一、引 言

隨著勞動力市場競爭日益激烈， 女性比男性承受著更巨大的就業壓力。 與城市人口相比， 農村婦女作為社會中的邊緣的、 外來的、 “他者” 的特殊群體， 其所進入的是性別和戶口分割的二元勞動力市場 （杰華， 2006）， 由于其專業技能知識和信息等獲得方面都較城鎮女性更為困難， 使得她們成為這一弱勢群體中的弱勢部分 （王俊秋， 2009）。 從性別差異上看， 女性流動人口的就業狀況較男性存在較大的性別差異， 特別是隨著社會經濟轉型導致婦女在家庭責任和工作要求之間沖突嚴重 （阮曾媛琪， 2001）， 女性流動人口勞動參與率較男性流動人口低了近 20 個百分點 （劉曉昀等， 2003）。 從其就業的穩定性來看， 女性流動人口勞動力在整個生命周期中就業穩定性的波動要大于男性流動人口， 如圖 1 所示， 相對于已婚流動男性人口來說， 已婚女性流動人口就業率在 14～39 歲和45～50 歲之間出現了 明顯波動， 性別就業率之差在這兩個年齡段陡增， 已婚女性勞動力失業現象隨年齡層次變化分布不同。 面對如此龐大的女性流動人口群體， 其能否立足城市是緊密關乎勞動力市場穩定的關鍵。 此外， 找到釋放女性流動人口待業勞動力的途徑，在一定程度上能起到緩解我國勞動力短缺、 “民工荒” 和 “用工難” 等問題。

大量研究表明， 遷移流動和婚姻家庭對女性流動人口的經濟活動有著重要影響。 首先， 遷移流動一定程度上對女性就業帶來很大影響 （Taylor， 2006）， 文化程度低、 社會資本非本地化等原因使得農村女性流動人口的就業狀況處于不利地位。 一方面， 在我國二元勞動力市場存在的大背景下， 大部分遷流后的女性流動人口只能進入到勞動密集型和簡單小規模生產和服務活動等次級勞動力市場， 處于勞動力市場、 職業分布底層的就業現狀帶給她們的是低收入、 缺乏勞動力保障、甚至失業的后果； 另一方面， 由于我國農村女性流動人口一般具有社會資本非本地化， 其社會網絡關系弱， 獲取知識、 信息途徑較少等特點， 因此， 農村女性流動人口在職業搜尋和再就業的過程中受到多重阻礙； 此外， 從女性農民工社會資本來看， 其社會資本質量較低， 社會網絡具有同質性強、 異質性差的特點 （劉傳江等， 2004）， 有限的社會圈子、 負面的網絡取向都促使了農村女性流動人口處在就業弱勢的地位； 同質性較強的地緣關系和社會網絡雖然有利于流動人口在勞動力市場上的討價還價， 但無形中卻增大了其在勞動力市場上的區域分割和性別分隔， 使得農村女性流動人口被限制在了狹窄的職業范圍之內 （杰華， 2006）。 其次， 從婚姻家庭來看， 婚姻家庭對農村流動女性人口意味著 “一個基本的斷裂”： 離開原出生地、 家庭， 喪失大部分原有的家庭支持和社會支持， 甚至喪失了 “自主性”， 需要承擔起新的責任和任務。 婚育與家庭往往使得農村流動女性被迫放棄自我發展的機遇， 而以家庭效益最大化為生活目標 （杰華， 2006）。 一方面， 由于女性流動人口必須承擔 “母親” 和 “妻子” 社會角色的職責， 已婚流動人口必須承擔起照顧孩子、丈夫和承擔繁重的家務勞動等無酬勞動， 這些原因都迫使她們需要在平衡工作與家庭之間進行艱難抉擇 （楊素雯， 2010）； 另一方面， 農村流動女性的家庭支持水平在遷流過程中下降了。 遷移流動前， 育齡婦女在育兒及照料幼兒方面都可以從父母和親戚那里得到社會支持， 然而流向城市后傳統的家庭網絡功能弱化了， 隨之而來的是松散的家庭網絡和角色緊張等問題， 加之高昂的托兒費用和隨遷子女入學壁壘等原因 （杰華， 2006）， 為實現家庭福利最大化， 放棄工作常常成為流動女性的首要選擇； 此外， 女性因生育造成職業中斷， 被認為削弱了女性的人力資本價值， 也成為女性被勞動力市場排斥的重要因素之一。

