就业机会成本对城镇地区已婚妇女择业行为的影响分析，本文主要内容关键词为：机会成本论文,城镇论文,妇女论文,地区论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
随着市场化的不断推进和社会经济结构的调整，上世纪90年代至今我国城市劳动力市场出现了一些较为明显的变化。表现在就业方面：①非公有制部门的就业比重持续上升，就业形式呈多样化；②结构性失业加剧，因丧失就业意欲而退出劳动力市场的潜在失业者增多。女性劳动力由于其就业决策相比男性会更多地受到家庭背景及社会观念等各种微观因素的影响，上述特征变化尤为显著。根据国家统计局城市住户调查的数据，2002年16～55岁女性法定劳动年龄人口中家务劳动者、待业人员及早退人员所占比率与1993年相比，分别增加了2.87％、7.34％、4.57％，非公有制部门就业人员占女性总就业人员比重则增加了26.74％，其中个体及其他非正规部门雇工、个体经营者的比重分别增加了5.33％、12.62％。
女性劳动力的这种就业特征变化虽在很大程度上依存于我国宏观经济的发展状况，但在一定的社会经济环境之下又会更多地受到各种微观因素的影响，迄今为止的国内研究对此少有涉及。为数不多的有关我国女性就业行为的定量研究，如宝釰(2000)，李实(2001)，姚先国、谭岚(2005)等，① 也多着眼于对女性就业参与及就业时间供给的分析上。而乐君杰(2004)虽在就业与非就业这个“二分法”的基础上进一步考察了家庭背景等变量对农村已婚妇女雇用劳动及自我雇用选择的影响差异，② 但并未充分明示其中的机理所在。
传统的劳动供给理论认为，劳动者的就业决策主要取决于其市场工资率和非市场劳动时间价值(保留工资率)的相对大小。而标准的已婚妇女就业选择模型如Gronau(1977)的模型所示，③ 虽然在个人时间配置上除了市场劳动时间和闲暇时间之外，还进一步考虑了家庭内生产时间，不过由于市场生产活动和家庭内生产活动能够互为替代，因此该模型的理论框架仍是基于传统的观点，认为已婚妇女的就业选择是依存于决定其保留工资率和市场工资率的反映个人特性及家庭属性的各种相关变量。但事实上就业类型本身所具的工作特性差异等。往往也会在工资率以外的侧面影响已婚妇女的市场及家庭内生产活动的水平与质量，进而左右已婚妇女的就业决策。比如在一定的市场劳动时间下，某些工作的市场工资率尽管相对较低，但作为补偿，其工作时间可以相对自主调整，已婚妇女能够利用工作的间歇时间来从事育儿、家务等各种家庭内活动。在此情况下，相对市场工资率较高但工作时间的自由度相对较低或就业规则较严的工作，已婚妇女就完全有可能选择前者而不是后者。
那么，这些因素对我国城镇地区已婚妇女的择业行为则会产生何种程度的影响呢？相同能力的已婚妇女选择不同市场工资率的就业类型，是因为劳动力市场的分割所致的一种非本意的结果呢，还是已婚妇女基于对事业家庭兼顾难易度的考虑而做出的一种自主选择？为解答上述疑问，以下本文利用国家统计局城市住户调查数据，来分析考察因就业类型的工作特性而造成的就业机会成本差异等因素对我国城镇地区已婚妇女就业选择的边际效应，并探讨其形成原因。
本文其余部分的构成如下所示：第二部分基于补偿性工资差别假说，在标准的理论模型中导入就业机会成本的概念，并构建已婚妇女就业选择的计量估计式。第三部分对样本、被解释变量的特性及解释变量的定义和采用依据做一些简单说明。第四部分给出已婚妇女就业类型选择的实证分析结果，并对此进行讨论。最后一部分是本文的结论，在总结分析结果的基础上提出相应的政策建议。
二、就业选择的补偿性工资差别模型
1.补偿性工资差别模型④
以下，本文基于补偿性工资差别假说，把就业机会成本导入到Gronau(1977)的标准模型中，来检验就业类型本身所具的特性对我国城镇地区已婚妇女择业行为所产生的影响。这里所谓的就业机会成本有别于保留工资，指的是就业类型的特性对已婚妇女家庭内生产和消费活动的阻碍程度，既包括时间成本(去幼儿园接送小孩时间、上下班时间的设定自由度等)，也包括金钱成本(上下班交通费、服装费等)。
