2022第48卷第8期
一、引 言
过去几十年，中国在经济、社会、人口和文化等方面发生了巨大变迁，老龄化进程不断加快，同时，家庭规模趋于小型化，双职工家庭比例上升，女性无偿照料的历史责任逐渐被弱化。老年人的社会化照料需求达到了历史峰值（Connelly等，2018；He和Wu，2019；Yu和Xie，2021）。2020年中国第七次人口普查数据①显示，65岁及以上人口占总人口的13.50%，与2010年相比上升了4.63%，中国即将进入深度老龄化社会。有研究表明，中国城镇家庭的老年人社会化照料需求从2010年到2018年增加了140%（杨博文等，2022）。这些变化对照料经济的发展提出了新的要求。随着照料需求不断增加，家政服务成为了照料市场的重要组成部分，越来越多的家庭雇佣家政工人在家庭私人领域从事保洁、做饭、陪护等老年照料工作（Dong等，2017）。2018年中国家政行业营业收入5762亿元，从业人员2326万人，分别比2015年增长了108%和32%。②然而，市场的迫切需求与被贬低的职业价值形成了鲜明的对比。养老护理员存在严重的性别化、阶层化和高龄化问题（吴心越，2021）。老年照料工作的低回报率和污名化在很大程度上限制了养老服务的发展，致使老年照料工作缺乏吸引力，照料市场上出现“护工荒”（余央央和封进，2014；Dong等，2017）。目前中国城镇老年人照料市场仍存在超过434万劳动力缺口（杨博文等，2022）。面对如此庞大的就业需求，关注养老护理员的底层地位有利于为养老护理员提供更多工作权益和福利等社会支持，促进照料经济持续健康地发展。
在家庭领域从事照料工作的服务人员绝大多数是欠发达地区的女性，一向被视为脆弱群体，且常被冠以污名化身份（Williams，2010；Altman和Pannell，2012；Budig等，2019；Jokela，2019）。中国约八成的家政工人来自农村（萨支红等，2020），虽然都从事照料工作，但不同工种间却表现出显著的工资差异，养老护理员在这一脆弱群体中处于更加边缘化的地位。根据本文使用的2019年中国四城市家政工人调查数据，养老护理员的平均月工资约为3836元/月（小时工资率12.15元/时），而儿童照料者为5039元/月（小时工资率16.41元/时），家务员为4193元/月（小时工资率25.10元/时）。养老护理员的工资水平最低，处于家政服务分工的末端。为什么老年人照料工作的回报率低于其他照料从业者？不可否认，老年照料工作的从业者资源禀赋相对较低，但禀赋差异的解释力有多大？除此之外是否存在歧视性因素？这些问题都有待进一步探讨。
以往关于照料工作工资惩罚的文献已有很多（England等, 2002；Weeden，2002；Palmer和Eveline，2012；Barron和West，2013），但大都在一个广泛的照料定义上进行比较，关注照料型工作者与非照料型工作者之间的工资差异，将医生、教师、执业护士、护理人员、社会工作者、宗教工作者、理发师、厨师、保育员和清洁工等都笼统地视为照料型工作者。很少有学者单独关注养老护理员，忽略了照料型工作的内部工资分化。Budig等（2019）在广泛意义上将照料工作划分为两种：一种是提供面对面服务以增强服务对象的身体健康、认知能力和情感体验的养育型照料（Nurturant care）；另一种是非互动的、以维持服务对象日常生活和社会再生产的生产型照料（Reproductive care）。该研究发现，生产型照料者的工资水平低于养育型照料者，且生产型照料者的低回报率很大部分是由认知能力低下和群体歧视等不可观测的固定效应因素造成的。这与中国家务员工资水平高于养老护理员的实际情况不符，且这一粗略的划分掩盖了行业之间的差异。虽然Dong等（2017）对中国上海家政行业养老护理员低回报率的研究发现，养老护理工作的工资水平比非照料型服务行业低28%。与其他类型家政工相比存在超过10%的低回报率。养老护理员是上海最边缘化的劳动力群体，在劳动力市场上遭受性别和文化等多重歧视。但是他们对其他类型的家政工没有细分，对引起老年照料低回报率的原因也没有进一步分解。鉴于此，在当下“高龄少子化”的人口趋势下，有必要对老年照料的低回报率进行单独研究，深入了解照料市场的分工模式，并进一步探讨老年照料低回报率的成因。
本文聚焦于一个狭义上的照料经济领域，关注中国迅速发展的家政服务市场，包括两类养育型照料者：养老护理员和育儿嫂；一类生产型照料者：从事保洁、做饭、遛狗、养花等家务工作的家务员。利用2019年四个城市家政工人问卷调查数据，首先，使用基准模型检验了养老护理员与育儿嫂、家务员的工资差异，并在考虑样本选择偏误的基础上，借助Heckman两阶段回归分样本分析了三类照料工作工资水平的影响因素及其异同。其次，运用倾向值匹配进行稳健性检验，处理了养老护理员职业自选择偏误，分别比较“养老护理员与育儿嫂”“养老护理员与家务员”的工资差异。结果表明，养老护理员与育儿嫂的工资差异保持稳健，而与家务员的工资差异不再显著。再次，使用匹配后的样本将养老护理员与育儿嫂的工资差异进行Oaxaca-Blinder分解，发现职业歧视是老年照料工作低回报率的重要原因。最后，排除了参与培训的自选择偏误后，养老护理员的培训收入效应不显著，而育儿嫂和家务员的培训收入效应保持稳健，验证了养老护理员存在技能贬值的问题。
本文的边际贡献在于：第一，使用一手问卷调查数据聚焦照料经济，考察了家政行业养老护理员相对于育儿嫂和家务员的低回报率。发现养老护理员与家务员的工资差异主要源于个体基于自身资源禀赋的自选择，且相比于育儿嫂具有严重的职业歧视。这不仅是劳动力市场的结果，还侧面揭露了现代家庭在老年人与儿童照料间的资源分配不平等。第二，在新古典经济学、女权主义和职业隔离的视角下，系统地回顾了照料工作低回报率的成因，并对其在中国老年照料中的适用性进行了理论探讨。第三，培训是家政服务业“提质扩容”的重要途径，但研究表明，技能的提升并没有给养老护理员带来显著的工资回报。技能贬值使老年照料工作的职业发展前景有限，将会在很大程度上限制年轻化和高素质的劳动力进入。本文的结论为解决老年照料的劳动力赤字提供了实践方向。提升老年照料工作的技能认可对发展养老服务和完善养老体系具有重要意义。
二、理论回顾与研究假设
一些研究对照料工作低回报率的原因进行了探讨。比如，服务人员的脆弱性、缺乏讨价还价能力和雇主的支付能力有限（Altman和Pannell，2012），工作场所的歧视、边缘化群体社会资本收益较低（Behtoui等，2020），以及“以爱之名”获得情感等非经济补偿（England等，2002；Budig和Misra，2010；Palmer和Eveline，2012）。这些对广泛定义上照料工作的讨论是否适用于中国家政市场的养老护理员呢？总体来看，以往文献对照料工作低回报率的解释主要从三个视角出发，新古典经济学的供需框架和“补偿差异”，女权主义的文化贬值和社会分层领域的职业隔离。
（一）供需框架与资源禀赋
根据新古典经济学的供需框架，供给方的人力资本和需求方的支付能力共同对照料工作的低薪产生了影响（Donath，2000；Palmer和Eveline，2012）。首先，年龄、受教育程度、培训和经验等人力资本是决定个体收入的关键变量，共同构成了工资决定模型的关键影响因素，更多的资源禀赋会对收入产生强大的积极影响。照料工作者往往被视为人力资本不足的一类群体，基于较低的资源禀赋，个体消极地选择从事照料工作（Kilbourne等，1994）。在老年人照料方面，也有学者对此进行了一些解释，余央央和封进（2014）在对中国家政行业老年照料低薪状况的一项研究中指出，从事养老护理工作的工人通常是文化水平低和缺乏工作经验的女性移民，被冠以弱势群体的头衔，很难在其他行业找到工作，除了养老护理没有更好的选择。这些人一旦进入老年护理行业，由于缺乏经验，很难转向其他类型的工作，随着年龄的增长，他们在其他行业的就业机会也会持续减少（Dong等，2017）。
