论文部分内容阅读
摘 要：本文采用2003年～2013年省级面板数据，通过对全国及各省市规模标准化邓肯指数的测算，分析我国职业性别隔离现况。结果表明，我国的职业性别隔离程度总体呈现不断上升的趋势；隔离程度最高的是浙江省，最低的是河南省；产业间职业性别隔离指数最大的是第二产业。职业性别隔离程度与经济发展密切相关，经济发达的地区职业性别隔离程度较大，但隔离程度增长趋势相对缓慢；经济欠发达地区，职业性别隔离程度较低，但隔离程度增长趋势相对较快。
关键词：职业性别隔离 规模标准化邓肯指数 经济增长 就业平等
中图分类号：F240 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2017）05（b）-173-05
1 研究背景
市场经济体制下，职业状况往往决定着个人、家庭的社会地位及生活质量等。其中，由于生理、心理及社会等原因，男性与女性在职业选择和配置上呈现出一定的差异性，这种差异性即体现为职业性别隔离，本文对我国职业性别隔离程度及趋势进行分析。职业的性别隔离（occupational gender segregation）最早由格罗斯（Gross，1968）提出，指在劳动力市场中劳动者因性别不同而被分配、集中到不同的职业类别，从事不同性质的工作。并用此概念测算了美国的职业性别结构，深入分析了美国职业性别结构的发展趋势。此研究以后引起了经济学、社会学、心理学等多种学科的兴趣，并从不同的角度对该问题进行了拓展研究。
近些年以来，越来越多的研究者开始關注我国的职业性别结构，主要探讨自改革开放以来职业性别隔离的水平及变化趋势。吴愈晓、吴晓刚（2008）指出，我国在20世纪80年代，非农职业性别隔离程度总体处于上升的趋势，但90年代以后开始下降，并认为不同经济发展阶段，影响职业性别隔离主要因素的差异性导致了我国的职业性别隔离呈现非线性变化趋势。易定红、廖少宏（2005）使用中国历年的劳动统计年鉴和2000年的人口普查数据，从全国总体、代表行业、产业之间和产业内部等多个不同层面，对我国的职业性别隔离程度进行了分析。研究表明，我国的职业性别隔离程度总体上较低，且地区间的职业隔离程度不完全一致。蔡禾和吴小平（2002）研究了1985年～2000年我国职业性别隔离状况，发现我国职业性别隔离程度逐渐提高，存在性别隔离的职业种类数量逐渐上升。姚先国、黄志岭（2008）的研究表明，职业性别隔离程度的加深，使女性劳动者在就业中处于更加弱势的地位，进一步加剧了性别歧视，造成社会的不平等，违背了市场效率和福利最优的目标。
目前，由于数据来源选择的不同，衡量职业性别程度的计算方法也因此呈现出一定的差异性，这些差异直接影响到学者们的研究结论。一部分学者认为我国职业性别隔离程度呈现不断上升的趋势，还有一部分学者认为我国职业性别隔离变化情况更为复杂，由此可见学界对我国职业性别隔离程度变化发展的趋势研究尚未达成一致结论，在研究方法上，大多数学者都是通过测算我国整体职业性别隔离程度来考察其变化发展的趋势及成因，极少有文献通过对比各省市之间隔离程度的差异性来分析变动现状。自2001年我国加入WTO，我国劳动力市场开始逐步形成，那么，随劳动力市场的形成，我国职业性别隔离状况是否发生了新的变化？本文通过2003年～2013年间的省级面板数据测算我国整体及各省级单位的规模标准化邓肯指数，考察我国及各省市职业性别隔离现状，并从产业结构的角度对我国职业性别隔离的变化及发展趋势进行分析。
2 理论基础
不同的专家学者从不同领域方向对职业性别结构进行研究，提出了不同的理论，具体可归纳为双向理性选择理论、人力资本理论、统计歧视理论和二元劳动力市场分割理论四种理论。
2.1 双向理性选择理论
一方面，因为女性往往承担更多的家庭责任，需要投入更多的精力，导致人力资本投入较少；另一方面，即使男性和女性员工拥有相同的职业技能和工作经验，由于家庭原因，女性不得不分配更少的精力来工作。综上，理性考虑的雇主会指派女性员工到工作技能与经验要求相对较低的岗位；而女性往往为兼顾家庭，也会选择对人力资本投入要求较低的工作。
2.2 人力资本理论
