实施全面二孩政策作为我国人口发展的战略调整举措，不仅有利于为优化国家人口发展进程提供高效着力点，而且有助于消解人口结构性失衡的负面效应，符合国家发展的稳定性、持续性和长远性的宏观要求。女性作为生育政策的实践者，再度生育对其劳动参与的影响复杂而深远。鉴于此，我们编制了雇主、雇员两份问卷收集一手数据，通过构建城镇女性劳动参与影响因素度量量表与结构方程模型，验证不同维度影响因素对城镇女性劳动参与的影响程度，并预测其边际效用大小，以期为雇主管理使用育后女性雇员提供方法指导，为政府制定与生育政策配套的女性就业政策提供量化依据。同时，本文亦试图为在提升全面二孩政策实施效果的同时，帮助城镇女性育后顺利返回职场、降低人力资本投资折损、兼顾工作与家庭和谐等提供借鉴。
一 相关理论与文献述评由于两性分工不同，生育政策对女性的劳动参与影响更为显著。改革开放以来，由于社会支持不足，女性照顾孩子和家庭的负担较重，导致女性工作家庭冲突，影响女性精力分配，进而影响女性劳动参与。国外学者关于生育对女性劳动参与影响的理论研究较为丰富。Becker(1960) 的家庭时间分配理论认为，育龄女性工作者为最大化家庭总效用需要权衡生育与就业，从而做出选择。Leibenstein(1974) 的孩子效用—负效用理论认为，做出生育决策的关键在于对孩子效应与负效应的权衡比较，当边际孩子的效用大于负效用的时候，选择生育。Waldfogel(1997) 提出“生育代价”理论，即更好的工作机会或工作经验的积累会因为生育行为而无法获得。因此，育龄女性在做生育决策时会着重考虑目前的就业状况和就业机会。回顾已有的国内外文献，本文将影响女性劳动参与的因素归纳为宏观和微观两类。
(一) 影响女性劳动参与的宏观因素宏观因素主要涉及技术进步(孙磊等，2010)、保障制度的完善程度(武中哲，2008)、经济发展水平(赵宁等，2015)、就业形式(谢妍翰等，2009)、经济转型和政府政策制度的变迁(Esping A.G.，1999；Stier H. & Braun M.，2001；Gash V.，2009；李春玲等，2008)等。Gronau(1977) 研究发现，家庭人口负担数的增多对女性劳动参与的影响大于男性，原因是男性更多地从事市场性劳动。Becker(1965) 提出家庭生产函数理论，认为家庭成员根据各自的比较优势进行时间分配，家庭女性做出就业决策的原则是使家庭整体效用最大化。此外，社会性偏见的影响不可忽略，女性就业的统计性歧视(Phelps E.S.，1972)和规范性歧视(Benard S. & Correll S.J.，2010) 使雇主因雇员的育龄身份产生工作称职性的偏见判断，进而影响对雇员的录用、薪酬及晋升等(李芬，2015)。
(二) 影响女性劳动参与的微观因素大量研究对女性生育状况、受教育程度、配偶工资及家庭收入等微观因素与女性就业的关系进行了计量分析。女性自身成为生育成本的主要承担者(周旅军，2013) 且女性生育后面临一系列的儿童抚育问题，其中看护成本、教育成本等对女性劳动参与产生显著影响(Lokshin M.，1999；Viitanen T.K.，2005；杜凤莲，2008)。我国城镇女性多生育一个子女，其劳动参与率和工资率即表现出一定比例的下降(张川川，2011；於嘉等，2014；陆利丽，2014)。“单独二孩”政策背景下，政策的施行会促使雇主重新评估雇佣女性的成本与风险(李芬，2015)，加重已经存在的就业性别歧视，进一步恶化女性就业环境(宋全成等，2015)。此外，女性受教育程度(Khandker R.S.，1990)、家庭及配偶收入(周旅军，2013；宋健等，2015) 也是影响女性就业参与的重要因素。
