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。
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）。
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
（四）职业隔离与技能贬值
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。
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-DrivenSampling，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
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。
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）。
其中，type表示工种，${X}_{1}$代表一系列控制变量的向量，$\epsilon$为残差项。lnwage代表工资的对数，分别考察了月工资和小时工资。为减少不可观测变量的干扰，模型中控制了去年的工资收入。
（二）工资差异的稳健性检验
（三）培训收入效应
（四）工资差异分解
式（2）中，${\rm{ln}}\overline{{wage}_{0}}$表示养老护理员的对数工资收入。${\rm{ln}}\overline{{wage}_{1}}$表示育儿嫂的对数工资收入。$\overline{{X}_{0}}\mathrm{、}\overline{{X}_{1}}$分别表示养老护理员、育儿嫂特征的样本均值，${\widehat{\beta}}_{0}{、\widehat{\beta}}_{1}$分别表示养老护理员和育儿嫂工资收入方程的回归系数估计值。$(\overline{{X}_{1}^{'}}-\overline{{X}_{0}^{'}}){\widehat{\beta}}_{1}$为控制变量中的一系列资源禀赋差异可以解释的收入差距部分，$\overline{{X}_{0}^{'}}({\widehat{\beta}}_{1}-{\widehat{\beta}}_{0})$为以上资源禀赋的价格差异。工资均值分解的基本思路是，构建反事实组“被视为养老护理员的育儿嫂”，与真正的养老护理员比较。将不同组别之间的差异分为“可解释部分”和“不可解释部分”，前者是由年龄和受教育程度等一系列生产要素决定的工资差异，称之为“禀赋差异”；后者则是由生产要素价格决定的职业歧视，又称之为“价格差异”或“系数差异”。据此可以将两组样本工资收入的平均差异分解为要素禀赋差异和要素价格差异。
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$\theta$分位数上的工资差异做公式（3）所示的分解。
同样地，等式右边第一项为$\theta$分位数上由个体特征导致的禀赋差异，第二项为$\theta$分位数上个体特征的价格差异。
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
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。
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。
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DaConceioFigueiredo，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。