一、引言

在以农业流动为主体的流动人口中，农业流动女性逐渐占据我国流动人口的半壁江山，流入城市中的女性因此获得更多的就业发展机会，但流动女性特别是农村女性因 “外来者”与 “女性”的双重身份易于陷入生存困境，生育无疑是女性最直接、最关联的问题，也是最易使流动女性陷入生存困境的问题，一方面生育和照料孩子花费的时间会限制其就业行为，遭遇就业歧视，退出劳动力市场的概率增加，另一方面流动农村女性往往受家庭经济约束，即使面临生育、照料孩子的压力也会缩短照料时间尽早进入劳动力市场。

传统研究认为生育对女性劳动参与有消极影响。女性由于生育以及子女的照料会造成职业中断、人力资本无法持续积累，使得女性在就业选择上处于劣势地位。已有研究发现子女数量会显著降低女性劳动供给，养育孩子及学龄前儿童是女性低劳动市场参与率的重要原因 （Angrist,1998），但女性生育如何影响劳动参与在中国是一个复杂的问题。我国计划生育政策的实施改变了女性生育的自然选择过程，城乡二元分割环境下，农村生育率水平并不完全与计划生育政策相吻合，城乡存在不同的生育率水平，城乡已婚女性的劳动参与也明显不同。国内学者研究显示生育二孩、家有婴幼儿、曾因生育中断就业的经历均会对女性产生消极影响；丈夫对家庭经济的支持能力会削弱生育二孩女性就业的可能性，而家庭照料支持则会减少生育对女性就业的不利影响（宋健，2015；南国铉等，2014）。进一步研究显示生育对城镇女性就业有消极影响，对农村女性非农就业没有显著影响，但对其工作时间有显著影响 （张川川，2011），已婚女性更多承担抚养孩子、赡养老人等责任从而降低其非农就业的可能性和劳动时间。 （杜凤莲，2008）。

对流动女性而言，进入城市的确获得了更多的就业机会，但女性流动人口劳动参与率较男性流动人口仍低近20个百分点 （刘晓昀等，2003），2011-2014年流动人口动态监测数据显示，流动男性劳动参与率为94.6%，流动女性劳动参与率为75.7%，女性流动人口劳动参与率仍低于男性约20个百分点。庞大的流动女性队伍的劳动参与程度直接关乎我国劳动力市场的稳定发育，而这往往受女性生育行为的影响。婚育使流动女性被迫放弃自我发展的机遇，而以家庭效益最大化为生活目标 （杰华，2006）。与其他流动人口相似，流动女性在城市中往往从事低技术含量、甚至具潜在危险性的体力工作，加上传统的性别分工，处于非正规就业状态的流动女性，在承担家庭、社会角色的职责以及生育造成的工作中断，还需要面临因迁移导致的家庭支持水平下降。迁移流动前，育龄妇女在育儿及照料幼儿方面都可以从父母和亲戚那里得到社会支持，然而流向城市后传统的家庭网络功能弱化了，高昂的托儿费用和随迁子女入学壁垒等原因 （杰华，2006），使得生育给流动女性带来的就业压力更大。因此，在城市化进程加速的过程中，流动女性在家庭责任和工作要求之间的冲突更为显现出来，同时，城市现代观念的冲击改变着流动女性生育行为，流动女性推迟婚育年龄，妇女生育意愿和生育率降低 （史凯亮、郭月青，2016），这又会极大地改变流动女性的劳动参与行为。在可检索到的流动女性就业研究中，主要关注随迁子女学前教育、家庭化迁移等对流动女性的就业影响 （宋月、萍李龙，2012；梁海艳等，2017）。但是，较少从生育视角来观察流动女性的就业问题。

根据上述分析，流动女性因家庭支持条件的变化、来自于城市环境的压力，劳动参与行为显然有别于农村女性与城市女性，进而生育对劳动参与的影响也可能有所不同。那么流动女性的劳动参与行为是怎样的呢？生育是如何影响流动女性的劳动参与率？从生育角度探讨流动女性的劳动参与问题，有助于破解当前我国二孩政策实施之后流动女性生育与就业权衡的难题，找到保证流动女性稳定就业且不影响女性生育的途径。本文将基于2014年流动人口动态监测数据，基于经典的生育与劳动供给模型的基础上，考察流动女性的劳动参与行为特征，特别是生育孩子数量对流动女性的劳动参与影响，以及年龄段、孩子数量产生的劳动参与边际效应变化。

二、数据来源、描述性统计与特征事实

（一）数据来源及处理

本文采用国家卫生计生委流动人口服务中心自2009年起每上半年开展的全国流动人口动态监测数据，选取2011-2014年。调查的对象是在本地居住一个月及以上，非本区 （县、市）户口的男性和女性流动人口，年龄要求为15-59岁。调查采用多分层、多阶段的PPS抽样方法，该数据除2011年为128000个样本，其余各年均有200000个样本。本文将2011-2014年的流动人口动态监测数据合并起来，构成混合截面数据以避免使用截面数据忽略女性生命历程的影响以及由此产生的样本选择偏差问题②越来越多流动人口中的已孕妇女选择在现居住地分娩，并在居住地照料孩子，但由于务工地生活水平较高，生育费用昂贵，很多农村流动女性为节省开支而回到户籍所在的农村待产、分娩，甚至是照料孩子，因此，每一个时点的流动女性样本都有一部分因生育、分娩或照料孩子返乡而未能监测到，将2011-2014年的数据合并构成混合截面数据可以避免因这部分返乡流动女性样本未能观察而带来的样本选择偏差。。合并后四年样本总量为601016个，剔除男性样本后为308946个。由于本文分析对象为有生育经历的流动女性，为便于分析，剔除未生育过且第一次生育年龄低于14岁的流动女性以及缺失值，保留有生育的样本为234323个。按照国家统计局的标准，将每周劳动时间小于1个小时计算为不参加劳动，生育子女数量作为生育的代理变量。其他指标包括年龄、受教育程度、流动情况、首次生育年龄、流动范围等。

