当代社会，职业是决定一个人在社会分层体系中的经济地位和等级声望的重要因素之一。社会生活中的大量现象表明，男性和女性并非均匀分布在各类职业中，职业领域存在着广泛的性别隔离现象。2010年第六次全国人口普查将职业分为64类，数据统计结果显示，男性在各类党政机关、企事业单位负责人中高度集中，比例达到74%，而女性在纺织印染和裁剪缝纫皮革制造这两类职业中占有较高比例，均为70%。男性和女性在职业领域中的不同分布直接导致了两性在综合经济地位上的差异。

这种职业性别隔离现象在各个国家中普遍存在。格罗斯(Gross，1968)最早提出职业性别隔离(occupational gender segregation)这一概念，指在劳动力市场中，劳动者因为性别差异而被分配到不同类型的职业中，从事不同性质的工作。职业性别隔离关注为何那些职业声望、技术要求和收入水平较高的职业中男性较为集中，而女性却鲜有涉足？安克(Anker，1997)将职业性别隔离分为两类，即水平隔离和垂直隔离，前者指男性和女性在不同职业类别中的分布，如女性多为护士、保姆或幼儿园教师，而男性多为医生、卡车司机；后者则指在相同职业中，男女分布可能表现为某个性别总是处于较高级别或水平，例如，男性更可能成为生产管理人员，而女性更可能是生产工人。

西方学者发现，西方劳动力市场中存在严重的职业性别隔离现象，广大女性劳动力集中在低收入和低声望的职业类别中。职业的性别隔离也是影响两性收入不平等的最主要和最直接的因素之一，在西方学术界，职业的性别隔离程度已成为衡量劳动力性别不平等的主要指标之一(Reskin and Roos, 1990；Goldin，1990; Reskin，1993；Anker，1998；Charles and Grusky, 2004；Marini, 1989；England, 1992；Peterson and Morgan, 1995)。

当前，职业性别隔离这一现象也受到我国学者的广泛关注，研究主要集中在三个方面：一是职业性别隔离的现状和发展趋势(蔡禾、吴小平，2002；Shu，2005；易定红、廖少宏，2005；吴愈晓、吴晓刚，2008；李春玲、李实，2009)；二是职业性别隔离与性别收入差异(Shu and Bian, 2003；吴愈晓、吴晓刚，2009；Parish and Busse, 2000；Shu，2005)；三是职业性别隔离的影响因素分析(吴愈晓、吴晓刚，2008；童梅，2012)。这些研究显示，中国劳动力市场也存在性别隔离，是导致性别不平等的重要因素之一。

