家庭化遷移對流動女性就業質量的影響及其作用機制

姜春云，譚江蓉

(1.中國人民大學 社會與人口學院，北京 100872；2.重慶工商大學 公共管理學院，重慶 400067)

一、文獻綜述

在家庭化遷移的背景下，女性在遷移和勞動力市場中發揮的作用愈發明顯[1]，但其自身的就業以及就業質量卻沒有得到足夠的重視。雖然許多流動女性名義上進入了城市勞動力市場，但是她們更多地成了“捆綁移民”。家庭化遷移中的流動女性因為家務勞動和家庭照料活動而處于家庭與工作的矛盾與沖突中，或處于“流而不工”的狀態[2]，或處于工作不穩定、勞動時間過長、工資水平較低和福利保障不完備等就業狀態[3]，其就業質量不容樂觀。在中國人口數量紅利逐漸消失的背景下，這既不利于流動女性自身勞動潛力的釋放，也不利于整個社會與經濟的發展。因此，探究家庭化遷移對流動女性就業質量的影響，對全面提升流動女性的就業質量，挖掘其勞動潛能，釋放其充分就業所帶來的性別紅利具有重要的現實意義。

已有研究討論了家庭化遷移對流動女性工資收入的影響，結論普遍顯示家庭化遷移會對流動女性的工資收入產生顯著的消極影響。郝翠紅基于2014年的全國流動人口動態監測數據，研究發現與丈夫一同流動對流動女性收入沒有顯著影響，與丈夫和子女共同流動對流動女性的收入具有消極影響[4]。而徐愫和宋全成等人分別基于2012年和2016年的全國流動人口動態監測數據，研究發現無論是夫妻雙方還是夫妻與子女一同流動，都會對流動女性的收入水平帶來消極影響[5-6]。另有研究討論了家庭化遷移對流動女性工作時長的影響，但結果存在一定差異。比如，宋全成和封瑩認為與女性單獨流動相比，“僅與丈夫一起流動”會使流動女性周工作時間有所增加，而“僅與子女一起流動”或“與丈夫、子女一起流動”并不會顯著影響流動女性的工作時間[6]。李勇輝等人使用2015年全國流動人口動態監測數據分析了子女隨遷對流動女性就業的影響，發現子女和配偶隨遷會增加流動女性的周工作時間[2]。此外，還有少量研究討論了家庭化遷移對流動女性就業穩定性的影響，結果表明這種影響往往是負面的。比如，楊勝利等人利用2017年全國流動人口動態監測數據進行研究，認為流動女性在家庭化遷移中會因為照料子女和承擔家務而中斷就業，其就業的穩定性較差，失業風險比流動男性高[7]。

文獻梳理表明，已有研究主要探討家庭化遷移對流動女性工資收入、工作時間和就業穩定性的影響，但關于家庭化遷移對流動女性就業質量影響的討論較少。因此，筆者將在理論分析的基礎上，基于2016年全國流動人口動態監測數據，實證檢驗家庭化遷移對流動女性就業質量的影響以及該影響的異質性，并進一步討論隨遷子女照料在家庭化遷移和流動女性就業質量之間是否起中介作用，結合實證分析提出相關政策建議。

二、理論分析與研究假設

首先，傳統遷移理論認為流動人口外出務工是為了追求經濟收益最大化，這種經濟理性思維會使其不選擇“攜家帶口”而傾向于個體遷移[8]。然而，現實情況卻與傳統遷移理論相反，流動人口家庭化遷移趨勢愈發明顯[9]，這可能是因為家庭化遷移能夠帶來“家庭團聚”的幸福效應[10]。但是，家庭化遷移使得遷移的家庭成員數量增多，也會在某種程度加重流動家庭的生活成本和負擔[11]。一部分流動女性對這種家庭生活負擔增加的感知更為敏感，進而使其在就業過程中可能會更加注重勞動報酬，而忽略合理的工作時間安排和勞動福利獲得。此外，部分流動女性在家庭化遷移中扮演伴隨角色，為支持丈夫的職業發展而遷移[12]，其原有的社會關系和人力資本累積中斷而導致就業中斷，對后續的就業發展產生負面影響[13]。據此，提出如下假設：

