家庭庇护.体制庇护与工作家庭冲突

作者:吴愈晓王鹏黄超

社会学研究 2016年02期

   一、引言

   女性的就业率或劳动参与率是衡量女性社会经济地位的最重要也最常用的指标之一,它与社会和家庭内部的性别平等程度密切相关。改革开放以来,虽然中国经济增长快速,第三产业的比重日益增加,女性的教育水平也得到了较大提升,但女性的劳动参与率没有上升,反而呈现下降趋势。世界银行官方网站公布的数据显示,中国女性的劳动参与率由1990年的72.7%持续下降至2013的63.9%,下降了近10个百分点。①究其原因,有观点认为,市场化改革以后,就业不再是国家的强制政策,劳动力配置机制逐渐从国家过渡到市场,就业是雇主和雇员之间双向选择的结果,因此,女性可以选择退出劳动力市场(Parish & Busse,2000)。也有人认为,在市场化过程中,国家保护女性权益的政策约束力下降,劳动力市场上的性别歧视增加,可能会使一些女性被迫离开劳动力市场,从而最终导致女性劳动参与率的下降(潘锦棠,2002)。还有一种观点认为女性就业率的下降是市场化改革过程中我国劳动政策的急剧变化(特别是20世纪90年代中期开始的国有企业工人“下岗”政策)所致(蔡昉、王美艳,2004)。

   虽然已有文献对中国女性的就业状况、历史变迁及其背后的社会逻辑进行了较为充分的探讨,但仍有两方面不足。第一,已有文献大多关心女性是否就业,或只探讨就业女性和不就业女性两类群体的差异,而将就业女性看作是一个高同质性的整体。这种做法忽略了转型期城镇地区国有部门(体制内)和非国有部门(体制外)并存的二元劳动力市场结构。这两个部门在人员配置机制、薪资决定方式、福利和劳动者权益保障等诸多方面都存在很大差别。

   第二,已有研究大多关心女性就业的原因,但对女性就业状况所带来的后果,尤其是对女性主观幸福感(subjective well-being)的影响鲜有讨论。社会心理学家雅霍达(Jahoda,1982)认为就业具有满足个体多项心理需要的潜功能,失业或离开劳动力市场会导致这些基本心理需求无法得到满足,从而对主观幸福感或心理健康产生负面影响。大量基于国际社会的经验研究也证实,在业群体的主观幸福感或心理健康水平显著高于失业群体(Dolan et al.,2008)。在中国,最近的一项研究发现,就业者的主观幸福水平大大高于无业者(边燕杰、肖阳,2014)。而伊斯特林等人(Easterlin et al.,2012)认为,转型期中国居民主观幸福感水平的变化,与失业率的波动有密切关系。因此,在女性劳动参与率持续下降、不就业女性比例日益增加的背景下,研究当前城镇女性的就业状态与主观幸福感之间的关系有较重要的现实意义。

   本研究旨在提供一个综合的分析框架,探讨影响当前中国城镇女性就业状态的因素以及就业状态与主观幸福感之间的关系。根据当前城镇地区的二元劳动力市场结构,本文将女性的就业状态分成体制内就业、体制外就业和不就业三类,不同的就业状态意味着个体在家庭和社会中处于不同的结构性位置和具有不同的生活机遇。本文认为,虽然幸福感是个体对生活的感知,但它会受到结构性因素及相应的正式与非正式制度环境的形塑。借鉴新制度主义理论视角,本文提出家庭庇护、体制庇护以及工作与家庭冲突三个机制来理解和解释女性的就业状态及其与主观幸福感之间的关系。具体而言,本文提出三个观点:第一,有家庭庇护的女性更可能选择退出劳动力市场;第二,家庭庇护或体制庇护有助于提升女性的主观幸福感水平;第三,工作与家庭冲突是连接女性就业状态与主观幸福感的中间作用机制之一。

   二、文献综述

   (一)就业与主观幸福感

   韦胡文(Veenhoven,1991)将主观幸福感看作个体对生活的总体积极评价,其中包含了感情和认知的因素。迪纳(Diener,2000)也给出相似的定义,认为主观幸福感是个体比较现实和理想而产生的对现实生活状态的一种积极评价或肯定态度。20世纪50年代以来,幸福感研究得到经济学、心理学、社会学等多个学科的广泛关注,积累了大量的经验研究文献。已有研究从多个方面探讨主观幸福感的影响因素,其中就业状态与幸福感的关系就是最受关注的领域之一。

   关于就业与主观幸福感之间的关系,最有代表性的一种理论观点是雅霍达提出的“就业功能论”。根据这种观点,在现代工业社会,就业是满足个体心理需要的重要制度设置,因为它具有满足个体基本心理需求的五种“潜功能”(latent function),分别为时间结构、社会交往、参与集体目标、社会地位认同以及常规的活动;失业或离开劳动力市场会导致这些需求无法得到满足,从而产生被剥夺感并对主观幸福感产生负面影响(Jahoda,1982)。

   雅霍达的理论曾被广泛接受,但由于该理论具有强烈的结构功能主义取向,假定所有的个体都是外部结构条件的被动接受者,而且结构因素带来的影响对所有个体都是一样的,因而遭到了很多批评。佛莱尔(Fryer,1986)认为个体是具有积极能动性的行动者,不同特征的个体对就业的功能依赖程度或应对失业所造成的负面影响的能力是有差异的。另外,就业与幸福感之间的关系还与工作或职业的特征有关。已有研究表明,临时工、非合同工人或非全职劳动者的工作满意度和主观幸福感均低于正式签订合同的全职劳动者;自雇和受雇者的主观幸福感也存在一定程度的差异(参见Dolan et al.,2008)。总之,就业与幸福感之间的关系会受到个体特征、职业特征以及宏观结构环境的影响。

   (二)工作时间、工作和家庭的冲突与主观幸福感

   除了就业与否或职业的特征之外,工作时间也是测量就业状态的一个重要指标。研究主观幸福感不能忽略工作时间因素,主要有两方面的原因。第一,工作时间与个体主观幸福感有直接关系,过度劳动会损害个体幸福感。在当代许多西方国家,加班劳动已成为一种日益普遍的社会现象,长时间工作对劳动者的身心健康、主观幸福感以及家庭关系带来的负面影响已引起社会学和相关领域学者的高度关注(Jacobs & Gerson,2004;Golden & Barbara,2006)。

   第二,工作时间与工作和家庭的冲突之间关系密切,而后者是个体(尤其是女性)主观幸福感的重要影响因素。工作和家庭的冲突是指劳动者因无法同时满足正式工作的需要和家庭事务的需要而产生的一种角色冲突(Greenhaus & Beutell,1985)。在当代,工作和家庭的冲突已成为一种非常普遍的社会现象,并对劳动者个人、家庭和工作组织造成了重要影响(Jacobs & Gerson,2004;Nomaguchi,2009)。有研究者直接将时间冲突看作工作和家庭冲突的一种基本形式,因为个人可支配的时间是有限的,更长的工作时间会占用或挤压家庭生活所需的时间,从而产生角色冲突感(Greenhaus & Beutell,1985)。

   在中国,因工作时间导致的工作和家庭的冲突问题近年来开始引起一些学者的重视。一项基于中国五个省会城市的抽样调查数据显示,在中国城镇地区,其他因素保持不变,在职女性从事家务劳动的时间平均每周比在职男性高出20个小时左右(Zhang et al.,2008)。另一项研究也发现,中国城镇在职女性肩负正式工作和家务劳动的双重压力,即使在女性的职业工作时间与男性相同的情况下,女性从事家务劳动的时间仍显著高于男性(佟新、周旅军,2013)。但这些研究并未直接检验工作时间对女性劳动者主观幸福感的影响。

   随着中国经济的快速发展,追求幸福逐渐成为民众的目标,也开始进入决策部门的视野。而关于中国居民幸福感的研究也引起了国内外众多学者的兴趣(边燕杰、肖阳,2014;刘军强等,2012;Easterlin et al.,2012;Bian et al.,2015)。大多数已有的研究主要关注经济发展、个体的社会经济地位、社会关系或融合等因素对个体幸福感的影响,而就业状态与幸福感的关系,仍较少得到关注。在已有的研究当中,就业状态通常只是一个控制变量,尚未有研究专门探讨它与幸福感的关系,而这正是本研究的主要目的。本文认为,市场转型以来,越来越多的女性退出就业市场,同时城镇地区的劳动力市场结构以及性别角色观念也发生了很大的变化。在这样的背景下,研究女性的就业状态与幸福感的关系有助于我们深入理解中国的市场化改革对个体生活机遇和主观体验的影响。

   三、理论视角和研究假设

   已有的研究从就业的潜功能、个体的主观能动性、职业的特征以及劳动时间等角度探讨了就业与主观幸福感之间的关系,确实有重要的借鉴意义。然而,要深刻理解并解释当前中国城镇女性的就业状态与主观幸福感之间的关系,我们认为需要充分考虑当前城镇地区的劳动力市场结构和宏观制度环境。正因为如此,本研究借鉴社会学的新制度主义理论(sociological institutionalism)来引导我们的经验分析。新制度主义理论的核心是强调制度环境的重要性,关注制度如何界定个人的意义和认同,以及如何影响或引导个人的行为模式。与旧制度主义相比,新制度主义认为制度具有多重含义,不仅包括正式制度(以规则性要素为主,如正式组织的规则或规范),还包括非正式制度(指引人类行动的意义架构,如社会价值、文化传统和规范等)。社会学新制度主义的代表斯科特(Richard Scott)将制度定义为“为社会生活提供稳定性和意义的规制性(regulative)、规范性(normative)和文化—认知性(cultural-cognitive)要素,以及相关的活动与资源”(斯科特,2010:56)。根据这种理论视角,个体的行动、主观感知和价值判断嵌入于正式制度和非正式制度当中,制度为个体提供了适宜的逻辑,而个体的偏好和选择须在特定的制度环境中才能得到理解。具体到本研究,我们认为,女性的就业选择以及对幸福的感知,与当前中国的性别角色关系模式、性别角色规范以及劳动力市场中的正式组织结构形态和制度密切相关。改革开放以来,城镇地区的制度环境发生了很大的变化,其一是非正式制度层面的,即市场化过程对性别关系和性别角色观念的影响;其二是正式制度层面的,即改革开放以来城镇地区逐渐形成的国有和非国有部门并存的二元劳动力市场结构及相应的政策规范。