为了清晰地看到生育对流动女性就业的影响，剔除未生育流动女性样本后，生育流动女性劳动参与率随年龄呈现倒U型。对比图2与图3，不论是农业还是非农流动女性，差别在于20-30岁之间的女性劳动参与率，有过生育经历的流动女性劳动参与率低于70%，远低于这一年龄段流动全国女性的劳动参与率，除了生育与照料的原因之外，一个可能的原因在于流动女性在劳动力市场中更易处于弱势地位，一旦生育或有孩子照料，将被迫离开原有工作岗位甚至是工作企业，这一年龄段有生育经历的流动女性更易于退出劳动力市场。劳动参与曲线因这一年龄段流动女性的高退出比例使M型曲线左端下沉，转变为倒U型曲线。

8.一般课堂教学环节：组——复——新——巩固，所谓组即上课前的课堂组织（2--5分钟），同时复习前面所学知识，然后组织教学，讲授新课，课后2---5分钟，布置作业，巩固知识，总结归纳，拓展提升。

（二）描述性统计

按户口性质、年龄段分的描述性统计分析显示 （表1），样本总体流动女性 （16-60岁）的劳动参与率为72.6%，本文主要观测年龄段 （20-49岁）的劳动参与率为73.3%，非农流动女性劳动参与率为75.2%，农业流动女性劳动参与率为73%；本文主要观测年龄段流动女性平均子女数量为1.46个，非农流动女性平均子女数量为1.18个，农业流动女性的平均子女数量为1.49个即“一孩半”，农业流动女性生育率明显高于非农流动女性。流动女性样本总体平均年龄为35.3岁，非农流动女性为36.3岁，农业流动女性为35.1岁。78.2%的流动女性样本为初中及以下文化程度，当中非农流动女性的受教育高中及大学比例为23.3%远高于农业流动女性的1.8%；农业流动女性初中受教育程度人口比例远高于非农流动女性，非农流动女性文化程度明显要高于农业流动女性。流动女性主要以跨省流动为主，流动原因主要是务工经商。样本中流动女性首次生育年龄平均约24岁，其中农业流动女性的首次生育年龄更早，当中有17.45%的流动女性有2岁及以下的孩子，非农流动女性有22.18%的有2岁及以下孩子，农业流动女性这一比例为17.36%。

（三）流动女性劳动参与特征事实

劳动供给经典理论认为女性劳动参与随年龄呈M型双峰曲线 （Mark R.Killingsworth and James J.Heckman,1986）。但是，我国历年来人口普查资料显示女性劳动参与有别于经典理论，基于2010年人口普查数据绘制我国女性劳动参与曲线，随年龄变化呈倒U型，亦可以认为是趋平的M曲线 （如图1所示）。但利用2011-2014年流动人口动态监测数据，绘制分不同户口类型流动女性的劳动参与曲线，随年龄变化呈M型，由于篇幅限制及出于研究问题的需要，本文给出按农业户口和非农户口分的流动女性劳动参与曲线，如图所示，非农流动女性有更接近趋平的M型曲线，但农业流动女性是典型的M型曲线，生育年龄与劳动年龄的重合促使农业流动女性退出劳动力市场的可能性变大 （如图2所示）。

夏天想说：晓晓，你有什么都可以跟我说，你可以信任我，但是他终究不敢说出口。在叶晓晓面前，他的自卑更深更深，他的缺陷像一把剑一样刺在他的心口。“那好吧，你好就好。这是我的手机号，你有事可以给我打电话。有什么事情，可以想办法沟通啊……”

 

表1 主要变量的描述统计

  

注:对于类别变量,数字对应的是百分数;对于连续变量,数字对应的是均值（括号中是标准差)。

 

变量 总体 非农流动女性 农业流动女性劳动参与率（%) （0．446) （0．432) （0．444)1．462 1．178 1．487孩子数量（个) （0．612) （0．650) （0．733)34．62 35．02 34．56年龄（岁) （7．798) （6．642) （7．101)23．836 25．525 23．572首次生育年龄（岁) （3．381) （3．759) （3．266)0．17 0．22 0．17有2岁及以下的孩子（%) （0．379) （0．415) （0．378)0．03 0．01 0．03文盲（%) （0．173) （0．074) （0．173)0．18 0．05 0．20小学（%) （0．392) （0．216) （0．403)0．57 0．35 0．60初中（%) （0．496) （0．477) （0．490)0．17 0．36 0．15高中（%) （0．378) （0．481) （0．353)0．05 0．23 0．02大学及以上（%) （0．207) （0．422) （0．133)0．52 0．51 0．53跨省流动（%) （0．499) （0．500) （0．499)样本个数 225156 29505 195,6510．733 0．752 0．730

  

图1 我国女性劳动参与曲线（2010）

 

数据来源：2010年全国人口普查资料汇编，2011-2014年全国流动人口动态监测数据

  

