項云帆

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

一、 問題的提出

建國以來，中國女性地位得到極大提升，婦女能頂半邊天，女性介入社會經(jīng)濟各個領(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。

改革開放后，中國經(jīng)濟得以快速發(fā)展，伴隨著各社會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會，開始在社會各領(lǐng)域貢獻自己的力量和發(fā)出自己的聲音。從各大學(xué)和各專業(yè)男性與女性的比重可看出，男性與女性職業(yè)領(lǐng)域開始出現(xiàn)分層和分化。大學(xué)專業(yè)選擇基本上確定了男性和女性未來就業(yè)的領(lǐng)域，從就業(yè)領(lǐng)域角度來看性別選擇差異，一方面反映了社會的變遷，另一方面也反映出了女性和男性對自己未來社會角色的定位，如婚姻和家庭中女性和男性角色定位所帶來的就業(yè)選擇。由此，男女性就業(yè)意愿的差異是本文的研究動機之一。

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)”，這說明了男性需要努力工作以承擔養(yǎng)家的責任，而女性需要更多時間來照顧家庭，如贍養(yǎng)長輩、撫養(yǎng)及教育晚輩，那么，女性需要選擇職業(yè)以利于花費更多時間和精力在家庭上，帶來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間來更努力地工作，獲得更高收入。男女家庭角色定位不同對就業(yè)意愿的影響是本研究考慮的主要因素。

城市化進程對城鄉(xiāng)居民家庭結(jié)構(gòu)帶來如下變化：農(nóng)村父母仍然與子女一起居住，并在城市開始打工，并承擔照顧其未成人后代的責任；伴隨著房價上漲，城市父母無法與子女一起居住，因此照顧孩子的責任就由勞動力夫婦本人承擔。由此，家庭結(jié)構(gòu)變化對于就業(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)意愿差異以及未來女性就業(yè)趨勢亦是本文的另一研究動機。

二、 相關(guān)研究文獻綜述

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

(一) 中國勞動力市場二元性及性別就業(yè)的影響

國內(nèi)一致承認中國勞動力市場的二元性，例如，Lili Kang和Fei Peng研究表明，勞動力市場存在計劃和市場二元制工資決定，工資對于公開登記的失業(yè)率低彈性，兩市場彈性收斂，女性工資相對于失業(yè)率比男性彈性更大，而城市戶口勞動者相對于農(nóng)村戶口移民的工資彈性存在差異[1]。

通過針對婚姻和生育的研究發(fā)現(xiàn)，這兩者對性別歧視產(chǎn)生影響，私營企業(yè)更多地考慮女性婚育成本，市場化改革使養(yǎng)育子女的成本主要由家庭承擔，傳統(tǒng)中國家庭中母親主要承擔撫育子女的責任，因此歧視主要由已婚女性承擔[2]。同時，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]。教育對于外來農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的工資具有增長效應(yīng)，但無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)差異對性別收入差距的擴大有重要的貢獻[5]。就業(yè)環(huán)境與個體人力資本積累之間存在關(guān)系，不同時期的人力資本積累的差異性與階層分化[6]。

在國外研究中，Longhi等通過運用英國季度勞動力調(diào)查(Labour Force Survey，LFS)1997-2005年6月期間數(shù)據(jù)，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)男性與女性勞動者之間在效率工資方面存在本質(zhì)差異。因此，失業(yè)率可以測試工作競爭性[7]。

上述研究性別工資差異的影響因素，是否會影響到就業(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，龐麗華和羅雅楠運用2012年北京市流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)近四成的已婚流動女性處于非就業(yè)狀態(tài)，且顯著受到家庭子女和長輩的影響，其受社會資本及年齡所受到的影響不同[8]。同時，最低工資標準上漲主要增加已婚女性的勞動參與率[9]?；ヂ?lián)網(wǎng)使用能促進女性的整體就業(yè)，且對非自雇就業(yè)的作用效果要大于自雇就業(yè)?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對不同婚姻狀況、學(xué)歷及戶籍女性的影響作用也表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性[10]。

針對一般性的就業(yè)意愿影響因素研究來說，傳統(tǒng)社會資本如宗族文化對移民就業(yè)選擇具有重要影響。特別是進入低端服務(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)濟社會信息[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)，老齡人口的勞動參與概率相對較高。而在低齡、大專以上畢業(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)，老齡勞動力的就業(yè)概率相對較高[12-13]。因此在模型分析就業(yè)意愿及差異時，需要考慮這些變量或者影響因素。

