Vol. 8, No. 1, Apr 2018
p-ISSN: 2089-4473 e-ISSN: 2541-1314

## PENGARUH HARGA MENGASUH ANAK TERHADAP PARTISIPASI KERJA WANITA MENIKAH DI INDONESIA
Sukma Direja, email: sukma.direja@gmail.com PPIE Fakultas Ekonomi dan Bisnis UI
Diah Widyawati, email: diah.widyawati@gmail.com PPIE Fakultas Ekonomi dan Bisnis UI

## ABSTRACT
The existence of young children is estimated to increase the reservation wages of a mother, this can reduce the possibility of their work participation in entering the labor market. This study aims to determine the effect of childcare price on the work participation of women who are married in Indonesia. Estimation of labor participation in this study uses a bivariate probit model in which decisions on work decisions are taken simultaneously with decisions on the choice of care type for women who are married. Because not all mothers in the sample work and use paid childcare, childcare wages and prices are estimated for all mothers. To overcome the sample selection bias, the two-stage Heckman method was used. The results of this study indicate that the price of childcare negatively affects the work participation of married women. Which means that if there is an increase in the price of caring a child, it will reduce the work participation of married women.
Kata Kunci: Partisipasi kerja wanita, harga mengasuh anak

## PENDAHULUAN
Banyak  dari  penelitian  terhadap  partisipasi  pekerja  wanita  telah memasukkan variabel yang mengindikasikan keberadaan dari anak yang masih kecil di dalam rumah tangga. Menurut Heckman (1974) keberadaan anak yang masih  kecil  dapat  mempengaruhi  partisipasi  kerja  seorang  wanita.  Hal  ini dikarenakan  anak  pada  usia  tersebut  masih  sangat  membutuhkan  perhatian ataupun  bantuan  orang  dewasa  dalam  memenuhi  kebutuhan  dasar  hidupnya seperti makan, minum dan lain sebagainya. Dan ibu merupakan pengasuh anak yang  paling  utama.  Keberadaan  anak  yang  masih  kecil  ini  diperkirakan  akan meningkatkan  upah  reservasi  sehingga  menurunkan  kemungkinan  partisipasi kerja  seorang  ibu  untuk  masuk  ke  dalam  pasar  tenaga  kerja.  Hal  tersebut disebabkan karena harga mengasuh anak akan bertambah jika seorang ibu ikut serta  masuk  dalam  pasar  tenaga  kerja  atau  juga  dapat  meningkatkan produktivitas ibu di dalam rumah tangga (Connelly, 1992).
Ketika  telah  memiliki  anak,  orang  tua  akan  menghadapi  beberapa keputusan mengenai bagaimana cara mengasuh  anak  dan juga pekerjaannya. Pertama-tama,  mereka  menghadapi  keputusan  apakah  akan  bergantung  pada pengasuhan  anak  yang  bersifat non-parental  yaitu  dengan  menyerahkan pengasuhan anak mereka kepada orang lain seperti keluarga atau pun kerabat dekat. Kedua,  mereka  harus  memutuskan berapa banyak  dana  yang bersedia
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
mereka  keluarkan  dalam  mengasuh  anak  dan  karakteristik  pengasuhan  anak seperti  apa  yang penting  bagi mereka, dengan  mempertimbangkan  preferensi dan kendala yang mereka hadapi (Del Boca, 2015).
Pada umumnya harga mengasuh anak akan lebih berpengaruh terhadap keputusan  tenaga  kerja  bagi  ibu yang memiliki  anak  yang  masih  kecil,  hal  ini dikarenakan  sampai  saat  ini  suplai  tenaga  kerja  bagi  seorang  ayah  belum ditemukan responsif terhadap harga anak (Del Bolca, 2015). Hal tersebut juga ditunjukkan oleh penelitian yang dilakukan oleh Blundell et al (2000) serta Doiron dan Kalb (2005). Harga mengasuh anak sangatlah penting terhadap keputusan orangtua dan  dapat  dipandang sebagai suatu pengurang bagi  upah  kerja  ibu, dimana semakin tinggi harga mengasuh anak dalam suatu keluarga maka akan mengurangi jam kerja ibu di pasar tenaga kerja (Del Boca 2015).
