【摘 要】本研究提出延长产假的“社会分化效应假说”，来重新解释因为延长产假而在流动女性群体中出现的“生育—失业悖论”，并利用2016年中国各省份的《人口与计划生育条例》修订这一外生事件和2016年、2018年全国流动人口调查数据，对该理论进行检验。研究发现，延长产假能够有效提升流动女性的二孩生育意愿，但同时也会显著增加流动女性的失业风险，产假每延长1个月，流动女性失业的概率就会增加11.76%。但是，产假延长只提升了高社会经济地位流动女性的二孩生育意愿，却使得低社会经济地位流动女性的失业风险升高。作为保护弱势群体的家庭政策，产假延长政策在实施过程中产生了新的不平等，使低社会经济地位流动女性陷入更困难的境地。本研究不仅拓展了低生育问题研究视域，也为完善公共政策和引导现代家庭发展提供了理论参考。
【关键词】：产假延长；生育—失业悖论；社会分化
【文献来源】石智雷,王璋.延长产假对流动女性“生育—失业”的影响基于全国流动人口调查数据[J].社会,2024,44(02):213-242.DOI:10.15992/j.cnki.31-1123/c.2024.02.008.
一、问题的提出
过去50年，世界各国的公共政策经历了一个巨大转向，从一般性的社会福利投资转向对家庭的支持。进入现代社会后，伴随着工业化和市场化的持续推进，家庭传统的社会保障功能逐渐弱化，生活的不确定性和风险性升高。越来越多的政府意识到，任何在家庭以外建立起来的社会政策都不能取代家庭的功能和责任，解决社会问题的有效途径是使家庭能更好地适应现代性与市场经济带来的变化（张秀兰、徐月宾，2003）。政策制定者逐渐将公共政策的治理焦点由干预市场转向支持家庭。在20世纪初期，经合组织（OECD）国家仅将不到8%的国内生产总值用于人民的福利与再分配，而到了20世纪末，这一比例已接近30%（蒙克，2018）。尤其自80年代以来，西方发达国家的福利支出进入收缩期，但家庭政策的支出门类和比重一直在增加（蒙克，2017）。近年来，随着少子化、老龄化问题的加剧，中国也在不断提高对家庭政策的重视程度。其中，产假是最受政府和社会关注的典型。
几乎所有国家都有产假的法规，允许母亲在分娩前后离开工作场所一段时间，并赋予她们在分娩后返回前雇主单位的权利。早在《1919年保护生育公约》中，国际劳工组织便提出要保障女性产后六周的休息期，并提供假期津贴。女性应当休产假已经成为共识，但产假的长短在不同国家差异很大，学界也没有共识。从2021年8月十三届全国人大常委会第三十次会议通过关于修改人口与计划生育法的决定以来，各地相继启动地方人口与计划生育条例的修改工作，争相延长产假的举措引发社会的广泛热议。其中，产假延长会加重女性就业难度是公众关注的重点。相关新闻也屡有报道：大量女大学生应聘时面临更加严重的性别歧视，婚育计划成为被频繁问及的关键问题；有企业明确要求女性签订“两年不生育”承诺；哪怕女生成绩出色得多，企业也只招聘男生，甚至在招聘通知上明确性别要求。这些问题在引发广泛热议的同时，也亟需科学的经验分析和理论总结。
从理论上说，产假政策兼具时间支持和经济支持两种属性，延长产假有利于女性的身心恢复与子女照顾，也能为女性提供就业保护（Gangl and Ziefle，2015；Ginja，etal.，2020；Mari and Cutuli，2021）。但大量研究发现，延长产假可能存在一种“生育—失业悖论”。一方面，延长产假平衡了女性工作与家庭的冲突，提升了女性生育意愿（Bjδrklund，2006；Stichnoth，2020）；另一方面，延长产假增加了女性的雇佣成本，可能导致劳动力市场上性别不平等状况的加剧，经济理性的雇主会选择减少女性的雇佣或降低女性工资（Arntz，et al.，2017）。尽管研究者辩证地剖析了产假延长的积极和消极作用，但大多数研究仍局限于对其两难困境的识别，对“生育—失业悖论”的形成机制缺乏更深层次的认识。延长产假的出发点是维护女性在家庭和劳动力市场中的基本权益，本质上是对弱势群体的保护，属于补缺型家庭政策（尚晓援，2001）。但随着社会变迁和经济体制改革的不断深入，一方面，中国的社会不平等程度不断加剧，社会分层趋势凸显，另一方面，在由计划经济向市场经济转型的过程中，缺乏保障、组织灵活的非正规就业成为中国劳动力市场上的主要形式。因此，在中国复杂的政策环境下，延长产假的政策效应很可能并非“中性”，在不同社会经济地位和就业类型的女性群体中可能产生不同甚至完全相反的影响。以往研究大多关注延长产假对不同结果变量的影响，诸如健康、生育、婴幼儿发育等。很大程度上忽视了当拥有的资源禀赋和社会背景不同时，社会行动者受到政策影响或行为决策转变的系统性差异。
