3岁以下子女随迁对流动人口收入的影响研究——基于社会性别的多层次验证①

谭江蓉 杨君

（1. 重庆工商大学 人口发展与政策研究中心，重庆 401500；2.重庆工商大学 法学与社会学学院，重庆 400067）

1 问题提出

地区经济发展不平衡是造成人口流动的重要原因，随着我国城镇化的不断建设和工业化的快速发展，越来越多的劳动者选择去发展更好的地区就业和定居。根据国家卫生健康委员会发布的《中国流动人口发展报告2018》表明，截止到2017年末我国流动人口总量已达到2.44亿，约占总人口的18%[1]。如此大规模的人口流动也推动了流动模式逐渐从单人向多人的转变。据相关研究表明，流动模式呈现出愈发明显的家庭化趋势，“举家迁移”或者“子女随迁”等形式逐渐凸显[2]。家庭化迁移模式是人口流动发展到当今时代的自然产物，是流动人口对于提升城市生活质量的新要求，也是推动我国城镇化建设的重要体现。自明瑟提出家庭化迁移概念之后，许多学者分析了前期影响子女随迁的决策行为和影响因素等[3-4]。但是个体作为家庭成员的组成部分，他们的流动行为既是家庭决策的结果，同时也会对家庭及其家庭成员产生深远的后续效应。经济条件作为家庭生存与发展的基础，是其实现社会地位跨越，提高生活质量的条件，满足社会需求的重要手段。而子女作为家庭成员的重要组成部分，其流动行为在对流动人口经济行为的影响中扮演了重要的角色。因此分析3岁以下子女随迁是如何影响流动人口收入，是本文研究的核心问题。

受传统性别角色观念的影响，在流动或迁移的过程中女性一般处于从属地位,通常会配合丈夫的职业选择而调整自己的定位，而子女随迁也使女性在职业选择时会受到母职身份的影响，这一身份对女性而言却是“经济惩罚”[5]。不仅如此，子女年龄越小越可能减少女性可分配在工作中的时间和精力，这也可能会导致女性在就业市场中处于竞争劣势。因此我们不得不考虑3岁以下子女随迁对流动人口收入的影响是否存在性别差异。

在我国生育政策不断调整之下，国家、社会、家庭也逐渐成为解决学龄前孩子照料问题的责任主体。面对我国生育率的持续低迷，2021年《中共中央国务院关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》发布，对“实施三孩生育政策及配套支持措施”做出重大决策。国家顶层设计的重大调整带来了市场和家庭对于解决随迁子女问题的一系列连锁反应，主要表现在国家如何运用制度政策来解决随迁子女对流动人口的影响？市场如何提升组织支持能力去提升随迁子女的托育率？以及家庭如何继续承载哺育能力？厘清这些问题对于我们更好解决随迁子女带来的隐性问题，扩展收入性别差异的经验解释，优化性别平等的实践等具有重大意义。

2 文献回顾

2.1 子女随迁对流动人口就业的影响

新迁移经济学理论强调，迁移不是独立的个人行为，而是基于多人组成的较大单位，通常表现为家庭行为。在这种条件下势必会涉及到父辈与子辈之间的代际联系。已有文献中，研究者多基于个体主义视角和宏观结构视角对流动人口就业的影响展开研究[6-7]。从家庭视角对流动人口就业的影响的研究相对匮乏。随着家庭化迁移的越发普遍，学者逐渐关注到家庭与流动人口经济行为之间的关系。其中研究子女随迁对流动人口劳动参与的影响较多，且研究对象多数聚焦于女性流动人口。具体而言，马骍通过实证检验，分析不同的迁移模式对流动女性就业的影响，结果显示从女性单人流动到半家庭化迁移直至完整化家庭的群体中，女性就业参与的几率越来越低，并且子女数量是制约流动女性就业参与的关键要素[8]。李勇辉等研究发现，子女随迁是造成流动女性“流而不工，迁而再守”的根源，并且子女随迁对户籍为农村的流动女性所带来的抑制性作用要高于城镇流动女性[9]。姜春云研究发现，3岁以下子女随迁对女性流动人口就业会产生负向影响，但是祖辈随迁或者正式照料的支持会降低子女随迁对流动女性就业的抑制性影响[10]。