Keputusan seorang wanita yang sudah menikah untuk keluar dan masuk ke dalam pasar tenaga kerja dipengaruhi oleh bukan hanya faktor eksternal tetapi juga oleh faktor internal. Faktor internal tersebut antara lain misalnya status kerja dari pasangannya apakah bekerja atau tidak, besar kecilnya pendapatan rumah tangga tersebut, juga keberadaan anak dan lain sebagainya. Sedangkan faktor eksternal  seperti  upah  yang  berlaku  di  pasaran,  kebijakan  pemerintah  yang berkaitan dengan ketenagakerjaan, harga untuk membeli barang maupun jasa (termasuk harga mengasuh anak) dan lain sebagainya.
Berdasarkan teori tentang pengaruh dari harga mengasuh anak terhadap suplai tenaga kerja ibu menyatakan bahwa harga mengasuh anak meningkatkan upah  reservasi  ibu  sehingga  harga  mengasuh  anak  mempengaruhi  partisipasi tenaga kerja wanita yang masih mempunyai anak kecil (Wrohlich, 2004). Teori ekonomi juga menunjukan bahwa dengan berkurangnya harga mengasuh anak maka  akan  mendorong  peningkatan  kemungkinan  seorang  wanita  untuk berpartisipasi dalam angkatan kerja (GAO, 1994). Hal ini telah ditemukan dalam penelitian-penelitian yang dilakukan di Amerika Serikat dan Kanada yang meneliti tentang pengaruh harga mengasuh anak terhadap keputusan bekerja (Heckman, 1974; Presser dan Baldwin, 1980; Connelly, 1992; Ribar, 1995; Blau dan Robins, 1988; Powell, 1997). Studi-studi mereka menggunakan konsep dan definisi anak serta  pendekatan  yang  berbeda  untuk  memperkirakan  besarnya  pengaruh tersebut.
Salah  satu  studi  yang  pertama  kali  meneliti  tentang  masalah  ini  yaitu Heckman  (1974) yang  memperkirakan  fungsi  harga  pengasuhan  anak  dengan mempertimbangkan  faktor  demografi  rumah  tangga.  Blau  dan  Robins  (1988) memasukkan rata-rata pengeluaran untuk pengasuhan anak dalam suatu wilayah sebagai  variabel  harga  mengasuh  anak  untuk  setiap  rumah  tangga.  Connelly (1992)  menggunakan  pengeluaran  yang  diprediksi  sebagai  instrumen  untuk harga  perawatan  anak  dalam  persamaan  partisipasi  angkatan  kerja  yang menyertainya, kontrol instrumen harga untuk variasi regional dan karakteristik keluarga.  Ribar  (1995),  dalam  pendekatan  strukturalnya,  menganggap pengeluaran per jam perawatan per anak sebagai ukuran harga mengasuh anak.
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
Penelitian  dari  Blau  dan  Robins  (1988),  Connelly  (1992),  dan  Ribar  (1995) menunjukkan bahwa harga mengasuh anak merupakan faktor yang berpengaruh negatif dalam mengambil keputusan untuk bekerja.
Tetapi hasil yang berbeda ditemukan oleh Merkle (1994) dalam Wrohlich (2004) yang meneliti hubungan antara tenaga kerja ibu dengan harga mengasuh anak di Jerman. Merkle tidak menemukan pengaruh yang signifikan dari harga mengasuh anak terhadap partisipasi tenaga kerja ibu. Penelitian Cobb-Clark et al (1999)  di  Australia  juga  menemukan  bahwa  harga  mengasuh  anak  bukanlah penghalang untuk masuk ke dalam pasar tenaga kerja. Demikian juga penelitian yang dilakukan oleh Wetzles (2005), Van Gameren dan Ooms (2009) di Belanda, Lundin et  al  (2008)  di  Swedia,  tentang  harga  mengasuh  anak  dan  partisipasi tenaga kerja yang hasilnya menunjukan bahwa harga mengasuh anak tidaklah penting dalam keputusan partisipasi tenaga kerja.
Perbedaan  hasil  dari  penelitian  mereka  mungkin  disebabkan  oleh kebijakan  pemerintah  yang  berlaku  di  negara-negara  penelitian  tersebut dilakukan  dimana  terdapat  kebijakan  pemerintah  setempat  mengenai  subsidi untuk  harga  mengasuh  anak  sehingga  keputusan  untuk  bekerja  tidak  terlalu dipengaruhi oleh harga mengasuh anak.
Sebagaimana  telah  disebutkan  sebelumnya,  terdapat  beberapa  temuan dari penelitian yang berbeda mengenai pengaruh harga mengasuh anak terhadap partisipasi kerja wanita. Sebagian menyebutkan adanya hubungan negatif antara harga mengasuh anak dan partisipasi kerja wanita, sementara sebagian lainnya menyebutkan  tidak  ada  pengaruh.  Oleh  karena  itu  peneliti  ingin  mengetahui bagaimana  pengaruh  harga  mengasuh  anak  terhadap  partisipasi  kerja  wanita yang sudah menikah di Indonesia.