從研究現狀來看， 西方學者對女性勞動供給的影響因素已有較為完整系統的理論基礎和實證框架， 而以我國已婚流動人口為勞動供給對象的研究比較少； 從研究內容來看， 主要集中在對人力資本、 社會資本、 社會支持和家庭分工等影響因素對女性流動人口勞動供給的探討上； 從研究方法來看， 對流動女性就業問題大多數研究都采用定性方法。 因此， 本文試圖以我國已婚流動人口為研究對象， 運用定量方法從分年齡、 分性別的角度， 對某一固定年齡段流動女性的就業行為進行研究， 從理論上探討對女性流動人口勞動力供給的影響因素和流動人口就業狀況存在的性別差異， 為補充完善流動人口理論， 構建穩定勞動力市場、 推進 “人的城鎮化” 提供參考借鑒。 具體而言， 本文研究內容主要為： （1） 我國農村已婚流動女性勞動供給的現狀及與男性流動人口的對比； （2） 我國農村已婚流動女性勞動供給的影響因素； （3） 我國農村已婚女性流動人口所出現的 “中年失業” 現象的原因探索 （分年齡層的對比）； （4） 如何采取合理措施改善農村已婚流動女性的就業狀況。

二、研究設計

（一） 數據來源

本研究采用 2012 年國家人口和計劃生育委員會組織的 “流動人口動態監測調查” 數據。 該調查于 2012 年 5 月進行， 按照多分層、 多階段、 與規模成比例的 PPS 抽樣方法， 在 31 個省 （區、市） 和新疆生產建設兵團隨機抽取樣本點。 該調查覆蓋 31 個省 （區、 市） 和新疆生產建設兵團的410 個 地 、 縣級單位 ， 包括 3200 個 鄉 （鎮 、 街道 ）， 6400 個 村 、 居委會 （調查小區 ）， 每個村 、 居委會調查 20 名流動人口。 在村居委會內， 以個人作為抽樣單位， 一個家庭調查一名 16～59 歲的在流入地居住 1 個月以上、 跨縣 （區、 市） 流動人口， 其中配偶或子女為本地戶籍人口的流動人口不在調查范圍之內。 調查實際涉及勞動年齡流動人口 12．8 萬人， 涉及家庭成員 30．2 萬人。 本次調查結果對全國和絕大多數省 （區、 市） 具有較好的代表性。

（二） 研究設計

本文以 14～59 歲的已婚流動女性作為研究對象， 并嘗試圍繞 “人力資本”、 “社會資本” 和“照料活動” 三個核心要素來探究其對已婚流動女性就業狀況和性別差異在年齡上的分布特征的影響。 首先， 根據流動女性就業率波動狀況將樣本按照 14～29 歲、 30～44 歲和 45～59 歲三個年齡段劃分， 來對已婚流動女性就業狀況年齡差異做出解釋； 其次， 與同年齡組已婚男性作比較， 進一步探究已婚流動女性就業中存在的 “性別鴻溝”。 本文分別對 14～29 歲、 30～44 歲和 45～59 歲分性別設定模型， 模型 1～6 分別是 14～29 歲、 30～44 歲和 45～59 歲中男性和女性已婚流動人口就業影響因素的 Probit 模型。 基于上述分析和認識， 本文提出該研究的分析框架 （圖 2） 和研究假設：