   (一)市场转型与性别关系和性别角色观念的变化

   计划经济时期,无论是意识形态上所营造的妇女解放的氛围,还是制度层面的男女同工同酬的劳动保护条例,都在很大程度上保障了女性对社会经济活动的高度参与并推进了公共领域的两性平等实践和意识观念。市场化改革之后,情况发生了明显变化。维护两性平等的意识形态逐渐退出历史舞台,国家对女性的保护相应减弱,单位制也逐渐衰退,同时由于市场竞争机制和性别歧视因素的共同作用,女性在劳动力市场的劣势开始显现,具体表现在三个方面:第一,城镇地区收入的性别不平等呈现稳定扩大的趋势(王天夫等,2008;李实等,2014)。其次,求职和职业晋升过程存在性别歧视和性别不平等(佟新、梁萌,2006;秦广强,2014)。第三,城镇女性的就业出现“非正规化”趋向,越来越多的女性从事收入较低、福利和保障不足而且工作强度较大的非正规工作(谭琳、李军锋,2003;金一虹,2006)。

   与此同时,社会性别规范或性别角色观念也发生了转变。改革之前的“妇女能顶半边天”等官方话语受到挑战,“男主外女主内”的说法再度获得广泛认同,“妇女回家”的讨论此起彼伏(蒋永萍,2001),“干得好不如嫁得好”的传统性别话语也开始流行(吴小英,2010)。经验研究的结果证明,改革之后,传统的父权主义性别角色观念在中国出现了复兴的趋势。三期(1990、2000和2010年)“中国妇女社会地位调查”结果显示,对“男人应该以社会为主,女人应该以家庭为主”这一说法的认同率从1990年的44.2%上升到2000年的47.5%、2010年的57.8%;对“干得好不如嫁得好”的认同率从2000年的34%上升到2010年的44%(风笑天、肖洁,2014)。

   在传统的性别规范回潮、女性在就业市场中的境遇下降(性别歧视和性别不平等加剧)以及社会保障体系不够完善的背景下,女性回归家庭不仅是非正式制度环境下的“合法”选择,也是许多女性抵御风险和解决性别身份认同危机的出路。近年来,“主妇化”在中国已成为一种不可忽视的社会现象(吴小英,2014)。

   (二)市场转型与二元体制分割

   众所周知,中国的市场化改革采取的是“渐进”策略,虽然在转型过程中,非国有部门规模逐渐扩大,但公有制仍然一直保留,从而形成了当前国有(体制内)和非国有(体制外)部门并存的二元劳动力市场结构。两个部门有明确的边界,而且在人员配置机制、薪资决定方式、工资水平以及福利保障等诸多方面存在很大差异(蔡昉,1998)。国有部门的工资水平高于非国有部门,而且上升的幅度更大(夏庆杰等,2012)。另一方面,市场化改革之后,伴随政企分开,虽然国有部门的许多功能已基本市场化,但仍延续了再分配时期单位制的许多特征,承担着养老和医疗等社会保障功能,并且在社会化保障体系建立过程中,这些功能显著“升值”(李路路,2013)。而非国有部门劳动力市场的社会保障体系的建立仍然不够完善和规范。总体而言,体制内劳动力市场实际上具有劳动力市场分割理论(Piore,2001)中的首要劳动力市场(primary labor market)的基本特征(较高的工资和福利水平、工作规则的公平性、较高的社会声望等)。

   性别关系和性别不平等程度也存在体制差异。改革以后,虽然总体的性别收入差距呈现稳定扩大的趋势,但是国有部门女性与男性的收入差异要小于非国有部门的性别收入差异(王天夫等,2008;李实等,2014)。其次,体制内的女性享受了更多的国家保障政策。由于转型期我国的劳动保障体系并不完善和规范,而且在体制外的单位实施的效果更差,有些非国有部门的雇主甚至可能对女性生育和抚育成本进行规避,导致女性难以享受到完整的生育假期和哺乳期。简言之,与体制外相比,体制内的单位对女性的地位和权益提供了更好的庇护。

   另外,国有部门和非国有部门的差异还体现在正式制度的落实和效果方面,这一点在劳动者权益保障政策和劳动法规实施效果上体现得尤为明显。研究表明,中国的市场化进程催生了劳动时间的“去制度化”现象,市场化程度越高的地区或组织,背离标准工时制度②的几率越高,而主要原因是独立工会制度的缺失以及保护劳动者的权益法规不能得到有效实施(Cao & Rubin,2014)。中国现行工时制度的实施效果,体制内和体制外有明显的差异。体制内的组织尤其是公共服务部门更可能直接受到有关部门的监管,劳动法相关规定和政策实施效果基本能得到保证,因此加班或超时劳动现象并不普遍。然而在远离国家监管的体制外市场环境中,理性的雇主通常会通过延长工作时间来降低经营成本,因此超时劳动现象非常突出(冯仕政、李丁,2013;李钟瑾等,2012)。在体制外的工作单位,加班或超时劳动存在两种不同的情况。一是在高端劳动力市场,如一些大型公司的白领职员,因在晋升和绩效方面的激烈竞争,加班劳动的情况非常普遍,甚至成为一种“文化”或不成文的“规范”(Jacobs & Gerson,2004)。二是在小型企业或一些低端的工作类型,加班是被迫或无奈的选择,一方面是因为劳动者权益无法得到保障,雇主通过最大限度地压榨廉价劳动时间的方式获取短期利益,另一方面是工资率较低,劳动者为了赚取更多的工资,无奈选择长时间劳动(李钟瑾等,2012)。

   (三)家庭庇护、体制庇护与工作家庭冲突:就业状态与幸福感

   改革以来城镇地区性别角色观念(非正式制度)以及收入分配、福利保障、法律规范等正式制度的体制差异,是影响女性就业状态和主观幸福感的重要因素。基于这种制度环境,我们提出家庭庇护、体制庇护和工作家庭冲突三个概念,将它们视作解释当前中国城镇女性就业状态和主观幸福感的三个机制。下文首先详细阐述这三个机制,并提出可供经验验证的研究假设。

   1.家庭庇护机制

   家庭庇护是指女性所在的家庭为其提供经济资源、心理满足和身份认同的基础,以帮助她们抵御劳动力市场的风险。如前所述,改革以来城镇劳动力市场的性别歧视和性别不平等程度增加,女性的就业风险加大,这可能会抑制一部分女性的就业意愿。与此同时,传统性别角色观念的回潮使女性回归家庭获得了非正式制度的“合法性”,因此,退出劳动力市场可能成为女性的自主选择。但是,女性是否可以不参与(或退出)劳动力市场取决于家庭是否能够提供足够的保障,毕竟就业是最主要的经济来源。因此,女性所在的家庭能否提供足够的资源以满足她们退出劳动力市场后的经济需要就成为影响女性就业决策的关键因素。在经验分析中,我们使用婚姻和家庭经济状况(其他家庭成员的收入)作为家庭庇护机制的操作化指标。对于女性而言,结婚一方面意味着可以从丈夫那里获得经济支持,即使本人退出劳动也能满足基本的经济需要;另一方面意味着需要承担更多的家务劳动,从而为退出劳动提供替代的心理满足功能和身份认同基础。家庭的经济状况更是影响女性就业决策和幸福感的直接因素,因为家庭的经济条件越差,女性越需要参与劳动赚取收入补贴家用(吴愈晓,2010;Wu & Zhou,2015)。故提出以下假设:

   假设1:家庭庇护影响女性的就业选择。

   假设1a:其他因素不变,在婚女性比非在婚(从未结婚、离异或寡居)女性更可能不参与劳动。

   假设1b:其他因素不变,家庭经济状况越好的女性,退出劳动力市场的几率越大。

   家庭庇护机制除了影响女性是否参与劳动之外,也会直接影响女性的主观幸福感。已有的研究表明,即使排除了选择性因素之后,婚姻对个体的主观幸福感仍有保护效应,而且其作用对女性更为重要(Stack & Eshleman,1998)。另外,已有的研究几乎都证明,家庭收入水平也是影响女性主观幸福感的重要因素。因此提出以下假设:

   假设2:家庭庇护有助于提高女性的主观幸福感。

   假设2a:其他因素不变,在婚女性的幸福感水平高于非在婚女性。

   假设2b:其他因素不变,家庭经济状况越好的女性,幸福感水平越高。

   虽然就业可以提供多种心理满足的功能(Jahoda,1982),但如果假设1和假设2成立(有家庭庇护的女性更可能不就业、幸福感更高),那么不就业女性的幸福感水平不一定会低于(甚至可能高于)就业的女性,即:

   假设3:其他因素不变,不就业女性的幸福感水平不低于正在就业的女性。

   2.体制庇护机制

   体制庇护是指在职女性的单位所属的体制类型(国有或非国有部门)给女性提供的资源和保护。如前所述,与非国有部门相比,国有部门提供更高的收入、地位和福利水平等影响幸福感的资源,而且部门内部的性别不平等程度较低。不仅如此,劳动者权益保障政策和法规(正式制度)在国有部门也能得到更好保障。因此,进入体制内的工作单位即被视为获得体制庇护。本研究关注体制庇护对就业女性的劳动权益(操作化指标为每周工作时间③)以及幸福感的庇护作用。