关于职业性别隔离的原因，学者们从不同的视角给予不同的解释。社会学家认为，性别角色社会化是导致职业性别隔离的主要原因(Marini and Brinton, 1984；Jacobs，1989；Marini and Fan, 1997)。由于我们身处的社会文化对于两性角色的认知和定位存在差异，因此，社会通过一整套系统和机制对男女两性进行社会教化，使他们分别习得不同的社会性别规范，并表现出与社会规范要求相一致的性别角色特征。在社会教化过程中，男女两性在兴趣、爱好和价值观等方面逐渐产生差异，进而对自己未来从事的职业拥有不同的期望。正如雅克布斯(Jacobs，1989)指出的，在大学中，有男性主导的专业和女性主导的专业，存在着严重的专业性别隔离。格兰诺维特(Granovetter，1974)在其经典研究中发现，拥有广泛社会关系网络的人，能从中获得丰富的异质性信息，从而有助于获得较好的职业。洛文和麦弗森(Smith-Lovin and McPherson, 1993)以此来解释职业性别隔离，即由于文化所规定的性别角色定位，人们的社会交往从小就出现性别分化，主要表现为：男性的社会网络主要由男性组成，在男性的交往圈中，信息大多与赚钱和升职等有关；而女性交流和交往的对象多为女性朋友，女性社会网络交流的信息往往围绕情感、家庭和子女等展开，即使有关于工作的信息，大多也是“女性化职业”的。这种性别分化的社会网络一方面导致男女产生不同的职业期望，另一方面，由于男女两性在求职时从其社会网络获得的信息不同，导致求职结果产生性别分化。社会组织研究者对于职业性别隔离现象提出了制度主义解释，即现代组织依靠科层制建立了一系列职业位置的性别结构，使两性被组织进职业场所。一些研究者在分析组织内部结构时发现，科层组织的发展带来了组织内部的分化，而这种分化强化了职业性别隔离现象(Tomaskovic-Devey，1993)，比如，组织规模越大，性别隔离程度越高，组织规模不断扩张，性别隔离程度也随之提高(Charles，1992)。新古典经济学家提出了理性选择理论和统计性歧视理论来解释职业性别隔离的成因。理性选择理论从劳动力供给的角度来解释性别隔离：一方面，由于家庭内的劳动分工，要求女性将更多精力放在料理家务和照顾孩子上，相对于男性，女性在劳动力市场方面的人力资本投资较少。因此，女性在求职时会理性选择那些技术要求较低、易于离开容易进入而又可以兼顾家庭的职业(Polachek, 1979, 1981, 1984；Becker，1985)；另一方面，即使女性和男性具有同等工作经验和技能，由于女性在工作上投入的精力较少，女性的生产能力低于男性，为此，雇主“理性地”选择女性从事对经验或技能的依赖程度相对比较低的职位。统计歧视理论从劳动力需求角度出发，认为职业领域存在着“某种歧视”，但这种歧视是一种理性的“统计歧视”(Arrow，1973；Aigner and Cain, 1977)，即利用一个群体的典型特征作为雇佣标准而产生的歧视。具体到性别领域，雇主通常认为相对于男性劳动力，女性生产能力较弱，女性因为担负较多的家庭责任而具有更强的离职倾向。由于雇主无法精确评估每位求职者的具体特性，因此，理性的雇主会将重要的职位安排给男性，从而导致了职业的性别隔离。女权主义学者(Williams, 1995)则认为，父权文化导致了女性在劳动力市场中的不利地位。父权制强调男外女内、男强女弱和女性对男性的依附，所以，男性的使命是事业有成、挣钱养家，而女性相夫教子、从事家务劳动则天经地义。正是这种父权主义观念迫使男性努力进入高收入职业，而女性则寻找可以兼顾家庭的岗位，在现实生活中，诸如护士、幼儿园教师等女性较为集中的职业通常是家务劳动的延伸。在父权制的影响下，雇主和男性劳动者会达成某种共识，将那些收入高、声望高、地位高的职业贴上男性的标签，他们会以女性的能力、智力和体力等不如男性为由，有意或无意地排斥女性的进入；同时男性也很少被安排从事女性比例较高的职业，除非男性为管理者。

正如前文所述，职业性别隔离有水平隔离和垂直隔离两种形式。对于女性而言，水平隔离反映女性不成比例地分布在以服务为基础的非体力劳动部门，而垂直隔离则反映女性无论是在体力劳动部门，还是非体力劳动部门之中，都大量聚集在那些社会地位等级较低的岗位上。

目前，国内学界更多从水平隔离的视角来分析职业性别隔离的现状与趋势。舒晓灵(Shu，2005)将中国非农职业分为6大类，分析了1982-1995年的性别隔离水平变化趋势，研究表明中国的职业性别隔离水平很低；易定红和廖少宏(2005)使用中国历年劳动统计年鉴和2000年全国人口普查数据, 对中国产业职业性别隔离状况进行了检验与分析，结果表明, 从总体上看, 中国职业性别隔离程度较低。吴愈晓和吴晓刚(2008)的研究指出，20世纪80年代，中国非农职业性别隔离总体水平呈上升趋势，但是到了90年代却呈下降趋势。李春玲(2009)的研究表明，中国职业性别隔离水平在逐渐下降，女性不断向白领职业领域扩张，而蓝领和半蓝领职业性别隔离状况仍在继续。总体而言，上述研究将职业分成不同种类，考察每一类职业中女性所占比例，从而得出中国的职业隔离总体水平在下降或者在某些领域下降。但有学者(Bielby and Baron，转引自格伦斯基，2005：644)认为，“职业之中水平隔离的更平衡，并不必然意味着垂直隔离的弱化，也可能导致一种推断谬误，即以职业层面的资料来推断性别隔离的弱化”。这一观点提示我们，以往仅用水平隔离的视角来分析职业性别隔离的现状与趋势是不恰当的，水平隔离程度的下降并不代表垂直隔离的弱化。还有学者(Barbara F. Reskin，转引自格伦斯基，2005：644)进一步指出，“在一些名义上没有隔离的职业之内，女性仍然进入了女性的包围圈，而男性仍然保留了那些最具吸引力的工作”。这个观点包含了两层含义，一是水平隔离不同于垂直隔离。以大学教师这一职业为例，据2009年中国教育统计年鉴的数据分析，女性教师比例占到46.0%，因此，大学教师这一职业不存在职业性别水平隔离；但当我们以职称等级进行统计分析时，发现具有高级职称的女性教师的比例仅为25.7%，存在严重的职业性别垂直隔离。其二，在没有水平隔离的职业中存在着严重的垂直隔离，男性占据较高等级的岗位，而女性沉积在较低等级的岗位上。我们在现实生活中也经常能观察到这样一些现象：女性做到一定职位后便再难以晋升，无法进入核心决策层。女性被隔离在职业阶梯的底部，从事着支持性和辅助性工作。即使在女性较为集中的职业中，男性也占据着管理岗位，即所谓的“女兵男将”现象。综上所述，理论与现实都提出了这样一个问题：在那些没有水平隔离的职业中，是否也存在着对女性的垂直隔离呢？换言之，在没有水平隔离的职业中，女性是否聚集在等级较低的岗位上？我们将没有水平隔离的职业称为中性职业，¹根据前述理论，本文提出：

