項(xiàng)云帆

(東華理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330013)

一、 問(wèn)題的提出

建國(guó)以來(lái)，中國(guó)女性地位得到極大提升，婦女能頂半邊天，女性介入社會(huì)經(jīng)濟(jì)各個(gè)領(lǐng)域，在政治及各種因素的作用下，女性甚至打破傳統(tǒng)觀念，不顧身體條件的限制，進(jìn)入一些傳統(tǒng)男性主宰的就業(yè)領(lǐng)域，“鐵娘子”這一提法得到廣泛宣傳和鼓勵(lì)。

改革開(kāi)放后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)得以快速發(fā)展，伴隨著各社會(huì)階層的形成及觀念的改變，女性也接受了更多的高等教育機(jī)會(huì)，開(kāi)始在社會(huì)各領(lǐng)域貢獻(xiàn)自己的力量和發(fā)出自己的聲音。從各大學(xué)和各專(zhuān)業(yè)男性與女性的比重可看出，男性與女性職業(yè)領(lǐng)域開(kāi)始出現(xiàn)分層和分化。大學(xué)專(zhuān)業(yè)選擇基本上確定了男性和女性未來(lái)就業(yè)的領(lǐng)域，從就業(yè)領(lǐng)域角度來(lái)看性別選擇差異，一方面反映了社會(huì)的變遷，另一方面也反映出了女性和男性對(duì)自己未來(lái)社會(huì)角色的定位，如婚姻和家庭中女性和男性角色定位所帶來(lái)的就業(yè)選擇。由此，男女性就業(yè)意愿的差異是本文的研究動(dòng)機(jī)之一。

職業(yè)的選擇決定了男性與女性收入不同，以往的研究往往將此歸類(lèi)為歧視，然而卻忽視了男性與女性就業(yè)觀念差異的影響，如傳統(tǒng)觀念“男主外、女主內(nèi)”，這說(shuō)明了男性需要努力工作以承擔(dān)養(yǎng)家的責(zé)任，而女性需要更多時(shí)間來(lái)照顧家庭，如贍養(yǎng)長(zhǎng)輩、撫養(yǎng)及教育晚輩，那么，女性需要選擇職業(yè)以利于花費(fèi)更多時(shí)間和精力在家庭上，帶來(lái)收入的降低或者就業(yè)意愿的降低，而男性可放棄家庭照顧時(shí)間來(lái)更努力地工作，獲得更高收入。男女家庭角色定位不同對(duì)就業(yè)意愿的影響是本研究考慮的主要因素。

城市化進(jìn)程對(duì)城鄉(xiāng)居民家庭結(jié)構(gòu)帶來(lái)如下變化：農(nóng)村父母仍然與子女一起居住，并在城市開(kāi)始打工，并承擔(dān)照顧其未成人后代的責(zé)任；伴隨著房?jī)r(jià)上漲，城市父母無(wú)法與子女一起居住，因此照顧孩子的責(zé)任就由勞動(dòng)力夫婦本人承擔(dān)。由此，家庭結(jié)構(gòu)變化對(duì)于就業(yè)意愿性別差異的影響值得我們探討。

最后，從婚姻來(lái)看，如果單身女性(單身、喪偶和離異)和家庭女性(同居、已婚、再婚)就業(yè)意愿存在顯著差異，說(shuō)明女性就業(yè)意愿受到家庭影響，因而，從家庭結(jié)構(gòu)角度探討女性就業(yè)意愿差異以及未來(lái)女性就業(yè)趨勢(shì)亦是本文的另一研究動(dòng)機(jī)。

二、 相關(guān)研究文獻(xiàn)綜述

學(xué)界在對(duì)中國(guó)的性別歧視相關(guān)研究中，主要探討男女性別工資差異及影響因素。然而，對(duì)于經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展、失業(yè)率等對(duì)男女性別就業(yè)意愿差異及其影響因素，則較少分析。

