生育行为对中国女性健康人力资本维护的影响——来自2019年全国人口与家庭动态监测的证据

张闻雷，茅倬彦

（1.复旦大学 社会发展与公共政策学院，上海 200433；2.首都经济贸易大学 劳动经济学院 北京 100070）

一、引 言

自2013年以来，我国的生育政策逐步松绑，虽然短期的积压生育意愿释放，但整体生育水平并未得到根本性提振。根据第七次全国人口普查的结果，2020 年我国育龄妇女的总和生育率已经降至1.3，达到极低生育率水平（Lowest-low Fertility）。面对人口发展困局，2021 年中共中央、国务院发布《关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》，提出实施一对夫妻可以生育三个子女政策及配套支持措施，彰显了中央提振生育率的决心。

而从家庭经济学和时间分配理论来看，中国家庭的生育行为是家庭成员，特别是母亲，经过各类成本和收益综合考虑后的理性选择结果（梁宏，2018）[1]。当前，国内关于怀孕与分娩所带来的疾病风险和女性收入损失的研究已较为充分（陈锰等，2015；许琪，2021）[2][3]。但现代社会中女性生育年龄往往还同个人发展的黄金期重合，因此生育行为不仅会导致直接可见的损失，而且会通过人力资本积累的障碍使女性发展的前景更为暗淡（Budig & Hodges，2010）[4]。这种影响也已经成为现代社会中女性生育意愿弱化的一项重要因素。

所以，为了更好地理解女性生育顾虑，有必要进一步厘清女性为生育行为所付出的人力资本代价。根据传统人力资本理论，女性产后职业发展的劣势地位部分源自人力资本积累的性别差异。但这一解释主要聚焦于女性由生育导致的“干中学”积累不足以及预期职业生涯相对较短所导致的知识人力资本投资不足（Budig & Hodges，2010）[4]。而关于生育后女性健康人力资本投入变动的分析则相对缺乏。从中国女性终期健康结果来看，宋月萍等（2016）[5]的研究发现，生育的子女数量越多，中国老年女性的健康生存时间越短。目前尚不清楚生育行为对健康人力资本的负面影响是否会在中国女性进入老年阶段之前就已经出现，从而对女性职业生涯具有贯穿性的影响。如果是，那么这种负面影响主要来自于医疗投入的相对匮乏，还是其他非医疗因素投入的恶化？

为了回答上述问题，本文首先回顾了健康人力资本投资的基本概念和分类，并通过回溯经验研究发现了生育行为对中国女性“健康人力资本维护”的潜在影响。之后，本文利用2019年全国人口与家庭动态监测调查数据，描述分析了中国女性维护健康人力资本的基本状况；并使用平行中介模型，定量分析了生育行为对于女性身体检查、体育锻炼和健康饮食的异质性影响，探究了再生产劳动参与和生产劳动参与变动在其间所发挥的中介作用。最后，本文针对如何改善女性生育后的健康人力资本预期提出若干政策建议。

二、文献回顾与解释框架

根据舒尔茨（1961）[6]和贝克尔（1964）[7]等构建的人力资本理论，健康是一种重要的人力资本。在此基础上，格罗斯曼（1972）[8]通过健康生产函数理论阐述了影响健康人力资本的相关因素，既包括医疗保健（Medical Care），也包括日常饮食（Diet）、体育锻炼（Exercise）、娱乐活动（Recreation）、烟草酒精（Cigarette and alcohol）和油腻食品（Rich food）等非医疗因素。但是不难发现，在这种列举中，诸如日常饮食、烟草酒精和油腻食品，体育锻炼和娱乐活动的概念之间有部分重合。这就妨碍了对于健康人力资本投资的有效测度。为解决这一问题，盖茨（1984）[9]参照机器投资的核算标准，将健康人力资本投资进一步分为了维护（Maintenance）和总投资（Gross Health Investment），其中总投资又可分为净投资（Net Health Investment）和损坏维修（Damage）。根据这种划分，周期性身体检查以及格罗斯曼所列举的非医疗因素大体上都可归入健康资本维护的范畴。虽然相较于具有消费需求刚性和客观设施限制的健康总投资，高度弹性的健康维护更取决于个体人力资本投资的主观选择，但是现有的经验研究由于数据可及性的问题，通常仍将健康人力资本投资的测量限定于公共和私人的医疗投入（Newhouse et al.，1974；高梦滔、姚洋，2004）[10][11]，忽视了健康资本维护的重要作用。