國外學(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)印度城市女性勞動力自1980年以來就業(yè)增長停滯，其運用Fairlie拓展的非線性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，各部門推動婦女就業(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)濟發(fā)展水平、家庭責任、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，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，進而影響了性別就業(yè)意愿差異。

三、 本研究所運用之實證模型

國內(nèi)對性別工資差異分析，主要應(yīng)用Oaxaca-Blinder線性分解，然而，對性別就業(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模型為非線性，因此Fairlie拓展Oaxaca-Blinder到非線性分解，以研究美國少數(shù)族裔與主流民族經(jīng)營家族企業(yè)的成功率差異及影響因素[16]，Mazeikaite G.,O Donoghue C.和Sologon D.M.運用相關(guān)方法分析收入、財務(wù)約束和教育對貧困群體健康的影響[17]。

(一) Fairlie的Oaxaca-Blinder二值非線性分解

設(shè)線性工資方程女性：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性分解，其運用Taylor展開，將logit、probit等等非線性模型轉(zhuǎn)化成線性模型，然后進行差異分析[16,20]。當y取值[0,1] 時，模型如果為logit或者probit模型，上述線性模型轉(zhuǎn)化為ys=F(βs′xs)，其中，s取值w、m，因而非線性分解最終轉(zhuǎn)化為：

(2)

(二) Probit分析模型

運用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)來源與描述統(tǒng)計

本研究的數(shù)據(jù)來源于2008-2015年北京大學(xué)社會調(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)查個案，最終得到6個調(diào)查年份的共46 559個樣本。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。

個體層面，納入了受訪者的婚育情況，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,亦為檢驗生命周期效應(yīng))ifemale性別虛擬變量(女性female取值1,男性male取值為0)mktidx市場指數(shù)(數(shù)據(jù)來源于樊鋼所計算)idhk戶口虛擬變量(農(nóng)業(yè)為0,非農(nóng)為1)

相較于O’Neill和O’Neill用學(xué)習成績衡量學(xué)習能力[21]，我國各階段升學(xué)，除義務(wù)教育外，均需要經(jīng)過縣級(相當級別)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)果更具有說服力，更容易反映出學(xué)習能力水平之間差異對工資的影響。另外，早期義務(wù)教育學(xué)習也需要經(jīng)過考試，才能進入高一級學(xué)校學(xué)習，因此，教育水平一方面反映知識積累程度，另一方面，在我國還含有學(xué)習能力的含意。

表2 描述性統(tǒng)計

表2中，樣本所選取男女平均年齡相當，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，工作地點為市場指數(shù)8.44的地方，就業(yè)普遍在市場發(fā)展程度更高的地方。就樣本的就業(yè)上來說，獲取工資的女性僅為34%，男性則達到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)查對男女關(guān)于“男主內(nèi)、女主外”觀念進行了調(diào)查，圖1為各年齡段男、女性對該觀念的認同打分均值，由圖1可知，男性對“男主內(nèi)、女主外”在年輕時較低認同，但仍然普遍高于女性，女性在年輕時遠不認同該觀點，但隨著年齡增長，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候，男性對此觀念認同略超過女性。

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

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

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

五、 實證結(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；模型3-4分析單身與否就業(yè)差異，非單身為基準；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nchildma、婚姻與長輩的交叉項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。P1=Pr(Y≠0|G=0)，P2=Pr(Y≠0|G=1)。G=0為基準群體。

表3 Probit模型非線性分解就業(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，由模型2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，以進一步地探討婚姻與家庭對女性就業(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)的觀察值。

根據(jù)表4中模型1結(jié)論發(fā)現(xiàn)：對男性和女性就業(yè)差異的主要影響因子來自于工作經(jīng)驗，約為5.84%百分點，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)一正一負反映出年齡對性別就業(yè)差異的影響呈現(xiàn)非線性，即早期性別差異較大，但隨著年齡增長，性別差異顯著地減少。工作經(jīng)驗和工作經(jīng)驗的平方系數(shù)亦相反，結(jié)論與之一致。市場指數(shù)即市場發(fā)達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,北京這座超大城市遭遇人口老齡化的巨大挑戰(zhàn)。2015年,北京市人大常委會在全國率先出臺《北京市居家養(yǎng)老服務(wù)條例》,之后每年都選取一個重點難點問題,連續(xù)四年持續(xù)開展監(jiān)督工作。

