張芬 何偉

摘 要：隨著職業(yè)性別隔離現(xiàn)象不斷減少、男女受教育水平和教育收益率的逐步收斂，人力資本、職業(yè)和行業(yè)分布已經(jīng)無(wú)法解釋我國(guó)性別工資差異不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。從家庭出發(fā)，考察婚姻、家務(wù)勞動(dòng)分工和子女這些典型的家庭特征因素對(duì)性別工資差異的影響，運(yùn)用2016年CFPS數(shù)據(jù)，在解決內(nèi)生性問(wèn)題的條件下，

研究結(jié)果表明：婚姻通過(guò)增加女性家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和子女間接影響女性工資，家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和母親身份對(duì)女性工資率具有顯著的懲罰效應(yīng)，女性平均每周承擔(dān)家務(wù)勞動(dòng)17小時(shí)，這導(dǎo)致其周工資率減少34%，子女降低母親8.5%的周工資率;相對(duì)于未婚女性，已婚女性每周多做7小時(shí)家務(wù)，這降低了她們14%的周工資率。男性則存在婚姻溢價(jià)效應(yīng)。

Oaxaca分解也顯示，家庭特征，尤其是家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，是性別歧視之外導(dǎo)致性別工資差距的主要原因。本文按收入階層的異質(zhì)性分析表明，家庭特征可能引起低收入階層更大的性別工資差異。本文的分析還顯示，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)男性和女性具有門檻效應(yīng)，且閾值位于10.5小時(shí)左右。

關(guān)鍵詞：家庭;性別工資差異;懲罰效應(yīng);婚姻溢價(jià)

中圖分類號(hào)：C913.14 ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ??文章編號(hào)：1000-4149（2021）02-0084-19

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.014

收稿日期：2020-07-11;修訂日期：2020-12-15

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)規(guī)劃基金項(xiàng)目“母嬰代際健康聯(lián)系與減貧：測(cè)算、作用機(jī)制和政策選擇”（19YJA790113）;中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)基金、武漢大學(xué)人文社科自主科研項(xiàng)目“健康不平等與收入不平等的動(dòng)態(tài)聯(lián)系和作用機(jī)制研究”（2018QN018）。

作者簡(jiǎn)介：張芬，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授;何偉，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院研究生。

The Impact of Family Factors on Gender Wage Differentials：

Empirical Analysis Based on CFPS Data

ZHANG Fen， HE Wei

（School of Economics and Management，Wuhan University， Wuhan 430072， China）

Abstract：With the decrease of occupational gender segregation， the gradual convergence of educational level and the rate of educational return between men and women， the distribution of human capital， occupations and industries can no longer explain the trend of increasing gender wage difference in China. From the respective of family， this paper examines the influence of marriage， the division of housework and the typical family characteristics of children on the gender wage difference. Using the 2016 CFPS data， under the condition of solving endogenous problems， this paper found that marriage indirectly affects womens wages through increasing their children and domestic working hours， and domestic working hours and motherhood have? significant positive effects on womens wage rates. Women work 17 hours housework per week on average， which reduced their weekly wage by 34%.? Children reduce mothers weekly wage by 8.5%. Compared to unmarried women， married women work an extra seven hours of housework per week， reducing their weekly wage rate by 14%. As for men， there is a “marriage premium” effect. Oaxaca decomposition also shows that family characteristics， especially domestic working hours， are the main reasons of the gender wage gap in addition to gender discrimination. According to the heterogeneity analysis of income class， family characteristics may cause greater gender wage difference in low income class. The analysis also shows that housework has a threshold effect on both men and women， and the threshold is about 10.5 hours.

Keywords：family;gender wage gap;punishing effect;marriage premium

一、引言

性別工資差異是勞動(dòng)力市場(chǎng)歧視的基本形式，一直是一個(gè)重要而有意義的研究領(lǐng)域。2020年世界銀行發(fā)布報(bào)告《性別紅利有多大？——衡量性別不平等的部分影響與成本》指出，假如女性的薪酬與男性相同，全球人力資本財(cái)富可增加約1/5，女性的人力資本財(cái)富可增加一半以上;通過(guò)縮小終身勞動(dòng)收入方面的男女差距有望為全球帶來(lái)172萬(wàn)億美元的“性別紅利”[1]。各國(guó)政府與國(guó)際機(jī)構(gòu)都致力于解決這一問(wèn)題。性別平等戰(zhàn)略是歐盟委員會(huì)為“建立平等的歐盟”所提出的首個(gè)戰(zhàn)略。十九大報(bào)告中，習(xí)近平總書記也再次提出，堅(jiān)持性別平等是我國(guó)的基本戰(zhàn)略國(guó)策。然而，根據(jù)2015年世界經(jīng)濟(jì)論壇發(fā)布的《全球性別差距報(bào)告》，女性的平均薪水仍然只略高于男性平均工資的一半[2]。國(guó)際勞工組織2018年底發(fā)布的《2018/2019全球工資報(bào)告》也顯示，在全球范圍內(nèi)，女性月平均收入比男性少約20%;在中國(guó)，女性和男性的月平均收入相差19%[3]。導(dǎo)致性別工資差距近1/5背后的因素是什么？

多年來(lái)，許多研究揭示了性別工資差異形成的部分原因。但現(xiàn)有研究仍然無(wú)法解釋兩個(gè)困惑：一是伴隨著男女性在市場(chǎng)參與、教育等諸多領(lǐng)域的趨同，性別工資差異卻遲遲未能縮小;部分研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)性別工資差距有擴(kuò)大的趨勢(shì)[4]。二是傳統(tǒng)工資方程中的變量似乎不再能解釋性別工資差異。性別工資差異可以分解為性別特征效應(yīng)和系數(shù)效應(yīng)（也稱歧視效應(yīng)）。隨著職業(yè)隔離現(xiàn)象不斷減少[5]、男女性受教育水平不斷趨同、女性的人力資本回報(bào)率高于男性等現(xiàn)象的發(fā)生[6]，能被特征效應(yīng)所解釋的性別工資差異部分越來(lái)越小，歧視效應(yīng)的解釋力度越來(lái)越大。由于工資方程中可能存在遺漏變量，將男女性別特征無(wú)法解釋的部分全歸于性別歧視也只是無(wú)奈之舉，這一方法會(huì)導(dǎo)致性別歧視的解釋力被高估。

