童照料和家务劳动负担，进而会对其就业和职业发展产生较大的甚至是负面影响（陈方，2014）[33]，这种对女性劳动供给的影响表现在以下几个方面。

（一）生育政策调整放松生育数量限制从而影响女性劳动参与

生育政策调整通过影响女性供给、用人单位需求的意愿和行为进而对总体供给量产生影响。从国家全局的长远发展角度看，生育政策调整放松了对育龄女性生育数量的限制，有利于改善未来人口年龄结构，延缓人口老龄化速度，增加未来的劳动力供给，但短期内多孩生育导致出生数的增加意味着有更多的年轻女性因生育而暂时退出劳动力市场，会使得实际劳动参与人数加速减少。原因可从多方向进行分析：从女性生命周期的角度来看，独生子女政策时期，女性生育一个孩子后就完成了生育历程，生育政策调整后女性因怀孕、生产、哺育子女的时间延长，会直接导致劳动供给的多次“中断效应”，即女性的劳动供给被迫中断，选择主动或被动地退出劳动力市场。从雇主需求意愿来看，在当前劳动力市场竞争激烈的情况下，生育政策调整将影响雇主对女性劳动力需求，现实表现为相比男性，雇主可能更不愿意招收女性，劳动力市场的性别歧视会带来“沮丧工人效应”。从女性家庭角度来看，一方面，有些女性可能出于家庭照料孩子的需要，市场劳动供给意愿降低，主动限制其就业行为甚至放弃劳动供给；另一方面，女性受家庭经济约束，面临养育孩子的经济压力从而激发对就业的渴望，尽早地进入劳动力市场。因此，理论上判断生育政策调整最终影响劳动参与的方向及大小并不能确定，还要信赖经验分析的考证。

（二）生育政策调整通过加剧家庭劳动负担从而影响女性工作时间

长期以来，我国儿童照料不仅呈现出家庭化倾向，而且照料关系结构也呈现单一化特征。传统社会规范、家庭、儿童福利制度的痼疾使得女性在照料劳动中承担着比男性更多的责任，生育政策的调整在某种程度上会进一步强化了女性的这种家庭角色。角色冲突理论认为，一个人无法同时兼顾多重角色，工作与家庭、生育与就业本来就是互斥的，这种互斥关系会造成家庭角色与职业角色不平衡的“冲突效应”，即女性在生育阶段不退出劳动力市场所面临着“工作－家庭”冲突。贝克尔也强调，时间和精力是有限的资源，孩子的生育与养育可能会干扰工作和家庭生活的协调。例如，女性在家花费的时间不能投入在工作上，反之亦然。多孩生育和养育将使职业女性面对生育与职业、家庭和事业之间更紧张的关系和角色冲突。现实表现为除了增加女性家庭儿童照料时间使女性遭遇严重的时间贫困外，还给一些女性的健康及福利带来影响。一些女性为了继续留在劳动力市场且维持家庭福利水平的不下降，只好压缩自己的闲暇和睡眠时间。从中国家庭追踪调查数据可以看出，已婚女性每周闲暇和每天睡眠时长都小于已婚男性，但每天干家务时长却高于男性，已婚男女每天干家务时长平均相差1.36个小时（见表1）。可以说，家庭内部劳动的加剧会对已婚女性的市场劳动时间产生负面影响。