图2 按户口类型分的流动女性劳动参与曲线

对比图1与图2，流动女性劳动参与程度高于全国女性平均水平，15-20岁流动女性的劳动参与率最高，并在20岁时形成M型的第一个峰顶；20-30岁，流动女性由于生育及照料子女劳动参与率下降；30-45岁，流动女性劳动参与率再次上升形成第二个峰顶，45岁以后，随着年龄增长，流动女性逐渐退出劳动力市场。显然流动女性与我国全部女性劳动参与的差别在于育儿女性是否参与经济活动，流动女性在生育与照料过程中退出劳动力市场从而拉低倒U型曲线的顶部转变为M型曲线。

建筑的材质和色彩体现城市的现代化的特征，同时在内涵上反映着地方的特色，在其主要的城市界面、特征的街区通过材质等物质性要素突显其特征并且提升其魅力。

  

图3 分户口类型有生育经历的流动女性劳动参与率随年龄的变化

 

数据来源：2011-2014年全国流动人口动态监测数据

全面实施二孩政策之前，不同户口类型所享受的生育政策是不同的③区分农业与非农流动女性的一个重要原因是在2016年全面放开二孩政策之前，国家在城镇与农村户口之间实施差异性生育政策，城镇地区非农业户籍人口一对夫妇只能生育一个子女，而农村地区农业户籍人口根据各地实际情况实施 “一孩政策”、 “一孩半政策”或 “两孩政策”，一些少数民族农村户籍人口还允许生育三孩，而且各省份的政策实施时间节点也各有不同。可见生育对农业与非农流动女性的劳动参与影响显然不同。，生育行为及劳动参与也因此存在差异，不同户口类型的流动女性对放开二孩政策的反应也是不同的，因此将样本分为具有农业户口和非农户口的流动女性。此外，国际上通用的女性生育年龄阶段为15-49岁，15-19是中学阶段的适龄人口，该阶段女性的劳动参与率会大幅度下降，同时20岁是婚姻法规定的女性婚姻年龄。由此，本文将侧重考察20-49岁有生育经历的女性，按此年龄段划分后20-49岁的样本数量为225156个。

比较图1与图2的差别，相比流动女性，全部女性在主要生育年龄段 （20-30岁）依然保持较高的劳动参与率，从而全部女性人口的劳动参与率呈现为倒U型。据此，流动女性的劳动供给更易于受到生育行为的影响。那么流动女性中什么样的群体更易于受到影响呢？结合图2和图3，将流动女性区分为农业与非农，农业流动女性相较于非农流动女性更早进入劳动力市场且更晚退出劳动力市场；本文主要观测年龄段 （20-49岁）有生育经历的农业流动女性劳动参与率略低于非农就业的流动女性。

 

表2 按户口类型与子女数量分的流动女性劳动参与率

  

注:（1)* p＜0．1, ** p＜0．05, *** p＜0．01;（2)数据来源:2011-2014 年全国流动人口中动态监测数据。?

 

非农流动女性 农业流动女性子女数量 劳动参与率（%) 标准差 样本量 劳动参与率（%) 标准差 样本量（非农-农业)劳动参与率差（T检验)总体 75．2 0．752 29505 73．0 0．730 195651 0．021***子女数量=1 76．1 0．427 24068 73．3 0． 442 109538 0．028***子女数量=2 71．4 0．452 5000 72．8 0．445 75652 -0．014**子女数量≥3 68．9 0．464 437 71．5 0．452 10461 -0．026

为详细考察有生育经历的农业与非农流动女性的劳动参与率的差别，表2根据生育孩子数量给出不同户口类型的流动女性劳动参与率及其差异的T检验。首先，非农流动女性劳动参与率显著高于农业流动女性劳动参与率；其次，非农流动女性随孩子数量的增加劳动参与率迅速下降，农业流动女性的劳动参与率随孩子数量的增加略有减少，基本保持衡定；再者，分孩子数量来看，随孩子数量的增加非农流动女性的劳动参与率由显著高于农业流动女性、显著低于农业流动女性，转变为没有显著差异。

上述分析显示，有生育经历的流动女性更容易退出劳动力市场，特别是处于生育黄金年龄的流动女性更易退出劳动力市场，这与国内外研究观点相一致。关于非农与农业流动女性的劳动参与率差异及其变化的特征事实表明，生育对非农流动女性的劳动参与影响与国内外研究结果一致，但农业流动女性劳动参与率并未因生育孩子数量的增加而大幅减少，且生育二孩的农业流动女性劳动参与显著高于非农流动女性，这一事实显然悖于已有研究结论。在农业流动女性占据全部流动女性86.89%的情况下，对这一事实的分析显然可以加深理解我国女性生育行为与劳动参与率的因果关系。本文以下部分将利用计量模型的估计结果，并在尝试解决内生问题的基础上讨论流动女性生育与劳动参与的关系。

三、模型设定及估计结果

(一)模型设定

为了更准确的分析生育子女数量对流动女性劳动参与的影响，本文需要同时控制已婚的女性流动的自身特征、家庭特征以及社会环境等不可观测因素。用以下方程表示：

 

其中，LFPi表示流动女性的劳动参与状况，如果目前参与劳动，则赋值为1劳否则赋值为0。Xi为子女数量，即本文关键的解释变量。Fij是样本的自身特征，包括年龄、受教育程度 （未上过学、小学、初中、高中、大学及以上）、首次生育的年龄、流动情况 （跨省流动、省内跨市、市内跨县）、所在地区 （东部地区、中部地区、西部地区、东北地区）等；子女数量是本文关注的核心变量，但是，如表2所示，不同户口类型下子女数量对流动女性的劳动参与率是有差异的，因此，引入子女数量与户口类型的交互项以识别这一差异；此外，农业流动女性缺乏社会保障，当其生育的时候更容易退出劳动力市场，为此本文引入家中是否有2岁及以下孩子户籍制度的交互项，以考察家庭中有需要哺育、照料的孩子中农业与非农流动女性的劳动参与状况。由于劳动参与为二值离散变量，可以采用线性概率模型与Probit模型研究流动女性生育对劳动参与率的影响。