理论认为，经济增长与劳动力投入的异质性有关，劳动力市场的竞争力取决于劳动者的体力、知识、技能和表达能力。男女有不同程度的生理和心理差异，尤其是女性在家庭和生育方面扮演着特殊的角色，使男女在人力资本投资上存在一定差异。研究表明，男性将持续地投资于就业和人力资本，而女性受到家庭与生育等因素影响，将只会阶段性的投资于就业和人力资本。男性雇员与女性雇员在人力资本投资中的差异会产生一系列的后果，最直接的结果是，在劳动力市场上，男女被认为是非同质劳动，与男性相比，女性往往以更昂贵的员工的身份出现，因为女性有较高的人事变动率和较低的人力资本投资，对雇主的选择有较大的影响，使其更有可能在需要较高的教育和工作经验的岗位上雇用男性员工。
2.3 统计歧视理论
该理论关注劳动力的需求面，即雇主的理性选择。Aigner D J（1972）指出，由于信息的不对称，雇主难以精确评估应聘者的素质更遑论其对工作的贡献程度，故而其往往会按照统计学原则选择求职者并对他们进行职位分配。根据统计学的观点，可以认为，女性员工比男性员工更可能离开现有的职位，这是因为女性往往被抚育下一代及其他家庭责任所限制，而女性更可能放弃工作意味着雇主将增加招聘和培训成本。基于该假设，作为理性经济人的雇主将会更加偏向于把女性指派到对工作经验与技能水平要求比较低的岗位，进而导致在不同的职位中男女比例出现差异。但应当注意的是，这不是真正意义上的性别歧视，仍然是以人力资本理论为起点的“理性选择”结果。
2.4 二元劳动力市场分割理论
该理论成立须满足两大假设前提：第一，制度和政策因素决定员工的招聘，晋升与收入；第二，劳动力市场被分割为两大部门，核心部门与边缘部门，这两大部门是非竞争性的。核心部门的工作相对稳定，具有较高的薪酬和良好的工作环境，为员工提供了进一步发展的机会；边缘部门则恰恰相反，也就是说，提供更不稳定的工作，更低的工资，恶劣的工作环境，员工也很难获得进一步发展的机会。由此可见，核心部门对雇员要求更高，加上前文所述雇主会存在类似统计歧视的问题，故而其往往会倾向于具有一定教育水平且工作经验与履历较为丰富的男性，因此可预见的是男性与女性在人力资本投资回报、职业发展和晋升机会上的差异必定会被加剧放大。 除了上述四种理论外，学者们还提出了许多理论，如社会化理论、社会网络理论和社会性别理论。此外女权主义者也从社会主导力量角度探讨职业性别结构。
3 数据来源及测度方法
3.1 数据来源
由于研究内容及研究方法的需要，论文研究所用数据主要来自2003年～2013年《中国劳动统计年鉴》，研究的区域主要涉及除港澳台外的31个省、自治区和直辖市。行业统计指标与口径按19个行业分类：农、林、牧、渔业；采矿业；制造业；电力、煤气及水的生产和供应业；建筑业；交通运输、仓储及邮政业；信息传输、计算机服务和软件业；批发和零售业；住宿和餐饮业；金融业；房地产业；租赁和商务服务业；科学研究、技术服务和地质勘查业；水利、环境和公共设施管理业；居民服务和其他服务业；教育业；卫生、社会保障和社会福利业；文化体育和娱乐业；公共管理和社会组织。
3.2 测度方法
在职业性别隔离测度方法的选择上，由于学者们对“隔离”一词的含义及内容尚未达成共识，大多数文章都采用D指数、Ds指数来进行测度，也有些学者运用Ip指数、平方根指数等。每种测度方法都有自己的优、缺点及适用范围，也需要满足一定的条件。Watts等学者（1998）认为，职业性别隔离指数应该同时满足规模不变、组成均等、性别对称及转化原则等4个不同的维度。由于规模标准化邓肯指数（Ds）较好地符合上述四个维度的要求，且是当前学界主流使用的测度方法，因此本文采用该测度方法来计算衡量我国的职业性別隔离程度。
Ds指数的基本含义是，假如某一性别劳动者的工作岗位不变，为使两种性别的劳动者在各职业中的分布相同，另一性别的劳动者中有多少比例不得不变换工作，计算公式为：
在上述公式中，Wi表示女性在职业i中的就业人数，W表示劳动力市场中女性就业人数；Mi表示男性在职业i中的就业人数，M表示劳动力市场中男性就业人数；Ti表示职业i中的总人数。该指标区间在0～100，完全隔离为100，男女在各职业分布相同则为0。
4 我国职业性别隔离的现状及趋势
4.1 我国职业性别隔离基本情况
通过对我国2003年～2013年十一年间的DS指数值测量，可以大致反映出新世纪我国加入WTO经济高速增长以来，以及2008年全球金融危机前后的职业性别隔离情况。