假設 1： 已婚女性流動人口的人力資本影響其從業狀態， 且是導致其出現性別年齡差異的主要原因；

假設 2： 已婚女性流動人口的社會資本影響其從業時間和從業狀態， 且是導致其出現性別年齡差異的主要原因；

假設 3： 已婚女性流動人口的非市場 “無酬” 勞動影響其從業時間和從業狀態， 且是導致其出現性別年齡差異的主要原因；

假設 4： 已婚女性流動人口的工資收入影響其從業時間和從業狀態， 且是導致其出現性別年齡差異的主要原因。

（三） 變量測量

模型中因變量是否就業的測量采用調查問卷中 “您在本地的就業狀態是什么？” 來測度， 共包含： 就業、 失業、 無業、 操持家務和退休五個選項， 本研究在剔除退休變量之后， 將 “就業” 以外的其他選項合并為一項 “非就業”。

模型中自變量包括照料活動、 人力資本和社會資本三個維度變量。 首先， 照料活動以 “6 歲以下隨遷子女數” 和 “隨遷長輩數量” 兩個變量測量， 其中， 將選項 “與被訪者關系” 是父母、公婆 ／ 岳父母和 （外） 祖父母合并為隨遷長輩并統計其個數。 其次， 人力資本維度變量包括受教育程度和收入兩個變量， 本文使用 Heckman 兩步法估計收入變量， 并設置工資方程： Wage＝β0＋β1Edu ＋β2Association ＋β3Enteryear ＋β4Leaveyear ＋ρλ， 其 中 ， Wage 是 工 資 ， Edu 是 受 教 育 程 度 ，Association 是 社會交往 ， Enteryear 是流入本地時間 ， Leaveyear 是離開戶籍地時間 ， 其 余字母均為待估參數。 最后， 社會資本維度變量包括流入本地時間長、 首次離開戶籍地時間長、 社會交往、流動類型和隨遷人數， 其中， 本文將與 “同鄉 （戶口在本地）” 和 “其他本地人” 合并為 “與本地人交往”， 將與 “同鄉 （戶口在老家）”、 “其他外地人” 和 “很少與人來往” 合并為 “其他” 項。

（四） 研究方法

上述理論及結果論及了人口特征變量、 人力資本、 社會資本和照料活動四組特征變量對已婚流動女性就業狀況的影響。 本文試圖采用 Probit 模型來觀察不同年齡組女性流動人口的就業狀況的影響因素， 并對比男性已婚流動人口得出就業狀況性別差異原因所在。 本研究全部系數的估計和模型檢驗均采用 Stata11．0 軟件完成。

三、結果分析

（一） 樣本描述

表 1 結果顯示， 年齡組在 14～29 歲的已婚女性流動人口有 64．13％處于就業狀態， 30～44 歲的已婚女性流動人口中有超過七成的女性處于就業狀態， 45～59 歲的有 66．93％的女性是就業狀態；超過八成的已婚女性流動人口戶口類型都為農業戶口。 從人力資本角度來看， 隨著年齡的增大，流入本地時間在 3 年以上的人數和離開戶籍地 10 年及以上的人口比例上升； 處于越低年齡組的已婚流動女性其受教育程度要高于處于越高年齡組的已婚流動女性。 從社會資本角度來看， 三個年齡組的已婚流動人口擁有暫住證的比例均約六成； 省外遷移流動的已婚女性比例要大； 處于較高年齡組的已婚流動女性主要與本地人進行社會交往的比例大。 此外， 表 2 結果顯示， 已婚女性流動人口的隨遷人數的每戶平均數為2．383 人 ， 最大隨遷人數為 9 人 ，最小為 0 人； 隨遷長輩人數最大為5 人 ， 最 小為 0 人 ， 平 均每戶人數為 0．065 人； 6 歲以下孩子隨遷人數最大為 6 人， 最小為 0 人， 平均每戶人數為 0．935 人； 月收入 （使用 Heckman 兩步法估計后的月收入） 平均值為 3043．515 元， 最小值為 100 元， 最大值為 98000 元。