本文基于全国性流动人口调查数据来研究延长产假对流动女性“生育—失业”的影响，对当前中国具有重要意义。第一，目前中国已经从乡土中国进入流动中国阶段（段成荣等，2020）。当前人口流动的规模很大，在未来也会持续扩大。根据七普数据，截至2020年底，中国流动人口规模已达3.76亿，占全国人口总数的26.06%。在15—45岁的青壮年人口中，流动人口占37.73%，成为中国当前劳动力的主力军。第二，流动人口中大多数是跨城乡的流动群体，有很强的整体代表性。该群体来自农村，在城市中工作、生活，既能代表一部分城市的属性，也能代表一部分农村的属性。第三，流动人口外出的主要目的是就业，可以更好地识别延长产假对就业和生育的影响。根据2018年的流动人口动态监测数据，15—49周岁的女性流动人口的流动原因是务工/工作/经商的比例为78.99%。同时，流动人口在流入地的社会资源比较匮乏，难以获得来自社会和家庭的养育支持，也是最需要产假等政策支持的群体。
本文的边际贡献在于，第一，我们基于中国政策实践验证了延长产假在流动女性群体中的“生育—失业悖论”。以往研究产假对生育意愿及失业的影响的文献大多以发达国家为研究对象，国内研究较少，也未得出一致的结论。其原因在于，不同国家的文化、民族、自然和社会环境存在差异，福利体系和政策条件也不同，因此，产假带来的影响也可能不同。本文基于中国独有的社会转型背景，将延长产假政策对企业和流动女性的影响纳入统一的分析框架，科学识别中国延长产假政策对流动女性生育和失业的影响。第二，我们从社会分化的视角出发，为延长产假的“生育—失业悖论”提供新的理论解释。本文首次提出延长产假的“社会分化效应假说”，即延长产假的生育效应和失业效应并非作用于同一群体，延长产假仅能提升高社会经济地位流动女性的二孩生育意愿，也只增加了低社会经济地位流动女性的失业风险。第三，在方法论上，我们突破了以往研究的简单线性决定论范式。以往文献在研究延长产假的实施效果时，往往孤立地考察其对生育、就业或其他某一方面的影响，得出产假在促进生育的同时，还会提升失业风险的结论。本文从社会结构、企业、个人等多个维度的矛盾关系切入，能够更为全面和准确地识别产假政策实施效果。
二、制度背景与研究假设
（一）中国产假政策的历史沿革
1949年以来，即使在严格的限制生育时期，中国也一直有产假政策，其目的在于保障妇女的基本权利，维护产妇和婴幼儿的健康。中国的产假政策最早开始于1951年，通过效仿前苏联的劳动保护模式，初步制定了《中华人民共和国劳动保险条例》，首次规定女职工可以依法享有8周（56天）的产假，符合中国传统“坐月子”的产后护理习俗（Liu，et al.，2020）。在1988年，中国进行了历史上最大幅度的法定产假延长，从56天延长至90天。2012年国务院颁布的《女职工劳动保护特别规定》（后称《特别规定》）将法定产假进一步延长8天，与国际劳工组织规定的14周（98天）接轨。随着老龄化、超低生育率等新问题的出现，中国逐渐放开生育限制，也更加重视产假政策。各省份分别在全面二孩政策、三孩政策实施后，先后以生育奖励假的形式延长辖区内的产假。大多数省份在2016年将产假延长至128天以上，在2021年延长至158天以上。
中国产假政策演进经历了“社会化—单位责任制—再社会化”的过程，覆盖面呈现先收缩、再扩张的特征。1951年，产假政策包含在劳动保险条例之内，生育补助由劳动保险基金发放。除覆盖城镇女性的职工、工人以外，还包含了其他的临时工、季节工和试用人员。随着60年代初社会主义改造的完成，中国进入计划经济时期，形成劳动者“单位责任制”（覃成菊、张一名，2011）。在这一阶段，企业只对本单位员工负责，生育补助也由企业生育保险支出，这导致产假将临时工、季节工和试用工排除在外，而只是覆盖城镇正式女职工。改革开放以后，企业成为自负盈亏、独立核算的经济实体，产假高昂的成本给企业带来了沉重负担。同时，新就业形式与经营模式不断涌现，对社会保障提出了更高的要求，推动了产假政策的再社会化（潘锦棠，2003）。1994年，中国建立社会统筹的生育保险制度，规定企业按适当比例为员工缴纳生育保险，女职工产假薪资由生育保险统筹支付。1988年的《女职工劳动保护规定》、2009年《流动人口计划生育工作条例》和2012年的《女职工劳动保护特别规定》进一步扩大了产假的覆盖范围，将社会团体、个体组织与跨地就业的流动人口纳入实施对象，明确了流动人口产假按现居住地规定执行。此外，在历次改革中中国产假的薪资标准并未发生太大变化，以生育前收入（1994年前）和上年度职工月平均工资（1994年后）为标准，总体保证女员工收入与生育前相比不会明显下降。
（二）延长产假的“生育—失业悖论”
在延长产假的实践中，可能存在一种“生育—失业悖论”，即产假延长在促进人们生育的同时，也提高了女性面临的失业风险（Hilgeman and Butts，2009）。
一方面，延长产假会增加职业女性做出生育决策的可能性，促进生育行为（Raute，2019）。坎诺尼尔（Cannonier，2014）研究了美国家庭和医疗休假法（FMLA）对生育结果的影响，发现FMLA的实施增加了美国女性的一孩、二孩生育概率，并使她们更早地生育孩子。在符合政策条件的女性中，生育一孩的概率提高了5%，生育二孩的概率提高了3%。巴斯福德和费舍尔（Bassford and Fisher，2020）基于澳大利亚的带薪产假改革实践发现，该政策对女性生育意愿没有显著影响。但在有生育意愿的女性群体中，该政策使生育数量平均增加0.28个，提高了13%。现有研究从三个方面解释产假对女性生育的促进作用：一是产假政策使女性获得了受法律保护的机会，使其能暂时将主要精力投入家庭角色，不必担心因为生育而丢失工作（Waldfog el，1998）；二是作为兼具时间补贴和经济补贴的支持措施，产假政策能有效缓解生育行为面临的资源约束，降低直接和机会成本；三是延长产假还可以降低养育较为年长子女的养育成本，这可能导致人们缩短生育间隔（Barbos and Farrington，2019）。