由表1可知，近十年来我国的规模标准化邓肯指数（Ds指数）呈现出总体上升的趋势，但局部年份略有波动，如2005年的Ds指数相对于2004年下降了0.16。截至2013年，我国的Ds指数值已达到21.13，高于2003年的17.54。虽然数据上的增长有限，但考虑到全国人口基数大，东、中、西三个区域经济发展水平及区域人口状况参差不齐，因此全国隔离程度已经是较大幅度的上升。故总体来看， 2003年直到2013年的十一年间，我国职业性别隔离虽然有波动，但是仍然呈现不断上升的趋势。观察数据，结合实际情况考虑会发现我国职业性别隔离程度不断上升的趋势与2003年～2013年间我国经济发展趋势是相吻合的，在2008年金融危机前，我国职业性别隔离程度上升速度较快，在2003年～2008年的6年内上升了12.1%；2008年金融危机后，职业性别隔离程度上升幅度出现放缓迹象，在2008年～2012年的5年间只上升了7.5%。这也表现出职业性别隔离程度与经济增长速度具有一定的关联性，在经济增长较快的年份，Ds指数值增速较快，职业性别隔离程度上升较快；在经济增长较慢的年份，Ds指数值增速较慢，职业性别隔离程度上升也较慢。
在对全国总体职业性别隔离变化程度进行分析的基础上，进一步考察我国三次产业的Ds指数，详情见图1。
由图1可知，2003年～2013年的11年间，我国三次产业的规模标准化邓肯指数值总体均呈现上升趋势，其中第二产业上升幅度较大，自2003年的21.18上升至2013年的27.01；第三产业上升幅度较小，自2003的15.30上升至2013年的17.95；第一产业的Ds指数虽然2013年较2012年出现下降，但总体上仍然呈现上升趋势。我国三次产业Ds指数值的上升直接意味着全国Ds指数值的上升，这可作为解释我国2003年～2013年的十一年间职业性别隔离呈现不断上升的趋势的重要佐证。进一步考虑到我国三次产业具体的产业结构比重，第二产业与第三产业在国民经济中具有主导作用，且二三产业规模标准化邓肯指数上升幅度较大，由此可见第二三产业的职业性别隔离程度的上升会对全国的职业性别隔离状况变化产生决定性的影响。由于第一产业在我国产业结构中所占比重较小，故即使2013年我国第一产业的Ds指数值出现下降，也不会对全国Ds指数值的变化产生转折性的影响。
4.2 各省级单位职业性别隔离测度结果及其解释
全国各省级单位职业性别隔离指数Ds指数值在2003年～2013年11年间的平均值为20.53，指数最高的省份为浙江省（25.26），最低的省份为河南省（18.29），两者间职业性别隔离指数Ds指数值差异达6.97（见图2）。
其余各省市Ds指数值从高到低依次为上海（23.19），重庆（23.13），天津（22.75），广东（22.73），河北（22.39），宁夏（22.31），内蒙古（21.47），山西（21.4），福建（21.39），吉林（21.27），北京（21.08），辽宁（20.66），湖南（20.49），贵州（20.46），江苏（20.19），山东（19.69），云南（19.58），江西（19.56），甘肃（19.39），安徽（19.36），湖北（19.29），广西（19.26），新疆（19.11），青海（19.02），陕西（18.99），黑龙江（18.9），西藏（18.79），海南（18.6），四川（18.52）。 从省级单位Ds指数值空间分布图（见图3）可知，明显高于均值的省份为浙江、上海、重庆、天津、广东、河北、宁夏、内蒙古、山西、福建、吉林；在均值附近的省份为北京、辽宁、湖南、贵州、江苏、山东、云南、江西、甘肃、安徽；明显低于均值的省份为湖北、广西、新疆、青海、陕西、黑龙江、西藏、海南、四川、河南。总体来说隔离程度较高的省份集中在东南沿海经济带与环首都经济圈，都属于经济发展较快的地区，隔离程度较低的省份集中在中西部，都属于经济发展相对滞后的地区，由此可见由于经济发展水平的高低，不同地区间的职业性别隔离指数具有显著差异。
从产业内部看，浙江省和河南省内三次产业Ds指数值均呈二三一产业递减趋势，浙江和河南第二、第三和第一产业DS指数值分别31.94、20.45、12.41和23.53、15.42、11.48，浙江和河南职业性别隔离指数最大的产业均为第二产业（见图4）。原因在于第二产业中采矿业、制造业、建筑业等工业行业属于传统上的男性行业；第三产业以教育业、批发和零售业、住宿和餐饮业、卫生、社会保障和社会福利等服务业为主，属于传统上的女性行业。该结果表明，职业性别隔离受“性别角色”的影响，更加有可能以不同性别为主的职业内形成。
从产业间比较看，浙江和河南职业性别隔离差异最大的产业是第二产业，浙江第二产业的Ds指数值是河南的1.36倍。第二产业作为一个省国民经济的支柱和经济增长的主导产业，提供了更多的就业机会，第二产业的发展水平直接体现了区域间生产力水平的现实状况，是区别发达地区和欠发达地区的重要指标。这说明，社会经济发展水平与职业性别隔離程度密切相关。经济发达的省份，职业性别隔离指数通常比较高，经济欠发达的省份，职业性别隔离指数相对较低。