理论表明生育对流动女性劳动参与有消极影响，另一方面就业女性因预期到生育后不能工作或不能全职工作，很可能推迟生育，劳动参与率的增加会降低生育率 （顾和军，2015），生育与劳动参与互为因果导致内生性问题存在。此外，一些不可观测的变量同时影响子女数量和劳动参与率，比如精力旺盛的人在照料很多子女的同时还能勤奋的参与劳动，这也可能导致内生性问题产生。国外学者利用双胞胎作子女数量的工具变量 （Rsenzweig et al,1980；Gangadharan et al,1996），发现子女数量对女性劳动参与有显著的负面影响，但由于双胞胎发生率很低，需要大样本来支持。也有研究采用前两次生育子女的性别 （Angrist et al,1998），通常使用在欧美等多子女国家。近年来有研究用女性不育症作为工具变量来识别家庭规模的自然赋予上限 （Agüero and Marks,2008），实际上在我国差异性生育政策的影响下，采用这一工具变量更符合工具变量的假设条件，但这一数据的获取较为困难。中国女性往往不会在生男孩前停止生育 （Das Gupta et al.,2003;Ebenstenin,2010）。男孩偏好是中国传统生育观念的主要特征，一方面源于男性劳动力的刚性需求，另一方面离不开 “传宗接代”观念和 “养儿防老”习俗的束缚 （莫丽霞，2005）。张川川 （2011）利用第一胎子女性别作为子女数量的工具变量来解决生育与劳动参与的内生性问题。通常第一胎子女的性别是自然决定的，与是否参与劳动不相关，因此，本文借鉴以往研究，利用第一胎子女的性别作为子女数量的工具变量，以考察子女数量与劳动供给之间是否具有内生性。用以下方程表示一个女性的子女数量 （第一阶段）：

 

Xi为子女数量。Fij表示公式 （1）中提到的个人特征变量，Zi表示工具变量，如果生育第一胎的性别为男，则为1，否则为0。方程 （2）和方程 （1）共同构成工具变量法的实证模型。该模型识别的假定包含两个条件：第一，工具变量与子女数量相关 （α1≠0）；第二，在控制了样本的自身特征以后，工具变量与方程 （1）的误差项 （εi）不相关。

学生实验室生物安全KAP调查分析——以大理大学为例…………………………………………李 瑞，洪汝丹（70）

（二）基准模型的估计结果

 

表3 子女数量对流动女性劳动参与的回归结果

  

注:（1）括号中为校准误;* p＜0．1, ** p＜0．05, *** p＜0．01。（2）其他控制变量包括时间、地区、受教育程度等，未列出，备索。

 

（3） （4）L P M基准模型 L P M扩展模型 P r o b i t基准模型边际效应P r o b i t扩展模型边际效应(对照组:非农) （0．0086） （0．0076）户口类型×子女数量 0．0256*** 0．0352***(对照组:非农) （0．0061） （0．0085）首次生育年龄 -0．00857*** -0．00858***（0．00032） （0．00031）有 2 岁及以下的孩子 -0．137*** -0．122***（对照组:有2岁及以上的孩子） （0．0068） （0．0071）户口类型×2岁及以下的孩子 -0．0708*** -0．0656***(对照组:非农) （0．0072） （0．0070）跨省流动 0．0442*** 0．0457***（对照组:省内流动） （0．0019） （0．0019）年龄 0．0524*** 0．0339*** 0．0658*** 0．0512***（0．0013） （0．0014） （0．00086） （0．00098）年龄的平方 -0．000618*** -0．00039*** -0．00083*** -0．00066***（1．87 e-05） （1．99 e-05） （1．17 e-05） （1．27 e-05）常数项 -0．357*** 0．261***F-t e s t 750．47 889．8 χ 8778．66 17058．27

为便于比较，表3给出考虑子女数量对流动女性劳动参与率的线性概率模型 （LPM）与Probit估计结果，表3中列 (1)与列 (3)为基准模型，列 (2)与列 (4)为控制住户口类型、户口类型与子女数量的交互项、流动女性首次生育年龄、调查时点是否处于哺育期以及户口类型与哺育期的交互项等因素之后的估计结果，比较最小二乘的估计系数与Probit估计结果的边际效应基本一致。出于内生性问题处理方法的一致性考虑，本文主要讨论LPM的估计结果以及列 (2)的估计结果。