在已有的“预算约束”和“时间约束”的条件下，假设已婚妇女是以由商品、服务(Z)和闲暇时间(L)构成的效用(U)达到最大化为目的，来进行就业选择并决定其劳动供给时间H的，其效用函数为U=U(Z，L)。既可以在家庭内部生产(Z[，h])，也可以从市场购入(Z[，m])，二者可以完全替代。市场工资率W[，s]依存于就业类型。就业机会成本同样依存于就业类型，时间费用为A[，s]，金钱费用为C[，s]。一般来说，市场工资率较高的就业类型，其就业机会成本会相对较高。假设家庭已有的初期资产为I[，0]，利用可能总时间为T，家庭内生产时间为N，那么就可以得到：
预算约束式：Z[，m]=W[，s]H+I[，0]-C[，s] (s=1，2，…，n)(1)
时间约束式：T=H+N+L+A[，s](2)
家庭内生产函数为Z[，h]=G(N)，其一阶条件为：
(
U/L)/(U/Z)=W[，s]；G′(N)=W[，s](3)
现假设已婚妇女在多个离散型选择项之间进行就业类型s(s=1，2，…，n)的选择，各就业类型满足上述一阶条件的最优效用为U[，s][*]。那么，已婚妇女就会选择U[，s][*]=Max(U[，j][*])的就业类型s，同时满足上述一阶条件的就业时间H，家庭内生产时间N，闲暇时间L也得到选择。
上述已婚妇女就业选择的补偿性工资差别模型也可以用图1来表示。横轴表示时间，纵轴表示市场及家庭内生产的商品Z。已婚妇女可以利用的总时间T分别分配给家庭内生产、市场劳动及闲暇时间。U为效用曲线，向下的曲线D、E、F分别为选择非就业、就业类型1、就业类型2时的家庭内生产函数曲线。当已婚妇女的就业选择为非就业时，家庭内生产函数曲线D与效用曲线相交于P[，0]点，就业机会成本和市场劳动时间为0。当已婚妇女的就业选择为就业类型1时，在市场工资率等于W[，1]的状况下，产生就业的时间成本TA[，1]和就业的金钱成本I[，0]I[，1]。家庭内生产函数曲线向左下移动变成曲线E，曲线上Q[，1]点的斜率正好等于市场工资率W[，1]，在Q[，1]点之下这段曲线上，已婚妇女从事家庭内生产要有利于从事市场劳动。由图可知，这时的最优家庭生产时间为A[，1]h[，1]，最优市场劳动时间为h[，1]L[，1]，最优闲暇时间为L[，1]0。而当就业选择为就业类型2时，就业的时间成本和金钱成本增加变为TA[，2]、I[，0]I[，2]。而家庭内生产函数曲线则进一步向左下移动变成曲线F，曲线上Q[，2]点的斜率正好等于市场工资率W[，2]。要与就业类型1产生同样的效用，W[，2]必然大于W[，1]，W[，2]与W[，1]的差，我们称之为补偿性工资。现实生活中，由于小孩年龄、家庭结构、配偶属性等的差异，各个已婚妇女的就业机会成本并不相同。当选择就业类型2的就业机会成本小于图1所示时，已婚妇女就会选择就业类型2，而当选择就业类型2的就业机会成本大于图1所示时，就会选择就业类型1。
2.计量估计式
基于上述分析，我们可知已婚妇女对就业类型的选择依赖于U[，s][*](s=1，2，…，n)的相对大小。假设U[，s][*]由用解释变量β[，s]X[，is]来表示的线性函数部分及随机误差项ε[，is]构成。
U[，s][*]=β[，s]X[，is]+ε[，is](4)
就业类型被选择的条件：
U=s
U[，s][*]＞MaxU[，j][*] (j=1，2，…，n；j≠s) (5)
假定multinomial logit model的随机误差项ε[，is]服从以下logistic分布，那么已婚妇女i对就业类型s的选择概率就可以用以下数式来表示：⑤
P[，is]=exp(β[，s]X[，is])/
exp(β[，s]X[，is])， (s=1，2，…，n)(6)
β[，1]X[，il]=0
对P[，is](s≠1)比P[，il]的选择概率进行对数变换后，本文的计量估计式可以如下表示：