从产业结构角度看，第一产业是职业性别隔离程度最低的产业，原因在于第一产业是所有产业中风险最大、收入不确定、受自然状况影响最为严重的弱质性产业，第一产业中的农、林、牧、渔业属于低附加值、低收入，但流动性强的行业。这些行业难以对某一性别形成有效的约束，因此职业性别隔离程度最低。
从区域间职业性别隔离变化趋势来看，区域间职业性别隔离增速呈现东部、中部、东北和西部梯度递增特征，2003年～2013年，东部、中部、东北和西部Ds指数值增速分别为1.90%、2.68%、2.72%和2.94%，东部增速最慢，西部增速最快。该结果表明，我国经济发达的地区职业性别隔离程度虽呈上升趋势，但增长比较缓慢；相反，经济欠发达的地区职业性别隔离指数虽然绝对数值较低，但正在以较高的速度快速增长。
5 结论
第一，随着我国经济的逐步发展，我国的职业性别隔离程度总体呈不断上涨趋势，全国规模标准化邓肯指数值从2003年的17.54上升到2013年的21.13。严重的职业性别隔离可能会导致一系列社会矛盾，政府应从立法层面减少职业间的性别隔离障碍，尽力消除性别歧视，营造更加和谐稳定的社会氛围。第二，在我国的职业性别隔离程度最高的是浙江省，最低的是河南省。产业间职业性别隔离指数最大的是第二产业，说明职业性别隔离受到“性别角色”的影响，更加可能在性别占优的职业内形成。第三，社会经济发展的水平与职业性别隔离的程度密切相关。经济发达的省市，职业性别隔离指数通常比较高，经济欠发达的省市，职业性别隔离指数相对较低。第四，区域间职业性别隔离变化趋势表明：我国经济发达地区的职业性别隔离程度虽呈上升趋势，但增长比较缓慢；相反，经济欠发达地区职业性别隔离指数虽绝对数值较低，但正在以较高的速度快速增长。
参考文献
[1] 杨定全，徐枞巍.中国省市间行业性别隔离的测度研究[J].统计与决策，2013（10）.
[2] 吴愈晓，吴晓刚.1982-2000：我国非农职业的性别隔离研究[J].社会，2008（5）.
[3] 杨伟国，陈玉杰.职业性别隔离的测度[J].中国人口科学， 2010（3）.
[4] 何泱泱，刘国恩，徐程.中国职业隔离与性别工资差异的变化趋势研究[J].经济科学，2016（4）.
[5] 易定红，廖步宏.中国产业职业性别隔离的检验与分析[J].中国人口科学，2005（4）.
[6] 张成刚，杨伟国.中国职业性别隔离趋势与成因分析[J].中国人口科学，2013（2）.
[7] 杨定全，徐枞巍.我国行业性别隔离的测度及趋势研究[J].中国人力资源开发，2012（2）.
[8] 杨晓天.就业歧视的界定与识别[J].中国行政管理，2016（5）.
[9] 吴晓刚，张卓妮.户口、职业隔离与中国城镇的收入不平等[J].中国社会科学，2014（6）.
[10] 柴国俊，邓国营.大学毕业生性别工资差异与行业隔离[J].妇女研究论丛，2013（01）.
① 基金项目：国家（市）级大学生创新训练计划资助项目（201610611179）。
[11] 王美艳.中国城市劳动力市场上的性别工资差异[J].经济研究，2005（12）.
[12] 卿石松，郑加梅.“同酬”还需“同工”：职位隔离对性别收入差距的作用[J].经济学（季刊），2013（02）.
[13] 郭凤鸣，张世伟.性别工资差异缘何扩大？——基于职业分割的分析视角[J].世界经济文汇，2012（02）.
[14] 李实，宋锦，刘小川.中国城镇职工性别工资差距的演变（英文）[J].Social Sciences in China，2011（03）.
[15] 葛玉好，曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究，2011（06）.
[16] 李实，马欣欣.中国城镇职工的性别工资差异与职业分割的经验分析[J].中国人口科学，2006（05）.
[17] 卿石松.职位晋升中的性别歧视[J].管理世界，2011（11）.
[18] 纪月梅，秦蓓.性别工资差别与人力资本——来自大学毕业生的经验分析[J].世界经济文汇，2004（06）.
[19] 李春玲，李实.市场竞争还是性别歧视——收入性别差异扩大趋势及其原因解释[J].社会学研究，2008（02）.