   假设4:对于正在就业的女性而言,得到体制庇护的女性超时工作的可能性更小。

   假设4a:其他因素不变,在国有部门就业的女性平均每周工作时间少于在非国有部门就业的女性。

   假设4b:其他因素不变,在国有部门就业的女性平均每周加班时间少于在非国有部门就业的女性。

   假设5:其他因素不变,体制内就业的女性的幸福感水平高于体制外就业的女性。

   3.工作家庭冲突机制

   工作与家庭冲突是影响就业与幸福感之间关系的重要因素。而工作家庭冲突本身是正式制度和非正式制度交互作用的结果。在职女性一方面受到正式组织规范的约束,需要足够的时间完成组织需要的工作任务;另一方面根据传统的性别分工模式,女性需要承担主要的家务劳动,因此在职女性会承受职业和家庭角色的张力或冲突,正式工作的时间越长,工作家庭冲突感就会越强烈,对她们的生活满意度或主观幸福感的负面影响就越明显。这在传统性别角色观念占主流的社会更加明显。已有的研究表明,中国城镇在职女性肩负正式工作和家务劳动的双重压力(佟新、周旅军,2013)。本研究使用在职工作时间作为工作家庭冲突机制的操作化指标,并提出以下假设:

   假设6:其他因素不变,工作时间越长的女性,主观幸福感水平越低。

   另外,因为不同就业状态(体制内就业、体制外就业和不就业)的女性的平均工作时间存在差异(根据上述讨论,体制内就业女性的平均每周工作时间少于体制外就业的女性,而不就业女性的正式工作时间为零),因此,如果假设6成立,就业时间所导致的工作家庭冲突有可能是不同就业状态女性的主观幸福感差异的中介机制。即:

   假设7:工作时间长短是就业状态与主观幸福感之间的中介机制,或,工作时间的群体差异可以解释一部分不同就业状态女性群体主观幸福感的差异。

   四、数据、变量和分析步骤

   本文通过分析“2013年中国综合社会调查”(CGSS2013)数据④来验证上述研究假设。考虑到农村地区大多数人从事农业生产或从事与农业有关的经济活动,就业的边界较为模糊,本文将研究对象限定为城镇女性(包括调查时在城镇地区居住的农业户口女性)。另外,本研究主要考察就业状态与主观幸福感的关系,因此将法定退休年龄以上的被调查者排除在外。根据国家有关法规,女性的退休年龄最迟为55岁,故将研究对象的年龄限制在18~54岁之间。正在学校求学的个案也被排除在外。经过筛选,本研究的最终有效样本为2162人。

   本研究的核心变量包括就业状态、劳动时间和主观幸福感。CGSS2013调查详细询问了被调查者的就业状态,从中可以区分正在就业和不就业的群体。对于正在就业的样本,该调查询问了她们“目前工作的单位或公司的单位类型”以及“目前工作的单位或公司的所有制性质”。将那些在党政机关、国有(控股)企业、国有或集体事业单位、社会团体以及居/村委会就业的样本归为体制内,其他则归为体制外。根据以上区分标准,将所有有效样本分为在体制内就业、在体制外就业和不就业三类群体,各群体所占比例分别是27.7%、42.3%和30.0%。劳动时间指被调查者每周平均正式工作时间。CGSS2013询问了正在就业者“一般每周工作时间”(单位为小时)。另外,根据已有研究的做法,我们将劳动时间超过每周40小时(国家标准工作时间,一周工作5天,每天工作8小时)的情况定义为加班劳动,并将每周实际劳动时间减去40之差定义为加班劳动时间(冯仕政、李丁,2013)。主观幸福感是一个包含5个序次的定序变量,其中1代表非常不幸福,5代表非常幸福,数字越大代表幸福感水平越高。⑤表1列出了所有变量的描述统计量(分就业状态)。

  

   数据分析的步骤是:(1)估计影响城镇女性不同就业状态的因素,目的在于检验家庭庇护机制如何影响女性的就业选择。(2)分析体制内和体制外女性每周工作时间和加班时间的差异,目的在于检验体制庇护机制对女性的权益保障。(3)分析家庭因素、就业状态、工作时间与主观幸福感之间的关系,以检验家庭庇护、体制庇护和工作家庭冲突三个机制如何共同形塑当前中国城镇女性的主观幸福感。

   五、数据分析结果

   (一)影响城镇女性就业状态的因素分析

   本小节数据分析的因变量是“被访者的就业状态”。它是一个类别变量,且有3类(1=体制内就业,2=体制外就业,3=不就业),因此合理的统计估计方法应该是多项对数回归模型(multinomial logistic regression model)。不过,考虑到中国经济发展水平、劳动力市场结构以及文化背景的地区差异,不同地区的就业结构有较大的差别,因此,我们采用多层次(两层)模型设定,第一层是个体被调查者层次,第二层是地级市层次。个体层面模型的截距随不同城市而变化(即随机截距),最终使用的模型称作两层混合效应多项对数模型(two-level mixed-effects multinomial logistic regression model)(StataCorp LP,2013)。核心自变量是婚姻状态(在婚=1)和家庭的经济状况(用其他家庭成员的收入总和来测量),这两个变量是“家庭庇护”机制的操作化指标。控制变量包括人力资本(受教育年限)、年龄、户口、是否有未成年子女、健康情况(被访者的自评健康)和政治身份(党员=1)等可能影响女性就业的因素。模型估计的结果如表2所示。

  

   表2的模型1和模型2显示,年龄、自评健康影响女性的就业状态,但户口和是否有未成年子女并不影响女性的就业选择。另外,人力资本因素(受教育年限)和政治资本因素影响女性的就业状态。控制了其他因素后,受教育年限每增加一年,女性在体制内就业和在体制外就业(相对于未就业群体而言)的几率分别提高27%左右(e0.236-1≈0.266,p<0.001)和6%左右(e0.06-1≈0.06,p<0.01)。简言之,教育程度越高的女性越可能就业,而且越可能在体制内就业。有党员身份的女性更可能进入体制内工作,但相对于不就业群体而言,党员身份不会提高女性进入体制外工作的几率。

   与预期一致,婚姻状态影响女性的就业状态。与非在婚者相比,在婚者更可能离开劳动力市场(无论是体制外还是体制内)。而且,如果比较模型1和模型2中婚姻状态的回归系数,可以发现婚姻对就业的抑制作用,体制内确实小于体制外(模型3的检验结果也证明了这一点),这也可以解读为体制外就业的女性更可能因为婚姻而退出劳动力市场。这里的结果验证了假设1a。另外,表2的模型1和模型2显示,家庭其他成员收入变量的回归系数均为负数且统计显著,表明家庭经济状况越好的女性,其退出劳动力市场(无论是体制内还是体制外)的几率越大,假设1b得到验证。总体而言,表2的结果验证了假设1,表明虽然改革开放以来,就业不再是国家的强制要求而是一种自主行为,而且根据传统的性别分工模式或性别角色规范(非正式制度),女性回归家庭是一种具有“合法性”的选择方式,但只有那些享有家庭庇护(有配偶或较佳的家庭经济条件)的女性才能真正不参与劳动力市场。

   (二)劳动时间(加班时间)的体制差异

   下图(a)显示(为证明体制内对女性的庇护,我们保留了男性工作时间以供比较),体制内女性的周均工作时间为41.57小时(接近标准的每周40小时),而体制外女性的周均工作时间为52.30小时,两者相差超过10个小时。另外,在体制内,工作时间存在明显的性别差异,女性比男性平均每周少工作5个多小时(46.85-41.57=5.28);而在体制外,工作时间的性别差异仅为1.4个小时。这里的结果表明,关于劳动时间的保障政策的实施效果存在明显的部门差异,体制内优于体制外。而且表明,从劳动时间的角度来看,体制内的女性与体制外的女性相比,确实得到了更多的庇护。

  

   劳动时间(加班时间)的体制差异(2013年)

   图(b)则显示了女性加班时间的部门差异。可以看到,在体制内,有68%的女性的工作时间是在40小时以内,而在体制外,仅有31%的女性符合这种情况。另外,加班劳动的情况呈现显著的部门差异特征。约22%在体制内就业的女性每周平均加班1~10个小时,而体制外女性的比例为25%;体制内仅有8%的女性平均每周加班11~20个小时,而体制外的比例是20%;至于加班时间在21个小时或以上的情况,体制内外的差距更是悬殊,分别为2%(体制内)和23%(体制外)。总之,超时加班的情况,在体制内并不多见,但在体制外非常普遍。以上结果验证了体制庇护机制(假设4),即在体制外就业女性的工作时间远高于在体制内就业的女性,也表明劳动者权益保障政策和法规(正式制度)的落实效果确实存在明显的体制差异。

   为了更加严格地检验不同部门女性劳动时间和加班劳动时间的差异,我们分别使用多层次线性回归模型和多层次tobit回归模型估计每周工作时间和每周加班时间。⑥模型的核心自变量是体制类型(体制内和体制外)。控制变量包括年龄、受教育年限、政治面貌、婚姻状态、未成年子女、家庭其他成员收入、户口、自评健康以及职业类型。模型估计的结果表明,其他因素保持不变,体制外就业女性的平均每周工作时间和平均每周加班时间比体制内就业的女性分别高8.6个小时和13.6个小时。⑦假设4a和4b得到进一步的检验。总之,以上数据分析的结果支持体制庇护机制(假设4)。

   (三)就业状态、加班劳动时间与主观幸福感

   本小节检验家庭庇护、体制庇护和工作家庭冲突机制如何影响城镇女性的主观幸福感。因变量是被访者的主观幸福感,核心自变量是被调查者的就业状态(1代表体制内就业,2代表体制外就业,3代表不就业,模型中3是参照组)、婚姻状态(在婚=1)、家庭经济状况(其他家庭成员的收入)和工作时间。考虑到工作时间对主观幸福感的影响可能不是线性的,我们将其处理为一个定序变量:1代表未就业或每周工作40小时及以下的就业群体(即不工作或有工作但没有加班的情况),2代表每周工作41~50小时,3代表每周工作51~60小时,4代表每周工作61小时及以上(在统计模型中,第1类是参照组)。控制变量包括年龄、受教育年限、户口、政治面貌、宗教信仰、未成年子女、自评健康、住房状况(住房面积的对数)、本人收入、是否有社会保障和自评社会流动⑧情况(向上流动=1,未流动=2,向下流动=3)等常被用来估计主观幸福感的要素。

   由于因变量“主观幸福感”是定序变量,同时考虑到中国不同地区在经济发展、文化背景等方面的巨大差异,因此采用两层(第一层是个体层次,第二层是地级市层次)混合效应序次对数模型(two-level mixed effects ordered logistic regression model)(StataCorp LP,2013)来进行统计估计。