其次，从需求方来看，需要被照料的人往往都具有经济依赖性，比如老人、儿童和残疾人，这些人需要被照顾的同时又没有足够的支付能力，家庭支持和政府转移支付是其生活支持的主要来源，因此照料服务的市场价格很难大幅度提高（England等，2002）。一方面，照料工作具有典型的“公共物品”属性，大大降低了照料市场的竞争性，从业人员不能通过市场机制来获取其贡献价值的价格（Palmer和Eveline，2012）。在这类工作中，工作所提供的利益远远超过直接受益者的获得，具有明显的溢出效应，照料工作的低薪是市场未能奖励公共物品的特例（Folbre和Nelson，2000；England，2005）。自1978年改革开放以来，中国逐渐从计划经济向市场经济过渡，取消了很多毛泽东时代具有社会护理责任的政策，将育儿和养老的责任下放给家庭。近年来国家提高了对“一老一小”问题的重视程度，但仍以家庭养育为主，鼓励调动市场和非营利组织等多方力量共同参与（Connelly等，2018；Song和Dong，2018）。因此，“公共物品”属性在中国家政市场养老护理员相对低薪问题上的解释力可能非常微弱。另一方面，雇主的经济条件会显著限制养老护理员的工资水平（Dong等，2017）。根据现代家庭的代际资源分配偏好，人们往往更愿意把有限的资源放在养育孩子身上，在老人照料方面的投入相对较弱（Anderberg，2007）。这些为养老护理员的工资水平低于育儿嫂提供了可能性解释。
从供需框架来看，较低的资源禀赋及由此带来的服务人员的妥协可能是老年人照料工作工资较低的重要原因之一。但是由于家政工群体本身的同质性，禀赋差异对家政工人群体内部工资差异的解释力可能较弱。据此，提出以下假设：
H1：控制其他因素后，养老护理员的工资水平低于育儿嫂和家务员。
H2：与禀赋差异相比，职业歧视对养老护理员与育儿嫂和家务员的工资差距具有更强的解释力。
（二）补偿差异
为解释照料工作的低薪何以维持，新古典经济学提出了“补偿差异”概念（Kilbourne等，1994；Nelson，1999；England等，2002），强调不同职业的内在奖励。照料服务被视为一项利他主义工作，服务人员会从中获得情感满足，低工资可能会被工作内在的成就感所弥补。帮助他人的内在满足感可以被视为一种非金钱激励，使得服务人员在低工资水平下持续提供服务，因此那些需要付出爱心的职业往往要承担工资惩罚。类似的还有“爱的囚徒”解释框架（England，2005）。Palmer和Eveline（2012）对老年照料者维持低薪的原因进行了讨论，指出家庭妇女的无私奉献精神将养老护理塑造为适当的低薪工作。雇主积极通过“无私奉献”的话语支持和情感沟通，确保服务质量不因低工资而下降，使得照料人员的低工资得到情感奖励等非金钱方面的补偿。但England等（2002）同时也对此提出质疑，他们认为每个行业的从业者都是按照自己的兴趣选择自己喜欢的或认为有益的、可以获得满足感的工作，是个人偏好的体现。“补偿差异”不应该只存在于照料行业，只是在不同职业中有不同的体现。
根据“补偿差异”的观点，在控制个体特征之后，家务员的工资水平应该高于育儿和养老护理，因为后两者可能收获更多的情感补偿。但是无法预测养老护理员与育儿嫂之间的工资差异，两者同属于养育型照料，尚不能判断哪个职业更需要爱心，可以获得更多的情感奖励。因此，“补偿差异”不足以支撑对中国家政市场养老护理员相对低薪的解释。
（三）女权主义与文化贬值
女权主义关注照料工作的文化贬值，对主流人力资本理论的解释进行了女性主义批判（Connelly等，2018）。照料工作因为女性主导、非正规就业、工作不稳定性等性质带来收入贬值（He和Wu，2019；Yu和Xie，2021）。从业人员女性化和女性对照料工作具有本能的传统文化意识共同导致了照料工作的贬值，照料技能在被赋予道德价值的同时并没有得到应有的社会认可（肖索未和简逸伦，2020）。
“贬值论”断言，相对于男性，传统文化贬低了女性的价值，以至于任何由女性主导的工作价值通常都会被低估，女性主导的职业工资水平低于男性主导的职业（England等，1994；Barron和West，2013）。由于其与女性在家庭中提供无偿照料的传统分工密切相关，因此，照料往往被视为对女性而言是自然而然的事情。Dong等（2017）对中国的研究也指出，家庭有偿工作在文化上被低估了，因为其主要涉及传统上由女性在家中无偿执行的任务。这些任务所需的技能被普遍认为是与生俱来的，不需要像其他职业那样参加更多专业培训。与此类似，还有家庭照料逻辑的解释（Knijn和Verhagen，2007）。照料主要是在家庭中由女性出于爱或道德和社会义务而从事的无偿工作，有偿老年照料工作对女性来说是非技能的和本能的，因此不应获得更高的工资（Budig等，2019）。也就是说，照料工作并不是因为技能不高而导致的报酬较低，而是这些技能通常被低估或未被认可（He和Wu，2019）。Pietrykowski（2017）对623个职业技能与工资之间关系的研究发现，对于女性职业，“协助和照顾”技能对工资没有统计上的显著影响，女性职业内部的工资差异体现了对照料技能的工资惩罚。
女性主义观点是研究照料工作必不可少的方面，但同时又是不完整的和有缺陷的，家政工人的脆弱性是由各种形式的不利因素共同构成的，需要考虑交叉性研究方法（Yuval-Davis，2006；Altman和Pannell，2012）。England等（2002）发现，即使考虑职业的女性比例，代表该职业是否属于照料型职业的变量也显著为负。也就是说，这不仅仅是一个“女性问题”，从事这些工作的男性和女性都在经济上处于不利地位。本文所要研究的养老护理员、育儿嫂和家务员都是女性占主导地位的照料职业，从业人员中的女性比例差异不大。而且调查数据显示，工资最低的养老护理员中男性比例反而是最高的，③显然与女性主义的推断不吻合。因此，可以排除养老护理员在家政行业分工中的相对低薪是基于性别的贬值。
（四）职业隔离与技能贬值
Weber（1978）最初提出社会封闭概念，表达的是优势阶层对弱势阶层的排斥，具有共同利益的社会群体可以集体行动以获得更多的经济利益。Parkin（1979）在此基础上提出了两种排斥策略：私有财产、学历或专业资格和证书。Weeden（2002）对前人的研究进行了总结和进一步发展，提出了更多的社会封闭策略及相关作用机制。社会封闭的主要手段是五种高度制度化的策略−许可（licensing）、教育证书（educational credentialing）、自愿认证（voluntary certification）、协会代表（association representation）和工会（unionization），它们在职业周围创造了边界。通过限制劳动力供应、增加对服务的分散需求、引导岗位需求或暗示特定的服务质量四个机制影响职业报酬。这种职业间排斥可能基于任何可见的特征，如种族、社会背景等，由此带来职业隔离。
Barron和West（2013）的实证研究发现，某些照料工作，特别是那些需要较低教育水平的职业，工资明显偏低，职业隔离有利于那些需要更高教育水平的职业。Lightman（2017）指出，地位较低的照料工作的收入显著低于地位较高的照料工作。与地位高的照料劳动力相比，地位低的照料劳动力更女性化、年龄更大、受教育程度更低，更有可能从事非正规工作。Budig等（2019）对照料工作报酬的研究也发现，具有最高教育和执照要求的照料工作会获得工资溢价，而封闭程度较低的照料工作则会招致工资惩罚。