(一) 中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)二元性及性別就業(yè)的影響

國(guó)內(nèi)一致承認(rèn)中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的二元性，例如，Lili Kang和Fei Peng研究表明，勞動(dòng)力市場(chǎng)存在計(jì)劃和市場(chǎng)二元制工資決定，工資對(duì)于公開(kāi)登記的失業(yè)率低彈性，兩市場(chǎng)彈性收斂，女性工資相對(duì)于失業(yè)率比男性彈性更大，而城市戶(hù)口勞動(dòng)者相對(duì)于農(nóng)村戶(hù)口移民的工資彈性存在差異[1]。

通過(guò)針對(duì)婚姻和生育的研究發(fā)現(xiàn)，這兩者對(duì)性別歧視產(chǎn)生影響，私營(yíng)企業(yè)更多地考慮女性婚育成本，市場(chǎng)化改革使養(yǎng)育子女的成本主要由家庭承擔(dān)，傳統(tǒng)中國(guó)家庭中母親主要承擔(dān)撫育子女的責(zé)任，因此歧視主要由已婚女性承擔(dān)[2]。同時(shí)，王靜和武舜臣發(fā)現(xiàn)性別收入差異存在“天花板效應(yīng)”；婚姻、行業(yè)、地區(qū)均影響到歧視，且主要由直接歧視造成[3]。教育對(duì)于外來(lái)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的工資具有增長(zhǎng)效應(yīng)，但無(wú)法完全消除地域歧視的影響[4]。此外，教育的特征差異有利于性別收入差距的降低，但教育、職業(yè)及地區(qū)的系數(shù)差異對(duì)性別收入差距的擴(kuò)大有重要的貢獻(xiàn)[5]。就業(yè)環(huán)境與個(gè)體人力資本積累之間存在關(guān)系，不同時(shí)期的人力資本積累的差異性與階層分化[6]。

在國(guó)外研究中，Longhi等通過(guò)運(yùn)用英國(guó)季度勞動(dòng)力調(diào)查(Labour Force Survey，LFS)1997-2005年6月期間數(shù)據(jù)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)男性與女性勞動(dòng)者之間在效率工資方面存在本質(zhì)差異。因此，失業(yè)率可以測(cè)試工作競(jìng)爭(zhēng)性[7]。

上述研究性別工資差異的影響因素，是否會(huì)影響到就業(yè)意愿性別差異，是我們下面需要分析的主要內(nèi)容。

(二) 就業(yè)意愿影響因素相關(guān)研究

學(xué)界討論了不同婚姻狀態(tài)下的，男性與女性的就業(yè)意愿差異。例如，龐麗華和羅雅楠運(yùn)用2012年北京市流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)近四成的已婚流動(dòng)女性處于非就業(yè)狀態(tài)，且顯著受到家庭子女和長(zhǎng)輩的影響，其受社會(huì)資本及年齡所受到的影響不同[8]。同時(shí)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)上漲主要增加已婚女性的勞動(dòng)參與率[9]?；ヂ?lián)網(wǎng)使用能促進(jìn)女性的整體就業(yè)，且對(duì)非自雇就業(yè)的作用效果要大于自雇就業(yè)?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對(duì)不同婚姻狀況、學(xué)歷及戶(hù)籍女性的影響作用也表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性[10]。

針對(duì)一般性的就業(yè)意愿影響因素研究來(lái)說(shuō)，傳統(tǒng)社會(huì)資本如宗族文化對(duì)移民就業(yè)選擇具有重要影響。特別是進(jìn)入低端服務(wù)業(yè)的概率，研究中亦考慮城市間物理、行政距離和遷出地經(jīng)濟(jì)社會(huì)信息[11]。研究亦發(fā)現(xiàn)在其他家庭成員收入高、農(nóng)村縣區(qū)、西部地區(qū)、失業(yè)率低(調(diào)查)、自雇就業(yè)比率和第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)占總就業(yè)比高的地區(qū)，老齡人口的勞動(dòng)參與概率相對(duì)較高。而在低齡、大專(zhuān)以上畢業(yè)、身體健康、中部及東部地區(qū)、調(diào)查失業(yè)率低、自雇就業(yè)率和工業(yè)產(chǎn)值占比低的地區(qū)，老齡勞動(dòng)力的就業(yè)概率相對(duì)較高[12-13]。因此在模型分析就業(yè)意愿及差異時(shí)，需要考慮這些變量或者影響因素。