另一方面，延长产假也增加了育龄女性的失业风险和非正式就业的可能性（Uribe，et al.2019）。因为，即使在产假期间不能解雇女性，一旦休假期满，公司也会选择解雇这些女雇员。一项基于巴西经验数据的研究发现，在工作保护期结束4个月时，女性离职概率增加约5%，5个月时，离职率达到10%左右（Machado and Neto，2016）。延长产假对女性就业的不利影响是系统性的，对就业机会、工资水平和职业发展都有影响，且这种不利影响随着产假长度的延长更加凸显（Rossin-slater，2017）。雷伊等（DelRey，et al.，2021）基于1994年、2004年、2011年159个国家的非平衡面板数据发现，当产假天数超过30周时，女性的劳动参与率明显下降。普哈尼等（Puhani，et al.，2011）基于西德的经验数据发现，产假延长对年轻女性的职业培训有负面影响，即使这些女性并没有孩子。有关产假延长对女性就业的不利影响的解释主要有三个视角：首先，当产假政策带来的成本主要由企业承担时，企业不仅要为休假员工支付津贴，还需要重新寻找替代劳动力填补短期的职位空缺，这会导致雇主对女性员工的歧视；其次，长时间离职可能导致女性人力资本的损失，降低劳动生产率；第三，根据“信号理论”，女性长时间休假会被雇主认为工作态度不佳（Spence，1973），违背了生产承诺（productive commitment）。
同时，也有一些研究认为，产假延长对女性生育和就业的影响是有限的，甚至不存在显著影响。在生育研究方面，达尔等（Dahl，et al.，2016）基于挪威的带薪产假改革实践，并没有发现延长产假能够提升人们福利水平的有力证据，延长产假对婚姻、生育、儿童发展的影响并不大。黄宇尚和郑恩珠（Hwang and Jung，2016）基于韩国的经验数据发现，带薪产假并没有显著促进女性二孩生育意愿的提升，可能的原因是韩国现行产假政策不足以抵消职业女性的生育成本。在就业研究方面，鲍姆（Baum，2003）基于美国的经验数据发现，产假政策对女性就业和工资的影响非常小，在统计上并不显著。肖恩伯格和卢德斯特克（Schonberg and Ludsteck，2014）基于德国20世纪70年代以来5次产假延长的准实验发现，在每次产假延长改革后，都在短期内降低了女性就业率，但从长期来看这种影响较小。
可见，延长产假与女性生育行为、就业的关系是复杂的，其结果可能会因为各国的具体国情、文化传统、政策内容和实施情况的不同而不同（Kalwij，2010）。且大多数研究是使用不同国家、不同时期的数据孤立地研究延长产假对生育或就业的影响，而基于同一国家、同一时期的数据，并将生育与就业置于同一分析框架下的研究很少。同时，政策效果不确定的另一个可能原因是，产假政策有多个维度，包括持续时间、津贴标准、执行方式等，这也限制了产假政策的实施效果在不同时期或不同国家之间的可比性。
随着中国的生育率屡破新低，产假政策也越来越受到国家重视，各省份于2016年与2021年先后两次延长产假，最长已达一年，比世界上其他大多数国家的产假都长。但目前国内外的研究都非常缺乏有关延长产假对流动女性生育意愿及失业影响的研究。流动女性大多以就业为目的离开家乡外出工作。她们在流入地的社会资源非常匮乏，生育行为更需要产假政策的支持。同时，如果延长产假加剧了对女性的就业歧视，首当其冲的就是流动女性群体。那么，在中国，延长产假是否会导致流动女性的“生育—失业悖论”？基于此，我们提出以下两个平行假设：
假设1：延长产假能提升流动女性的生育意愿，但可能存在阈值，超过阈值的产假并不能促进生育意愿。
假设2：延长产假会导致流动女性失业风险增加，产假越长，流动女性面临的失业风险越高。
（三）延长产假与流动女性的社会分化
产假政策的实施涉及政府、企业的多方参与，但企业的经营动机是追求利润，它们没有动力承担这部分额外成本。杨慧（2022）测算了三孩政策下企业的生育成本负担，在女职工生育1—3个孩子时，企业平均需承担3.2万—9.59万元的生育成本。值得注意的是，在大多数省份，一部分产假延长期间的津贴发放需要由企业直接承担。当用工成本由于产假延长而大幅上升时，企业会相应调整自身的经营策略，通过不为女职工缴纳生育保险、不提供产假，或是直接减少女职工的聘用，来规避或转嫁这些额外成本。