根据Weedon的说法，行业协会引导消费者需求向职业认证靠拢，职业代理人向消费者发出信号，强调从业人员已受到良好的培训，能够提供最有效、最安全可靠的服务，从而争取到更高的服务价格。如果行业协会和职业经理人能够迎合消费者需求，传递特定职业的服务质量信号，成功塑造职业壁垒，就会实现职业封闭，提高雇主愿意支付的最高价格。结合中国现实，现代家庭对育儿服务的需求越来越大，且一般雇佣育儿嫂的家庭相对富裕。“80后”“90后”父母对育儿工作的重视使得他们对服务人员的素质水平有比较高的要求。Dong等（2017）就曾指出，除了年龄和文化水平等要求，很多雇主对育儿嫂甚至还有外貌和来源地的要求。供给和需求的双向促进可能会构成育儿工作一定程度上的职业封闭。行业协会对儿童照料者的从业条件和技能水平制定了一系列认证，通过培训授予职业等级称号，如育婴师、中级育婴师、高级育婴师等。这些除了会限制劳动力供应，更重要的是引导了岗位需求，暗示了不同的服务质量，在没有其他办法确定服务人员能否胜任工作时，这些认证恰当地迎合了消费者心理，提高了雇主愿意支付的价格。此外，家务员作为生产型照料工作，有大量零散的自雇者，也有打造标准化、精细化的品牌公司和相对完善的行业细分规则，这些公司会通过培训和定期的专业测评划分等级，打造品牌和专业团队。
相比之下，虽然养老护理员也存在职业等级认证，包括初级、中级、高级和技师，但是由于中国的老年人照料工作仍被认为是不需要技能的，职业认证并不能发挥作用。比如，2019年为吸纳更多人从事养老护理工作，缓解人才短缺困境，中国人力资源社会保障部和民政部联合颁布实施了《养老护理员国家职业技能标准（2019年版）》，进一步放宽了养老护理员的入职条件。将从业人员的“普通受教育程度”由“初中毕业”调整为“无学历要求”；将五级/初级工申报条件由“在本职业连续见习工作2年以上”调整为“累计从事本职业或相关职业工作1年（含）以上”。④除了那些得到国家认证的从业人员，实际上大部分养老护理员是没有得到从业认证的。可以看到，中国养老护理工作几乎“零门槛”，行业认证的认可度较低。使得照料工作“无视技能基础”（Davies，1995）的传统在养老护理行业得以延续。据此，本文提出以下假设：
H3：养老护理员的培训收入效应低于育儿嫂和家务员。
三、数据及变量描述
（一）数据
本文的分析基于2019年南京大学社会学院“互联网时代家政工人雇佣关系研究”课题组对南京、无锡、广州和佛山四城市家政工人的问卷调查数据。鉴于家政工作场所在家庭私人领域，具有一定的群体隐蔽性，缺乏抽样框，此次调查采用被访者驱动抽样方法（Respondent-Driven Sampling，RDS），共回收1007份有效问卷，调查数据具有良好的样本代表性（唐斌斌，2022）。
原始数据包括照顾初生儿和产妇的月嫂、以照顾3岁以下婴幼儿为主的育儿嫂、以照顾老年人为主的养老护理员，以及以家庭保洁、做饭为主的家务员。考虑到月嫂工作的特殊性，这类群体正规化程度相对较高，一般经过专业化培训，以一个月为一个雇佣期，群体特征明显不同，工资水平与其他工种也具有显著的跳跃式差距。因此，本文将月嫂排除在外，只纳入养老护理员、育儿嫂和家务员。此外，由于男性样本过少，为避免估计偏差，只保留女性样本。删除缺失值之后，最终保留884个样本，其中养老护理员240个，育儿嫂264个，家务员380个。
（二）变量描述
被解释变量是工资对数，包括月工资对数和小时工资对数。由于养育型家政工人养老护理员、育儿嫂和住家型家务员一般有较长的“待命时间”，“工作—休息”时间界限模糊，通常以月为单位计算工资。而以保洁、做饭为主的非住家型家务员一般以小时为单位计算工资。工资结算方式不同可能会带来比较结果的差异，两两工资比较不能单纯以月工资或小时工资为准，为此，本研究同时考虑了月工资和小时工资。问卷根据家政工的工资结算方式（按月/按小时/按单）询问工资金额。然后根据平均月工作天数、平均每天工作小时数对月工资和小时工资进行换算。考虑到家政工人特殊的待工时间，为了得到较为精确的工作时间，对住家型和非住家型家政工人采用了不同的计算方法。对非住家的家政工人，问卷直接询问“平均每天工作几个小时”计算工作时间。对住家型家政工，问卷询问“平均每天休息几个小时”，然后用24小时减去休息小时数，进而得到“平均每天工作小时数”。
从表1可以看出，育儿嫂的月工资最高，家务员的小时工资最高，养老护理员的月工资和小时工资水平最低。从标准差来看，养老护理员的工资分布最为集中，家务员工资的离散程度最大，育儿嫂的工资离散程度居中。
| 全样本 | 分样本 | t检验/卡方检验（p值） | ||||
| 养老护理员 | 育儿嫂 | 家务员 | 养老护理员
vs育儿嫂 |
养老护理员
vs家务员 |
||
| 月工资（元）
|
4 350.88
（1 589.47） |
3 866.18
（905.64） |
5 050.76
（1 361.92） |
4 170.78
（1 886.59） |
0.000 | 0.020 |
| 小时工资（元） | 18.92
（10.46） |
11.95
（5.51） |
16.40
（5.71） |
25.07
（11.83） |
0.000 | 0.000 |
| 人力资本 | ||||||
| 培训（%） | 49.66 | 30.00 | 63.26 | 52.63 | 0.000 | 0.000 |
| 平均年龄（岁） | 50.59
（6.76） |
54.44
（5.55） |
49.21
（6.13） |
49.11
（6.94） |
0.000 | 0.000 |
| 农业户口（%） | 76.24 | 81.25 | 68.94 | 78.16 | 0.001 | 0.354 |
| 已婚（%） | 89.37 | 85.00 | 91.67 | 90.53 | 0.019 | 0.036 |
| 受教育年限（年） | 7.90
（2.93） |
6.92
（3.30） |
9.00
（2.51） |
7.76
（2.69） |
0.000 | 0.001 |
| 工龄（月）
|
73.62
（67.69） |
71.55
（66.60） |
68.43
（60.43） |
78.54
（72.72） |
0.582 | 0.229 |
| 社会资本 | ||||||
| 家政网络（人） | 13.16
（3.10） |
11.25
（32.04） |
14.56
（33.39） |
13.40
（33.58） |
0.258 | 0.429 |
| 工作条件 | ||||||
| 自雇（%） | 39.14 | 45.83 | 34.09 | 38.42 | 0.007 | 0.068 |
| 住家（%） | 49.66 | 85.42 | 68.94 | 13.68 | 0.000 | 0.000 |
| 签订合同（%） | 54.41 | 48.75 | 60.61 | 53.68 | 0.008 | 0.231 |
| 注：括号中为相应变量的标准差。 | ||||||
关键自变量为照料类型（工种），是否参加过培训（未参加过家政相关培训=0，参加过家政相关培训=1）。除此之外，还包括影响工资收入的人力资本变量：年龄、户口类型（非农户口=0，农业户口=1）、是否已婚（独身=0，已婚=1）、受教育年限和工龄，社会资本变量：家政网络，工作条件变量：是否自雇（受雇=0，自雇=1）、是否住家（非住家=0，住家=1）和是否与公司/雇主签订合同（否=0，是=1），以及工作城市变量（南京=0，无锡=1，广州=2，佛山=3）。需要说明的是，工龄为在当前照料类型工作的时间，比如，养老护理员的工龄为“做过多久的养老护理员”，以月为单位计算，以此类推。使用家政网络来衡量家政工人的社会资本，表示与该家政工人有联系的其他家政工人有多少人。如果当前工作是由家政公司介绍则为受雇，反之则为自雇。