國(guó)外學(xué)者在討論女性就業(yè)意愿的研究中，Stephan Klasen和Pieters Janneke發(fā)現(xiàn)印度城市女性勞動(dòng)力自1980年以來(lái)就業(yè)增長(zhǎng)停滯，其運(yùn)用Fairlie拓展的非線(xiàn)性O(shè)axaca-Blinder分解，比較1987年和2011年女性的非常低的就業(yè)數(shù)據(jù)，女性就業(yè)受家庭、生育、教育水平、婚姻等等影響，婚姻影響婦女就業(yè)率將近18%，相反的，各部門(mén)推動(dòng)?jì)D女就業(yè)率的結(jié)果非常小[9]。Huber和Huemer分析了婚姻和小孩對(duì)參與培訓(xùn)意愿性別差異的影響[15]。

綜上所述，女性和男性參與就業(yè)的意愿及影響因素存在差異，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、家庭責(zé)任、生育水平、婚姻影響，然而，現(xiàn)有的關(guān)于男性與女性就業(yè)意愿差異相關(guān)分析較少見(jiàn)，因此，可以比較分析男女性就業(yè)意愿差異，以及婚姻給女性就業(yè)意愿影響，拓展當(dāng)前已有研究，從另一角度探討男女性是否因家庭、婚姻等等因素不同影響，進(jìn)而影響了性別就業(yè)意愿差異。

三、 本研究所運(yùn)用之實(shí)證模型

國(guó)內(nèi)對(duì)性別工資差異分析，主要應(yīng)用Oaxaca-Blinder線(xiàn)性分解，然而，對(duì)性別就業(yè)意愿差異首先由是否就業(yè)虛擬變量生成各樣本的就業(yè)意愿(Probit模型)及就業(yè)的影響因素，Probit模型為非線(xiàn)性，因此Fairlie拓展Oaxaca-Blinder到非線(xiàn)性分解，以研究美國(guó)少數(shù)族裔與主流民族經(jīng)營(yíng)家族企業(yè)的成功率差異及影響因素[16]，Mazeikaite G.,O Donoghue C.和Sologon D.M.運(yùn)用相關(guān)方法分析收入、財(cái)務(wù)約束和教育對(duì)貧困群體健康的影響[17]。

(一) Fairlie的Oaxaca-Blinder二值非線(xiàn)性分解

設(shè)線(xiàn)性工資方程女性：yw=βw′xw+ε，男性ym=βm′xm+ε

(1)

Fairlie以及Bauer T K和Sinning M將Oaxaca-Blinder分解拓展到二值的非線(xiàn)性分解，其運(yùn)用Taylor展開(kāi)，將logit、probit等等非線(xiàn)性模型轉(zhuǎn)化成線(xiàn)性模型，然后進(jìn)行差異分析[16,20]。當(dāng)y取值[0,1] 時(shí)，模型如果為logit或者probit模型，上述線(xiàn)性模型轉(zhuǎn)化為ys=F(βs′xs)，其中，s取值w、m，因而非線(xiàn)性分解最終轉(zhuǎn)化為：

(2)

(二) Probit分析模型

運(yùn)用Probit模型探討男女性工作意愿，我們?nèi)∈欠窬蜆I(yè)值如下：

(3)

四、 數(shù)據(jù)來(lái)源與描述統(tǒng)計(jì)