控制年龄、首次生育年龄、教育程度和地区效应后，LPM与Porbit的估计结果略有差异，但基本一致，生育对流动女性劳动参与有消极影响，与已有研究结果一致，子女数量会降低流动女性的劳动参与率。列 （2）LPM估计结果表明，子女数量的增加会使流动女性进入劳动力市场的概率下降6．47%，考虑到样本的平均劳动参与率为72．6%，流动女性劳动参与率下降8．91%。上述结果与张川川 (2011)及Xiaobo He(2016)的估计结果相类似④张川川 （2011）采用CHNS数据计算的结果表明多生育一个子女使得城镇女性劳动的概率下降5．6%，相对于城镇女性的平均劳动参与率6．21%，城镇女性劳动参与率下降9．6%。Xiaobo He et al(2016)采用1990与2000年的人口普查数据的OLS估计结果表明多生育一个子女使得城镇女性劳动参与率分别下降6%与9%。。表2统计性描述显示农业与非农流动女性的劳动参与率存在差异，户籍本身对流动女性的劳动参与率不会产生直接的影响，而是通过其他因素如生育与孩子照料影响流动女性的劳动参与。控制户籍类型与孩子数量、是否有2岁及以下孩子的交互项之后，LPM的估计结果 （列4）表明，相对于非农流动女性，子女数量对农业流动女性的劳动参与概率有积极影响，子女数量对农业流动女性的劳动参与的概率影响高出非农流动女性3．52%。此外，考虑到生育与照料是影响女性劳动参与的重要因素，控制了家里是否有2岁及以下孩子这一因素，户口类型与2岁及以下孩子交互项的结果显示，有2岁及以下孩子的农业流动女性劳动参与的概率低于非农流动女性7．08%，有2岁以下孩子的流动女性劳动者参与概率下降20．78%⑤是否有2岁以下孩子对流动女性劳动参与的影响包括两项：是否有2岁孩子、是否有2岁孩子与户口类型的交互项，即－0．137+ （－0．0708）= －0．2078。。

这一结果有别于国内学者对城镇与农村女性的劳动参与率的研究结论，这也表明生育对流动女性劳动参与率的影响因 “外来者”的身份而与城镇或农村女性的劳动参与率存在明显差异。估计表明，生育的确会降低我国流动女性的劳动参与率，但有别于传统研究结论，生育对流动女性劳动参与的消极作用通过户籍的差异性受到抑制，而这一抑制作用主要是子女数量会削弱农业流动女性劳动参与率的负向作用，这一点与表2中农业与非农流动女性劳动参与率随孩子数量变化的特征事实相吻合。结合表2的特征与户口类型的差异性生育政策，农业流动女性劳动参与往往是在非正规部门⑥计算2011～2014年全国流动人口动态监测数据中农业与非农流动就业女性的就业部门比例。可以看到，农业流动女性在正规部门的比例为5．4%，非正规部门的比例为94．6%； 非农流动女性在正规部门的比例为14．38%，非正规部门的比例为85．62%。在这里定义正规部门为机关、事业单位、国有及国有控股企业、集体企业，非正规部门则为个体工商户、私营企业、外资企业、中外合资企业、无单位等。，养育与劳动参与冲突不明显，非农流动女性则与此相反；非农流动女性对子女养育更为重视，在非农流动女性普遍生育一孩的背景下，养育时间投入更多，与职业冲突的可能性增加，而农业流动女性生育偏好较重，养育时间投入不多，且多因非正式部门就业可兼顾，因此，子女数量对农业流动女性的劳动参与高出非农流动女性。对于非农流动女性而言，普遍享受一孩政策，如果生育二孩时，面临放弃正规部门高收入稳定职业的风险，因此，当生育孩子数量增加时，生育与职业的冲突明显，非农流动女性的劳动参与率迅速下降。但是，对于农业流动女性，当存在照料需要的时候，特别是处于哺乳期的农业流动女性退出劳动力市场的概率高于非农流动女性。有两个可能的重要原因：农业流动女性就业主要分布于非正规部门，在哺乳期保留非正规部门就业机会的可能性减少，由于缺少家庭照料支持，养育与劳动参与的权衡下，退出劳动力市场成为必然。此外，很重要的是，远离户籍所在地的农业流动女性，在流入地生育与照料孩子，既缺乏家庭长辈的代际支持，又得不到所需要的公共卫生条件支持，农业流动女性在流入地生育与照料孩子所需要的公共卫生条件可及性偏低，也享受不到户籍地的孕产保健服务 (刘艺，2014)

(三)内生性判断及工具变量的估计

由于OLS结果中子女数量与流动女性劳动参与存在严重的内生性问题，而且不同户口类型的流动女性不同子女数量对其劳动参与的作用存在差异。本部分将分别处理农业与非农流动女性劳动参与的内生性问题。表4列示了OLS与2SLS分别估计非农流动女性和农业流动女性的劳动参与结果⑦使用工具变量之前，我们还需要对工具变量进行检验，防止弱工具变量可能导致工具变量的估计严重偏向OLS的估计值。通过检验，本文的结果表明，劳动参与方程通过了弱工具变量检验，因此本文的工具变量是比较合理的。。其中 （1）、 （4）列报告了OLS的估计结果，其余部分报告了IV估计的第一阶段与工具变量估计结果。样本总体的工具变量估计表明子女数量对流动女性的消极影响更大，但同样的，户籍制度的调节作用会弱化子女数量对流动女性劳动参与的消极影响。为此，分户口类型考察流动女性的劳动参与情况，不考虑子女数量的内生性问题，非农流动女性和农业流动女性子女数量与劳动参与之间呈显著的负相关关系，估计结果表明子女数量对农业流动女性劳动参与概率的负向影响小于非农流动。以第一胎子女性别作为工具变量处理后，农业与非农流动女性的劳动参与率差异明显。子女数量对非农流动女性劳动参与的负向影响不显著，但对农业流动女性劳动参与的负向影响显著变大，多生育一名子女农村流动女性的劳动参与可能性下降5.14%。工具变量的估计结果显示农业流动女性生育的子女数量越多，进入劳动力市场的可能性会大大降低；相反子女数量的边际增加对非农流动女性的劳动参与没有显著影响。