综合来看，养老护理员的月工资和小时工资都低于育儿嫂和家务员。养老护理员年龄偏大，平均年龄比育儿嫂和家政工大5岁左右；农业户口比例最多，比育儿嫂约高12%；文化水平最低，平均受教育年限比育儿嫂少约2年，比家务员少约1年；参加过家政培训的比例也最低，比家务员低了近23%，不足育儿嫂的一半。除此之外，自雇比例较高，近一半的养老护理员属于自雇者，与公司/雇主签订合同的比例也较低，正规化程度最低。由此可见，养老护理员的一系列群体特征都不如育儿嫂和家务员，工作条件也较差，受保护程度较低。那么，养老护理员的低工资是否可以完全由个体特征和工作条件这些资源禀赋差异解释，是否存在对养老护理员的职业歧视呢？这些问题还需要更加深入的讨论。
为了进一步了解不同工种的工资概貌，我们考察了不同分位点的工资水平，如表2所示。从月工资看，养老护理员的收入分布相对集中，工种内差异较小。从小时工资看，养老护理员在各分位点的收入分布均低于育儿嫂和家务员。位于分位点前50%的养老护理员，工资水平至少不低于家务员；而对分位点后50%的养老护理员，工资水平低于育儿嫂和家务员，整体工资水平和职业发展潜力都不如育儿嫂和家务员，存在明显的“天花板效应”。
| 收入分布的
分位点 |
月工资 | 小时工资 | ||||||
| 全样本 | 养老护理员 | 育儿嫂 | 家务员 | 全样本 | 养老护理员 | 育儿嫂 | 家务员 | |
| 最小值 | 300 | 300 | 2 000 | 1 040 | 2.98 | 3.94 | 5.10 | 2.98 |
| 25% | 3 500 | 3 500 | 4 200 | 3 000 | 11.37 | 8.93 | 12.54 | 17.86 |
| 50% | 4 000 | 4 000 | 5 000 | 4 000 | 16.15 | 10.42 | 15.02 | 25 |
| 75% | 5 000 | 4 500 | 6 000 | 5 000 | 25 | 12.84 | 18.94 | 30 |
| 最大值 | 13 000 | 8 000 | 13 000 | 11 000 | 125 | 37.5 | 41.67 | 125 |
四、实证结果及分析
（一）工资决定方程
本文通过估计全样本及不同工种的工资决定方程，综合考察了不同工种间的工资差异，及各种因素对工种间收入差距的影响。首先利用全样本来估计工资收入函数，即式（1）。
| $ {\rm{ln}}wage={\beta }_{0}+{\beta }_{1}type+\gamma {X}_{1}+\epsilon $ | (1) |
其中，type表示工种，
然后，分样本对不同工种的工资决定方程进行估计，比较不同因素在工种间影响作用的差异，考察收入差距的原因。考虑到可能存在的样本选择偏误问题，即个体在选择从事何种工作时可能受到个人偏好和认知能力等不可观测变量干扰，影响工资收入，分别对不同工种的工资进行了Heckman两阶段估计。先估计每个工种的职业进入方程，计算逆米尔斯比率，再将其代入式（1）进行第二步估计，结果详见表3。
| 月工资 | 小时工资 | |||||||
| 全样本 | 养老 | 育儿 | 家务 | 全样本 | 养老 | 育儿 | 家务 | |
| 工种（养老=0） | ||||||||
| 育儿 | 0.121*** | 0.087** | ||||||
| （0.030） | （0.030） | |||||||
| 家务 | −0.009 | 0.222*** | ||||||
| （0.036） | （0.038） | |||||||
| 家政培训（未参加过=0） | 0.142*** | 0.023 | 0.077+ | 0.235*** | 0.097*** | 0.075 | 0.009 | 0.131* |
| （0.027） | （0.042） | （0.039） | （0.061） | （0.024） | （0.052） | （0.047） | （0.054） | |
| 家政网络（人） | 0.001** | 0.000 | 0.001 | 0.001* | 0.001** | 0.000 | 0.000 | 0.001* |
| （0.000） | （0.000） | （0.001） | （0.001） | （0.000） | （0.000） | （0.001） | （0.001） | |
| 住家（非住家=0） | 0.194*** | 0.212** | 0.230*** | 0.197** | −0.487*** | −0.520*** | −0.342*** | −0.657*** |
| （0.029） | （0.065） | （0.035） | （0.066） | （0.033） | （0.076） | （0.042） | （0.069） | |
| 逆米尔斯比率 | 0.022 | −0.011 | 0.009 | 0.072 | 0.012 | −0.002 | ||
| （0.076） | （0.059） | （0.066） | （0.071） | （0.070） | （0.053） | |||
| 其他控制变量 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
| 常数项 | 7.086*** | 6.457*** | 7.807*** | 6.027*** | 2.287*** | 0.686 | 1.905 | 3.067** |
| （0.509） | （1.072） | （1.125） | （1.399） | （0.415） | （1.542） | （1.303） | （1.107） | |
| R2 | 0.2775 | 0.2809 | 0.4341 | 0.3074 | 0.6232 | 0.3954 | 0.4799 | 0.4847 |
| N | 884 | 240 | 264 | 380 | 884 | 240 | 264 | 380 |
| 注：①+、*、**、***分别表示10%、5%、1%和 0.1%的显著性水平，下表统同。②其他控制变量包括年龄、年龄平方、户口、受教育年限、婚姻状况、工龄、是否自雇、是否与公司/雇主签订合同、去年收入对数以及工作城市。③Heckman估计的第一阶段包含了第二阶段的所有控制变量，并加入“孩子数”和“家庭成员数”两个外生变量。 | ||||||||
由表3的回归结果可以看出，控制了一系列变量之后，养老护理员的月工资显著低于育儿嫂12.1%，与家务员无显著差异；并且，养老护理员的小时工资率显著低于育儿嫂8.7%和家务员22.2%。养育型和生产型工种的工资差异在月工资和小时工资率上表现出不同。这可能是因为家务员与养老护理员、育儿嫂在劳动时间上的差别。调查数据显示，家务员平均每周工作时间约48小时，而养老护理员、育儿嫂分别达到89小时、82小时。养老护理员和育儿嫂作为养育型工种，住家居多，其工作以陪伴看护为主，“工作—休息”界限模糊，较长的待工时间拉低了小时工资率。相比之下，家务员的工作时间更为集中，大多数为白班型或小时工。换句话说，如果不考虑工作强度，养老护理员与家务员相差无几的月工资水平是由更长的工作时间换来的。总体来看，养老护理员的工资水平低于育儿嫂和家务员。
最后考察各变量对不同工种收入的影响差异，由于逆米尔斯比率不显著，因此，可以忽略样本选择偏差。结果表明，家政培训有利于提高育儿嫂和家务员的月工资，以及家务员的小时工资率。住家型家政服务员的月工资显著高于非住家，而小时工资率则显著低于非住家。再次验证了住家型家政工容易受到隐性压迫，长时间的待命状态挤压了实际休息时间，降低了小时工资率。家政网络规模只会积极影响家务员的工资水平，而对养老护理员和育儿嫂的工资水平没有显著影响。平时有联系的家政工人越多，信息流动可能会给家务员带来更多更好的工作机会，作为以非住家型小时工为主的家务员，可以通过增加工作时间来获取更多的月收入，频繁的工作流动也使得他们可以不断调整预期。相比之下，养老护理员和育儿嫂的工作流动性不如小时工，及时的工作机会可能比等待高工资更具吸引力。