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于2008-2015年北京大學(xué)社會(huì)調(diào)查中心的CFPS數(shù)據(jù)，因2011、2013、2015年份數(shù)據(jù)較少，因此調(diào)整至2010、2012和2014年?？紤]到退休后可以返聘，選取男女性年齡15-69，刪除缺失值的調(diào)查個(gè)案，最終得到6個(gè)調(diào)查年份的共46 559個(gè)樣本。其中，小孩人數(shù)、照顧老人人數(shù)winsorize單邊右側(cè)大數(shù)值縮尾1%以處理異常及不合理值。贍養(yǎng)的長(zhǎng)輩，只限居住在一起，且只用總數(shù)，而不區(qū)分與調(diào)查者的關(guān)系。

個(gè)體層面，納入了受訪(fǎng)者的婚育情況，并控制了性別、教育、年齡等因素。在家庭層面，則納入撫育小孩、贍養(yǎng)父母等變量。相關(guān)變量定義如表1。

表1 變量定義表

(續(xù)表1)

imarr是否婚姻(已婚取值1,未婚取值0),同居為未婚。nchild家庭中需要照顧的小孩人數(shù)。carn家庭一起居住的老年長(zhǎng)輩人數(shù)。urban居住地是否為城市(城市為1,非城市為0)birthyr年齡(年齡平方birthyr2,加入年齡平方項(xiàng),亦為檢驗(yàn)生命周期效應(yīng))ifemale性別虛擬變量(女性female取值1,男性male取值為0)mktidx市場(chǎng)指數(shù)(數(shù)據(jù)來(lái)源于樊鋼所計(jì)算)idhk戶(hù)口虛擬變量(農(nóng)業(yè)為0,非農(nóng)為1)

相較于O’Neill和O’Neill用學(xué)習(xí)成績(jī)衡量學(xué)習(xí)能力[21]，我國(guó)各階段升學(xué)，除義務(wù)教育外，均需要經(jīng)過(guò)縣級(jí)(相當(dāng)級(jí)別)及以上統(tǒng)一考試，因此，可以消除各學(xué)校之間的差異，衡量結(jié)果更具有說(shuō)服力，更容易反映出學(xué)習(xí)能力水平之間差異對(duì)工資的影響。另外，早期義務(wù)教育學(xué)習(xí)也需要經(jīng)過(guò)考試，才能進(jìn)入高一級(jí)學(xué)校學(xué)習(xí)，因此，教育水平一方面反映知識(shí)積累程度，另一方面，在我國(guó)還含有學(xué)習(xí)能力的含意。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表2中，樣本所選取男女平均年齡相當(dāng)，照顧小孩和贍養(yǎng)小孩均值為1.31和1.19，其中，男性和女性50%以上住在城市，工作地點(diǎn)為市場(chǎng)指數(shù)8.44的地方，就業(yè)普遍在市場(chǎng)發(fā)展程度更高的地方。就樣本的就業(yè)上來(lái)說(shuō)，獲取工資的女性?xún)H為34%，男性則達(dá)到50%。在受教育程度上，男性平均比女性高，女性均值為2.18，男性為2.52。

2014年的CFPS調(diào)查對(duì)男女關(guān)于“男主內(nèi)、女主外”觀念進(jìn)行了調(diào)查，圖1為各年齡段男、女性對(duì)該觀念的認(rèn)同打分均值，由圖1可知，男性對(duì)“男主內(nèi)、女主外”在年輕時(shí)較低認(rèn)同，但仍然普遍高于女性，女性在年輕時(shí)遠(yuǎn)不認(rèn)同該觀點(diǎn)，但隨著年齡增長(zhǎng)，與男性觀念趨同。甚至在40～60歲工作壓力和家庭壓力較大的時(shí)候，男性對(duì)此觀念認(rèn)同略超過(guò)女性。

圖1 2014年CFPS調(diào)查各年齡段對(duì)“男主外、女主內(nèi)”認(rèn)同

圖2 2014年CFPS調(diào)查各教育水平下對(duì)“男主外、女主內(nèi)”認(rèn)同

由圖2可知，在各教育水平下，隨著教育水平的增加，對(duì)“男主外、女主內(nèi)”認(rèn)同度迅速降低，但當(dāng)教育水平達(dá)到一定程度，即接受大學(xué)本科水平后，女性開(kāi)始發(fā)生轉(zhuǎn)變，認(rèn)同該觀念，接受更高教育的男性更認(rèn)同該觀點(diǎn)。整個(gè)觀點(diǎn)接受度呈現(xiàn)U形。