“婚姻”可能在性別工資差距中扮演了重要的角色。來(lái)自美國(guó)國(guó)家經(jīng)濟(jì)研究局（NBER）的報(bào)告發(fā)現(xiàn)女性在選擇職業(yè)時(shí)會(huì)受到母親這一身份及其家庭的影響，母親這一身份對(duì)女性而言是“經(jīng)濟(jì)懲罰”[7]?；橐?、子女、家務(wù)勞動(dòng)等家庭要素減少了女性可分配于工作的時(shí)間和精力，使得女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)中處于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)，引起性別工資差異，而這又反向影響了女性的婚姻和生育決策[8-9]。事實(shí)上，盡管勞動(dòng)力市場(chǎng)中男女雙方在人力資本、勞動(dòng)參與率、教育回報(bào)率、職業(yè)分布等領(lǐng)域逐漸趨同，家庭內(nèi)部卻依舊呈現(xiàn)明顯的 “經(jīng)濟(jì)支柱/家庭主婦” 的傳統(tǒng)主義模式[10]。第三期中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查顯示，2010年城鎮(zhèn)女性工作日平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間是男性的2.3倍，農(nóng)村則為2.8倍[11]?；橐?、子女和家務(wù)勞動(dòng)等家庭因素真的導(dǎo)致了女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)中處于劣勢(shì)嗎？家庭因素是男女性別工資差異的主要原因嗎？它能在多大程度上解釋性別工資差異？這些問(wèn)題的回答不僅對(duì)于性別工資差距的研究具有重要的理論啟示意義，對(duì)如何實(shí)現(xiàn)我國(guó)性別平等戰(zhàn)略具有重大的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義，也有助于我們更好地理解結(jié)婚率下降、離婚率上升、生育意愿下降等家庭結(jié)構(gòu)的變化。

二、文獻(xiàn)綜述

早在20世紀(jì)七八十年代，發(fā)達(dá)國(guó)家就開(kāi)始研究家務(wù)勞動(dòng)、婚姻與子女等家庭因素對(duì)性別工資差距的影響。17項(xiàng)發(fā)達(dá)國(guó)家的實(shí)證研究成果顯示，周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間上升一小時(shí)會(huì)給女性帶來(lái)0.21%—3%的工資下降[12]。家務(wù)勞動(dòng)對(duì)男性的影響沒(méi)有一致的結(jié)論，但總體可以認(rèn)為家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性的懲罰效應(yīng)大于男性。將家務(wù)勞動(dòng)加入工資方程，性別工資差異中可以由性別特征解釋的部分大大增加，從29.1%上升到43.4%[13]。

婚姻主要通過(guò)專業(yè)化（specialization）和選擇性（selection）影響男女性工資[14]。專業(yè)化是指配偶中的一人專門從事勞動(dòng)力市場(chǎng)工作，而另一人專門從事家庭工作;選擇性是指經(jīng)濟(jì)上成功的男性會(huì)被選中結(jié)婚，或者有前途的男性更有可能結(jié)婚，在這種情形下，已婚人群和未婚人群在與收入相關(guān)的特征中會(huì)存在差異。貝克爾（Becker）率先從精力分配和人力資本的角度構(gòu)建了家庭的專業(yè)化分工導(dǎo)致性別工資差異的理論模型[15]。隨后也有理論模型證實(shí)了家庭的專業(yè)化分工會(huì)導(dǎo)致男女勞動(dòng)力市場(chǎng)上的差異，而勞動(dòng)市場(chǎng)上的差異又強(qiáng)化了家庭分工，從而形成惡性循環(huán)[16-17]。男性存在婚姻溢價(jià)得到學(xué)界廣泛的認(rèn)同。有研究發(fā)現(xiàn)已婚男性的收入比未婚男性多10%—40%[18]，并且男性的婚姻溢價(jià)隨著婚齡的延長(zhǎng)存在累積性[19]?；橐鰧?duì)女性影響的研究結(jié)論則并無(wú)定論，部分研究發(fā)現(xiàn)婚姻對(duì)女性具有顯著的負(fù)向影響（又稱為“詛咒效應(yīng)”）[20]，但也有研究發(fā)現(xiàn)婚姻對(duì)女性的工資具有正向影響[21]， 或者婚姻對(duì)女性沒(méi)有顯著影響[22]。

子女對(duì)工資的影響常用于解釋家庭工資差距（family gap）。家庭工資差距指母親的工資低于無(wú)子女的女性[23]，它是性別工資差距的組成部分。大多研究發(fā)現(xiàn)子女會(huì)負(fù)向影響母親的工資，并認(rèn)為生育及撫養(yǎng)子女引發(fā)的勞動(dòng)中斷或者從事兼職工作是子女影響家庭工資差距以及性別工資差異的主要路徑[24-25]?？紤]到子女對(duì)女性工作參與決策的重要影響，工資差距可分組為由于勞動(dòng)中斷引起的工資差距（interruption wage gap）和由于男女特征差異引起的性別工資差距（gender wage gap），而子女是母親勞動(dòng)力中斷的重要原因[26]。近年來(lái)，部分研究也發(fā)現(xiàn)存在著子女對(duì)男性的輕微工資溢價(jià)效應(yīng)，但這一結(jié)果對(duì)回歸方程的選擇非常敏感[27-28]。