也有一部分学者关注子女随迁对流动人口就业状况影响的性别差异问题。邓睿等研究长子随迁对流动人口就业质量的影响，结果发现长子随迁对流动人口的就业质量都有促进作用，且没表现出显著的性别差异[11]。曾永明利用单独二孩政策实施前的流动人口数据实证分析表明，子女随迁将显著降低父辈流动人口工资收入，并且对父辈工资效应的影响还表现出“父亲惠利，母亲受损”的性别异质性[12]。诸萍研究发现子女随迁对青年流动人口就业质量存在显著的身份差异和性别差异，主要表现为就业质量的“母职惩罚”和“父职惠利”，而随迁子女数量越多和子女年龄越小对女性流动人口就业质量的负向影响最为突出[13]。

本文通过对流动人口子辈对父辈影响的相关文献进行梳理时发现，虽然近几年各界对随迁子女问题的关注逐渐增多，但是大多集中在对情感需求、职业发展、社会融合等领域的探讨，鲜有文献直接研究子女随迁对流动人口收入的影响，更未有学者综合探讨子女随迁对流动人口收入影响和存在潜在的性别差异问题，事实上各地区经济发展不平衡形成较大的收入差距才是流动人口背井离乡的根源。因此，不管从目前的研究现状以及研究视角来看，对于3岁以下子女随迁对流动人口经济效益影响的相关研究还有待补充和完善。

2.2 文献述评

通过对以上文献的梳理可以发现，国内外学者从不同的研究视角和文化背景对流动人口就业问题展开了丰富的讨论，但对于深入了解流动人口就业状况，尤其是流动人口就业的性别差异问题，依旧会面临许多困境和挑战。第一，从家庭视角分析流动人口就业状况的研究相对匮乏；第二，研究对象多集中在对女性群体的讨论，忽视了对流动人口整体收入的把握以及潜在的性别差异问题；第三，对流动人口就业问题的研究极少考虑到样本之间是非独立性的。以往对流动人口收入性别差异的研究大多关注在收入差异的平均效应，忽略了收入在不同层次中的结构性差异。总之，本研究致力于探讨和拓展影响流动人口收入性别差异的解释框架，为解决收入差距问题提供新的视角，对激发性别红利、减少随迁子女的隐性成本等具有现实意义。

3 理论、假设与分析框架

3.1 理论与研究假设

3.1.1 流动人口子辈对父辈收入性别差异的理论分析

男性和女性的不同分工是解释子女随迁对父辈流动人口就业状况性别差异的重要理论视角。家庭分工理论指出，为了追求家庭整体效益的最大化，会根据家庭成员的比较优势对其工作进行分配。以农耕为主的传统社会，由于农耕工具的使用需要劳动者拥有强劲的身体力量来控制生产工具，而从事农业工作的同时无法兼顾小孩的照料，因此女性普遍从事家庭场域的工作，男性则从事家庭场域以外的农业生产工作[14]。即便处于当前社会，这种传统分工模式也依旧持续影响着人们的行为[15]。传统文化和社会对男女两性的刻板印象使得女性和家庭事务相关，社会期望她们更多的专注子女照料、老人照料、家务等家庭工作[16]。于是，在加速的城镇化和家庭化迁移的背景之下，流动人口迁移至流入地，在远离熟人社会的情况下面临着更加严峻的问题。具体表现对子女的抚育责任增长了流动人口家庭劳动的总时间，因此夫妻双方需要在家庭劳动时间和就业劳动时间之间进行权衡，双方也会面临着家庭和就业间的取舍，从而可能会影响流动人口其中一方乃至双方的就业收入。