进一步从IV估计的第一阶段估计结果发现，第一阶段的估计结果表明第一胎为男性非农流动女性的子女数量下降10.5%，农业流动女性的则下降26.5%，这与张川川 （2010）的结果相类似，第一胎为男性则城镇的子女数量下降11.2%，农村的子女数量下降27.5%。由此，第一胎子女性别与子女数量之间呈现显著的负相关关系，农业流动女性的相关系数大于非农流动女性，也就是说第一胎是男孩的流动女性倾向于生更少的孩子，并且农业流动女性对于男孩偏好更显著，这也与以往研究结果一致。跨省流动会显著增加流动女性的子女数量，这可能是因为部分女性为规避计划生育罚款而选择在流入地生育，使得子女数量增加。

（四）不同年龄段子女数量对流动女性劳动参与的影响

图2和图3清楚的显示不同年龄段的流动女性劳动参与率因生育或照料而有所不同。表5为分年龄段流动女性生育对劳动参与率的OLS估计结果。表5结果表明生育对流动女性劳动参与的消极影响是随年龄递减的，20-29岁时影响最大，此年龄段每多生育一个子女流动女性劳动参与的概率下降11.2%，其余年龄段30-39岁的流动女性劳动参与概率下降8.04%，40-49岁的下降3.91%。20-29岁流动女性在 “初为人母”与 “初为职场新人”间进选择，偏向于生育及照料孩子而退出劳动力市场的概率较高，从而使图2的M型转变为图3的倒U型。对比各年龄段农业与非农的流动女性劳动参与率发现，除40-49岁的农业流动女性相对非农流动女性劳动参与的概率差异较为不显著之外，其余两个年龄段的劳动参与概率均显著为负，户口类型与子女数量的交互项对流动女性劳动参与的正向影响也只在40-49岁这一年龄段不显著之外，其余两个年龄段户口类型与子女数量的交互项结果显示，户籍制度对应的差异性生育政策对生育与劳动参与所产生的调节作用减弱了生育对农业流动女性的负向影响，这映证了表3与表4的估计结果，而且在年轻的农业流动女性这一作用更为明显；进一步，有2岁及以下孩子的各年龄段流动女性均易退出劳动力市场，但有2岁及以下孩子与户口类型的交互项结果显示，相对于非农流动女性，20-29岁、30-39岁年龄段的农业流动女性因孩子照料会更易于退出劳动力市场，而且这一作用大于户口类型通过子女数量对流动女性劳动参与的影响。

 

表4 子女数量对流动女性劳动参与的回归结果（2SLS-IV估计）⑧表中弱工具变量检验的F值较大，一个重要的原因在于，流动人口的主要构成是农村人口，本文流动女性的样本也主要是农村女性，她们正是 “一孩半政策”的瞄准对象。所以z与x的关系相关性高。

  

注:()其他控制变量包括年龄、年龄平方、受教育程度、地区、时间变量。()括号中为标准误; 。()弱工具变量检验使用的是S Y 年提供的临界值,如果F值大于偏误下的临界值,则不存在弱工具变量问题,本文使用相应水平临界值为 (), (), (), ()。

 

非农户口 农业户口解释变量O L S f i r s t-s t a g e I V O L S f i r s t-s t a g e I V（1) （2) （3) （4) （5) （6)子女数量 （0．0062) （0．0479) （0．0017) （0．00731)第一胎为男孩 -0．103*** -0．265***（0．00470) （0．0024)-0．0092*** -0．0383*** -0．0076*** -0．0606*** -0．00914***首次生育年龄 （0．00082) （0．0008) （0．002) （0．0004) （0．000559)-0．133*** 0．255*** -0．144*** -0．208*** 0．379*** -0．204***有2岁及以下的孩子 （0．00785) （0．0066) （0．0149) （0．0031) （0．0030) （0．00454)0．0278*** 0．0107** 0．0273*** 0．0476*** 0．0257*** 0．0479***跨省流动（对照组:省内流动) （0．00553) （0．00543) （0．0056) （0．00211) （0．0026) （0．0021)弱工具变量检验 482．47 12335．28 N 29,502 29,466 29,466 195,647 195,358 195,358 R 0．045 0．044 0．081 0．081-0．0647*** -0．0249 -0．0392*** -0．0514***

（五）子女数量的边际递减效应

前文的基准回归结果显示，子女数量对非农流动的消极影响大于农业流动女性，考虑内生性利用一胎是否为男性作为工具变量之后，子女数量的增加对非农流动女性的劳动参与影响不显著，但会显著降低农业流动女性参与劳动。那么有没有一种可能，当农业流动女性生育到一定数量孩子以后，再生育不会影响她们的劳动选择？为进一步理解子女数量的影响，我们将样本区分为生育一孩、二孩的样本和生育两个孩子及以上的样本，来考虑子女数量的边际效应，结果见表6，从样本数量来看，农业流动女性生育一孩的比例为55.18%，二孩的比例为38.98%，农业流动女性的平均生育水平为 “一孩半” （见表1）。

 

表5 不同年龄段子女数量对流动女性劳动参与的影响

  

注:（1)括号中为标准误;* p＜0．1, ** p＜0．05, *** p＜0．01。（2)其他控制变量包括地区、受教育程度、首次生育年龄与户口类型。（3)由于篇幅限制,在利用Probit回归的边际效应对上述回归进行稳健性检验后,变量系数与标准误基本一致,备索。?

