全面两孩政策于2016年正式实施，实行了30多年的独生子女政策成为历史，新政策的实施对中国未来人口和社会经济与环境资源的长期均衡发展将发挥重要作用。以往在双独和单独两孩政策实施的过程中，有大量家庭符合政策条件却选择了不生育二孩，究其主要原因在于经济压力、照料子女的压力和女性自身事业上发展的压力[1]。由于生育（包括抚育）行为主要由女性承担，对女性职业晋升的影响往往成为阻碍生育二孩的重要因素。传统规范将女性限定为家庭照顾者的角色，而且在现实生活中育儿责任也大多由母亲来承担，然而这种生育和抚养角色却常常让已育女性在劳动力市场中处于劣势，陷入“收入惩罚”、劳动力市场的性别隔离和职业发展的“玻璃天花板”等多重“生育陷阱”。更有研究证明，生育对于职业发展所带来的负面影响更多地作用于女性群体，而生育对于男性职业发展的影响甚微，这无疑是一种新的不平等[2]。全面两孩政策的实施，随着养育子女数量的增加，这种不平等将进一步扩大[3]。本研究使用《上海0～3岁家庭育儿现状与需求调查》（2016年5月）数据，利用Logistic回归分析检验养育子女数量对母亲职业发展的影响，探讨女性养育子女数量与职业发展之间的冲突。

1 资料与方法

1.1 文献检索 关于母亲的职业困境，有研究表明，生育与抚养行为给女性的职业发展带来负面影响[4]。因生育而导致的职业中断会造成女性的人力资本贬值，并形成独特的母亲就业模式。为了适应照顾者的角色，已育女性普遍倾向于母亲友好型职业。这种向下的职业流动不仅使生育对于女性的职业惩罚效应长期存在，还固化了劳动力市场中已有的性别隔离。而母亲身份所导致的雇主歧视则贯穿于女性职业生涯的始终，并将生养行为对已育女性职业的负面影响叠加发挥至更甚[3]。关于子女数量与母亲劳动供给的研究表明，生育子女数量的增加会显著降低城镇已婚女性的劳动供给，并且显著降低在业女性的工作时间投入和工资水平。生育子女数量的增加对农村已婚女性是否参与非农就业没有显著影响，对参与了非农就业女性的工资也没有显著影响，但是显著降低了其工作时间投入[5]。全面两孩政策实施后对女性职业发展的关注增多，主要在隐形就业歧视可能加剧、职场熟女面临“生与升”的抉择、重返职场陷入劣势以及因生育权益失去就业机会等几个方面[6]。但总体上，现有文献从养育不同子女数量对母亲职业发展的影响角度关注较少。

1.2 研究对象 本研究采用《上海0～3岁家庭育儿现状与需求调查》数据，调查于2016年4月26日—2016年5月26日开展。本次调查依托问卷星（企业版）平台开展，通过微信填写。但是，问卷内容不公开（内部调查，防止被搜索引擎检索），不能转发到朋友圈、微博等平台。同时，设置为防重复填写，同一电脑/手机用户最多只能填写1次问卷，并要求提交答卷时使用验证码。调查对象的选择采用滚雪球的方式，由课题组成员分别发送给熟悉的0～3岁婴幼儿的父母，再由他们转发至下一级朋友为止。通过限定出生时间和网络IP控制质量，0～3岁婴幼儿的出生时间要求为2012年9月1日以后，IP地址要求为上海IP，出生日期不在要求范围和外地IP在问卷提交后自动识别为无效问卷并剔除。由于问卷调查通过当今被年轻人广泛接受的微信平台传播，因此问卷回收显示100%来自于手机填答，这也有效防止同一个人既用电脑填答又用手机填答的问题。共有418位微信用户参与本次网络调查，剔除7份无效问卷后（出生时间晚于调查时间），共收到有效问卷411份。