（ 二 ） 已 婚 女 性 流 動 人口 就 業狀況影響因素分析

表 3 呈現了不同年齡組下的已婚流動人口分性別的 Probit 模型估計結果， 從各模型的卡方值可以看出各模型在整體上顯著。 首先， 在比較各年齡組中不同性別已婚流動人口就業影響因素中可以發現：

第 一 ， 對 比 模 型 1 和 模 型 2可以發現， 14～29 歲年齡組的已婚女性流動人口就業狀況的影響因素中：

（ 1） 從 人 口 特 征 變 量 來 看 ，首先， 相對于男性已婚流動人口來說， 該年齡階段的已婚女性流動人口就業機會的獲得更容易受到年齡的影響。 模型 1 顯示， 該年齡組階段的已婚流動男性就業概率受到年齡變化的影響并不顯著， 然而， 對已婚流動女性來說， 年齡的增加對其就業狀況有顯著積極的促進作用， 這可能是因為 14～29 歲該階段已婚男性較女性而言占有更多人力資本而導致的。 相對于男性而言， 一方面， 已婚女性流動人口的性別能力較低， 其自身體能因素導致她們不能像男性流動人口一樣從事繁重的體力勞動， 這一現狀在 14～29 歲青壯年時期尤為突出， 處在該年齡段的已婚流動男性較女性而言， 可以從事更多資歷閱歷要求不高的工作， 故年齡對該年齡段男性的影響沒有對女性影響大； 另一方面， 處在 14～29 歲的女性流動人口其人力資本在 14～29 歲上的年齡分布差異相比男性而言較為突出， 由于流動女性受教育程度普遍低于流動男性， 特別是在 14～29 歲這個階段， 已婚女性必須靠閱歷的增長來提高其所儲備的知識技能、 人力資本和社會資本， 而該年齡階段男性流動人口對年齡增加所帶來的閱歷、 資歷和技能的改變依賴性較小， 其人力資本在 14～29 歲上的年齡分布差異表現不突出， 故女性就業更容易受到年齡的影響。 其次，擁有城鎮戶口的較持有非城鎮戶口的女性流動人口就業概率大， 一方面是由于就業市場上對于非城鎮戶口的區別對待而導致， 另一方面還可能因為持城鎮戶口的流動人口擁有的社會資源更加豐富， 能夠獲得城鎮戶口的流動人口， 自身人力資本更高， 從而擁有更多獲得就業機會的能力； 然而， 已婚的男性流動人口的情況卻恰好相反， 處于該年齡段的非城鎮戶口男性流動人口就業概率較城鎮戶口男性流動人口就業概率大， 這可能是因為處于該年齡段的農村戶口男性流動人口更容易接受社會層次較低的工作， 而擁有城鎮戶口的流動男性人口經濟情況不那么窘迫， 就業的意愿和就業目標較高， 較農村戶口男性流動人口更加不容易在遷流到新地點之后尋找到工作。 出現這一性別差異的原因可能是那些農村戶口男性流動人口所能夠接受的低層次的工作大多數是體力勞動， 而這些體力勞動中的大部分工作恰巧是已婚女性流動人不能夠勝任的， 因此在戶口類型對就業概率的影響上女性和男性在該年齡段表現出相反關系。

（2） 從人力資本變量組來看 ， 該變量組對就業 概率的影響方向并無性別差異 。 首先 ， 受教育程度高可以提高已婚女性流動人口的就業概率， 對比模型 1 和模型 2 可發現， 這一結論也與人力資本理論相一致， 雇傭者是以利益最大化為目標組織生產的， 因此其在雇傭勞動力的選擇上傾向于雇傭生產效率較高、 受教育水平較高等人力資本較高的勞動力， 從而獲得長期的價值回報以及較高的投資收益， 因此受教育程度高的流動人口擁有更好的就業機會； 其次， 收入越低則就業概率高， 但是該影響是微小的； 這可能是因為收入越高的工作， 其對求職者所要求的人力資本等條件更高， 故就業機會較收入低的工作難獲得， 另一方面， 我國二元勞動力市場存在的大背景下，大部分遷流后的女性流動人口只能進入到勞動密集型和簡單小規模生產和服務活動等次級勞動力市場， 處在勞動力市場的末端， 缺乏勞動力保障體系作為后盾， 因而對于那些收入較高、 競爭較為激烈的工作來說， 流遷已婚人口因教育程度普遍偏低、 自身專業技能缺乏等原因， 競爭能力處于弱勢地位， 因而更容易被排斥在收入高、 勞動環境好、 待遇好、 福利優越的勞動力市場之外。