假设1：女性在中性职业中也更多进入等级较低的岗位上。

市场转型与性别平等之间的关系是当前学术界热议的话题之一(Entwisle and Henderson, 2000；Gustafsson and Li, 2000；Liu, et al., 2000；Shu and Bian, 2003；张丹丹，2004；Shu，2005；王天夫等，2008；李春玲、李实，2008；Li and Zhao, 2011)。在这个问题上，目前存在三种不同的观点(吴愈晓、吴晓刚，2009)：第一种观点认为, 与再分配经济的平均主义理念不同，市场化是以效率优先为导向的，雇主可以自行配置劳动力，自主进行利益分配，国家对女性的保护逐渐失去效力，因此，市场化会增加性别歧视。如王天夫等(2008)使用了跨度15年的3个全国性数据，分析表明，随着社会转型的推进, 原来受到再分配体系保护的等级地位较高的女性受到的歧视逐渐加重；非国有部门因为远离再分配中心, 受到的性别歧视严重。豪泽和谢宇(Hauser and Xie, 2005)使用1988年和1995年全国城镇居民户抽样调查数据分析表明，经济改革以来，表现在收入性别差距方面的不平等显著扩大, 并认为市场化是导致性别不平等加剧的主要原因。第二种观点认为, 市场带来竞争机制，性别等先赋因素的作用在减弱，所以市场化会减少性别歧视。李春玲和李实(2008)的分析结果表明, 市场竞争机制的完善会缩小收入性别差距，从而降低性别不平等程度。郝大海和李路路(2006)采用2003年全国综合社会调查资料数据得出的结果是：市场化水平的提高缩小了男女收入差异。第三种观点则认为，市场化与性别平等之间没有直接关系。边燕杰和舒晓灵等(Shu and Bian, 2002, 2003；Bian, et al., 2000)基于1988年和1995年全国城镇居民户抽样调查数据的分析认为，女性相对于男性的经济社会地位没有显著的趋势性变化，即性别平等与市场化程度没有关联。周雪光等(Zhou, et al., 1997；Zhou，2000)的研究结果表明，性别不平等有其自身逻辑，市场化改革对其影响是非直接和不确定的。吴愈晓和吴晓刚(2009)利用2003年“中国综合社会调查”数据和2000年人口普查数据最详细的职业信息进行分析，否定了市场化会增加性别歧视的观点。

综上所述，本文将要探讨的第二个问题是：职业性别隔离是测度性别不平等的重要指标，随着中国市场化转型，职业性别垂直隔离会有怎样的变化。由于中国市场转型的一个重要特征是不同经济部门在市场化程度上的不均衡——非国有部门(体制外)的市场化程度比国有部门(体制内)高。我们假定这种部门的差异性特征反映的是市场化水平的差异，因此, 对比职业的性别隔离的影响在国有与非国有部门之间(或体制内外)的差异，将有助于我们理解市场化与性别歧视之间的关联(吴愈晓、吴晓刚，2009)。因此，本文提出：

