家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)的影響效應(yīng)研究

吳燕華，李金昌，劉　波

(1.浙江工商大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，浙江 杭州 310018；2.浙江農(nóng)林大學(xué) 浙江省農(nóng)民發(fā)展研究中心，浙江 杭州 311300；3.浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)據(jù)科學(xué)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、 問題的提出

在發(fā)展中國家，非正規(guī)就業(yè)是女性就業(yè)的主要渠道之一。國際勞工組織ILO(2012)[1]在48個(gè)發(fā)展中國家的最新調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，8個(gè)亞洲國家有32.6%～84.7%的女性從事非正規(guī)就業(yè)，女性非正規(guī)就業(yè)比重大部分高于男性，其中，在印度和印度尼西亞，女性的非正規(guī)就業(yè)比重分別為84.7%和72.9%。在中國，吳要武(2009)[2]利用2005年1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)估算出城鎮(zhèn)非農(nóng)部門勞動(dòng)者中非正規(guī)就業(yè)者占52.5%，其中女性非正規(guī)就業(yè)比重為53.3%。那么，是哪些女性群體進(jìn)入了非正規(guī)就業(yè)崗位呢？大部分文獻(xiàn)從人力資本或者勞動(dòng)者收入的角度解釋女性非正規(guī)就業(yè)的選擇，也取得了有益的研究成果。然而，根據(jù)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，勞動(dòng)者就業(yè)決策的微觀基礎(chǔ)是家庭的理性決策行為，勞動(dòng)者選擇正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)還是非正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)與家庭自身情況密不可分。

目前，隨著我國人口老齡化程度的加劇，家庭老年照料的責(zé)任絕大部分落在了受傳統(tǒng)家庭性別角色分工影響的女性身上。而絕大多數(shù)從事家庭老年照料的女性仍處于就業(yè)年齡，她們面臨著照料老人和正規(guī)就業(yè)的矛盾。國內(nèi)外研究成果表明，從事家庭老年照料活動(dòng)對(duì)女性就業(yè)具有顯著負(fù)向影響，會(huì)降低其勞動(dòng)參與率(Ettner，1996；Heitmueller，2007；Bolin等，2008；Liu等，2010；Casado-Marín等，2011；蔣承和趙曉軍，2009；黃楓，2012；陳璐和范紅麗，2016；吳燕華等，2017)[3-11]。國內(nèi)外文獻(xiàn)均是研究家庭老年照料對(duì)女性就業(yè)的影響，而沒有對(duì)不同的就業(yè)類型進(jìn)行研究，本文的研究思路是在就業(yè)的女性群體中，家庭老年照料會(huì)不會(huì)改變女性就業(yè)從正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)向非正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)轉(zhuǎn)變。在發(fā)達(dá)國家，許多女性因?yàn)閭€(gè)人或家庭原因自愿選擇了非正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)被認(rèn)為是協(xié)調(diào)工作和家庭照料責(zé)任的重要方式，能夠更好地滿足女性的自我需求[12]。在中國，由于受傳統(tǒng)的“孝道文化”等觀念的影響，子女承擔(dān)照顧老人并為父母養(yǎng)老的責(zé)任，否則會(huì)受到社會(huì)輿論的譴責(zé)；再加上中國的社會(huì)保障體系尚未完善以及養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還欠發(fā)達(dá)，可能是導(dǎo)致中國家庭老年照料者從事非正規(guī)就業(yè)增多的重要因素。因此研究中國家庭老年照料與女性非正規(guī)就業(yè)的關(guān)系具有重大的意義。首先，非正規(guī)就業(yè)的女性更能滿足老年人的照料需求。調(diào)查顯示，大部分老年人選擇與子女共同居住在環(huán)境熟悉的社區(qū)，在選擇養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的意愿上，城鎮(zhèn)老年人選擇養(yǎng)老機(jī)構(gòu)的比例2010年僅為11.3%，農(nóng)村老年人為12.5%[13]?？梢姟凹彝ヰB(yǎng)老”的意愿始終占據(jù)主流。相比于正規(guī)就業(yè)，從事非正規(guī)就業(yè)的女性不僅有助于老年人在熟悉的環(huán)境中由親人照料，更有助于減輕家庭對(duì)老年照料的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。其次，非正規(guī)就業(yè)對(duì)女性靈活就業(yè)有利，由于非正規(guī)就業(yè)較為彈性，能夠兼顧老年照料責(zé)任，有助于減少老年照料者完全退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的可能性。對(duì)于因老年照料而退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的失業(yè)者而言，從事非正規(guī)就業(yè)提高了他們的收入，滿足了他們的需求，增加了他們的福利。最后，如果女性由于承擔(dān)老年照料責(zé)任自愿選擇進(jìn)入非正規(guī)部門就業(yè)，那么對(duì)于整個(gè)國家而言，非正規(guī)就業(yè)促進(jìn)了勞動(dòng)力資源的有效配置，有利于縮小收入分配差距。從生產(chǎn)活動(dòng)的角度看，非正規(guī)經(jīng)濟(jì)也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。雖然在經(jīng)驗(yàn)上家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇具有影響，但該影響在統(tǒng)計(jì)意義上是否顯著，影響程度有多少依然有待檢驗(yàn)。本文試圖回答的問題是：家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇有怎樣的影響？不同強(qiáng)度的照料在非正規(guī)就業(yè)選擇上是否存在異質(zhì)性？不同就業(yè)市場(chǎng)上家庭老年照料是否會(huì)對(duì)女性工資收入產(chǎn)生影響？影響有多大？探求這些問題對(duì)于客觀揭示女性非正規(guī)就業(yè)選擇的行為機(jī)理以及政府促進(jìn)靈活就業(yè)等公共政策具有重要意義。

