就业稳定性、风险预防与女性工作时间

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就业稳定性、风险预防与女性工作时间*
莫玮俏 史晋川
[提 要] 丈夫就业稳定性是否影响女性工作时间？本文从风险预防的角度展开理论分析，并利用2008年CGSS微观数据进行验证。采用回归分析和Oaxaca-Blinder分解方法研究得到：(1)丈夫就业稳定性对妻子工作时间的影响为负；(2)丈夫有职业培训和失业保险也降低了妻子工作时间，且失业保险能够替代妻子劳动供给的保险机制；(3)丈夫就业稳定性的组间差异使得城镇外来女性工作时间长于本地女性；(4)提高外来人口的就业稳定性更加有利于降低外来女性的工作时间。
[关键词] 就业稳定性；女性工作时间；风险预防；家庭分工
一、引言
新古典家庭分工理论认为，当女性市场工资低于男性时，女性市场劳动时间少于男性，反之，有效的家庭分工状态则是丈夫更多地从事家庭劳动。现实中，女性的工资通常低于男性，女性平均市场劳动时间也低于男性，家庭劳动时间则高于男性，家庭分工表现为“男主外、女主内”的传统模式。然而最近十几年，我国城镇地区女性市场劳动参与率逐渐上升，据国家统计局有关数据显示，2003年城镇单位女性就业人数为0.42亿人，2017年增加到0.65亿人。女性市场劳动时间也在不断增加，一组来自国内10个省份的大规模时间利用调查数据表明，城市女性在有报酬工作上花出的时间已基本和男性相当，自有时间却比男性少10多个小时/周。现有的研究无法完全解释女性劳动供给不断增加现象。在此期间，我国劳动力市场流动性不断加快，男性作为劳动力主力军，深受劳动力市场特征与变化的影响。一方面，男性的就业流动性或稳定性趋势值得关注；另一方面，男性的就业稳定性是否对形成新的家庭分工模式起到重要作用值得研究。
较多文献研究了失业率对劳动供给的影响，表现为气馁工人效应(discouraged worker effect)或附加工人效应(added worker effect)等(Mincer，1962；Ham et al.，2001；Tansel，2001)，但甚少从就业稳定性的角度来考查。本文从家庭内部风险预防的角度考虑丈夫就业稳定性与女性工作时间的关系，通过构建两期家庭分工理论模型，详细刻画丈夫就业稳定性对妻子工作时间的影响机理。利用2008年CGSS城镇微观调查数据进行实证分析，首先从以往工作次数、以往工作平均年限、当前工作合同签订、当前工作单位属性等方面测量丈夫的就业稳定性，其次利用回归分析的方法考查丈夫就业稳定性对妻子工作时间的影响效应，利用Oaxaca-Blinder分解法探究女性工作时间组间差异的影响因素。本文的研究发现：丈夫就业稳定性对女性工作时间产生负向影响，丈夫有职业培训和失业保险也对女性工作时间产生负向影响，城镇外来男性与本地男性的就业稳定性差异在一定程度上造成外来女性与本地女性工作时间的组间差距等。本文为劳动供给理论的附加工人效应提供了来自中国的经验证据，也突出了丈夫就业特征对女性劳动供给的影响，丰富了国内研究女性劳动力供给的文献。
二、文献综述
失业对劳动力供给可能产生两个相反方向的影响。一方面，当就业机会总体恶化时，搜寻工作的成本上升、工资降低或工作环境恶劣会导致工人劳动供给下降(Tansel，2001)，此外，个人缺乏资格认证、市场歧视或高失业率也会产生气馁效应，减少工人的市场参与率和工作搜索(Ham et al.，2001)。另一方面，失业率(尤其是男性的失业率)上升会促进妻子更多地寻求就业，即导致附加工人效应(Mincer，1962；Ashenfelter，1980；Stephens，2002)。生命周期劳动供给理论认为，当女性考虑到丈夫未来工资分布致使的预期财富减少时，她们就会增加每一期的劳动供给(Heckman & MaCurdy，1980；Attanasio et al.，2005，2008)。