Ln(P[，is]/P[，il])=β[，s]X[，is]+ε[，is] (s≠1)(7)
X[，is]表示影响就业选择的解释变量的向量。由(1)～(7)式可知，X[，is]包括反映市场工资率、保留工资率、就业机会成本、家庭初期资产及其他相关特性的各种变量。β[，s]表示与X[，is]相对应的未知的参数向量。
三、变量说明
1.样本说明
本文所采用的数据来源于国家统计局城市社会经济调查总队2002年度的城市住户调查。⑥ 为考察家庭背景，特别是配偶属性对已婚妇女就业选择的影响，本文在母样本中选取了丈夫及家庭其它相关数据都齐全、且年龄在18～54岁之间、丈夫为非在校学生的已婚女性劳动力6295人作为分析对象。并且这些样本不包括待分配者、在校学生、待升学者、丧失劳动能力者及离退休人员，也不包括就业分类不明的离退休再就业人员。
2.变量说明
表1变量的定义
变量项目数/单位定义
①国有及集体经济单位职工、②其他经济类型单位职工、③个体
被解释变量 6
雇工及其他非正规就业人员、④个体雇主与自营者、⑤待业人员、
⑥家务劳动者。
就业经验年数 年 第一次参加工作至今的年数
个设未上过学和扫盲班=1年，小学=6年，初中=9年，高中=12
人 受教育年数年
属年，中专=14年，大专=15年，本科=16年，研究生=18年
性 年龄 岁 周岁
量 户口状况 2
虚拟变量，非农业户=1，农业户=0
本市定居年数 2
虚拟变量，本市镇定居时间不满5年者=1，其他=0
学龄前小孩2
虚拟变量，有学龄前小孩的妇女=1，其他=0
父母同居状况 2
虚拟变量，同居家庭成员中有父母或公婆者=1，其他=0
家庭人口数人 指居住在一起，经济上和在一起共同生活的家庭成员人数
家庭地位 2
虚拟变量，户主=1，其他=0
家 房屋产权状况 3
虚拟变量D1、D2、D3，分别设租赁住房、私有住房、其他产权住房
庭=1，其他=0；基准项：租赁住房
背 配偶收入 元 配偶当年总收入
变设未上过学和扫盲班=1年，小学=6年，初中=9年，高中=12
量 配偶教育年数 年
年，中专=14年，大专=15年，本科=16年，研究生=18年
虚拟变量D1、D2、D3、D4、D5、D6，分别设配偶就业类型为国有集
体单位职工、其他经济类型单位职工、个体雇工及其他非正规就
配偶就业类型 6
业人员、个体雇主与自营者、离退休人员、其他非就业人员=1，其
他=0；基准项：其他非就业人员
虚拟变量D1、D2、D3、D4、D5、D6，分别设北京、辽宁、浙江、广东、
地域特征变量 6
四川、陕西=1，其他=0；基准项：北京
资料来源：根据国家统计局城市社会经济调查总队，《中国城市住户调查手册》整理。
本文在国家统计局城调队的分类基础上，基于就业部门的性质及就业类型本身所具的特性，把已婚就业妇女(不包括离退休再就业人员)分为如下四类：①国有及集体经济单位职工、②其他各种经济类型单位职工、③个体雇工及其他非正规就业人员、④个体雇主与自营者，而把离退休人员及待分配者之外的无业女性劳动力以有无就业倾向而区分为⑤待业人员和⑥家务劳动者两类。本文假设城镇地区已婚妇女是在上述6个选择项之中来进行就业选择的。
此外，本文根据变量的性质，把解释变量分为个人属性变量、家庭背景变量及地域特征变量三类。其中，个人属性变量由反映已婚妇女人力资本的变量和其他具有非市场因素性质的个人特征变量构成。家庭背景变量由家庭人员结构变量，配偶属性变量，及其他影响已婚妇女就业选择的家庭特征变量构成。以下对这些变量做一些简单的说明。
(1)人力资本变量：包括就业经验年数、受教育年数和年龄。由于已婚妇女市场工资率的数据无法直接获得，在此我们假设其是由已婚妇女个人的人力资本所决定的。尽管从理论上讲，在其他条件一定的情况下，人力资本越高，保留工资率就相对越高，对劳动供给会有负的影响。但人力资本越高，市场所提供的就业机会就相对越多，需求方愿意支付的工资率也相对越高，因此参与就业及选择高工资就业类型的概率也就可能越高。