表1 已婚男女时间分配比较

（三）生育政策调整造成多次职业中断从而影响女性劳动供给质量

生育政策的调整虽然给予女性更多的生育选择权，但生育养育孩子导致的职业中断，会对女性产生更为持续的影响，也有可能激化其负面“累积效应”，即影响女性职业层次和职业发展，使女性面临更深的“收入惩罚”、职业发展的“玻璃天花板”、劳动力市场的性别隔离等多重“生育陷阱”。一方面，若女性因生育中断就业，其再次进入劳动力市场的机会可能会减少。女性离开劳动力市场时间越长，她们的技能恶化和晋升、培训机会的损失越大；另一方面，即使女性生育后继续回去工作，如果不能找到合适的儿童照料替代品以提供延长工作时间和高质量照料，一些女性往往出于孩子和家庭利益考虑，主动或被迫寻找兼职工作或有弹性工作时间的工作。一旦女性离开全职工作岗位，重新回到正规岗位就会变得很难，非正规化会形成一个自我加强的机制，从而可能将女性固化在非正规就业轨道。这样，女性开始成为临时合同和兼职工作的代表，被进一步从职业发展和未来晋升中边缘化，这种情况会导致女性在低工资、低社会地位工作上集中，也必将导致男女工资的显著差异，进而影响到女性的整体就业质量。图1展示了生育政策调整对女性劳动供给的影响机制路径。

图1 生育政策调整对女性劳动供给影响机制路径图

四、生育政策调整对女性劳动供给影响的实证分析

以上是生育政策调整对女性劳动供给的定性分析，这种影响有多大，具体还要看实证分析结果。

（一）数据来源及样本选择

本文实证数据选自中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，简称CFPS）。CFPS是北京大学中国社会科学调查中心实施的一项反映中国社会、经济、人口、教育和健康变迁的长期追踪数据，收集了个体、家庭、社区三个层次数据信息，其样本覆盖25个省/市/自治区，目标样本规模为16 000户，样本具有较强的全国代表性。数据采用计算机辅助调查技术收集，质量较高。目前已发布2010、2011、2012、2014、2016、2018共6期数据，其中2010年为基线调查，由于2010、2012年在工作单位/雇主性质、工作收入等关键变量测度上与其他年份不同，且2011年为维护调查，调查模块与其他年份有较大区别，因此本文分析不包括2010、2011、2012年数据，而是采用最新的2014、2016、2018年三年数据。CFPS除了包括女性的工作信息及孩子、配偶信息外，还有家庭经济状况信息，追踪数据提供了使用DID方法估计生育政策调整对女性劳动供给影响的可能，为本文分析提供了丰富的数据信息基础。

由于孩子问卷询问的是16岁以下（不包括16岁）孩子的信息，成人问卷只询问了45岁以下个体的教育信息，同时考虑到女性的生理生育可能性，因此本文选择的样本限制为实施2014年调查年份时年龄在22～45岁至少有1个16岁以下孩子的已婚女性。许多关于女性劳动力供给的研究都采用了微观经济计量的方法，并着重强调将个人和家庭特征作为女性劳动力供给的决定因素（孙继圣、周亚虹，2019[34]；Boca，2015[35]）。本文经过配对女性的配偶、子女、家庭经济等变量信息，最后选取具有三期数据的1 240个女性个体，组成了一个包含3 720个样本的面板数据。

（二）模型设定与识别策略

本文的实证分析分为三个层次，一是分析生育政策调整对已婚女性劳动参与决策、劳动时间、就业类型、工资水平的影响；二是考察生育政策调整对不同年龄、教育水平女性劳动供给的异质性影响；三是检验生育政策调整的时期效应。通过这三个层次的分析，试图使该领域的研究更为精细化，为提高政策调控的精准性提供依据。为此，构造以下计量模型：