[20] Snyder K A，Green A.Revisiting the Glass Escalator：The Case of Gender Segregation in a Female Dominated Occupation[J].Social Problems，2008（2）.
[21] Martin J.Watts.On the Conceptualisation and Measurement of Horizontal and Vertical Occupational Gender Segregation[J].European Sociological Review，2005（5）.
关键词：职业性别隔离 规模标准化邓肯指数 经济增长 就业平等
中图分类号：F240 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2017）05（b）-173-05
1 研究背景
市场经济体制下，职业状况往往决定着个人、家庭的社会地位及生活质量等。其中，由于生理、心理及社会等原因，男性与女性在职业选择和配置上呈现出一定的差异性，这种差异性即体现为职业性别隔离，本文对我国职业性别隔离程度及趋势进行分析。职业的性别隔离（occupational gender segregation）最早由格罗斯（Gross，1968）提出，指在劳动力市场中劳动者因性别不同而被分配、集中到不同的职业类别，从事不同性质的工作。并用此概念测算了美国的职业性别结构，深入分析了美国职业性别结构的发展趋势。此研究以后引起了经济学、社会学、心理学等多种学科的兴趣，并从不同的角度对该问题进行了拓展研究。
近些年以来，越来越多的研究者开始關注我国的职业性别结构，主要探讨自改革开放以来职业性别隔离的水平及变化趋势。吴愈晓、吴晓刚（2008）指出，我国在20世纪80年代，非农职业性别隔离程度总体处于上升的趋势，但90年代以后开始下降，并认为不同经济发展阶段，影响职业性别隔离主要因素的差异性导致了我国的职业性别隔离呈现非线性变化趋势。易定红、廖少宏（2005）使用中国历年的劳动统计年鉴和2000年的人口普查数据，从全国总体、代表行业、产业之间和产业内部等多个不同层面，对我国的职业性别隔离程度进行了分析。研究表明，我国的职业性别隔离程度总体上较低，且地区间的职业隔离程度不完全一致。蔡禾和吴小平（2002）研究了1985年～2000年我国职业性别隔离状况，发现我国职业性别隔离程度逐渐提高，存在性别隔离的职业种类数量逐渐上升。姚先国、黄志岭（2008）的研究表明，职业性别隔离程度的加深，使女性劳动者在就业中处于更加弱势的地位，进一步加剧了性别歧视，造成社会的不平等，违背了市场效率和福利最优的目标。
目前，由于数据来源选择的不同，衡量职业性别程度的计算方法也因此呈现出一定的差异性，这些差异直接影响到学者们的研究结论。一部分学者认为我国职业性别隔离程度呈现不断上升的趋势，还有一部分学者认为我国职业性别隔离变化情况更为复杂，由此可见学界对我国职业性别隔离程度变化发展的趋势研究尚未达成一致结论，在研究方法上，大多数学者都是通过测算我国整体职业性别隔离程度来考察其变化发展的趋势及成因，极少有文献通过对比各省市之间隔离程度的差异性来分析变动现状。自2001年我国加入WTO，我国劳动力市场开始逐步形成，那么，随劳动力市场的形成，我国职业性别隔离状况是否发生了新的变化？本文通过2003年～2013年间的省级面板数据测算我国整体及各省级单位的规模标准化邓肯指数，考察我国及各省市职业性别隔离现状，并从产业结构的角度对我国职业性别隔离的变化及发展趋势进行分析。
2 理论基础
不同的专家学者从不同领域方向对职业性别结构进行研究，提出了不同的理论，具体可归纳为双向理性选择理论、人力资本理论、统计歧视理论和二元劳动力市场分割理论四种理论。
2.1 双向理性选择理论
一方面，因为女性往往承担更多的家庭责任，需要投入更多的精力，导致人力资本投入较少；另一方面，即使男性和女性员工拥有相同的职业技能和工作经验，由于家庭原因，女性不得不分配更少的精力来工作。综上，理性考虑的雇主会指派女性员工到工作技能与经验要求相对较低的岗位；而女性往往为兼顾家庭，也会选择对人力资本投入要求较低的工作。
2.2 人力资本理论