“我问她了，她自己说的没事儿。兄弟们，做好思想准备，下一步哥哥我就准备辞职了！”此时此刻，何东坚持给自己宽心。

1.3 统计学方法 本研究主要采用Logistic回归分析法，把“近3年来，您是否为了家庭而放弃个人的发展机会？”作为因变量，将与个人发展相关的是否为独生子女家庭、人口特征（性别、年龄、受教育程度）以及家庭需求等作为自变量，用Logistic回归分析对各因变量的影响作用做综合评价。其中，模型一为非独生子女模型，分析非独生子女属性对母亲职业发展的影响；模型二为家庭需求模型，分析婚姻模式和是否有老人帮忙带养孩子对女性职业发展的影响；模型三为完全模型（非独生子女-家庭需求模型），分析非独生子女属性和家庭需求特征对女性职业发展的共同作用。

女模型在解释因变量的变化上拟合效果较好，卡方检验整体显著（伪R2=0.196）。在控制了受访者的基本特征之后，独生子女家庭属性和性别特征均显著提高了受访者“经常放弃职业发展机会”的可能性。在其他条件不变的情况下，非独生子女家庭的受访者经常放弃个人发展机会是独生子女家庭的2.758倍；女性经常放弃个人发展机会的情况是男性的8.387倍。从受教育程度来看，与硕士研究生及以上相比，学历为大学专科和大学本科的受访者更容易放弃职业发展机会。年龄的影响并不显著，表明是否经常放弃个人职业发展机会并未随着年龄的提高而发生变化。见表7。

2.2.5 从家庭带养模式变量分析 非独生子女家庭的女性，不论是否有老人帮忙带养孩子，经常放弃个人发展机会的情况都明显多于独生子女家庭的女性。有老人帮忙带养孩子的非独生子女家庭的女性，经常放弃个人职业发展机会的比例（44.74%）是独生子女家庭女性（20.74%）的2.16倍；没有老人帮忙带养孩子的非独生子女家庭的女性，经常放弃个人职业发展机会的比例（67.86%）是独生子女家庭女性（53.16%）的1.28倍。由于是否有老人帮忙带养孩子导致家庭对职业女性需求程度的差异，没有老人帮忙带养孩子的女性，不论非独生子女家庭还是独生子女家庭，经常放弃个人发展机会的情况都明显多于有老人帮忙带养孩子家庭的女性。见表6。

解释变量：①独生子女家庭：受访者已生育1个孩子为独生子女家庭、生育2个及以上孩子为非独生子女家庭，非独生子女家庭为1，独生子女家庭为0；②性别：女性为1，男性为0；③年龄：为了便于计算年龄的边际效应，未采用不同年龄阶段的虚拟变量，采用年龄的连续变量，单位为岁；④受教育程度：分为高中及以下、大学专科、大学本科、硕士研究生及以上4个等级。⑤婚姻模式：本地人口和非本地人口在可获取的社会资源和社会关系以及价值观念上存在差异，以是否纯本地婚姻来区分。具体是指从夫妻双方户籍来看，夫妻双方一直都是上海户籍（非后来迁入）为纯本地婚姻，否则为非纯本地婚姻（包括两地婚姻、已迁入户籍的新上海人婚姻和未迁入户籍的外地婚姻）。非纯本地婚姻为1，纯本地婚姻为0。⑥家庭带养模式：在子女年龄较小需要照顾的情况下，许多青年夫妇倾向于请老人帮忙带养孩子。其中，老人以任何方式的帮忙带养均为“有老人帮忙带养”，包括“白天放在祖辈家，晚上接回家”、“一直放在祖辈家，周末或偶尔接回家”、“三代同住，白天由祖辈照料，晚上父母照料”以及“三代同住，白天晚上都由祖辈为主照料”等；其他几种带养模式均划为“没有老人帮忙带养”，包括“白天由保姆照料，晚上父母照料”、“白天晚上都由保姆为主照料”、“白天送到早托班，晚上接回家”、“父母自己独立照料”以及“其他”等。没有老人帮忙带养孩子为1，有老人帮忙带养孩子为0。见表1。

俗话说：“将在外，军令有所不受”，有些时候“天高皇帝远”，母公司下达的指令或者人才培养方案以及服务宗旨，子公司都很难达到统一，这给企业发展带来了很大的困难。再者，一个地区一个风俗，有些方案在这个地区得以适用，可有些方案则需要我们去进一步地整改，但是对连锁企业来说，不能够同时的推广公司品牌，那就不叫连锁经营了。