本文运用家庭分工理论解释子女随迁可能会对两性流动人口家庭生产与就业参与决策带来何种影响。理论表明，在男性流动人口的职业报酬高于女性的前提下，子女随迁往往会降低女性流动人口的劳动力市场参与强度，提高女性的家庭生产时间。此外，和男性流动人口相比，女性在进行角色选择的过程中会带有更多的个人特质和情感选择，并且有关人力资本和社会资本等依旧是造成劳动力市场对女性的“价值性选择”和“统计歧视”的关键因素[17]，因此，家庭化迁移时，一部分女性流动人口会自愿或被迫放弃自己的就业机会，选择在家庭生产中从事非付酬性劳动。当家庭场域内的传统分工形式与劳动力市场发生联系时，就会导致母职惩罚的出现。子女照料活动不仅仅是女性在生命历程中的一项重要任务，也是其进一步实践母职角色的表现。女性在承担子女照料的责任会导致家庭和就业之间的矛盾。基于以上分析，本文提出如下假设:

假设1.1:3岁以下子女随迁会降低流动人口收入水平。

假设1.2:3岁以下子女随迁主要降低女性流动人口收入，对男性流动人口收入的影响较小。

3.1.2 祖辈随迁的代际支持

代际支持有利于家庭代际关系建构，有利于推动代际团结，有利于解决家庭成员面临的困境。在我国的社会文化背景下，家庭代际支持是不可或缺的禀赋资源[18]，面对流动人口随迁子女的照料问题，祖辈往往是提供替代性照料资源的最佳选择方式[19]。这是由于祖辈照料不仅能够避免父母担心其他服务照料不周的情况，同时也能消除照料费用过高的顾虑。除此之外，新古典家庭分工理论认为，女性因生理特征和情感特质等原因选择从事家庭事务更具有比较优势[20]。但是祖辈同住可以使家庭分工更加合理化，祖辈同住不仅能够主动分担家务劳动，还能够帮助照料家里的小孩，因此能部分缓解女性受家庭功能束缚的状态，从而显著提高女性劳动参与率，提高女性收入，减少收入性别差异[21]。卢洪友等实证结果表明，祖辈照料能显著提高父辈的劳动供给[22]。邹红研究发现，祖辈照料会显著增加女性劳动参与，对男性影响则不显著[23]。因此本文提出如下假设:

假设2.1:祖辈随迁会提高流动人口收入水平，其中对女性流动人口收入的促进作用高于男性。

假设2.2:祖辈随迁能抑制子女随迁对父辈流动人口收入的负向影响，并且对流动女性的作用高于流动男性。

3.1.3 托育机构的组织支持

流入地婴幼儿托育机构的组织支持为3岁以下子女随迁对父辈流动人口收入性别差异提供了有力解决方案。在计划经济时期，我国“国家-集体-家庭”三位一体，形成了婴幼儿照料服务供给体系。随着经济体制改革，以职工单位为主体建立起的公共托育服务受到比较严重冲击，托育服务也逐渐转型向市场化过渡，各种民办和市场化的婴幼儿托育机构开始出现。近年来，随着生育政策转变，婴幼儿照料话题再次成为关注的焦点。随着《国务院办公厅关于促进3岁以下婴幼儿照护服务发展的意见》的颁布，在一定程度上为3岁以下婴幼儿服务提供了政策性指导意见。从正式照料出发思考家庭与就业矛盾之间的解决策略。国外的正式照料研究起步较早，对我国正式照料体系建立的参考意见主要围绕建设主体[24]、机构的可获得性[25]、补贴政策、津贴改革[26]、拓宽托儿所项目区域[27]等方面为我国提供参考意见。托育机构涉及到为流动人口随迁子女提供社会化照料服务，当婴幼儿随迁子女的父辈照料被社会化托育机构所替代，那么空余出来的照料时间家庭成员可以自由支配。结合社会性别制度塑造男女两性家庭分工差异，本文提出:

假设3.1:婴幼儿托育机构数量越多越能推动流动人口收入水平上涨，且对女性流动人口收入的推动作用高于男性流动人口。

假设3.2:托育机构能抑制子女随迁对父辈流动人口收入的负向影响，并且对流动女性的作用高于流动男性。

3.2 分析框架

从图1可以看出，本研究使用的数据呈现的是多层次特征，个体样本嵌套于地级市之下。因此，本研究从个体层次的基本变量和地级市层次基本变量构建梯度关系模型。如图1所示，3岁以下子女随迁、婴幼儿托育机构数量和祖辈随迁在框架中会直接作用于流动人口收入，同时3岁以下子女随迁对流动人口收入的影响分别又受到地区婴幼儿托育机构和祖辈随迁因素的调节。托育机构和祖辈随迁分别代表了对3岁以下子女随迁的组织支持和家庭支持。

4 数据、变量与研究方法

4.1 数据来源

本文主要采用2016年全国流动人口动态监测数据（CMDS）以及结合高德地图各地级市婴幼儿托育机构的POI数据，建立多层线性模型，分析3岁以下子女随迁对父辈流动人口收入性别差异的影响。该数据涵盖334个地级市样本，其中个体样本嵌套地级市之下，能够满足多层次研究条件。

社会对于正式照料的需求引起了政府和学者的重视，但是目前少有文献从实证角度研究组织支持的正式照料对于流动人口就业的影响，原因是社会性系统和专业系统的正式照料变量难以获得。因此本文在厘清社会正式系统的相关组织单位后，基于单位名称和服务性质的关键词，如婴幼儿成长中心、婴幼儿托育机构、婴幼儿早教中心、3岁以下子女照料、早教俱乐部、托育园等，以高德地图为地址，在开发环境中模拟客户端，发送请求自动抓取高德地图中各地级市相关正式照料机构，以获得本文所需的组织支持正式照料数据，共获得328个地级市分类样本。抓取数据时，笔者首先从具有代表性的高德地图地址和百度地图地址所得到响应之间的差异性做了分析，相比之下，高德地图所得到数据的品类更加完整，数据更加丰富，因此本文使用高德地图的数据。其次，所获得的数据需要和2016年的流动人口数据相结合，为了满足时间的匹配度，笔者剔除了设立时间晚于2016年的照料机构。②需要说明的是，在请求网络大数据时，高德地图可能不能完全覆盖到所有的能够提供托育服务的机构，但是由于地级市总体机构数量非常大，有少许遗漏数据不会对结果造成很大偏差。

文章选择的分析样本时，一方面，虽然劳动力市场退休年龄存在性别差异，但是考虑到我国女性退休年龄的统计标准为55岁，为了两性之间收入的可比性，本文将流动人口年龄区域限定在18～55岁之间；另一方面，如果调查样本是在校学生，这类群体就不属于本文所要分析的范畴，予以剔除。在处理完主要变量的缺失值、极端值及奇异值之后，用于分析的个体层次样本共计15792个，地级市分类样本共计300个。

4.2 变量选取与基本描述

因变量:本研究主要关心的问题是流动人口收入性别差异。流动人口动态监测调查中有提供本研究所需要的流动人口月收入信息，问卷中“个人上个月或上次就业纯收入是多少？”将作为本次研究因变量选取来源。本文将收入变量进行对数处理。

核心自变量:3岁以下子女随迁是本研究的处理变量。依据CMDS数据，本文保留流动人口家庭中有3岁及以下子女的样本，子女随迁处理为虚拟变量，其中子女随迁标记为1，否标记为0。

调节变量:分析祖辈随迁与否对父辈流动人口收入性别差异的影响以及对3岁以下子女随迁与父辈收入性别差异关系中的调节作用，因此设定祖辈随迁为本文的调节变量，其中祖辈随迁记为“1”，否则为“0”。另一个调节变量为托育机构数量，本研究将婴幼儿托育机构设计为第二层次的主要调节变量。变量依据各地级市婴幼儿托育机构数量总量大小进行排序，数字越大证明该地区的婴幼儿机构数量越多，最后该变量与CMDS进行合并，得到最终分析的多层次结构数据。