（3） 從社會資本變量組來看 ， 該變量組對就業概率影響的性別差異比較顯著 。 首先 ， 流入本地時間在 3 年以上的已婚女性就業概率顯著高于流入本地時間在 3 年以下的就業概率， 距離第一次離開戶籍地時間越長者， 其就業概率越大， 擁有暫住證可以顯著提高女性流動人口就業概率，平時主要與本地人交往的已婚女性流動人口有助于提高其就業概率； 這是因為， 社會網絡的建立使遷移者在遷流過程中建立起了親緣、 地緣和友緣等社會關系， 起到降低遷移者遷移成本、 分散風險和增加遷移收益的效果， 社會資本越本地化的已婚流動女性， 社會網絡關系越強， 其獲取知識、 信息途徑就越多， 那么其在職業搜尋和再就業的過程中就更加容易。 另外， 模型顯示， 省外遷移的已婚流動女性要比省內遷移的就業概率大， 這可能是因為， 大多數流動人口的流動方向都是從工作機會較小的地方向經濟較為發達工作機會較多的地方流動， 并且能夠進行跨省流動的已婚流動女性其無論在人力資本和社會網絡方面都會優于只具備省內遷移能力的流動人口。 另外，當遷移距離拉大時， 出于生計等原因其更容易接受社會層次較低的工作， 其職業選擇范圍會遠大于遷移距離小的流動人口， 因而更好就業。 然而， 對于已婚流動男性人口來說， 以上這些影響因素對就業概率的影響并不顯著， 這可能是由于該年齡階段男性流動人口能夠接收的職業范圍較女性大， 所以其對社會資本的依賴較女性小， 故社會資本變量只對 14～29 歲年齡組的女性流動人口就業概率有顯著影響。 其次， 與其他社會資本變量不同的是， 隨著隨遷人數的升高可以提高已婚男性流動人口就業概率， 而這一變量對已婚女性流動人口并無顯著影響； 這可能是因為隨遷人數在一定程度上代表家庭支持變量， 當已婚男性流動人口家庭中隨遷人數較高時， 其所獲得來自家庭網絡的家務分擔、 照料活動等生活支持和精神支持較高， 故更有利于其就業； 然而， 對已婚女性流動人口來說， 由于我國固化的社會性別意識強化了兩性在家庭和社會中的不同分工， 女性流動人口在流遷過程中必須承擔 “母親” 和 “妻子” 社會角色的職責， 和照顧孩子、 丈夫和承擔繁重的家務勞動等無酬勞動， 女性流動人口是作為對男性進行家庭支持的一部分而存在的， 而無法享受男性所帶來的勞務分工等家庭支持， 從而導致這一性別差異所在。