Lundberg(1985)从家庭保险的角度考虑，丈夫外生性失业概率增加会导致妻子劳动时间增加，Pijoan-Mas(2006)认为妇女劳动供给增加可以降低失业冲击下的家庭财富损失，失业保险则在一定程度上挤出妇女的劳动投入，取代妇女劳动供给作为家庭保险的功能(Cullen & Gruber，2000)。Fernandes & Felício(2005)和Okten(2012)的研究表明附加工人效应确实存在，但针对发达国家的经验证据却极少能为该效应提供支持(Maloney，1987，1991)，Besley(1995)和Okten(2012)认为发达国家流动性约束解除是附加工人效应缺乏经验支撑的重要原因，失业风险可以通过保险或信贷等市场手段来解决，因而研究附加工人效应与发展中国家的背景更具相关性。
国内已有较多文献对女性市场参与率或市场劳动时间的影响因素进行了研究。一方面，女性的市场劳动参与率受外部环境影响而降低，例如下岗和失业现象日益严峻是导致女性劳动参与率下降的主要原因(蔡昉和王美艳，2004)，市场化改革导致女性在收入和就业方面的地位恶化，也使得女性劳动参与率降低(潘锦棠，2002)，且教育程度低的女性更容易退出劳动力市场(姚先国和谭岚，2005)。近年来，多代同堂家庭比例的下降成为女性劳动参与下降的因素之一(沈可等，2012)。另一方面，女性劳动力供给也随着家庭内部环境的变化而增加。例如家庭婚姻关系弱化、离婚率升高使得女性为了减少未来风险而增加市场劳动时间(陈钊等，2004)，由于高技能部门里存在人力资本积累效应，女性背离比较优势而从事高技能部门的生产，可以使得在未来分享劳动分工收益的过程中获得更高的谈判地位，甚至可能逆转自己的比较优势(陆铭等，2007)。总之，国内对女性劳动力供给的研究尚缺乏从家庭保险、风险预防等角度的探析，也缺乏对丈夫就业特征等因素的关注。本文根据生命周期劳动供给等理论，从丈夫就业稳定性的视角考察女性劳动力供给的变化原因，对现有的文献进行补充。
三、理论模型
构建包含两期劳动供给的动态家庭分工模型，考察丈夫失业风险(或丈夫就业稳定性)对妻子劳动时间分配的影响。理论模型分析分为两个步骤：首先，分析单期无风险的家庭最优分工决策；其次，考虑第二期含丈夫失业风险的家庭最优分工决策。定义下标m和f分别表示男性和女性的相关变量，上标1和2分别表示第1期和第2期的相关变量。
(一)单期无风险的家庭最优分工决策
假设M为市场劳动时间，H为家庭劳动时间，T为市场劳动时间和家庭劳动时间之和，则：
H=T-M
(1)
假设夫妻用于家庭生产的时间具有完全可替代性，家庭生产函数是关于家庭劳动时间的对数函数ln(Hm+Hf)，根据式(1)，家庭产出可以表示为：
ln(T-Mf+T-Mm)
(2)
假设市场劳动工资率为w(wm>wf)(1)家庭分工理论认为，女性在家庭劳动上具有比较优势，而女性市场回报率低于男性，工资较低，因此女性主要参与家庭劳动，男性参与市场劳动，使得家庭效用最大化。家庭分工理论解释了传统的“男主外，女主内”的家庭分工现象。如果存在特例，即家庭中男性市场工资较低，那么，本文的所有结论都反过来就可以了。，家庭的效用函数等同于消费总量C，且消费总量来自市场劳动收入等量购买的消费数量与家庭生产的消费数量之和(2)本文沿用陈钊等(2004)所使用的家庭生产函数和效用函数。这里，单期家庭分工均衡的求解过程见陈钊等(2004)的文章。，则消费总量C可表示为：
C=wmMm+wfMf+ln(2T-Mm-Mf)
(3)
消费总量在两个家庭成员之间进行分配，每个人得到消费量Ci(i=m,f)，则式(3)等价于：
Cm+Cf=wmMm+wfMf
+ln(2T-Mm-Mf)
(4)
假设采用纳什议价法作为家庭消费品的分配规则，Di(i=m,f)是纳什议价模型中夫妻双方的威胁点，根据纳什合作议价原则，分配须满足以下条件：
Cm-Cf=Dm-Df
(5)
根据式(4)～式(5)可以得到：
Cm=[wmMm+wfMf+ln(2T
-Mm-Mf)+Dm-Df]
(6)
Cf=[wmMm+wfMf+ln(2T
-Mm-Mf)+Df-Dm]
(7)
每个家庭成员的目标是选择市场劳动时间来最大化其消费Ci(i=m,f)：