由文献梳理可知，其相当一部分的研究对象是一般女性，针对城镇女性的研究相对较少；前期研究多采用定性分析，多方法结合的综合定量分析较为罕见；多为单一的雇主或雇员视角，缺乏双重视角下的一手数据解析；女性劳动参与影响因素的多元评价体系刻画不够全面，新生育政策作为外生变量的引入对城镇女性劳动参与的影响研究尤待加强。鉴于此，基于大样本一手调研数据，本文拟采用结构方程与Probit模型，构建城镇女性劳动参与的影响因素体系，在筛选核心要素的同时辨识各因素的影响方向与力度，从而引导城镇女性理性对待生育与就业，使其劳动参与更为有效；力图督促相关部门通过政策激励，使雇主柔性对待并合理配置二育的女性雇员，以保证女性人力资本的保值增值与持续投资的实现。
二 数据来源、变量设定与模型选择 (一) 数据来源及其基本特征1.雇员问卷。笔者自主设计编制了雇员调研问卷，并在全国范围内的城市、城郊选点发放；共计发放调查问卷1500份，回收有效问卷1380份，有效回收率92%。调查对象为20岁到49岁之间的城镇女性，正值职业生涯旺年，抽样样本的平均年龄为32.2岁；受教育程度多数处在本科水平；个人月平均收入为3.13，即处于3000元到5000元之间，家庭月平均收入为3.53，即处在3000元到5000元、5000元到8000元之间；生育孩子数量平均为0.68个，其中3岁以下孩子0.23个，6岁及以下孩子0.46个，7岁至18岁孩子0.19个。调查内容分为两个部分：女性及其家庭基本信息(基础变量)；劳动参与影响因素(程度变量)。
2.雇主问卷。针对雇主需求，我们自主编制了雇主调研问卷，采取一对一调查方式，共调查了153家用人单位，收回有效问卷153份。样本涉及的组织类型与行业较为广泛，随机性与代表性较强。所调研的用人单位根据其性质划分的分布情况是：私企70家，国企/央企23家，事业单位22家，外资/合资企业13家，国家机关12家，其他13家；用人单位所处行业的分布情况大致为：生产/加工/制造业占21%，文教体卫占18%，传统服务业占16%，计算机/软件/电商占13%，房地产/建筑业占11%，金融业占7%，能源/矿业/环保业占5%，生物/医药业占4%，物流/运输业占3%，其他行业占2%。绝大多数样本用人单位的女性雇员占1/4—1/2，女性雇员年龄分布主要集中在26岁至35岁，20岁及以下的女性雇员所占比例非常小，仅有1%，43岁及以上的女性雇员占6%，与雇员问卷中的城镇女性年龄区间较为吻合，即20岁至49岁。用人单位对待女性雇员的态度量表(采用九级量表模式，1代表完全不符合，9代表完全符合，1—9逐级加强)如表 1所示。
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表 1 用人单位对待女性雇员的态度量表 |
由表 1可知，以基本符合5为界，小于5的变量有A1、A2、A3、A6、A8、A12，即多数用人单位不倾向于在招聘简章中明确限制应聘者的性别和年龄，也不在意对方是否为育龄女性；在晋升考核的时候不太考虑女员工是否遵守生育计划，特别是对于企业，晋升考核主要看个人业绩与能力，如果因为生育计划而不晋升提拔女员工可能会导致人才流失；多数用人单位不倾向于安排育后女性从事临时性或非全日制工作；没有为女性雇员提供子女教育补助金及产后护理、育婴知识等培训的用人单位也占多数。均值大于5的变量有A4、A5、A7、A9、A10、A11，即多数用人单位在为女性员工提供培训机会时会考虑其是否有生育计划，大多数组织愿意并且已经为育后女性雇员提供哺乳期福利(如哺乳假等)以及特殊的劳动保护与安全生产环境；对育后女性的工作安排，结合上文分析，多数用人单位不倾向于安排女性雇员从事临时性或非全日制工作，绝大多数用人单位会选择安排育后女性雇员回归育前所在工作岗位(保持工作职责、职级不变)；还有部分用人单位组织育后女性参加岗位培训，再根据培训状况安排工作或安排育后女性填补公司空缺岗位。
(二) 研究方法与变量设计1.变量设计说明。根据研究需要，我们将雇员问卷变量设计为两大部分：基础变量与程度变量。基础变量共计13个，包含年龄、受教育程度、生育状况、个人月平均收入、家庭月平均收入等，要求被调查者根据实际情况填写或选择；程度变量依照李斯特九级量表设计(1代表完全不符合，9代表完全符合，1—9逐级加强)，包含工作强度、薪酬水平、职位高低、工作时长等影响城镇女性劳动参与的诸多要素，要求被调查者根据实际情况从1—9九个数字中进行选择，从而直接实现数据标准化。