控制变量:一是人口特征变量，包括调查者的受教育程度、年龄、户口性质、是否党员；二是家庭因素，包括随迁子女个数、家庭消费占比；三是流动特征，即流动时长。以上变量的基本统计情况见表1。

表1 变量的基本统计特征

4.3 多层线性方法分析

本文拟合多层线性模型（HLM）对流动人口收入性别差异进行实证检验。模型分析策略分为以下三个步骤:

第一步是建立零模型（Null model），以识别各地级市之间的收入是否构成组间差异，以判断实证检验是否适用HLM方法。模型表达式如下:

第二步是建立随机系数回归模型（random coefficient model），随机系数回归模式旨在检验个体层次的变量对于因变量的解释效果，分析个体层次的变量对流动人口收入的净效应，即把影响收入的所有控制变量纳入回归中。本次研究探讨3岁以下子女随迁对流动人口收入的影响，进一步探索分层模式下个体受教育程度特征、祖辈随迁、随迁子女个数、年龄、党员身份等控制变量对父辈流动人口收入的作用。同时估计模型拟合的改善情况。模型的表达式如下:

第三步建立完整模型（full model），完整模式既包含了个体层次的预测变量，也包含了地级市层次的预测变量，这种方式就可以通过我们的理论建构来解释流动人口月收入的总体变异情况是怎么样受到个体层次和地级市层次因素的影响。本研究通过跨阶层的斜率预测模式，检验不同地级市状况作用于3岁以下子女随迁在流动人口月收入高低斜率关系的差异。和上述模型分析一样，全样本中加入了性别变量，主要为了直观比较两性之间收入差异，男性样本和女性样本则主要分析子女随迁对分性别流动人口收入的具体作用。本模式从个体层次以及各地级市的解释变量为准则，加入中心化后的婴幼儿子女随迁、祖辈随迁、以及各控制变量，在地区层次加入各地级市婴幼儿托育机构数量总量排序来检验实证效果，HLM全样本完整模式如下:

式（1）～式（9）中，下标“j”代表第一层的个体所隶属的第二层单位，本文表示流动人口所隶属的地级市，下标“i”代表的是所属层次的观测样本（i=1、2、3）；γ00代表截距，γij代表βij的平均值，是整个过程的固定成分，即斜率。μij是所对应βij的随机误差，代表的是βij随机成分，是第二层单位之间残差的方差；rij代表的总体的随机误差。研究中主要结果就是γij的显著性，如果γij所代表的预测变量系数都显著，代表着自变量对因变量作用。

5 结果分析

5.1 流动人口收入水平差异的地区效应

文章首先建立零模式，确认流动人口总体与分性别间收入的差异在多大程度上是由于各地级市的不同而造成。模型中只放入研究讨论的结果变量（收入），然后估计出衡量组间差异的ICC(1)值。首先就整体样本而言，全样本的组内方差为δ2=11.5539，组间方差τ=0.7750，估计组间差异的ICC（1）=0.06286（其中ICC（1）=ρ=τ00/(τ00+δ2)（见模型1）；其次男性样本的组内方差为2.7732，组间方差为0.3169，ICC（1）=0.1025（见模型2）；最后，女性样本的组内差异为13.9592，组间差异为1.8535，ICC（1）=0.1172（见模型3）。通常ICC(1)＞0.059,表明被解释变量的差异在很大程度上是由于组间差异所引起的，这意味着很有必要进行多层次分析[28]。本文不管是流动人口全样本还是分性别样本的ICC(1)值都大于临界值，这表明流动人口收入差异很大程度上是由于各地级市因素造成的。因此流动人口收入的确存在显著的地区差异，本研究适合用多层线性模型（HLM）。流动人口收入的零模型如下（见表2）。