中國(guó)國(guó)內(nèi)主要從以下角度分析性別工資差異原因：行業(yè)隔離、職業(yè)分割、性別歧視、市場(chǎng)化和貿(mào)易等。在家庭因素中，有關(guān)婚姻對(duì)我國(guó)性別工資差距影響的文獻(xiàn)相對(duì)較多。張玉萍等人認(rèn)為已婚女性和母親會(huì)面臨嚴(yán)重的性別歧視[29]。孫良媛等發(fā)現(xiàn)由單身到已婚的轉(zhuǎn)變會(huì)使女性接受培訓(xùn)的概率下降72%，因而也降低了婚后女性獲得高工資的可能[30]。但也有部分研究顯示國(guó)內(nèi)女性存在婚姻升水現(xiàn)象[31-32]。關(guān)于子女，國(guó)內(nèi)研究大多作為控制變量，鮮少主要從子女的角度解釋性別工資差距。紀(jì)韶、王珊娜認(rèn)為婚姻和生育為女性帶來(lái)家務(wù)勞動(dòng)和兒童照料，特別是女性在生育后往往大幅增加對(duì)家庭的投入，最終引起性別工資差距[33]。

國(guó)內(nèi)就家務(wù)勞動(dòng)對(duì)性別工資差距影響的研究較少，且結(jié)論不一致。齊良書和董曉媛利用2008 年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局調(diào)查數(shù)據(jù)研究得出，家庭勞動(dòng)同時(shí)對(duì)女性和男性收入產(chǎn)生程度大致相當(dāng)?shù)呢?fù)向影響，并且能解釋男女收入差距的27%左右[34]。卿石松和田艷芳利用1997—2011年CHNS的數(shù)據(jù)建立固定效應(yīng)面板模型，發(fā)現(xiàn)總家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)男女性收入都沒(méi)有顯著影響，僅購(gòu)買食品和做飯這兩項(xiàng)日常的“典型的女性”家務(wù)勞動(dòng)

對(duì)男性工資有顯著負(fù)向影響[35];肖潔運(yùn)用第三期中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)家務(wù)勞動(dòng)對(duì)已婚男性和女性的勞動(dòng)收入具有相同程度的懲罰效應(yīng)和門檻效應(yīng)[36]。

國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)主要有以下問(wèn)題：第一，對(duì)家庭因素的考慮不全面，這會(huì)低估家庭因素對(duì)性別工資差距的解釋力度，也無(wú)法探究各家庭因素的相對(duì)作用。第二，沒(méi)有解決家務(wù)勞動(dòng)的內(nèi)生性問(wèn)題。與本文最相近的文章是王珊娜2018年的研究，她曾分別探究了“婚姻”、“子女”和“家務(wù)勞動(dòng)”因素對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)性別工資差異的影響[37]。本文則考慮將“婚姻”、“子女”、“家務(wù)勞動(dòng)”同時(shí)納入回歸方程，這允許我們比較和分析三個(gè)變量在性別工資差異中的相對(duì)作用?？傊婵紤]家庭內(nèi)婚姻、子女、家務(wù)勞動(dòng)三者因素的文獻(xiàn)較少，加之現(xiàn)有實(shí)證研究的不足以及結(jié)論的不一致，家庭特征對(duì)性別工資差距的影響有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

三、實(shí)證模型及變量描述

基于國(guó)內(nèi)外的研究可知，家務(wù)勞動(dòng)、婚姻和子女是影響個(gè)人工資的重要變量。家務(wù)勞動(dòng)可能通過(guò)精力分配、工作時(shí)間、人力資本投資等途徑影響個(gè)人工資;婚姻通過(guò)專業(yè)化和選擇性影響個(gè)人工資;子女影響個(gè)人的勞動(dòng)決策。為解釋性別工資差異，本文基于明瑟收入方程，建立個(gè)人工資模型：

lnwagei=α+β0houseworki+β1marriagedi+β2child+β3Xi+ui（1）

ui=μi+vi（2）

其中，lnwage為被解釋變量，表示個(gè)人周工資對(duì)數(shù)。housework為周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間，marriaged代表婚姻，child表示子女，三者為本文的核心解釋變量。X為控制變量，結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文選取人力資本、地區(qū)、部門、行業(yè)等變量，下標(biāo)i表示男性或者女性。

家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間housework和個(gè)人收入可能是聯(lián)合決定的，隨著女性收入的提高，其家務(wù)勞動(dòng)量可能會(huì)相應(yīng)減少[38]。個(gè)人收入方程還可能遺漏了相關(guān)變量，比如“野心”、“能力”等。因此，在方程（2）中，擾動(dòng)項(xiàng)u由內(nèi)生性問(wèn)題導(dǎo)致的偏誤μ和真實(shí)擾動(dòng)項(xiàng)v兩部分組成。對(duì)于內(nèi)生性問(wèn)題，本文沿用莫瑋俏、葉兵的做法[39]，將個(gè)人所在區(qū)縣分性別的平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間作為工具變量。

將婚姻這一變量納入工資方程會(huì)使我們面臨一些問(wèn)題：一是選擇性偏誤，婚姻是個(gè)人選擇的結(jié)果，已婚和未婚群體在與收入有關(guān)的個(gè)體特征上存在差異，因而OLS回歸得到的系數(shù)是有偏的。我們?cè)诠べY方程中控制了人力資本、地區(qū)、部門，這有助于減輕我們的擔(dān)憂。二是共線性問(wèn)題，婚姻與周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和子女存在明顯的相關(guān)性。婚姻帶來(lái)家庭分工，可能通過(guò)家務(wù)勞動(dòng)這一途徑影響個(gè)人工資;同時(shí)已婚群體也會(huì)面臨生育決策。本文通過(guò)逐步加入上述三個(gè)變量來(lái)判斷共線性問(wèn)題是否造成嚴(yán)重偏誤，這還可以幫助我們討論不同家庭要素對(duì)性別工資差異的相對(duì)作用。