二、 文獻(xiàn)回顧

對(duì)于家庭老年照料與女性非正規(guī)就業(yè)選擇的關(guān)系研究，國內(nèi)外文獻(xiàn)較少。對(duì)于女性非正規(guī)就業(yè)選擇的影響因素研究，大致可以歸納成三類：第一類是人口學(xué)特征因素，包括年齡、婚姻狀況、戶籍制度等。劉妍和李岳云(2007)[14]發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增長，女性進(jìn)入非正規(guī)就業(yè)崗位的可能性將提高。吳要武和蔡昉(2006)[15]發(fā)現(xiàn)非農(nóng)業(yè)戶口由于受到制度性優(yōu)待，具有更高的保留工資和更高的崗位要求，對(duì)非正規(guī)就業(yè)具有負(fù)向的影響。第二類是人力資本水平，包括教育程度和健康狀況等。Marc等(2009)[16]研究教育程度對(duì)拉丁美洲國家非正規(guī)就業(yè)的影響，將教育程度分成初等(小學(xué))、中等(初中和高中)和高等(大學(xué)及以上)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)高等學(xué)歷的勞動(dòng)者從事非正規(guī)就業(yè)的可能性較低且十年來比例相對(duì)穩(wěn)定在11%左右，而初等學(xué)歷的勞動(dòng)者從事非正規(guī)就業(yè)的可能性較高而且比例從1996年的61.6%上升到2005年的65.1%，說明教育程度越低勞動(dòng)者越傾向于從事非正規(guī)就業(yè)。國內(nèi)一些學(xué)者如吳要武和蔡昉(2006)[15]、胡鳳霞和姚先國(2011)[17]利用微觀數(shù)據(jù)也得出了勞動(dòng)者從事非正規(guī)就業(yè)的概率隨著教育水平的提高而顯著下降的結(jié)論。第三類是家庭特征，包括家庭人口數(shù)量、子女?dāng)?shù)量、老人數(shù)量、家庭收入等。Julie和Alexandra(2002)[18]利用印度尼西亞的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，家中是否有嬰兒和兒童對(duì)男性參與正規(guī)或非正規(guī)就業(yè)沒有影響，但會(huì)顯著降低女性從事正規(guī)就業(yè)的可能性從而提高其從事非正規(guī)就業(yè)的概率可能性。劉妍和李岳云(2007)[14]利用南京市城市外來農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，建立Probit模型研究個(gè)人特征變量及家庭特征變量對(duì)不同性別農(nóng)村勞動(dòng)力在城市非正規(guī)就業(yè)的不同影響。結(jié)果表明，家庭撫養(yǎng)率(家庭中0～14歲和65歲及以上人口數(shù)與15～64歲人口數(shù)的比值)對(duì)外來農(nóng)村女性非正規(guī)就業(yè)的影響為正，意味著兒童和老人的存在促進(jìn)了女性非正規(guī)就業(yè)的選擇。袁霓(2010)[19]利用1997-2006年CHNS數(shù)據(jù)，將家中是否有65歲以上老人及不同年齡段的小孩數(shù)引入模型，考察男女非正規(guī)就業(yè)選擇的影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，6歲以上小孩的存在會(huì)加大女性從事非正規(guī)就業(yè)的可能性，但6歲以下小孩和65歲以上老人的存在對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇沒有顯著影響。劉波和徐藹婷(2014)[20]利用2009年CHNS數(shù)據(jù)研究家庭收入對(duì)居民非正規(guī)就業(yè)選擇的影響，結(jié)果表明居民選擇非正規(guī)就業(yè)的概率與其家庭收入具有U型關(guān)系，即低收入家庭和高收入家庭居民更容易選擇非正規(guī)就業(yè)，而中等收入家庭居民則傾向于正規(guī)就業(yè)。

在家庭老年照料與工資收入的相關(guān)研究方面，Carmichael和Charles(1998，2003)[21-22]分別利用1985和1990年英國普通家庭調(diào)查(GHS)數(shù)據(jù)研究家庭老年照料與工資收入的關(guān)系，得出了家庭老年照料對(duì)女性工資收入具有顯著的負(fù)向影響的結(jié)論，并且高強(qiáng)度照料會(huì)使女性工資收入下降更多。Heitmueller和Inglis(2007)[23]利用英國照料者和非照料者數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)，照料者的工資系統(tǒng)性地處于劣勢(shì)，其與非照料者的工資差距也逐年擴(kuò)大。Van Houtven等(2013)[24]利用1992-2008年美國健康和退休調(diào)查(HRS)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)相對(duì)于沒有提供家庭老年照料的女性，家庭老年照料使女性的工資收入減少3.1%。國內(nèi)文獻(xiàn)方面相關(guān)研究僅2篇，劉柏惠(2014)[25]利用2002和2005年中國老年人口健康長壽跟蹤調(diào)查(CLHLS)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)提供家庭老年照料者的工資水平低于非照料者，并且這種差距因?yàn)殡[性的“工資懲罰”在逐年擴(kuò)大。陳璐等(2016)[26]利用1991-2011年CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)家庭老年照料對(duì)女性每月勞動(dòng)收入具有負(fù)向影響，照顧父母或公婆會(huì)使女性勞動(dòng)收入顯著減少7.21%。

縱觀國內(nèi)外文獻(xiàn)，家庭老年照料與女性非正規(guī)就業(yè)選擇之間關(guān)系的實(shí)證研究較少，對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的影響因素中，更多的是從人力資本和人口學(xué)特征去解釋，對(duì)于家庭老年照料的角度，也僅涉及是否有老人的存在，而沒有考慮該老人是否有照料需求及女性是否對(duì)其進(jìn)行了照料活動(dòng)；在家庭老年照料與工資收入的相關(guān)研究中，所有文獻(xiàn)都是對(duì)就業(yè)工資的影響，而沒有劃分對(duì)不同就業(yè)市場(chǎng)工資的影響，如正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)和非正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)，不同市場(chǎng)是否存在異質(zhì)性。因此，在老齡化日益加劇的背景下，本文從家庭老年照料的視角出發(fā)，研究其對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇和工資收入的影響，以填補(bǔ)該方面研究的空白。本文的創(chuàng)新在于：第一，在控制內(nèi)生性的條件下首次從家庭老年照料角度研究女性非正規(guī)就業(yè)選擇；第二，將照料強(qiáng)度分成低、中、高三種類型，考察照料強(qiáng)度是否具有“門檻效應(yīng)”以及對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇是否存在異質(zhì)性；第三，首次從家庭老年照料角度解釋女性在不同就業(yè)市場(chǎng)上工資收入的差異。