2 结果

2.2 影响职业发展的因素

 

表1 因变量和自变量的选取

  

变量类型 变量描述 赋值因变量 近3年来，是否经常为了家庭而放弃个人的发展机会1=是，0=否自变量独生子女属性 独生子女 （参照）非独生子女 1=是，0=否性别 男性 （参照）女性 1=是，0=否年龄 连续变量 单位：岁受教育程度 高中及以下 1=是，0=否大学专科 1=是，0=否大学本科 1=是，0=否硕士研究生及以上 （参照）婚姻模式 纯本地婚姻 （参照）非纯本地婚姻 1=是，0=否家庭带养模式 有老人帮忙带养 （参照）没有老人帮忙带养 1=是，0=否

2.1 调查对象的基本人口学特征 从调查对象自身来看，年龄主要分布在22～43岁之间，极小值22岁，极大值43岁；以母亲为主，占80.54%；受教育程度以大学专科、大学本科和硕士研究生为主，高学历者较多。从调查对象家庭情况来看，纯本地婚姻占32.85%，非纯本地婚姻占67.15%；家庭年收入较高，11～20万占30.90%，21～30万占17.03%，31～50万占24.57%，50万及以上占15.33%；大多数家庭形态（结构）为大家庭（与子女、配偶、自己或配偶的父母同住），占64.72%；从调查对象子女情况来看，子女性别男孩占53.77%，女孩占46.23%；从子女数量来看，大多数家庭只有1个孩子（80.29%），2个孩子的家庭占19.71%。基于滚雪球抽样的局限性以及人以群分的社会交往特点，调查对象具有一定的相似性。其中，从调查对象的学历和收入分布来看，本次调查对象的学历和收入都相对较高，可以看作本研究是针对高学历和高收入群体的分析，这也是本研究的一个特点。见表2。

2.2.1 从性别变量分析 女性为了家庭经常放弃个人职业发展机会的比例明显高于男性。在331名女性受访者中，选择为了家庭经常放弃个人发展机会的有117人，占全部女性受访者的35.35%。在80名男性受访者中，选择为了家庭经常放弃个人发展机会的有6人，仅占全部男性受访者的7.50%。女性为了家庭发展经常放弃个人发展机会的比例是男性的4.71倍。考虑到男性放弃个人发展机会的样本太低，在后面的列联表分析中，将不再控制性别，仅比较子女数量为1个的家庭（以下称为独生子女家庭）和子女数量为2个的家庭（以下称为非独生子女家庭）对女性职业发展的影响。

2.2.3 从受教育程度变量分析 从受教育程度变量分析，除了高中及以下，其他受教育程度的非独生子女家庭的女性经常放弃职业发展机会的比重均高于独生子女家庭。大学专科的非独生子女家庭的女性经常放弃职业发展机会的比例为66.67%，独生子女家庭的比例为37.50%，前者是后者的1.78倍；大学本科的非独生子女家庭的女性经常放弃职业发展机会的比例为66.67%，独生子女家庭的比例为31.78%，前者是后者的2.10倍；硕士研究生及以上的非独生子女家庭的女性经常放弃职业发展机会的比例为39.13%，独生子女家庭的比例为20.00%，前者是后者的1.96倍。从趋势来看，不论是非独生子女家庭还是独生子女家庭的女性，随着受教育程度的提高，她们经常放弃职业发展机会的比例均呈明显的下降趋势。见表4。