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自2016年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS），該數(shù)據(jù)庫(kù)包含影響個(gè)人工資的主要變量以及個(gè)人在工作日和休息日承擔(dān)的家務(wù)勞動(dòng)。與既往研究保持一致，收入只考慮工資性收入，刪去以下數(shù)據(jù)：年齡小于18或大于60歲，受訪時(shí)在學(xué)，受訪時(shí)已退休或者未就業(yè)，工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間、休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間、月工資收入、周工資率小于0的數(shù)據(jù)，受訪時(shí)從事農(nóng)林牧漁行業(yè)（第一產(chǎn)業(yè)）。最終得到男性觀測(cè)值1980個(gè)，女性觀測(cè)值1584個(gè)。為避免異常值的影響，對(duì)工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間、休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間、月工資收入都進(jìn)行上下1%縮尾處理。相對(duì)于其他可公開(kāi)獲取的數(shù)據(jù)，CFPS優(yōu)勢(shì)在于數(shù)據(jù)年份較新且家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的數(shù)據(jù)真實(shí)性較高。

為了與家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的度量區(qū)間保持一致，因變量采用周工資率對(duì)數(shù)lnwage。鑒于CFPS沒(méi)有周工資率數(shù)據(jù)，本文利用個(gè)人主要工作的月工資收入計(jì)算出周工資率：周工資wage=主要工作月工資收入/4，其中主要工作月工資收入指：扣除稅和五險(xiǎn)一金，主要工作的平均月工資。同時(shí)，為便于與現(xiàn)有研究進(jìn)行對(duì)比，將個(gè)人周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間housework定義為一周內(nèi)個(gè)人花費(fèi)在不包括照看子女的其他所有家務(wù)上的勞動(dòng)時(shí)間，等于工作日和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間的加權(quán)平均（5*工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間+2*休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間）。

婚姻變量為啞變量，如果受訪者已經(jīng)結(jié)婚或者同居則取1，未婚、離異、配偶去世則取0。同居已經(jīng)逐漸成為一種重要的家庭結(jié)構(gòu)，將同居視為已婚，更能代表個(gè)人的生活狀態(tài)。樣本中，已婚女性的平均工資是未婚女性的88%;已婚男性的平均工資是未婚男性工資的102%，同時(shí)已婚群體性別工資差距較未婚群體更為嚴(yán)重。子女child也為啞變量，有子女取1，沒(méi)有則取0。

控制變量包括受教育年限（edu）、潛在工作經(jīng)驗(yàn)（experience）、潛在工作經(jīng)驗(yàn)平方（experiencesquare）、現(xiàn)職工作年限（tenure）、現(xiàn)職工作年限的平方（tenuresquare）、東部地區(qū)（east）、中部地區(qū)（middle）、戶口（census）、部門（state）、黨員（political）、第二行業(yè)（industry）。

受教育年限、潛在工作經(jīng)驗(yàn)及其平方、現(xiàn)職工作年限及其平方這五個(gè)變量衡量了個(gè)人的人力資本。參照黃志嶺、姚先國(guó)

的研究[40]，受教育年限可由個(gè)人最高學(xué)歷推算得出，即小學(xué)、初中、高中/中專/技校/職高、大專/大學(xué)本科、碩士/博士的受教育年限分別為6、9、12、16、19年。隨后根據(jù)年齡和受教育年限推算出個(gè)人的潛在工作經(jīng)驗(yàn)[35]，具體做法是對(duì)于學(xué)歷為初中及以下的個(gè)人，測(cè)算他們的總工作年限為年齡減去16，因?yàn)榘凑談趧?dòng)法需要年滿16歲才能參加工作，則潛在的工作經(jīng)驗(yàn)等于年齡直接減去16;而學(xué)歷高于初中的，按照正常情況將個(gè)人學(xué)歷折算為受教育年限后，潛在工作年限的計(jì)算方法為：潛在工作年限=年齡-受教育年限-6。生育和撫養(yǎng)子女可能會(huì)導(dǎo)致個(gè)人尤其是女性出現(xiàn)勞動(dòng)力中斷，因而使用潛在工作經(jīng)驗(yàn)會(huì)錯(cuò)估人力資本和其他變量的回報(bào)率[41]， 現(xiàn)職工作年限及其平方有助于緩解這一擔(dān)憂。

東部地區(qū)（east）、中部地區(qū)（middle）和戶口（census）控制地區(qū)因素。參照政府對(duì)東部、西部和中部的劃分，控制省份的虛擬變量為東部地區(qū)（east）和中部地區(qū)（middle），參照組為西部省份。非農(nóng)業(yè)戶口，census取1;農(nóng)業(yè)戶口則取0。

部門（state）控制公有制門和非公有制部門之間的差異，尹志超、甘犁發(fā)現(xiàn)公共部門和非公共部門之間存在顯著的工資差異[42]，因而使用虛擬變量公共部門（state）控制部門因素，個(gè)人屬于國(guó)有企業(yè)、黨政機(jī)關(guān)和事業(yè)企業(yè)取0，屬于其他企業(yè)則取1。黨員（political）控制個(gè)人的社會(huì)資本，是黨員取1，不是則取0。第二產(chǎn)業(yè)（industry）控制行業(yè)因素。行業(yè)隔離是男女性別工資差異的主要原因之一[43]。將所有行業(yè)分為第二產(chǎn)業(yè)制造業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)服務(wù)業(yè)（第一產(chǎn)業(yè)的樣本已刪去）。第二產(chǎn)業(yè)（industry）為虛擬變量，從事第二產(chǎn)業(yè)取1，第三產(chǎn)業(yè)則取0。

為解決“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”和“小時(shí)工資率”之間的內(nèi)生性問(wèn)題;本文選擇按性別分個(gè)人所在區(qū)縣的家務(wù)平均勞動(dòng)時(shí)間（男性的工具變量為所在區(qū)縣內(nèi)所有男性的家務(wù)平均勞動(dòng)時(shí)間，女性為所在區(qū)縣內(nèi)所有女性的家務(wù)平均勞動(dòng)時(shí)間）作為工具變量。