（4） 從照料活動變量組來看 ， 首 先 ， 無論是已婚流動女性還是男性 ， 隨遷子女中 6 歲 以下子女數量增多， 有降低就業概率的顯著作用； 這是因為在該年齡組流動人口流遷過程中， 無論是男性還是女性都必須承擔 “父母” 社會角色的職責， 照顧孩子等繁重的家務勞動等無酬勞動迫使他們需要在平衡工作與家庭之間進行艱難抉擇； 此外， 高額的托兒費用與家庭微薄的收入也可能使得流動人口放棄工作而選擇機會成本較高的照料孩童等無酬勞動。 其次， 從隨遷長輩人數這個變量來看， 隨遷長輩人數的增加會降低已婚男性流動人口的就業概率， 但該變量對已婚流動女性沒有顯著影響； 這可能是因為在舉家遷移過程中， 年齡組內家中老年人的主要負擔是由青年男性承擔的， 一方面， 由于要贍養隨遷老人， 男性流動人口必須尋求薪資收入更高的工作， 在就業市場上本身就處于劣勢地位的流動人口， 其獲得薪酬收入較高的工作機會較小， 因而就業概率較低； 另一方面可能在于 （對公婆和父母進行分類） 公婆和父母對兒子或女婿的期望值要高于對女兒或兒媳婦的期望值， 他們希望兒子或女婿能夠有較為高的社會地位和社會聲望， 因而對于那些舉家遷移、 隨遷長輩較多家庭中的已婚流動男性來說， 來自家庭的壓力迫使其必須放棄那些社會層次較低的工作， 來尋找一些人力資本需求較高的工作， 這對于本身就處于弱勢地位的已婚流動男性來說， 就業機會就在無形當中減少了很多， 對于女性流動人口來自家庭的這方面壓力會小很多， 另外， 處于 14～29 歲年齡段的流動人口其長輩平均年齡不會很大，流動女性不需要在照料長輩的無酬勞動上投入大量時間和精力， 因而這一變量對已婚女性流動人口就業概率的影響不顯著。

第二， 對比模型 3 和模型 4 可以發現， 30～44 歲年齡組的已婚女性流動人口就業狀況的影響因素中：

（1） 從 人口特征變量來看 ， 首先 ， 年齡對已婚流動人口就業概率的影響方向存在性別差異 ，隨著年齡的增加， 男性流動人口的就業概率會下降， 而女性會升高。 這可能是因為， 隨著年齡的增長， 對從事體力勞動的男性流動人口而言其身體機能逐漸衰退， 從而一部分體力勞動男性被迫退出缺乏勞動力保障的次級勞動力市場； 相比較而言， 女性流動人口從事高強度體力勞動的比例較少。 隨著年齡增長， 女性所掌握的人力資本和社會資本增加， 從而就業概率增加。 其次， 從戶口類型變量來看， 持農村戶口男性流動人口其就業概率大于持城鎮戶口的男性流動人口 （與 14～29 歲組情況一致）； 但戶口類型對 30～44 歲組女性就業概率的影響不顯著。

（2） 從人力資本變量組來看 ， 受教育程度增加和低收入者擁有較高的就業概率 ， 這與 14～29歲組所得結論相同。

（3） 從社會資本變量組來看 ， 首 先 ， 流入本地時間高于 3 年以上的已婚流動女性就業概率較小， 這與 14～29 歲變量組影響方向相反， 一方面可能是， 對于那些人力資本水平不高的已婚流動女性來說， 早期流入本地的已婚女性因為具備更高的社會資本， 其對職業工作的期望值較高， 更希望進入到層次較高的崗位， 而流遷到本地的已婚女性流動人口迫于生計， 其對職業的期望值不高， 更容易接受社會層次水平低但就業機會多的職業， 因而就業概率較大； 另一方面可能是， 對于那些擁有更高的人力資本的已婚流動女性來說， 選擇在 30～44 歲遷流的流動人口， 比那些早年流動到該地區的人口在就業市場上更具備競爭優勢， 所以反而是流遷到本地時間較少的已婚女性就業概率較高。 其次， 距首次離開戶籍地時間在 10 年以上的已婚流動人口比 10 年以下的流動人口就業概率更大， 并且在影響方向上沒有性別差異， 這是因為離開戶籍地時間越長的流動人口具備的人力資本和社會網絡更高， 在就業市場上具備更高的競爭能力。 此外， 有無暫住證對于已婚流動人口的就業也沒有性別差異， 擁有暫住證其就業概率更大。 另外， 該年齡組中隨遷人數和流動類型變量對就業概率的影響與 14～29 歲年齡組已婚流動人口的性別差異影響顯著性和影響方向一致， 在此不做贅述。 最后， 和 14～29 歲組相比， 社會交往的主要時間是否與本地人這一變量對已婚流動女性的影響在該年齡組的影響不顯著。