   表3报告了回归模型的估计结果。我们采用了嵌套模型的建模策略,模型1是仅包含控制变量的基准模型。模型2在模型1的基础上增加了婚姻状态和家庭其他成员收入变量,以检验家庭庇护机制对主观幸福感的影响。模型3继续加入就业状态变量,以检验不同就业状态群体的主观幸福感的差异模式。模型4在模型3的基础上增加了工作时间变量,以估计工作家庭冲突机制对主观幸福感的影响,并同时检验工作时间在就业状态与主观幸福感之间关系的中介作用。

  

   可以发现,模型1中各变量的估计效应都基本符合预期。例如,教育、宗教信仰、住房面积、有社会保障、健康和向上社会流动都对女性的主观幸福感有正面的作用。但本人收入变量的系数不显著,表明女性的幸福感知对自身的收入并不敏感。

   模型2显示,控制了其他变量之后,婚姻状态和家庭其他成员的收入这两个因素对女性的主观幸福感有正面效应(而且均在0.001的水平显著)。在婚女性的幸福感水平高于非在婚女性;家庭经济条件越好(家庭其他成员的收入越高)的女性,幸福感水平也更高。这里的结果支持假设2a和2b。总体而言,模型2的结果验证了假设2,表明家庭庇护机制有助于提升女性的幸福感水平。

   从模型3可以发现,其他因素保持不变的情况下,处于不同就业状态的女性群体的主观幸福感水平存在显著差异,具体表现为体制内就业女性的幸福感(系数为0.267,p<0.05)和不就业女性的幸福感(系数为0.440,p<0.001)均高于在体制外就业的女性。即三个女性群体中,体制外就业群体的幸福感水平是最低的。这里的结果一方面验证了假设5(体制内女性的幸福感水平高于体制外的女性),另一方面也验证了假设3,即不就业女性的幸福感水平并不低于就业(包括在体制内就业和在体制外就业)的女性。而且,如果单比较回归系数的大小的话,在三个女性群体当中,不就业的女性的幸福感水平甚至是最高的。⑨如果不就业的女性有“家庭庇护”而且是自主退出劳动力市场的话,那么这里的结果表明家庭庇护机制和体制庇护机制都对女性的幸福感水平有提升的作用。

   最后,模型4加入了测量每周工作时间的3个虚拟变量(参照组为未就业群体以及目前就业但每周工作时间在40小时以内的群体)。结果显示,“工作41~50小时”的回归系数为-0.257(p<0.1)、“工作61小时或以上”的系数为-0.660(p<0.001),说明超长的工作时间确实对主观幸福感有负面影响。⑩假设6得到验证。

   更为重要的是,模型4显示,加入加班时间变量后,就业状态的两个虚拟变量的系数大幅下降,且统计上不再显著,表明控制了加班劳动时间后,三类不同就业状态的女性群体间的主观幸福感是基本相同的。或者说,我们在表3的模型1~3中所观察到的体制内就业的女性、未就业的女性与体制外就业的女性三类群体在主观幸福感上的差异很大程度上来源于这三类群体在工作时间上的不同。这里的结果很好地验证了假设7,即劳动时间(尤其是加班劳动时间)是就业状态与主观幸福感之间的重要中间作用机制之一。

  

   为进一步验证工作时间是不同就业状态女性主观幸福感差异的主要原因,我们建立模型分别对体制内就业和体制外就业、体制内就业和不就业,以及体制外就业和不就业的情况进行两两比较。表4报告了模型估计的结果。从模型1a可以看出,其他因素一致的情况下,体制内就业的女性幸福感显著高于体制外就业的女性(回归系数为0.297而且统计显著);加入加班时间变量(模型1b)之后,回归系数下降至0.176,而且统计上不显著。这表明体制内和体制外女性的主观幸福感差异,很大一部分是由于两个部门平均劳动时间的差异所致。模型2a和2b比较的是体制内就业和不就业女性的主观幸福感差异,可以发现,这两组女性的主观幸福感没有显著差异,无论是否加入劳动时间的变量。模型3a显示,体制外就业女性的主观幸福感显著低于不就业的女性(回归系数为-0.39,p<0.001)。加入加班时间变量之后(模型3b),回归系数变为-0.24,而且已经不显著,表明劳动时间很大程度上也解释了这两个群体主观幸福感的差异。总而言之,表4的结果进一步验证了假设7。

   六、总结与讨论

   基于当前中国城镇地区国有部门和非国有部门二元分割的劳动力市场结构,本文将城镇女性分为体制内就业、体制外就业和不就业三种就业状态。借鉴新制度主义的理论视角,本文提出家庭庇护、体制庇护以及工作家庭冲突三个机制来理解和解释影响女性就业状态的因素以及就业状态和主观幸福感之间的关系。

   本文发现,第一,其他因素保持不变,在婚或家庭经济条件较好的女性更可能离开劳动力市场。这表明,虽然就业是一种自主的选择,但只有那些享有家庭庇护的女性才能真正不参与正式劳动。其次,在体制外就业的女性每周平均工作时间(或加班时间)远远超过在体制内就业的女性。从劳动时间的角度来考量,体制内的女性得到了更多的庇护。第三,处于不同就业状态的女性群体的幸福感存在显著差异,体制内就业女性的幸福感和不就业女性的幸福感水平均高于在体制外就业的女性。这表明家庭庇护机制和体制庇护机制都对女性的幸福感水平有提升的作用。第四,控制工作时间后,不同就业状态的三类女性群体的主观幸福感水平几乎相同。表明超长的工作时间是导致三类女性群体间主观幸福感差异的主要原因或中间机制。超长的工作时间不仅可能损害女性的身心健康,而且会导致工作和家庭的冲突,从而直接或间接地影响女性的主观幸福感。由于缺少家庭庇护和体制庇护,工作家庭冲突机制对体制外女性幸福感的影响尤其明显。

   本研究的结果表明,虽然就业可以提供经济报酬以及多种满足个体心理需要的功能,但就业并不必然提高主观幸福感。因此,探讨女性的就业状态与幸福感之间的关系,必须将它们置于制度结构或环境之下进行考察。当前中国城镇地区的正式制度与非正式制度环境不仅影响了女性的就业选择模式,还建构了她们的意义和认同,影响到对幸福的感知。

   在现实层面,体制外就业女性的境遇和幸福感水平较低的情况应该引起足够的重视。由于远离国家的监管,关于工作时间的法律规定往往形同虚设,导致加班现象非常普遍,对体制外劳动者的身心健康和主观幸福感造成负面影响。因此,进入体制内成为女性就业的理想选择。然而,正如本研究的结果(见表2)所显示的,体制内工作对劳动者的人力资本有较高的要求。对于无力竞争体制内工作的女性,如果有家庭庇护,可能会选择离开劳动力市场。然而从性别平等的角度来看,女性退出劳动力市场的长远后果却不容忽视。她们会因此失去经济独立和职业关系网络,而且更为重要的是,她们有可能因离婚或丧偶陷入经济贫困。最终导致性别不平等程度的进一步加剧。总之,对非国有部门进行严格规制保障劳动者的权益,并设计激励女性就业的政策,提高女性的劳动参与率,对促进社会的两性平等非常重要。

   本研究还存在一些局限。首先,CGSS2013数据没有提供家务劳动时间的信息,因而不能检验家务劳动时间和工作时间的总和对女性主观幸福感的直接效应。其次,本文所研究的三个女性群体(体制内、体制外和不就业)内部也是高度分化的。例如,非国有部门存在首要和次要劳动力市场的区分,国有部门内部也存在有编制和无编制人员的差别,而对于不就业的女性,有的是从来就没有参加过工作,有的则是退出劳动力市场回归家庭的。由于本研究所用的资料没有提供相关的信息,因此本文无法详尽展现这些差异及其对幸福感的影响。我们拟在后续研究中收集更为详细的数据资料,对就业状态进行更为具体的划分,更加深入地探讨不同特征的就业者幸福感水平的差异。

   *感谢匿名审稿人的宝贵意见和修改建议,文责自负。

   注释:

   ①参见http://databank.worldbank.org/data/views/reports/table-view.aspx(2015年7月15日)。

   ②根据1995年施行的《中华人民共和国劳动法》关于工作时间的规定,劳动者每日工作时间不超过8小时、平均每周工作时间不超过44小时,用人单位因特殊原因需要延长工作时间的,在保障劳动者身体健康的条件下每日不得超过3小时,每月不得超过36小时。

   ③本文所谓的工作时间或劳动时间,是指在劳动力市场中的正式工作时间,并不包括家务劳动时间。

   ④CGSS2013数据由中国人民大学“中国调查与数据中心”(NSRC)负责收集,详细的资料请参考该中心官方网站(http://www.chinagss.org/)。

   ⑤使用一个自陈量表(定序变量)来测量主观幸福感是国际上较流行的做法,其可靠性也经过检验。关于幸福感测量问题的讨论,请参考刘军强等,2012;边燕杰、肖阳,2014。

   ⑥因为有较大比例的样本的加班时间为0,统计上我们称这种变量为受限因变量(limited outcome variable),因此使用tobit模型(模型的左截取点设定为0)进行估计。

   ⑦篇幅有限,本文未显示回归模型表格,有兴趣的读者请与通讯作者吴愈晓([email protected])联系。

   ⑧CGSS2013所对应的题目是“与三年前相比,您的社会经济地位是:(1)上升了;(2)差不多;(3)下降了;(4)不好说”。我们将“不好说”选项归为“差不多”。

   ⑨但经统计检验(替换参照组的重新估计模型的方式)的结果表明,体制内就业和不就业的女性的幸福感水平并没有显著的差异。

   ⑩“工作51~60小时”的回归系数统计上不显著,表明加班时间与幸福感的关系不是简单的线性关系。

   (11)控制变量包括年龄、受教育年限、户口、政治面貌、宗教信仰、婚姻状况、家庭其他成员收入、未成年子女、住房面积、社会保障、自评健康、本人收入、社会流动。模型1a和1b还控制了职业类型。