假设2：体制外的女性较体制内的女性更少进入等级较高的岗位。

假设3：体制外的女性较体制内的女性更多进入等级较高的岗位。

假设4：体制外和体制内女性进入等级较高岗位的程度没有差异。

本文的实证分析数据来源于2009年6-10月在全国八大城市进行的“社会网络与职业经历”调查(简称JSNET2009)。²本次调查按照多层次模型的要求，使用八城市统一样本框在每个城市抽取30-50个居委会，采用地图抽样法在每个居委会内抽取20户，入户之后，选择家庭成员中年龄在18-69岁、³具有非农工作经历，且生日距离7月1日最近的那名成员为被调查对象。研究设计时，因虑及流动人口中已婚和未婚的入样概率存在差异，所以在抽取流动人口的集体户时全部入样。本次调查共获得7 102个居民样本，调查过程采用结构式访谈的方法进行。本研究使用的主要变量及其操作化定义见表 1。

表 1

表 1 职业性别垂直隔离使用变量的统计描述 类别 样本量 均值/百分比 标准差 性质 因变量   岗位类型 6 206 定类     管理岗位(=1) 1 422 23.45%     技术岗位(=2) 2 066 34.06%     普通劳动者岗位(=3) 2 577 42.49% 自变量   性别(男性=0，女性=1) 6 065 0.53 0.50 控制变量   工作年限[0, 46] 6 065 5.70 8.50 定距   教育年限[3, 18] 6 065 12.19 2.94 定距   政治面貌(非党员=0，党员=1) 6 065 0.09 0.29 定类   婚姻状况(有配偶=0，无配偶=1) 6 065 0.77 0.42 定类   单位性质(体制外=0，体制内=1) 6 065 0.62 0.49 定类   区域(内陆地区=0, 沿海地区=1) 6 065 0.51 0.50 定类   各职业的女性比例[0.03，0.97] 6 065 0.44 0.18 定距

表 1 职业性别垂直隔离使用变量的统计描述

对于职业性别水平隔离状况，学术界常用“性别类型职业”(gender-typed occupation)来描述，即根据各职业内部女性所占比例对所有职业进行分类所得的职业类型。通常将女性比例高于70%的职业称为“女性职业”(female-dominated occupation)，女性比例处于30%-70%之间的职业称为“中性职业”(gender-integrated occupations)，而将女性比例低于30%的职业称为“男性职业”(male-dominated occupation)(吴愈晓、吴晓刚, 2008)。JSNET2009使用了与“五普”一致的职业编码系统，共记录了234种非农职业类别(个体户除外)。因此，本文根据吴愈晓(2009)从“五普”微观数据计算得出的234种职业的女性比例，做成一个数值介于0与1之间的连续变量，然后将其合并到JSNET2009数据中进行分析。

职业性别垂直隔离是男女劳动力在职业或行业中社会地位等级的隔离分布状况。任何一个职业内部都存在管理岗位、技术岗位和普通劳动者岗位。管理岗位在职业内部的权力、收入和声望较高，技术岗位次之，普通劳动者岗位则相应较低。因此，这三种岗位的划分可以视为职业内部的社会地位等级差异，研究将管理岗位和技术岗位并称为较高等级岗位，将普通劳动者岗位称为较低等级岗位。

本文回顾了影响职业性别隔离的各种因素，遵循以往的研究传统，我们控制了其他可能影响职业性别垂直隔离的因素，包括：工作年限、教育程度、政治面貌、婚姻状况、单位性质和所在区域。(1)工作年限，用目前或退休时的年龄减去刚刚开始工作时的年龄，本文的取值范围为0-46，样本平均工龄为5.72年。(2)教育程度，本文将教育程度这一类别变量换算为连续变量，即教育年限。具体换算过程如下：小学以下为3年，小学为6年，初中为9年，高中、职高、中技、中专为12年，大专为14年，大学本科为16年，研究生及以上为18年，其他作为缺失。(3)政治面貌是决定一个人职业地位的重要变量，分为中共党员和非中共党员。(4)婚姻状况分为有配偶和无配偶。本研究将调查问卷中婚姻状况的备选项重新归类:把未婚、离婚未再婚和丧偶未再婚归为无配偶，把已婚、离婚后再婚和丧偶后再婚归为有配偶，其他为缺失。(5)单位性质分为体制内单位和体制外单位，因为“体制内、外体现了计划经济部门和市场经济部门中性别不平等的状况”(吴愈晓、吴晓刚，2009)。本研究将问卷中的单位类别选项按体制进行划分：把党政机关、国有企业、国有事业和集体企业归类为体制内单位，而个体经营、私营企业、外资/合资企业和股份制企业归类为体制外单位，其他为缺失。(6)区域分为沿海城市和内陆城市，本文将天津、上海、厦门和广州视为沿海城市，长春、济南、兰州和西安视为内陆城市。(7)各职业的女性比例，本文根据吴愈晓和吴晓刚(2009)从“五普”数据计算得出的234种职业的女性比例作为控制变量来控制水平隔离，进而得到垂直隔离产生的净效应。