表2 流动人口收入的地区差异

5.2 3岁以下子女随迁对流动人口收入的影响

表3呈现出整体流动人口和分性别流动人口收入的影响效应回归结果，从整体来看，模型拟合度较好，整体回归结果基本满足理论要求。

表3 3岁以下子女随迁对流动人口收入的影响

首先，从全样本回归结果来看，3岁以下子女随迁，流动人口收入会显著降低41.75%，且通过了0.001的显著性检验，结果验证了本文的假设1.1（见模型4）。从男性样本和女性样本的结果对比来看，3岁以下子女随迁，女性流动人口收入会显著下降78.54%，且通过了0.001的显著性检验，但对男性流动人口的收入没有影响（见模型5、6）。这与本研究在理论部分得出的假设1.2相一致，即3岁以下子女随迁对流动人口收入的影响存在性别差异。结合前文分析，可得的原因在于3岁以下子女跟随流动父母迁移至本地，会使得流动父母在就业和家庭之间做取舍，为了实现家庭效益的最大化和规避家庭风险等，女性普遍会更加倾向于选择家庭。而面对随迁子女的照料活动，则会消耗女性在其他事业的时间和精力，其中一部分女性会选择进入一些时间灵活或者非正规部门的就业以方便自己操持家庭，另一部分会直接放弃就业从事非付酬性劳动，导致性别收入差距越来越大。同时表明3岁以下子女随迁对女性流动人口的劳动参与具有一定替代性，子女随迁至城市往往会使夫妻双方面临就业与家庭之间的取舍，此时女性通常更倾向于选择家庭而退出劳动力市场，这与本文提出的家庭分工理论相一致。

其次，祖辈随迁能够显著促进流动人口收入，且祖辈随迁对女性流动人口收入的促进影响更大。具体来讲，从模型5、6来看，祖辈随迁对男性流动人口收入影响的系数不显著，但是对女性收入影响非常显著（见模型5、6）。这一点佐证了前文理论部分的论述，即祖辈随迁能够提供相对应的家庭支持，帮助家庭成员分担家庭事务、照料子女，使家庭其他成员能够更多的参与就业，尤其是能够让女性流动人口得以从照料子女和家务劳动中解放出来，从而更多的参与就业，提高收入。文章假设2.1得到支持。另一对流动人口收入有正向影响的因素为托育机构数量，从模型结果可知，机构数量不管是对整体流动人口还是分性别流动人口的收入与都有显著的促进效果，即机构数量越多的城市，流动人口收入越高。究其原因可能在于随着托育机构改革的私有化，负责人在进行机构选址或者投资考虑到机构回报的问题。根据网上相关调查数据显示，各大知名托育机构总部一般设立在北京、上海、广州等经济发展较好的城市，然后再在其他城市建立托育，所以拟合结果对就业参与的正向效应可能受到城市经济效益的影响。假设3.1得到支持。

除此之外，流动人口的个人特征、流动特征、家庭特征和地区特征对其就业参与也产生了一定的影响。第一，流动人口年龄对其收入具有正向促进作用，流动人口年龄越大收入越高。对比男性流动人口和女性流动人口年龄的统计系数发现，年龄因素对对女性流动人口的促进作用更强，可能的原因是年龄越大的女性，完成生育任务的几率越大，家庭和就业之间发生冲突的概率越小；受教育程度同样有助于流动人口收入水平的显著上涨，这体现了人力资本理论，教育在一定程度上会促进生产效率。第二，就流动特征而言，流动时长对女性流动人口收入促进作用高于男性流动人口。第三，就家庭特征而言，家庭消费占比对流动人口就业会产生消极影响；随迁子女个数也是影响收入性别差距的关键因素，具体表现在对男性流动人口收入没有显著影响，对女性流动人口收入具有显著的抑制性。