此外，由于建立人力资本理论的最初目的就是为了回答生产领域中的产出与劳动收入变动，所以模型中的理性行动者主要依据生产活动中的限制和报酬来确定健康人力资本投资的水平（Grossman，1972）[8]。但斯特劳斯等（1998）[12]的研究表明，非市场部门中的再生产劳动参与也会对健康人力资本投资产生重要影响。而在中国，女性是再生产劳动的主要承担者（於嘉，2014）[13]。在生育后，中国女性的再生产劳动负担更是显著增加。根据郑真真（2017）[14]的研究，中国家庭的婴幼儿照料在时间投入上相当于一份全职工作。因此，生育行为对于中国女性的健康资本投入具有重要的潜在影响。

不过现有的研究所挖掘的经验证据主要围绕生育行为对于中国女性健康人力资本总投资（GHI）的影响。譬如，高梦滔和姚洋（2004）[11]就曾基于中国居民两周就诊概率和费用数据指出，处于生育和抚育期的中国女性相较于男性取得了健康投资的明显优先地位。然而不少研究却又表明，至老年时期，中国女性的自评健康指标和日常生活能力指标通常要弱于老年男性（杜鹏、武超，2006；李建新、李毅，2009）[15][16]。这些研究发现所蕴含的内在矛盾就将我们引向了一个猜测：生育行为对中国女性的健康资本维护造成了负面影响，从而导致了较差的长期健康结果。

不过，不同的健康资本维护方式具有较强的异质性，生育行为对具体健康资本维护方式影响的水平和方向可能也不尽相同。为了更加可靠地验证上述猜测，本文结合格罗斯曼和盖茨的健康人力资本概念框架，将健康人力资本维护活动划分为身体检查、体育锻炼和健康饮食三大类。在此基础上，本文同时将生产劳动参与和再生产劳动参与作为影响健康人力资本维护的主要因素，以解决传统人力资本理论在解释女性健康人力资本上的不足。图1展示了本文所使用的解释框架。根据这一解释框架，本文将具体检验生育行为对于女性身体检查、体育锻炼和健康饮食的异质性影响，并探究再生产劳动参与和生产劳动参与变动在其间所发挥的中介作用。

图1 生育行为影响女性健康人力资本维护的解释框架

三、研究设计

（一）数据说明

本文数据来源于国家卫生健康委的全国人口与家庭动态监测调查（2019年）。该调查的对象为居住在中国大陆31 个省（区、市）的15～49 岁的中国籍女性，调查内容包括个人基本信息、子女养育情况、生殖健康与服务、生育意愿与家庭支持，以及家庭健康状况。该调查采取分层抽样与多阶段PPS抽样相结合的方法，覆盖了全国300 个县级行政单位，共调查了60 000 名女性，具有较好的代表性。经过去除无效填答和异常值，本文最终保留样本52 695个。

（二）变量定义

本文结合格罗斯曼和盖茨的分析框架，为健康人力资本维护的操作化选择了三个二分变量，包括身体检查、体育锻炼和健康饮食。第一个被解释变量被定义为“是否参加过体检”（是=1），来自于问卷中“2019年，您参加过以下哪种形式的健康体检”的回答。其中，选择个人自费体检、单位∕社区组织的付费体检、单位∕社区组织的免费体检以及“两癌”筛查者被归入“身体检查”组，没有参与过体检者被归入“未身体检查”组。第二个被解释变量为“是否每周至少参加1次体育锻炼”（是=1），在问卷中对应的问题是“近6个月内，您平均每周锻炼几次”。最后一个被解释变量则被定义为“是否在饮食中控盐控油”（是=1），来自于问卷中“您家限量盐勺使用情况”和“您家限量油壶使用情况“的回答。其中，选择使用限量盐勺或限量油壶，或者虽然不使用但有意识控制食盐、食油量的被归入“健康饮食”组，其余被归入“不健康饮食”组。