2.问卷信度与效度检验。数据收集整理后，运用SPSS17.0对雇员问卷的信度与效度进行检验，Cronbachs Alpha值为0.873，信度系数大于0.8，问卷具有较高的内在一致性。共提取六个公因子，因子分析的KMO值为0.838，公因子累计贡献率为70.057%，Sig.值为0。数据总体呈正态分布，适合进行因子分析。
3. SEM模型。通过构建城镇女性劳动参与影响因素九级量表(见表 2)，以其劳动参与为二阶潜在变量，生育成本、育后工作环境、育后政策措施为一阶潜在变量，共计20个程度变量构建结构方程模型，利用AMOS18.0运行得到标准化二阶模型路径输出图(见图 1)。
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表 2 SEM模型量表 |
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图 1 标准化二阶模型路径输出图 |
4. Probit回归模型。本文采用Probit回归模型对相关影响因素进一步分析。在分析之前，根据问卷内容构建Probit模型指标体系①, 见表 3。
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表 3 Probit模型指标体系及变量说明 |
Probit模型是典型的二分类因变量模型，常被用来研究劳动参与。为了进行回归模型计算，假设：
| $ {Y^{\rm{*}}}{\rm{ = }}X'\beta + \varepsilon $ | (1) |
(1) 式中，Y*是决策依据，Y*=1，代表参与劳动；Y*=0，代表不参与劳动。X是每个样本的变量向量，β是参数向量，ε是服从标准正态分布的随机误差项。假设P代表是否参与劳动，P=0时，表示不参与劳动；P=1时，表示参与劳动。X对劳动参与的影响由(2) 式决定：
| $ \begin{array}{l} {\rm{Prob}}\left( {P = 1} \right) = {\rm{Prob}}\left( {{Y^{\rm{*}}} = 1} \right) = {\rm{Prob}}\left( {{Y^{\rm{*}}}{\rm{ = }}X'\beta + \varepsilon > 0} \right)\\ = {\rm{Prob}}\left( {\varepsilon > - X'\beta } \right) = 1 - G\left( { - X'\beta } \right) = G\left( {X'\beta } \right) \ldots \end{array} $ | (2) |
Probit回归模型使用标准正态分布函数，因此有：
| $ {\rm{Prob}}\left({P = 1} \right) = G\left({X'\beta } \right) = \Phi \left(z \right) = \int_{ - \infty }^z \psi \left(z \right){\rm{d}}z $ | (3) |
其中，Prob(P=1) 代表参与劳动的概率，Ψ(z)是标准正态分布密度函数。可得出：