(2)其他个人特征变量：包括户口状况和本市定居年数。由于我国特有的、比如具有农业户口的劳动力不能登记为失业者等城乡二元户籍制度的制约，因此如果已婚妇女为农业户，那么其在选择非就业后就更可能成为家务劳动者而不是待业人员，在选择就业后则更可能进入非公有制部门而不是国有集体部门。
(3)家庭人员结构变量：包括是否有学龄前小孩、父母同居状况和家庭人口数。家庭人员结构不仅会改变已婚妇女的保留工资率，还会改变已婚妇女的就业机会成本。如前所述，不同的就业类型由于其工作特性的差异，即便是同质的已婚妇女，对其进行选择所需的就业机会成本也是不相同的。一般来说，就业时间能够相对自主调整的，或者育儿制度、设施较为健全的就业部门，已婚妇女的就业机会成本会相对较低，反之则相对较高。由于妇女的就业机会成本无法直接观察，本文用家庭人员结构作为其代理变量。
(4)配偶属性变量：包括配偶收入、配偶教育年数和配偶就业类型。“道格拉斯=有泽定律”的第一定律表明，丈夫的收入越低，那么妻子及这个家庭其他成员的就业率就越高。⑦ 永瀬(1995)，乐君杰(2003)等的研究还进一步发现，⑧ 就业类型的选择在夫妻之间具有较强的相关关系，特别是在丈夫为个体雇主或自营者时，已婚妇女选择成为个体经营者或家族从业人员的概率就会上升。这是因为大多数情况下，夫妻共同经营有利于家庭生产活动中的时间调整，减少就业的机会成本。
(5)其他家庭特征变量：包括房屋产权状况和户主虚拟变量。房屋产权状况是家庭初期资产的代理变量，其边际效应与配偶收入相似。户主虚拟变量则是反映已婚妇女家庭地位的代理变量，当已婚妇女为户主时，作为家庭事务的主要决策者和家庭经济的主要支撑者，其就业选择就更可能是高工资部门或正规部门，而不是成为无业人员或社会地位及收入都相对较低的非正规雇工。
四、实证分析结果与讨论
由于multinomial logit模型不能对估计结果的系数进行直接比较，以下我们结合表2给出的系数(相对概率)及t检验结果，对表3给出的各解释变量的边际效应进行说明。
表2城镇地区已婚妇女就业选择的多项logit模型估计结果：系数
待业
国有集体 其他类型 非正规个体
解释变量
人员
单位职工 单位职工
雇工经营者
Estimate Estimate Estimate Estimate Estimate
常数项1.4972.523[**]3.061[**]3.638[***]
6.348[***]
个 人力 就业经验年数 0.074[***]
0.271[***]
0.275[***]
0.177[***]
0.170[***]
人 资本 受教育年数0.164[***]
0.375[***]
0.261[***]
0.207[***]
0.045
属年龄 -0.062[***] -0.184[***] -0.212[***] -0.135[***] -0.154[***]
性 其他 户口D 0.708[**]1.343[***]
0.048
-0.022
-0.294
特征 本市居住年数D-0.800* -0.6570.4730.093
-0.095
家庭 有无学龄前小孩D -0.449[*]-0.319
-0.583[*]-0.676[**]
-0.429
人员 父母同居状况D 0.708[**]0.500*
0.2430.1730.031
结构 家庭人口数
-0.444[***] -0.468[***] -0.354[**]
-0.201
-0.097
其他 是否户主D 0.1221.151[***]
1.045[***]
0.3140.653[***]
家庭 私房D2
-0.787[***] -0.475[**]
-0.137
-0.803[***] -0.820[***]
家 特征 其他产权住房D3
-0.0370.4950.7460.081
-0.457
背丈夫年总收入 -0.000[**]
-0.000[**]