理论认为，经济增长与劳动力投入的异质性有关，劳动力市场的竞争力取决于劳动者的体力、知识、技能和表达能力。男女有不同程度的生理和心理差异，尤其是女性在家庭和生育方面扮演着特殊的角色，使男女在人力资本投资上存在一定差异。研究表明，男性将持续地投资于就业和人力资本，而女性受到家庭与生育等因素影响，将只会阶段性的投资于就业和人力资本。男性雇员与女性雇员在人力资本投资中的差异会产生一系列的后果，最直接的结果是，在劳动力市场上，男女被认为是非同质劳动，与男性相比，女性往往以更昂贵的员工的身份出现，因为女性有较高的人事变动率和较低的人力资本投资，对雇主的选择有较大的影响，使其更有可能在需要较高的教育和工作经验的岗位上雇用男性员工。
2.3 统计歧视理论
该理论关注劳动力的需求面，即雇主的理性选择。Aigner D J（1972）指出，由于信息的不对称，雇主难以精确评估应聘者的素质更遑论其对工作的贡献程度，故而其往往会按照统计学原则选择求职者并对他们进行职位分配。根据统计学的观点，可以认为，女性员工比男性员工更可能离开现有的职位，这是因为女性往往被抚育下一代及其他家庭责任所限制，而女性更可能放弃工作意味着雇主将增加招聘和培训成本。基于该假设，作为理性经济人的雇主将会更加偏向于把女性指派到对工作经验与技能水平要求比较低的岗位，进而导致在不同的职位中男女比例出现差异。但应当注意的是，这不是真正意义上的性别歧视，仍然是以人力资本理论为起点的“理性选择”结果。
2.4 二元劳动力市场分割理论
该理论成立须满足两大假设前提：第一，制度和政策因素决定员工的招聘，晋升与收入；第二，劳动力市场被分割为两大部门，核心部门与边缘部门，这两大部门是非竞争性的。核心部门的工作相对稳定，具有较高的薪酬和良好的工作环境，为员工提供了进一步发展的机会；边缘部门则恰恰相反，也就是说，提供更不稳定的工作，更低的工资，恶劣的工作环境，员工也很难获得进一步发展的机会。由此可见，核心部门对雇员要求更高，加上前文所述雇主会存在类似统计歧视的问题，故而其往往会倾向于具有一定教育水平且工作经验与履历较为丰富的男性，因此可预见的是男性与女性在人力资本投资回报、职业发展和晋升机会上的差异必定会被加剧放大。 除了上述四种理论外，学者们还提出了许多理论，如社会化理论、社会网络理论和社会性别理论。此外女权主义者也从社会主导力量角度探讨职业性别结构。
3 数据来源及测度方法
3.1 数据来源
由于研究内容及研究方法的需要，论文研究所用数据主要来自2003年～2013年《中国劳动统计年鉴》，研究的区域主要涉及除港澳台外的31个省、自治区和直辖市。行业统计指标与口径按19个行业分类：农、林、牧、渔业；采矿业；制造业；电力、煤气及水的生产和供应业；建筑业；交通运输、仓储及邮政业；信息传输、计算机服务和软件业；批发和零售业；住宿和餐饮业；金融业；房地产业；租赁和商务服务业；科学研究、技术服务和地质勘查业；水利、环境和公共设施管理业；居民服务和其他服务业；教育业；卫生、社会保障和社会福利业；文化体育和娱乐业；公共管理和社会组织。
3.2 测度方法
在职业性别隔离测度方法的选择上，由于学者们对“隔离”一词的含义及内容尚未达成共识，大多数文章都采用D指数、Ds指数来进行测度，也有些学者运用Ip指数、平方根指数等。每种测度方法都有自己的优、缺点及适用范围，也需要满足一定的条件。Watts等学者（1998）认为，职业性别隔离指数应该同时满足规模不变、组成均等、性别对称及转化原则等4个不同的维度。由于规模标准化邓肯指数（Ds）较好地符合上述四个维度的要求，且是当前学界主流使用的测度方法，因此本文采用该测度方法来计算衡量我国的职业性別隔离程度。
Ds指数的基本含义是，假如某一性别劳动者的工作岗位不变，为使两种性别的劳动者在各职业中的分布相同，另一性别的劳动者中有多少比例不得不变换工作，计算公式为：
在上述公式中，Wi表示女性在职业i中的就业人数，W表示劳动力市场中女性就业人数；Mi表示男性在职业i中的就业人数，M表示劳动力市场中男性就业人数；Ti表示职业i中的总人数。该指标区间在0～100，完全隔离为100，男女在各职业分布相同则为0。
4 我国职业性别隔离的现状及趋势
4.1 我国职业性别隔离基本情况
通过对我国2003年～2013年十一年间的DS指数值测量，可以大致反映出新世纪我国加入WTO经济高速增长以来，以及2008年全球金融危机前后的职业性别隔离情况。
由表1可知，近十年来我国的规模标准化邓肯指数（Ds指数）呈现出总体上升的趋势，但局部年份略有波动，如2005年的Ds指数相对于2004年下降了0.16。截至2013年，我国的Ds指数值已达到21.13，高于2003年的17.54。虽然数据上的增长有限，但考虑到全国人口基数大，东、中、西三个区域经济发展水平及区域人口状况参差不齐，因此全国隔离程度已经是较大幅度的上升。故总体来看， 2003年直到2013年的十一年间，我国职业性别隔离虽然有波动，但是仍然呈现不断上升的趋势。观察数据，结合实际情况考虑会发现我国职业性别隔离程度不断上升的趋势与2003年～2013年间我国经济发展趋势是相吻合的，在2008年金融危机前，我国职业性别隔离程度上升速度较快，在2003年～2008年的6年内上升了12.1%；2008年金融危机后，职业性别隔离程度上升幅度出现放缓迹象，在2008年～2012年的5年间只上升了7.5%。这也表现出职业性别隔离程度与经济增长速度具有一定的关联性，在经济增长较快的年份，Ds指数值增速较快，职业性别隔离程度上升较快；在经济增长较慢的年份，Ds指数值增速较慢，职业性别隔离程度上升也较慢。
