［提要］　本文基于2000～2015年“中国健康与营养调查（CHNS）”数据，采用广义分位数回归方法，实证分析家庭老年照料对不同收入水平女性照料者工资的影响及形成机制。结果表明：虽然家庭老年照料对所有收入分位女性工资均具有负面影响，但对低收入者影响最大；专用性人力资本减少是高收入照料者工资减少的重要原因，低收入照料者工资降低更多源于不利工作特征和家庭结构。为此，提出在制定照料者支持政策时，对于低收入照料者应给予更多关注，增强政策的有效性和针对性，引导他们走出工资惩罚的困境，实现高质量就业等建议。

关键词：高质量就业；老年照料；女性工资；分位数回归

基金项目：重庆市社会科学规划博士项目（编号：2021BS051）；重庆市教育委员会人文社会科学研究一般项目（编号：22SKGH232）

中图分类号：F24；C913.7 文献标识码：A

收录日期：2023年3月7日

当前我国正处于人口老龄化快速发展时期，老年照料需求日益凸显。在孝文化的影响下，成年子女尤其是女性后代是老年照料责任的主要承担者。由于多数照料者仍处于劳动年龄，老年照料对劳动就业的影响受到广泛关注。

目前研究侧重于照料者和非照料者在平均工资上的差距，然而在工资分布上研究照料对工资的影响具有更清晰的政策含义。对于一个特定的照料者而言，她所关心的不是照料者平均工资相对于非照料者低了多少，而是跟她同等收入不提供老年照料的女性相比，她的工资是否受到影响。此外，落实照料者支持政策，那些受到负面影响最重的群体应该是优先考虑对象。这就需要在工资分布上探讨老年照料影响的异质性及形成机制，从而为制定更为精准的劳动市场政策和社会保障政策提供科学依据。

一、文献综述

家庭老年照料往往由子女、亲属等非专业人员无偿提供，不仅包括显性成本，还包括隐性成本——子女照料老年人占用的时间和收入损失。针对家庭照料导致的收入损失，欧美学者提出了工资惩罚的概念。对于照料的工资惩罚是否存在，现有文献没有达成一致。大量研究为家庭老年照料的工资惩罚效应提供了证据支持，但也有研究表明工资收入与是否提供照料不存在必然联系。针对工资分布上家庭照料影响的异质性，Budig和Hodges（2010）使用美国青年纵向调查数据，发现家庭照料的工资惩罚效应对所有收入水平的女性均存在，然而这种效应对于低收入照料者影响最大，且高收入与低收入女性的工资惩罚具有不同的机制。Killewald和Bearak（2014）对Budig和Hodges的文章给予了回应，发现工资惩罚在50%分位最重，低收入照料者工资惩罚更重的结论不成立。

关于家庭照料工资惩罚的成因，相关研究主要从人力资本、工作特征、家庭结构等方面分析。人力资本是雇员生产力的主要衡量指标。与非照料者相比，照料者更容易出现工作投入不足、工作中断、更换雇主等情形，影响人力资本的积累。工作特征方面，有研究认为照料者倾向于选择相对轻松、不需要加班或出差的工作，这种工作提供了非金钱的舒适性条件，在一定程度上替代了工作报酬。在家庭结构方面，以往研究发现已婚的照料者会降低工作努力程度，获得较低的劳动报酬。

综上所述，大量研究聚焦于家庭照料对照料者平均工资的影响，较少有国内研究在工资分布上探讨家庭照料影响的异质性并分析成因。本文采用中国健康与营养调查微观数据考察家庭老年照料对不同收入水平女性照料者工资收入的影响及其形成机制，从而对已有文献做出补充和完善。

二、研究设计

（一）模型设定。为了分析家庭老年照料对女性照料者工资收入的影响，基本计量模型是在明瑟收入方程中引入照料变量，即：

lnwageit＝α0+α1Careit+α2Xit+Ti+δi+εit （1）

其中，lnwageit为观测对象i在t期的工资收入对数；Careit为照料的哑变量，当观察对象i在t期提供照料时，其值为1，否则为0；Xit为控制变量；Ti为年份固定效应；δi为不可观测的不随时间变化的个体异质性；εit为误差项；α0为常数项；α1和α2分别为待估参数。

以上固定效应模型得到的参数是自变量对因变量条件期望的边际效果，只能描述“平均”的概念，无法考察在工资收入分布区间上是否提供家庭照料对其影响的异质性。Powell（2016）提出广义分位数回归，为基于面板数据估计包含协变量的处理效应模型提供了可能。使用广义分位数回归，结构分位数方程表达式为：