综上所述，养老护理员的工资水平不高于育儿嫂和家务员。相比于育儿嫂和家务员，养老护理员在相同的禀赋条件下获得了相对较低的工资回报。其工资水平可能在很大程度上由市场的职业定位决定，而不是自身资源禀赋，老年照料劳动的社会价值仍没有得到广泛认可，职业歧视问题值得关注。
（二）工资差异的稳健性检验
首先，采用Bootstrap法进行分位数回归，考察工资差异在不同分位点处的稳健性，估计结果见表4。结果表明，养老护理员的月工资和小时工资水平在各分位点普遍低于育儿嫂。与家务员的月工资差异主要表现在高收入群体，相比之下，两者间的小时工资率差距更大。家务员的小时工资水平在各分位点均显著，且绝对值大于与育儿嫂的工资差异。总的来说，分位数回归结果与基准回归的结果无明显差异。
| 月工资 | 小时工资 | |||||
| 25% | 50% | 75% | 25% | 50% | 75% | |
| 工种（养老=0） | ||||||
| 育儿 | 0.121***（0.029） | 0.113***（0.024） | 0.088**（0.028） | 0.096*（0.047） | 0.092**（0.030） | 0.085+（0.047） |
| 家务 | 0.004（0.034） | 0.027（0.029） | 0.051+（0.030） | 0.172**（0.055） | 0.236***（0.043） | 0.221***（0.065） |
| 其他控制变量 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 | 是 |
| 伪R2 | 0.2255 | 0.1849 | 0.1791 | 0.4130 | 0.4678 | 0.4379 |
| 样本量 | 884 | 884 | 884 | 884 | 884 | 884 |
| 注：模型纳入了表3中控制变量，下表统同。 | ||||||
其次，考虑到可能存在基于可观测变量的职业自选择偏误，进一步运用倾向值匹配法检验养老护理员分别与育儿嫂和家务员之间的工资差异。养老护理员为处理组，对照组分别为育儿嫂和家务员。采用一对一匹配、卡尺匹配和核匹配三种估计方法。一对一匹配与核匹配后，养老护理员与育儿嫂匹配前样本量为504个，匹配后425个（卡尺匹配后403个）。养老护理员与家务员匹配前样本量为620个，匹配后574个（卡尺匹配后518个）。整体来看，样本损失较少。匹配后，对照组和处理组间的变量偏差明显变小，Ps-R2和LR-chi2由显著变得不显著，匹配效果较好。估计结果如表5所示。在处理了自选择偏误后，养老护理员与家务员的月工资差异依然不显著；小时工资差异明显降低，且不再具有统计显著性。养老护理员与育儿嫂的月工资和小时工资差异依然稳健。假设H1得到部分验证。养老护理与家务工作的小时工资差异主要是由个体的自选择偏好造成的。面对相同的工资水平，服务人员会基于自身禀赋条件在“短工时高强度”的家务工作与“长工时低强度”的养老护理工作之间根据自己的偏好做出选择。
| ATT | 月工资 | 小时工资 | ||
| 养老vs育儿 | 养老vs家务 | 养老vs育儿 | 养老vs家务 | |
| 匹配前 | −0.181***（0.028） | 0.017（0.041） | −0.120***（0.033） | −0.149***（0.046） |
| 一对一匹配 | −0.106*（0.046） | 0.083（0.078） | −0.115*（0.051） | −0.023（0.100） |
| 卡尺匹配 | −0.097*（0.040） | 0.079（0.081） | −0.148**（0.047） | −0.014（0.079） |
| 核匹配 | −0.111**（0.036） | 0.062（0.072） | −0.140**（0.044） | −0.049（0.070） |
（三）培训收入效应
培训的收入效应也可能受样本自选择偏误的影响，因此，再次运用倾向值匹配分别对三类家政工作的培训收入效应进行了检验，估计结果如表6所示。匹配后，对照组和处理组间的变量偏差明显变小，Ps-R2和LR-chi2由显著变得不显著，匹配效果较好。养老护理员参加培训的平均处理效应依然不显著。育儿嫂和家务员月工资的培训收入效应变大，且显著性增强。家务员小时工资的培训收入效应不再显著。假设H3得到验证。家务员的培训收入效应最大，这可能是由于与养育型照料相比，生产型照料更容易流程化和规范化，工作内容也更容易量化。育儿嫂可能通过培训获得更多雇主的认可，从而获得更多的工作机会和更高的月工资，但同时也会被雇主安排更多的工作内容，从而对小时工资率的正向影响并不显著。相比之下，养老护理员并不能通过培训获得更高的报酬。
| ATT | 月工资 | 小时工资 | ||||
| 养老 | 育儿 | 家务 | 养老 | 育儿 | 家务 | |
| 匹配前 | 0.023（0.042） | 0.077+（0.039） | 0.235***（0.061） | 0.075（0.052） | 0.009（0.047） | 0.131*（0.054） |
| 一对一匹配 | 0.028（0.556） | 0.132*（0.055） | 0.353***（0.086） | 0.091（0.075） | 0.068（0.065） | 0.114（0.071） |
| 卡尺匹配 | 0.005（0.041） | 0.122*（0.050） | 0.309***（0.075） | 0.071（0.061） | 0.048（0.060） | 0.091（0.066） |
| 核匹配 | 0.011（0.039） | 0.087*（0.040） | 0.305***（0.067） | 0.074（0.058） | 0.020（0.051） | 0.123（0.064） |
（四）工资差异分解
倾向值匹配的结果表明养老护理员的工资水平显著低于育儿嫂，为探寻两者工资差异的来源，在分工种估计工资收入函数的基础上，本文使用Oaxaca-Blinder均值分解和分位数分解方法，对倾向值匹配（核匹配）后的样本进行工资差异分解。估计结果见表7。根据Oaxaca（1973）提出的分解思想，本文将两个工种间的工资差异分成两个部分，由自身资源决定的禀赋差异和由市场决定的要素价格差异。
| 月工资（对数） | 小时工资（对数） | |||||
| 总差异 | 禀赋差异/百分比 | 价格差异/百分比 | 总差异 | 禀赋差异/百分比 | 价格差异/百分比 | |
| 均值 | 0.232（0.025）*** | 0.056（0.020）** 24.14% |
0.176（0.028）*** 75.86% |
0.267（0.032）*** | 0.161（0.027）*** 60.30% |
0.106（0.032）*** 39.70% |
| 25% | 0.205（0.025）*** | 0.052（0.034）
25.37% |
0.153（0.024）*** 74.63% |
0.311（0.018）*** | 0.119（0.040）*** 38.26% |
0.193（0.029）*** 62.06% |
| 50% | 0.210（0.015）*** | 0.055（0.024）* 26.19% |
0.156（0.020）*** 74.29% |
0.320（0.022）*** | 0.101（0.041）* 31.56 |
0.219（0.025）*** 68.44% |
| 75% | 0.240（0.018）*** | 0.107（0.022）*** 44.58% |
0.133（0.026）*** 55.42% |