1.模型构建与结果分析。通过构建标准化二阶模型，检验理论模型构建的合理性，分析其观察变量、一阶潜在变量与二阶潜在变量的关联程度，如图 1所示。一阶潜在变量与二阶潜在变量之间均存在正相关关系，生育成本、育后工作环境、育后政策措施的标准化因子载荷分别为0.66、0.98、0.42。其中，育后工作环境对城镇女性就业参与影响显著，路径系数是0.98。可见，城镇女性在育后决定是否继续参与劳动所考虑的关键因素是用人单位提供的工作环境，包括工作强度、工作灵活性、薪资待遇等。育后工作地点远近、工作时间灵活性以及工作强度对育后女性劳动参与影响较为显著，对这些因素的考量基本基于生育后方便抚育孩子、照顾家庭的角度。生育成本是女性是否选择生育的主观决策因素，影响路径系数为0.66，其中，家庭月平均收入和职位高低的影响较为显著。相比之下，育后政策措施总的影响力度较小，其中，提供家庭补助或税收减免、产后培训和就业指导、自主创业补贴以及增加针对女性的就业指导中心数量这几个因素对育后女性劳动参与的影响力较为显著。对各因素的影响方向与边际影响力大小，本文将采用Probit模型进行深入分析。
2.模型检验。运用AMOS软件，对已建立的标准化二阶模型进行因子分析，得出标准化二阶模型验证性因子分析表，见表 4。
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表 4 标准化二阶模型验证性因子分析表 |
由表 4，每一个建构的显著性水平和内部一致性均较高，数据质量和变量的解释力较强；组成信度(CR)取值在0.748至0.939之间，符合可接受门槛为0.7的标准，变异数萃取量(AVE)取值在0.525至0.721之间，符合变异数萃取量大于0.5的标准，说明生育成本、育后工作环境、育后政策措施这三个构面及其组成的二阶整体构面均具有较高的信度和收敛效度。
(二) Probit模型1.模型分析。根据构建的Probit模型指标体系，利用STATA13.0对影响城镇女性劳动参与的26个解释变量进行Probit回归模型参数估计，估计结果如表 5所示。通过对P值、对数似然比、伪判决系数等相关参数进行分析可知，存在个别解释变量不显著，但从整体上看，模型的拟合度较好。其中，个人月平均收入、年龄、家庭月平均收入、因性别或生育应聘受阻、职位高低、家庭补助与税收减免、增加针对女性的就业指导中心数量等变量对女性劳动参与的影响显著；7—18岁孩子数量、工作地点远近、育后薪酬水平、工作强度、工作时长、工作难度、增加托儿所的数量、增加儿科门诊的数量等解释变量没有通过显著性检验。
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表 5 Probit回归模型参数估计表 |
2.参数分析。由表 5可知，年龄、个人月平均收入、提供家庭补助与税收减免的显著性较高且系数为正值，其意义可被解释为：(1) 年龄越大的城镇女性劳动参与的概率越大。年龄大的城镇女性的生育概率较低，职业发展中断的可能性小；年龄越大，职业积累越殷实，在劳动心理上更愿意延续这种职业惯性。(2) 越高的个人月平均收入使得女性劳动参与的概率越大。较低收入的女性会倾向于用自身的家庭劳动来替代市场劳动，以实现家庭整体效用最大化。(3) 家庭补助、税收减免对育后女性重返岗位的助力是不可或缺的。女性在再度生育之后重新参与职场竞争的信心不足，家庭看护的责任升级。全面二孩政策实施后，与之相配套的措施还未系统出台，针对二育之后导致职业中断的女性，有关方面在物质补助与技能辅导两个层面均需着力，以促使有劳动参与意愿的女性有信心与能力重返劳动力市场。
家庭月平均收入、因性别或生育应聘受阻、职位高低、针对女性的就业指导中心数量显著性水平较高且系数为负值，所代表的含义如下：(1) 家庭月平均收入高的城镇女性劳动参与概率较小。雄厚的经济基础为女性提供更多安全保障，在竞争激烈的劳动力市场中，优越的家庭条件使其劳动参与的积极性降低。(2) 有因性别或生育应聘受阻经历的女性劳动参与概率较小。受阻经历使女性职业生涯出现断档，职业经验积累的价值量偏低；应聘受阻使她们参与劳动的信心受挫，产生逃避劳动的心理。(3) 职位高的女性劳动参与概率较小。高职位女性对职业的认知是，劳动不仅是谋生的手段，更是一种自我实现的高层次需求。当面临再次生育、养育子女与参与劳动相矛盾时，她们会因丰厚的前期物质积累而倾向于选择暂时退出劳动力市场，回归家庭，享受生活。(4) 针对女性的就业指导中心数量越多女性参与劳动的概率越小。确切地讲，国内真正意义上针对女性的就业指导中心几乎没有；导致出现这一结果的原因可能是被调查对象对该种就业指导中心的不熟悉、不信任等。就业指导中心的数量并不是起决定作用的因素，指导老师的素养、辅导的方式方法等服务质量对女性劳动参与的影响更为关键，提供产后就业指导与服务这一指标为正值可以印证这一点。