Slnwage■＝γt（τ）＋Careitβ（τ）　τ∈（0，1）　（2）

其中，γt（τ）为年份固定效应，τ为分位点，本文分析老年照料对女性工资的五分位影响，τ取0.1、0.25、0.5、0.75、0.9，回归系数β（τ）在不同分位点上有不同的取值。

（二）数据来源。本文数据来自“中国健康与营养调查”（CHNS），研究涉及的家庭老年照料变量均来自“52岁以下已婚妇女调查”，样本为18～52岁女性。本文采用2000～2015年数据，保留父母公婆至少有一位健在的样本，剔除无业及退休人员，删除关键变量缺失值，样本最终包含2，245名受访者3，311个观测值，其中近18%的成年女性承担着照料父母或公婆的责任。

（三）变量定义。本文的被解释变量是“年工资”。在CHNS问卷中分别询问受访者主要职业和第二职业的每月工资、工作月数和年终奖金，加总后得到“年工资”，并按照2015年不变价格做调整。由于年工资为偏态分布，在回归方程中使用其对数形式。关键解释变量为“是否照料父母（公婆）”，根据问卷对52岁以下已婚妇女与父母公婆关系的提问，“上周，你照顾过他/她饮食起居，陪她出去买过东西吗？”，回答“是”，照料变量取1，反之取0。

其他解释变量包括人口特征、人力资本、工作特征、家庭结构。人口特征变量主要包括年龄和城乡。工作特征变量包含工作努力程度、职业、部门。工作努力程度使用主要职业“每年工作月数”来衡量。本文将13类职业划分为三类，分别是技术及管理人员、工人和办事人员以及其他职业。工作部门划分为“国有部门” “私营部门”和“其他部门”。家庭结构包含三个代理变量，对于“婚姻状况”变量，有配偶=1，无配偶=0。“照顾儿童”来源于问卷中“上周你是否在家照顾自己家6岁及以下儿童”，是=1，否=0。“同住”反映受访者是否与父母（公婆）同住，是二值变量。为了考察人力资本、工作特征、家庭结构对照料-工资关系的调节作用，分别加入“照料”和“工作转换” “非长期工” “婚姻状况”的交互项。其中，“工作转换”和“非长期工”均为二值变量。

本文对主要变量进行描述性统计，结果显示在0.1以及0.9分位，照料者的工资低于非照料者。在人口特征方面，照料者年龄大于非照料者，在收入前10%分位显著。与非照料者相比，照料者多为城市户口（在0.5分位显著）。在工作特征方面，与非照料者相比，照料者在国有部门工作比例较高（在0.25和0.5分位显著）。家庭资源和结构方面，照料者与非照料者间无统计显著性。

三、实证分析

（一）家庭老年照料对不同收入水平照料者工资的影响。固定效应模型（表1模型1）回归结果表明，提供老年照料虽然会降低女性的工资收入，但这种影响并不显著。表1第三列至第七列是家庭老年照料对不同收入水平照料者工资影响的回归结果。使用广义分位数回归后，在收入各分位，家庭老年照料对工资均有显著的负面影响，但该影响存在异质性。总体而言，工资分布前50%的照料者工资惩罚显著高于后50%，对于收入前10%分位的照料者而言，工资惩罚最重，高达13.2%，对于后10%分位的照料者，工资惩罚最轻，仅为3.3%。（表1）

在控制变量方面，随着年龄的上升，工资以递减的速率增加。教育对工资收入有正向影响。工作努力程度对工资收入有促进作用，该效应随着收入的增加递减。在职业类型中，与其他类别相比，专业技术和管理人员、工人和办事人员工资较高。在工作部门方面，与其他部门相比，国有部门、私营部门工资较高（除0.9分位），部门的工资促进效应对于低收入人员影响最大，对于收入处于分布顶端的女性，在国有部门工作对工资有负向作用，这可能是由于国有部门“共享式”的工资决定模式，对高收入人员更易产生“收入天花板”。在家庭结构方面，婚姻对女性工资的负面影响仅在前10%分位显著。对于低收入女性，照料儿童同样会显著降低工资，但对于高收入女性，照料儿童反而有工资奖励，估计值为0.113（p＜0.01）。除前10%分位以外，与父母公婆同住能够显著增加女性收入。虽然与父母同住增加了女性提供家庭老年照料的可能性，也更容易导致高强度照料，对工资产生负面影响，但是健康父母在一定程度上可以分担家务，对女性工资有促进作用。