（4） 從照料活動變量來看 ， 首 先 ， 6 歲以下子女數增加會降低該 年齡組已婚流動女性的就業概率， 而對已婚流動男性的影響并不顯著。 這是因為， 處于該年齡段的已婚流動女性， 較青年女性而言， 更容易受到我國固化的社會性別意識的影響， 兩性在家庭和社會中的不同分工更加明顯，女性流動人口必須承擔 “母親” 和 “妻子” 社會角色的職責， 已婚流動人口必須承擔起照顧孩子等無酬勞動， 女性作為家務勞動的主要承擔者， 與從市場上獲得的工資水平相比， 當照料孩子的影子價格更高時， 女性會選擇放棄就業在家照料孩子。 其次， 隨遷長輩人數增加對該年齡組已婚流動人口的就業概率有提高的作用， 對于長輩的照料時間并沒有影響到已婚女性流動人口的就業概率； 此時， 隨遷長輩人數這個變量不再作為照料活動變量出現， 而是作為社會資本變量存在，當隨遷長輩人數增加時， 流遷過程中的家庭支持水平升高了， 已婚流動女性和男性在育兒照料幼兒方面都可以從父母和親戚那里得到社會支持， 從而呈現積極作用。

第三， 對比模型 5 和模型 6 可以發現， 45～59 歲年齡組的已婚女性流動人口就業狀況的影響因素中：

（1） 從人口特征變量來看 ， 首 先 ， 和其他年齡組相比 ， 年齡對男性和女性就業概率的顯著性消失， 只有年齡平方的負向影響， 這可能是由于就業市場對年齡越大的中年人群抱有歧視態度所致； 此外， 該年齡組的已婚流動人口無論在社會資本還是人力資本上的年齡分布的差異較其他年齡組減弱， 因而年齡對流動人口的影響就不顯著了。 其次， 戶口類型對該年齡組男性的流動人口的影響較其他年齡組顯著性減小， 對女性影響不顯著。

（2） 從人力資本變量來看， 與其他年齡組影響方向及影響顯著性相一致。

（3） 從社會資本變量來看 ， 流入本地時間越 短的流動人口就業概率越大 ， 這與 30～44 歲 年齡組中已婚女性流動人口的影響方向相一致； 首次離開戶籍地時長和是否擁有暫住證的影響方向和影響顯著度也與 30～44 歲年齡組相同； 與其他年齡組不同的是， 隨遷人數對男性流動人口的影響顯著性消失， 流動類型和社會交往變量對男性流動人口影響變得顯著； 這可能是因為該年齡段大部分男性由于身體機能退化等原因， 不能夠從事人力資本和社會資本要求低的體力勞動工作， 此時， 社會資本對男性的影響作用也就增大了； 對流遷女性來說， 有無暫住證、 隨遷人數、 流動類型和社會交往變量的影響方向都與 30～44 歲相同。

（4） 從照料活動變量來看， 6 歲以下子女數對流動人口就業概率的影響與 14～29 歲 組相一致 ；隨遷長輩人數對于流遷人口的影響顯著性在該年齡組消失， 這說明對老年人的照料對于流動人口就業概率的影響并不明顯。