哪些流动女性能享受产假？作为双薪型家庭政策的一种，能否享受产假政策与流动女性的单位性质、户口类型、教育程度高度相关。在中国，女职工的产假权益受《劳动法》《女职工劳动保护规定》保护，企业不提供产假属于违法行为，因此，雇主实际上是在承担产假的额外用工成本和不提供产假的违法风险之间的选择。在该过程中，不同类型的雇主做出的决策不同，也导致所雇佣的女性职工能享受的产假福利不同。第一类雇主是国有企业、事业单位，它们在公有制体制下，没有不提供产假来降低经济成本的行为动机，会严格执行相关政策或条例。第二类雇主是大型、正规化的私营企业，它们规模大、收益高，即使承担延长产假带来的劳动力成本，也会有丰厚的盈余空间，往往也会按相关规定执行产假政策。这两类雇主违反法律、政策条例的风险成本很高，不仅体现在直接的行政处罚和经济处罚上，还面临企业品牌、声誉受损的舆论风险。高学历、拥有城市户口的流动女性更容易在这两类单位中获得正规就业岗位，通常有更高的收入（茅倬彦等，2023），也是产假政策的主要覆盖群体。第三类是小微企业、个体经营者，它们大多数属于劳动密集型企业，由于劳动力成本日益升高，利润微薄。这些企业的用工制度并不规范，采用非常灵活的用工模式，甚至因为不签订劳动合同或仅签订短期合同使雇员诸多权益难以得到保护。因此，在这类企业从事非正规就业的流动女性很难获得产假政策的保障，她们往往属于低学历和具有农村户口的群体。基于此，我们提出以下三个平行假设：
假设3a：延长产假对高学历流动女性的生育意愿存在显著正向影响，但对低学历流动女性不存在显著影响。在高、低家庭收入分组中也呈现同样的规律。
假设3b：延长产假对在正规部门就业流动女性的生育意愿存在显著正向影响，但对在非正规部门就业的流动女性不存在显著影响。
假设3c：延长产假对城镇户口流动女性的生育意愿存在显著正向影响，但对具有农业户口的流动女性不存在显著影响。
随着生育政策的放松，尤其在全面二孩政策实施后，流动女性面临更加严峻的就业歧视（黄乾、晋晓飞，2022），其中，有两类女性受到的就业歧视更严重，失业风险也更高。一是低学历、低技能水平、低生产效率的流动女性。如果流动女性的生产效率高，技能熟练，生产价值远超出为其提供产假带来的成本，那么她们仍然能凭借自身的竞争力留在职场。反之，如果是低学历、低技能水平的流动女性，当生产价值接近甚至低于雇佣成本时，企业便会将其淘汰。二是可替代性强的流动女性。由于大量农村剩余劳动力涌入城市，在中国城市，尤其是劳动密集型行业中形成了一个劳动力“公共蓄水池”（石智雷等，2022）。这些农业转移人口的劳动技能具有高度同质性，可替代性很强。受产假延长政策的影响，企业更倾向于辞退可能或已经怀孕的农村进城女工，而雇佣一个生产效率接近的男性员工。基于此，我们提出以下两个平行假设：
假设4a：延长产假会使低学历流动女性的失业风险升高，但对高学历流动女性没有显著影响。在高、低家庭收入分组中也呈现同样的规律。
假设4b：延长产假会使具有农业户口的流动女性的失业风险升高，但对具有城镇户口的流动女性没有显著影响。
三、研究设计
（一）研究策略
在2016年“全面二孩”政策实施后，各省、自治区、直辖市先后根据中央的政策修订《人口与计划生育条例》（以下简称《条例》），延长生育假期，增强优生优育服务，取消生育间隔。产假内容变化主要体现在两个方面。一是各省份全面取消晚育假，将过去“国家规定假期98天+晚育假”的产假计算方式调整为“国家规定假期98天+生育奖励假”。二是在原有产假长度基础上，有23个省份再次延长了产假。海南、广东延长最多，分别延长了75天和65天。表2报告了各省市2016—2017年《条例》修订后的产假长度、实施时间和延长天数。
本文研究的是产假延长政策对流动女性生育意愿的影响。考察产假延长政策有两种方式：一是产假的动态变化，表现为各地实施产假延长政策的时间；二是产假的存量变化，即在实施产假延长政策后，产假总长度的变化。
首先，基于不同地区实施产假延长政策的时间差异，我们构建了一个准自然实验。本文使用的是全国流动人口动态监测数据，该调查于调查当年的5月1日开展。因此，在2016年的数据中，于5月1日以前制定并实施产假延长政策地区的女性体现为受到政策干预的生育意愿，我们将其设为实验组；而未制定或5月1日以后才实施产假延长政策地区的女性体现为未受政策干预的生育意愿，我们将其设为控制组。通过比较实验组和控制组生育意愿的差异，我们可以识别产假延长政策对流动女性生育意愿的影响。
其次，为了进一步考察产假延长后，不同假期长度对流动女性生育意愿影响的差异，我们分别以128天、158天、180天为临界值，划分了实验组和控制组，识别产假长度对流动女性生育意愿的影响。
我们将各省份新修订《条例》的实施时间、修订后的产假总长度分别作为因变量，将当地生育率、经济水平、离婚率、死亡率、失业率等作为自变量进行回归，来检验产假延长政策的外生性。研究发现，无论是产假延长政策的实施时点还是延长后的总长度，与当地区域特征都不存在明显的相关关系，很大程度上是随机的，这证明了政策冲击的外生性。
同时，为了进一步克服可能存在的自选择问题，即具有某一些经济、人口、社会发展特征的地区更倾向于延长或不延长产假，我们使用倾向得分匹配模型估计平均处理效应（ATT），通过实验组与控制组之间的匹配，识别产假延长对流动女性生育意愿的影响。具体而言，我们将构建以下两组PSM模型：
那么，理论上其实验组平均处理效应（ATT）为：
其中，
为实验组流动女性的生育意愿，