（1）为基准模型。被解释变量yit，分别表示个体劳动参与或工作时间或就业类型或工资水平。i表示个体，t表示时间。本文个体劳动参与变量取自CFPS自动生成的“当前工作状态”变量（employ），分为三种情况：有工作，失业或退出劳动力市场。本文设定个体i在t期在业则定义为1，如果失业或退出劳动力市场则定义为0。CFPS询问了工作时间问题：“过去12个月，您这份工作一般每周工作时间多少小时”。由于大部分女性只从事一份工作，因此本文选择个体主要工作的每周工作小时数作为工作时间的代理变量。对劳动供给质量已有多种不同的界定方式：既有从宏观层面界定的，如根据国际劳工组织“体面劳动”、劳动力市场供求状况、就业服务质量来界定，也有从微观角度界定的，如依据个体在就业中的工作稳定性、工作待遇和环境、提升和发展机会、工作与生活平衡度以及劳动关系和谐度等方面的满意度来衡量（赖德胜等，2017）[36]。归纳来看，劳动供给质量的讨论主要集中在工资水平、劳动强度、岗位稳定性、福利待遇和工作满意度等方面。由于职业和收入是劳动力市场中衡量女性经济地位的主要指标，结合已有文献和本文数据特征，本文拟从就业类型、工资水平两个方面度量女性的劳动供给质量。本文根据工作受访者的受雇组织形式及雇主性质来判断个体就业类型①国内学者主要从劳动关系、组织规模与性质、政府监管、社会保障等四方面来界定非正规就业。，将个体“受雇于他人/他家/组织/单位/公司”且雇主性质为“政府部门/党政机关/人民团体、事业单位、国有企业、外商/港澳台商企业”的归为正规就业，雇主性质为“其他类型企业、个人/家庭、民办非企业组织/协会/行会/基金会/村居委会”的以及“为自己/自家干活”定义为非正规就业。设定个体从事正规就业为1，否则为0。工资水平变量用个体主要工作收入对数表示。

解释变量包括：Ti为处理组和控制组的分组虚拟变量，本文定义控制组的个体为2016年1月1日前已经生育二孩的女性，赋值为0。这些人中可能包括在政策之前就已经符合双独二孩、单独二孩政策的女性，还有一些多胞胎、超生或特殊原因生育二孩的女性，这一部分群体已经是不受生育政策调整影响的人群，因此控制组具有了一定的样本量；处理组定义为2016年1月1日前已经生育且仅生育了一个孩子的女性，赋值为1②因为不管这类人群在政策后是否生育二孩，都是生育政策调整覆盖的人群范围，能够保证进入处理组的个体是随机选择的。。系数α表示如果控制了可观测的因素后，控制组和处理组在政策发生之前是否存在系统上的差异。Pt表示时间虚拟变量，2016年1月1日政策实施后调查的样本赋值为1，否则为0，系数γ表示处理组的时间趋势。交互项Ti*Pt为本文关键自变量，是用来反映政策实施效应的变量，系数δ度量的是相对控制组样本，政策实施前有且仅有一个孩子的女性在政策实施后所发生的劳动供给变化。一般而言，由于女性的个人偏好、自身资源和非市场劳动边际价值的不同，已婚女性具有不同的劳动供给行为。标准的劳动经济学理论认为，影响女性劳动供给的因素有年龄、教育、健康状况等个体人口统计学特征；其他家庭成员的收入、家庭规模等家庭特征以及该地区的劳动力市场状况等因素。因此，本文进一步控制了其他自变量的影响。Xit为女性一系列特征控制变量，包括年龄、年龄的平方、两个教育程度的虚拟变量（高中、大学及以上，初中及以下为参照组）、户籍、健康状况、配偶年龄、两个配偶教育程度虚拟变量（同上）、家庭规模、家庭收入、所在省份、所在地类型变量。经验研究发现，年龄对劳动供给的影响通常不是线性的，而是呈倒“U”型关系，因此本文计量分析中加入了女性年龄的平方项。女性劳动供给不仅取决于女性的就业意愿，而且取决于工作的可获得性及女性所在社区的社会阶层及人口密度差异的影响。地区特征会强化或减少女性劳动供给决策。因此，本文加入了省份和城乡两个虚拟变量作为地区特征指标。由于采用双重差分方法进行因果效应的估计，必须满足自变量外生于政策干预的条件，否则控制它们将可能产生样本选择偏差。因此在本文的自变量中并没有控制孩子的数量及年龄结构。εit为误差项，它由个体随机因素和时期随机因素组成。由于CFPS是在社区层面抽样，本文报告了社区层面的稳健聚类标准误，因此允许同一时期不同个体观测值之间相关。在基准模型回归基础上，本文进一步区分不同年龄、不同教育水平女性样本，考察了政策效应对这些个体组女性影响的异质性。