表1給出了所有變量的具體解釋和描述統(tǒng)計(jì)性結(jié)果。女性周工資率對(duì)數(shù)比男性低0.31;女性和男性的周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間分別為11.91小時(shí)和7.36小時(shí)。大部分男性和女性都處于已婚狀態(tài)，且有子女。女性受教育年限與男性大致相當(dāng)，但年齡比男性小1.7歲。同時(shí)，女性潛在工作經(jīng)驗(yàn)與現(xiàn)職工作年限略小于男性。男女性的地區(qū)、黨員、部門和行業(yè)分布大致相同。

2.家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間=5*工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間+2*休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間;

3.受教育水平由個(gè)人最高學(xué)歷推算得出，即小學(xué)、初中、高中/中專/技校/職高、大專/大學(xué)本科、碩士/博士的受教育年限分別為6、9、12、16、19年;

4.工作經(jīng)驗(yàn)由年齡和受教育年限推算得到。

四、回歸結(jié)果及分解分析

為了探究家庭因素對(duì)性別工資差異的影響，我們先對(duì)方程（1）進(jìn)行回歸，得到每個(gè)變量的回歸系數(shù);然后進(jìn)行Oaxaca分解，計(jì)算家庭因素對(duì)性別工資差異的解釋力度。我們還進(jìn)行了一些穩(wěn)健性檢驗(yàn)：使用“工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”代替“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”避免該主要解釋變量的統(tǒng)計(jì)偏誤;鑒于“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”是一個(gè)截?cái)鄶?shù)據(jù)，使用Tobit模型來(lái)估計(jì)2SLS的第一階段。

1. 基本回歸結(jié)果

運(yùn)用2016年CFPS的數(shù)據(jù)，使用“按性別分縣平均家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”作為工具變量，基于工資方程（1）進(jìn)行實(shí)證研究，表2、表3分別給出了女性和男性的工資方程回歸結(jié)果。其中，第（1）—（3）列為了探究家庭要素的相對(duì)作用，逐步納入三個(gè)主要解釋變量，第（4）列考慮到可能存在異方差問(wèn)題，OLS估計(jì)使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，同時(shí)使用GMM估計(jì)代替2SLS進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，所有控制變量的結(jié)果均基本符合理論預(yù)期。受教育年限的符號(hào)為正;潛在工作經(jīng)驗(yàn)和現(xiàn)職工作年限對(duì)周工資率有邊際遞減的正效應(yīng);東部地區(qū)的工資顯著高于西部地區(qū);戶籍對(duì)男女性沒(méi)有顯著影響;公共部門的工資高于非公共部門;女性黨員的工資高于非黨員，黨員對(duì)男性沒(méi)有顯著影響;制造業(yè)的工資顯著高于服務(wù)業(yè)。

表2第（4）列的回歸結(jié)果顯示：“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”和“子女”對(duì)女性工資具有顯著的負(fù)向影響，在加入“子女”后，“婚姻”的回歸系數(shù)明顯減小，且轉(zhuǎn)為不顯著，這說(shuō)明盡管婚姻并不直接影響女性工資，但會(huì)通過(guò)隨之增加的“家務(wù)勞動(dòng)”和“子女”兩方面因素對(duì)女性工資產(chǎn)生間接影響。且子女因素降低了母親8.5%的周工資率;女性平均每周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間約為17小時(shí)，這導(dǎo)致其周工資率減少34%。發(fā)達(dá)國(guó)家中，周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間上升一小時(shí)會(huì)給女性帶來(lái)0.21%—3%的工資下降[46]，我們的結(jié)論顯示，中國(guó)也位于這一區(qū)間（2.07%）。

表3第（4）列的回歸結(jié)果則顯示，男性存在婚姻溢價(jià)效應(yīng)，“子女”對(duì)男性的影響雖然為負(fù)，但系數(shù)小，且不顯著;這些與現(xiàn)有結(jié)論基本一致。“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”對(duì)男性有顯著的負(fù)向影響，但沒(méi)有通過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)。對(duì)比表2和表3，男女人力資本回報(bào)率的大小基本相等，但家庭特征的系數(shù)存在明顯差異，表明“婚姻”和“子女”對(duì)男女性具有不同的作用：男性存在婚姻溢價(jià)效應(yīng)，子女對(duì)女性具有經(jīng)濟(jì)懲罰效應(yīng)，這既與家庭分工有關(guān)，結(jié)婚尤其是生育子女后，女性將更多的時(shí)間和精力放在家庭，但男性卻能從中受益;也說(shuō)明了一個(gè)細(xì)微的事實(shí)：對(duì)女性而言，“子女”的存在比婚姻更加重要，影響也更加直接和明顯。家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性工資的負(fù)向效應(yīng)在使用2SLS前后均大于男性，這可能與男女性從事的家務(wù)勞動(dòng)類型有關(guān)[47]，又或者家務(wù)勞動(dòng)具有門檻效應(yīng)，只有勞動(dòng)時(shí)間到達(dá)一定門檻，個(gè)人才無(wú)法兼顧生活與工作[48]。

2. 性別工資差異的分解分析

瓦哈卡（Oaxaca）認(rèn)為性別工資差異分解為可以由個(gè)人性別特征解釋的部分和無(wú)法由個(gè)人特征解釋的部分，其中無(wú)法解釋的部分被認(rèn)為是歧視，從而可以衡量出歧視的大小[49]。具體表示為：

ln（m）-ln（f）=

（′m-′f）β′f+′m（β′m-β′f）

=（′m-′f）β′m+′f（β′m-β′f）（3）

其中，m、′m、β′m分別表示男性工資均值、工資方程中各解釋變量均值組成的向量、工資方程各系數(shù)估計(jì)值組成的向量;下標(biāo)為f對(duì)應(yīng)女性。其中，第一排右側(cè)的式子以女性的系數(shù)估計(jì)值β′f作為無(wú)歧視時(shí)的系數(shù)估計(jì)值，第二排的式子以男性的系數(shù)估計(jì)值β′m作為無(wú)歧視時(shí)的系數(shù)估計(jì)值。