则表示如果这部分样本所在地区未实施产假延长政策或产假长度低于临界值时当地流动女性的生育意愿。显然，后者在现实中无法观测。我们通过倾向得分匹配的方法，为每一个处理组样本在控制组寻找一个与其对应的样本。在该控制组样本集中，除处理变量Treat不同以外，其他个人特征、流动特征、就业特征均高度相似，以该
集合作为
的替代。
最后，我们研究产假延长政策对流动女性失业的影响。由于研究对象发生变化，所适用的识别策略和模型也应该相应改变。失业风险与生育意愿不同，需要在相对较长的一段时间内，延长产假对流动女性失业的影响才能完全体现出来。因此，如果同样基于产假延长政策的实施时间差异来构建准实验，将大幅度低估延长产假对流动女性失业的影响，不是一个好的识别策略。因此，我们基于不同地区产假延长后的总长度和延长幅度来构建模型。
在该模型中，由于个体失业很难影响地区的产假延长政策，测量误差和反向因果的问题因此并不明显，我们主要面临遗漏变量的问题。本文处理该内生性问题的策略是：首先，我们尽可能控制流动范围、地区失业率等与流动女性就业相关的变量；其次，我们使用2002年《条例》修订时的产假长度作为工具变量，构建IV-Probit模型。选择该工具变量的原因有两个：第一，产假改革是渐进式的，是在原产假长度基础上的修订，与早期当地的产假长度有关，满足相关性假设；第二，2002年的产假长度属于前定变量，且2002年与2016年相隔15年，时间跨度很大。这期间，中国社会经济环境发生了翻天覆地的变化，人们的生活环境、方式和习惯也发生了较大变化。因此，该工具变量与模型中潜在的遗漏变量关联性小，很大程度上是相互独立的，满足独立性假设。
具体的模型如下所示：
其中，Unemploymenti表示失业，Maternityleavei为产假长度，Xi为控制变量，下标i表示样本中的个体i，IV为产假期限的工具变量。因为因变量“是否失业”为二分变量，所以本文采用概率模型进行估计，又由于扰动项未知，我们就借鉴已有研究假定其为标准正态分布，使用IV-Probit模型进行估计。在工具变量模型中使用两阶段法进行估计，第一阶段回归方程（5），获得产假期限的拟合值
，第二阶段使用
对因变量回归获得系数估计结果。模型排除和处理了可能存在的共线性、异方差与自相关问题，并控制了年份固定效应。
（二）数据介绍
本研究的数据来自全国流动人口动态监测调查数据（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）。该调查在每年的5月进行，采用分层、多阶段、与规模成比例的PPS抽样方法，调查样本覆盖全国31个省、直辖市、自治区和新疆生产建设兵团，经过2010—2015年的数轮调查，该数据库已经进入成熟阶段。本研究还匹配了省级区域社会经济发展与产假政策变动的相关数据，均来源于国家统计年鉴、各省、直辖市、自治区的统计年鉴以及各地实施的《计划生育暂行管理办法》《人口与计划生育条例》等法规。
由于产假影响流动女性生育意愿和失业的内在机制不同，我们根据研究需要，构建了两个不完全相同的数据集进行识别。第一步，我们将研究对象设定为调查期间15—49周岁的流动女性。一方面保证被访者具备将生育意愿转变为生育行为的能力，另一方面也尽可能排除退休等因素对模型的干扰。第二步，为保证研究对象受到产假延长政策的直接影响，我们将研究对象限定在就业身份为雇员的群体。第三步，2016年调查中仅询问了一孩家庭的二孩生育意愿，但在2018年询问了所有个体。为保证研究对象生育意愿的可比性，我们在生育意愿模型中仅保留有且仅有一个孩子的样本，其再生育意愿均为二孩生育意愿。第四步，剔除仍在上学、已经退休和没有工作且未尝试找工作的非劳动力群体。此外，由于新疆建设兵团数据缺失严重，故予以剔除。由于西藏的人口与计划生育政策一直相对特殊，故在生育意愿模型中删去西藏样本，在此基础上，我们再删去关键变量缺失的样本，最终构建了两个研究数据集，样本分别为69120个和23796个。
以流动人口作为研究对象，要考虑该群体的选择性特质。首先，部分流动女性在返乡结婚、生育后选择留在家乡，不再回城市工作。她们留在家乡的主要原因是要在家赡养老人、养育孩子，短期内不会再次寻找工作。因此，她们退出了劳动力市场，不属于失业的范畴，对与职业挂钩的产假政策也不太敏感，不会对研究结论产生太大影响。其次，部分女性迫于生计压力返乡，不再流动，这使得我们可能很难观测到收入最低、生计最难的一部分群体。然而，后面的实证结果发现，随着流动女性社会经济地位的降低，延长产假对其失业风险的影响显著更大，对生育意愿的影响更小。如果纳入这一部分生计最为艰难的女性综合考虑，只会进一步强化本文的发现，不会导致与结论相悖的结果。
（三）主要变量与描述分析
1.因变量
失业根据国际劳工组织的定义，失业是指在一定年龄之上，在参考时间内没有工作但可以工作且正在寻找工作的人。结合问卷中的问题“您今年‘五一节’前一周是否做过一小时以上有收入的工作（包括家庭或个体经营）”与“您4月份/最近一个月是否找过工作”，本研究将在前一个问题中选择“是”的定义为“就业人群”，赋值为0，将前一个问题选择“否”且后一个问题选择“是”的定义为“失业人群”，赋值为1。