## TINJAUAN LITERATUR
Terdapat  beberapa  penelitian  yang  meneliti  tentang  pengasuhan  anak. Ada sebagian yang membahas tentang pengaruh pendapatan keluarga, harga, dan  faktor-faktor  lainnya  yang  mempengaruhi  pilihan  pengasuhan  anak  yang dilakukan oleh ibu yang bekerja dan ada juga yang menitikberatkan pada model keputusan bersama antara suplai tenaga kerja perempuan dan keputusan jenis pengasuhan anak.
Penelitian  tersebut  menggunakan  cara  estimasi  yang  berbeda-beda. Kebanyakan  penelitian  mengestimasi  persamaan  suplai  tenaga  kerja  biasanya dengan persamaan probabilitas bekerja dan tidak bekerja dengan memasukan variabel  harga  mengasuh  anak  yang  juga  dimodelkan  dengan  keputusan bersama  pilihan  pengasuhan  anak.  Estimasi  harga pengasuhan  anak biasanya hanya  tersedia  untuk  mereka  yang  bekerja  dan  membayar  untuk  mengasuh anak, karenanya nilai dari perkiraan harga mengasuh anak harus dihitung untuk
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
mereka  yang  tidak  bekerja  dan  tidak  membayar  untuk  mengasuh  anak.  Nilai tersebut  merupakan  nilai  perkiraan  berdasarkan  nilai  rata-rata  dalam  suatu komunitas  (Blau  dan  Robbins,  1988)  atau  estimasi  nilai  yang  sudah  dikoreksi berdasarkan mereka yang membayar {Connelly (1992), Ribar (1992)}. Viitanen (2005) dalam penelitiannya di Inggris memodelkan keputusan untuk bekerja dan keputusan untuk menggunakan pengasuhan berbayar secara bersamaan dimana kedua  keputusan  tersebut  dipengaruhi  beberapa  faktor  seperti  nilai  perkiraan harga mengasuh anak dan nilai perkiraan upah ibu. Oleh karena itu dalam hal ini keputusan  untuk  bekerja  dan  keputusan  untuk  membayar  pengasuhan  anak dianggap sebagai keputusan yang diambil bersamaan. Berdasarkan hal tersebut peneliti  akan  melakukan  estimasi  terhadap  keputusan  bekerja  dan  keputusan membayar pengasuhan anak secara bersamaan dengan tetap menitik beratkan pada  pengaruh  harga  mengasuh  anak  terhadap  partisipasi  kerja  wanita  yang sudah menikah.
Berdasarkan  tinjauan  tersebut  maka  masalah  yang  menjadi  perhatian penelitian  ini  adalah  bagaimanakah  pengaruh  harga  mengasuh  anak  terhadap partisipasi kerja wanita yang sudah menikah. Penelitian tersebut penting karena sejauh  pengetahuan  peneliti  sampai  saat  ini  belum  banyak  yang  membahas tentang masalah partisipasi kerja wanita di Indonesia terlebih mengkaitkannya dengan  harga  mengasuh  anak.  Beberapa  penelitian  sebelumnya  seperti  yang dilakukan oleh Priebe (2010) dan Harsoyo (2016) yang mengangkat isu tentang partisipasi  tenaga  kerja  perempuan  di  Indonesia  namun  menghubungkannya dengan  fertilitas.  Penelitian  lain  yang  dilakukan  oleh  Radhakrishnan (2010) tentang pengaruh program keluarga berencana terhadap keputusan partisipasi kerja  dan  pilihan  konstrasepsi  wanita.  Penelitiannya  menggunakan  perkiraan model  struktural  yang  menunjukkan  bahwa  pekerjaan  sektor  informal menawarkan kecocokan yang lebih besar antara pekerjaan dan mengasuh anak. Namun  penelitian  tersebut  tidak  secara  spesifik  menganalisis  pengaruh  harga mengasuh anak terhadap partisipasi kerja wanita.  Oleh karena itu penelitian ini mencoba  untuk  meneliti  tentang  partisipasi  kerja  wanita  yang  sudah menikah dengan  memasukkan  faktor  harga  mengasuh  anak  sebagai  variabel  yang mempengaruhinya.  Tidak  seperti  penelitian  di  luar  negeri  dimana  harga mengasuh anak sudah didapatkan dari hasil survei yang memang dikhususkan untuk tenaga kerja dan pengasuhan anak, di Indonesia belum terdapat survei yang dikhususkan mengenai pengasuhan anak. Namun dalam Survei Biaya Hidup (SBH) pada tahun 2012 yang dilakukan oleh Badan Pusat Statistik (BPS) terdapat pertanyaan mengenai biaya baby sitter dan tempat penitipan anak. Oleh karena itu  untuk  mendapatkan  harga  mengasuh  per  anak  penulis  membagi  biaya pengeluaran untuk baby sitter dan tempat pengasuhan anak dengan jumlah anak berusia 0-5 tahun yang merupakan usia prasekolah dalam rumah tangga.
Selain  itu  dalam  penelitian  ini  menggunakan  variabel  kontrol  seperti keberadaan pembantu dalam rumah tangga. Dalam studi sebelumnya di negara- negara maju dimana pembantu tidak ada sedangkan di Indonesia keberadaan pembantu  merupakan  fakta  yang  ada  di  masyarakat.  Pembantu  dianggap
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
sebagai alternatif lain pengasuh dalam rumah tangga meskipun tugas utamanya adalah  mengerjakan  pekerjaan  rumah  tangga.  Sehingga  keberadaan  mereka diduga berpengaruh terhadap partisipasi kerja ibu.
Sampel yang digunakan dalam penelitian ini yaitu wanita yang menikah berusia  18-55  tahun.  Penelitian  ini  diharapkan  dapat  memberi  informasi  baru mengenai pengaruh harga mengasuh anak terhadap partisipasi kerja wanita yang sudah.  Dan  juga  penelitian  ini  diharapkan  dapat  memperkaya  informasi  studi mengenai pekerja wanita yang ada di Indonesia.
Model teoritis yang digunakan dalam penelitian ini berdasarkan kerangka analisis yang dibangun oleh Powel (1997). Diasumsikan jika seorang wanita yang sudah menikah dimana pasangannya berada dalam rumah tangga dan memiliki paling tidak  seorang  anak  kecil berusia  kurang  dari 6 tahun berperan sebagai pengasuh anak yang utama. Fungsi utilitas ibu tersebut yaitu:
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
𝑈 = 𝑈(𝑋, 𝑄, 𝐿)
1)
dimana: X adalah konsumsi barang
L adalah waktu leisure ibu
Q adalah kualitas pengasuhan anak
Total dari kualitas mengasuh terhadap N anak dalam rumah tangga adalah
𝑄 = 𝑄 𝐶 + 𝑄 𝐶
2)
Kualitas pengasuhan anak tergantung tergantung pada banyaknya waktu yang digunakan ibu untuk mengasuh mereka ( 𝐶 ) dan banyaknya waktu pengasuhan yang  didapat  selain  dari  ibu (𝐶 ). 𝑄 dan 𝑄 menggambarkan  ukuran  kualitas pengasuhan anak yang didapat dari ibu dan selain ibu. Jumlah anak sebanyak N dianggap eksogen.