0.260（0.035）*** | 0.116（0.041）** 44.62% |
0.144（0.028）*** 55.38% |
| $ {\rm{ln}}\overline{{wage}_{1}}-{\rm{ln}}\overline{{wage}_{0}}=\overline{{X}_{1}^{'}}{\widehat{\beta }}_{1}-\overline{{X}_{0}^{'}}{\widehat{\beta }}_{0}=(\overline{{X}_{1}^{'}}-\overline{{X}_{0}^{'}}){\widehat{\beta }}_{1}-\overline{{X}_{0}^{'}}({\widehat{\beta }}_{1}-{\widehat{\beta }}_{0}) $ | (2) |
式（2）中，
以上Oaxaca-Blinder均值分解建立在OLS回归的基础上，是对两个群体工资收入的条件均值的分解，但是工资分布不同分位点的情况可能不同。鉴于可能存在的异质性，本文进一步进行了分位数分解，更细致地对不同分位点处的工资收入差距进行讨论。采用Melly（2005）提出的分位数分解方法，将
| ${\widehat{Q}}_{1}\left({X}_{1}^{'}{\widehat{\beta }}_{1}\right(\theta \left)\right)-{\widehat{Q}}_{0}\left({X}_{0}^{'}{\widehat{\beta }}_{0}\right(\theta \left)\right)= \left[{\widehat{Q}}_{1}\right({X}_{1}^{'}{\widehat{\beta }}_{1}\left(\theta \right))-{\widehat{Q}}_{0}({X}_{0}^{'}{\widehat{\beta }}_{1}\left(\theta \right)]+[{\widehat{Q}}_{0}\left({X}_{0}^{'}{\widehat{\beta }}_{1}\right(\theta )-{\widehat{Q}}_{0}({X}_{0}^{'}{\widehat{\beta }}_{0}\left(\theta \right)] $ | (3) |
同样地，等式右边第一项为
均值分解结果表明，养老护理员与育儿嫂的月工资差异约24%由年龄、受教育程度和经验等资源禀赋决定，即为禀赋差异。“不可解释部分”约占76%，即“被视为养老护理员的育儿嫂”与真正的养老护理员之间的工资差异是由生产要素的市场价格歧视导致的。月工资差异在收入分布不同分位点处均显著，且价格差异的解释力始终大于禀赋差异。小时工资均值差异的60%由禀赋差异解释，40%由职业歧视解释。但是分位数分解结果显示，大多数群体的工资差异主要是由职业歧视带来的。假设H2得到部分验证。可以发现，无论从月工资还是小时工资来看，养老护理员较低的劳动回报率都无法完全由禀赋差异来解释，价格差异具有很强的解释力，尤其是月工资差异，养老护理员的职业地位远不如育儿嫂。
五、结论与讨论
“高龄少子化”的人口趋势对照料经济的发展提出了更高的要求。本文聚焦家政行业照料工作者的工资差异，使用2019年中国南京、无锡、广州和佛山四个城市的家政工人调查数据，考察了家政行业养老护理员相对于育儿嫂和家务员的低回报率问题。对工资差异是来源于资源禀赋还是职业歧视进行了讨论。并在此基础上比较了养老护理员与育儿嫂、家务员的培训收入效应，验证了基于技能贬值的职业隔离的存在性。得出以下研究结论和启示。
首先，从收入分位数来看，养老护理员的月工资分布相对集中，尤其是在50%分位点之后。养老护理员工资的提升空间很小，存在明显的“天花板效应”，职业内部的等级差异不大，职业发展的预期可能会阻碍年轻劳动力进入。
其次，根据OLS和分位数回归结果，控制了一系列个体特征之后，养老护理员的工资水平仍低于育儿嫂10%左右。月工资和小时工资差异在中、低、高群体中均显著。养老护理员与家务员的月工资差异不显著，小时工资比家务员低22%。在考虑到样本的职业自选择偏误之后，倾向值匹配结果表明，养老护理员与家务员的月工资和小时工资差异均不再显著。基于个体可观测变量的职业自选择为养老护理员和家务员的工资差异提供了解释。
再次，进一步对养老护理员与育儿嫂的工资差异进行Oaxaca-Blinder均值分解和分位数分解。结果发现，两者月工资和小时工资差异分别具有约76%和40%的职业歧视。禀赋差异对小时工资均值差异的解释力是月工资差异的近三倍。更多的资源禀赋可能提高了养老护理员的工作效率，或者增加了其在工作时间上讨价还价的能力，从而使得他们在小时工资上受到更少的剥夺。养老护理员的工作价值并没有得到应有的回报，使其职业能力不能获得与育儿工作相当的工资水平。他们只能自主争取在工作时间上的自由，积极提高自己的小时工资率。
最后，Heckman两阶段回归结果表明，基于不可观测变量的样本选择偏误不显著，职业培训提高了育儿嫂的月工资水平，以及家务员的月工资和小时工资。在考虑培训的自选择偏误后，倾向值匹配结果表明，培训只会提高育儿嫂和家务员的月工资水平，而对养老护理员的月工资和小时工资都没有显著影响。结合三类工种的培训比例，育儿嫂和家务员参加培训的比例均高于养老护理员。从这个角度讲，育儿嫂和家务员需要更高的进入门槛。这些特征与职业隔离视角的推断相吻合，职业隔离有利于那些需要更高执照要求的职业（Barron和West，2013）。市场对老年照料工作保留了传统的职业偏见，使照料技能受到贬值，并不能转化为显著的收入效应。这一结论符合Palmer和Eveline（2012）的观点，正式技能为索取更高薪水提供了依据，然而，很少有证据表明这些额外的能力得到了更高的回报。培训只是帮助无技能家庭主妇建立重新加入劳动力队伍的信心，而不是获得更高的工资。
除了以上研究贡献，本文仍有一些不足之处。其一，由于调查数据的限制，目前项目组对家政工人的调查仅局限于南京、无锡、广东和佛山四个较为发达的城市，研究结论的全国代表性有待于进一步验证。其二，目前对养老护理员职业歧视原因的分析存在局限。除了技能贬值上的实证证据，对职业隔离解释的支持更多的是来源于群体特征差异的描述性分析，更多证据还需要对职业封闭程度进行进一步的测量和验证。
本文为中国老年人照料行业的长期发展提供了一些科学参考。目前中国的养老护理工作仍处于非技能化的传统照料模式，呈“以老养老”的不可持续发展势态，技能贬值等带来的职业隔离会限制养老护理工作的职业发展，造成养老护理工作缺乏吸引力，以及从业人员资源禀赋较低。因此，面对中国庞大的老龄化群体，为了引进更多的服务人员，弥补养老服务的供给短缺，需要正视养老护理工作的职业地位，建立完善的服务体系；需要提高对照料技能的认可，发展更加科学高效的现代化照料模式。另外，要解决养老护理工作的低回报率，还需要考虑体制因素。不稳定的就业环境以及非正规就业的灵活用工模式可能会加大脆弱群体的工资惩罚（Suleman和Da Conceição Figueiredo，2018；Jokela，2019）。在收入不平等程度低、工会密度高、公共部门规模大和公共医疗支出高的情况下，照料工作的工资惩罚会降低（Budig等，2019）。保护照料工作者的工资权益有助于激励服务人员的工作信念，提高工作质量，维护“同工同酬”的劳动者权益，为应对不断加快的老龄化进程、维持社会公平公正具有重要意义。
* 感谢国家社会科学基金重点项目（18ASH007）和江苏省社科联重大应用研究课题（21WTA-018）的支持，同时也感谢审稿专家和编辑提出的宝贵意见。
① 中国国家统计局，第七次全国人口普查公报（第五号），http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202105/ t20210510_1817181.html。