三、 模型與數(shù)據(jù)說明

(一) 模型設(shè)定

本文使用多元回歸分析，從兩個(gè)角度考察家庭老年照料對(duì)女性勞動(dòng)供給決策的影響，一是對(duì)非正規(guī)就業(yè)選擇(Informal Employment，IE)的影響，二是對(duì)每月工資收入(Income)的影響。一般化的勞動(dòng)力供給決策模型如下：

IEit=f(Oldcareit,Xeit,δi,εit)

(1)

Ln(Incomeit)=f(Oldcareit,Xeit,δi,εit)

(2)

方程(1)為女性非正規(guī)就業(yè)決策模型，方程(2)為女性工資收入模型。被解釋變量IEit是女性i在t時(shí)期非正規(guī)就業(yè)決策變量，非正規(guī)就業(yè)取值1，正規(guī)就業(yè)取值0；Ln(Incomeit)是女性i在t時(shí)期月工資的對(duì)數(shù)。核心解釋變量Oldcareit是女性i在t時(shí)期是否從事家庭老年照料，照料父母(公婆)取值1，否則取值0。Xeit是外生變量，包括女性個(gè)人特征、人力資本水平、家庭特征等。δi是不隨時(shí)間變化的不可觀測(cè)的隨機(jī)變量，εit是隨個(gè)體與時(shí)間而改變的擾動(dòng)項(xiàng)。內(nèi)生性主要來自以下兩個(gè)方面，一方面是家庭老年照料與就業(yè)類型決策可能存在雙向交互影響(或者同時(shí)受其他變量的影響)，可以通過尋找家庭老年照料的工具變量方法解決。另一方面是存在遺漏變量，且遺漏變量與解釋變量相關(guān)，遺漏變量通常是由于不可觀測(cè)的個(gè)體差異或“異質(zhì)性”造成的，如果這種個(gè)體差異不隨時(shí)間而改變，可以通過面板數(shù)據(jù)模型解決。因此，本文為了得到穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果，采用面板數(shù)據(jù)和工具變量法來消除內(nèi)生性問題。

Oldcareit=f(Xeit,zit,δi,εit)

(3)

zit為工具變量。有效的工具變量應(yīng)該滿足兩個(gè)條件：一是工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)；二是工具變量是外生變量。借鑒Ettner(1996)[3]的思路，將父母或公婆的照料需求與兄弟姐妹數(shù)量作為工具變量。并滿足工具變量的以上兩個(gè)條件：一是父母或公婆的照料需求和兄弟姐妹數(shù)量與內(nèi)生變量(家庭老年照料)高度相關(guān)，二是父母或公婆的照料需求和兄弟姐妹數(shù)量是外生決定的，對(duì)女性就業(yè)選擇沒有直接影響，只能通過家庭老年照料活動(dòng)間接影響女性就業(yè)選擇。此外，不同的照料強(qiáng)度對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的影響可能存在差異，本文將照料強(qiáng)度分成三個(gè)強(qiáng)度變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)并控制照料強(qiáng)度與女性非正規(guī)就業(yè)選擇可能存在的內(nèi)生性，以便考察照料強(qiáng)度是否存在“門檻效應(yīng)”。因此，本文首先假定家庭老年照料是一個(gè)隨機(jī)選擇或外生決定的過程，在控制時(shí)間和地區(qū)虛擬變量的基礎(chǔ)上用二元選擇Probit模型估計(jì)方程(1)，用線性概率模型(OLS)估計(jì)方程(2)。然后，我們放松假設(shè)條件，認(rèn)為家庭老年照料是內(nèi)生的情況下，通過IV Probit模型估計(jì)家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇以及兩階段最小二乘法(2SLS)估計(jì)家庭老年照料對(duì)女性工資收入的影響，并對(duì)家庭老年照料變量進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)。

(二) 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)采用的是由美國北卡羅來納大學(xué)的人口中心和中國疾病控制和預(yù)防中心的國家營養(yǎng)和食品安全所聯(lián)合發(fā)起的中國健康與營養(yǎng)狀況調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)。CHNS始于1989年，采用多階段分層隨機(jī)整群抽樣調(diào)查了9個(gè)省份(遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、河北、湖南、廣西和貴州)的農(nóng)村和城鎮(zhèn)地區(qū)190個(gè)社區(qū)，共計(jì)約16000人。由于從1993年CHNS開始對(duì)已婚女性照料父母或公婆的相關(guān)信息進(jìn)行調(diào)查，本文采用1993-2011年共七個(gè)調(diào)查年度橫跨18年的面板數(shù)據(jù)，樣本為52周歲以下的已婚且有工作的女性，并只考慮城市調(diào)查點(diǎn)，樣本數(shù)為1750個(gè)。雖然CHNS數(shù)據(jù)進(jìn)行勞動(dòng)力市場(chǎng)問題研究存在一定的局限性，但是與其他數(shù)據(jù)相比，CHNS提供了具有相當(dāng)長時(shí)間跨度的一個(gè)面板數(shù)據(jù)，并且CHNS提供了非常詳細(xì)的家庭照料、人口學(xué)等特征，是本文分析家庭老年照料與女性非正規(guī)就業(yè)選擇關(guān)系不可多得的數(shù)據(jù)來源。目前可獲得的最新數(shù)據(jù)為2011年。