## Maksimalisasi utilitas ibu menghadapi 3 kendala yaitu kendala dana
𝑋 + 𝑃 𝐶 = 𝑊𝐻 + 𝑌 3)
dimana:
𝑃 merupakan harga per jam dari pengasuhan selain ibu untuk N anak W merupakan tingkat upah ibu
H merupakan jam kerja ibu
Y merupakan pendapatan keluarga selain dari upah ibu
Harga barang komposit dinormalisasikan menjadi 1. Kendala berikutnya adalah kendala  waktu  dimana  seorang  ibu  akan  mengalokasikan  waktunya  antara bekerja, leisure, dan mengasuh anak.
𝐻 + 𝐶 + 𝐿 = 1 4)
dan juga waktu dari anak terbagi antara diasuh oleh ibu dengan selain ibu.
𝐶 + 𝐶 = 1
5)
Dengan memaksimalkan fungsi utilitas ibu terhadap 𝐿, 𝐻 , 𝐶 , 𝐶 subject to ketiga kendala tersebut:
ℒ = 𝑈(𝑋, 𝑄, 𝐿) + 𝜆 [𝑊𝐻 + 𝑌 − 𝑋 − 𝑃 𝐶 ] + 𝜆 [1 − 𝐻 − 𝐶 − 𝐿] + 𝜆 [1 − 𝐶 − 𝐶 ]

## 6)
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
Dengan memaksimalkan utilitas diatas terhadap 𝐿, 𝐻, 𝐶 dan 𝐶 , solusi dari FOC diatas menghasilkan Reduced form dari variabel 𝐻 dan 𝑄 yang merupakan fungsi dari upah ( 𝑊 ), harga pasar pengasuhan anak ( 𝑃 ), determinan observasi lainnya dan unobserved determin 𝐻 = ℎ ∗ (𝑊, 𝑃  , 𝑋, 𝜔)
7)
𝑄 = 𝑞 ∗ (𝑊, 𝑃 , 𝑋, 𝜀) 8)
dimana:
𝑊 = upah ibu
𝑃 = harga pasar mengasuh anak
𝑋 = vektor determinan observasi lainnya
𝜔, 𝜀, 𝜂 = unobserved determin