-0.000[***] -0.000[***] -0.000[***]
景丈夫教育年数 -0.0010.0280.062[*] 0.000
-0.019
配偶 国有集体职工D10.2670.668[**]0.1330.177
-0.163
其他单位职工D21.017[***]
0.5382.398[***]
0.896[**]
-0.038
属性
非正规雇工D3 0.323
-0.434
-0.4940.562* -0.527
个体经营者D4 -0.510
-0.982[***] -0.993[**]
-0.4060.890[***]
离退休人员D5 1.0471.5312.0192.012[**]
-19.210
地域虚拟变量略
样本数615 3659 491 699 411
Scaled R-squared
0.616
Log likelihood
-5930.89
注：①t值略；采用两侧检验，***、**和*分别表示该系数估计值在1％、5％和10％的统计水平上统计显著。
②设就业选择的基准项为家务劳动(样本数420)。
表3城镇地区已婚妇女就业选择的多项logit模型估计结果：边际效应
家务 待业国有集体 其他类型
非正规 个体
解释变量
劳动者 人员单位职工 单位职工雇工 经营者
常数项 -0.113-0.083-0.106 0.015 0.088 0.200
就业经验年数-0.006-0.008 0.015 0.003-0.003-0.001
个 人力 受教育年数 -0.008-0.004 0.030-0.002-0.005-0.010
人 资本
属年龄 0.005 0.005-0.007-0.003 0.001-0.001
性 其他 户口D
-0.022 0.014 0.186-0.051-0.077-0.050
特征 本市居住年数D0.019-0.042-0.095 0.055 0.050 0.013
家庭 有无学龄前小孩D 0.018-0.008 0.011-0.011-0.009-0.002
人员 父母同居状况D
-0.018 0.033 0.035-0.010-0.022-0.018
结构 家庭人口数
0.014-0.013-0.031 0.002 0.016 0.012
其他 是否户主D
-0.020-0.041 0.099 0.009-0.046-0.001
家庭 私房D2
0.028-0.025 0.016 0.024-0.027-0.015
家 特征 其他产权住房D3 -0.003-0.019 0.053 0.024-0.018-0.037
庭丈夫年总收入 1.06D06
3.76D07
2.46D06 -3.68D07 -1.94D06 -1.60D06
景丈夫教育年数 0.000-0.001 0.002 0.002-0.002-0.002
配偶 国有集体职工D1 -0.011-0.003 0.082-0.020-0.021-0.027
其他单位职工D2 -0.030 0.035-0.086 0.101 0.020-0.040
属性
非正规雇工D3-0.002 0.036-0.073-0.015 0.077-0.023
个体经营者D4 0.016-0.004-0.093-0.015 0.019 0.078
离退休人员D5 0.065 0.143 0.446 0.102 0.271-1.027