(三) 變量測(cè)定

1.被解釋變量。本文的被解釋變量有兩個(gè)，一是非正規(guī)就業(yè)決策變量，用虛擬變量表示(非正規(guī)就業(yè)為1，正規(guī)就業(yè)為0)；二是女性每月工資收入，用對(duì)數(shù)表示。非正規(guī)就業(yè)最初是由國際勞工組織(ILO)界定的，意指那些不受國家管理和支持的小規(guī)模企業(yè)以及小商、小販和維修工等職業(yè)。但在2003年第17屆國際勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)會(huì)議上重新定義了非正規(guī)就業(yè)并推薦了區(qū)分非正規(guī)就業(yè)的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)(Hussmanns，2004)[27]。將正規(guī)就業(yè)定義為“帶有相關(guān)福利條款，如帶薪休假以及養(yǎng)老權(quán)益的就業(yè)，而所有其他形式的就業(yè)(包括自雇者)都是非正規(guī)的”。將非正規(guī)就業(yè)分為非正規(guī)部門里的各種就業(yè)以及正規(guī)部門中的非正規(guī)工作，如臨時(shí)工、非全日制就業(yè)以及勞務(wù)派遣等就業(yè)形式。其中，非正規(guī)部門是指在個(gè)體經(jīng)營戶、家庭手工業(yè)戶、公益性勞動(dòng)組織以及其他自負(fù)盈虧的自營勞動(dòng)者。而判斷“非正規(guī)性質(zhì)”的依據(jù)是“沒有簽訂正式的勞動(dòng)合同或雖簽訂了勞動(dòng)合同但沒有享受社會(huì)保險(xiǎn)待遇”[28-30]。結(jié)合上述定義并根據(jù)CHNS問卷調(diào)查中的工作職位類型和工作單位類型，本文將長期工以及在私營、個(gè)體企業(yè)、三資企業(yè)的合同工定義為正規(guī)就業(yè)者，將有雇工的個(gè)體經(jīng)營者、無雇工的個(gè)體經(jīng)營者、自營勞動(dòng)者、臨時(shí)工、領(lǐng)取工資的家庭工人、無報(bào)酬的家庭幫工以及在政府機(jī)關(guān)、國有企事業(yè)單位或集體企業(yè)的合同工定義為非正規(guī)就業(yè)者，并剔除無雇工的個(gè)體經(jīng)營者所包括的農(nóng)民部分。

2.解釋變量。核心解釋變量是家庭老年照料，來自問卷中“是否照顧父母或公婆”的回答。關(guān)于照料強(qiáng)度對(duì)女性就業(yè)的影響，國外文獻(xiàn)設(shè)置了每周10(Ettner，1996)[3]、15(Lily，2010)[31]、20(Heitmueller，2007[4]；Lily，2011[32])或28(Casado-Marín，2011)[7]小時(shí)，并發(fā)現(xiàn)了超過此臨界值后女性會(huì)從就業(yè)轉(zhuǎn)向失業(yè)狀態(tài)，即超過一定強(qiáng)度的照料活動(dòng)對(duì)女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生負(fù)面的影響。國內(nèi)文獻(xiàn)黃楓(2012)[9]和陳璐等(2016)[26]發(fā)現(xiàn)每周提供照料20小時(shí)以上的高強(qiáng)度照料會(huì)使女性難以兼顧照料和工作，產(chǎn)生“門檻效應(yīng)”，勞動(dòng)參與率會(huì)顯著下降。但是本文研究的是家庭老年照料會(huì)不會(huì)改變女性就業(yè)狀態(tài)從正規(guī)就業(yè)向非正規(guī)就業(yè)轉(zhuǎn)變，照料強(qiáng)度是否具有非正規(guī)就業(yè)選擇的“門檻效應(yīng)”，顯然有別于以上文獻(xiàn)。通常來說，正規(guī)就業(yè)轉(zhuǎn)向非正規(guī)就業(yè)的照料強(qiáng)度“門檻”應(yīng)該低于就業(yè)轉(zhuǎn)向失業(yè)的“門檻”。結(jié)合國內(nèi)外文獻(xiàn)及本文數(shù)據(jù)模擬，設(shè)定每周照料時(shí)間5小時(shí)、10小時(shí)、15小時(shí)以上為低、中、高三個(gè)照料強(qiáng)度變量來檢驗(yàn)“門檻效應(yīng)”。

其他解釋變量分三類：第一類是人口學(xué)特征因素，包括年齡、婚姻狀況、戶籍；第二類是人力資本因素，包括教育程度、健康狀況；第三類是家庭特征因素，包括是否照料6歲以下兒童、是否與父母或公婆同住、家庭人口數(shù)、丈夫收入。需要注意的是，由于目前非正規(guī)就業(yè)中存在一部分高技能、高素質(zhì)人群，如自由職業(yè)者，自我雇傭者。為了檢驗(yàn)教育程度與非正規(guī)就業(yè)選擇是否具有“U型”或“倒U型”關(guān)系，本文通過“U型檢驗(yàn)”(Utest)[33]來判斷以確定模型中是否引入教育程度平方項(xiàng)。此外，為考慮區(qū)域差異和時(shí)間因素對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的影響，本文還設(shè)置了省份和年份虛擬變量。各變量的名稱和描述性信息見表1。

表1　變量名稱及描述性統(tǒng)計(jì)