模型（2）考察了处理效应的时期异质性。政策后包含两期，政策对每个时期的影响效应可能也是不同的。本文将原来的P=1分解为对每期建立一个虚拟变量，即将政策后的每一期与政策前进行比较。δj则表示女性劳动供给在政策实行后第一年及政策实行后第二年对政策效应的动态反应程度。

DID模型的识别要依赖一个假设，即如果没有政策干预，处理组和控制组女性劳动供给的差异会是不变的，即控制组和处理组在时间上符合共同趋势假定。除了进行平衡性检验外，本文还采用倾向得分匹配法（即PSM方法）来进一步考察生育政策调整对女性劳动供给影响结果的稳健性。倾向得分匹配法的思路是对处理组的每个个体，在控制组找到与之匹配的个体，进而得到两组均衡的样本。因此先用PSM方法在原始样本中选择挑选出基本特征都比较相似的新的实验组和对照组，以平衡协变量，然后再基于匹配的实验组和对照组计算平均处理效应，这种情况下共同趋势假定容易满足。

（三）主要变量及描述性统计

表2列出了主要变量的基本描述性统计值。就总体样本而言，女性的平均年龄为36岁，城镇女性比例为44%，初中以下水平占比79%，大学及以上教育水平仅占到9%，整体来看，教育水平偏低。平均来说，家庭有1.77个孩子，6岁以下孩子比例占45%。从工作状态来看，女性工作比例为84%；从工作时间来看，女性平均每周工作时间约为46.5小时。样本中女性正规就业比例为37%，年工资收入平均为13175.67 元。本文样本中生育二孩女性比例为21.4%，其中生育政策调整前生育的女性约为35.0%，政策后生育的女性约为65.0%。

表2 主要变量及描述性统计

（四）实证结果与分析

1.基准回归

表3 报告了双重差分方法估计的基准回归结果。PanelA-PanelD 分别表示生育政策调整对女性劳动参与、工作小时、正规就业选择及工资水平的影响。PanelA结果表明，生育政策调整对实验组女性劳动参与有负向影响，但统计上并不显著。PanelB结果表明，生育政策调整对女性每周工作时间有显著的负影响，使得女性每周工作时间下降了6.013 个小时，并在1%的统计水平上显著。PanelC 显示，生育政策调整使得女性的正规就业概率下降了7.6%，并在5%的水平上显著。PanelD 显示，生育政策调整使得女性的工资水平下降了73%，在5%的水平上显著。总的来看，女性劳动参与没有受到生育政策调整实施的影响，但是生育政策调整显著影响女性的工作小时、正规就业选择及工资水平。本文认为，随着女性教育水平和性别意识的逐渐提高，我国女性的劳动参与意愿较高。此外，女性劳动力市场参与已成为保证家庭收入至关重要的来源，当家庭有了再生育的意愿时，由于为生育做准备或满足家庭照料需要，她们会主动或被动地降低就业质量，通过选择、变换较为灵活的工作、减少劳动时间或接受较低的工资报酬这一方式来实现继续留在劳动力市场。从其他控制变量来看，年龄对劳动参与的影响结果符合经验预期，呈倒“U”型，但是年龄对工作小时、正规就业选择和工资水平的影响都不显著。教育水平越高，劳动参与、正规就业概率及工资水平越高，但对工作小时影响不显著。通常来说，与受教育程度较低的女性相比，受教育程度较高的女性更可能工作，因为她们需要收回人力资本投资，同时，她们在工资和福利方面也面临更好的机会。配偶的年龄、教育、人均家庭纯收入对女性劳动参与、工作时间均没有显著影响；但是人均家庭纯收入对女性正规就业和工资水平有显著影响。人均家庭纯收入每增加1%，女性正规就业概率增加0.076%，同时女性工资水平增加0.70%。本文认为，家庭禀赋好的女性拥有更好的资源，更有利于找到正规或工资水平较高的工作。相对农村和西部女性而言，城镇及东中部女性的劳动参与概率、正规就业概率及工资水平都有显著增加，但女性是否在东中部地区对于工作时间的影响并不显著。