H1：家庭化遷移對流動女性的就業質量具有顯著的負向影響。

其次，在我國傳統社會文化背景下，父權制在人口遷移的過程中得到延續和重構，傳統角色觀念仍然發揮作用[14]，“男主外女主內”的性別分工模式仍然在一定程度上形塑流動家庭中的兩性分工。也即是說，扮演家庭“保護者”或“供養者”的男性，其重心依舊在勞動力市場；而女性則扮演家庭中“愛的給予者”角色，在家庭和工作的沖突中掙扎。在女性所承擔的家庭責任中，兒童照料不可忽視。相關實證研究表明，隨遷子女的照料問題會給流動女性就業參與帶來負面影響[15-16]，進而不利于其就業質量的整體提升。整體來看，在家庭化遷移的背景下，照料隨遷子女對流動女性就業質量產生負向影響。據此，提出如下假設：

H2：隨遷子女照料在家庭化遷移和流動女性就業質量之間起中介作用。

再次，從理論上講，流動女性所處職業層級的異質性也會導致其就業質量的差異。社會分層理論認為不同的職業所帶來的組織資源、經濟資源和文化資源是不同的，不同職業層級的流動人口所擁有的這三類資源存在明顯的差異[17]，這將導致不同職業層級的流動人口呈現不同的就業特征。同時，身處不同職業層級的女性擁有的資源不同，其自身的性別角色觀念和家庭地位也會隨之發生變化，所處的職業層級越高，其性別角色觀念更趨現代化[18]，家庭地位亦會得到提升[19]，進而影響其在家庭與工作之間的抉擇。本文認為上述理論邏輯也適用于流動女性，家庭化遷移會對不同勞動力市場中流動女性的就業質量產生異質性影響。據此，提出如下假設：

H3：家庭化遷移對不同職業層級的流動女性就業質量的影響具有差異性。

最后，流動女性的職業層級不同會導致其自身性別角色觀念和家庭地位的不同，亦會導致其對待隨遷子女照料問題的態度和措施不同。對于處于較高職業層級的流動女性而言，較強的經濟實力使其能夠聘請正式照料機構人員來承擔隨遷子女的照料責任；而對于處于中端和低端職業層級的流動女性而言，隨遷子女的照料問題是一個無法回避的現實問題。由于“背井離鄉”和相對較差的經濟狀況，流動女性因無法得到家庭內外的非正式或正式照料支持而陷入更為尖銳的家庭和工作的矛盾之中[20]，進而其就業后的人力資本和社會資本積累受到影響。整體來看，家庭化遷移會影響中低端職業層級流動女性的隨遷子女照料決策，而承擔隨遷子女照料責任會抑制這一群體就業質量的提升。據此，提出如下假設：

H4：隨遷子女照料在家庭化遷移和流動女性就業質量之間的中介作用存在職業層級差異性，對中低端職業層級的流動女性影響更為顯著。

三、研究設計

(一)數據來源

本文使用的數據來自2016年全國流動人口動態監測調查，該調查以31個省(區、市)和新疆生產建設兵團2015年全員流動人口年報數據為基本抽樣框，采取分層、多階段、與規模成比例的PPS方法進行抽樣。2016年流動人口動態監測調查的對象是在流入地居住一個月及以上，非本區(縣、市)戶口的15周歲及以上流入人口。該調查數據包括了能夠反映流動女性基本情況、家庭化遷移情況、就業質量的不同指標，以及反映流動女性職業特征等方面的豐富信息，與本文的研究主題相契合。本文基于這一數據，將研究對象確定為16～55歲、就業身份為雇員的已婚流動女性，在刪除無效值后，得到有效樣本量23445個。

(二)變量設置

1.被解釋變量的選取與測算

“就業質量”來源于20世紀90年代國際勞工組織(ILO)所提出的“體面勞動”，即在自由、公平、安全和具備人格尊嚴的條件下獲得體面的、生產性的可持續工作機會，是勞動者就業狀況的整體反映和綜合體現[21]。在有關流動人口就業質量的實證研究中，學者們對流動人口就業質量的測量指標已達成一定的共識，主要包括工資收入、工作強度、就業穩定性和勞動福利[22-24]。本文對流動女性就業質量的測量，主要參考已有研究的思路和方法，從工資水平、工作強度、勞動福利和就業穩定性四個方面確定相關指標。