注：*、**和***表示t檢驗(yàn)在10%、5%和1%顯著性水平存在差異。

表1顯示，在女性就業(yè)群體中，37%的女性從事非正規(guī)就業(yè)，23%的女性在家庭中承擔(dān)照料老人的責(zé)任，22%的女性在家庭中承擔(dān)照料兒童的責(zé)任。在承擔(dān)家庭老年照料責(zé)任上，有24%的非正規(guī)就業(yè)女性承擔(dān)了家庭老年照料責(zé)任，而正規(guī)就業(yè)群體只有21%，兩者有顯著差異。在工資收入上，非正規(guī)群體每月工資收入為1252元，僅為正規(guī)就業(yè)者的71.5%。我們的結(jié)論與吳要武和蔡昉(2006)[15]是一致的，非正規(guī)就業(yè)者的平均收入水平是正規(guī)就業(yè)者平均收入水平的64%，均反映了非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者收入差距較大，且非正規(guī)就業(yè)女性處于收入的最底端。在教育程度上，非正規(guī)就業(yè)者受教育年限平均為9.71年，正規(guī)就業(yè)者受教育年限平均為11.70年，正規(guī)就業(yè)者的教育程度要顯著高于非正規(guī)就業(yè)者，這在一定程度上反映了人力資本的配置向正規(guī)就業(yè)傾斜，表明受教育程度較低是決定女性勞動(dòng)者從事非正規(guī)就業(yè)的一個(gè)重要因素。在戶籍特征上，雖然本文樣本選擇的地區(qū)是城鎮(zhèn)地區(qū)，但隨著地域間的人口流動(dòng)，特別是農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移，使更多的農(nóng)村戶口女性選擇了非正規(guī)就業(yè)，其中非正規(guī)就業(yè)者農(nóng)村戶口占了30%，而正規(guī)就業(yè)者僅占10%。在丈夫的年收入上，非正規(guī)就業(yè)女性的丈夫年收入為2.62萬元，顯著低于正規(guī)就業(yè)女性丈夫年收入0.58萬元?？傊?，雖然非正規(guī)就業(yè)群體在年齡、婚姻狀況、自身健康狀況、照料兒童、居住方式(與父母或公婆同住)上并無明顯差異，但是非正規(guī)就業(yè)女性具有工資收入低、教育程度較低、丈夫收入相對(duì)較低等特點(diǎn)，很有可能是其進(jìn)入非正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)的重要影響因素。

四、 實(shí)證結(jié)果及分析

(一) 家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的影響

表2給出了在外生和內(nèi)生假設(shè)下家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇影響的Probit模型和IV Probit模型的估計(jì)結(jié)果，并報(bào)告了工具變量的有效性和模型內(nèi)生性的檢驗(yàn)結(jié)果。

表2　家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的影響

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，括號(hào)里的數(shù)字為系數(shù)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，但Wald、F-test和Hausman-test下括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的p值。(2)Wald是對(duì)模型整體的顯著性檢驗(yàn)；F檢驗(yàn)是工具變量的有效性檢驗(yàn)，原假設(shè)為兩個(gè)工具變量的系數(shù)同時(shí)為0；Hausman檢驗(yàn)是對(duì)解釋變量內(nèi)生性的檢驗(yàn)，原假設(shè)為所有解釋變量均是外生的。

在全樣本模型下，第一階段F統(tǒng)計(jì)量的P值<1%說明工具變量在第一階段具有良好的預(yù)測(cè)性；Wald檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)P值小于1%表明模型整體擬合顯著；Hausman檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)P值小于1%說明家庭老年照料具有內(nèi)生性，以上結(jié)果表明IV Probit模型的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。表2結(jié)果顯示，家庭老年照料對(duì)女性從事非正規(guī)就業(yè)的概率顯著為正，說明家庭老年照料提高了女性從事非正規(guī)就業(yè)的可能性，并且如果忽視內(nèi)生性問題會(huì)低估家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的正向影響。這一結(jié)果說明，承擔(dān)家庭老年照料責(zé)任的女性往往受此牽絆而更難以進(jìn)入正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)，更傾向于非正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)。因?yàn)樵凇澳兄魍狻⑴鲀?nèi)”傳統(tǒng)家庭分工觀念下，女性通常在家庭生活、子女和老人照料等方面承擔(dān)較多的責(zé)任和時(shí)間投入，并且我國的家政服務(wù)業(yè)發(fā)展各地不平衡，女性在工作之余通常還要承擔(dān)許多家務(wù)勞動(dòng)、兒童照料和老人照料等責(zé)任，所以女性在就業(yè)時(shí)會(huì)對(duì)崗位要求和家庭責(zé)任兩方面進(jìn)行考慮。相比于正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)具有工作時(shí)間靈活、進(jìn)入與退出相對(duì)自由的特點(diǎn)，使得女性能夠在工作和照料家庭之間獲得平衡，從而更好滿足女性的自我需求。另一方面，從減輕家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的角度來講，女性更希望能夠通過參與就業(yè)來增加收入，改善家庭的經(jīng)濟(jì)狀況，非正規(guī)就業(yè)成為女性尋求工作的唯一出路。

在低、中、高照料強(qiáng)度模型下，工具變量的有效性和模型內(nèi)生性的檢驗(yàn)結(jié)果均表明IV Probit模型估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。表2結(jié)果顯示，家庭老年照料的強(qiáng)度越高，女性勞動(dòng)者從事非正規(guī)就業(yè)的概率越大。分強(qiáng)度來看，在低照料強(qiáng)度模型中，家庭老年照料增加了女性從事非正規(guī)就業(yè)的可能性，但回歸結(jié)果統(tǒng)計(jì)上不顯著。在中強(qiáng)度照料模型中，家庭老年照料對(duì)女性從事非正規(guī)就業(yè)的概率顯著為正，回歸系數(shù)為3.707。在高強(qiáng)度照料模型中，家庭老年照料仍然對(duì)女性從事非正規(guī)就業(yè)的影響顯著為正，但回歸系數(shù)增加到了3.979。通過系數(shù)對(duì)比，我們發(fā)現(xiàn)“門檻效應(yīng)”出現(xiàn)在中照料強(qiáng)度模型中，照料強(qiáng)度對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)的選擇從正向影響轉(zhuǎn)向顯著正向影響，即當(dāng)照料強(qiáng)度每周增加到10小時(shí)及以上時(shí)，兼顧正規(guī)就業(yè)與家庭老年照料變得比較困難，許多女性轉(zhuǎn)而選擇時(shí)間、地點(diǎn)比較靈活的非正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)，從而使工作和家庭責(zé)任得到了兼容，并且為了應(yīng)對(duì)家庭老年照料的費(fèi)用開支，女性未必要退出就業(yè)市場(chǎng)，而是選擇了非正規(guī)就業(yè)來彌補(bǔ)家庭開支。另外，高照料強(qiáng)度模型的回歸系數(shù)大于中照料強(qiáng)度模型的回歸系數(shù)進(jìn)一步說明，隨著照料強(qiáng)度的加大，每周照料時(shí)間超過10小時(shí)，女性從事非正規(guī)就業(yè)的概率越大。

