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论文:城镇地区已婚妇女就业选择分析

发表时间:2015-5-15 12:07:33

论文:城镇地区已婚妇女就业选择分析——劳动力市场分割下的就业机会成本与配偶效应

[内容摘要]:本文基于2002年的城市住户调查数据,使用multinomial logit 模型,对影响城镇地区已婚妇女就业选择的决定因素进行了分析。计量结果表明,城镇地区已婚妇女的就业选择决策不仅取决于其保留工资率和市场工资率的相对大小,还受由就业类型本身所具的工作特性所引起的就业机会成本大小的影响;补偿性工资差别假说在非公有制部门中有较好的拟合性,但对公有制部门的选择则缺乏解释力。计量结果还发现,已婚妇女的就业类型选择与其配偶的收入和就业类型存在较强的趋同现象。此外,各种决定因素的边际效应还说明,我国城市劳动力市场存在明显的制度性分割和功能性分割这种多元分割现象。
[关键词]:就业类型选择;就业机会成本;配偶效应;补偿性工资差别模型;分割的劳动力市场


一.引言

我国城市劳动力市场的结构转换尽管相对迟缓,但随着市场化的不断进展和社会经济结构的调整,上世纪90年代至今也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,灵活就业增加,劳动力有了更多的就业选择机会;②结构性失业加剧,更多的劳动力被迫成为失业者或因丧失就业意欲而退出劳动力市场。特别是女性劳动力,由于其就业决策相比男性劳动力会更多的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。如图1所示,1993年女性16-55岁劳动年龄人口中无业人员所占比率为17.68%,2002年则倍增至34.63%。其中家务劳动者、待业人员及早退人员的比率在这十年间分别增加了2.87%、7.34%、4.57%。此外,从女性就业人员的就业类型分布看(表1),公有制部门职工占女性总就业人数的比重从1993年的94.21%下降至2002年的63.44%,而非公有制部门从业人员的比重则从1993年的4.45%上升至2002年的31.19%。其中,其他各种经济类型单位职工、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8.79%、5.33%、12.62%[ 其他各种经济类型单位职工指在联营经济、股份制经济、外商和港澳台经济、其他经济单位中工作,并由其支付工资的人员。其他非正规部门雇工包括保姆等没有固定性职业,在所调查的月份内从事社会劳动时间超过半个月,所取得的报酬在当地足以维持本人生活的人员。就业类型的具体分类方法及详细定义请参看《中国城市住户调查手册》(国家统计局城市社会经济调查总队编印,2001年,第33-37页)。]。
图1 女性劳动力的无业状况及变化

资料来源:国家统计局城市社会经济调查总队,城市住户调查数据(1988-2002年)。

表1 就业女性的就业类型分布及变化 (单位:%)
所有制部门 就业类型 1993年 2002年 变化(2002-1993)
公有制部门 国有经济单位职工
城镇集体经济单位职工
合计 68.55
25.66
94.21 54.17
9.27
63.44 -14.38
-16.39
……(新文秘网http://www.wm114.cn省略2113字,正式会员可完整阅读)…… 
时间费用为,金钱费用为。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,利用可能总时间为,家庭内生产时间为,那么就可以得到:
预算约束式: (=1,2,…,) ⑶
时间约束式: ⑷
家庭内生产函数为:

其一阶条件为:


现假设已婚妇女在多个离散型选择项之间进行就业类型(=1,2,…,)的选择,各就业类型满足上述一阶条件的最优效用为。那么,已婚妇女就会选择=的就业类型,同时满足上述一阶条件的劳动时间,家庭内生产时间,闲暇时间也得到选择。
上述已婚妇女就业类型选择的补偿性工资差别模型也可以用图2来表示。横轴表示时间,纵轴表示用金钱衡量的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,时间从T点向左方向投入。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P0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W1的状况下,时间和市场生产的商品发生交换,同时产生就业的时间成本TA1和就业的金钱成本I0I1。于是,家庭内生产函数曲线向左下移动变成曲线E,曲线上Q1点的斜率正好等于市场工资率W1。由于 Q1点之下的曲线斜率要大于W1,因此在Q1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A1h1,最优市场劳动时间为h1L1,最优闲暇时间为L10。而当已婚妇女的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,分别变为TA2、I0I2。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Q2点的斜率正好等于市场工资率W2。要与就业类型1产生同样的效用,W2必然大于W1。W2与W1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,每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2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2所示时,已婚妇女就会选择就业类型1。
图2:就业选择的补偿性工资差别模型