其中，工資水平以月收入來衡量，根據問卷中“您個人上個月純收入為多少？”一題來確定。工作強度以周工作時間來衡量，根據問卷中“您今年‘五一’節前一周的工作時間？”一題來確定。在刪除工作時間為21小時以下的樣本后，把工作強度劃分為適度和過度兩級，將周工作時間大于56個小時界定為過度的工作強度，工作時間小于等于56個小時界定為適度的工作強度[2]，適度的工作強度記為1，過度的工作強度記為0。就業穩定性以是否簽訂勞動合同來衡量。本文將根據問卷中“您與目前工作單位簽訂何種勞動合同？”一題來確定這一變量，并將選擇“有固定期限”或“無固定期限”定義為穩定就業，記為1，其余情況定義為不穩定就業，記為0。勞動福利以社會保障的參保情況來衡量。本文將根據“五險一金”的本地參保情況來確定這一變量，具體的方法為：在“本地”每參保一項得1分，得分越高代表流動女性的勞動福利水平越高。最終，基于上述四個分項指標計算流動女性就業質量指數，具體計算方法如下：

(1)

(2)

表1 就業質量的指標含義及描述性統計

由表1可知，流動女性就業質量的平均得分僅為44.481，低于2016年全體流動人口59.1的就業質量平均得分[11]，表明該群體的整體就業質量較低。從四個分項指標來看，流動女性的月工資收入的平均值約為3222元，而標準差為2080.233，表明流動女性的工資待遇整體較低且群體內部分化嚴重。從工作強度來看，工作強度適度的流動女性占比約為77.4%，表明流動女性的工作強度整體上處于適度狀態，但仍有約22.6%的流動女性處于高強度的工作環境中。在就業穩定性方面，約64%的流動女性簽訂了勞動合同，就業穩定性仍然不容樂觀。此外，勞動福利的均值為1.797，表明流動女性的整體勞動福利水平偏低。

2.解釋變量

相關研究顯示流動人口家庭規模以2～3人戶為主[25]，且家庭化遷移是一個漸進的過程，基本遵循著先夫妻、后子女、夫妻與子女均遷的序列[26]。基于此，本文在考慮家庭化遷移漸進性的前提下，根據問卷中“您當時和家中的誰一起流動的？”一題來確定流動家庭的人口規模，將家庭規模2人及以上的界定為家庭化遷移，記為1，家庭規模為1人的界定為非家庭化遷移，記為0。

3.中介變量

考慮到未成年兒童離不開家庭的照料，本文將隨遷子女照料界定為對0～17歲子女的照料。根據問卷中“子女的主要照料人”一題來確定流動女性是否承擔隨遷子女照料責任，選擇“母親”的屬于承擔了隨遷子女照料責任，記為1；選擇其他選項的屬于未承擔隨遷子女照料責任，記為0。

4.控制變量

在借鑒已有研究的基礎上，本研究控制了個體特征和流動特征等因素對流動女性就業質量的影響效應。其中，個體特征包括年齡、受教育程度、戶口性質和家庭經濟狀況；流動特征則包括流動范圍、流動時間、流動原因。此外，本文還納入變量“流入區域”作為固定效應以控制經濟和就業整體環境的影響。詳細的指標含義及賦值如表2所示：

表2 解釋變量的含義賦值和描述性統計

(三)模型設定

本計量模型將流動女性的就業質量設置為被解釋變量，核心解釋變量為家庭化遷移。由于被解釋變量為連續型變量，故采用OLS模型進行估計。此外，本文還考察家庭化遷移對流動女性就業質量的作用機制，即檢驗隨遷子女照料在兩者之間的中介效應是否成立，主要使用溫忠麟等人提出的中介效應依次檢驗法進行分析[27]。計量模型如下：

indexij=β1+α1familyij+γ1Zij+θ1regionj+μfamilyij=β2+α2careij+γ2Zij+θ2regionj+μindexij=β3+α3familyij+α4careij+γ3Zij+θ3regionj+μ