五、 實(shí)證結(jié)果及分析

由式因變量y取值，由方程，模型1-2分析男女就業(yè)差異及影響，男性為基準(zhǔn)；模型3-4分析單身與否就業(yè)差異，非單身為基準(zhǔn)；模型1和3為婚姻狀態(tài)變量的男女就業(yè)差異及影響分析，模型2和模型4以婚姻變量marr因子替換婚姻虛擬變量，marr因子包含：mc2同居，mc3初婚，mc4再婚，mc5喪偶，mc6離異。模型3和4加入婚姻與子女交叉項(xiàng)nchildma、婚姻與長(zhǎng)輩的交叉項(xiàng)carma，模型5-8主要分析女性中單身(未婚、離異、喪偶)和非單身(同居、初婚、再婚)就業(yè)差異及影響，非單身為基準(zhǔn)。P1=Pr(Y≠0|G=0)，P2=Pr(Y≠0|G=1)。G=0為基準(zhǔn)群體。

表3 Probit模型非線(xiàn)性分解就業(yè)意愿差異

由表3可知，模型1和模型2分解結(jié)果，男性比女性就業(yè)概率高0.1523，可解釋部分為0.0585，僅約38.41%(0.0585/0.1523)可解釋?zhuān)赡Ｐ?以婚姻因子marr替代婚姻虛擬變量，結(jié)果一致。模型3和模型4反映單身與非單身勞動(dòng)者就業(yè)差異，可以看到單身低于非單身就業(yè)差異約為0.0295，差別較小，模型5-8為去掉男性調(diào)查數(shù)據(jù)后的純女性調(diào)查數(shù)據(jù)，目的是為了分析單身女性與結(jié)婚或者同居女性就業(yè)差異產(chǎn)生原因，以進(jìn)一步地探討婚姻與家庭對(duì)女性就業(yè)的影響，我們看到單身女性就業(yè)率高于非單身女性約7.59%，再綜合模型3和4結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)非單身女性就業(yè)率顯著地低于非單身男性就業(yè)率。

表4 Probit模型非線(xiàn)性分解各變量影響結(jié)果

(續(xù)表4)

idhk0.00003090.0000196-0.000262-0.000263-0.000898-0.000935-0.000879-0.000902(0.49)(0.31)(-1.53)(-1.47)(-1.67)(-1.79)(-1.66)(-1.70)同居0.000175???0(4.28)(.)初婚-0.00157???-0.0829??(-5.11)(-2.90)再婚0.0000528?-0.000750???(2.02)(-4.81)喪偶-0.0003810.00359?(-1.71)(2.22)離異0.000159?-0.000489(2.50)(-0.36)marr-0.0016???-0.0797??(-3.70)(-2.79)nchildma-0.00527?-0.00524?0.00108(-2.50)(-2.50)(0.51)carma0.01500.0150-0.0169(1.12)(1.12)(-1.04)imarr-0.0109???(-4.39)N(G=1)2399323993377223772227358273582735827358N(G=0)2305523055932693264261426142614261N4704847048470484704831619316193161931619

tstatistics in parentheses，*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001，bootstrap仿真1000次，N(G=1)為落入群體1的觀察值，N(G=0)為落入群體0(基準(zhǔn))的觀察值。