② 前瞻产业研究院，《2019年中国家政服务行业市场现状及发展趋势分析》 ，https://bg.qianzhan.com/report/detail/300/200122-d44f99ac.html。
③ 根据本文使用的调查数据，251个养老护理员中有11个男性样本，而385个家务和265个育儿样本中分别只有5个和1个男性样本。
④ 中华人民共和国中央人民政府官方网站，“两部门颁布实施《养老护理员国家职业技能标准（2019年版）》”，http://www.gov.cn/xinwen/2019-10/17/content_5440977.htm。
| [1] | 萨支红, 张梦吉, 刘思琪, 等. 家政工生存状况研究: 基于北京、济南被访者驱动抽样调查[J]. 妇女研究论丛, 2020(4): 56–72. |
| [2] | 唐斌斌. 被访者驱动抽样: 基于多种方法的估计诊断[J]. 社会, 2022(1): 212–242. DOI:10.3969/j.issn.1004-8804.2022.01.008 |
| [3] | 吴心越. 照料劳动与年龄困境: 基于养老机构护理员的研究[J]. 妇女研究论丛, 2021(4): 83–96. |
| [4] | 肖索未, 简逸伦. 照料劳动与社会不平等: 女性主义研究及其启示[J]. 妇女研究论丛, 2020(5): 12–27. |
| [5] | 杨博文, 叶宸辰, 刘林平. 中国城镇家庭“一老一小”社会化照料需求估计——基于多源数据的比较分析[J]. 华东经济管理, 2022(5): 105–115. |
| [6] | 余央央, 封进. 老年照料的相对报酬: 对“护工荒”的一个解释[J]. 财经研究, 2014(8): 119–129. |
| [7] | Altman M, Pannell K. Policy gaps and theory gaps: Women and migrant domestic labor[J]. Feminist Economics, 2012, 18(2): 291–315. DOI:10.1080/13545701.2012.704149 |
| [8] | Anderberg D. Self-enforcing exchange among generations: Implications for consumption and mobility[J]. European Economic Review, 2007, 51(7): 1813–1827. DOI:10.1016/j.euroecorev.2006.11.007 |
| [9] | Barron D N, West E. The financial costs of caring in the British labour market: Is there a wage penalty for workers in caring occupations?[J]. British Journal of Industrial Relations, 2013, 51(1): 104–123. DOI:10.1111/j.1467-8543.2011.00884.x |
| [10] | Behtoui A, Boréus K, Neergaard A, et al. Why are care workers from the global south disadvantaged? Inequality and discrimination in Swedish elderly care work[J]. Ethnic and Racial Studies, 2020, 43(16): 155–174. DOI:10.1080/01419870.2020.1734220 |
| [11] | Budig M J, Hodges M J, England P. Wages of nurturant and reproductive care workers: Individual and job characteristics, occupational closure, and wage-equalizing institutions[J]. Social Problems, 2019, 66(2): 294–319. DOI:10.1093/socpro/spy007 |
| [12] | Budig M J, Misra J. How care-work employment shapes earnings in cross-national perspective[J]. International Labour Review, 2010, 149(4): 441–460. DOI:10.1111/j.1564-913X.2010.00097.x |
| [13] | Connelly R, Dong X Y, Jacobsen J, et al. The care economy in post-reform China: Feminist research on unpaid and paid work and well-being[J]. Feminist Economics, 2018, 24(2): 1–30. DOI:10.1080/13545701.2018.1441534 |
| [14] | Davies C. Competence versus care? Gender and caring work revisited[J]. Acta Sociologica, 1995, 38(1): 17–31. DOI:10.1177/000169939503800103 |
| [15] | Donath S. The other economy: A suggestion for a distinctively feminist economics[J]. Feminist Economics, 2000, 6(1): 115–123. DOI:10.1080/135457000337723 |
| [16] | Dong X Y, Feng J, Yu Y Y. Relative pay of domestic eldercare workers in Shanghai, China[J]. Feminist Economics, 2017, 23(1): 135–159. DOI:10.1080/13545701.2016.1143108 |
| [17] | England P. Emerging theories of care work[J]. Annual Review of Sociology, 2005, 31: 381–399. DOI:10.1146/annurev.soc.31.041304.122317 |
| [18] | England P, Budig M, Folbre N. Wages of virtue: The relative pay of care work[J]. Social Problems, 2002, 49(4): 455–473. DOI:10.1525/sp.2002.49.4.455 |
| [19] | England P, Herbert M S, Kilbourne B S, et al. The gendered valuation of occupations and skills: Earnings in 1980 census occupations[J]. Social Forces, 1994, 73(1): 65–100. DOI:10.2307/2579918 |