生育行为是本研究的核心解释变量，受访者被分为“未生育”和“生育1个及以上孩子”两类。第一个中介变量“再生产劳动参与”被定义为“照顾子女时长”（小时∕天），在问卷中以“过去1周，您一共陪伴孩子多少小时？”进行测量。由于问卷设计时对于不同年龄段的多个子女的照料时间进行分别询问，本研究将对这一系列回答进行加总处理以获取该变量。所以多子女女性的照顾子女时长可能大于24 小时每天。第二个中介变量“生产劳动参与”则被定义为“是否参与工作”（是=1），根据问卷中“您现在的主要就业状况“获得。其中，选择料理家务和退休者被归入“未参与组”，其余被归入“参与”组。此外，本文还控制了年龄、受教育程度、城乡、家庭人均收入等变量。

表1报告了基本变量的统计描述。可以看出，样本中女性平均年龄为37.2岁；城乡比例则接近各50%。对比第七次人口普查中按照16～59 岁口径所统计的女性大学专科及以上学历占比23.9%，该样本中23.1%的占比也非常接近。因此该样本具有较好的代表性。

表1 基本变量的统计描述

根据样本描述，58.0%的受访者在2019年参加过身体检查，57.4%的受访者每周至少体育锻炼一次，75.1%的受访者会在饮食中控制盐量或油量摄入。其中，91.0%的受访者有一个或以上的子女，平均每日的子女照料时长约为5小时。与此同时，72.3%的受访者参与工作。

（三）模型设计

本文关于健康资本维护的三个因变量都属于二分名义变量，因此本文将采用logit回归分析生育行为所造成的影响。基于此，进一步检验：当女性发生生育行为后，是否会因为在再生产劳动和生产劳动中的参与变动，从而调整自身维护健康人力资本的方式。参照温忠麟等（2004）[17]的中介效应模型，将中介模型设计如下：

上述公式中，H_maintainence为三类测度健康资本维护的名义变量，Child为是否生育的名义变量，Childcare是每日照顾子女时长的连续变量，Job为是否参与工作的名义变量。control为一系列控制变量。此外，α和β分别对应各方程中的常数项和变量系数，ε为随机扰动项。鉴于方程（2）左侧为连续变量，因此采用OLS模型来估计生育行为对中介变量的配置效应。其他方程都采用Logit模型进行估计。

对模型中的方程（1）～（4）进行检验。当方程（1）中系数β10显著，则表明生育行为总体上对女性健康人力资本维护有影响。继而进行方程（2）～（4）的检验，根据系数β11、β12、β13、β33、β43的显著性及方向，并结合Bootstrap检验，来判断再生产劳动参与和生产劳动参与变量的具体中介作用。

四、描述性分析

表2 分别报告了样本中未生育女性和已生育女性的健康人力资本维护状况。在2019 年，22.3%的已生育女性曾参与过个人自费体检，还有1.9%和22.9%的已生育女性参与过由单位和社区组织的付费体检和免费体检。这些数据全面落后于未生育女性。已生育女性仅有“两癌”筛查项目（宫颈癌和乳腺癌）的参与概率高于未生育女性。最终，已生育女性的未体检率达到了43.2%，明显高于未生育女性的30.3%。如果考虑到“两癌”筛查项目并没有对女性进行全面的身体检查，那么相较于未生育女性，已生育女性的身体检查就更不充分。

表2 未生育和已生育女性健康人力资本维护状况对比

而从体育锻炼来看，已生育女性的每周体育锻炼次数约为2.1次，也少于未生育女性的2.4次。进一步考察两类女性的体育锻炼项目选择差异则可以发现，未生育女性的项目选择更为丰富。未婚女性选择太极拳∕健身气功∕武术（0.7%）、球类运动（12.8%）、跑步（50.2%）、登山（10.9%）、自行车（14.7%）、健身房锻炼∕健美∕力量练习（17.6%）、游泳（5.2%）、冰雪运动（0.3%）的比例全面高于已生育女性。而已生育女性只有选择步行（72.3%）和广场舞∕秧歌∕健身操（舞）（23.0%）的比例高于未生育女性，锻炼方式更为集中和单一。而且由于步行锻炼在已生育女性锻炼项目中的绝对优势地位，已生育女性的锻炼强度也明显低于未生育女性。