根據(jù)表4中模型1結(jié)論發(fā)現(xiàn)：對(duì)男性和女性就業(yè)差異的主要影響因子來(lái)自于工作經(jīng)驗(yàn)，約為5.84%百分點(diǎn)，占比38.34%；其次為教育水平(1.75%)，占比11.50%；然后為年齡(1.02%)。另外，戶(hù)口、失業(yè)率、家庭因子中的撫育小孩數(shù)、贍養(yǎng)老人數(shù)均增加了男性與女性就業(yè)參與的差異。而年齡與年齡的平方系數(shù)一正一負(fù)反映出年齡對(duì)性別就業(yè)差異的影響呈現(xiàn)非線(xiàn)性，即早期性別差異較大，但隨著年齡增長(zhǎng)，性別差異顯著地減少。工作經(jīng)驗(yàn)和工作經(jīng)驗(yàn)的平方系數(shù)亦相反，結(jié)論與之一致。市場(chǎng)指數(shù)即市場(chǎng)發(fā)達(dá)程度的地方降低了性別就業(yè)差異約0.0814%。而由模型2，婚姻狀態(tài)因子降低了性別工資差異。

近年來(lái),北京這座超大城市遭遇人口老齡化的巨大挑戰(zhàn)。2015年,北京市人大常委會(huì)在全國(guó)率先出臺(tái)《北京市居家養(yǎng)老服務(wù)條例》,之后每年都選取一個(gè)重點(diǎn)難點(diǎn)問(wèn)題,連續(xù)四年持續(xù)開(kāi)展監(jiān)督工作。

模型3和模型4反映單身與非單身勞動(dòng)者就業(yè)意愿差異，可以看到單身低于非單身就業(yè)意愿差異約為0.0295，差別較小，但是，年齡和工作經(jīng)驗(yàn)顯著地增加了單身與非單身勞動(dòng)者的就業(yè)差異，且占比極大。且隨著年齡和工作經(jīng)驗(yàn)的增長(zhǎng)，差異先增長(zhǎng)，后縮小，而教育、贍養(yǎng)長(zhǎng)輩、撫育孩子和失業(yè)率則使得兩者差異顯著地縮小。由孩子與婚否的交叉項(xiàng)，可以看到結(jié)婚有孩子使得就業(yè)率差異縮小，而贍養(yǎng)長(zhǎng)輩與婚姻的交叉項(xiàng)增加了就業(yè)差異，不過(guò)不顯著。由此可以看出，小孩作為家庭壓力促使就業(yè)差異縮小，相反的，由于長(zhǎng)輩本身退休后有收入或者保障，增加了單身和非單身就業(yè)意愿差異。市場(chǎng)指數(shù)即發(fā)達(dá)開(kāi)放程度降低了就業(yè)意愿差異。由模型1-4，初婚均顯著地縮小了性別和單身與非單身勞動(dòng)者的就業(yè)意愿差異。

模型5-8為去掉男性調(diào)查數(shù)據(jù)后的純女性調(diào)查數(shù)據(jù)，非單身包含同居狀態(tài)女性。目的是為了分析單身女性與結(jié)婚或者同居女性就業(yè)差異產(chǎn)生原因，以進(jìn)一步探討婚姻與家庭對(duì)女性就業(yè)的影響。我們看到單身女性就業(yè)率高于非單身女性約7.59%，結(jié)合模型3和4，結(jié)論非常明確地顯示非單身女性就業(yè)率顯著地低于非單身男性就業(yè)率。由此可知，非單身女性由于婚姻和家庭的影響，使得其就業(yè)意愿或者就業(yè)參與度顯著地降低。即使社會(huì)鼓勵(lì)女性就業(yè)，但婚姻和家庭使得部分女性退出了就業(yè)市場(chǎng)。而女性處于單身狀態(tài)，如未婚、離異和喪偶，其就業(yè)概率增加。