其中，下角標ij表示流入j區域中的個人i，index表示流動女性的就業質量狀況，family表示家庭化遷移，care表示隨遷子女照料，Z表示本文所控制的個體和流動特征變量，region表示區域控制變量，β1、β2和β3表示截距項，α1和α3表示家庭化遷移變量的回歸系數，α2和α4表示隨遷子女照料變量的回歸系數，γ1、γ2和γ3表示控制變量的估計系數，θi表示區域變量的回歸系數，μ表示殘差項。

四、實證結果分析

(一)家庭化遷移對流動女性就業質量的影響

表3反映的是家庭化遷移對流動女性就業質量影響的估計結果，模型1～3的被解釋變量為就業質量，且均控制了流入區域固定效應。首先，不加任何控制變量，僅以家庭化遷移作為解釋變量的模型1顯示，相較于非家庭化遷移，家庭化遷移在1%的水平上對流動女性就業質量呈現出負向影響。模型2中納入個體特征變量，家庭化遷移的負向影響相較于模型1發生一定程度的變化，但是仍然在1%的水平上顯著。模型3加入流動特征變量后，家庭化遷移的回歸系數為-3.064。 這說明相較于非家庭化遷移，家庭化遷移對于流動女性的就業質量具有明顯的負向影響，具體表現為在控制其他變量的情況下，家庭化遷移使得流動女性的就業質量指數較之非家庭化遷移者下降約3.064，這可能是因為家庭化遷移所帶來的隨遷子女照料等問題在很大程度上對流動女性的就業狀況產生不利影響。上述分析證實了上文提出的假設1，即家庭化遷移對流動女性就業質量產生負向影響。

表3 家庭化遷移對流動女性就業質量影響的估計結果

從控制變量的估計結果來看，在個體特征方面，流動女性的受教育年限每增加1年，其就業質量指數提升約2.694，這能解釋為受教育程度高的流動女性具有較高的人力資本，進而能夠提升其就業質量。城市戶口的流動女性的就業質量指數比農村戶口的流動女性高約4.775。此外，家庭經濟狀況對流動女性就業質量具有顯著的提升作用，這反映出家庭經濟資本為流動女性的高質量就業提供助力。最后，流動范圍和流動時長均顯著影響流動女性的就業質量。其中，跨省流動使得流動女性就業質量相較于省內流動下降約0.796，而隨著流入某地的時間增長，流動女性在流入地建立的社會網絡擴大，其就業質量也有所提升。

此外，考慮到家庭化遷移與流動女性就業質量之間的反向因果關系，采用工具變量法來控制內生性問題，以期獲得更為可信的結果。在此，本文參考已有研究的思路，選擇“流動女性親生子女數”作為家庭化遷移的工具變量[11]，并使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行分析。2SLS的第一階段回歸結果顯示，流動女性的親生子女數在1%的水平上顯著影響家庭化遷移，同時F值大于10，表明流動女性的親生子女數對家庭化遷移與否具有很強的解釋力，且不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結果顯示，家庭化遷移對流動女性的就業質量具有顯著的負向影響，使得流動女性的就業質量指數下降約43.24。因此，在控制內生性問題后，家庭化遷移對流動女性的就業質量依舊具有顯著的負向影響，再次佐證了假設1。

(二)家庭化遷移對不同職業層級流動女性就業質量的差異化影響

本部分將討論家庭化遷移對處于不同職業層級的流動女性就業質量的差異化影響，并借鑒和參考田豐的研究來劃分職業層級[17]。具體而言，本文將國家機關、黨群組織、企事業單位負責人歸為高端職業層級，將專業技術人員、公務員、辦事人員等歸為中端職業層級，將商業服務人員、生產人員以及生產運輸操作人員歸為低端職業層級。其中，低端職業層級流動女性占比達到84.58%，其就業質量指數平均得分為40.724；中端職業層級的流動女性占比達到14.59%，其就業質量指數平均得分為63.856；高端職業層級的流動女性占比為0.83%，其就業質量指數平均得分為68.179。

表4報告的是使用工具變量法進行異質性分析的回歸結果，結果顯示：家庭化遷移對高端職業層級流動女性的就業質量沒有顯著影響，但對中低端職業層級流動女性就業質量具有不同程度的負向影響，具體為家庭化遷移使得中端和低端職業層級流動女性的就業質量指數分別下降約32.273和48.770。綜合上述分析，假設3得到證實。