對(duì)于其他解釋變量，Utest結(jié)果表明教育程度與女性非正規(guī)就業(yè)選擇不存在“U型”的非線性關(guān)系，表2結(jié)果顯示，教育程度與女性非正規(guī)就業(yè)選擇具有顯著的負(fù)線性關(guān)系，說明隨著教育程度的提高，女性勞動(dòng)者越不傾向于從事非正規(guī)就業(yè)，意味著人力資本水平是影響非正規(guī)就業(yè)選擇的顯著變量，是勞動(dòng)力進(jìn)入正規(guī)部門的重要影響因素。這與吳要武和蔡昉(2006)[15]、Marc等(2009)[16]、胡鳳霞和姚先國(2011)[17]的研究結(jié)論一致。雖然目前存在一些高素質(zhì)高學(xué)歷人群以個(gè)體形式參與到非正規(guī)就業(yè)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，成為自由職業(yè)者，但這部分人群在我國龐大的非正規(guī)就業(yè)隊(duì)伍中所占比重小，從事家庭老年照料的比重更小，在本文采用的樣本數(shù)據(jù)中，該部分人群在非正規(guī)就業(yè)隊(duì)伍中僅占0.5%。因此，教育程度越高，越不可能從事非正規(guī)就業(yè)對(duì)于總體來說依然是符合邏輯的。除此之外，戶籍制度因素也是影響女性勞動(dòng)者是否從事非正規(guī)就業(yè)的重要因素。表2說明擁有城市戶籍的女性越不傾向于從事非正規(guī)就業(yè)，這與國內(nèi)一些學(xué)者的研究結(jié)論相符。劉妍和李岳云(2007)[14]研究表明由于受戶籍制度的約束以及自我就業(yè)技能欠缺等原因，絕大多數(shù)女性農(nóng)民工處于非正規(guī)就業(yè)的狀態(tài)。照料6歲及以下兒童會(huì)提高女性勞動(dòng)者從事非正規(guī)就業(yè)的概率，這主要是因?yàn)槭軅鹘y(tǒng)兩性家庭分工的影響，照料兒童的責(zé)任大部分落在女性身上，非正規(guī)就業(yè)在某種程度上使女性在工作和家庭矛盾中達(dá)到了一種平衡。這與國外的研究學(xué)者得出的結(jié)論具有一致性。Julie和Alexandra(2002)[18]認(rèn)為女性從事非正規(guī)就業(yè)可以讓女性在工作和家庭責(zé)任之間兼容，由此政府應(yīng)該支持女性從事非正規(guī)就業(yè)。丈夫收入水平對(duì)女性勞動(dòng)者非正規(guī)就業(yè)選擇的影響為負(fù)，意味著丈夫收入越高，女性勞動(dòng)者越不傾向于從事非正規(guī)就業(yè)。

(二) 家庭老年照料對(duì)女性不同就業(yè)市場(chǎng)工資收入的影響

表3給出了家庭老年照料對(duì)女性不同就業(yè)市場(chǎng)工資收入影響的回歸結(jié)果。在全樣本模型中，DWH檢驗(yàn)結(jié)果均表示在工資收入影響模型中，家庭老年照料變量不具有內(nèi)生性；在低、中、高照料強(qiáng)度模型下，F(xiàn)檢驗(yàn)的結(jié)果均表示工具變量并不是有效的。因此，表3中各模型結(jié)果均無法拒絕家庭老年照料在工資收入影響模型中是外生變量的原假設(shè)，我們僅匯報(bào)出OLS結(jié)果。

表3　家庭老年照料對(duì)女性不同就業(yè)市場(chǎng)工資收入的影響

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，括號(hào)里的數(shù)字為系數(shù)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，但F-test、Sanrgan和DWH檢驗(yàn)下括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的p值。(2)F檢驗(yàn)是工具變量的有效性檢驗(yàn)，原假設(shè)為兩個(gè)工具變量的系數(shù)同時(shí)為0；Sargan檢驗(yàn)是過度識(shí)別檢驗(yàn)，原假設(shè)為所有工具變量的都是外生的；DWH是對(duì)解釋變量內(nèi)生性的檢驗(yàn)，原假設(shè)為所有解釋變量均是外生的。

在全樣本模型中，相對(duì)于沒有照料活動(dòng)的樣本，家庭老年照料會(huì)使非正規(guī)就業(yè)的女性工資收入顯著減少，正規(guī)就業(yè)的女性工資收入也顯著減少，顯著性水平為10%，意味著家庭老年照料對(duì)女性工資收入具有負(fù)向的影響。根據(jù)貝克爾的時(shí)間分配理論可以用來解釋，由于人的精力是有限的，在家庭老年照料上所花的時(shí)間越多，在工作上的時(shí)間將會(huì)減少，進(jìn)而工資也會(huì)降低。這與國外的研究學(xué)者得出的結(jié)論具有一致性。Carmichael和Charles(2003)[22]發(fā)現(xiàn)在英國提供家庭老年照料比未提供家庭老年照料的女性工資收入減少3%。Van Houtven等(2013)[24]也發(fā)現(xiàn)相對(duì)于沒有提供家庭老年照料的女性，家庭老年照料使美國女性的收入減少3.1%。雖然以上文獻(xiàn)并沒有區(qū)分正規(guī)就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)，但是家庭老年照料與工資收入的負(fù)向影響與本文結(jié)論是一致的。

在低、中、高照料強(qiáng)度模型中，雖然沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但我們可以發(fā)現(xiàn)隨著照料強(qiáng)度的增加，家庭老年照料對(duì)非正規(guī)就業(yè)的女性工資收入的負(fù)面影響逐漸減弱。主要是由于非正規(guī)就業(yè)具有時(shí)間上的靈活性和空間上的便利性等特點(diǎn)，能夠滿足老人照料的需求，因此，照料強(qiáng)度對(duì)收入的影響會(huì)逐漸削弱。對(duì)于這一結(jié)果，Carmichael和Charles(1998)[21]給出的解釋是：為了滿足家庭照料需求，家庭老年照料者傾向于從事收入更低但時(shí)間和地點(diǎn)相對(duì)靈活的工作，即存在“收入懲罰”。與本文的結(jié)論相一致，非正規(guī)就業(yè)剛好滿足了家庭照料的需求。反之，照料強(qiáng)度對(duì)正規(guī)就業(yè)的女性工資的負(fù)面影響卻是逐漸提高的過程，因?yàn)橄鄬?duì)于非正規(guī)就業(yè)，正規(guī)就業(yè)更難使女性在老年照料和工作之間得到平衡。因此，家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)工資收入的負(fù)面影響要小于其對(duì)正規(guī)就業(yè)工資收入的影響。