## 1.1 METODE PENELITIAN
Untuk mengestimasi partisipasi tenaga kerja dalam penelitian ini penulis menggunakan  model  bivariat  probit  dimana  partisipasi  bekerja  wanita  yang sudah menikah (LFP) sama dengan satu jika bekerja  sebagai buruh/karyawan dan  nol  jika  lainnya,  serta  tipe  pengasuhan  dimana  jika  wanita  tersebut menggunakan  jasa  pengasuhan  berbayar  seperti baby  sitter  maupun  tempat penitipan  anak maka  akan berkode satu  dan berkode nol  jika  lainnya. Namun karena tidak semua  ibu dalam sampel bekerja dan menggunakan pengasuhan anak berbayar oleh karena itu dilakukan estimasi upah dan harga pengasuhan anak untuk semua ibu. Hal ini dilakukan dengan menggunakan informasi dari ibu yang  memiliki  upah  dan  membayar  untuk  mengasuh  anaknya  agar  dapat diperkirakan upah  bagi mereka  yang  tidak  bekerja  dan harga  mengasuh  anak bagi mereka yang tidak membayar. Estimasi upah dan harga mengasuh anak ini bisa bias jika terdapat perbedaan yang tidak terobservasi antara ibu yang bekerja dan  yang  tidak  bekerja  dan  yang  menggunakan  pengasuhan  anak  berbayar dengan  yang  tidak.  Hal  ini  disebut  dengan  bias  seleksi  sampel.  Untuk mengatasinya  maka  digunakan  metode two  stage  Heckman.  Pertama-tama dilakukan  estimasi  persamaan reduced  form  probit  untuk  menghitung  faktor koreksi statistik yang disebut dengan Inverse Mills Ratio (IMR). Reduced form probit dari probabilitas bekerja dan probabilitas membayar untuk mengasuh anak dihitung  secara  terpisah  sehingga  diperoleh  nilai  IMR  dari  masing-masing koefisien reduced  form.  Kemudian  IMR  dimasukan  sebagai  variabel  tambahan dalam estimasi  upah  untuk  ibu  yang bekerja dan  membayar harga mengasuh anak. Koefisien dari estimasi ini digunakan untuk menghitung unbiased estimasi upah dan harga mengasuh anak untuk semua ibu dalam sampel.
Persamaan bivariat probitnya adalah:
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
𝑝𝑎𝑟𝑡_𝑘𝑒𝑟𝑗𝑎 = 𝑎 + 𝑎 ln_𝑢𝑝𝑎ℎ_𝑖𝑏𝑢_ℎ𝑎𝑡 + 𝑎 ln_ℎ𝑎𝑟𝑔𝑎_𝑎𝑠𝑢ℎ_ℎ𝑎𝑡 + 𝑎 𝑢𝑚𝑢𝑟 + 𝑎 𝑢𝑚𝑢𝑟𝑠𝑞𝑟 + 𝑎 𝑙𝑎𝑚𝑎_𝑠𝑒𝑘𝑜𝑙𝑎ℎ +   𝑎  𝑙𝑛𝑝𝑒𝑛𝑑𝑚𝑖𝑛𝑖𝑏𝑢 + 𝑎  𝑑_𝑤𝑎𝑛𝑖𝑡𝑎𝑑𝑤𝑠𝑡𝑑𝑘𝑟𝑗𝑎 + 𝑎  𝑑_𝑝𝑒𝑚𝑏𝑎𝑛𝑡𝑢 + 𝑎  𝑟𝑎𝑠𝑖𝑜_𝑎𝑛𝑎𝑘 + 𝑎  𝑠𝑡𝑎𝑡𝑢𝑠_𝑘𝑒𝑟𝑗𝑎_𝑠𝑢𝑎𝑚𝑖 + 𝜀
15)
𝑡𝑖𝑝𝑒_𝑎𝑠𝑢ℎ = 𝑏 + 𝑏 ln_𝑢𝑝𝑎ℎ_𝑖𝑏𝑢_ℎ𝑎𝑡 + 𝑏 ln_ℎ𝑎𝑟𝑔𝑎_𝑎𝑠𝑢ℎ_ℎ𝑎𝑡 + 𝑏 𝑢𝑚𝑢𝑟 + 𝑏 𝑢𝑚𝑢𝑟𝑠𝑞𝑟 + 𝑏 𝑙𝑎𝑚𝑎_𝑠𝑒𝑘𝑜𝑙𝑎ℎ + 𝑏  ln_𝑝𝑒𝑛𝑑𝑚𝑖𝑛𝑖𝑏𝑢 + 𝑏  𝑑_𝑤𝑎𝑛𝑖𝑡𝑎𝑑𝑤𝑠𝑡𝑑𝑘𝑟𝑗𝑎 + 𝑏  𝑑_𝑝𝑒𝑚𝑏𝑎𝑛𝑡𝑢 + 𝑏  𝑟𝑎𝑠𝑖𝑜_𝑎𝑛𝑎𝑘 + 𝑏  𝑠𝑡𝑎𝑡𝑢𝑠_𝑘𝑒𝑟𝑗𝑎_𝑠𝑢𝑎𝑚𝑖 + 𝜀
16) dimana: part_kerja = berkode satu jika ibu bekerja sebagai buruh/karyawan/ pegawai dan nol jika lainnya tipe_asuh = berkode satu jika ibu menggunakan jasa pengasuhan anak berbayar dan nol jika lainnya ln_upah_ibu_hat = merupakan nilai estimasi dari upah ibu per bulan dalam bentuk ln ln_harga_asuh_hat  = merupakan nilai estimasi dari harga asuh per bulan dalam bentuk ln umur = merupakan umur ibu umursqr = merupakan umur ibu dikuadratkan lama_sekolah = merupakan tahun lamanya ibu sekolah ln_pendminibu = pendapatan rumahtangga yang didapat dari selain upah ibu dalam bentuk ln d_wanitadwstdkrja  = bernilai satu jika terdapat wanita dewasa yang tidak bekerja  selain  ibu  dalam  rumah  tangga  dan  nol  jika lainnya d_pembantu =  bernilai  satu  jika  terdapat  pembantu  didalam  rumah tangga dan nol jika lainnya rasio_anak = perbandingan antara jumlah berusia 0-5 tahun dengan jumlah anak yang dimiliki dalam rumah tangga status_kerja_suami  = bernilai satu jika suami bekerja dan nol jika lainnya 𝜀 = error term, distribusi bivariat normal dengan rata-rata 0 dan covarian 𝜌 .