（二）家庭老年照料对不同收入水平照料者工资影响的形成机制。广义分位数回归结果表明，家庭老年照料对所有收入分位女性工资均具有负向影响，对低收入者影响最大。为了解释照料的工资惩罚在不同分位的形成机制，引入照料和人力资本、工作特征、家庭结构的交互项。表2模型1加入“照料”和“工作转换”的交互项，工作转换意味着企业专用性人力资本的减少。模型1中交互项全部为负，即专用人力资本的减少会加重家庭老年照料的工资惩罚，这种效应仅在0.9分位具有统计显著性，交互项估计值为-0.146（p<0.01）。可能的原因是，高收入照料者从事高技术工作，在同一企业内专用性人力资本具有积累效应，转换工作对工资负面影响较大；低收入照料者可能从事低技术工作，这类工作对企业的竞争力影响较小，企业专用性人力资本的积累效应不强，转换工作对工资的影响较小。模型1表明，人力资本减少是高收入照料者遭受工资惩罚的重要原因。模型2加入“照料”和“非长期工”的交互项，“非长期工”是工作特征的代理变量，不仅能反映用工合同类型，还能反映工作压力及稳定性。对于家庭照料者而言，“非长期工”这一工作特征会显著增加工资惩罚力度，对收入处在前0.1分位的照料者影响最重，达-0.345（p<0.01）。对此，较为合理的解释是，合同工、临时工等“非长期工”的就业保护较差，当肩负照料压力时，工资易受到负面冲击。低收入“非长期工”同时可能伴随较少的工作福利、严格的计时或计件工作安排，相对而言，高收入“非长期工”对工作节奏、进度可能有更好的掌控，当面临家庭-工作冲突时，低收入“非长期工”受到的影响更大。模型2表明，不利工作特征是低收入女性工资惩罚更重的原因之一。模型3加入照料和婚姻的交互项，婚姻是家庭结构的反映，已婚女性能够获得配偶的经济支持，面临照料责任时倾向于将时间和精力投入家庭，影响工资收入。在各分位上，照料和婚姻的交互项均为负，即已婚会加剧照料的工资惩罚，该效应对收入前10%女性影响最大，估计值为-0.71（p<0.01）。由描述分析可得，对于收入前10%的女性，有配偶的每年平均工作月数为8.52个月，无配偶的每年平均工作10.75个月，这种差距在其他收入分位上并不存在。婚姻通过重新配置家庭资源，强化男主外女主内的传统家庭模式，一定程度上减少了女性工作时间，进而影响工资，低收入女性由于机会成本较低，更容易为家庭照料牺牲工作时间，这种效应对于高收入女性同样存在，但表现较弱。模型3表明家庭结构是低收入照料者工资惩罚更重的原因之一。（表2）

四、主要结论

随着中国老龄化程度的不断加剧，家庭老年照料对照料者劳动就业影响的研究不断涌现。与以往研究不同的是，本文关注的是仍处在劳动市场中的家庭老年照料者的经济权利，尤其是低收入女性照料者可能面临的劳动市场不平等现象。本文的主要结论如下：第一，家庭老年照料对所有收入分位女性工资均具有负向影响，对低收入者影响最大。第二，在不同收入分位，照料的工资惩罚形成机制不同。专用性人力资本减少是高收入照料者工资降低的重要原因，低收入照料者工资减少更多源于不利工作特征和家庭结构。

党的二十大报告提出，强化就业优先政策，促进高质量充分就业。老年照料需求不断增加，使得越来越多的女性劳动年龄人口同时承担起照料责任，她们不仅面临着心理、身体健康方面的压力，还遭受着收入损失，这种负面影响在低收入女性身上尤为突出，缺少恰当的政策干预，最终将导致其退出劳动市场的不利后果，政策制定者在为家庭照料者提供帮助和支持方面应该发挥更为积极的作用。

从国际经验来看，照料支持政策大体分为三类：经济支持、服务支持和劳动市场政策。就我国而言，目前照料支持政策体系刚刚起步，需尽快完善，回应老龄社会的迫切需求。针对老年照料导致的收入损失，最直接的方式是发放照料津贴。当前可以考虑以资格审查的方式，兼顾照料强度，对低收入照料者优先实施津贴政策。在服务支持方面，把增强家庭功能和提供家庭服务作为目前社区建设的重要内容，提高正式照料服务的可及性。持续建设“一刻钟”居家养老服务圈，支持社区养老服务机构运营家庭养老床位。考虑到低收入照料者支付能力较弱，实践中可灵活采用政府购买或部分补贴的方式，为低薪照料者优先提供喘息服务，以平衡家庭和有酬劳动。在劳动市场政策方面，鼓励企业和用人单位对有照料负担的员工实行弹性工作制。同时，倡导以人为本的企业文化，促进支持制度的顺利推行。

（作者单位：1.重庆银行博士后科研工作站；2.重庆工商大学公共管理学院）

主要参考文献：

［1］陈璐，范红丽，赵娜，等.家庭老年照料对女性劳动就业的影响研究［J］.经济研究，2016（03）.

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