| [20] | Folbre N, Nelson J A. For love or money—or both?[J]. Journal of Economic Perspectives, 2000, 14(4): 123–140. DOI:10.1257/jep.14.4.123 |
| [21] | He G Y, Wu X G. Foreign domestic helpers hiring and women’s labor supply in Hong Kong[J]. Chinese Sociological Review, 2019, 51(4): 397–420. DOI:10.1080/21620555.2019.1630814 |
| [22] | Jokela M. Patterns of precarious employment in a female-dominated sector in five welfare states: The case of paid domestic labor sector[J]. Social Politics, 2019, 26(1): 30–58. DOI:10.1093/sp/jxy016 |
| [23] | Kilbourne B S, England P, Farkas G, et al. Returns to skill, compensating differentials, and gender bias: Effects of occupational characteristics on the wages of white women and men[J]. American Journal of Sociology, 1994, 100(3): 689–719. DOI:10.1086/230578 |
| [24] | Knijn T, Verhagen S. Contested professionalism payments for care and the quality of home care[J]. Administration & Society, 2007, 39(4): 451–475. |
| [25] | Lightman N. Discounted labour? Disaggregating care work in comparative perspective[J]. International Labour Review, 2017, 156(2): 243–267. DOI:10.1111/ilr.12001 |
| [26] | Melly B. Decomposition of differences in distribution using quantile regression[J]. Labour Economics, 2005, 12(4): 577–590. DOI:10.1016/j.labeco.2005.05.006 |
| [27] | Nelson J A. Of markets and martyrs: Is it OK to pay well for care?[J]. Feminist Economics, 1999, 5(3): 43–59. DOI:10.1080/135457099337806 |
| [28] | Oaxaca R. Male-female wage differentials in urban labor markets[J]. International Economic Review, 1973, 14(3): 693–709. DOI:10.2307/2525981 |
| [29] | Palmer E, Eveline J. Sustaining low pay in aged care work[J]. Gender, Work & Organization, 2012, 19(3): 254–275. |
| [30] | Parkin P. Marxism and class theory: A bourgeois critique[M]. New York: Columbia University Press, 1979. |
| [31] | Pietrykowski B. The return to caring skills: Gender, class, and occupational wages in the US[J]. Feminist Economics, 2017, 23(4): 32–61. DOI:10.1080/13545701.2016.1257142 |
| [32] | Song Y P, Dong X Y. Childcare costs and migrant and local mothers’ labor force participation in urban China[J]. Feminist Economics, 2018, 24(2): 122–146. DOI:10.1080/13545701.2017.1398405 |
| [33] | Suleman F, Da Conceição Figueiredo M. Wage differentials within a female-dominated occupation: Domestic workers in informal and flexible jobs in Portugal[J]. International Labour Review, 2018, 157(1): 129–152. DOI:10.1111/ilr.12065 |
| [34] | Weber M. Economy and society: An outline of interpretive sociology[M]. Berkeley: University of California Press, 1978. |
| [35] | Weeden K A. Why do some occupations pay more than others? Social closure and earnings inequality in the United States[J]. American Journal of Sociology, 2002, 108(1): 55–101. DOI:10.1086/344121 |
| [36] | Williams F. Migration and care: Themes, concepts and challenges[J]. Social Policy and Society, 2010, 9(3): 385–396. DOI:10.1017/S1474746410000102 |
| [37] | Yu J, Xie Y. Recent trends in the Chinese family: National estimates from 1990 to 2010[J]. Demographic Research, 2021, 44: 595–608. DOI:10.4054/DemRes.2021.44.25 |
| [38] | Yuval-Davis N. Intersectionality and feminist politics[J]. European Journal of Women’s Studies, 2006, 13(3): 193–209. DOI:10.1177/1350506806065752 |