(8)
s.t.Mi≥0, T-Mi≥0
在式(6)～式(8)的基础上构造拉格朗日函数可解得(3)拉格朗日函数为：L=Ci+σiMi+υi(T-Mi)，其中σi和υi分别表示市场劳动时间非负条件和家庭劳动时间非负条件的拉格朗日乘子。：

(9)

(10)
式(9)～式(10)实际上是夫妻双方假设对方市场劳动时间给定时自己的反应函数，联立解得四种可能的均衡解。这里只对其中一种均衡解进行讨论，即当υf=σf=σm,υm>0时，最优分工结果为：该均衡解表示，丈夫完全从事市场劳动，妻子在市场和家庭两个部门之间分工，由于这种情况在现实生活中最为常见，因此本文对这种情况进行讨论，其他均衡解的结果依此类推。下面将该均衡推广到两期，并引入丈夫失业概率参数来分析妻子工作时间的影响因素及变化规律。
(二)第二期含失业风险的最优分工决策
假设第2期丈夫失业的概率为p，家庭成员i(i=m,f)选择每一期的市场劳动时间来最大化两期的期望效用之和(4)尽管女性也部分参与了市场劳动，也存在失业的风险，但为了分析简便，模型中不引入女性的失业概率，或者说男性与女性失业的时间错开了，毕竟两个人同时失业的概率是很小的。即使将女性失业概率考虑进来，也对本文所得到的结果没有本质影响。为了方便求解，模型中不考虑时间偏好。，最优化问题表示如下：


(11)
式中,和分别表示第2期丈夫失业和未失业两种情况下的家庭成员消费数量。由于是在丈夫完全从事市场劳动，妻子在市场和家庭两个部门之间分工的情况下讨论问题，最优规划中不再有市场劳动时间非负的约束。
给定约束条件表明第2期的市场劳动时间不能大于第1期的市场劳动时间。这是因为在短期内，由于劳动力市场存在需求刚性，劳动者想要增加市场劳动供给的愿望无法马上得以实现，而减少市场劳动时间则相对容易多了。在该约束条件下，第2期的最优决策是双方都将市场劳动时间维持在第1期的水平，即
根据纳什议价原则，第1期的消费分配如下：

(12)

(13)
第2期当丈夫未失业时，消费分配如下：

(14)

(15)
第2期当丈夫失业时，丈夫的市场劳动时间降为0(5)事实上存在一种可能是，男性失业后可以从事女性所从事的工作，但笔者假定这种情况极少或者不会发生，因为男性通常不愿意降低求职标准，而是更愿意继续寻找有利于自身发展的工作，因此在失业期间市场劳动时间为0。，消费分配如下：

(16)

(17)
在式(11)～式(17)的基础上构造拉格朗日函数可解得(6)拉格朗日函数为：其中和分别是妻子家庭劳动时间非负条件和丈夫家庭劳动时间非负条件的拉格朗日乘子。：

(18)