生育政策调整对不同女性劳动供给的影响是否相同?这种影响是否随着时间的推移而有所变化?为了回答这些问题，本文进一步考察不同年龄、教育水平女性对生育政策调整的劳动供给反应及其时期效应。

（1）不同个体的异质性

①不同年龄的女性劳动供给行为

表4报告了生育政策调整对不同年龄段女性劳动供给的影响结果。实证结果表明，生育政策调整对年轻女性就业有门槛效应，对年长女性则具有收入效应。生育政策调整使得30岁以下女性的劳动参与概率下降了17.1%，40岁女性的劳动参与概率增加了21.3%。本文认为，30岁以下女性正是面临进入职场和进行职业转换的关键时期，生育政策调整可能会诱使某些企业的用工决策发生改变。企业预期到生育政策调整后女性的再生育行为而更不愿意招聘女性，是导致这些女性劳动参与下降的重要原因，而40岁以上的女性正处于“上有老，下有小”的年龄段，赡养老人和照料孩子的责任会使她们有更大的工作经济需求。一旦就业，生育政策调整对30岁以下年轻女性的工作时间没有显著影响，31～35岁年龄段女性组则受到较为显著的负影响，平均每周工作小时减少9.632小时。原因在于这一年龄段女性正值生育和养育的高峰阶段，家务劳动及儿童照料负担较重。此外，实证研究没有发现生育政策调整对不同年龄女性的正规就业概率和工资水平的影响存在明显差异。

表4 生育政策调整对不同年龄女性劳动供给的影响

②不同教育水平女性的劳动供给行为

本文将教育水平分为低教育、中等教育和高教育水平三类（分别对应初中及以下、高中、大专及以上学历），考察了这三组女性对生育政策调整的劳动供给反应。表5结果发现，生育政策调整对不同教育水平女性的劳动参与影响的系数均不显著，说明生育政策调整对各类教育水平女性的劳动参与影响并没有显著不同，但是生育政策调整主要影响了中低教育水平的女性的工作时间、正规就业概率和工资水平。生育政策调整使得低教育水平女性的平均每周工作小时减少了约7.141个小时，中等教育水平女性减少了15.211小时，均在5%水平上显著。对初中及以下教育水平的女性来说，生育政策调整使她们的正规就业概率降低了8%，在10%的水平上显著；生育政策调整使低教育水平女性的工资收入下降了0.103%，并在5%水平上显著。本文没有发现生育政策调整对高教育水平女性的工作小时、正规就业概率和工资水平有显著影响。本文的解释是，受教育水平高的女性由于自身潜在工资率较高，从事正规就业概率较高，容易获得较高的报酬，也更有能力找到高质量、可支付的儿童照料替代品，因此她们的劳动供给相对生育政策的调整反应不强。

表5 生育政策调整对不同教育水平女性劳动供给的影响

（2）时期异质效应

表6报告了生育政策调整对女性劳动供给影响的时期效应结果。结果表明，首先，与生育政策调整第一年相比，虽然政策调整第二年对女性劳动参与负向影响有所减弱，但统计上同样不显著。这一结果进一步证实了本文基准回归结果的稳健性。其次，生育政策调整对女性的工作时间影响较为显著，但是这种效果随时间变化有所减弱。政策调整后第一年，女性平均每周工作时间减少了7.814个小时，政策调整后第二年平均每周工作时间减少为4.659个小时。这与女性的生育周期和哺乳周期有关，随着孩子的逐渐长大，政策调整对女性劳动时间的直接影响减小。再次，生育政策调整对女性正规就业概率影响随时间变化逐渐增强。虽然政策实施后第一年对女性正规就业概率有负影响，但统计上并不显著。在政策实施第二年，则显著地降低了其正规就业的概率，从第一年的0.9%上升为第二年的10.8%；最后，生育政策调整对女性工资水平的负影响随着时间变化有所增强，从第一年的62.1%上升到第二年的103%。可以说，生育政策调整对女性劳动参与和工作时间影响的中断效应和冲突效应随时间在减小，但对正规就业概率和工资水平影响的累积效应随时间在增强。