(三) Dprobit模型Probit模型是非线性模型，参数β并不是自变量真正的边际作用，为了考量自变量边际作用的真实大小，需要运用相应的Dprobit模型。首先，将Probit模型中通过显著性检验的变量纳入模型中。为了扩大模型测量的广度与深度，提高模型的实用性和准确性，将Probit模型中偏显著的因素(非常接近显著性水平临界值的因素)也纳入模型中。偏显著的因素有：受教育程度、6岁及以下孩子数量以及工作时间的灵活性。①模型参数估计结果见表 6。由表 6可知，pred. P.=0.9601137(at x-bar)，表明模型拟合准确率为96%，预测精度较为理想。
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表 6 Dprobit回归模型参数估计表 |
个人月平均收入、家庭补助与税收减免、工作时间灵活性、年龄这四个变量的边际效用值为正，个人月平均收入、提供家庭补助与税收减免、工作时间灵活性每提高一个单位，女性劳动参与的可能性分别上升8.1%、0.98%、0.47%；年龄每增长一个单位，参与劳动的可能性提高0.13%。可见，个人月平均收入对城镇女性劳动参与的正向促进效应较为明显，劳动力价格是女性参与劳动决策的关键影响因素。
6岁及以下孩子数量、家庭月平均收入、受教育程度、职位高低、因性别或生育应聘受阻、针对女性的就业指导中心数量这六个变量的边际效用值为负，其意义可解释为：6岁及以下孩子每增多一个单位，育后女性劳动参与的可能性下降11.4%。可见，不能完全自理的孩子数量是阻碍女性重返职场的关键因素，毋庸置疑，二孩的生育任务致使女性再就业困难重重。家庭月平均收入每提高一个单位，城镇女性劳动参与的可能性下降1.8%；职位每提升一个单位，其劳动参与概率下降0.53%。家庭收入与职位的提高代表着更为优越的生活环境，有助于女性从竞争激烈的劳动力市场中脱离出来。受教育程度每上升一个单位，其参与劳动概率下降0.73%。日本的经验提示我们，高学历女性在婚育后倾向于在家相夫教子，在为丈夫工作提供后勤保障的同时，专注于子女教育。我国受教育程度高的女性由于家庭物质积累较为丰厚，面临的生存压力较小，对孩子的培养也更为重视，以后可能将逐步倾向于在家照顾孩子。因性别或生育应聘受阻每提高一个单位，其劳动参与可能性将下降0.5%；针对女性的就业指导中心数量每增加一个单位，其劳动参与可能性下降0.39%。相较于其他因素，应聘受阻与就业指导中心数量的影响力度较为微弱，属于非关键性影响因素。以上排序结果说明，幼童的数量对城镇女性劳动参与的负向影响尤为显著，长期严格的计划生育政策使得我国女性生育观已然改变，加之单独二孩政策的遇冷，这些均提示全面二孩政策的顺利推行需要多元政策流的保驾护航。
四 结论与建议 (一) 基本结论第一，育后工作环境对女性劳动参与具有显著影响。育后薪酬水平、育后工作时间灵活性、育后工作强度及工作地点远近等因素是女性重返职场首要考虑因素。
第二，6岁及以下孩子数量与家庭月平均收入对女性劳动参与具有显著的消极影响。因性别或生育应聘受阻，以及高职位的女性在育后重返职场的可能性偏低。其中，最为显著的负向因子为6岁及以下孩子数量。
第三，个人月平均收入、家庭补助与税收减免是促使女性育后再就业的重要积极因素。工作时间灵活性与年龄对女性劳动参与的正面影响较小。其中，最为显著的正向因子为个人月平均收入。