(19)
式(18)～式(19)是夫妻双方在对方市场劳动时间给定时自己的反应函数，联立求解可以得到三种可能的均衡解，分别对这三种情况下丈夫失业概率p对妻子市场劳动时间的影响进行比较静态分析：
(1)当此时妻子完全从事市场劳动。
(2)当根据式(18)整理计算可得说明妻子市场劳动时间随着丈夫失业概率p增大而增加。
(3)当计算可得说明妻子市场劳动时间随着丈夫失业概率p增大而增加；进一步计算可得，当时，即妻子市场劳动时间的增长率随着p增大而增加。
综合上述分析，本文提出如下假设：
假设1 丈夫就业稳定性对妻子工作时间具有负向影响。
假设2 丈夫就业稳定性对妻子工作时间的边际影响会随着就业稳定性下降而增大。
四、计量模型与数据
(一)数据来源与变量选取
2008年的CGSS(中国综合社会状况调查)对受访者以往和当前的工作经历及状况进行了详细的调查。这为本文研究提供了数据基础。针对原始数据本文做如下筛选：(1)夫妻共同居住在城镇；(2)丈夫年龄为16岁～60岁，妻子年龄为16岁～55岁；(3)妻子目前正在从事市场工作。
本文所关注的女性工作时间以调查中询问到的妻子周工作时间来衡量。另外，调查所收集到的妻子年龄、妻子受教育程度、丈夫工资率、丈夫是否有职业培训、丈夫是否有失业保险、家庭子女数量、家庭流动状况等可作为控制变量。
由于调查没有直接询问丈夫的就业稳定性，根据丈夫以往工作经历状况设置如下变量来测量丈夫的就业稳定性：(1)以往工作总次数。(2)以往工作平均年限。“以往工作总次数”根据丈夫目前这份工作前的所有工作经历的次数加总得到，“以往工作平均年限”利用丈夫目前这份工作前的总工龄除以丈夫目前这份工作前的工作总次数得到。通常情况下，工作次数越多或工作平均年限越小说明就业流动性越大，即就业稳定性越低。但仅仅从这两个维度衡量丈夫就业稳定性可能存在以下问题：一是这两个指标较多地反映了丈夫以往工作的稳定性，而遗漏了当前的工作稳定性状况；二是指标可能内含丈夫的工作优化程度，例如丈夫因为寻找更好工作或者晋升快而出现工作次数多和平均年限短的现象。有鉴于此，本文根据丈夫当前工作状况增设以下有关丈夫就业稳定性的测量变量(7)就业稳定性反映了对失业可能性大小的预期，丈夫当前失业与否存在较多突发性因素，因此本文不以丈夫当前就业与否作为就业稳定性的衡量指标。：(3)当前工作合同签订情况；(4)当前工作所属单位的属性。下面针对合同签订情况和单位属性如何影响就业稳定性作简要分析。
表1显示了户主最后一份非农工作合同签订、单位属性和工作年份的内容。工作年份根据户主最后一份非农工作的开始时间和结束时间计算得到。在回答了合同签订情况的959位户主中，60%以上未签订劳动合同，且未签订合同劳动者的平均工作年份比签订合同劳动者减少了7年左右。另外，在回答了工作单位属性的1 175位户主中，约50%就职于国有单位，35%左右就职于私营单位，其余就职于外企或无工作单位。从工作年份看，国有单位职工平均工作年份最长(17.5年)，私有单位次之(7年)，前者比后者高出约10.5年。
表1 工作合同签订、工作单位属性与工作年份

图1～图2展示了所有户主最后一份非农工作的工作年份累积概率分布图。其中，图1是分合同签订情况的工作年份累积概率分布状况，虚线代表未签订合同(unsigned)职工的工作年份累积概率分布曲线，实线代表签订合同(signed)职工的工作年份累积概率分布曲线。可以看到，虚线位于实线上方，表明未签订合同职工的短期就业率高于签订合同的职工。例如，未签订合同职工中40%左右工作年份低于5年，超过60%工作年份低于10年。而在签订合同的情况下，长期就业概率增加，超过60%职工的工作年份大于10年，40%左右大于20年。图2是分单位属性的工作年份累积概率分布状况，虚线代表民营单位(private)职工的工作年份累积概率分布曲线，实线代表国有单位(state)职工的工作年份累积概率分布曲线。(8)由于外资单位和没有工作单位的占比很小，这里暂不予考虑。可以看到，民营单位职工短期就业的概率明显大于国有单位，民营单位职工中约50%工作年份低于5年，80%低于10年。国有单位职工长期就业概率增加，约60%工作年份超过10年，40%左右超过20年。从表1和图1～图2的数据统计结果可以得到，签订劳动合同或就职于国有单位职工的平均工作年份更长，且长期就业的概率更高，即具有更高的就业稳定性。