對(duì)于其他解釋變量，Utest結(jié)果表明教育程度與女性不同就業(yè)市場(chǎng)的工資收入均不存在“U型”的非線性關(guān)系，表3結(jié)果顯示，教育程度與工資收入具有顯著的正向線性關(guān)系，無論是正規(guī)就業(yè)群體還是非正規(guī)就業(yè)群體，隨著受教育程度的提高，女性工資收入都在穩(wěn)步提高，這意味著在兩個(gè)就業(yè)群體中，人力資本都得到了正確的回報(bào)和激勵(lì)。所有模型的正規(guī)就業(yè)估計(jì)系數(shù)要高于非正規(guī)就業(yè)的估計(jì)系數(shù)，意味著正規(guī)就業(yè)者具有較高的教育回報(bào)率，該結(jié)果與理論預(yù)期一致。

(三) 穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果及分析

國內(nèi)外文獻(xiàn)均得出了人力資本水平是非正規(guī)就業(yè)選擇及非正規(guī)就業(yè)者工資收入的重要影響因素，人力資本水平更高的勞動(dòng)者更有可能競(jìng)爭到正規(guī)就業(yè)崗位，具有更高的工資收入水平。為了考查不同教育程度下家庭老年照料對(duì)非正規(guī)就業(yè)選擇和工資收入的影響是否存在異質(zhì)性，我們將教育程度分為低教育程度(初中及以下)、中教育程度(高中及中專)和高教育程度(大專及本科以上)，結(jié)果如表4和表5所示。

表4　區(qū)分不同教育程度考察家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的影響

注：各注釋項(xiàng)與表2相同。表4中未列出其他解釋變量的估計(jì)結(jié)果。

表5　區(qū)分不同教育程度考察家庭老年照料對(duì)女性不同就業(yè)市場(chǎng)工資收入的影響

注：各注釋項(xiàng)與表3相同。表5中未列出其他解釋變量的估計(jì)結(jié)果。

表4給出了家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的Probit和IV Probit模型的估計(jì)結(jié)果，各模型均通過了一階段的F統(tǒng)計(jì)量和Hausman檢驗(yàn)，認(rèn)為家庭老年照料具有內(nèi)生性。在低教育程度下，家庭老年照料會(huì)顯著提高女性從事非正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)的可能性；在中教育程度下，家庭老年照料對(duì)非正規(guī)就業(yè)選擇的影響依然是正向的，但其影響作用在降低；當(dāng)教育程度到達(dá)大專及本科以上時(shí)，家庭老年照料對(duì)女性從事非正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)具有顯著的負(fù)向影響，即大大增加了其在正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)的可能性。這一結(jié)論驗(yàn)證了我們?cè)谇拔牡贸龅慕逃潭仍礁?，女性越不傾向于從事非正規(guī)就業(yè)的觀點(diǎn)。這也說明提高勞動(dòng)者的受教育程度是促進(jìn)就業(yè)從非正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)轉(zhuǎn)向正規(guī)市場(chǎng)就業(yè)的有效途徑，是女性勞動(dòng)力進(jìn)入優(yōu)勢(shì)部門(正規(guī)部門)的重要依據(jù)，同時(shí)可以削弱戶籍制度對(duì)女性進(jìn)入正規(guī)部門就業(yè)造成的影響。

表5給出了家庭老年照料對(duì)女性不同就業(yè)市場(chǎng)工資收入影響模型的估計(jì)結(jié)果，由于DWH檢驗(yàn)無法拒絕家庭老年照料是外生變量的假設(shè)，表5僅給出了外生假設(shè)條件下的OLS模型。結(jié)果顯示，在非正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)上，家庭老年照料對(duì)其工資收入的影響再次驗(yàn)證了前文提出的可能存在的“收入懲罰”結(jié)論，但是教育程度越高的女性，家庭老年照料對(duì)其工資收入的負(fù)向影響越小，可能的解釋是，教育程度較高的女性從事非正規(guī)市場(chǎng)工作，大多是個(gè)體戶等創(chuàng)業(yè)群體，在時(shí)間上更加自由，因此對(duì)收入的負(fù)向影響也越?。辉谡?guī)就業(yè)市場(chǎng)上，家庭老年照料對(duì)工資收入的負(fù)向影響依然存在，但是隨著教育程度的提高，家庭老年照料對(duì)工資收入的負(fù)向影響逐漸增強(qiáng)，可能的解釋是，正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)，教育程度越高的女性在時(shí)間上更不自由，因此對(duì)收入的負(fù)向影響也就越大。以上結(jié)果說明家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇和工資收入的影響在教育程度上存在異質(zhì)性，也證實(shí)了前文研究結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