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是依赖于(=1,2,…,)的相对大小。假设由用解释变量来表示的线性函数部分及随机误差项构成。

就业类型被选择的条件:
(=1,2,…,;) ⑼
假定multinomial logit model的随机误差项服从以下logistic分布,那么已婚妇女对就业类型的选择概率就可以用以下数式来表示[ multinomial 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,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呈有疑问,但在实证结果上,nested logit model 和 multinomial logit model 基本上无差异(McFadden, 1984: p.1414)。]:
, (=1,2,…,) ⑽

对()比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:
()  ⑾
表示影响就业选择的解释变量的向量。由⑴~⑺式可知,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。表示与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[ 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。]。为考察家庭背景,特别是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。但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.被解释变量的区分及特性
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4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。从就业形式看,①和②和③为雇用者,而④为自我雇用者,两者不仅在收入决定机理上有所差异,而且相比前者,后者的劳动时间相对来说更容易自主调整。从所有制方面看,①为公有制部门就业人员,而②和③和④为非公有制部门就业人员,表现在劳动力市场上,后者的市场化程度相对较高,而前者一般设有一定的制度性准入门槛。从劳动关系方面看,①和②可以看作为正规就业人员,而③和④则可以看作为非正规就业人员[ 关于非正规就业人员的概念,彭希哲、姚宇(2004,第63-72页),吴要武、蔡昉(2006)等对此有较系统性的整理。由于数据的局限性,本文所定义的非正规就业人员并不完全包括在正规部门从事临时性或灵活性工作的劳动者。],后者不仅灵活就业者居多,社会保障覆盖率低,而且市场工资率要远低于前者[ 根据国家统计局城调队的抽样调查数据计算,2002年已婚妇女这四种就业类型的平均市场工资率(元/小时)分别为:①6.13、②6.39、③2.69、④2.90,非正规就业人员的平均市场工资率甚至不及正规就业人员的一半。但是城调队的抽样调查中,收入是以年度为单位来统计的,而劳动时间则只统计上月单月的就业时间,且是各种工作时间的累计数,因此,由此计算得出的平均市场工资率(元/小时)只能作为参考值,并不能反映各就业类型之间的真实差距。]。此外,根据城调队的定义,本文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[ 这里所指的待业人员包括城镇社会青年、失业人员和其他具有劳动能力且要求就业的无业人员。但实际上,农村户籍的无业女性即便有就业意欲,一来在制度上不可能成为失业人员,二来也往往不会被有关部门纳入到待业人员的范畴,更多的只是被当作家务劳动者来对待。因此,现实上我国女性待业人员和家务劳动者的区别更有可能是在于城乡户籍的差异。 ]。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。
3.解释变量的说明
表2 变量的定义
变量 项目数/单位 定 义
被解释变量 6 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。
解释变量
个人属性变量 就业经验年数 年 第一次参加工作至今的年数
受教育年数 年 设未上过学和扫盲班=1年,小学=6年,初中=9年,高中=12年,中专=14年,大专=15年,本科=16年,研究生=18年
年龄 岁 周岁
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
家庭背景变量 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
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=1,其他=0;基准项:租赁住房
配偶收入 元 配偶当年总收入
配偶教育年数 年 设未上过学和扫盲班=1年,小学=6年,初中=9年,高中=12年,中专=14年,大专=15年,本科=16年,研究生=18年
配偶就业类型 6 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
地域特征变量 6 虚拟变量D1、D2、D3、D4、D5、D6,分别设北京、辽宁、浙江、广东、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。

表2给出了解释变量的定义。根据变量的性质,本文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3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。以下对这些变量的采用依据及预计结果做一些简单的说明。
(1)人力资本变量:包括就业经验年数、受教育年数和年龄。一般来说,就业经验年数越长、受教育年数越多、年龄越轻,人力资本就越高。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[ 个体雇主和自营者的收入除劳动报酬之外,本来还应包括其资本报酬, 但由于女性个体雇主和自营者的投资一般来说都相对较少,因此本文假设其收入全部来自由人力资本和劳动时间所决定的劳动报酬,而不考虑其资本收益。]。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。但人们的就业行为往往在更大程度上依存于需求方的条件,人力资本越高,市场所提供的就业机会就相对越多,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 ……(未完,全文共22533字,当前仅显示5935字,请阅读下面提示信息。收藏《论文:城镇地区已婚妇女就业选择分析》
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