 

变量 20-29岁 30-39岁 40-49岁（1） （2) （3)子女数量 -0．112*** -0．0804*** -0．0391***户口类型×子女数量（0．0194) （0．00890) （0．00916)户口类型:农业 -0．0419* -0．0231* -0．00175（对照组:非农） （0．0229) （0．0119) （0．0137)0．0393** 0．0355*** 0．0139户口类型×有2岁及以下孩子（0．0196) （0．00913) （0．00945)首次生育年龄 -0．0207*** -0．0104*** -0．00385***（0．00119) （0．000474) （0．000492)有2岁及以下孩子 -0．122*** -0．119*** -0．285***（0．0115) （0．0106) （0．0522)-0．0406*** -0．0976*** -0．00550跨省流动（对照组:省内流动） （0．00405) （0．00295) （0．00356)常数项 -0．587*** 0．257 -1．773***（0．220) （0．219) （0．462)观测值 62,853 99,394 62,902 R0．083 0．064 0．0407 F值 320．08 326．33 126．2（0．0116) （0．0116) （0．0557)0．0498*** 0．0469*** 0．0322***

 

表6 子女数量的边际效应(2SLS-IV估计)

  

注:（1）其他控制变量包括年龄、年龄平方、受教育程度、地区及时间。（2）括号中为标准误;* p＜0．1, ** p＜0．05, *** p＜0．01。（3）弱工具变量检验使用的是Stock and Yogo（2002)年提供的临界值,如果F值大于15%偏误下的临界值,则不存在弱工具变量问题,本文使用相应水平临界值为16．38（10%）,8．96（15%）,6．66（20%）,5．53（25%）。?

 

解释变量 O L S f i r s t-s t a g e I V O L S f i r s t-s t a g e I V子女数量为1和2的农业流动女性 子女数量2个及以上的农业流动女性子女数量 -0．0456*** -0．0662*** -0．0276*** 0．0299跨省流动（对照组:省内流动) （0．0022) （0．0021) （0．0022) （0．0032) （0．00312)弱工具变量检验 10495．21 63．396 N 190978 190,585 190,585 90,854 90,730 90,730（0．0023) （0．0101) （0．00362) （0．0305)第一胎为男孩 -0．196*** -0．0962***（0．0019) （0．00268)首次生育年龄 -0．0088*** -0．0466*** -0．0098*** -0．0059*** -0．0156*** -0．00495***（0．00035) （0．00032) （0．00058) （0．00055) （0．000528) （0．0007)-0．246*** 0．322*** -0．196*** -0．219*** 0．0357*** -0．223***有 2 岁及以下孩子 （0．0047) （0．0026) （0．0049) （0．00529) （0．00385) （0．0054)0．0476*** 0．0366*** 0．0464*** 0．0665*** -0．0284*** 0．0671***R 0．08 0．0736

回归结果显示，不考虑内生性问题的情况下，随着孩子个数的增加，生育对农业流动女性劳动参与的影响递减。生育一孩及二孩的农业流动女性，相比较而言生育第二个孩子时劳动参与可能性会下降4.56%，而对于子女数量为两个及以上的农业流动女性，每多生育一个子女，进入劳动力市场的可能性下降2.76%。处理内生性问题后，生育一孩及二孩的农业流动女性劳动参与率下降的作用更为显著，子女数量会使农业流动女性劳动参与率下降6.62%，而二孩及以上的农业流动女性系数在统计上变得不显著。这一结果证明了子女数量的边际递减效应，对于农业流动女性，随子女数量的增加，再生育一个子女对流动女性劳动参与的影响逐渐变小。当生到第二个孩子以后，即使再生育也不会影响其是否参与劳动。

我们推测，可能的原因有：一则大多农业流动女性配偶劳动力市场的处境之佳，流动人口家庭经济条件难以支撑同时养育两个以上的孩子⑨国家人口计生委流动人口服务管理司 （2010）对2009年流动人口动态监测数据的分析报告指出，农业流动人口多从事高风险低收入的职业，农业流动男性的收入低于非农流动男性。，在生育两个以上孩子之后，流动女性需要进入劳动力市场挣得收入以弥补家庭经济支出；二则通常生育第三个子女时，更早的孩子已经独立且能减轻母亲的照料负担，此时，再生育对农民工女性劳动参与的影响变得不显著了，这一观点在程璆、郑逸芳等文献中也得到证实 （程璆等，2017）。

四、结论与思考

女性的劳动参与往往受制于生养子女，而且家庭经济状况越是差，生养子女越多，这种制约作用就越明显。本文基于2011-2014年流动人口动态监测数据探讨了流动女性、有生育经历的流动女性劳动参与曲线随年龄变化由M型向倒U型的转变，进而本文分析了子女数量与流动女性劳动参与的因果关系，以及生育对农业与非农流动女性劳动参与的影响，探讨了分年龄别的流动女性劳动供给行为以及孩子数量边际递减效应的研究。本文认为：

第一，有别于我国女性劳动参与随年龄呈倒U型变化的特征，流动女性劳动参与随年龄变化呈M型，有生育经历的流动女性劳动参与曲线因年轻女性的高退出比例使M型曲线左端下沉 “塌陷”转变为相对 “陡峭”的倒U型曲线。这意味着一旦家庭照料的负担增加，多数年轻流动女性被迫中断职业生涯。