图1 分合同签订情况的工作年份累计概率分布图

图2 根据单位属性绘制的就业年限累计概率分布
(二)模型设定与描述性统计
为了验证丈夫就业稳定性对女性工作时间的影响，本文设定计量模型如下：
Time_f,i=αi+β(j)iStability(j)_m,i+ηiYi
+εi (j=1,2,3,4)
(20)
式中，Time_f,i表示家庭i中妻子的周工作时间;Stability(j)_m,i表示家庭i中丈夫第j维度的就业稳定性(j=1,2,3,4);Yi为一系列影响女性工作时间的控制变量组合；εi为随机误差项；αi,βi,ηi为待估参数。
表2列出了主要变量的名称、代码，以及不同样本下的描述性统计量。根据人口流动状况，将总样本分为外来人口样本和本地人口样本。总样本中，女性每周工作时间大约50.2小时，小于外来人口样本的52.5小时，可见外来女性工作时间比本地女性长。从丈夫就业稳定性来看，总样本中，丈夫以往工作次数均值为3.5次，工作平均年限约为11年，目前工作中未签订劳动合同的比例占43%，工作单位属国有的占42%，工作单位属私营的占38%，工作单位属外企的占3%，还有17%没有固定工作单位。在外来人口样本中，丈夫工作次数均值略微增加，工作平均年限则有较大程度下降(9)外来人口组中以往工作次数相较本地人口组只是略微增加，而工作平均年限则有较大程度下降。这可能是因为外来人口多以青壮年为主，平均年龄和工龄小于本地人口，那么在同样的工作经历次数下，工龄更短，工作平均年限更少。，未签订劳动合同比例上升为49%，工作单位属国有的比例下降为18%，工作单位属私营的比例上升到59%，就职外资企业和没有单位的比例较相近。比较而言，外来人口组中丈夫的就业稳定性较差，工作转换频率更高。从其他控制变量看，总样本中，女性年龄、受教育年份、子女数量平均值分别为38.6，10.4和1.2，外来人口的比例为24%，28个调查地区城镇平均月工资水平为2 069元，平均失业率为3.68%。总样本中丈夫工资率小于外来人口样本，似乎与现实不符，但从选择机制考虑，能够留在城镇工作的外来人口或具备更高的技能、工作经验，或愿意接受本地人口不愿从事的工种，因而拥有较高工资率便不足为奇。另外，丈夫参加职业培训和失业保险的比例都还比较低，基本不足30%，外来人口有失业保险的比例更是低于本地人口。
表2 主要变量代码和描述性统计量