2.2.2 从年龄变量分析 将受访者分为22～25岁、26～30岁、31～35岁、36～40岁和41～43岁5个年龄组，非独生子女家庭的女性在各个不同的年龄段经常放弃职业发展机会的比例大部分都高于独生子女家庭（除了22～25岁和36～40岁组）。剔除非独生子女家庭没有样本的22～25岁年龄组和样本量太少的41～43岁年龄组，26～30岁年龄组的非独生子女家庭的女性经常放弃职业发展机会占比最高（70.00%），是同年龄组独生子女家庭（26.85%）的2.61倍；31～35岁年龄组也是非独生子女家庭的女性经常放弃职业发展机会较多的年龄阶段，占57.14%，是同年龄组独生子女家庭（29.84%）的1.91倍；从年龄趋势来看，非独生子女家庭的女性放弃职业发展机会的情况，随着年龄的增长呈相反的趋势；相反，独生子女家庭的女性经常放弃职业发展机会的情况，随着年龄的增长呈明显上升的趋势。见表3。

 

表2 调查对象的基本特征 （N=411）

  

*注：非纯本地婚姻包括两地婚姻和纯新上海人婚姻，其中两地婚姻占13.39%，纯新上海人婚姻53.76%。

 

特征 比例（%） 子女数量1个 2个年龄（岁）22～25 2.68 11 0 26～30 34.79 131 12 31～35 46.23 153 37 36～40 14.60 31 29 41～43 1.70 4 3性别男19.46 65 15女80.54 265 66子女性别男53.77 178 43女46.23 152 38家庭年收入（元）10万以下 12.17 44 6 11～20万 30.90 110 17 21～30万 17.03 56 14 31～50万 24.57 78 23 50万及以上 15.33 42 21家庭带养模式没有老人帮忙带养 30.41 91 34有老人帮忙带养 69.59 239 47婚姻模式非纯本地婚姻* 67.15 218 58纯本地婚姻 32.85 112 23受教育程度高中及以下 5.60 18 5大学专科 17.52 58 14大学本科 45.99 156 33硕士研究生及以上 30.90 98 29家庭形态大家庭 64.72 215 51核心家庭 31.89 105 24其他 3.89 10 6

 

表3 不同年龄组、独生子女属性的女性经常放弃个人职业发展机会情况

  

年龄组（岁）比例（%）22～25 11 5 45.45 0 0 0.00 26～30 108 29 26.85 10 7 70.00 31～35 124 37 29.84 35 20 57.14 36～40 19 9 47.37 20 8 40.00 41～43 3 1 33.33 1 1 100.00合计 265 81 30.57 66 36 54.55独生子女家庭 非独生子女家庭总人数 放弃个人职业发展机会人数 （%） 总人数 放弃个人职业发展机会人数比例

（1）国内外学者针对冻融作用下土的物理性质和力学性质开展了大量的研究工作，取得了丰硕的成果，但是这些研究工作主要是围绕土体物理力学强度开展的，从黄土体微观结构角度、温度场角度研究还较少。

2.2.4 从婚姻模式变量分析 非独生子女家庭的女性，不论纯本地婚姻还是非纯本地婚姻，经常放弃个人发展机会的比例都明显多于独生子女家庭。纯本地婚姻的非独生子女家庭的女性，经常放弃个人职业发展机会的比例（42.11%）是独生子女家庭女性（26.67%）的1.58倍；非纯本地婚姻的非独生子女家庭的女性，经常放弃个人职业发展机会的比例（59.57%）是独生子女家庭女性（32.57%）的1.83倍。由于不同婚姻模式导致可获取资源的差异，非纯本地婚姻家庭的女性，不论非独生子女家庭还是独生子女家庭，经常放弃个人发展机会的情况都明显多于纯本地婚姻家庭的女性。见表5。

2.3.1 非独生子女模型 通过职业发展对虚拟变量非独生子女进行回归，可以确定非独生子女是否是影响职业发展的重要因素。总体而言，非独生子

大戟苷诱导人宫颈癌Hela细胞凋亡及其作用机制研究…………………………………………………… 张德莉等（20）：2773

2.3 对放弃职业发展机会的分解

按照设计液硫产量为240×104 t进行计算，则液硫中硫化氢质量分数由49.80×10-6降至5.68×10-6后，带入下游并排放至大气中硫化氢减少共计:240×104 t×(49.80-5.68)×10-6=105.89 t。

 

表4 不同受教育程度、独生子女属性的女性经常放弃个人发展机会情况

  