(1)人力资本：与预期一致，就业经验年数和受教育年数的系数符号皆为正，年龄的系数符号皆为负，且都在1％的统计水平上统计显著(教育年数对个体经营选择的影响除外)。这个结果表明，就业经验年数和受教育年数少的、年龄大的已婚妇女更有可能成为家务劳动者。而教育年数对个体经营选择的影响在统计上不显著，这可能是因为已婚妇女从事的个体经营大都为餐饮业、零售批发业等低端行业，其工作性质决定了经营者并不需要较高的教育水平，也有可能是因为低教育水平的已婚妇女由于缺乏其他工作机会而被迫选择成为个体经营者。此外，从各变量对就业类型选择的边际效应看，就业经验年数的增长可以提高已婚妇女国有集体单位及其他经济类型单位就业的概率，但会降低其他选择项的选择概率，教育年数对就业类型选择的边际效应与就业经验年数基本相似，而年龄的边际效应则相反。总的来说，在其他条件一定的情况下，人力资本的增加对已婚妇女就业类型选择的边际效应大小依次为国有集体单位职工和其他经济类型单位职工＞非正规雇工和个体经营者＞家务劳动者和待业人员。计量结果证实了我们的预期，即用人力资本来表示的已婚妇女的工资率是决定已婚妇女就业选择的最主要因素之一。
(2)其他个人特征：户口虚拟变量对待业和国有集体单位选择的系数符号为正，且在5％及1％的统计水平上统计显著。计量结果还显示，非农业户口对待业或国有集体单位选择的边际效应为正，而对其他选择项的边际效应为负。这些都说明了我国城市劳动力市场存在非常明显的城乡制度性分割现象，在城镇生活的具有农业户口的已婚妇女在无业状态下只能成为家务劳动者，而在选择就业时只能进入非公有制部门而不是公有制部门。此外，本市居住年数(不满5年)对已婚妇女就业选择的边际效应与户口虚拟变量相似(方向相反)，这可能是因为本市居住年数较短的妇女中农业户占了较大比重，也有可能是因为本市居住年数较短者相对缺乏社会人际网络，从而导致进入高工资部门的概率相对降低。
(3)家庭人员结构：学龄前小孩虚拟变量的系数符号都为负，除国有集体单位和个体经营外，都在5％或10％的统计水平上统计显著，且对家务劳动的边际效应为正。这说明有学龄前小孩会提高妇女选择成为家务劳动者的概率，这个结果与劳动经济学的标准理论相一致。但当已婚妇女选择就业时，学龄前小孩对不同就业类型的边际效应则并不相同。其对非公有制部门的边际效应为负，且概率大小顺序依次为其他经济类型单位＞非正规雇工＞个体经营者，这个结果与本文第二节所述的补偿性工资差别假说基本拟合。由于在工作时间调整的自主程度上，个体经营者＞非正规雇工＞其他经济类型单位，那么根据补偿性工资差别假说，在其他条件一定的情况下，有学龄前小孩的妇女在选择就业类型时就会优先考虑选择自己的就业机会成本相对较低的个体经营，最后才是市场工资率相对较高但就业机会成本也相对较高的其他经济类型单位。而学龄前小孩对妇女选择国有集体单位则具有正的边际效应，这个结果与补偿性工资差别假说完全相异。这一方面可能是因为国有集体单位的就业环境相对比较宽松，已婚妇女在上班时间内自主调整工作时间接送小孩等并非难事，也有可能是因为国有集体单位相对非公有制部门有相对较完备的幼儿园、托儿所等育儿设施及相对较完善的育儿福利制度，这些都会在不同程度上降低有学龄前小孩妇女的就业机会成本。此外，与父母同居虚拟变量和家庭人口数的系数符号分别都为正和负(非正规雇工和个体经营者在统计上不显著)，且对家务劳动的边际效应分别为负和正。这说明与父母同居的已婚妇女选择成为家务劳动者的可能性相对较低，而家庭人口数较多的已婚妇女的选择则正好相反。这是因为父母可以替代已婚妇女的育儿、家务等部分家庭内生产活动，降低已婚妇女的保留工资率，而家庭人口越多，已婚妇女基于家庭内分工从事家务劳动等家庭内生产的时间就会增加，保留工资率也会相对提高。当已婚妇女参与就业时，这二个变量对就业类型选择的边际效应方向虽与学龄前小孩虚拟变量有所差异，但概率大小顺序则基本相似：①对非公有制部门的边际效应与补偿性工资差别假说相一致。由于与父母同居会降低已婚妇女的就业机会成本，而家庭人口数越多，已婚妇女的就业机会成本就越高，因此与父母同居的已婚妇女相对来说选择市场工资率较高的其他经济类型单位的概率要高于非正规雇工和个体经营，而家庭人口数较多的已婚妇女则更可能选择工作时间相对容易调整的非正规雇工和个体经营；②对公有制部门和非公有制部门的边际效应完全相反，存在明显的分割现象。以上计量结果都表明，家庭人口结构不仅会改变已婚妇女的保留工资率，影响其就业参与的概率，还会在就业机会成本方面影响已婚妇女的就业类型选择。