作者介绍:吴愈晓,黄超,南京大学社会学院;王鹏,山东大学社会学系。

作者:吴愈晓王鹏黄超

社会学研究 2016年02期

   一、引言

   女性的就业率或劳动参与率是衡量女性社会经济地位的最重要也最常用的指标之一,它与社会和家庭内部的性别平等程度密切相关。改革开放以来,虽然中国经济增长快速,第三产业的比重日益增加,女性的教育水平也得到了较大提升,但女性的劳动参与率没有上升,反而呈现下降趋势。世界银行官方网站公布的数据显示,中国女性的劳动参与率由1990年的72.7%持续下降至2013的63.9%,下降了近10个百分点。①究其原因,有观点认为,市场化改革以后,就业不再是国家的强制政策,劳动力配置机制逐渐从国家过渡到市场,就业是雇主和雇员之间双向选择的结果,因此,女性可以选择退出劳动力市场(Parish & Busse,2000)。也有人认为,在市场化过程中,国家保护女性权益的政策约束力下降,劳动力市场上的性别歧视增加,可能会使一些女性被迫离开劳动力市场,从而最终导致女性劳动参与率的下降(潘锦棠,2002)。还有一种观点认为女性就业率的下降是市场化改革过程中我国劳动政策的急剧变化(特别是20世纪90年代中期开始的国有企业工人“下岗”政策)所致(蔡昉、王美艳,2004)。

   虽然已有文献对中国女性的就业状况、历史变迁及其背后的社会逻辑进行了较为充分的探讨,但仍有两方面不足。第一,已有文献大多关心女性是否就业,或只探讨就业女性和不就业女性两类群体的差异,而将就业女性看作是一个高同质性的整体。这种做法忽略了转型期城镇地区国有部门(体制内)和非国有部门(体制外)并存的二元劳动力市场结构。这两个部门在人员配置机制、薪资决定方式、福利和劳动者权益保障等诸多方面都存在很大差别。

   第二,已有研究大多关心女性就业的原因,但对女性就业状况所带来的后果,尤其是对女性主观幸福感(subjective well-being)的影响鲜有讨论。社会心理学家雅霍达(Jahoda,1982)认为就业具有满足个体多项心理需要的潜功能,失业或离开劳动力市场会导致这些基本心理需求无法得到满足,从而对主观幸福感或心理健康产生负面影响。大量基于国际社会的经验研究也证实,在业群体的主观幸福感或心理健康水平显著高于失业群体(Dolan et al.,2008)。在中国,最近的一项研究发现,就业者的主观幸福水平大大高于无业者(边燕杰、肖阳,2014)。而伊斯特林等人(Easterlin et al.,2012)认为,转型期中国居民主观幸福感水平的变化,与失业率的波动有密切关系。因此,在女性劳动参与率持续下降、不就业女性比例日益增加的背景下,研究当前城镇女性的就业状态与主观幸福感之间的关系有较重要的现实意义。

   本研究旨在提供一个综合的分析框架,探讨影响当前中国城镇女性就业状态的因素以及就业状态与主观幸福感之间的关系。根据当前城镇地区的二元劳动力市场结构,本文将女性的就业状态分成体制内就业、体制外就业和不就业三类,不同的就业状态意味着个体在家庭和社会中处于不同的结构性位置和具有不同的生活机遇。本文认为,虽然幸福感是个体对生活的感知,但它会受到结构性因素及相应的正式与非正式制度环境的形塑。借鉴新制度主义理论视角,本文提出家庭庇护、体制庇护以及工作与家庭冲突三个机制来理解和解释女性的就业状态及其与主观幸福感之间的关系。具体而言,本文提出三个观点:第一,有家庭庇护的女性更可能选择退出劳动力市场;第二,家庭庇护或体制庇护有助于提升女性的主观幸福感水平;第三,工作与家庭冲突是连接女性就业状态与主观幸福感的中间作用机制之一。

   二、文献综述

   (一)就业与主观幸福感

   韦胡文(Veenhoven,1991)将主观幸福感看作个体对生活的总体积极评价,其中包含了感情和认知的因素。迪纳(Diener,2000)也给出相似的定义,认为主观幸福感是个体比较现实和理想而产生的对现实生活状态的一种积极评价或肯定态度。20世纪50年代以来,幸福感研究得到经济学、心理学、社会学等多个学科的广泛关注,积累了大量的经验研究文献。已有研究从多个方面探讨主观幸福感的影响因素,其中就业状态与幸福感的关系就是最受关注的领域之一。

   关于就业与主观幸福感之间的关系,最有代表性的一种理论观点是雅霍达提出的“就业功能论”。根据这种观点,在现代工业社会,就业是满足个体心理需要的重要制度设置,因为它具有满足个体基本心理需求的五种“潜功能”(latent function),分别为时间结构、社会交往、参与集体目标、社会地位认同以及常规的活动;失业或离开劳动力市场会导致这些需求无法得到满足,从而产生被剥夺感并对主观幸福感产生负面影响(Jahoda,1982)。

   雅霍达的理论曾被广泛接受,但由于该理论具有强烈的结构功能主义取向,假定所有的个体都是外部结构条件的被动接受者,而且结构因素带来的影响对所有个体都是一样的,因而遭到了很多批评。佛莱尔(Fryer,1986)认为个体是具有积极能动性的行动者,不同特征的个体对就业的功能依赖程度或应对失业所造成的负面影响的能力是有差异的。另外,就业与幸福感之间的关系还与工作或职业的特征有关。已有研究表明,临时工、非合同工人或非全职劳动者的工作满意度和主观幸福感均低于正式签订合同的全职劳动者;自雇和受雇者的主观幸福感也存在一定程度的差异(参见Dolan et al.,2008)。总之,就业与幸福感之间的关系会受到个体特征、职业特征以及宏观结构环境的影响。

   (二)工作时间、工作和家庭的冲突与主观幸福感

   除了就业与否或职业的特征之外,工作时间也是测量就业状态的一个重要指标。研究主观幸福感不能忽略工作时间因素,主要有两方面的原因。第一,工作时间与个体主观幸福感有直接关系,过度劳动会损害个体幸福感。在当代许多西方国家,加班劳动已成为一种日益普遍的社会现象,长时间工作对劳动者的身心健康、主观幸福感以及家庭关系带来的负面影响已引起社会学和相关领域学者的高度关注(Jacobs & Gerson,2004;Golden & Barbara,2006)。

   第二,工作时间与工作和家庭的冲突之间关系密切,而后者是个体(尤其是女性)主观幸福感的重要影响因素。工作和家庭的冲突是指劳动者因无法同时满足正式工作的需要和家庭事务的需要而产生的一种角色冲突(Greenhaus & Beutell,1985)。在当代,工作和家庭的冲突已成为一种非常普遍的社会现象,并对劳动者个人、家庭和工作组织造成了重要影响(Jacobs & Gerson,2004;Nomaguchi,2009)。有研究者直接将时间冲突看作工作和家庭冲突的一种基本形式,因为个人可支配的时间是有限的,更长的工作时间会占用或挤压家庭生活所需的时间,从而产生角色冲突感(Greenhaus & Beutell,1985)。

   在中国,因工作时间导致的工作和家庭的冲突问题近年来开始引起一些学者的重视。一项基于中国五个省会城市的抽样调查数据显示,在中国城镇地区,其他因素保持不变,在职女性从事家务劳动的时间平均每周比在职男性高出20个小时左右(Zhang et al.,2008)。另一项研究也发现,中国城镇在职女性肩负正式工作和家务劳动的双重压力,即使在女性的职业工作时间与男性相同的情况下,女性从事家务劳动的时间仍显著高于男性(佟新、周旅军,2013)。但这些研究并未直接检验工作时间对女性劳动者主观幸福感的影响。

   随着中国经济的快速发展,追求幸福逐渐成为民众的目标,也开始进入决策部门的视野。而关于中国居民幸福感的研究也引起了国内外众多学者的兴趣(边燕杰、肖阳,2014;刘军强等,2012;Easterlin et al.,2012;Bian et al.,2015)。大多数已有的研究主要关注经济发展、个体的社会经济地位、社会关系或融合等因素对个体幸福感的影响,而就业状态与幸福感的关系,仍较少得到关注。在已有的研究当中,就业状态通常只是一个控制变量,尚未有研究专门探讨它与幸福感的关系,而这正是本研究的主要目的。本文认为,市场转型以来,越来越多的女性退出就业市场,同时城镇地区的劳动力市场结构以及性别角色观念也发生了很大的变化。在这样的背景下,研究女性的就业状态与幸福感的关系有助于我们深入理解中国的市场化改革对个体生活机遇和主观体验的影响。

   三、理论视角和研究假设

   已有的研究从就业的潜功能、个体的主观能动性、职业的特征以及劳动时间等角度探讨了就业与主观幸福感之间的关系,确实有重要的借鉴意义。然而,要深刻理解并解释当前中国城镇女性的就业状态与主观幸福感之间的关系,我们认为需要充分考虑当前城镇地区的劳动力市场结构和宏观制度环境。正因为如此,本研究借鉴社会学的新制度主义理论(sociological institutionalism)来引导我们的经验分析。新制度主义理论的核心是强调制度环境的重要性,关注制度如何界定个人的意义和认同,以及如何影响或引导个人的行为模式。与旧制度主义相比,新制度主义认为制度具有多重含义,不仅包括正式制度(以规则性要素为主,如正式组织的规则或规范),还包括非正式制度(指引人类行动的意义架构,如社会价值、文化传统和规范等)。社会学新制度主义的代表斯科特(Richard Scott)将制度定义为“为社会生活提供稳定性和意义的规制性(regulative)、规范性(normative)和文化—认知性(cultural-cognitive)要素,以及相关的活动与资源”(斯科特,2010:56)。根据这种理论视角,个体的行动、主观感知和价值判断嵌入于正式制度和非正式制度当中,制度为个体提供了适宜的逻辑,而个体的偏好和选择须在特定的制度环境中才能得到理解。具体到本研究,我们认为,女性的就业选择以及对幸福的感知,与当前中国的性别角色关系模式、性别角色规范以及劳动力市场中的正式组织结构形态和制度密切相关。改革开放以来,城镇地区的制度环境发生了很大的变化,其一是非正式制度层面的,即市场化过程对性别关系和性别角色观念的影响;其二是正式制度层面的,即改革开放以来城镇地区逐渐形成的国有和非国有部门并存的二元劳动力市场结构及相应的政策规范。