受教育程度 独生子女家庭 非独生子女家庭总人数 放弃个人职业发展机会人数 比例（%） 总人数 放弃个人职业发展机会人数 比例（%）高中及以下 13 7 53.85 4 1 25.00大学专科 48 18 37.50 9 6 66.67大学本科 129 41 31.78 30 20 66.67硕士研究生及以上 75 15 20.00 23 9 39.13合计 265 81 30.57 66 36 54.55

 

表5 不同婚姻模式、独生子女属性的女性经常放弃个人发展机会情况

  

非独生子女家庭总人数 放弃个人职业发展机会人数 比例（%） 总人数 放弃个人职业发展机会人数 比例（%）纯本地婚姻 90 24 26.67 19 8 42.11非纯本地婚姻 175 57 32.57 47 28 59.57合计 265 81 30.57 66 36 54.55婚姻模式 独生子女家庭

被解释变量：“近3年来，您是否经常为了家庭而放弃个人的发展机会？”选择“经常”、“总是”的为1，否则为0。“经常”和“总是”不同人的理解可能不同，这一题重点还是侧重于调查对象的态度，倾向于调查对象自己的理解和主观判断，因为如果她觉得是“经常”或“总是”，那就是认为自己为了孩子付出很多、牺牲很大。

2.3.2 家庭需求模型 建立了职业发展作为家庭需求的函数（伪R2=0.263），其中，家庭需求由2个虚拟变量表示，分别是婚姻模式和家庭带养模式。测量家庭需求的变量极其显著，没有老人帮忙带养的受访者放弃职业发展机会的可能性是有老人帮忙带养的4.022倍。非纯本地婚姻的受访者放弃职业发展机会的可能性是纯本地婚姻的1.782倍。在加入了家庭需求变量之后，受访者的基本特征对职业发展的影响依然显著，其中性别对职业发展的影响最为显著，但是作用强度下降了9.06%；受教育程度与非独生子女模型一样，依然显著；年龄的影响依然不显著。见表7。

成立护理质量综合评价指标体系课题小组，护理部主任负责小组主持工作，小组成员包括3名护理质量管理专家、2名信息工程师、3名临床护士长、3名护理骨干共11人；小组主要任务为提炼护理质量敏感指标、组织专家进行指标咨询及筛选、构建护理质量控制指标体系并嵌入护理信息系统、推进以指标监测为主线的护理质量控制。

2.3.3 非独生子女-家庭需求模型 该模型加入了非独生子女虚拟变量后，模型得到进一步改善，整体模型检验显著（伪R2=0.280），说明在考虑了与需求状况和人口学特征有关的职业发展方差和非独生子女在各类别中不是均匀分布的事实后，非独生子女家庭受访者放弃职业发展的比例是独生子女家庭受访者的2.480倍。这个值比模型一中估计的要小一些，表明非独生子女家庭对女性职业发展的影响既有直接效应，也有通过需求因素产生的间接效应。见表7。

3 讨论

根据本调查研究，孩子数量的增加对女性职业发展带来负面影响。具体来看，不论是独生子女家庭还是非独生子女家庭，女性为了家庭放弃个人职业发展机会的比例均明显高于男性。与独生子女家庭相比，非独生子女家庭对女性职业发展产生的影响更为严重，因为随着养育子女数量从1个增加到2个，家庭事务增多，职场女性在面临职业发展机会选择的时候，往往为了照顾家庭而放弃选择更好的职业发展机会。与硕士研究生及以上学历的女性相比，大学专科学历的女性相对更容易为了家庭放弃职业发展机会，其次是大学本科学历的女性，高中及以下学历的女性影响不显著。非纯本地婚姻家庭的女性经常放弃职业发展机会的比例高于纯本地婚姻家庭的女性，这是因为婚姻模式的差异代表了受访者可获取的社会资源的多少，包括来自双方原生家庭的人力、物力和财力的支援以及社会关系等，由于纯本地婚姻可获取的社会资源相对于非纯本地婚姻更为丰富，在带养孩子方面可以获取更多的支援，而非纯本地婚姻可获得的社会资源相对少，相应的家庭对受访者的需求更迫切，从这个角度影响受访者对职业发展机会的取舍。没有老人帮忙带养孩子的家庭的女性经常放弃职业发展机会的比例高于有老人帮忙带养孩子的家庭的女性，这是因为有老人帮忙带养的家庭，意味着家庭对受访者的需求相对较少，可以有更多精力投入工作；没有老人帮忙带养的家庭，意味着家庭对受访者的需求相对较多，为了家庭放弃职业发展机会的可能性更大。