通过梳理国有粮食企业的改革进程，不难看出推动国有粮食企业成为自主经营的市场主体是改革的大势所趋。经历改革后，国有粮食企业在经营上的限制很大程度上被打破，经营业务范围拓宽，有更多盈利的渠道。而且随着国有粮食企业改革进程的推进，政府的职能也由直接干预粮食市场转变为间接调控粮食市场。因此整个改革历程对今后国有粮食企业的发展以及我国整个粮食市场的发展具有重要意义。

表6 生育政策调整对女性劳动供给影响的时期效应

3.稳健性检验（倾向得分匹配法）

基准回归以2016年之前已经生育二孩的女性作为控制组，2016年之前有且仅有一个孩子的女性作为处理组，但并没有考虑处理组和控制组在可观测特征上是否存在差异。倾向得分匹配方法可以有效地控制两组之间的差异，从而尽可能满足条件独立假定，能有效地解决自我选择问题，同时该方法是一种基于数据处理方法，根据匹配后样本再计算平均处理效应，并没有设立模型，因此可以避免模型错误设定带来的内生性问题。接下来采用倾向得分匹配方法讨论基准结果的稳健性。表7 是利用Logit 模型分别根据卡尺内最近邻匹配以及核匹配方法进行倾向得分匹配得到的ATE 结果（采用多种方法匹配的目的是使检验结果更为稳健可靠）。结果表明，采用不同匹配方法得到的平均处理效应ATE 结果在方向与显著性上均较为一致，说明了本文结果的有效性。随后本文还进行了两个检验，一是观察倾向得分共同取值范围，检验重叠假设。图2是匹配前后的图形展示结果。二是检验匹配后控制组和处理组在协变量上是否存在显著差异，检查匹配质量。劳动参与模型的平衡性检验结果显示，匹配前控制组与处理组在协变量方面不存在显著差异，核函数匹配的LR chi2检验的概率值为0.812（其他模型的检验值结果也相似，不再赘述），说明匹配结果较好。

图2 匹配前后倾向得分概率分布图

表7 全样本倾向得分匹配的ATE处理效应

五、主要结论及对策

（一）主要结论

1.生育政策调整对女性劳动参与没有显著影响，但是对女性的工作小时、正规就业选择及工资水平有显著的负影响。女性通过选择、变换较为灵活的工作、减少劳动时间或接受较低的工资报酬这一方式来实现继续留在劳动力市场。教育仍然是提高女性劳动参与、正规就业选择、工资水平的重要决定变量。与受教育程度较低的女性相比，受教育程度较高的女性更可能工作，因为她们需要收回人力资本投资，同时，她们在工资和福利方面也面临更好的机会。

2.生育政策调整对不同特征女性劳动供给影响存在异质性。首先，生育政策调整对年轻女性（30岁以下）就业具有门槛效应，这一结果应引起重视，因为门槛效应会进一步增加年轻女性找到工作的难度。此外，政策调整对年长女性劳动参与具有一定的收入效应，生育政策调整通过增加子女数量传导消费的增加，使得年长组女性迫于生计压力而积极参与劳动。女性一旦就业则情况有所不同，生育政策调整对年轻组女性的工作时间没有影响，而年长组女性（31～35岁）工作时间则受到较为显著的负影响，而此阶段正是女性面临家庭儿童照料负担和职业发展的关键时期。其次，生育政策调整主要影响了中低特别是低教育水平的女性劳动供给。低教育水平的女性工作时间、正规就业概率以及工资水平相较于较高教育水平的女性呈现出更明显的弹性变化。

3.生育政策调整对女性劳动供给的影响具有时期效应。生育政策调整对女性的工作时间影响较为显著，但是这种效果随时间变化有所减弱；生育政策调整对女性正规就业影响存在滞后效应。政策调整第一年，女性正规就业概率并没有受到显著的影响；但两年后则较为显著地降低了女性正规就业的概率。此外，生育政策调整对女性的工资水平有较为显著的负影响，这种效果随时间推移有所增强，导致女性劳动力市场回报率有所降低。