由表4中的模型5-8結(jié)論顯示，年齡對(duì)女性就業(yè)差異影響最大，年齡增長(zhǎng)，單身與非單身女性就業(yè)差異先縮小，后增加，工作經(jīng)驗(yàn)的影響則遠(yuǎn)小于年齡，但對(duì)就業(yè)差異影響也是先縮小，后增加。區(qū)別于模型1-4，教育、撫育小孩、贍養(yǎng)長(zhǎng)輩、失業(yè)率均對(duì)單身女性和非單身女性的就業(yè)差異有影響，或者增加了其就業(yè)意愿差異。由于傳統(tǒng)上婚姻的適配性，教育程度高的女性往往與教育程度高的男性結(jié)合，因而，教育程度高的單身女性就業(yè)概率高，而教育程度高的女性結(jié)婚后，因家庭夫妻教育程度高，因而家庭整體收入水平高，因此受教育程度高的女性收入對(duì)家庭的邊際效用可能并不大，因而更可能退出就業(yè)市場(chǎng)，調(diào)查數(shù)據(jù)亦顯示教育程度高的女性就業(yè)率降低，如2012年對(duì)市場(chǎng)指數(shù)高的北京調(diào)查數(shù)據(jù)亦證實(shí)此結(jié)論[8]。撫育小孩和贍養(yǎng)長(zhǎng)輩基于女主內(nèi)，使得女性就業(yè)意愿降低，結(jié)論顯示失業(yè)率主要由非單身女性承擔(dān)。由表4可知，在市場(chǎng)指數(shù)高或者發(fā)達(dá)、開(kāi)放的區(qū)域，非單身女性因?yàn)榻?jīng)濟(jì)壓力小，反而可能退出就業(yè)市場(chǎng)。

在模型6中，我們加入婚否的虛擬變量imarr，可以看出，婚姻增加了女性單身與非單身女性之間的就業(yè)差異。模型8加入婚姻與孩子、婚姻與長(zhǎng)輩的交叉項(xiàng)，亦可發(fā)現(xiàn)婚姻有孩子降低了女性的就業(yè)概率，增加了單身女性與非單身女性的就業(yè)差異，不過(guò)統(tǒng)計(jì)上不顯著。模型6和模型8的結(jié)論可以清晰地表明女性在家庭中的作用仍然遵從于傳統(tǒng)社會(huì)及女性自身優(yōu)勢(shì)的約束，即使經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步。

由實(shí)證分析的結(jié)果，婚姻和家庭責(zé)任對(duì)就業(yè)意愿性別差異存在顯著影響，增加了已婚男性而降低已婚女性就業(yè)意愿，表明婚姻和家庭的作用呈現(xiàn)兩面性：一是有家庭和婚姻的男性就業(yè)概率增加；二是有家庭和婚姻的女性就業(yè)概率降低。由分析結(jié)論，家庭和婚姻對(duì)就業(yè)概率的影響，特別是撫養(yǎng)小孩和贍養(yǎng)長(zhǎng)輩，均影響到女性的就業(yè)意愿，且相較于男性而言，影響更大。這說(shuō)明，在家庭中，女性的傳統(tǒng)定位與現(xiàn)實(shí)中的家庭責(zé)任，仍然是相夫教子，因而當(dāng)收入增加，在開(kāi)放程序高的地區(qū)，女性即使接受較高的教育水平，當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)不存在障礙(市場(chǎng)指數(shù)意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，因而就業(yè)障礙較低)，但女性仍然會(huì)屈服于家庭需要，退出就業(yè)。而相對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的區(qū)域女性和農(nóng)業(yè)戶(hù)口女性，即使其接受教育水平較低(教育水平高的女性通過(guò)大學(xué)入學(xué)可以將農(nóng)業(yè)戶(hù)口遷移為城鎮(zhèn)戶(hù)口)，其收入對(duì)家庭的影響邊際效用仍然較高，因而相對(duì)于教育水平高的女性，即使有贍養(yǎng)父母和撫養(yǎng)小孩壓力，其就業(yè)概率仍然較高。

由年齡和年齡平方項(xiàng)結(jié)論顯示，其對(duì)就業(yè)意愿差異影響先縮小后增加，其可解釋為年齡低時(shí)，女性沒(méi)有建立自己獨(dú)立家庭或者家庭責(zé)任負(fù)擔(dān)較小(沒(méi)有小孩或者父母無(wú)須贍養(yǎng))，因而就業(yè)意愿較高，但當(dāng)年齡增長(zhǎng)時(shí)，撫養(yǎng)小孩和贍養(yǎng)父母的壓力開(kāi)始呈現(xiàn)，此時(shí)父母年齡亦變大，女性不得不相對(duì)于男性付出更多精力在家庭上，因而，結(jié)合圖1和圖2，表明婚姻和家庭責(zé)任以及傳統(tǒng)觀念的“男主外、女主內(nèi)”的影響，女性就業(yè)概率降低。