（′m-′f）β′f和（′m-′f）β′m表示個(gè)人特征可以解釋的性別工資差異，即特征效應(yīng);′m（β′m-β′f）和′f（β′m-β′f）為系數(shù)差異解釋的部分，即系數(shù)效應(yīng)或性別歧視。

為避免不同分解基準(zhǔn)所導(dǎo)致的解釋程度差異，本文采用以下形式：

ln（m）-ln（f）=

β′f+β′m2（′m-′f）+′m+′f2

（β′m-β′f）（4）

該式右邊第一項(xiàng)表示特征效應(yīng)，第二項(xiàng)表示系數(shù)效應(yīng)。

表4給出了性別工資差異的分解結(jié)果。結(jié)果顯示，在不考慮家庭因素時(shí)，所有變量特征效應(yīng)的解釋力度都很小，性別工資差距基本是由勞動(dòng)力市場(chǎng)對(duì)人力資本的性別歧視所引起;將家庭特征納入回歸方程，并解決內(nèi)生性問(wèn)題后（第四列）發(fā)現(xiàn)，家務(wù)勞動(dòng)的特征效應(yīng)解釋了12.8%的性別工資差距，占總特征效應(yīng)的73%，家庭因素的特征效應(yīng)解釋了13.3%的性別工資差距，占總特征效應(yīng)的75%。

在逐步加入“婚姻”、“子女”，“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”，以及解決內(nèi)生性問(wèn)題后，特征效應(yīng)對(duì)性別工資差異的解釋力度也逐漸加強(qiáng)。

即使考慮到家庭要素，性別工資差異中仍有82%的部分無(wú)法使用性別特征差異來(lái)解釋，家務(wù)勞動(dòng)、婚姻和子女的系數(shù)效應(yīng)分別解釋了35%、20%和19%的性別工資差距，三項(xiàng)之和占總系數(shù)效應(yīng)的90%。瓦哈卡將系數(shù)效應(yīng)稱之為“性別歧視”[49]，家庭要素引起的性別歧視在理解性別工資差異中具有重要作用。但工資方程中，家庭要素的系數(shù)差異不完全是由勞動(dòng)力市場(chǎng)的性別歧視所致。部分研究發(fā)現(xiàn)，“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”對(duì)男女性回歸系數(shù)的差異可能是由門檻效應(yīng)或者家務(wù)勞動(dòng)類別所導(dǎo)致?！白优焙汀盎橐觥钡南禂?shù)差異也部分由男女性的生理差異所引起，為了生育，女性必然會(huì)有一段時(shí)間的勞動(dòng)力中斷。因而，可以將第四列中各家庭要素特征效應(yīng)的解釋比率視作下限。

第四列“含婚姻與家務(wù)勞動(dòng)”，將表3的第五列與表4的第三列回歸結(jié)果進(jìn)行分解;

2.人力資本指受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)及其平方、現(xiàn)職工作年限及其平方這五個(gè)變量，地區(qū)指東部地區(qū)、中部地區(qū)和戶口這三個(gè)變量，部門指公共部門這一變量，社會(huì)資本指黨員這一變量，行業(yè)指第二產(chǎn)業(yè)這一變量。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）工作日的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間。

前面我們假設(shè)周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間=5*工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間+2*休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間。但是CFPS中工作日和休息日是針對(duì)受訪者而言的工作日和休息日，并不是日歷意義上的工作日。所以，部分受訪者可能并不滿足這一假設(shè)。此外，在休息日，個(gè)人可以更加靈活地安排自己的時(shí)間，工作日家務(wù)勞動(dòng)的機(jī)會(huì)成本大于休息日，因而使用“工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”或許更能衡量家務(wù)勞動(dòng)對(duì)個(gè)人工資率的影響。使用“工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”度量家務(wù)勞動(dòng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表5的結(jié)論與表2、表3基本一致：周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和子女對(duì)女性的周工資率具有顯著的懲罰效應(yīng)，且工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)男性的懲罰效應(yīng)仍然小于女性;婚姻對(duì)男性的周工資率具有正向效應(yīng)。

（2）使用Tobit模型估計(jì)2SLS的第一階段。

在表2、表3的主要回歸方程中，我們使用OLS估計(jì)GMM第一階段回歸結(jié)果。但“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”是一個(gè)截?cái)鄶?shù)據(jù)：周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間必須大于等于0。使用Tobit模型估計(jì)GMM的第一階段更為合理。

有鑒于此，這里采用更換模型的方法來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體方法為將GMM模型中第一階段的估計(jì)方法由OLS改

為Tobit。表6的回歸結(jié)果顯示，這一改變基本不會(huì)影響我們的結(jié)論。

五、進(jìn)一步討論

前面表2中回歸結(jié)果顯示，如果不考慮子女和家務(wù)勞動(dòng)，勢(shì)必會(huì)高估婚姻對(duì)性別工資差異的影響力。在婚姻、子女、家務(wù)勞動(dòng)這三個(gè)家庭特征因素中，為什么加入子女和家務(wù)勞動(dòng)之后會(huì)弱化婚姻對(duì)性別工資差異的影響？是否婚姻本身并不具備對(duì)性別工資差異的影響力，而伴隨婚姻而來(lái)的家務(wù)勞動(dòng)分工和子女因素才是決定因素？本文將基于對(duì)這三大家庭特征因素之間相關(guān)關(guān)系的深入探討，進(jìn)一步剖析家庭特征中性別工資差異的主導(dǎo)因素。同時(shí)，不同收入階層的偏好、生活和行為習(xí)慣各有不同，因此家庭特征與性別工資差異之間的關(guān)系可能也存在異質(zhì)性。我們使用分位數(shù)回歸分析了不同收入階層下家庭因素與性別工資差異的關(guān)系。最后，我們還檢驗(yàn)了家務(wù)勞動(dòng)的門檻效應(yīng)，這幫助我們理解為何家務(wù)勞動(dòng)對(duì)男女性有較大的影響差異。