(4)配偶属性：与众多实证研究结果一致，丈夫的年总收入越高，已婚妇女就越有可能退出劳动力市场而成为家务劳动者。但在就业类型选择上，丈夫总收入的增加更可能的是降低已婚妇女选择非正规雇工和个体经营的概率，对选择国有集体单位的边际效应则为正。这个结果表明了已婚妇女的就业类型与其配偶的收入之间存在一定的匹配关系。此外，丈夫的就业类型与已婚妇女的就业类型之间也具有极强的相关关系。从计量结果看，丈夫为国有集体单位职工的虚拟变量对已婚妇女选择国有集体单位，丈夫为其他经济类型单位职工的虚拟变量对已婚妇女选择其他经济类型单位职工和非正规雇工，丈夫为非正规雇工的虚拟变量对已婚妇女选择非正规雇工，丈夫为个体经营者的虚拟变量对已婚妇女选择个体经营者的系数符号和边际效应都分别为正，且都分别在1％、5％或10％的统计水平上统计显著。这种夫妻之间的就业类型趋同现象既有可能是婚前的“门当户对”所致，也有可能是婚后配偶一方的社会地位、社会关系等因素的作用结果，或是基于夫妻共同家庭生产活动所带来的利益而产生的自我调整的结果。
(5)其他家庭特征：户主虚拟变量对国有集体单位和其他经济类型单位(收入相对较高)的边际效应为正，对其他就业类型则为负，这个结果可能与城调队把家庭经济的主要支撑者统计为户主有关。此外，房屋产权作为家庭资产的代理变量，对已婚妇女就业选择的效应与配偶收入相似。即在就业参与决策上，受收入效应的影响，相对住房为租赁者，拥有私房的已婚妇女更容易选择成为家务劳动者，而在就业类型选择上，拥有私房的更有可能是收入相对较高的国有集体和其他经济类型单位的职工，且拥有私房会降低已婚妇女选择非正规雇工和个体经营的概率。
五、结论及政策含义
针对近年我国女性劳动力就业参与率降低，非正规就业人员、灵活就业人员增加等就业形式多样化的现象，本文利用城市住户调查数据，对影响城镇地区已婚妇女择业行为的决定因素进行了分析。
计量结果虽然确认了以人力资本表示的市场工资率是决定已婚妇女就业参与及就业类型选择的主要因素，并且如传统理论所述，影响已婚妇女保留工资的家庭人员结构及以配偶收入为主的家庭资产等都会改变已婚妇女的就业参与率，但这些并不能充分解释相同生产能力的已婚妇女在就业类型选择上的决策差异是何原因所致。传统分工决定了已婚妇女要比丈夫承担更多的家庭生产，如果这个事实成立的话，那么已婚妇女在决定从事何种就业类型时，除了工资率外，必然还要考虑工作之余是否方便兼顾育儿、家务等家庭内生产消费活动及其质量。这种就业机会成本虽然无法直接观察，但可以用家庭人员结构来间接验证。本文基于补偿性工资差别假说，确认了在非公有制部门，就业机会成本的增加会导致已婚妇女倾向于选择工资率相对较低但就业规则相对较松、工作灵活度相对较高的就业类型。这个发现也许可以部分说明近年非正规就业人员、灵活就业人员增加的原因，也就是说，由于核家族化、父母同居状况减少等家庭人员结构的变化及育儿质量的提升等原因，已婚妇女的就业机会成本不断增加，从而提高了已婚妇女对非正规就业的选择概率。
上述补偿性工资差别假说对国有集体单位则并无解释力。国有集体单位尽管市场工资率较高且就业机会成本较低，但由于对其的参与存在一定的制度性障壁，已婚妇女并不能对其进行自主选择，这个结果表明，公有制部门和非公有制部门在就业选择机制上存在着制度性分割现象。除此之外，这两部门之间同时还存在由二元户籍制度引起的分割现象，计量结果表明，具有农业户口的已婚妇女在选择就业时更可能进入非公有制部门而不是公有制部门。
计量结果还发现，正规部门和非正规部门之间存在着功能性分割，具体表现为两个方面：①基于能力差异的生产性分割，人力资本较高的已婚妇女更可能选择在正规部门就业，而人力资本较低的已婚妇女更可能选择在非正规部门就业；②因家庭属性差异引起的社会阶层(组织性)分割，在正规部门就业的已婚妇女相对来说家庭资产较多，配偶收入较高且多数在正规部门就业，而在非正规部门就业的已婚妇女相对来说家庭资产较少，配偶收入较低且多数在非正规部门就业。已婚妇女的就业类型和配偶的收入、就业类型之间呈现出一种“门当户对”的趋同现象。