基于孩子数量的增加对女性职业发展带来负面影响，不论从婴幼儿成长角度还是从女性职业发展角度，都应积极采取措施有效解决女性养育子女与职业发展之间的冲突。只有有效解决两者的冲突，才能打消职业女性生育的后顾之忧，保证全面两孩政策实施效果和前景。因此，需要建立完善的家庭育儿社会支持系统，改善0～3岁家庭育儿环境。一是国家财政支持家庭育儿，增强家庭抚养孩子的经济能力，包括完善生育保险、增加生育津贴和生育医疗费补贴；国家财政支持幼儿教育，减轻幼儿养育负担。二是完善支持0～3岁“家庭育儿”的家庭政策，提供就业保障降低女性生育的机会成本。包括加大对生育的支持力度，适当延长女性产假，通过法律手段确立弹性工作制度；设立“父亲假”（paternity leave），即男性在配偶产后享受的假期，有利于增加父亲的家庭责任感和参与意识；设立父母育儿假，并设置“父亲配额”，也就是在父母育儿假中指定有一个月是给父亲提供的假期，父亲不休假则视为放弃权利，不能由母亲代替休假。三是加大公共幼托服务的投入，分担家庭责任，减轻家庭照料压力，包括推广以社区为依托的早期儿童看护服务以及加大公共幼托服务的投入，增加托儿服务的供给。四是合理配置早教服务资源，加强社区0～3岁婴幼儿科学育儿指导。

 

表6 不同性别、独生子女属性和家庭带养模式的女性经常放弃个人发展机会情况

  

家庭带养模式 独生子女家庭 非独生子女家庭总人数 放弃个人职业发展机会人数 比例（%） 总人数 放弃个人职业发展机会人数 比例（%）有老人帮忙带养 188 39 20.74 38 17 44.74没有老人帮忙带养 79 42 53.16 28 19 67.86合计 265 81 30.57 66 36 54.55

 

表7 影响女性职业发展的Logistic回归结果

  

特征 非独生子女模型 家庭需求模型 非独生子女-家庭需求模型OR（95%CI） P OR（95%CI） P OR（95%CI） P独生子女属性独生子女家庭 1.000 -1.000 -非独生子女家庭 2.758 0.001 2.480 0.003性别男1.000 - 1.000 - 1.000 -女8.387 0.000 7.627 0.000 7.859 0.000年龄（岁）22～25 1.000 1.000 1.000 26～30 0.559 0.396 0.573 0.434 0.499 0.330 31～35 0.719 0.631 0.825 0.786 0.642 0.536 36～40 0.956 0.952 1.409 0.653 0.836 0.819 41～43 2.985 0.318 1.656 0.652 1.079 0.945受教育程度高中及以下 2.295 0.147 1.274 0.695 1.175 0.799大学专科 2.889 0.004 2.752 0.008 2.723 0.010大学本科 2.290 0.005 2.483 0.003 2.461 0.004硕士研究生及以上 1.000 - 1.000 - 1.000 -婚姻模式纯本地婚姻1.000 - 1.000 -非纯本地婚姻 1.782 0.031 1.720 0.045家庭带养模式有老人帮忙带养1.000 - 1.000 -没有老人帮忙带养 4.022 0.000 3.862 0.000

本研究的不足之处在于采用网络调查的方法，用滚雪球的方式选取研究对象，物以类聚人以群分，因此研究对象有较大的同质性，例如从受教育程度来看，以高学历人群为主，与上海市女性整体人群的受教育程度分布不一致。因此，研究对象的代表性有一定偏差，不适宜推广整体，可以解释为对受教育程度较高女性的影响。当然，这也同样可以作为本研究的特点。

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