从健康饮食的角度来看，已生育女性的食盐摄入控制和食用油摄入控制都略差于未生育女性，但相差幅度并不大。需要注意的是，上述描述分析并未约束年龄、受教育水平、城乡和家庭人均收入等控制变量。下面，本文将在控制有关变量的基础上展开更具体的讨论。

五、实证结果与分析

（一）基准模型

从中介效应模型中各方程的估计结果来看（表3），列（1）、（3）、（5）显示，生育行为会导致女性身体检查和体育锻炼的概率（Odds）分别下降14.5%和56.6%，但同时会促使健康饮食的概率上升14.5%。列（7）、（8）中的估计系数则进一步表明，女性在生育后不仅显著增加了再生产劳动参与，也同时增加了自身退出就业市场的可能。上述结果结合列（2）、（4）、（6）可分别证实再生产劳动参与和生产劳动参与在不同健康人力资本维护上所发挥的中介效应。

从身体检查（列2）来看，在控制了其他变量后，承担更多的再生产劳动会显著阻碍女性进行身体检查，而参与生产劳动的女性则会有更高的概率参加身体检查。但由于女性生育后提高了退出就业的比例，因此生育行为通过两条中介路径都对女性的身体检查表现出了负面影响（见表4）。此外，再生产劳动参与和生产劳动参与在模型中显示了完全中介效应，列（2）中生育行为的系数不再显著，表4中Bootstrap模拟所得的置信区间也包括了0值。

表4 中介模型中各影响路径的估计参数及检验结果（基于1000次Bootstrap模拟）

从体育锻炼（列4）来看，在控制了其他变量后，再生产劳动和生产劳动负担的增加都会显著减少女性的体育锻炼。所以，女性生育后再生产劳动和生产劳动参与的变动分别发挥了部分中介效应和遮掩效应（见表4）。此外，在考虑了中介因素后，生育行为仍然对女性体育锻炼造成了直接负面影响。这意味着女性在生育后即便不花费时间亲自照料子女，也不改变自身就业情况，其体育锻炼的概率也会明显下降。

从健康饮食（列6）来看，在控制了其他变量后，参与再生产劳动会显著提升女性采取控油∕控盐的饮食策略，而参与生产劳动则会使女性不健康饮食的概率提高。所以，生育行为通过两条中介路径都对女性健康饮食表现出了正面影响（见表4）。此外，再生产劳动参与和生产劳动参与在模型中显示了完全中介效应，列（6）中生育行为的系数减小且不再显著，表4 中Bootstrap 模拟的直接效应结果也反映为不显著。

最后，从控制变量的作用来看，列（1）～（6）中普遍反映，在其他条件一定的情况下，年龄的增长、受教育水平的提高、城市生活和家庭人均收入的提高对女性身体检查、体育锻炼和健康饮食这三类维护手段都具有相对稳定且显著的促进作用。

（二）稳健性检验

1.调整被解释变量的指标。此处提高了测度三类健康人力资本维护方式时的标准，分别将“两癌”筛查剔除出“健康检查组”，将“体育锻炼组”的门槛提升至每周锻炼3次及以上，将“健康饮食组”的标准调整为既控制食油量且控制食盐量。结果见表5-A部分。与基准模型相比，列（1）-（6）中生育行为、再生产劳动参与和生产劳动参与变量的系数方向和显著性保持一致。列（7）、（8）所估计方程本身未发生调整。