非正规就业的增加虽然也可以认为是已婚妇女兼顾事业家庭下的一种自主选择的结果，但由于现实中非正规部门的市场工资率相对较低，劳动保障相对较差，从收入的角度看，其并非一个好的值得鼓励的就业模式。计量结果已经表明，妇女的经济地位决定了其在家庭的地位。因此，若要改善妇女的地位，促进妇女在社会中发挥更多的积极作用，那么政府的政策目标重点就不应该放在提高妇女就业参与率(降低妇女失业率)或提倡妇女灵活就业和自主创业这方面上，而是要在强化对妇女的人力资本投资的基础上，考虑如何降低已婚妇女的就业机会成本，并为已婚妇女提供既可以获得与自己的人力资本相应的市场工资率，又能事业家庭兼顾的良好的雇用机会和就业环境。作为具体政策手段，比如为婴幼儿保育提供充足的方便廉价的设施及其他必要的育儿条件等公共产品，在制度上保证已婚妇女在正规部门就业时也能够自主选择灵活的工作时间，如半日工作制等，这些对女性的就业决策都具有积极的意义。随着老龄化的进展，已婚妇女还将面临照顾多位老人的问题，那么完善社会保险制度和社会养老服务体系等也有利于降低已婚妇女的就业机会成本。
注释：
①宝釰久俊：“中国农村非农业就业选择、劳动供给分析：河北省获鹿县大河乡的事例”(日文)，[日]《亚洲经济》，2000年，第41卷第1号，第34-65页；李实：“农村妇女的就业与收入：基于山西若干样本村的实证分析”，《中国社会科学》2001年第3期，第56～69页；姚先国、谭岚：“家庭收入与中国城镇已婚妇女劳动参与决策分析”，《经济研究》2005年第7期，第18～27页。
②乐君杰：“中国沿海地区农村已婚妇女的就业行为分析：基于浙江省岱山县的调查数据”(日文)，[日]《亚洲研究》2004年，第50卷第4号，第20～37页。
③Gronau,R.,Leisure,Home Production and Work:the Theory of the Allocation of Time Revisited,Journal of Political Economy,85( 6) ,1977,pp.1099-1123.
④以下对补偿性工资差别模型的说明参照了永濑伸子：《女性就业选择》(日文)，日本东京大学博士论文，第3章，1995年。
⑤multinomial logit model在理论上必须满足IIA(independence from irrelevant alternatives)这个约束条件，即就业类型与就业类型之间的选择概率要独立于其他的选择项。一般来说对此的解决方法是使用nested logit model(牧厚志等著：《应用计量经济学Ⅱ》(日文)，[日]多贺出版，2001年，第263～266页)。本文使用multinomial logit model来分析多项就业类型的选择尽管在理论上存有疑问，但在实证结果上nested logit model和multinomial logit model基本上无差异(McFadden,D.L.,Economic Analysis of Qualitative Response Models,Griliches Z.,eds.,Handbook of Economitrics,Vol.Ⅱ,1984,p.1414)。
⑥调查方案、指标解释等有关数据的详细说明请参看《中国城市住户调查手册》2001年版。
⑦牧厚志等著：《应用计量经济学Ⅱ》(日文)，[日]多贺出版2001年，第87～91页。
⑧永濑伸子：《女性就业选择》(日文)，日本东京大学博士论文，第3章，1995年；乐君杰：“中国沿海农村地区男女就业结构与就业选择分析：以浙江省岱山县为例”(日文)，[日]《关西学院经济学研究》2003年第34号，第287～311页。
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