实证分析由两部分组成。第一部分描述女性在中性职业中的岗位等级分布以检验假设1，第二部分使用多元逻辑回归模型，估计女性在体制内和体制外进入较高等级岗位的程度，以检验假设2、假设3和假设4。

假设1指出，女性在中性职业中更多进入等级较低的岗位。如表 2所示，在全部职业中，男性中只有35%的人进入普通劳动者岗位，而女性中的49%进入普通劳动者岗位；在普通劳动者岗位中，男性占39%，女性占61%，并且卡方检验差异显著。显然，在全部职业中，女性更容易进入等级较低的岗位。那么，中性职业中的职业性别垂直隔离状况如何呢？表 2显示，在中性职业中，男性中只有36%的人进入普通劳动者岗位，而女性中的54%进入普通劳动者岗位；在普通劳动者岗位中，男性占36%，女性占64%，并且卡方检验差异显著。可见，女性在中性职业中更多进入等级较低的岗位，假设1得到验证。

表 2

表 2 女性在中性职业中的岗位等级分布 全部职业 中性职业 男性 女性 男性 女性 非普通劳动者岗位人数(人) 1 930 1 679 1 144 1 015 非普通劳动者岗位比重(%) 65 51 64 46 普通劳动者岗位人数(人) 1 022 1 614 654 1 170 普通劳动者岗位比重(%) 35 49 36 54 样本量 2 952 3 293 1 798 2 185 卡方检验 132.2*** 117.2*** 注：*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。

表 2 女性在中性职业中的岗位等级分布

假设2、假设3和假设4旨在检验市场转型与职业性别垂直隔离的关系。表 3是在全部职业中，女性在体制内和体制外进入较高等级岗位的差异。在模型1中，体制外部门女性进入管理岗位的几率值只有男性的52%([exp(-0.664)])，而在体制内女性进入管理岗位的几率值是男性的72%([exp(-0.664+0.337)])。以上数据表明，在全部职业中，无论在体制内还是体制外，女性都被隔离在管理岗位以外，但是体制外管理岗位对女性的隔离程度要大于体制内，且体制内外的差异值具有统计显著性。在模型2中，体制外部门女性进入技术岗位的几率值只有男性的41%([exp(-0.891)])，而体制内女性进入技术岗位的几率值是男性的56%([exp(-0.891+0.319)])。以上数据表明，在全部职业中，无论在体制内还是体制外，女性都被隔离在技术岗位外，但体制外技术岗位对女性的隔离程度要大于体制内，且体制内外的差异值具有统计显著性。

表 3

表 3 女性在体制内、外进入较高等级岗位的程度(全部职业)(多元逻辑回归) 模型1 管理岗位/普通劳动者岗位 模型2 技术岗位/普通劳动者岗位 女性(参照项：男性) -0.664***(0.109) -0.891***(0.106) 单位性质：体制内(参照项：体制外) -0.259*(0.105) 0.347***(0.095) 性别×单位性质 0.337*(0.141) 0.319*(0.130) 工作年限 0.006(0.004) -0.023***(0.004) 教育年限 0.233***(0.014) 0.129***(0.011) 政治面貌：党员(参照项：非党员) 0.709***(0.117) -0.009(0.124) 区域(参照项：内陆) -0.017(0.070) -0.297***(0.061) 婚姻状况：有配偶(参照项：无配偶) 0.641***(0.091) 0.209**(0.076) 各职业的女性比例 -0.431*(0.214) 0.584**(0.182) 截距项 -3.504***(0.228) -1.773***(0.188) 样本量 6 065 似然值 -6 063.236 卡方值 859.853 注：1.报告的为系数值;     2.括号中为标准误;     3. *p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001;     4.本文的核心意图是要论证不同性别进入普通劳动者岗位与非普通劳动者岗位，即管理岗位和技术岗位的差异。因而省略了不同性别进入管理岗位和技术岗位之间可能存在的差异比较，这将留待将来讨论。