在对全国总体职业性别隔离变化程度进行分析的基础上，进一步考察我国三次产业的Ds指数，详情见图1。
由图1可知，2003年～2013年的11年间，我国三次产业的规模标准化邓肯指数值总体均呈现上升趋势，其中第二产业上升幅度较大，自2003年的21.18上升至2013年的27.01；第三产业上升幅度较小，自2003的15.30上升至2013年的17.95；第一产业的Ds指数虽然2013年较2012年出现下降，但总体上仍然呈现上升趋势。我国三次产业Ds指数值的上升直接意味着全国Ds指数值的上升，这可作为解释我国2003年～2013年的十一年间职业性别隔离呈现不断上升的趋势的重要佐证。进一步考虑到我国三次产业具体的产业结构比重，第二产业与第三产业在国民经济中具有主导作用，且二三产业规模标准化邓肯指数上升幅度较大，由此可见第二三产业的职业性别隔离程度的上升会对全国的职业性别隔离状况变化产生决定性的影响。由于第一产业在我国产业结构中所占比重较小，故即使2013年我国第一产业的Ds指数值出现下降，也不会对全国Ds指数值的变化产生转折性的影响。
4.2 各省级单位职业性别隔离测度结果及其解释
全国各省级单位职业性别隔离指数Ds指数值在2003年～2013年11年间的平均值为20.53，指数最高的省份为浙江省（25.26），最低的省份为河南省（18.29），两者间职业性别隔离指数Ds指数值差异达6.97（见图2）。
其余各省市Ds指数值从高到低依次为上海（23.19），重庆（23.13），天津（22.75），广东（22.73），河北（22.39），宁夏（22.31），内蒙古（21.47），山西（21.4），福建（21.39），吉林（21.27），北京（21.08），辽宁（20.66），湖南（20.49），贵州（20.46），江苏（20.19），山东（19.69），云南（19.58），江西（19.56），甘肃（19.39），安徽（19.36），湖北（19.29），广西（19.26），新疆（19.11），青海（19.02），陕西（18.99），黑龙江（18.9），西藏（18.79），海南（18.6），四川（18.52）。 从省级单位Ds指数值空间分布图（见图3）可知，明显高于均值的省份为浙江、上海、重庆、天津、广东、河北、宁夏、内蒙古、山西、福建、吉林；在均值附近的省份为北京、辽宁、湖南、贵州、江苏、山东、云南、江西、甘肃、安徽；明显低于均值的省份为湖北、广西、新疆、青海、陕西、黑龙江、西藏、海南、四川、河南。总体来说隔离程度较高的省份集中在东南沿海经济带与环首都经济圈，都属于经济发展较快的地区，隔离程度较低的省份集中在中西部，都属于经济发展相对滞后的地区，由此可见由于经济发展水平的高低，不同地区间的职业性别隔离指数具有显著差异。
从产业内部看，浙江省和河南省内三次产业Ds指数值均呈二三一产业递减趋势，浙江和河南第二、第三和第一产业DS指数值分别31.94、20.45、12.41和23.53、15.42、11.48，浙江和河南职业性别隔离指数最大的产业均为第二产业（见图4）。原因在于第二产业中采矿业、制造业、建筑业等工业行业属于传统上的男性行业；第三产业以教育业、批发和零售业、住宿和餐饮业、卫生、社会保障和社会福利等服务业为主，属于传统上的女性行业。该结果表明，职业性别隔离受“性别角色”的影响，更加有可能以不同性别为主的职业内形成。
从产业间比较看，浙江和河南职业性别隔离差异最大的产业是第二产业，浙江第二产业的Ds指数值是河南的1.36倍。第二产业作为一个省国民经济的支柱和经济增长的主导产业，提供了更多的就业机会，第二产业的发展水平直接体现了区域间生产力水平的现实状况，是区别发达地区和欠发达地区的重要指标。这说明，社会经济发展水平与职业性别隔離程度密切相关。经济发达的省份，职业性别隔离指数通常比较高，经济欠发达的省份，职业性别隔离指数相对较低。
从产业结构角度看，第一产业是职业性别隔离程度最低的产业，原因在于第一产业是所有产业中风险最大、收入不确定、受自然状况影响最为严重的弱质性产业，第一产业中的农、林、牧、渔业属于低附加值、低收入，但流动性强的行业。这些行业难以对某一性别形成有效的约束，因此职业性别隔离程度最低。