生育并养育孩子与劳动参与间的权衡不仅是女性个体的选择问题，也是关系全体女性发展和儿童看护的社会问题，但是流动女性的生育与劳动参与较少受到关注。本文的研究结果显示，未实施二孩政策之前，普遍一孩政策下的非农流动女性如果生育两孩及更多孩子，其劳动参与率会大幅下降，但控制内生性之后，孩子数量对非农流动女性劳动参与没有显著影响。放开二孩政策，非农流动女性在有生育意愿、生育能力与经济能力的条件下，生育二孩的非农流动女性劳动参与率可能会反弹。不同的是，农业流动女性普遍享受一孩以上的政策，但由于缺乏家庭照料支持与相应的经济抚养条件，生育对农业流动女性的影响变得复杂，要使得农业流动女性同时权衡好生育与劳动参与，需要着眼于对农业流动女性生育保护与就业保护实施支持性政策安排。全面二孩政策的意义不限于生育数量的调整，更应提供全社会共享生育公平，使流动女性可以更为自由、自主地权衡生育与劳动参与两者间的利益。本文认为着力于改善流动女性特别是农业流动女性的就业环境、着力于提升非农流动女性的生育意愿，提供流动女性生育与劳动参与之间的理性选择的政策支持，应是全面二孩政策实施的题中之意。

第三，相对于非农流动女性，子女数量对农业流动女性劳动参与的消极影响有所减弱，一个可能的原因在于农业流动女性更易于遭遇家庭经济支撑不足，在面临养育照料孩子的压力时会积极进入或返回劳动力市场，但这一作用弱于照料需求引致农业流动女性劳动力市场参与率下降。农业流动女性面临孩子照料的刚性需求时，退出劳动力市场的作用大于子女数量增加带来的经济压力，而这一作用20-39岁年龄段的农业流动女性更为显著。

④其他部门资料。包括第二次经济普查资料、第二次农业普查资料、第二次全国土地调查资料、全国水文地质资料、环保资料等。

第五，农业流动女性的劳动参与存在子女数量的边际递减效应，农业流动女性生育第二个孩子以后，继续生育对劳动参与没有显著影响。农业流动女性往往面临家庭经济条件难以同时养育两个以上孩子的情况，生育二孩及以上需要女性挣得收入弥补家庭开支；而且生育第三个子女时，更早的孩子已经能减轻母亲的照料负担，再生育对女性劳动参与的影响不显著。

第四，子女数量对流动女性劳动参与的消极影响随年龄增长递减，子女数量的边际增加会使20-29岁流动女性的劳动参与率下降11.2%，30-39岁的下降8.04%，40-49岁的下降3.91%。年轻流动女性在 “初为人母”与 “初为职场新人”间进行选择，在缺乏照料支持的条件下，生育及养育孩子使其更易退出劳动力市场从而使流动女性的M型劳动参与曲线左部顶峰下沉，塌陷形成倒U型。

计算渣锁斗阀开关时间所需要的条件较多，涉及阀门自身的结构参数，液压油的物理性质，液压系统管路规格尺寸、敷设长度以及阀门与油站的高差等，如下所列:

第二，生育的确对流动女性劳动参与有消极影响，但这一消极影响因户口的农业与非农属性所对应的差异性生育政策而受到抑制，特别是对农业流动女性的消极影响被削弱，其原因在于对于农业流动女性而言，养育与劳动参与冲突不明显，生育偏好重于非农流动女性，且多因非正式部门就业可兼顾，子女数量对农业流动女性劳动参与的消极影响弱于非农流动女性；识别第一个孩子性别对孩子数量的内生作用之后，生育或养育孩子数量的边际增加对非农流动女性没有显著影响，对农业流动女性的负向作用显著增大。一个可能的原因就是差异性生育政策的影响，生育二孩及以上的非农流动女性占比较低，子女数量的边际增加对非农流动女性的劳动参与没有显著影响。

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“双核算基础”是政府会计核算新体系的重大变革之一，《政府会计准则——基本准则》和《政府会计制度》均明确规定：财务会计核算实行权责发生制；预算会计核算实行收付实现制，国务院另有规定的，依照其规定。

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党的十九大报告指出，要推进能源生产和消费革命，构建清洁低碳、安全高效的能源体系，这是我国新一轮能源革命的核心目标，对电网企业转型升级、改革创新提出了新的要求。云南绿色能源产业发展前景广阔，未来几年，以水电为基础的云南能源产业发展步伐将不断加快，新的能源发展格局，将对电网企业的运营管理、供电服务等产生深刻影响。南方电网云南电网公司通过准确把握能源发展的变革趋势，深入落实做强做优云南绿色能源产业的部署要求，超前做好工作，以“优化主网、做强配网、升级农网”为主线，大力提高云南电网的技术装备水平，加快建设安全、可靠、绿色、高效的智能电网。

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挤密桩试验的布桩试验施工完成后，在土挤密桩形成强度7d后，应委托第三方检测机构进行检测，检测从处理面起至设计深度每隔1m取样，进行室内土工试验，检测项目有：土的含水量、密度、比重、饱和度、孔隙率、液限、塑限、压缩系数、塑性指数、压缩模量、抗剪强度、湿陷系数。在设计指标能够满足的情况下尽可能使桩间距增大以节省投资，若不能满足，则继续缩小桩间距或增大孔径。取样完成后的取样孔回填中粗沙，灌水沉降稳定。依靠此实验确定满足设计参数后，才能进入正式施工。

基于LPS的World View2卫星影像正射影像图的制作……………………………………………………… 宋明辉（4-263）

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所谓“借势”就是策划事件营销活动时，找到品牌与热点新闻的相关性，借助于媒体之势，将公众的注意力转移到对企业品牌本身的关注，达到宣传目的。而想要实现好的效果，必须遵循相关性、可控性和系统性原则。“借势”的营销操作要诀在于：

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