1. 婚姻、子女、家務(wù)勞動(dòng)的相關(guān)關(guān)系

2.已婚指在婚或者同居，未婚指未婚、離異、配偶去世;

3.工作日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間和休息日家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間經(jīng)過(guò)上下1%縮尾處理。

表7展示了這三個(gè)變量的相關(guān)關(guān)系，結(jié)果顯示：未婚女性平均每周比男性多從事大約3小時(shí)的家務(wù)，而已婚女性平均每周比男性多9小時(shí)用于家務(wù)，結(jié)婚后男女性分別增加1小時(shí)和7小時(shí)的家務(wù)勞動(dòng)，這說(shuō)明婚姻促進(jìn)了家庭內(nèi)部分工和勞動(dòng)專業(yè)化。根據(jù)CFPS得到的我國(guó)男女家務(wù)勞動(dòng)的時(shí)間分配與發(fā)達(dá)國(guó)家相似，美國(guó)已婚女性分配在家務(wù)勞動(dòng)上的時(shí)間是已婚男性的1.7倍[50]，我國(guó)這一數(shù)據(jù)為1.83倍。婚姻還與生育密切相關(guān)：樣本中婚姻和子女相關(guān)系數(shù)為0.7;95%左右的已婚人群需要撫養(yǎng)子女，如此高的數(shù)字暗示多數(shù)夫妻婚后需要考慮生育問(wèn)題。29%的未婚女性有子女，比男性多10%，這可能源于夫妻離婚后子女多跟隨母親，或者未婚先孕。

家庭特征因素中，婚姻、家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間、子女三個(gè)要素對(duì)性別工資差異的影響并不是并立的，而是相互干擾，“婚姻”會(huì)帶來(lái)“子女”和“家庭分工”。表8進(jìn)一步給出了按婚姻、子女分的明瑟工資方程回歸結(jié)果。顯見(jiàn)，家務(wù)勞動(dòng)對(duì)女性工資的負(fù)面影響并不會(huì)隨著婚姻與否有著明顯差異，說(shuō)明婚姻并不會(huì)直接對(duì)女性工資產(chǎn)生負(fù)面影響，但“婚姻”可以通過(guò)增加“家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”間接影響女性工資;相對(duì)于未婚女性，已婚女性每周多做7小時(shí)家務(wù)，這降低了她們14%的周工資率?！凹覄?wù)勞動(dòng)”對(duì)無(wú)子女男性無(wú)影響，其原因可能是這部分男性的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間較短，未達(dá)到門檻值。值得注意的是，“子女”只對(duì)已婚女性顯著影響為負(fù);“婚姻”只對(duì)有子女男性產(chǎn)生溢價(jià)效應(yīng)，這似乎顯示只有在“婚姻”和“子女”的聯(lián)合作用下它們才會(huì)對(duì)男女性工資產(chǎn)生負(fù)向影響，而差異在于“子女”對(duì)女性作用更直接，而“婚姻”對(duì)男性作用更直接。這可能是多種原因?qū)е碌模何椿榈枰獡狃B(yǎng)子女的女性需要具備更高的勞動(dòng)力素養(yǎng)，或者這些女性需要投入更多的時(shí)間和精力去工作以便更有能力撫養(yǎng)子女;有子女的已婚男性由于需要撫養(yǎng)子女可能更專注于工作。本文由于樣本量有限且僅為截面數(shù)據(jù)，上述問(wèn)題還有待進(jìn)一步研究。事實(shí)上，本文樣本中95%左右的已婚人群需要撫養(yǎng)子女，因而至少可以合理猜測(cè)婚姻可能通過(guò)“子女”間接影響女性工資。使用1982年索貝爾（Sobel）提出的Z變量檢驗(yàn)“婚姻”為女性帶來(lái)家務(wù)勞動(dòng)的中介效應(yīng)，p值為0.03;檢驗(yàn)“婚姻”為女性帶來(lái)子女的中介效應(yīng)，p值為0.00，表明存在中介效應(yīng)。

2. 不同收入階層的家庭特征與性別工資差距

不同收入階層中，家庭特征與性別工資差距關(guān)系的異質(zhì)性可能源于兩種原因：一方面，男女家庭特征差異隨收入分布而變化，這可以理解為不同收入組之間的特征差異;另一方面，家庭特征對(duì)男女工資率的影響系數(shù)之差隨收入分布而變化，這可以理解為不同收入組之間的系數(shù)差異。表9顯示，兩性周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間之差隨著工資率的上升而下降，其中已婚群體下降速度更快。女性已婚率隨收入增加而降低，男性則相反;女性有子女的概率隨收入增加而降低，男性有子女的概率隨收入無(wú)明顯變化。家務(wù)勞動(dòng)、婚姻和子女在不同收入階層的分布差異會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致中低層收入的兩性面臨更大的性別工資差距。

在不同收入階層，家庭特征對(duì)工資率的影響可能具有差異。圖1顯示，在周工資率不同分位點(diǎn)上，周家務(wù)勞動(dòng)、婚姻對(duì)兩性工資的影響基本維持穩(wěn)定。不過(guò)在分位數(shù)位于0.8以上

時(shí)，女性受到的家務(wù)勞動(dòng)負(fù)向效應(yīng)迅速增大，婚姻的負(fù)向效應(yīng)也有一定程度擴(kuò)大，在收入較高時(shí)，女性的時(shí)間成本更為昂貴。子女對(duì)女性工資率的系數(shù)隨工資分布而顯著變化，從-0.2左右線性上升，接近甚至超過(guò)0;低收入階層的女性受到子女的負(fù)影響更明顯。