表 3 女性在体制内、外进入较高等级岗位的程度(全部职业)(多元逻辑回归)

表 4表明，在中性职业中，女性在体制内和体制外进入较高等级岗位的差异。在模型1中，体制外部门女性进入管理岗位的几率值只有男性的49%([exp(-0.723)])，而在体制内女性进入管理岗位的几率值是男性的69%([exp(-0.723+0.358)])。以上数据表明，在中性职业内，无论在体制内还是体制外，女性都被隔离在管理岗位以外，但是体制外管理岗位对女性的隔离程度要大于体制内，且体制内外的差异值具有统计显著性。在模型2中，体制外部门女性进入技术岗位的几率值只有男性的35%([exp(-1.057)])，而在体制内女性进入技术岗位的几率值是男性的51%([exp(-1.057+0.392)])。以上数据表明，在中性职业内，无论在体制内还是体制外，女性都被隔离在技术岗位以外，但是体制外技术岗位对女性的隔离程度要大于体制内，且体制内外的差异值具有统计显著性。分析至此，假设2得到验证，假设3和假设4则被拒绝。

表 4

表 4 女性在体制内、外进入较高等级岗位的程度(中性职业)(多元逻辑回归) 模型1 管理岗位/普通劳动者岗位 模型2 技术岗位/普通劳动者岗位 女性(参照项：男性) -0.723***(0.126) -1.057***(0.137) 单位性质：体制内(参照项：体制外) -0.374**(0.129) 0.481***(0.119) 性别×单位性质 0.358*(0.170) 0.392*(0.167) 工作年限 0.003(0.005) -0.014**(0.005) 教育年限 0.217***(0.017) 0.101***(0.014) 政治面貌：党员(参照项：非党员) 0.639***(0.143) -0.051(0.154) 区域(参照项：内陆) -0.047(0.085) -0.407***(0.078) 婚姻状况：有配偶(参照项：无配偶) 0.701***(0.109) 0.266**(0.096) 各职业的女性比例 0.639(0.561) -1.555**(0.521) 截距项 -3.727***(0.371) -0.699*(0.325) 样本量 3 960 似然值 -3 916.893 卡方值 577.749 注：1.报告的为系数值;     2.括号中为标准误;     3. *p < 0.05, **p 0.01, ***p < 0.001。

表 4 女性在体制内、外进入较高等级岗位的程度(中性职业)(多元逻辑回归)

职业性别隔离导致女性集中在收入较低、声望较低的职业中，是劳动力市场中性别不平等的一个重要维度。以往对于职业性别隔离的研究更多集中于水平隔离，并以水平隔离的下降得出中国职业性别隔离总体水平在下降的结论。这样的研究忽视了垂直隔离对于职业性别隔离总体水平的影响。本文试图填补职业性别垂直隔离研究的空白，利用JSNET2009资料研究垂直隔离的现状和市场转型对其的影响。

研究发现：第一，女性在各类职业中都集中于等级较低的岗位中，即使在没有性别水平隔离的中性职业中，也同样存在着性别垂直隔离，即在中性职业中，女性也更多地进入等级较低的岗位中。第二，市场转型对于职业性别垂直隔离的影响分析结果显示，体制外的职业性别垂直隔离程度高于体制内，即体制外的女性比体制内的女性更多地进入等级较低的岗位中。