綜上，女性的就業(yè)意愿趨勢(shì)因家庭和婚姻影響，隨年齡增加，呈現(xiàn)出先上升、后下降的趨勢(shì)。而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段，收入增加使得女性有機(jī)會(huì)及屈服于社會(huì)和家庭壓力，越來(lái)越多的高收入家庭女性退出就業(yè)市場(chǎng)。

六、 結(jié)論及意義

(一) 研究結(jié)論

第一，男性就業(yè)概率高于女性，單身就業(yè)概率低于非單身就業(yè)概率；非單身女性相對(duì)于非單身男性，意味著婚姻使得女性就業(yè)意愿降低。男性與女性的就業(yè)概率差異主要來(lái)自于年齡、工作經(jīng)驗(yàn)，撫養(yǎng)小孩和贍養(yǎng)長(zhǎng)輩。該結(jié)論表明，婚姻和家庭使得非單身男性和非單身女性的就業(yè)意愿更易受經(jīng)濟(jì)發(fā)展和傳統(tǒng)觀念影響，女性屈服于家庭包括孩子撫養(yǎng)、長(zhǎng)輩贍養(yǎng)以及婚姻影響，就業(yè)意愿降低。

第二，教育增加了性別就業(yè)概率差異，但卻降低了單身與非單身的就業(yè)概率差異，并增加了女性中單身和非單身女性就業(yè)概率差異。即使教育程度高，就業(yè)容易，但受教育程度高的女性因家庭需要，仍可能退出就業(yè)市場(chǎng)。

第三，因經(jīng)濟(jì)條件允許才使得非單身女性能夠降低就業(yè)意愿、將精力放到照顧家庭上。一方面市場(chǎng)發(fā)達(dá)提供了更多就業(yè)機(jī)會(huì)，縮小了性別就業(yè)概率差異，同時(shí)帶來(lái)家庭收入增加，因而非單身女性收入對(duì)家庭總收入邊際效用降低，增加了單身和非單身女性的就業(yè)概率差異。

(二) 對(duì)當(dāng)下中國(guó)的意義

基于上述結(jié)論，結(jié)合教育對(duì)婚姻的影響，以及相關(guān)研究中已經(jīng)證實(shí)的教育水平對(duì)收入具有正向左右，進(jìn)一步地說(shuō)明已婚女性降低就業(yè)概率是基于家庭經(jīng)濟(jì)條件允許，該研究對(duì)當(dāng)下中國(guó)的意義在于如下兩個(gè)方面：

一是性別收入差異并不一定來(lái)自于歧視，其可能來(lái)自于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和傳統(tǒng)家庭觀念影響，導(dǎo)致女性花費(fèi)更多精力照顧家庭，從而導(dǎo)致就業(yè)意愿降低。因而，性別收入差異需要考慮女性在家庭上的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)。

二是促進(jìn)女性就業(yè)政策包括提高女性所接受的教育水平，對(duì)于低收入或者不發(fā)達(dá)地區(qū)更有效，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)條件使得其不得不出來(lái)就業(yè)，而對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)或者市場(chǎng)指數(shù)較高的地區(qū)，相關(guān)政策效果并不一定明顯。因此，應(yīng)該在市場(chǎng)發(fā)達(dá)和不發(fā)達(dá)區(qū)域采取不同的促進(jìn)女性就業(yè)的政策，特別是在低收入或者不發(fā)達(dá)地區(qū)，應(yīng)該為女性提供更多的教育，以促進(jìn)其就業(yè)和經(jīng)濟(jì)條件的改善。