模型3和模型4反映單身與非單身勞動者就業(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)驗顯著地增加了單身與非單身勞動者的就業(yè)差異，且占比極大。且隨著年齡和工作經(jīng)驗的增長，差異先增長，后縮小，而教育、贍養(yǎng)長輩、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，可以看到結(jié)婚有孩子使得就業(yè)率差異縮小，而贍養(yǎng)長輩與婚姻的交叉項增加了就業(yè)差異，不過不顯著。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。市場指數(shù)即發(fā)達開放程度降低了就業(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，以進一步探討婚姻與家庭對女性就業(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。即使社會鼓勵女性就業(yè)，但婚姻和家庭使得部分女性退出了就業(yè)市場。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，年齡對女性就業(yè)差異影響最大，年齡增長，單身與非單身女性就業(yè)差異先縮小，后增加，工作經(jīng)驗的影響則遠小于年齡，但對就業(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)長輩、失業(yè)率均對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家庭的邊際效用可能并不大，因而更可能退出就業(yè)市場，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年對市場指數(shù)高的北京調(diào)查數(shù)據(jù)亦證實此結(jié)論[8]。撫育小孩和贍養(yǎng)長輩基于女主內(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。由表4可知，在市場指數(shù)高或者發(fā)達、開放的區(qū)域，非單身女性因為經(jīng)濟壓力小，反而可能退出就業(yè)市場。

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、婚姻與長輩的交叉項，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，不過統(tǒng)計上不顯著。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)社會及女性自身優(yōu)勢的約束，即使經(jīng)濟發(fā)展和社會進步。

由實證分析的結(jié)果，婚姻和家庭責任對就業(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，家庭和婚姻對就業(yè)概率的影響，特別是撫養(yǎng)小孩和贍養(yǎng)長輩，均影響到女性的就業(yè)意愿，且相較于男性而言，影響更大。這說明，在家庭中，女性的傳統(tǒng)定位與現(xiàn)實中的家庭責任，仍然是相夫教子，因而當收入增加，在開放程序高的地區(qū)，女性即使接受較高的教育水平，當?shù)鼐蜆I(yè)不存在障礙(市場指數(shù)意味著經(jīng)濟發(fā)展水平較高，因而就業(yè)障礙較低)，但女性仍然會屈服于家庭需要，退出就業(yè)。而相對于經(jīng)濟發(fā)展水平低的區(qū)域女性和農(nóng)業(yè)戶口女性，即使其接受教育水平較低(教育水平高的女性通過大學(xué)入學(xué)可以將農(nóng)業(yè)戶口遷移為城鎮(zhèn)戶口)，其收入對家庭的影響邊際效用仍然較高，因而相對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結(jié)論顯示，其對就業(yè)意愿差異影響先縮小后增加，其可解釋為年齡低時，女性沒有建立自己獨立家庭或者家庭責任負擔較小(沒有小孩或者父母無須贍養(yǎng))，因而就業(yè)意愿較高，但當年齡增長時，撫養(yǎng)小孩和贍養(yǎng)父母的壓力開始呈現(xiàn)，此時父母年齡亦變大，女性不得不相對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。而當經(jīng)濟發(fā)展到一定階段，收入增加使得女性有機會及屈服于社會和家庭壓力，越來越多的高收入家庭女性退出就業(yè)市場。

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)概率差異主要來自于年齡、工作經(jīng)驗，撫養(yǎng)小孩和贍養(yǎng)長輩。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。

第三，因經(jīng)濟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。一方面市場發(fā)達提供了更多就業(yè)機會，縮小了性別就業(yè)概率差異，同時帶來家庭收入增加，因而非單身女性收入對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) 對當下中國的意義

基于上述結(jié)論，結(jié)合教育對婚姻的影響，以及相關(guān)研究中已經(jīng)證實的教育水平對收入具有正向左右，進一步地說明已婚女性降低就業(yè)概率是基于家庭經(jīng)濟條件允許，該研究對當下中國的意義在于如下兩個方面：

一是性別收入差異并不一定來自于歧視，其可能來自于經(jīng)濟發(fā)展和傳統(tǒng)家庭觀念影響，導(dǎo)致女性花費更多精力照顧家庭，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)濟貢獻。

二是促進女性就業(yè)政策包括提高女性所接受的教育水平，對于低收入或者不發(fā)達地區(qū)更有效，因為經(jīng)濟條件使得其不得不出來就業(yè)，而對于經(jīng)濟發(fā)達或者市場指數(shù)較高的地區(qū)，相關(guān)政策效果并不一定明顯。因此，應(yīng)該在市場發(fā)達和不發(fā)達區(qū)域采取不同的促進女性就業(yè)的政策，特別是在低收入或者不發(fā)達地區(qū)，應(yīng)該為女性提供更多的教育，以促進其就業(yè)和經(jīng)濟條件的改善。