表5 稳健估计结果

2.调整解释变量的指标。此处将生育行为重新分为“未生育或生育1个孩子”和“生育两个孩子及以上”两类。结果见表5-B部分。与基准模型相比，列（1）、（3） -（8）中生育行为变量的系数绝对值都有所减小，而方向和显著性保持一致。这反映出，和生育一孩相比，二孩生育行为对于女性健康人力资本维护、再生产劳动参与和生产劳动参与具有类似的影响，只是影响的效果边际递减。而列（2）中生育行为的系数从显著为正变成显著为负。这意味着再生产劳动参与和生产劳动参与不再能完全中介二孩生育对于女性身体检查的负面影响。但这并不影响基于基准模型所得出的总体结论。

3.调整样本范围。考虑到中国女性的生育行为和婚姻状态高度绑定，所以在对基准模型进行阐释时，女性健康人力资本维护的变动或同样可被解释为来自于婚姻事件的影响。为此，本文进一步将样本范围调整为已婚受访者，有关结果见表5-C部分。可以发现，估计结果仍与基准模型基本一致。主要的区别在于女性生育行为对身体检查的负面影响更大，而对生产劳动参与的负面影响则更小。这说明未婚人群的身体检查概率低于已婚未育人群，而已婚女性在生育前就陆续开始退出劳动力市场。上述情况也较为符合日常经验。

综上所述，从这三种稳健检验结果来看，前文所得结论基本可靠，即女性发生生育行为后，会减少身体检查和体育锻炼但改善健康饮食习惯，并且这些影响都受到了女性再生产劳动参与和生产劳动参与的不同中介作用。

（三）异质性分析

1.再生产劳动环境的异质性分析

对于中国女性而言，与祖辈共同居住会使其再生产劳动环境发生较为根本性的变化，祖辈的生活习惯也可能会影响到其他家庭成员维护健康人力资本的程度和方式。因此，在祖辈居住安排不同的家庭中，生育行为对于女性健康人力资本维护的状况就可能具有异质性的影响。此处对样本进行了分组回归，结果展示于表6。

表6 再生产劳动环境异质估计结果

通过分别对比列（1）和（2）、列（3）和（4）以及列（5）和（6）可以发现，与祖辈共同居住的女性在身体检查和体育锻炼方面受到生育行为更为明显的负面影响，而生育行为在健康饮食方面的积极作用也不复存在。虽然和祖辈共同居住有可能减轻女性的再生产劳动负担，但是根据2008年中国时间利用调查的数据，与祖辈共同居住所节省出的家务劳动时间又被大量投入至儿童培养（Zhou et al.，2021）[18]。而照顾祖辈的责任却加重了女性家务劳动的负担，进一步压缩了女性在再生产劳动中将时间和精力分配给自身的比例，所以女性在生育后更大幅度地减少了身体检查和体育锻炼的概率。对于健康饮食而言，家庭会在烹饪时兼顾不同家庭成员的口味，因此在与祖辈共同居住时女性对于健康饮食的调整会受到更多限制。而且现实生活中，不少家庭会由祖辈负责烹饪饮食，这就更有可能造成这一状况的发生。

2.生产劳动环境的异质性分析

上述模型分析中考虑了女性参与就业所起到的中介作用，并发现参与就业会提高女性参加身体检查的概率，但妨碍女性进行体育锻炼和采取健康的饮食方式。然而，不同的生产劳动环境，特别是办公室工作和非办公室工作的差别，不仅会对劳动者身体所具有的健康资本提出不同的要求，也会对劳动者维护健康资本的方式造成不同程度的约束。所以，身处不同的生产劳动环境中，生育行为对于女性健康人力资本的维护也可能具有异质性的影响。此处进一步对样本进行了分组回归，结果显示于表7。

表7 生产劳动环境异质估计结果

通过观察列（1）和（2）可以发现，无论是参与办公室工作还是非办公室工作的女性，生育行为对女性身体检查造成的负面影响都不显著。这说明相较于退出劳动力市场的女性，参与就业对女性的身体检查行为具有一定程度的刚性要求和有力支持。通过分别对比列（3）和（4）以及列（5）和（6），我们还可以发现生育行为对于办公室工作女性参加体育锻炼造成了更大的负面影响，与此同时，办公室工作的女性在生育后对于饮食习惯的改善也并不显著。我们可以合理推测，一方面办公室工作对于劳动者的体力要求更低，所以女性在生育后更容易减少体育锻炼；另一方面，办公室工作具有相对严格的时间规定和空间限制，所以办公室女性更难具有恢复体育锻炼和改善饮食烹饪的客观条件。