生育意愿本研究只考察二孩生育意愿。问卷针对15—49周岁且有配偶的女性和男性设置了问题：2016年是“您是否打算再生育一个孩子”，2018年是“今明两年您是否有生育打算”。本研究将明确回答“是”的赋值为1，将回答“否”或“没想好”的赋值为0。
2.自变量
产假延长我们根据各省份的《条例》构建核心自变量。（1）延长后的产假总长度。本研究使用各地区2016—2017年修订的新《条例》中的实际产假长度（基础产假+生育奖励假），同时，选取2002年《条例》的实际产假长度（基础产假+晚育假）作为工具变量。（2）为解决生育意愿模型中的选择性问题，我们基于各省份产假延长政策的实施时间和长度构建了倾向得分匹配模型（PSM）。
3.控制变量
参考石智雷等（2022）的做法，模型中控制了个体层面的年龄、户口类型、受教育年限等个人特征变量，流动距离、流动时长、居留意愿等流动特征变量，以及他们子女的性别、年龄等变量。此外，模型中还控制了地区层面的离婚率、失业率等区域特征变量。
4.描述性分析
总体来看，在生育意愿数据集中，流动女性有二孩生育意愿的样本总占比为16.48%，其中，2016年有二孩生育意愿的样本占比为20.54%，2018年为11.82%，呈下降趋势。在失业数据集中，失业样本的总占比为3.86%，其中，2016年为2.92%，2018年为4.79%。表3报告了所涉变量的描述统计结果，大多数变量在两个数据集中的均值与标准差较为接近，说明研究数据分布较均衡，不存在显著差异。
图1直观描述了随着产假长度不断增加，生育意愿与失业风险的变化情况。从图中可以看出，产假政策与流动女性的生育意愿和失业风险都呈现明显的正相关，且生育意愿曲线的斜率先增后减，变化明显，而失业曲线相对平稳。这为产假政策对生育意愿及失业风险的影响提供了初步的经验支持，但仍需要严格的计量回归分析进行检验。
四、产假延长的“生育—失业悖论”
（一）产假延长的生育效应
首先，本文检验了产假延长的生育效应。在表4的第一组模型中，我们基于各省份产假长度和政策实施情况的差异，构建了倾向得分匹配模型，排除样本选择性的干扰。模型1是基于产假延长政策实施情况分组，模型2是基于产假长度分组。表5是模型的匹配效果检验表。通过对比匹配前后样本特征的分布发现，当我们采用PSM方法匹配后，实验组和控制组所有特征的样本均值差距大幅度缩小，大多数样本特征不再有显著差异，这说明二者匹配后的各方面特征均较为平衡，匹配效果较好，样本间的可比性大幅度提高。
实证结果发现，实施产假延长政策能显著提升流动女性的二孩生育意愿，这验证了生育效应的存在。从表4的模型1可以看出，无论采用哪种匹配方式，实施了产假延长政策地区的流动女性有二孩生育意愿的概率均显著更高，平均比未延长产假地区的被访者高1.9%—2.1%。我们进一步考察了不同产假长度对流动女性二孩生育意愿的影响，发现产假的生育效应存在明显的阈值。当产假长度超过180天时，延长产假不再提升流动女性的二孩生育意愿。模型2显示，当以128天或158天为界划分实验组和控制组时，产假越长的流动女性有二孩生育意愿的概率更高，该结果在不同的匹配方法下均显著。产假长度在158天以上的流动女性有二孩生育意愿的概率比产假长度在158天及以下的流动女性高约4.4%。但当产假大于180天时，二孩生育意愿与控制组没有显著差异。
（二）产假延长的“生育—失业悖论”
我们论证了产假延长的“生育—失业悖论”。表4第二组模型分别估计了产假长度与产假延长幅度对流动女性失业的影响，并使用IV-Probit处理了模型中的内生性问题。从表4的模型4可以看出，第一阶段回归的F值为14933.08，远大于10，说明不存在弱工具变量问题。wald外生性检验在0.05的统计水平上显著，说明模型存在一定的内生性问题，应该以IV-Probit估计结果为准。
表4的第二组模型检验了产假的“生育—失业悖论”，产假在提升流动女性二孩生育意愿的同时，也使她们的失业风险升高，验证了前文的假设2。IV-Probit模型显示，在排除了内生性问题之后，延长产假显著提升了流动女性的失业风险。根据边际效应的计算结果，产假长度每增加1个月，流动女性的失业概率就提升0.4%，占基准概率的11.76%。可见，产假长度对流动女性失业风险的影响不仅在统计上，在经济含义上也十分显著。我们在模型4中同样引入产假延长时间作为自变量，结果同样证明产假延长将导致流动女性更容易失业。
（三）稳健性检验
为了获得更加稳健的结论，本研究对一些替代性假说进行了检验（结果如表6所示）。
其一，随着年龄增长，女性的生育能力下降，生育风险也会增高。如果女性年龄超过一定阈值，可能会因为身体机能的限制，很难将生育意愿转化为生育行为。这让我们有一种担心，即在基准回归中证明的，延长产假会提升15—49岁育龄女性的生育意愿，会不会是因为延长产假对高年龄组女性的影响而体现的，而对低年龄组生育能力更强的女性没有影响？由于医学领域定义高龄产妇的界值是35岁（陈宇等，2017），且该年龄也是人口学领域定义生育旺盛期的界值（尹文耀等，2017）。因此，我们在表6模型1中选择15—35岁的流动女性样本再次进行回归，结果仍然是稳健的，且影响系数略高于基准模型。