Parameter yang akan diestimasi yaitu 𝑎 , 𝑎 , 𝑎 , 𝑎 , 𝑎 , 𝑎 , 𝑎 , 𝑎 , 𝑎 , 𝑎 , 𝑏 , 𝑏 , 𝑏 , 𝑏 , 𝑏 , 𝑏 , 𝑏 , 𝑏 , 𝑏 , 𝑏 . Variabel kontrol yang digunakan dalam penelitian ini  mengikuti  beberapa  penelitian  sebelumnya.  Variabel  tersebut  merupakan variabel  yang  menggambarkan  karakteristik  ibu,  karakteristik  rumah  tangga, maupun karakteristik wilayah. Untuk karakteristik ibu digunakan variabel umur, umursqr,  lama  sekolah. Variabel  ini  juga  digunakan  oleh  Viitanen  (2005),  dan Cleveland et al (1996). Umur diharapkan memberikan pengaruh positif terhadap
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
partisipasi kerja maupun tipe pengasuhan anak. Diasumsikan terjadi diminishing return pada umur sehingga dalam model dimasukkan bentuk kuadrat dari umur. Lama sekolah diharapkan memberikan pengaruh positif dimana semakin tinggi lama sekolah  ibu maka akan meningkatkan kemungkinan partisipasi kerja dan tipe pengasuhan anak yang dipilih yaitu pengasuhan anak berbayar.
Untuk katakteristik rumah tangga digunakan pendapatan rumah tangga yang diperoleh selain dari upah ibu jika bekerja, keberadaan wanita dewasa yang tidak  bekerja,  keberadaan  pembantu,  rasio  anak,  dan  status  kerja  suami. Variabel-variabel tersebut digunakan oleh Viitanen (2005), Cleveland et al (1996), Borra  (2009),  Song  dan  Dong  (2017),  Han  dan  Waldfogel  (2001)  dalam penelitiannya.
Pendapatan rumah tangga selain pendapatan ibu diharapkan berpengaruh negatif  terhadap  partisipasi  kerja  dan  positif  terhadap  tipe  pengasuhan  anak berbayar. Keberadaan wanita dewasa yang tidak bekerja diharapkan memberikan pengaruh  positif  terhadap  partisipasi  kerja  namun  diharapkan  memberikan pengaruh  negatif  terhadap  tipe  pengasuhan  anak  berbayar.  Keberadaan pembantu  diharapkan  memberikan  pengaruh  positif  terhadap  partisipasi  kerja tetapi diharapkan memberikan pengaruh negatif terhadap tipe pengasuhan anak berbayar.  Rasio  anak  diharapkan  memberikan  pengaruh  negatif  terhadap partisipasi  kerja  dan  positif  terhadap  tipe  pengasuhan  anak  berbayar.  Status kerja  suami  yang  bekerja  diharapkan  memberikan  pengaruh  negatif  terhadap partisipasi kerja ibu dan positif terhadap tipe pengasuhan anak berbayar.
Nilai  ekspektasi  upah  diestimasi  dari  subsampel  ibu  yang  mempunyai upah, namun hal tersebut dapat menyebabkan bias. Oleh karena itu dilakukan penghitungan  koreksi  sampel  seleksi  untuk  menghitung  nilai  ekspektasi  upah untuk semua sampel. Untuk mendapatkan nilai tersebut digunakan persamaan probit terhadap probabilitas bekerja dan tidak bekerja. Persamaan probit tersebut kemudian  digunakan  untuk  mendapatkan  nilai Inverse  Mills  Ratio  (IMR)  yang kemudian  dipakai  sebagai  regresor  dalam  mengestimasi  nilai  upah  dalam  sub sampel penerima upah. Hal tersebut dapat menghasilkan nilai ekspektasi yang tidak bias untuk semua ibu dalam sampel. Persamaannya yaitu:
𝑝𝑎𝑟𝑡_𝑘𝑒𝑟𝑗𝑎 =   𝑐 + 𝑐 𝑢𝑚𝑢𝑟 + 𝑐 𝑢𝑚𝑢𝑟𝑠𝑞𝑟 + 𝑐  𝑙𝑎𝑚𝑎_𝑠𝑒𝑘𝑜𝑙𝑎ℎ + 𝑐  ln_𝑝𝑒𝑛𝑑𝑚𝑖𝑛𝑖𝑏𝑢 + 𝑐  𝑑_𝑤𝑎𝑛𝑖𝑡𝑎𝑑𝑤𝑠𝑡𝑑𝑘𝑟𝑗𝑎 + 𝑐  𝑑_𝑝𝑒𝑚𝑏𝑎𝑛𝑡𝑢 + 𝑐  𝑟𝑎𝑠𝑖𝑜_𝑎𝑛𝑎𝑘 + 𝑐  𝑠𝑡𝑎𝑡𝑢𝑠_𝑘𝑒𝑟𝑗𝑎_𝑠𝑢𝑎𝑚𝑖 + 𝜀
17)
Inverse  Mills  Ratio  ( 𝜆 )  yang  dihasilkan  dari  persamaan  partisipasi  kerja diatas  dimasukan  ke  dalam  fungsi  upah  sebagai  koreksi  atas  bias  pemilihan sampel, sehingga fungsi upahnya adalah:
ln_𝑢𝑝𝑎ℎ_𝑖𝑏𝑢_ℎ𝑎𝑡 = 𝑑 + 𝑑 𝑢𝑚𝑢𝑟 + 𝑑 𝑢𝑚𝑢𝑟𝑠𝑞𝑟 + 𝑑 𝑙𝑎𝑚𝑎_𝑠𝑒𝑘𝑜𝑙𝑎ℎ + 𝑑 𝜆 +𝜀
18)
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
Umur dan  lama  sekolah, diduga memberikan  pengaruh positif  terhadap upah.  Diasumsikan  terjadi diminishing  return  umur  terhadap  upah  sehingga memberikan  pengaruh  negatif  (variabel  umursqr).  Ketiga  variabel  kontrol tersebut juga digunakan oleh Viitanen (2005) dan juga Song dan Dong (2017) dalam penelitiannya.
Sama  halnya  dengan  nilai  upah,  nilai  ekspektasi  harga  mengasuh  juga didapat dari estimasi parameter ibu yang membayar untuk mengasuh anaknya dengan  cara  yang  sama  seperti  mendapat  nilai  ekspektasi  upah  ibu. Persamaannya yaitu:
𝑡𝑖𝑝𝑒_𝑎𝑠𝑢ℎ = 𝑓 + 𝑓 𝑢𝑚𝑢𝑟 + 𝑓 𝑢𝑚𝑢𝑟𝑠𝑞𝑟 + 𝑓 𝑙𝑎𝑚𝑎_𝑠𝑒𝑘𝑜𝑙𝑎ℎ + 𝑓  ln_𝑝𝑒𝑛𝑑𝑚𝑖𝑛𝑖𝑏𝑢 + 𝑓  𝑑_𝑤𝑎𝑛𝑖𝑡𝑎𝑑𝑤𝑠𝑡𝑑𝑘𝑟𝑗𝑎 + 𝑓  𝑑_𝑝𝑒𝑚𝑏𝑎𝑛𝑡𝑢 + 𝑓  𝑟𝑎𝑠𝑖𝑜_𝑎𝑛𝑎𝑘 + 𝑓  𝑠𝑡𝑎𝑡𝑢𝑠_𝑘𝑒𝑟𝑗𝑎_𝑠𝑢𝑎𝑚𝑖 + 𝜀
19)
Inverse  Mills  Ratio  ( 𝜆 )  yang  dihasilkan  dari  persamaan  partisipasi penggunaan jasa pengasuhan berbayar diatas dimasukan ke dalam fungsi harga asuh sebagai koreksi atas bias pemilihan sampel, sehingga fungsi harga asuhnya adalah:
ln_ℎ𝑎𝑟𝑔𝑎_𝑎𝑠𝑢ℎ_ℎ𝑎𝑡 = 𝑔 + 𝑔 ln_𝑝𝑒𝑛𝑑𝑚𝑖𝑛𝑖𝑏𝑢 + 𝑔 ln_𝑢𝑝𝑎ℎ_𝑝𝑒𝑛𝑔𝑎𝑠𝑢ℎ + 𝑔 𝑗𝑎𝑤𝑎 + 𝑔 𝜆 + 𝜀
20) dimana: ln_pendminibu =  merupakan  pendapatan  yang  diperoleh  oleh  rumah tangga selain dari upah ibu ln_upah_pengasuh  = merupakan rata-rata upah pengasuh dalam suatu provinsi jawa = merupakan variabel dummy yang bernilai 1 jika tempat tinggal sampel berada di pulau Jawa dan 0 jika lainnya
Diduga  ketiga  variabel  bebas  tersebut  memberikan  pengaruh  positif terhadap harga mengasuh. Variabel-variabel bebas tersebut telah digunakan oleh beberapa peneliti sebelumnya. Dummy wilayah digunakan oleh Cleveland et al (1996) dan Viitanen (2005), pendapatan rumah tangga yang didapat selain upah ibu  digunakan  oleh  Han  dan  Walfogel  (2001),  sedangkan  rata-rata  upah pengasuh digunakan oleh Viitanen (2005).
Data yang digunakan dalam penelitian ini berasal dari Survei Biaya Hidup yang dilakukan oleh Badan Pusat Statistik pada tahun 2012. Variabel independen yang  digunakan  dalam  penelitian  ini  yaitu  partisipasi  kerja  ibu  dan  tipe pengasuhan anak. Sampel yang digunakan dalam penelitian ini yaitu wanita yang menikah dan berusia 18-55. Ibu yang masih berstatus anak dalam rumah tangga dikeluarkan  dari  sampel  karena  sampel  dalam  SBH  merupakan  sampel  rumah tangga  dan  bukan  merupakan  sampel  keluarga.  Dari  survei  SBH  didapat
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
sebanyak 80.505 ibu yang menikah yang akan digunakan sebagai sampel dalam penelitian ini.