   (一)市场转型与性别关系和性别角色观念的变化

   计划经济时期,无论是意识形态上所营造的妇女解放的氛围,还是制度层面的男女同工同酬的劳动保护条例,都在很大程度上保障了女性对社会经济活动的高度参与并推进了公共领域的两性平等实践和意识观念。市场化改革之后,情况发生了明显变化。维护两性平等的意识形态逐渐退出历史舞台,国家对女性的保护相应减弱,单位制也逐渐衰退,同时由于市场竞争机制和性别歧视因素的共同作用,女性在劳动力市场的劣势开始显现,具体表现在三个方面:第一,城镇地区收入的性别不平等呈现稳定扩大的趋势(王天夫等,2008;李实等,2014)。其次,求职和职业晋升过程存在性别歧视和性别不平等(佟新、梁萌,2006;秦广强,2014)。第三,城镇女性的就业出现“非正规化”趋向,越来越多的女性从事收入较低、福利和保障不足而且工作强度较大的非正规工作(谭琳、李军锋,2003;金一虹,2006)。

   与此同时,社会性别规范或性别角色观念也发生了转变。改革之前的“妇女能顶半边天”等官方话语受到挑战,“男主外女主内”的说法再度获得广泛认同,“妇女回家”的讨论此起彼伏(蒋永萍,2001),“干得好不如嫁得好”的传统性别话语也开始流行(吴小英,2010)。经验研究的结果证明,改革之后,传统的父权主义性别角色观念在中国出现了复兴的趋势。三期(1990、2000和2010年)“中国妇女社会地位调查”结果显示,对“男人应该以社会为主,女人应该以家庭为主”这一说法的认同率从1990年的44.2%上升到2000年的47.5%、2010年的57.8%;对“干得好不如嫁得好”的认同率从2000年的34%上升到2010年的44%(风笑天、肖洁,2014)。

   在传统的性别规范回潮、女性在就业市场中的境遇下降(性别歧视和性别不平等加剧)以及社会保障体系不够完善的背景下,女性回归家庭不仅是非正式制度环境下的“合法”选择,也是许多女性抵御风险和解决性别身份认同危机的出路。近年来,“主妇化”在中国已成为一种不可忽视的社会现象(吴小英,2014)。

   (二)市场转型与二元体制分割

   众所周知,中国的市场化改革采取的是“渐进”策略,虽然在转型过程中,非国有部门规模逐渐扩大,但公有制仍然一直保留,从而形成了当前国有(体制内)和非国有(体制外)部门并存的二元劳动力市场结构。两个部门有明确的边界,而且在人员配置机制、薪资决定方式、工资水平以及福利保障等诸多方面存在很大差异(蔡昉,1998)。国有部门的工资水平高于非国有部门,而且上升的幅度更大(夏庆杰等,2012)。另一方面,市场化改革之后,伴随政企分开,虽然国有部门的许多功能已基本市场化,但仍延续了再分配时期单位制的许多特征,承担着养老和医疗等社会保障功能,并且在社会化保障体系建立过程中,这些功能显著“升值”(李路路,2013)。而非国有部门劳动力市场的社会保障体系的建立仍然不够完善和规范。总体而言,体制内劳动力市场实际上具有劳动力市场分割理论(Piore,2001)中的首要劳动力市场(primary labor market)的基本特征(较高的工资和福利水平、工作规则的公平性、较高的社会声望等)。

   性别关系和性别不平等程度也存在体制差异。改革以后,虽然总体的性别收入差距呈现稳定扩大的趋势,但是国有部门女性与男性的收入差异要小于非国有部门的性别收入差异(王天夫等,2008;李实等,2014)。其次,体制内的女性享受了更多的国家保障政策。由于转型期我国的劳动保障体系并不完善和规范,而且在体制外的单位实施的效果更差,有些非国有部门的雇主甚至可能对女性生育和抚育成本进行规避,导致女性难以享受到完整的生育假期和哺乳期。简言之,与体制外相比,体制内的单位对女性的地位和权益提供了更好的庇护。

   另外,国有部门和非国有部门的差异还体现在正式制度的落实和效果方面,这一点在劳动者权益保障政策和劳动法规实施效果上体现得尤为明显。研究表明,中国的市场化进程催生了劳动时间的“去制度化”现象,市场化程度越高的地区或组织,背离标准工时制度②的几率越高,而主要原因是独立工会制度的缺失以及保护劳动者的权益法规不能得到有效实施(Cao & Rubin,2014)。中国现行工时制度的实施效果,体制内和体制外有明显的差异。体制内的组织尤其是公共服务部门更可能直接受到有关部门的监管,劳动法相关规定和政策实施效果基本能得到保证,因此加班或超时劳动现象并不普遍。然而在远离国家监管的体制外市场环境中,理性的雇主通常会通过延长工作时间来降低经营成本,因此超时劳动现象非常突出(冯仕政、李丁,2013;李钟瑾等,2012)。在体制外的工作单位,加班或超时劳动存在两种不同的情况。一是在高端劳动力市场,如一些大型公司的白领职员,因在晋升和绩效方面的激烈竞争,加班劳动的情况非常普遍,甚至成为一种“文化”或不成文的“规范”(Jacobs & Gerson,2004)。二是在小型企业或一些低端的工作类型,加班是被迫或无奈的选择,一方面是因为劳动者权益无法得到保障,雇主通过最大限度地压榨廉价劳动时间的方式获取短期利益,另一方面是工资率较低,劳动者为了赚取更多的工资,无奈选择长时间劳动(李钟瑾等,2012)。

   (三)家庭庇护、体制庇护与工作家庭冲突:就业状态与幸福感

   改革以来城镇地区性别角色观念(非正式制度)以及收入分配、福利保障、法律规范等正式制度的体制差异,是影响女性就业状态和主观幸福感的重要因素。基于这种制度环境,我们提出家庭庇护、体制庇护和工作家庭冲突三个概念,将它们视作解释当前中国城镇女性就业状态和主观幸福感的三个机制。下文首先详细阐述这三个机制,并提出可供经验验证的研究假设。

   1.家庭庇护机制

   家庭庇护是指女性所在的家庭为其提供经济资源、心理满足和身份认同的基础,以帮助她们抵御劳动力市场的风险。如前所述,改革以来城镇劳动力市场的性别歧视和性别不平等程度增加,女性的就业风险加大,这可能会抑制一部分女性的就业意愿。与此同时,传统性别角色观念的回潮使女性回归家庭获得了非正式制度的“合法性”,因此,退出劳动力市场可能成为女性的自主选择。但是,女性是否可以不参与(或退出)劳动力市场取决于家庭是否能够提供足够的保障,毕竟就业是最主要的经济来源。因此,女性所在的家庭能否提供足够的资源以满足她们退出劳动力市场后的经济需要就成为影响女性就业决策的关键因素。在经验分析中,我们使用婚姻和家庭经济状况(其他家庭成员的收入)作为家庭庇护机制的操作化指标。对于女性而言,结婚一方面意味着可以从丈夫那里获得经济支持,即使本人退出劳动也能满足基本的经济需要;另一方面意味着需要承担更多的家务劳动,从而为退出劳动提供替代的心理满足功能和身份认同基础。家庭的经济状况更是影响女性就业决策和幸福感的直接因素,因为家庭的经济条件越差,女性越需要参与劳动赚取收入补贴家用(吴愈晓,2010;Wu & Zhou,2015)。故提出以下假设:

   假设1:家庭庇护影响女性的就业选择。

   假设1a:其他因素不变,在婚女性比非在婚(从未结婚、离异或寡居)女性更可能不参与劳动。

   假设1b:其他因素不变,家庭经济状况越好的女性,退出劳动力市场的几率越大。

   家庭庇护机制除了影响女性是否参与劳动之外,也会直接影响女性的主观幸福感。已有的研究表明,即使排除了选择性因素之后,婚姻对个体的主观幸福感仍有保护效应,而且其作用对女性更为重要(Stack & Eshleman,1998)。另外,已有的研究几乎都证明,家庭收入水平也是影响女性主观幸福感的重要因素。因此提出以下假设:

   假设2:家庭庇护有助于提高女性的主观幸福感。

   假设2a:其他因素不变,在婚女性的幸福感水平高于非在婚女性。

   假设2b:其他因素不变,家庭经济状况越好的女性,幸福感水平越高。

   虽然就业可以提供多种心理满足的功能(Jahoda,1982),但如果假设1和假设2成立(有家庭庇护的女性更可能不就业、幸福感更高),那么不就业女性的幸福感水平不一定会低于(甚至可能高于)就业的女性,即:

   假设3:其他因素不变,不就业女性的幸福感水平不低于正在就业的女性。

   2.体制庇护机制

   体制庇护是指在职女性的单位所属的体制类型(国有或非国有部门)给女性提供的资源和保护。如前所述,与非国有部门相比,国有部门提供更高的收入、地位和福利水平等影响幸福感的资源,而且部门内部的性别不平等程度较低。不仅如此,劳动者权益保障政策和法规(正式制度)在国有部门也能得到更好保障。因此,进入体制内的工作单位即被视为获得体制庇护。本研究关注体制庇护对就业女性的劳动权益(操作化指标为每周工作时间③)以及幸福感的庇护作用。

   假设4:对于正在就业的女性而言,得到体制庇护的女性超时工作的可能性更小。

   假设4a:其他因素不变,在国有部门就业的女性平均每周工作时间少于在非国有部门就业的女性。

   假设4b:其他因素不变,在国有部门就业的女性平均每周加班时间少于在非国有部门就业的女性。

   假设5:其他因素不变,体制内就业的女性的幸福感水平高于体制外就业的女性。

   3.工作家庭冲突机制

   工作与家庭冲突是影响就业与幸福感之间关系的重要因素。而工作家庭冲突本身是正式制度和非正式制度交互作用的结果。在职女性一方面受到正式组织规范的约束,需要足够的时间完成组织需要的工作任务;另一方面根据传统的性别分工模式,女性需要承担主要的家务劳动,因此在职女性会承受职业和家庭角色的张力或冲突,正式工作的时间越长,工作家庭冲突感就会越强烈,对她们的生活满意度或主观幸福感的负面影响就越明显。这在传统性别角色观念占主流的社会更加明显。已有的研究表明,中国城镇在职女性肩负正式工作和家务劳动的双重压力(佟新、周旅军,2013)。本研究使用在职工作时间作为工作家庭冲突机制的操作化指标,并提出以下假设:

   假设6:其他因素不变,工作时间越长的女性,主观幸福感水平越低。

   另外,因为不同就业状态(体制内就业、体制外就业和不就业)的女性的平均工作时间存在差异(根据上述讨论,体制内就业女性的平均每周工作时间少于体制外就业的女性,而不就业女性的正式工作时间为零),因此,如果假设6成立,就业时间所导致的工作家庭冲突有可能是不同就业状态女性的主观幸福感差异的中介机制。即:

   假设7:工作时间长短是就业状态与主观幸福感之间的中介机制,或,工作时间的群体差异可以解释一部分不同就业状态女性群体主观幸福感的差异。

   四、数据、变量和分析步骤

   本文通过分析“2013年中国综合社会调查”(CGSS2013)数据④来验证上述研究假设。考虑到农村地区大多数人从事农业生产或从事与农业有关的经济活动,就业的边界较为模糊,本文将研究对象限定为城镇女性(包括调查时在城镇地区居住的农业户口女性)。另外,本研究主要考察就业状态与主观幸福感的关系,因此将法定退休年龄以上的被调查者排除在外。根据国家有关法规,女性的退休年龄最迟为55岁,故将研究对象的年龄限制在18~54岁之间。正在学校求学的个案也被排除在外。经过筛选,本研究的最终有效样本为2162人。

   本研究的核心变量包括就业状态、劳动时间和主观幸福感。CGSS2013调查详细询问了被调查者的就业状态,从中可以区分正在就业和不就业的群体。对于正在就业的样本,该调查询问了她们“目前工作的单位或公司的单位类型”以及“目前工作的单位或公司的所有制性质”。将那些在党政机关、国有(控股)企业、国有或集体事业单位、社会团体以及居/村委会就业的样本归为体制内,其他则归为体制外。根据以上区分标准,将所有有效样本分为在体制内就业、在体制外就业和不就业三类群体,各群体所占比例分别是27.7%、42.3%和30.0%。劳动时间指被调查者每周平均正式工作时间。CGSS2013询问了正在就业者“一般每周工作时间”(单位为小时)。另外,根据已有研究的做法,我们将劳动时间超过每周40小时(国家标准工作时间,一周工作5天,每天工作8小时)的情况定义为加班劳动,并将每周实际劳动时间减去40之差定义为加班劳动时间(冯仕政、李丁,2013)。主观幸福感是一个包含5个序次的定序变量,其中1代表非常不幸福,5代表非常幸福,数字越大代表幸福感水平越高。⑤表1列出了所有变量的描述统计量(分就业状态)。

  

   数据分析的步骤是:(1)估计影响城镇女性不同就业状态的因素,目的在于检验家庭庇护机制如何影响女性的就业选择。(2)分析体制内和体制外女性每周工作时间和加班时间的差异,目的在于检验体制庇护机制对女性的权益保障。(3)分析家庭因素、就业状态、工作时间与主观幸福感之间的关系,以检验家庭庇护、体制庇护和工作家庭冲突三个机制如何共同形塑当前中国城镇女性的主观幸福感。

   五、数据分析结果

   (一)影响城镇女性就业状态的因素分析

   本小节数据分析的因变量是“被访者的就业状态”。它是一个类别变量,且有3类(1=体制内就业,2=体制外就业,3=不就业),因此合理的统计估计方法应该是多项对数回归模型(multinomial logistic regression model)。不过,考虑到中国经济发展水平、劳动力市场结构以及文化背景的地区差异,不同地区的就业结构有较大的差别,因此,我们采用多层次(两层)模型设定,第一层是个体被调查者层次,第二层是地级市层次。个体层面模型的截距随不同城市而变化(即随机截距),最终使用的模型称作两层混合效应多项对数模型(two-level mixed-effects multinomial logistic regression model)(StataCorp LP,2013)。核心自变量是婚姻状态(在婚=1)和家庭的经济状况(用其他家庭成员的收入总和来测量),这两个变量是“家庭庇护”机制的操作化指标。控制变量包括人力资本(受教育年限)、年龄、户口、是否有未成年子女、健康情况(被访者的自评健康)和政治身份(党员=1)等可能影响女性就业的因素。模型估计的结果如表2所示。

  

   表2的模型1和模型2显示,年龄、自评健康影响女性的就业状态,但户口和是否有未成年子女并不影响女性的就业选择。另外,人力资本因素(受教育年限)和政治资本因素影响女性的就业状态。控制了其他因素后,受教育年限每增加一年,女性在体制内就业和在体制外就业(相对于未就业群体而言)的几率分别提高27%左右(e0.236-1≈0.266,p<0.001)和6%左右(e0.06-1≈0.06,p<0.01)。简言之,教育程度越高的女性越可能就业,而且越可能在体制内就业。有党员身份的女性更可能进入体制内工作,但相对于不就业群体而言,党员身份不会提高女性进入体制外工作的几率。

   与预期一致,婚姻状态影响女性的就业状态。与非在婚者相比,在婚者更可能离开劳动力市场(无论是体制外还是体制内)。而且,如果比较模型1和模型2中婚姻状态的回归系数,可以发现婚姻对就业的抑制作用,体制内确实小于体制外(模型3的检验结果也证明了这一点),这也可以解读为体制外就业的女性更可能因为婚姻而退出劳动力市场。这里的结果验证了假设1a。另外,表2的模型1和模型2显示,家庭其他成员收入变量的回归系数均为负数且统计显著,表明家庭经济状况越好的女性,其退出劳动力市场(无论是体制内还是体制外)的几率越大,假设1b得到验证。总体而言,表2的结果验证了假设1,表明虽然改革开放以来,就业不再是国家的强制要求而是一种自主行为,而且根据传统的性别分工模式或性别角色规范(非正式制度),女性回归家庭是一种具有“合法性”的选择方式,但只有那些享有家庭庇护(有配偶或较佳的家庭经济条件)的女性才能真正不参与劳动力市场。

   (二)劳动时间(加班时间)的体制差异

   下图(a)显示(为证明体制内对女性的庇护,我们保留了男性工作时间以供比较),体制内女性的周均工作时间为41.57小时(接近标准的每周40小时),而体制外女性的周均工作时间为52.30小时,两者相差超过10个小时。另外,在体制内,工作时间存在明显的性别差异,女性比男性平均每周少工作5个多小时(46.85-41.57=5.28);而在体制外,工作时间的性别差异仅为1.4个小时。这里的结果表明,关于劳动时间的保障政策的实施效果存在明显的部门差异,体制内优于体制外。而且表明,从劳动时间的角度来看,体制内的女性与体制外的女性相比,确实得到了更多的庇护。

  

   劳动时间(加班时间)的体制差异(2013年)

   图(b)则显示了女性加班时间的部门差异。可以看到,在体制内,有68%的女性的工作时间是在40小时以内,而在体制外,仅有31%的女性符合这种情况。另外,加班劳动的情况呈现显著的部门差异特征。约22%在体制内就业的女性每周平均加班1~10个小时,而体制外女性的比例为25%;体制内仅有8%的女性平均每周加班11~20个小时,而体制外的比例是20%;至于加班时间在21个小时或以上的情况,体制内外的差距更是悬殊,分别为2%(体制内)和23%(体制外)。总之,超时加班的情况,在体制内并不多见,但在体制外非常普遍。以上结果验证了体制庇护机制(假设4),即在体制外就业女性的工作时间远高于在体制内就业的女性,也表明劳动者权益保障政策和法规(正式制度)的落实效果确实存在明显的体制差异。

   为了更加严格地检验不同部门女性劳动时间和加班劳动时间的差异,我们分别使用多层次线性回归模型和多层次tobit回归模型估计每周工作时间和每周加班时间。⑥模型的核心自变量是体制类型(体制内和体制外)。控制变量包括年龄、受教育年限、政治面貌、婚姻状态、未成年子女、家庭其他成员收入、户口、自评健康以及职业类型。模型估计的结果表明,其他因素保持不变,体制外就业女性的平均每周工作时间和平均每周加班时间比体制内就业的女性分别高8.6个小时和13.6个小时。⑦假设4a和4b得到进一步的检验。总之,以上数据分析的结果支持体制庇护机制(假设4)。

   (三)就业状态、加班劳动时间与主观幸福感

   本小节检验家庭庇护、体制庇护和工作家庭冲突机制如何影响城镇女性的主观幸福感。因变量是被访者的主观幸福感,核心自变量是被调查者的就业状态(1代表体制内就业,2代表体制外就业,3代表不就业,模型中3是参照组)、婚姻状态(在婚=1)、家庭经济状况(其他家庭成员的收入)和工作时间。考虑到工作时间对主观幸福感的影响可能不是线性的,我们将其处理为一个定序变量:1代表未就业或每周工作40小时及以下的就业群体(即不工作或有工作但没有加班的情况),2代表每周工作41~50小时,3代表每周工作51~60小时,4代表每周工作61小时及以上(在统计模型中,第1类是参照组)。控制变量包括年龄、受教育年限、户口、政治面貌、宗教信仰、未成年子女、自评健康、住房状况(住房面积的对数)、本人收入、是否有社会保障和自评社会流动⑧情况(向上流动=1,未流动=2,向下流动=3)等常被用来估计主观幸福感的要素。

   由于因变量“主观幸福感”是定序变量,同时考虑到中国不同地区在经济发展、文化背景等方面的巨大差异,因此采用两层(第一层是个体层次,第二层是地级市层次)混合效应序次对数模型(two-level mixed effects ordered logistic regression model)(StataCorp LP,2013)来进行统计估计。