其二，尽管我们将生育意愿模型的样本限制在雇员，但仍可能有一部分雇员无法享受生育休假，尤其是灵活就业群体。在表6的模型2中，我们将从事家政、保洁、商贩、装修及其他类职业的人界定为灵活就业者，认为他们对产假的敏感性较低，予以剔除。估计结果与主模型非常接近，验证了结论的稳健性。
其三，我们剔除了2021年生育率排前五名的广西、贵州、新疆、海南、安徽等省区的样本，以排除样本选择性可能带来的潜在影响，但最后的估计结果仍然是稳健的，说明样本的区域选择性对研究结论并没有重要影响。
其四，考虑到2016年、2018年两期数据中人们的生育意愿可能呈现较为明显的下降趋势。我们分别基于这两年的数据，估计了延长产假长度对流动女性二孩生育意愿的影响。从估计结果看，无论是使用2016年还是2018年的数据，当以128天或158天为界值划分实验组和控制组时，产假长的流动女性有二孩生育意愿的概率显著更高，但当以180天为界值时，实验组和控制组的二孩生育意愿没有显著差异。估计结果与基准回归保持一致，验证了结论的稳健性。
其五，由于扰动项分布未知，我们在第4、5个模型中分别使用LPM与2SLS模型进行重新估计，系数的显著性与大小并未与前文使用的Probit模型存在明显差异。在第6、7个模型中，我们将前文中控制的稳健标准误替换为省级层面的聚类标准误，虽然标准误有小幅提升，但结果仍然是显著的。
其六，根据理论假设，产假延长对流动女性失业的影响主要是由于企业的就业歧视，这种歧视与流动女性自身孩子数量的关系不大。如果与生育模型同样仅保 留一孩家庭，将损失较大的样本量。但为排除这种可能，我们在表6的模型8中仅保留了未生育及一孩家庭的样本，估计结果仍然显著，说明延长产假同样会提升未生育及一孩家庭流动女性的失业风险。
其七，人口流向并非在各区域均匀分布，大量的跨省流动人口集中流向东部沿海的广东、上海、浙江等省市。流动人口为企业提供了充裕的劳动力供给，所以在流动人口较多的地区，流动女性面临的失业风险可能更高。那么会不会是因为这些人口流入最多的部分区域导致本文的估计结果？为排除这一可能，在表6的模型9中，我们剔除了人口流入最多的广东，在模型10中我们剔除了人口流入规模排前三位的广东、上海、浙江，结果显示，产假长度对流动女性失业仍然有显著影响。
最后，随着社会经济发展，人均寿命不断提升，可能有大量50岁以上的女性仍在工作，女性就业歧视也会扩展到这个群体。前文基于女性退休年龄划定的15—49岁筛选标准可能过于严格，导致较多的样本损失。故在表6的模型11中，将样本年龄筛选标准放松到15—59岁，结果仍然显著，回归系数也没有发生明显变化。可见，本研究对样本年龄的筛选并未改变样本的分布。
五、延长产假与流动女性的社会分化
在这一部分，我们将根据不同类型的社会经济地位指标将流动女性分组，并分别进行回归，考察延长产假对不同流动女性二孩生育意愿及失业风险的影响，验证前文提出的延长产假的“社会分化效应假说”。
（一）延长产假仅促进了高社会经济地位流动女性的二孩生育意愿
表7汇报了产假延长政策是否实施对不同流动女性群体二孩生育意愿的影响。我们依次根据学历、户口、家庭收入、单位性质进行分组。值得一提的是，在分析单位性质对产假实施的影响时，我们参考石智雷和吕婕（2021）的做法，将政府机关、国有企事业单位、集体企业与三资企业界定为正规部门，其他私营、个体企业均为非正规部门。同时，我们以样本整体家庭收入均值为界，将样本区分为高收入组和低收入组。与前文相同，我们选择PSM模型进行回归，以排除模型潜在的选择性问题，各模型均通过了平衡性检验。
研究发现，延长产假显著提升了高社会经济地位流动女性有二孩生育意愿的概率，而对低社会经济地位流动女性没有显著影响。按学历分组的估计结果显示，小学及以下与中学学历的流动女性对产假不敏感。随着教育程度的升高，产假延长对流动女性二孩生育意愿的影响无论在系数大小还是显著性上均有所提升。在大专及以上学历组中，流入地实施了产假延长政策的流动女性有二孩生育意愿的概率比未实施地区的女性要高4.3%—4.5%（p<0.01），且该结果在各种匹配方法下非常稳健。在按家庭收入分组的估计结果中，也表现出类似规律，只有高收入组流动女性的二孩生育意愿在产假延长的影响下有显著提升，低收入组流动女性在产假延长前后并未发生显著变化，该结论验证了假设3a。但在按户口分组的样本中，延长产假对农村户口和城市户口的流动女性的影响较为接近且均不太显著，假设3c不成立。
分就业部门来看，产假延长显著促进了正规部门就业流动女性的二孩生育意愿，但对非正规部门就业的流动女性影响并不显著。在正规部门就业的样本组中，现住地实施了产假延长政策的流动女性有二孩生育意愿的概率更高，比未实施区域的女性高2.9%。而在非正规部门就业的样本组中，产假延长政策的实施对二孩生育意愿的促进效果不明显，估计系数很小，也不显著，这验证了假设3b。可见，产假延长的生育效应在不同社会经济地位的群体之间出现明显分化，只在高学历、高收入、正规部门就业的流动女性群体中显著，而对低社会经济地位的流动女性无影响或影响很小。