總體而言，家庭特征與性別工資差距的關(guān)系確實(shí)在不同收入階層的人群中有所差異。相對(duì)于高收入階層，低收入階層男女性家務(wù)分工更不平等，更多的女性生育子女，且子女對(duì)女性的負(fù)向效應(yīng)在低收入階層也更為明顯，所以家庭特征可能引起低收入階層更大的性別工資差異。

3. 家務(wù)勞動(dòng)的門檻效應(yīng)

基本回歸（見(jiàn)表2、表3）中，我們發(fā)現(xiàn)男女兩者的家務(wù)勞動(dòng)系數(shù)大小相差數(shù)倍，一個(gè)可能的原因是：男性的周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間沒(méi)有到達(dá)門檻，尤其是在婚姻導(dǎo)致家庭分工后，已婚男女面臨更大的家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間差距。將家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間進(jìn)行分組，在相同的周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間段內(nèi)，家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)男女兩者工資率的回歸系數(shù)大小相等，則說(shuō)明門檻效應(yīng)是家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)男女性懲罰效應(yīng)不同的主要原因。根據(jù)樣本中男女性的平均周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)個(gè)人進(jìn)行分組。在最終的樣本中，女性平均每周勞動(dòng)14小時(shí)家務(wù)，我們將“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”分為以下4個(gè)部分：0—7小時(shí)、7—14小時(shí)、14—21小時(shí)、21小時(shí)以上。男性平均每周勞動(dòng)9小時(shí)家務(wù)，我們將“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”分為以下4個(gè)部分：0—3.5小時(shí)、3.5—7小時(shí)、7—10.5小時(shí)、10.5小時(shí)以上。

表10顯示，使用男性女性樣本均值對(duì)家務(wù)勞動(dòng)分組時(shí)，男女性周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間小于10.5小時(shí)時(shí)，回歸系數(shù)不顯著，大于10.5小時(shí)時(shí)，回歸系數(shù)顯著。家務(wù)勞動(dòng)確實(shí)對(duì)男性和女性具有門檻效應(yīng)，且閾值位于10.5小時(shí)左右，僅使用女性樣本均值分組未能出現(xiàn)類似結(jié)果，原因在于該分組跨度過(guò)大。但是在各個(gè)分組下，“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”對(duì)男性工資率的負(fù)向效應(yīng)仍普遍小于女性，門檻效應(yīng)只能部分解釋男女“周家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間”系數(shù)的差異;剩下的差異可能由男女性家務(wù)勞動(dòng)的類型或者男女性某些本質(zhì)特征所決定。值得注意的是婚姻導(dǎo)致女性家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間均值從11小時(shí)增加至17小時(shí)，遠(yuǎn)高于門檻值，這也證明了婚姻雖然不會(huì)直接影響女性工資，但在解釋性別工資差異中仍然具有重要意義。

六、結(jié)論和政策啟示

性別平等是一個(gè)重要話題，具有廣泛的社會(huì)意義。性別平等的推進(jìn)并非一帆風(fēng)順，第三期中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查顯示，認(rèn)同“男人應(yīng)該以社會(huì)為主，女人應(yīng)該以家庭為主” 的男女比例分別為61.6%和54.8%，比2000年分別提高了7.7和 4.4個(gè)百分點(diǎn)，傳統(tǒng)的家庭分工模式和觀念并未改變。本文試圖從家庭角度探究性別不平等的重要組成部分——性別工資差異的原因。本文的主要結(jié)論有：①在“婚姻”、“子女”和“家務(wù)勞動(dòng)”這三個(gè)主要的家庭特征變量中，“家務(wù)勞動(dòng)”的特征效應(yīng)對(duì)性別工資差距具有較大解釋力度，且不解決內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)低估家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間對(duì)性別工資差距的解釋力度;家庭要素引起的性別歧視在理解性別工資差異中具有重要作用。②“婚姻”并不直接影響女性工資，但會(huì)通過(guò)伴隨婚姻而來(lái)的家庭內(nèi)部勞動(dòng)分工差異及婚后子女的生育間接影響女性工資。

③家庭特征可能導(dǎo)致低收入階層面臨更大的性別工資差距。

④部分男女性“周家務(wù)勞動(dòng)”的系數(shù)差異可由門檻效應(yīng)加以解釋。

本文的分析結(jié)果表明，在組建家庭時(shí)，女性不成比例地承擔(dān)了收入減少的壓力，這種差距和文化有一定關(guān)系，也和企業(yè)與社會(huì)在重視并支持育兒及提高家庭和工作兼容性的各類政策支持不足

有關(guān)。政府應(yīng)出臺(tái)各種政策，進(jìn)一步加強(qiáng)制度保障，解決男女就業(yè)和職業(yè)發(fā)展中的不平等，以提高女性的經(jīng)濟(jì)參與，促進(jìn)女性就業(yè)，為女性提供平等的就業(yè)權(quán)利，尤其要關(guān)注低收入女性群體的就業(yè)保障問(wèn)題。在職場(chǎng)上，女性應(yīng)該擁有生育后繼續(xù)工作且不受任何歧視的機(jī)會(huì)。社會(huì)層面應(yīng)該充分肯定女性承擔(dān)的生育、哺乳和家庭勞動(dòng)創(chuàng)造的巨大價(jià)值，確保女性和男性都能將家庭、社會(huì)責(zé)任和工作結(jié)合起來(lái)。正如世界銀行主管性別問(wèn)題的高級(jí)局長(zhǎng)

凱倫·格羅恩曾指出的那樣，要改善婦女的終身收入機(jī)會(huì)，通過(guò)縮小就業(yè)創(chuàng)業(yè)中的性別差距建立后備人才梯隊(duì)，并取消阻礙女童和女性發(fā)展的歧視性法律和限制性社會(huì)規(guī)范。

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[責(zé)任編輯 方 志]