从区域间职业性别隔离变化趋势来看，区域间职业性别隔离增速呈现东部、中部、东北和西部梯度递增特征，2003年～2013年，东部、中部、东北和西部Ds指数值增速分别为1.90%、2.68%、2.72%和2.94%，东部增速最慢，西部增速最快。该结果表明，我国经济发达的地区职业性别隔离程度虽呈上升趋势，但增长比较缓慢；相反，经济欠发达的地区职业性别隔离指数虽然绝对数值较低，但正在以较高的速度快速增长。
5 结论
第一，随着我国经济的逐步发展，我国的职业性别隔离程度总体呈不断上涨趋势，全国规模标准化邓肯指数值从2003年的17.54上升到2013年的21.13。严重的职业性别隔离可能会导致一系列社会矛盾，政府应从立法层面减少职业间的性别隔离障碍，尽力消除性别歧视，营造更加和谐稳定的社会氛围。第二，在我国的职业性别隔离程度最高的是浙江省，最低的是河南省。产业间职业性别隔离指数最大的是第二产业，说明职业性别隔离受到“性别角色”的影响，更加可能在性别占优的职业内形成。第三，社会经济发展的水平与职业性别隔离的程度密切相关。经济发达的省市，职业性别隔离指数通常比较高，经济欠发达的省市，职业性别隔离指数相对较低。第四，区域间职业性别隔离变化趋势表明：我国经济发达地区的职业性别隔离程度虽呈上升趋势，但增长比较缓慢；相反，经济欠发达地区职业性别隔离指数虽绝对数值较低，但正在以较高的速度快速增长。
参考文献
[1] 杨定全，徐枞巍.中国省市间行业性别隔离的测度研究[J].统计与决策，2013（10）.
[2] 吴愈晓，吴晓刚.1982-2000：我国非农职业的性别隔离研究[J].社会，2008（5）.
[3] 杨伟国，陈玉杰.职业性别隔离的测度[J].中国人口科学， 2010（3）.
[4] 何泱泱，刘国恩，徐程.中国职业隔离与性别工资差异的变化趋势研究[J].经济科学，2016（4）.
[5] 易定红，廖步宏.中国产业职业性别隔离的检验与分析[J].中国人口科学，2005（4）.
[6] 张成刚，杨伟国.中国职业性别隔离趋势与成因分析[J].中国人口科学，2013（2）.
[7] 杨定全，徐枞巍.我国行业性别隔离的测度及趋势研究[J].中国人力资源开发，2012（2）.
[8] 杨晓天.就业歧视的界定与识别[J].中国行政管理，2016（5）.
[9] 吴晓刚，张卓妮.户口、职业隔离与中国城镇的收入不平等[J].中国社会科学，2014（6）.
[10] 柴国俊，邓国营.大学毕业生性别工资差异与行业隔离[J].妇女研究论丛，2013（01）.
① 基金项目：国家（市）级大学生创新训练计划资助项目（201610611179）。
[11] 王美艳.中国城市劳动力市场上的性别工资差异[J].经济研究，2005（12）.
[12] 卿石松，郑加梅.“同酬”还需“同工”：职位隔离对性别收入差距的作用[J].经济学（季刊），2013（02）.
[13] 郭凤鸣，张世伟.性别工资差异缘何扩大？——基于职业分割的分析视角[J].世界经济文汇，2012（02）.
[14] 李实，宋锦，刘小川.中国城镇职工性别工资差距的演变（英文）[J].Social Sciences in China，2011（03）.
[15] 葛玉好，曾湘泉.市场歧视对城镇地区性别工资差距的影响[J].经济研究，2011（06）.
[16] 李实，马欣欣.中国城镇职工的性别工资差异与职业分割的经验分析[J].中国人口科学，2006（05）.
[17] 卿石松.职位晋升中的性别歧视[J].管理世界，2011（11）.
[18] 纪月梅，秦蓓.性别工资差别与人力资本——来自大学毕业生的经验分析[J].世界经济文汇，2004（06）.
[19] 李春玲，李实.市场竞争还是性别歧视——收入性别差异扩大趋势及其原因解释[J].社会学研究，2008（02）.
[20] Snyder K A，Green A.Revisiting the Glass Escalator：The Case of Gender Segregation in a Female Dominated Occupation[J].Social Problems，2008（2）.
[21] Martin J.Watts.On the Conceptualisation and Measurement of Horizontal and Vertical Occupational Gender Segregation[J].European Sociological Review，2005（5）.