5.3 祖辈随迁和托育机构对3岁以下子女随迁对流动人口收入影响的调节效应

本文进一步分析个体层次祖辈随迁与地级市层次婴幼儿机构因素对3岁以下子女随迁对流动人口收入影响的调节作用。研究结果表明祖辈随迁和托育机构是解决流动人口收入性别差距的重要途径，具体来看:第一，首先从整体样本的模型拟合结果来看，模型7中祖辈随迁对3岁以下子女随迁给流动人口带来的负向影响具有正向的调节作用（见模型7），从模型8和模型9分性别样本的统计结果来看，祖辈随迁对男性流动人口的调节作用并不显著，但是对流动女性的调节作用非常显著，显著性水平为0.001，表明祖辈随迁会缓解3岁以下子女随迁给流动人口收入带来的负向影响，本文假设2.2得到验证。（见模型8、9）第二，婴幼儿托育机构的组织支持有助于正向调节3岁以下随迁子女对流动人口收入的抑制性影响。其中对女性收入的正向调节远超于男性，具体表现在对男性群体的正向调节系数为0.0006（缺乏统计显著意义）；对女性群体的收入的正向调节系数为0.0054，并通过了显著性检验。本文假设3.2得到实证支持（见模型8、9）。

综上，本文采用多层次模型验证子女随迁对流动人口收入性别差异的影响，是少数同时考虑地级市层次与个体层次对流动人口收入差异的研究。数据分析不管从宏观层面还是个体层面都表明，流动女性作为承担随迁子女后续效应的责任主体背后所影射出社会对于传统性别角色观念的路径依赖，也就是说我们由自然人向社会人转变的过程中，受到传统社会性别角色制度的影响，形成了个体特征对事物的认知与偏好，并以此为准则来支配自己的行为。受传统性别制度的影响，流动女性为了符合社会角色定位，迫使其承担更多的家庭活动，尤其是要担起更多子女照料的责任，但是随着教育规模扩张女性人力资本提升的同时，现代社会对女性职业要求也更加严苛，这又与传统女性贤妻良母的角色发生冲突。因此女性在劳动力市场的精力和时间会大打折扣，导致收入的性别差异逐渐增大。

6 结论与建议

6.1 结论

考虑到人口流动的主要目的是为了获得更高的收入，本文将子女随迁与流动人口收入相联系，分析3岁以下子女随迁对流动人口收入的影响。在梳理了大量相关文献的基础上，以社会性别为主要研究视角，同时串联了家庭分工理论、家庭支持理论和组织支持理论提出针对3岁以下子女随迁对流动人口收入影响的研究假设。本文主要运用 2016年中国流动人口动态监测调查数据并结合2016高德地图为来源的地级市托育机构数据，通过构建多层线性模型，并通过重新划分男性样本和女性样本分析存在的性别差异。然后，文章进一步分析祖辈随迁和机构数量的调节效应，并分析存在的性别差异问题。本研究主要结论有:

第一，3岁以下子女随迁会显著降低整体流动人口收入，但是对不同性别流动人口收入的影响存在显著差异，其中对男性流动人口收入的影响不存在统计显著性，而对女性流动人口的收入具有显著的负向影响。该结论表明，在传统社会性别制度下，当子女随迁导致家庭生产时间延长时，流动人口面临在工作与家庭之间进行取舍时，女性流动人口通常会选择家庭而退出就业市场，从而导致收入降低。该结论基本符合本文在家庭分工理论部分所提出的假设1.1。

第二，祖辈随迁能够显著促进流动人口收入，且祖辈随迁对女性流动人口收入的促进影响更大。具体来讲，祖辈随迁对男性流动人口收入提高的影响系数不显著，但是对女性收入影响非常显著。同时结果表明，祖辈随迁能够显著抑制3岁以下子女随迁对流动人口收入的消极作用。这一点进一步佐证了前文理论部分的论述，即祖辈随迁提供的家庭支持，帮助家庭成员分担家庭事务、照料子女，使家庭其他成员能够更多的参与就业，尤其是能够让女性流动人口得以从照料子女和家务劳动中解放出来，从而更多的参与就业，提高收入。