（二）延长产假仅增加了低社会经济地位流动女性的失业风险
表8汇报的是产假长度对不同流动女性群体失业风险的影响。为处理内生性问题，我们使用IV-Probit模型进行估计，所有模型第一阶段F值均远大于10，部分模型wald外生性检验在0.05—0.01的统计水平上显著，需要以IV-Probit模型的估计结果为准。
从估计结果可知，产假延长显著提升了低社会经济地位流动女性的失业概率，而对高社会经济地位流动女性没有影响。按学历分组的估计结果显示，产假延长显著提升了小学及以下学历流动女性的失业概率（p<0.01）。产假每延长1个月，流动女性失业概率就会提升0.6%，占基准概率的10.71%。随着教育程度的提升，产假延长的影响系数和显著性都开始下降。在中学学历分组中，产假延长的边际效应下降为0.4%，产假延长不会影响大专及以上的高学历女性的就业，这部分验证了假设4a。但在按家庭收入分组的估计结果中，产假对不同收入流动女性失业影响的边际效应非常接近，说明产假对不同家庭收入水平流动女性就业的影响没有显著差异。按户口分组的估计结果显示，产假延长会显著提升农业户口流动女性群体的失业概率，但对城镇户口的流动女性没有显著影响。产假每延长1个月，农业户口流动女性的失业概率就会提升0.4%，占基准概率的11.11%。可见，产假延长主要增加了低学历和农业户口流动女性的失业概率，但并不影响高学历和城镇户口流动女性的就业。
综上可以发现，产假的“生育—失业悖论”只是一种群体层面的均值效应。尽管延长产假会在促进二孩生育意愿的同时提升流动女性的失业概率，但这两种影响并非作用于同一群体，而是随着流动女性社会经济地位的变化呈现一种群体分化效应，只提升了高社会经济地位流动女性的二孩生育意愿，也仅仅增大了低社会经济地位流动女性的失业风险。可见，以保护女性基本权益为初衷的产假延长政策并未实现目标，反而进一步导致新的不平等。产假越长，弱势流动女性群体面临的福利损失越严重。
六、结论与讨论
本文利用2016年各省份《人口与计划生育条例》修订这一外生事件和2016年、2018年流动人口动态监测数据，发现延长产假导致了流动女性的“生育—失业悖论”，即延长产假有利于提升流动女性的二孩生育意愿，也增加了流动女性的失业风险。同时，当产假长度超过180天时，延长假期就不再能提升流动女性的二孩生育意愿。进一步的研究发现，以支持家庭和保护女性为初衷的产假延长政策在流动女性中形成一种社会分化效应：延长产假只提升了高学历、高收入、正规部门就业的流动女性的二孩生育意愿，却使得低学历、农民工等低社会经济地位流动女性的失业风险升高。可见，现实并不像缪尔达尔（Myrdol，1968）所描绘的那样，建设支持人口再生产的福利体系就能应对人类社会普遍面临的劳动力短缺和低生育危机。以支持女性生育、养育子女为本意的产假延长政策，却在实施过程中引致新的问题，使弱势女性陷入了更加困难的境地。
与以往研究不同，本研究从社会分化的视角入手，进一步论证了延长产假的“生育—失业悖论”只是一种表象。正如埃斯平-安德森（2010：16）的逻辑，社会政策福利在不同社会经济地位群体间的分配是不均等的，这是“生育—失业悖论”形成的深层原因。在中国劳动力市场的改革变迁中，形成了规模庞大的非正规就业流动女性群体，且随着新业态、新就业的不断涌现，她们的就业方式更加灵活化（黄宗智，2021）。这些非正规就业流动女性在劳动力市场中处于劣势，难以享受以产假为代表的双薪型家庭政策带来的福利，还首当其冲地受到延长产假引致的就业歧视。这种现象并非中国独有，在韩国1997年后提出“包容性发展福利主义”政策理念之后，推行了一系列社会保险整合改革，但由于福利体系的不完善，在不同阶层群体间出现了福利分层（岳经纶等，2020），有大量低社会经济群体被排除在福利体系之外（Kim，2001；Kwon，2005）。
“生育—失业悖论”不只是产假政策所特有的，而是双薪型家庭政策的基本属性。如果社会保护运动没有带来生产力的提升或者生产的扩大，只是使得利益在资本、劳动间转移，那么市场也会针对社会保护进行新一轮的“反向运动”。同时，延长产假导致的“生育—失业悖论”并非只限于流动女性群体，非流动女性中同样存在大量的非正规就业群体，曾经或正在经历就业歧视等困境，因此，本文的研究发现在非流动群体中仍然可能适用。
本文结论能够为产假延长政策的进一步完善提供理论参考和政策启示。第一，加强产假政策在灵活就业、非正规就业流动女性群体中的落实，扩大产假政策的覆盖面。流动女性最迫切需要产假政策的时间支持，要加强对企业执行产假政策的监管，保障女性的合法权益，同时，也要拓宽生育保险的参保渠道，试点个人参保，将从事自由职业、个体经营的流动女性也纳入产假政策的覆盖范围；第二，积极推广普及陪产假、育儿假等男性参与的生育支持政策。本研究显示，如果生育支持主要以女性为对象，反而导致对女性的就业歧视。因此，要突破生育支持就是支持女性的固有观念，引导男性在生育、养育中承担更多责任，进一步推动性别平等的生育支持体系建设。
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