   表3报告了回归模型的估计结果。我们采用了嵌套模型的建模策略,模型1是仅包含控制变量的基准模型。模型2在模型1的基础上增加了婚姻状态和家庭其他成员收入变量,以检验家庭庇护机制对主观幸福感的影响。模型3继续加入就业状态变量,以检验不同就业状态群体的主观幸福感的差异模式。模型4在模型3的基础上增加了工作时间变量,以估计工作家庭冲突机制对主观幸福感的影响,并同时检验工作时间在就业状态与主观幸福感之间关系的中介作用。

  

   可以发现,模型1中各变量的估计效应都基本符合预期。例如,教育、宗教信仰、住房面积、有社会保障、健康和向上社会流动都对女性的主观幸福感有正面的作用。但本人收入变量的系数不显著,表明女性的幸福感知对自身的收入并不敏感。

   模型2显示,控制了其他变量之后,婚姻状态和家庭其他成员的收入这两个因素对女性的主观幸福感有正面效应(而且均在0.001的水平显著)。在婚女性的幸福感水平高于非在婚女性;家庭经济条件越好(家庭其他成员的收入越高)的女性,幸福感水平也更高。这里的结果支持假设2a和2b。总体而言,模型2的结果验证了假设2,表明家庭庇护机制有助于提升女性的幸福感水平。

   从模型3可以发现,其他因素保持不变的情况下,处于不同就业状态的女性群体的主观幸福感水平存在显著差异,具体表现为体制内就业女性的幸福感(系数为0.267,p<0.05)和不就业女性的幸福感(系数为0.440,p<0.001)均高于在体制外就业的女性。即三个女性群体中,体制外就业群体的幸福感水平是最低的。这里的结果一方面验证了假设5(体制内女性的幸福感水平高于体制外的女性),另一方面也验证了假设3,即不就业女性的幸福感水平并不低于就业(包括在体制内就业和在体制外就业)的女性。而且,如果单比较回归系数的大小的话,在三个女性群体当中,不就业的女性的幸福感水平甚至是最高的。⑨如果不就业的女性有“家庭庇护”而且是自主退出劳动力市场的话,那么这里的结果表明家庭庇护机制和体制庇护机制都对女性的幸福感水平有提升的作用。

   最后,模型4加入了测量每周工作时间的3个虚拟变量(参照组为未就业群体以及目前就业但每周工作时间在40小时以内的群体)。结果显示,“工作41~50小时”的回归系数为-0.257(p<0.1)、“工作61小时或以上”的系数为-0.660(p<0.001),说明超长的工作时间确实对主观幸福感有负面影响。⑩假设6得到验证。

   更为重要的是,模型4显示,加入加班时间变量后,就业状态的两个虚拟变量的系数大幅下降,且统计上不再显著,表明控制了加班劳动时间后,三类不同就业状态的女性群体间的主观幸福感是基本相同的。或者说,我们在表3的模型1~3中所观察到的体制内就业的女性、未就业的女性与体制外就业的女性三类群体在主观幸福感上的差异很大程度上来源于这三类群体在工作时间上的不同。这里的结果很好地验证了假设7,即劳动时间(尤其是加班劳动时间)是就业状态与主观幸福感之间的重要中间作用机制之一。

  

   为进一步验证工作时间是不同就业状态女性主观幸福感差异的主要原因,我们建立模型分别对体制内就业和体制外就业、体制内就业和不就业,以及体制外就业和不就业的情况进行两两比较。表4报告了模型估计的结果。从模型1a可以看出,其他因素一致的情况下,体制内就业的女性幸福感显著高于体制外就业的女性(回归系数为0.297而且统计显著);加入加班时间变量(模型1b)之后,回归系数下降至0.176,而且统计上不显著。这表明体制内和体制外女性的主观幸福感差异,很大一部分是由于两个部门平均劳动时间的差异所致。模型2a和2b比较的是体制内就业和不就业女性的主观幸福感差异,可以发现,这两组女性的主观幸福感没有显著差异,无论是否加入劳动时间的变量。模型3a显示,体制外就业女性的主观幸福感显著低于不就业的女性(回归系数为-0.39,p<0.001)。加入加班时间变量之后(模型3b),回归系数变为-0.24,而且已经不显著,表明劳动时间很大程度上也解释了这两个群体主观幸福感的差异。总而言之,表4的结果进一步验证了假设7。

   六、总结与讨论

   基于当前中国城镇地区国有部门和非国有部门二元分割的劳动力市场结构,本文将城镇女性分为体制内就业、体制外就业和不就业三种就业状态。借鉴新制度主义的理论视角,本文提出家庭庇护、体制庇护以及工作家庭冲突三个机制来理解和解释影响女性就业状态的因素以及就业状态和主观幸福感之间的关系。

   本文发现,第一,其他因素保持不变,在婚或家庭经济条件较好的女性更可能离开劳动力市场。这表明,虽然就业是一种自主的选择,但只有那些享有家庭庇护的女性才能真正不参与正式劳动。其次,在体制外就业的女性每周平均工作时间(或加班时间)远远超过在体制内就业的女性。从劳动时间的角度来考量,体制内的女性得到了更多的庇护。第三,处于不同就业状态的女性群体的幸福感存在显著差异,体制内就业女性的幸福感和不就业女性的幸福感水平均高于在体制外就业的女性。这表明家庭庇护机制和体制庇护机制都对女性的幸福感水平有提升的作用。第四,控制工作时间后,不同就业状态的三类女性群体的主观幸福感水平几乎相同。表明超长的工作时间是导致三类女性群体间主观幸福感差异的主要原因或中间机制。超长的工作时间不仅可能损害女性的身心健康,而且会导致工作和家庭的冲突,从而直接或间接地影响女性的主观幸福感。由于缺少家庭庇护和体制庇护,工作家庭冲突机制对体制外女性幸福感的影响尤其明显。

   本研究的结果表明,虽然就业可以提供经济报酬以及多种满足个体心理需要的功能,但就业并不必然提高主观幸福感。因此,探讨女性的就业状态与幸福感之间的关系,必须将它们置于制度结构或环境之下进行考察。当前中国城镇地区的正式制度与非正式制度环境不仅影响了女性的就业选择模式,还建构了她们的意义和认同,影响到对幸福的感知。

   在现实层面,体制外就业女性的境遇和幸福感水平较低的情况应该引起足够的重视。由于远离国家的监管,关于工作时间的法律规定往往形同虚设,导致加班现象非常普遍,对体制外劳动者的身心健康和主观幸福感造成负面影响。因此,进入体制内成为女性就业的理想选择。然而,正如本研究的结果(见表2)所显示的,体制内工作对劳动者的人力资本有较高的要求。对于无力竞争体制内工作的女性,如果有家庭庇护,可能会选择离开劳动力市场。然而从性别平等的角度来看,女性退出劳动力市场的长远后果却不容忽视。她们会因此失去经济独立和职业关系网络,而且更为重要的是,她们有可能因离婚或丧偶陷入经济贫困。最终导致性别不平等程度的进一步加剧。总之,对非国有部门进行严格规制保障劳动者的权益,并设计激励女性就业的政策,提高女性的劳动参与率,对促进社会的两性平等非常重要。

   本研究还存在一些局限。首先,CGSS2013数据没有提供家务劳动时间的信息,因而不能检验家务劳动时间和工作时间的总和对女性主观幸福感的直接效应。其次,本文所研究的三个女性群体(体制内、体制外和不就业)内部也是高度分化的。例如,非国有部门存在首要和次要劳动力市场的区分,国有部门内部也存在有编制和无编制人员的差别,而对于不就业的女性,有的是从来就没有参加过工作,有的则是退出劳动力市场回归家庭的。由于本研究所用的资料没有提供相关的信息,因此本文无法详尽展现这些差异及其对幸福感的影响。我们拟在后续研究中收集更为详细的数据资料,对就业状态进行更为具体的划分,更加深入地探讨不同特征的就业者幸福感水平的差异。

   *感谢匿名审稿人的宝贵意见和修改建议,文责自负。

   注释:

   ①参见http://databank.worldbank.org/data/views/reports/table-view.aspx(2015年7月15日)。

   ②根据1995年施行的《中华人民共和国劳动法》关于工作时间的规定,劳动者每日工作时间不超过8小时、平均每周工作时间不超过44小时,用人单位因特殊原因需要延长工作时间的,在保障劳动者身体健康的条件下每日不得超过3小时,每月不得超过36小时。

   ③本文所谓的工作时间或劳动时间,是指在劳动力市场中的正式工作时间,并不包括家务劳动时间。

   ④CGSS2013数据由中国人民大学“中国调查与数据中心”(NSRC)负责收集,详细的资料请参考该中心官方网站(http://www.chinagss.org/)。

   ⑤使用一个自陈量表(定序变量)来测量主观幸福感是国际上较流行的做法,其可靠性也经过检验。关于幸福感测量问题的讨论,请参考刘军强等,2012;边燕杰、肖阳,2014。

   ⑥因为有较大比例的样本的加班时间为0,统计上我们称这种变量为受限因变量(limited outcome variable),因此使用tobit模型(模型的左截取点设定为0)进行估计。

   ⑦篇幅有限,本文未显示回归模型表格,有兴趣的读者请与通讯作者吴愈晓([email protected])联系。

   ⑧CGSS2013所对应的题目是“与三年前相比,您的社会经济地位是:(1)上升了;(2)差不多;(3)下降了;(4)不好说”。我们将“不好说”选项归为“差不多”。

   ⑨但经统计检验(替换参照组的重新估计模型的方式)的结果表明,体制内就业和不就业的女性的幸福感水平并没有显著的差异。

   ⑩“工作51~60小时”的回归系数统计上不显著,表明加班时间与幸福感的关系不是简单的线性关系。

   (11)控制变量包括年龄、受教育年限、户口、政治面貌、宗教信仰、婚姻状况、家庭其他成员收入、未成年子女、住房面积、社会保障、自评健康、本人收入、社会流动。模型1a和1b还控制了职业类型。

作者介绍:吴愈晓,黄超,南京大学社会学院;王鹏,山东大学社会学系。


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