第三，托育机构数量对流动人口收入也存在推动作用，即机构数量越多的城市，流动人口收入越高。同时，托育机构越多越能抑制3岁以下子女岁随迁对流动人口收入的负向影响。托育机构对子女照料具有替代性功能。地区托育机构数量越多，给流动父母提供照料子女的选择也就越多，当流动父母亲自照料子女的方式被托育机构所替代，可释放其就业时间，提高收入。

表4 祖辈随迁和托育机构对3岁以下子女随迁对流动人口收入影响的调节效应

第四，不同的家庭特征、个人特征和流动特征对流动人口收入影响具有差异性，流动人口年龄对其收入具有正向促进作用，流动人口年龄越大收入越高，对比男性流动人口和女性流动人口年龄的统计系数发现，年龄因素对对女性流动人口的促进作用更强，可能的原因是年龄越大的女性，完成生育任务的几率越大，家庭和就业之间发生冲突的概率越小；受教育程度有助于流动人口收入水平的显著上涨，这在一定程度上验证了人力资本理论可以提高生产效率，从而促进收入增加；流动时长对女性流动人口收入促进作用高于男性流动人口。家庭消费占比对流动人口就业会产生消极影响；随迁子女个数越多，越会减少女性流动人口收入。

6.2 政策建议

经上文分析，家庭化迁移能够满足流动人口在异地务工对家庭团聚的诉求，从而能够有助于提升流动人口的家庭稳定，实现人口城镇化。因此为了解决家庭化迁移中3岁以下子女随迁和流动人口自身对就业的影响，结合本文的实证结论，文章提出以下建议:

第一，了解流动人口切实所需，增加对托育机构的投资和建设。3岁以下子女随迁不利于女性流动人口收入，当子女与父母一起随迁至本地，导致家庭生产时间的延长，女性往往需要在工作上做出牺牲，这不仅会导致劳动力资源的闲置，还会造成性别收入差距的继续扩大。因此为了解决3岁以下子女随迁造成的家庭生产时间延长问题，各地政府应当加大对托育机构的宣传，制定相对完善和统一的管理体系，例如确定管理托育机构的责任主体，扩充托育机构的职能范围，同时增加公办托育机构建设，加大对民办托育机构的扶持等等，切实解决3岁以下随迁子女照料问题，尽量避免“迁而再守”的情况。

第二，流入地合理规划当地的养老体系，为随迁子女的祖辈照料提供基础。经前文分析可知，家庭的代际支持可以使家庭工作的分工更加合理化，而随迁祖辈在本地享受的养老服务与户籍地之间的差异将会削弱祖辈随迁的愿望，从而造成家庭支持的失效。因此，当地政府需要有针对性完善外来人口（尤其是老年流动人口）的社会保障制度和相关法律，制定符合老年流动人口的养老参保标准与其他社会保障标准，为随迁子女的祖辈照料提供基础。

第三，提升性别平等意识，为流动女性就业营造公平环境。3岁以下子女随迁主要降低女性流动人口收入，这种结果不仅和社会文化有关，也和政府对于女性家庭和就业之间的政策支持不足有关。因此政府首先应当加强对流动女性就业权益的保护力度，解决男女就业中的不平等，提高流动女性的经济参与，促进流动女性就业。其次，在职场中，明确规定企业应当充分支持女性照料子女和处理家庭劳动，并确保其不受任何歧视，同时呼吁男性将家庭和工作责任结合起来。

第四，扩大再教育途径，提高流动人口人力资本水平。数据显示，流动人口的受教育程度偏低。为了促进流动人口人力资本水平，政府和企业应当着眼于对流动人口职业技能的培训。一方面政府可以针对流动人口再教育给与相应的专项经费支持，如技能网上培训课程，或者由社区组织流动人口专项学习部门；另一方面企业应当加强对流动人口职业技能培训，不断提高其职业素养。