说明：Stability(3)_m=1表示未签订合同,Stability(3)_m=0表示签订合同。将丈夫工作单位属性分四类，分别是国有、外企、其他和民营，Stability(4_state)_m=1表示就职国有单位，Stability(4_state)_m=0表示就职非国有单位；Stability(4_private)_m=1表示就职民营单位，Stability(4_private)_m=0表示就职非民营单位；Stability(4_foreign)_m=1表示就职外企，Stability(4_foreign)_m=0表示就职非外企；Stability(4_none)_m=1表示无工作单位，Stability(4_none)_m=0表示有工作单位。Train_m=1表示参加职业培训，Train_m=0表示未参加职业培训。Insure_m=1表示有失业保险，Insure_m=0表示无失业保险。Mobility=1表示属于流动人口，Mobility=0表示属于本地人口。
资料来源：Wage_r与Unemploy_r的数据来自2008年的《中国统计年鉴》，其他变量的数据来自2008年CGSS调查。
五、实证分析
(一)丈夫就业稳定性对女性工作时间的影响
表3报告了丈夫就业稳定性影响女性工作时间的OLS回归结果，列(1)～列(4)利用丈夫就业稳定性的4类测量变量分别考查对女性工作时间的影响。Stability(1)_m系数在1%水平上显著为正，表明丈夫以往工作总次数越多，妻子工作时间越长。Stability(2)_m系数在1%水平上显著为负，表明随着丈夫以往工作平均年限增加，妻子工作时间减少。Stability(3)_m系数在1%水平上显著为正，表明丈夫未签订劳动合同会使得妻子工作时间增加。Stability(4_state)_m和Stability(4_foreign)_m的系数均显著为负，表明相比于私营单位，丈夫就职于国有单位或外企能够降低妻子的工作时间；Stability(4_none)_m系数不显著，表明相比于私营单位，丈夫没有工作单位对妻子的工作时间无显著改变。列(1)～列(4)的回归结果支持了本文的假设1，即丈夫就业稳定性对妻子工作时间具有负向影响，丈夫就业稳定性的提高能够降低妻子的工作时间。
表3列(5)考察丈夫就业稳定性的4类测量变量对妻子工作时间的综合影响。结果显示，Stability(3)_m系数依然显著为正，Stability(4_state)_m与Stability(4_foreign)_m的系数依然显著为负，该结果依然支持上述结论。Stability(1)_m与Stability(2)_m的系数均不再显著，可能的原因有：(1)这4类变量之间高度相关，使得显著性下降；(2)Stability(1)_m与Stability(2)_m更多反映了丈夫以往的就业稳定性，相较于当前的就业稳定性，以往的就业稳定性可能对妻子当前的工作时间没有影响；(3)Stability(1)_m与Stability(2)_m除了度量丈夫就业稳定性，还可能包含了丈夫工作优化程度，而丈夫工作优化程度对妻子工作时间没有影响。(10)相关性检验显示，丈夫就职国有单位与以往工作平均年限的相关性系数为0.36，与以往工作次数的相关性系数为-0.3；丈夫未签订合同与以往工作平均年限的相关性系数为-0.2，与以往工作次数的相关性系数为0.3。这表明丈夫以往工作次数和工作平均年限在一定程度上预测了丈夫当前的就业稳定性。除此之外，还反映了丈夫以往的就业状况，例如以往的就业稳定状况或职业优化状况。
表3的回归结果还显示，控制变量Age_f,Edu_f,Children和Wage_r对女性工作时间具有稳健的显著影响。Age_f,Edu_f,和Wage_r项系数均为负，说明女性年龄、女性受教育程度和地区工资水平上升，都会使得女性的工作时间减少。通常情况下，年龄与工龄成正比，年龄和受教育程度越高意味着人力资本积累越多，工作效率能够替代工作时间。地区工资效应为负，表明工资的收入效应大于替代效应。Children系数为正，表明子女增多导致女性工作时间增加，可能是家庭负担增加的原因。Unemploy_r项对女性工作时间没有影响，则可能是失业率的附加工人效应和气馁工人效应相抵消的结果。另外，表3列(1)～列(3)显示，Mobility项系数均显著为正，说明外来女性的平均周工作时间高于本地女性，但是加入丈夫就业单位属性的虚拟变量后，Mobility项系数变得不显著。这表明外来女性与本地女性工作时间的差距可能是丈夫就业单位属性差异造成的。
需要指出的是，考虑到丈夫收入(包括职业收入和职业外收入)可能与丈夫工资率(Wage_m)存在高度相关性从而导致方程的共线性问题，表3所有回归模型只控制了丈夫工资率。事实上若丈夫将所有时间都用于市场劳动且没有职业外收入，则无须考虑丈夫收入。但受多种因素的影响，丈夫工作时间可能小于最大供给从而导致丈夫职业收入减少，并且部分个体存在职业外收入。如果不对丈夫收入加以控制，那么稳定性指标可能只是替代地度量了收入，而女性增加工作时间只是为了增加家庭收入。因此本文在控制丈夫收入变量后继续考察了丈夫就业稳定性变量对女性工作时间的影响，结果显示丈夫就业稳定性各个变量的系数符号不变，系数大小变化不大，表明表3的回归结果具有稳健性。
(二)丈夫职业培训和失业保险对女性工作时间的影响
根据理论分析，丈夫就业稳定性影响妻子工作时间的机制在于风险传导，那么丈夫失业风险的预防是否影响妻子工作时间？表4报告了丈夫工作培训和失业保险参与状况影响妻子工作时间的OLS回归结果，表4列(1)～列(4)分别在表3列(1)～列(4)基础上加入变量Train_m和Insure_m后回归得到。Train_m和Insure_m系数均显著为负，表明丈夫参加就业培训和拥有失业保险能够降低妻子的工作时间。参加工作培训能够增加劳动技能，提高工作效率或提升职业技能；而参加失业保险项目能够在失业时起到缓解收入下降的作用，因而职业培训和失业保险都使得妻子的工作时间降低。表4的回归结果还显示，在控制住丈夫职业培训和失业保险参与状况后，丈夫就业稳定性的4类测量变量依然对妻子工作时间产生显著影响。
表5报告了丈夫失业保险与就业稳定性影响妻子工作时间的交互效应，可以看到失业保险与各项就业稳定性测量变量的交互项系数基本上显著(除表5列(3)外)。(11)根据调查问卷的设计，这里丈夫是否有工作培训和失业保险是针对丈夫当前(或最后)那份工作情况进行的回答，即有可能丈夫回答了之前最后(而非当前)那份工作的培训和失业保险情况，这可能会造成此处估计丈夫有工作培训或失业保险对就业稳定性工作时间效应的影响存在一些偏差。其中，(Insure_m×Stability(1)_m)系数在1%水平上显著为负，表明丈夫有失业保险使得工作次数对妻子工作时间影响效应减小，即丈夫有失业保险的情况下，丈夫工作次数增加导致女性工作时间的增加程度小于丈夫没有失业保险的情况。(Insure_m×Stability(2)_m)系数在1%水平上显著为正，表明丈夫有失业保险使得工作平均年限对妻子工作时间影响效应减弱，即丈夫有失业保险的情况下，丈夫工作平均年限增加导致女性工作时间减少的程度小于丈夫没有失业保险的情况。(Insure_m×Stability(4_state)_m)与(Insure_m×Stability(4_foreign)_m)的系数均在5%水平上显著为正，表明丈夫有失业保险使得单位属性对妻子工作时间的影响效应减弱。相较于私营单位，丈夫就职于国有单位或者外企导致女性工作时间减少，而减少的程度在丈夫有失业保险的情况小于丈夫没有失业保险的情况。表5的回归结果表明，失业保险减弱了丈夫就业稳定性对女性工作时间的影响，说明失业保险能够在一定程度上替代家庭保险机制，起到风险防范作用。本文还考察了丈夫参加职业培训与就业稳定性对妻子工作时间影响的交互效应，结果并不显著(为节省篇幅没有汇报回归结果)。相比职业培训，失业保险能够改变丈夫就业稳定性对妻子工作时间的影响程度，可能的解释是丈夫参加职业培训的风险预防是有限的，例如丈夫失业情况下收入下降成为必然，而失业保险能够确保失业后依然拥有一定的收入。
表3 丈夫就业稳定性对女性工作时间的影响