表4 家庭化遷移對不同職業層級流動女性就業質量影響的差異化分析

(三)家庭化遷移影響流動女性就業質量的機制檢驗

由表5的估計結果可知，在總體檢驗中，隨遷子女照料在家庭化遷移和流動女性就業質量之間的中介效應是顯著的，中介比例為29.3%，即家庭化遷移對流動女性就業質量的負向影響有29.3%是由流動女性照料隨遷子女導致的。具體來看，家庭化遷移使得流動女性照料隨遷子女的概率提升約1.2倍(e0.775-1≈1.171)，這說明家庭化遷移可能使得傳統鄉土社會中的父權觀念在遷移過程中得以保留，從而使女性在家庭分工中主要承擔隨遷子女照料的責任。而隨遷子女照料則在1%的水平上對流動女性就業質量具有負向影響，承擔隨遷子女照料責任的流動女性的就業質量指數比未承擔該責任的流動女性低2.985。這在一定程度上驗證了我們設想的“家庭化遷移—隨遷子女照料—流動女性就業質量”這一影響路徑，即假設2得到驗證。

表5 隨遷子女照料對流動女性就業質量的中介效應

接下來，將進一步討論“家庭化遷移—隨遷子女照料—流動女性就業質量”這一影響路徑是否會在不同職業層級中表現出異質性。由表5的估計結果可知，“家庭化遷移—隨遷子女照料—流動女性就業質量”的影響路徑僅在低端職業層級中顯著，其中介比例為43.6%，假設4得到部分驗證。這一結果可能的解釋為盡管家庭化遷移會使得中低端職業層級流動女性照料隨遷子女的概率提升，但是對中端勞動力市場的專業技術人員和公務員等群體來說，他們的工作時間安排和各類福利保障更加合理和完善，這一群體能夠相對較好地平衡家庭和工作之間的關系。而相比之下，低端職業層級的流動女性多從事工作時間較長或體能消耗較大的工作，加之承擔了照料孩子的責任，較難平衡家庭與工作的關系，更容易陷入“家庭-工作”的矛盾中而難以提升自身就業質量。

五、結論與政策建議

本文采用2016年全國流動人口動態監測調查數據，分析了家庭化遷移對流動女性就業質量的影響及其作用機制。主要研究結論包括：第一，與非家庭化遷移相比，家庭化遷移對流動女性就業質量有顯著的負向影響，從具體數值來看，家庭化遷移流動女性的就業質量指數比非家庭化遷移流動女性的就業質量指數低43.242。第二，隨遷子女照料是家庭化遷移對流動女性就業質量產生影響的重要中介變量，家庭化遷移通過提高流動女性承擔隨遷子女照料的概率來抑制其自身就業質量的提升。第三，從職業層級異質性來看，家庭化遷移對中低端職業層級流動女性就業質量的負面影響更為突出，而對高端職業層級流動女性的影響則不明顯。從具體數值來看，相較于相同職業層級的非家庭化遷移者，家庭化遷移分別使得中低端勞動力市場的流動女性的就業質量指數減少約32.273和48.770，且“家庭化遷移—隨遷子女照料—流動女性就業質量”的中介路徑在低端職業層級中表現得更為突出。

根據本文的研究，提出如下政策建議：第一，加快制定提升流動女性就業質量的針對性政策，營造更加有利于其發展的政策環境。在流動人口家庭化遷移的發展趨勢下，政府應該以社會性別平等觀念為基礎，以與流動人口就業相關的政策為指引，有針對性地制定促進流動女性就業發展的政策措施，倡導家庭和工作場域中的性別平等觀念，為流動女性更好地參與就業提供內外支撐。第二，重視完善隨遷子女照料的支持體系，有效緩解家庭化遷移對流動女性就業質量的負向影響。完善我國兒童照料體系，為流動家庭提供具有空間可及性和經濟可及性的照料機構或服務，以滿足流動女性穩定就業的現實需求，提升其就業質量。第三，加強低端職業的就業規范性，充分釋放其中所蘊含的性別紅利。處于低端職業層級的流動女性多從事工作強度大、勞動福利差的工作，政府相關部門應重點關注低端職業的就業規范性，使從事此類工作的流動女性的工作薪酬和勞動福利等均有保障，以促進該群體充分就業，系統提升其就業質量。