(二) 协调城镇女性生育与就业的对策建议借鉴西方国家的有益经验，在长期推行全面二孩政策背景下，我国政府需要营造一道女性就业保障屏障，保护育龄女性原有的人力资本不折损贬值，同时给予继续追加投资的机会，使女性逐步实现工作与家庭的平衡与和谐。为此，可将以下几方面作为施政着力点：(1) 逐步实现幼儿看护社会化，降低家庭育儿成本。6岁及以下孩子的数量是影响女性劳动参与的重要因素，调查显示有80%的3岁以下的孩子散养在家中，没有进入专业的幼托机构。在老人无法看护的情况下，女性不得不以家庭看护替代市场劳动。目前，幼托机构良莠不齐，专业化程度不高，软硬件条件好的收费较为昂贵。因此，政府需要加强幼托服务体系建设，形成包含婴儿所(0—1周岁)、托儿所(1—3周岁)、幼儿园(3—6周岁)在内的幼托机构体系。为了方便满足各类幼儿的看护需要，可以尝试在社区开办公立儿童育托中心，按照儿童年龄划分为不同层级，每个层级配备接受过相关培训的幼师。各级政府需加大对3岁以下幼儿抚育的财政支出，降低家庭育儿成本，加大对公立儿童育托中心的建设、审批与监督力度，提高幼师福利待遇和社会地位。鼓励社区开办家庭幼儿园，社区需要控制家庭幼儿园规模，不宜使之过大，同时监督其环境的安全卫生达标。应关注学龄前儿童照料及学龄儿童放学之后的照料，在分忧儿童看护重担的同时，解决部分失业在家女性的就业问题。(2) 提供家庭补助或税收减免，鼓励女性完成生育。研究结果显示，提供家庭补助或者税收减免相当于提高了女性月平均收入，城镇女性月平均收入每提高1%，其参与劳动的可能性上升8.3%。诸多西方国家多年来也是依靠提供生育补助(包括现金补助与实物补助)进行生育鼓励，效果良好。逐步化解女性的后顾之忧，满足其就业期望，不仅可以鼓励生育，对提升女性人力资本的利用价值也有所裨益。(3) 完善就业指导服务体系，帮扶女性顺畅就业。劳动与社会保障部门应进一步落实好对城镇女性的就业促进政策，保证女性在就业遇到困难时愿意并能够去权威部门表达诉求。相关部门可以社区为单位完善就业服务体系，提供配套性的就业服务，实现对育后女性就业的有效帮扶。例如，针对受教育程度不高、工作经验不足的女性，进行实操技能如糕点制作、手工艺品制作、家政服务等方面的培训；针对学历水平较高并有专业的女性，结合其自身特点、兴趣爱好，进行计算机、商业贸易、经济管理、外语等方面的培训；针对有创业意愿的女性，开设创业辅导课程，提供特殊津贴补助；针对长期失业又有就业意愿的女性，开展职业准备、职业心理方面的指导与培训，提供短期实习岗位，帮助其适应工作节奏，调整工作状态。
用人单位应配合国家的生育政策，提供友好工作环境，践行社会责任，为女性重返职业舞台提供服务。(1) 提供人性化服务，健全员工福利制度。用人单位需要加强对处在孕期和哺乳期的女员工的劳动保护，积极建立孕妇休息室、母婴哺乳室等。有条件的用人单位可自行建立托儿所，鼓励女员工“带孩子上班”。在组织层面也需完善女员工福利保障制度，对育后女性提供有针对性的福利待遇，比如子女教育补助金、托儿所补助、产后护理补贴等等。该项成本可按比例由所属街道与用人单位共同承担。(2) 实施柔性工作模式，鼓励职位高、人力资本积累丰富的育后女性重返职场。职位高、人力资本积累丰富的女性是经济社会发展的优质人力资源，这一人群育后的职场回归对女性自身人力资本的接续利用与用人单位的人才保持均具有积极意义。柔性工作模式的落地实施或许能为高精尖女性育后重返职场打开大门。可实行的方案有：允许育后女性(特别是从事软件开发、文字编辑、营销策划的育后女性)在家办公；允许从事销售工作的育后女性将成交量作为月、季度或年度的考核依据，按照任务完成情况取得薪资，自主决定上班时间、是否坐班等；对从事项目开发、科研工作的育后女性实施“项目管理”模式，允许员工自主决定工作时间与工作强度，只要保质保量地在结束日期之前完成项目即可。
长期以来，我国女性在劳动力市场上扮演了重要角色，劳动参与率在全世界名列前茅，为国家经济社会发展做出了不朽贡献。为了人口结构调整与劳动力长期供给的需要，现今我国女性直面就业与生育的抉择，尤其需要政府与用人单位的帮扶与关爱。可见，新生育政策的顺利推行亟需各项配套政策的落地实施，时不我待。