注： *表示10%置信水平显著， **表示5%置信水平显著， ***表示1%置信水平显著，括号内为稳健标准误，对丈夫工作单位属性的影响分析以丈夫就职于私营单位为参照，下同。
表4 丈夫参加工作培训和失业保险对女性工作时间的影响

(三)女性工作时间的异质性分析
根据表3中Mobility项系数的变化，猜测外来女性与本地女性工作时间的差异可能是家庭中丈夫就业特征的差异导致的，本文借助Oaxaca-Blinder分解法进行验证。表6报告了不同变量组合方程下将女性工作时间按照是否属于“流动人口组”进行Oaxaca分解的结果，方程(1)的变量组合是丈夫以往工作次数加其他控制变量，方程(2)的变量组合是丈夫以往工作平均年限加其他控制变量，方程(3)的变量组合是丈夫是否签订合同加其他控制变量，方程(4)的变量组合是丈夫单位属性加其他控制变量。从方程(1)～方程(4)的分解结果来看，丈夫工作平均年限和丈夫是否就职国有单位对女性工作时间组间差距的影响非常显著，丈夫工作平均年限变量使得外来女性工作时间高出本地女性1.078小时，可以解释27.57%(1.078/3.91)的组间差距，且在1%水平上显著。丈夫是否就职国有单位变量使得外来女性工作时间高出本地女性1.763小时，即可以解释38.82%(1.763/4.541)的组间差距，且在1%水平上显著。这表明丈夫就业稳定性的差异是影响外来女性与本地女性工作时间组间差距的重要因素，就业稳定性差异主要表现在丈夫工作平均年限和就业单位属性方面，城镇外来男性就业稳定性低于本地男性，使得外来女性工作时间高于本地女性。
表5 失业保险与就业稳定性的交互效应