第一个研究发现给我们的启示有两点：其一，水平隔离与垂直隔离是职业性别隔离的两个维度。水平隔离是劳动者因为性别被分配到不同类型的职业中，反映的是女性在职业进入时的不平等。以往的研究表明，水平隔离在下降，一方面是因为现代化过程中职业结构发生了很大变化，例如第三产业迅猛发展，吸纳了大量女性劳动力；另一方面也是因为国家大力提倡男女平等，出台了很多相关政策旨在消除劳动力市场中的性别不平等，比如国家政策规定雇主在招聘时，禁止以性别为由拒绝女性劳动力。而垂直隔离是劳动者在同一职业中，因为性别而分布在不同的等级，具体表现为女性在职业过程中被隔离在职业阶梯的底部，女性的升迁受到“玻璃天花板效应”影响，垂直隔离反映的是女性在职业过程中的不平等。二者既不能相互替代，更不能以水平隔离的下降来说明整体隔离水平在下降。其二，对于职业性别隔离的原因，很多学者认为这是由于女性受制于生理因素的影响，不适合进入男性主导的职业，而并非性别歧视所致。这一观点可以部分解释水平隔离，如根据第六次全国人口普查统计数据，勘测采矿职业男性比例高达87.6%，金属冶炼职业男性比例为78.6%，这两类职业正是受制于女性生理因素，因而成为男性职业。但以上理论却不能解释在没有水平隔离的中性职业中，为什么女性被隔离在较低等级的岗位上。中性职业中垂直隔离的存在，恰恰说明职业性别隔离的根本原因在于父权制观念——强调男主外、女主内的分工模式，男人应该以事业为重，要赚钱养家，而女人应该以家庭为中心，要做贤妻良母。因此，男性在任何地方都控制着最具吸引力的职业，而女性则大量进入了那些不具吸引力或吸引力较低的职业。正如科克伯恩(Cockburn，转引自格伦斯基，2005:641)所说，“在职业隔离的背后是性别差异，而在性别差异背后是男性权力”。所以，父权制下的两性分工模式让女性承担了大量的家庭责任，使女性在劳动力市场中沦为弱势群体。因此，职业性别隔离导致的性别不平等的减弱最终需要传统分工模式的改变，而这需要人们观念的彻底变革。当然，对于男权制是否为职业性别隔离的根本原因这一观点需要做进一步论证，这将是本文下一步的研究方向。

第二个研究发现给我们的启示是：随着市场化转型，中国的职业性别垂直隔离程度在加剧。在再分配体制下，我国女性在职业过程中岗位等级的晋升受到国家大力推行的“男女平等”意识形态和相关的国家制度政策和意识形态的保护。例如，新近推出的《中国妇女发展纲要(2011-2020年)》中明确指出，未来十年要逐步提高县(处)级以上各级地方政府和工作部门领导班子中担任正职的女性干部的比例；逐步提高企业董事会、监事会成员及管理层中的女性比例；逐步提高职工代表大会中女代表比例；未来村委会主任中女性比例应达到10%以上，将村委会成员中女性比例提升到30%以上，居委会成员中女性比例应保持在50%左右等等，以上这些政策对于女性的岗位等级晋升起到了很好的保护作用。而市场化改革是以经济效益为目标取向的，意味着那些旨在减小性别不平等的政策失去了效力。因此，理性的雇主会以女性需要承担更多的家庭责任为由排斥女性，或是将其安排到相对次要的工作岗位上，或是在女性职业等级晋升中设置种种障碍。所以国家还需要加大对体制外单位的政策制度、法律法规执行力度的监管，使女性劳动者的合法权益在体制外也得到充分的保护，以减轻市场化带来的职业性别垂直隔离加剧的趋势。

最后，模型中的一些控制变量也带来重要的研究发现。模型显示，教育程度高的人更可能进入管理岗位和技术岗位。因此，女性教育程度的提高对于减少职业性别垂直隔离有一定的积极作用。此外，各职业的女性比例这一控制变量也呈现出一些有价值的含义。表 3的模型1显示，各职业的女性比例与进入管理岗位成反比，且具有统计显著性；表 3的模型2显示，各职业的女性比例与进入技术岗位成正比，且具有统计显著性。这些说明在女性人数较多的职业中，管理岗位较少，组织结构趋于扁平化，但是技术岗位较多。以上结果与现实生活相符，例如，护士、幼儿园教师等都是女性比例很高的职业，这些职业中的管理岗位相对较少，但技术要求较高，需要经过专业培训并持上岗资格证书方可从业。

注释：

1．有关中性职业的划分在后文有详细论述。

2． 该调查由边燕杰教授发起，于2009年6月至10月在中国八大城市开展。八个城市从由北往南分别是：长春、天津、济南、西安、兰州、上海、厦门和广州。

3. 将年龄限定在18-69岁，在本文中可能会造成样本选择问题，即女性可能更早退休。但考虑到在中国劳动力市场中，尤其是非正规市场中，不完全按照退休年龄退出劳动力市场，即使在体制内部门，也存在退休后返聘回来的现象；另一方面，我们的数据中年龄超过55岁的，共计26人，占总分析样本的4‰，其中女性7人、男性19人。即使排除这些人，也不会影响分析结果。