（二）对策建议

生育政策调整是积极应对人口老龄化，促进人口均衡发展和完善人口发展战略的一个重要举措，但对于一部分有多孩生育意愿的家庭而言，这不仅意味着经济压力的加大和养育责任的加重，而且女性的劳动供给也受到了较为显著的影响。女性是重要的人力资源，充分发挥好“性别红利”将有助于推动中国下一阶段的经济增长。本研究的结果具有重要的政策意义，要使得女性同时兼顾好生育与劳动供给，需要着眼于女性家庭、劳动力市场及社会福利的支持性政策安排。

1.扩大和改进协调工作与家庭的政策，完善和增进劳动力市场结构与弹性

女性发现在生育年份中断工作很难，因为女性生育后重返劳动力市场时有困难，而退出劳动力市场的一个重要原因是缺乏工作和家庭协调机制，政府出台扩大和改进协调工作与家庭的公共政策将有助于二者之间的平衡。除了扩大和改进协调工作与家庭的政策外，还需要解决劳动力市场的结构问题，确保年轻女性的平等就业，克服年轻女性面临的工作不足问题，想要工作和照料孩子的女性面临时间的高机会成本。如果不解决年轻女性的就业问题，女性发现人力资本投资的回报降低会疏于对自身的投资，长此以往，不仅不利于缩小两性之间的性别平等差距，而且还会影响到整个社会劳动力供给的质量以及社会经济稳定发展。此外，提高女性教育特别是中高等教育水平，以及关注女性在工作场所面临的微妙和公开的障碍，将有利于抵消生育对女性劳动供给的负面影响。

2.加强低收入家庭补贴，完善非正规就业群体社会保障

低劳动参与率对女性的家庭经济依赖和经济生产力都有负面影响，同时低生育率也会对未来的人口结构产生威胁。政府在干预市场机制失灵时有着积极作用，在维护社会公平正义方面有着责无旁贷的责任。建议政府对低收入家庭实行儿童照料补贴，以减少生育政策调整对中低收入女性的劳动供给负向影响，可以通过引进或改革国家税收抵免制度，增加低收入家庭的经济工作激励，并创造更有利于非正规就业的环境。当非正规就业的特征是工资和福利差，工作任期低和缺乏培训时，女性就有被边缘化的风险。边缘化表现为难以从事正规工作或对劳动力市场的依附不佳。目前在我国，受教育程度低、家庭收入并不高的女性是非正规就业的主力军，而这些群体中的育龄女性恰恰是最需要保障的群体。需进一步完善非正规就业群体的社会保障制度，确保非正规就业、灵活从业人员有良好的待遇，享有养老和医疗保障，这对于改进低收入家庭的生育及儿童照料质量，提高女性个体的劳动投入水平和质量，改善经济社会地位意义重大。

3.完善儿童照料政策，扩大和提高儿童照料设施供给及质量

儿童照料是全社会的共同责任，解决家庭特别是女性在生育上的后顾之忧，完善儿童照料政策是保证生育政策调整落实和女性劳动力有效供给的重中之重。具体措施有：一是将幼托服务公共化，加大对儿童托管服务的公共投入。针对我国工作母亲人数很多，而公共托管照料特别是0～3岁学位数量不足的状况，建议政府充分发挥和整合各种社会资源和力量，扩大儿童照料供给的覆盖面，为幼儿创造尽可能多的学位。二是提高儿童照料可及性，照料设施设置位置和时间上考虑方便托管需要。建议就近在社区设置儿童照料设施，鼓励300人以上的单位开设一站式儿童照料中心，兼顾父母上下班时间安排，减少女性工作－家庭冲突。三是提高市场儿童照料质量。我国私立儿童照料资源市场

占有率接近2/3，但是照料质量良莠不齐使得这些资源并未得到充分利用。当务之急是加强私立儿童照料提供者的专业技能培训，保证人员工资待遇，降低的人员流失率，并做好监督管理工作，确保儿童照料的质量。让家庭放心把孩子放在市场化儿童照料中，以消除工作女性的后顾之忧。✿