进一步考查流动状况与就业稳定性对女性工作时间的交互影响，回归结果见表7。可以看到，(Mobility×Stability(1)_m)与(Mobility×Stability(3)_m)的系数均不显著，说明流动状况没有改变丈夫以往工作次数或合同签订情况对妻子工作时间的影响效应。(Mobility×Stability(2)_m)的系数显著为负，说明相较于本地人口组，外来人口组丈夫以往工作平均年限每增加一年使得妻子工作时间减小程度更大。(Mobility×Stability(4_foreign)_m)的系数显著为负，说明相较于本地人口组，外来人口组丈夫就职于外企使得妻子工作时间减小程度更大。表6～表7的结果表明，城镇外来男性与本地男性的就业稳定性存在差异，主要表现在以往工作平均年限和工作单位属性方面，这使得外来女性的工作时间长于本地女性。另外，相较于本地男性就业稳定性对妻子工作时间的影响，外来男性就业稳定性的提高可以在更大程度上降低妻子工作时间。这支持了本文的假设2，即丈夫就业稳定性对妻子工作时间的边际影响会随着就业稳定性下降而增大。
表6 女性工作时间组间差距的Oaxaca分解结果

说明：女性工作时间组间差距=外来女性工作时间-本地女性工作时间。
表7 流动状况与就业稳定性的交互效应

六、结论
在有关女性劳动力供给的影响因素研究中，丈夫就业状况是一个重要变量。附加工人效应指出，丈夫失业会导致妻子劳动供给增加。然而，国内在这方面的研究尚且缺乏。本文从风险预防的角度分析丈夫就业稳定性对女性工作时间的影响。考虑到丈夫存在失业的可能性，女性将增加工作时间以冲销失业带来的收入下降风险。利用2008年CGSS城镇微观调查数据进行检验，选取以往工作次数、以往工作平均年限、当前工作合同签订、当前工作单位属性等变量来测量丈夫的就业稳定性。实证研究发现：(1)丈夫就业稳定性对女性工作时间具有负向影响；(2)丈夫有职业培训和失业保险也对女性工作时间产生负向影响，且失业保险削弱了丈夫就业稳定性对妻子工作时间的影响程度，在一定程度上取代妻子市场劳动供给作为家庭保险的功能；(3)城镇外来男性与本地男性存在就业稳定性差异，主要表现在丈夫工作平均年限和工作单位属性方面，这是导致外来女性工作时间长于本地女性的重要因素；(4)相较于本地男性，外来男性就业稳定性的提高可以在更大程度上降低妻子工作时间。
尽管女性劳动供给增加从某些方面来看不失为一件好事，但过多的劳动供给和失衡的家庭分工可能不利于家庭稳定，也使得女性过度承担了家庭和职业的双重压力，尤其当女性增加劳动供给是出于风险预防和家庭保险的考虑时。本文的研究表明，劳动者的就业稳定性对劳动力市场结构产生影响，须重视劳动者的就业稳定性问题，可以从增加职业培训和提高失业保险覆盖率等来增强就业稳定性，特别是针对城镇外来人口。目前城镇外来人口依然面临不小的就业歧视，例如难以进入国有部门，这使得外来女性比本地女性承担更长的工作时间。事实上，提高外来人口就业机会和就业稳定性，对缓解外来女性工作强度可能更加有效。
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EMPLOYMENT STABILITY, RISK PREVENTION AND FEMALE’S WORKING TIME
MO Wei-qiao SHI Jin-chuan
(School of Public Administration, Zhejiang University of Finance and Economics)
Abstract: Does husband’s employment stability affect female’s working time? This paper studies this problem in theory from the perspective of risk prevention, and tests it with the micro data of CGSS in 2008. By using regression analysis and Oaxaca-blinder decomposition methods, it is found as follows: First, the influence of husband’s employment stability on his wife’s working time is negative. Second, husband who has vocational training and unemployment insurance help reduce his wife’s working time, while the unemployment insurance can replace the insurance mechanism of female’s labor supply. Third, the groups-difference of husbands’ employment stability make the working time of migrant females in cities and towns longer than local females. Fourth, to improve the employment stability of migrant population is more conducive in reducing the working time of migrant females.
Key words: employment stability; risk prevention; female’s working time; family division of labor