四、結論與討論

本文利用 2012 年北京流動人口動態監測調查數據， 分析了人力資本、 社會資本和照料活動三個核心要素對已婚流動女性就業狀況和性別差異在年齡上的分布特征的影響。 研究發現， 有約四成的已婚流動女性處于失業狀態， 并且這些流動女性其就業狀況在年齡分布上存在異質性。 其中，14～29 歲 和 45～59 歲兩個年齡段上已婚流動女性和男性相比 ， 就業差異在這兩個年齡段陡增 ， 已婚女性勞動力失業現象隨年齡層次變化分布不同。 首先， 14～29 歲已婚流動女性較男性就業概率影響因素的主要區別在于， 流動女性更易受到年齡、 戶口類型的限制和社會資本的影響， 從而導致該年齡階段流動人口性別差異較大。 其次， 相比 14～29 歲年齡組人口， 30～44 歲年齡組的已婚流動人口就業率性別差距縮小的原因可能是， 對于男性而言， 年齡削減了男性人口的就業概率，并且該年齡組男性更容易受到社會資本中流動時間和有無暫住證變量的影響； 對女性而言， 女性就業概率受到戶口類型和社會交往的影響減弱， 隨遷長輩人數對就業概率的貢獻作用顯著， 從而降低了該年齡組的就業的性別差異。 此外， 影響該年齡組就業狀況出現性別差異的原因主要是，控制變量中的戶口類型、 社會資本變量中的流入本地時間、 隨遷人數的多少、 流動類型以及照料活動變量中的 6 歲以下子女人數。 最后， 相比 30～44 歲年齡組已婚流動人口而言， 45～59 歲年齡組的已婚流動人口就業率性別差距增大的原因可能是， 隨遷長輩所提供的家庭支持較 30～44 歲年齡組人口弱， 隨著流遷已婚女性人口邁入中老年群體 （45～59 歲） 時， 其長輩邁入到高齡階段，喪失了部分為其分擔家務勞動、 照料孩童和提供精神支持等家庭支持作用， 其所面臨的家庭網絡功能弱化， 這隨之而來松散的家庭網絡和角色緊張等問題， 以及高昂的托兒費用和隨遷子女入學壁壘等背后帶來的放棄工作照料兒女或孫輩等原因， 都使得該年齡組的已婚流動女性為實現家庭福利最大化， 選擇退出勞動力市場， 從而造成就業性別差距的拉大與就業率的下降。 在看待 “流動人口城市化” 問題以及制定有關流動人口就業調控與服務政策時， 應該逐漸減弱戶口壁壘和隨遷子女入學壁壘給流動人口帶來的障礙， 此外， 還應該在政策上加強對托兒機構的價格調控以及對勞動力市場的社會保障體系的完善， 從而提高已婚女性流動人口的勞動供給水平， 促進女性流動人口社會經濟地位、 釋放潛在就業人口， 以緩解目前我國勞動力結構性短缺問題， 為構建穩定勞動力市場和推進 “人的城鎮化” 做出貢獻。

本文從人力資本、 社會資本和照料活動三個層面， 對已婚女性流動人口就業的影響因素和性別差異進行了較詳細的理論探討和實證分析。 本文的研究存在以下幾方面的局限性： 第一， 由于缺乏隊列數據， 本文僅基于橫截面數據進行了研究， 而已婚女性流動人口的就業狀況是會隨時間的變化發生改變的， 故本文結論很難對已婚流動的就業狀況影響因素的發展態勢進行預測。 第二，本文所采用的 2012 年流動人口動態監測調查數據的調查對象僅為 15～59 歲的勞動年齡人口， 其他年齡組的已婚女性流動人口的沒有被包括進來， 他們其中的已婚女性流動人口就業狀況可能會與此年齡段人口不同。 第三， 由于數據和資料的限制， 分析模型的自變量仍有一定遺漏， 例如， 丈夫職業、 就業培訓和托兒費用等變量無法被納入到分析模型中。 因此在下一步的研究中， 筆者希望進一步更新數據改進統計方法， 以彌補上述不足之處。

［參 考 文 獻］

【1】國家衛生和計劃生育委員會流動人口司． 中國流動人口發展報告［M］． 北京：中國人口出版社，2013 年 7 月：62－63；66－74．

【2】沈文捷． 她們嫁個城市———城市外來農村媳婦生活狀況透視［M］． 上海：學林出版社，2007 年 11 月：144－195．