六、结论与讨论

本文实证检验了生育行为对女性健康人力资本维护的影响，以及女性生产和再生产劳动参与变动所起到的中介作用，并探讨了不同生产和再生产环境的异质性影响。研究发现，女性不仅会在生育后承担更多的再生产劳动，同时也提高了自身退出生产劳动的概率，这进一步导致了女性维护健康资本方式的显著变化。其中，再生产劳动参与的增加会抑制女性的身体检查和体育锻炼行为，但会促使女性形成更加健康的饮食习惯；而退出生产劳动则会削弱女性参加身体检查的可能，但有利于女性进行体育锻炼和改善饮食健康。总体而言，相较于未生育女性，已生育女性减少了身体检查和体育锻炼，但在饮食健康方面有所改善。此外，与祖辈共同居住加剧了生育行为对女性身体检查和体育锻炼的负面影响，并且消除了对健康饮食的改善作用。而参加办公室工作也会加剧生育行为对体育锻炼的负面影响，同时削弱对健康饮食的促进作用。

在人们的日常话语中，诸如“黄脸婆”“身材走样”“一孕傻三年”等歧视性概念都在不同程度上反映了女性在生育后的悲观健康预期。上述研究正是从统计层面定量验证了这一观点：女性所承担的生育职责不仅意味着孕产疾病风险、短期收入损失和直接劳动付出，从更为长远的角度来看，也会妨碍其健康人力资本的维护。因此，必须全方位地重视女性在生育过程中所付出的代价，从根本上维护好、发展好女性的人力资本，尽可能地消除女性生育焦虑。根据上述实证研究发现，作者提出如下政策建议：

第一，有效拓展孕产服务边界，满足女性身体检查需求。一方面，主动延长女性孕产卫生服务，在产后3至5年继续为女性，尤其是未参与就业的女性，提供公共健康体检服务，部分或足额报销有关费用。另一方面，进一步试点、完善更为全面的家庭医生制度，建立健全职工基本医疗保险门诊共济保障机制，以财政补贴的形式鼓励以家庭为单位的亲子体检服务。

第二，灵活使用公共体育设施，提高育儿和锻炼兼容性。一方面，开放幼儿园、中小学的体育场地和体育设施，在重新规划学生体育锻炼安排的基础上，鼓励时间允许的家长在送接学生时一同早锻炼或晚锻炼。将校外等待变为校内锻炼，充分利用女性照料儿童的零碎片段时间。另一方面，配合“双减”政策，试验并推广家长参与的学生体育竞技活动。在周末时间，组织校内和校际的家长子女“混双”联赛项目、家长队伍与学生队伍的亲子对抗项目，有效融合儿童照料与体育锻炼时间。

第三，全面减轻女性育儿负担，做优生育支持政策体系。一方面，进一步强化家庭育儿支持，严格落实男性陪产假、育儿假的有关规定，鼓励男性分担再生产劳动。另一方面，持续推动普惠性托育服务体系建设，引导临时性儿童照护服务发展，提供科学、周到的社会育儿支持，有效减轻女性育儿负担。

第四，发挥媒体宣传引导作用，做好健康知识普及工作。一方面，以健康中国行动的实施为契机，发挥舆论宣传导向作用，长期培育居民健康生活习惯，为女性健康人力资本维护营造良好的家庭氛围。另一方面，要普及现代静坐生活方式所带来的长期危害，重点鼓励办公室女性“动起来”，以更充足的人力资本应对职场挑战。

第五，科学规划女性全面发展，进一步完善保障妇女健康的制度机制。建议各级妇联组织根据《中国妇女发展纲要（2021～2030 年）》的有关计划，将保障女性健康融入新时代女性全面发展大局。把维护女性健康资本作为缓解生育养育和职业发展矛盾的一项重要工作，进一步解决女性健康发展中的不平衡不充分问题。