五、 結(jié)論、建議與展望

本文利用CHNS面板數(shù)據(jù)，在控制內(nèi)生性的條件下研究家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇和工資收入的影響效應(yīng)，得出以下結(jié)論：(1)家庭老年照料與女性非正規(guī)就業(yè)之間存在內(nèi)生關(guān)系，家庭老年照料會(huì)顯著提高女性從事非正規(guī)就業(yè)的可能性而降低其從事正規(guī)就業(yè)的可能性。(2)每周提供10小時(shí)以上強(qiáng)度照料會(huì)使女性難以兼顧老年照料和正規(guī)就業(yè)，產(chǎn)生“門檻效應(yīng)”，隨著家庭老年照料強(qiáng)度的增加，女性勞動(dòng)者越傾向于在非正規(guī)就業(yè)市場(chǎng)就業(yè)。(3)家庭老年照料對(duì)非正規(guī)就業(yè)的女性工資收入的負(fù)面影響隨著照料強(qiáng)度的增加而減弱，但是對(duì)正規(guī)就業(yè)的女性工資收入的負(fù)面影響隨著照料強(qiáng)度的增加而增加。(4)教育顯著降低了女性勞動(dòng)者從事非正規(guī)就業(yè)的可能性?？梢?，盡管女性非正規(guī)就業(yè)者收入低、保障低、門檻低，但沒有明顯證據(jù)表明非正規(guī)就業(yè)是女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)被邊緣化或者是被擠到低級(jí)市場(chǎng)的結(jié)果，相反，當(dāng)女性要承擔(dān)家庭照料責(zé)任時(shí)，非正規(guī)就業(yè)為她們提供了兼顧家庭照料活動(dòng)與工作的平衡，同時(shí)也解決了女性就業(yè)問題，增加了家庭收入，促進(jìn)了家庭美滿和社會(huì)和諧。

擴(kuò)大就業(yè)是當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要問題，非正規(guī)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展促進(jìn)了女性靈活就業(yè)，大大提高了女性的就業(yè)率。因此，本文提出以下政策建議：

第一，實(shí)行積極的婦女勞動(dòng)培訓(xùn)政策，提升女性人力資本水平。實(shí)證研究表明，女性非正規(guī)就業(yè)者整體素質(zhì)不高是女性從事非正規(guī)就業(yè)的重要原因之一。為此，要把提高女性自身素質(zhì)作為一項(xiàng)基礎(chǔ)性工作，提高女性教育水平，積極發(fā)展職業(yè)教育，提升女性人力資本水平。針對(duì)不同群體分類別開展形式多樣的培訓(xùn)，對(duì)于教育程度較低的女性，重點(diǎn)進(jìn)行技能培訓(xùn)，實(shí)現(xiàn)在就業(yè)容量大、門檻低的家政護(hù)理等生活性服務(wù)業(yè)快速上崗；對(duì)于教育程度較高的女性，重點(diǎn)進(jìn)行區(qū)域產(chǎn)業(yè)相結(jié)合的培訓(xùn)或創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)，推廣“慕課”等“互聯(lián)網(wǎng)+”創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)新模式，大規(guī)模開展開放式在線培訓(xùn)和遠(yuǎn)程公益創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)等，幫助他們開拓就業(yè)渠道或鼓勵(lì)其自主創(chuàng)業(yè)。

第二，量化無償家庭勞動(dòng)價(jià)值，為婦女提供照料補(bǔ)貼。女性提供的無償家庭勞動(dòng)，包括家務(wù)勞動(dòng)、照料兒童和老年照料等，歐洲各國對(duì)家庭勞動(dòng)的價(jià)值核算已經(jīng)取得了重要的進(jìn)展，家庭勞動(dòng)的價(jià)值已經(jīng)占GDP相當(dāng)大的比重。量化家庭勞動(dòng)的價(jià)值，對(duì)從事家庭勞動(dòng)的婦女給予一定的補(bǔ)貼，這樣不僅可以補(bǔ)償其從事非正規(guī)就業(yè)帶來的收入的減少，而且有利于體現(xiàn)女性在家庭勞動(dòng)中的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，提高女性家庭地位和經(jīng)濟(jì)地位。在西方發(fā)達(dá)國家，家庭勞動(dòng)的價(jià)值已普遍地被民眾所認(rèn)可。例如荷蘭、日本等很多國家，政府都對(duì)贍養(yǎng)老人、家務(wù)勞動(dòng)者給予相應(yīng)的費(fèi)用或補(bǔ)助。因此，量化無償家庭勞動(dòng)價(jià)值是尊重每個(gè)人和不同類別勞動(dòng)的體現(xiàn)。

第三，完善社會(huì)保障體系，大幅提升靈活就業(yè)人員等群體參加社會(huì)保險(xiǎn)比例。自2003年5月開始，政府把靈活就業(yè)人員納入現(xiàn)行社會(huì)保障體系之中，一些地區(qū)和城市也出臺(tái)了針對(duì)非正規(guī)就業(yè)者的社會(huì)保險(xiǎn)政策，許多種類的非正規(guī)就業(yè)者需要獨(dú)立支付社會(huì)保險(xiǎn)，盡管各地的政策中都有所優(yōu)惠，但過低的收入和過高的繳費(fèi)，仍然把非正規(guī)就業(yè)人員排除在社會(huì)保險(xiǎn)之外。因此，應(yīng)設(shè)計(jì)簡便靈活、形式多樣、門檻較低的社會(huì)保險(xiǎn)品種，使非正規(guī)就業(yè)女性能平等地享有社保的權(quán)利。如為非正規(guī)就業(yè)人員設(shè)計(jì)、建立唯一的社會(huì)保險(xiǎn)關(guān)系，制定統(tǒng)一的社會(huì)關(guān)系轉(zhuǎn)續(xù)方法，使之能夠隨就業(yè)崗位、就業(yè)地區(qū)的變化而轉(zhuǎn)移、接續(xù)。

本文研究了家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇及工資收入的影響效應(yīng)，并探討了家庭老年照料對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)選擇的影響在照料強(qiáng)度方面的異質(zhì)性。由于男性從事家庭老年照料的群體所占比例較小，本文未對(duì)該群體進(jìn)行分析，但男性從事家庭老年照料活動(dòng)也是不可忽略的社會(huì)現(xiàn)象之一，有必要從性別差異視角分析家庭老年照料對(duì)非正規(guī)就業(yè)的影響效應(yīng)。此外，女性非正規(guī)就業(yè)的影響效應(yīng)主要從微觀角度考慮，包括個(gè)人、家庭、地區(qū)及時(shí)間等因素，但對(duì)照料供給市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等宏觀因素沒有單獨(dú)加入變量進(jìn)行分析，這些因素會(huì)對(duì)女性非正規(guī)就業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生較大的影響，目前實(shí)證分析只能將此部分放入隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中。這都是筆者正在努力探討的問題。

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