## Tabel 1

## Definisi Operasional Variabel yang digunakan
Variabel Definisi Sumber Data Unit/Satuan (1) (2) (3) (4) part_kerja Berkode 1 jika status bekerja sebagai: buruh/karyawan/pegawai, 0 lainnya SBH Orang tipe_asuh Berkode  1  jika  menggunakan  jasa pengasuhan  berbayar  seperti baby sitter dan atau tempat penitipan anak, 0 lainnya SBH Orang ln_upah_ibu_hat Nilai  estimasi  upah  ibu  dalam  bentuk logaritma Estimasi ln_harga_asuh_hat Nilai estimasi harga asuh dalam bentuk logaritma Estimasi upah_ibu Nilai  upah  ibu  bekerja  sebagai buruh/karyawan/pegawai SBH Orang per bulan harga_asuh Nilai harga asuh SBH Anak per bulan umur Umur ibu SBH Tahun umursqr Umur ibu dikuadratkan SBH Tahun lama_sekolah Lama sekolah SBH Tahun ln_pendrutaminibu Pendapatan  rumah  tangga  selain  dari upah ibu dalam bentuk logaritma SBH d_wanitadwstdkrja Keberadaan wanita dewasa berusia 18 tahun  keatas  yang  tidak  bekerja sebagai buruh/karyawan/pegawai bernilai 1 jika ada, nol lainnya SBH d_pembantu Keberadaan  pembantu  rumah  tangga bernilai 1 jika ada, 0 lainnya SBH rasio_anak Perbandingan anak berusia 0-5 tahun dengan  jumlah  semua  anak  dalam rumah tangga SBH d_kerja_suami Status  kerja  suami  bernilai  1  jika bekerja, 0 lainnya SBH ln_upah_pengasuh Nilai rata-rata upah pekerja pengasuh suatu provinsi dalam bentuk logaritma SBH jawa Tempat  tinggal  responden  bernilai  1 jika di pulau jawa, nol lainnya SBH

## HASIL DAN ANALISIS PENELITIAN

## Tabel 2

## Kombinasi antara Partisipasi Kerja dan Tipe Pengasuhan
Partisipasi Kerja (persen) Tipe Pengasuhan (persen) Total Tidak Berbayar Berbayar (1) (2) (3) (4) Tidak Kerja Kerja 61.659 (99,772) (77,363) 18.042 (96,616) (22,637) 172 (0,287) (21,933) 632 (3,384) (78,607) 61.831 (100) (76,804) 18.674 (100) (23,196) Total 79.701 (99,001) (100) 804 (0,999) (100) 80.505 (100) (100)

## Sumber: SBH 2012, Diolah
Dari tabel  2 terlihat jika dari sampel ibu menikah  ada sebanyak 18.674 atau sebesar 23,196 persen yang bekerja sebagai buruh/pegawai/karyawan dan sebanyak  804  orang  atau  sebesar  0,999  persen  yang  menggunakan  jasa pengasuhan berbayar.  Dan ada sebanyak 632 orang atau sebesar 3,384 persen dari  mereka  yang  bekerja  dan  menggunakan  jasa  pengasuhan  berbayar. Sedangkan  sisanya  yaitu  ibu  bekerja  dan  tidak  menggunakan  pengasuhan berbayar sebanyak 18.042 orang atau sebesar 96,661 persen.

## Tabel 3

## Partisipasi Kerja Wanita Menikah berdasarkan Kelompok Umur
Kelompok Umur Partisipasi Kerja Jumlah Kerja  Persentase  Tidak Kerja  Persentase (1) (2) (3) (4) (5) (6) 18-25 584 3,13 3.507 5,67 4.091 26-30 2.411 12,91 8.378 13,55 10.789 31-35 3.539 18,95 11.455 18,53 14.994 36-40 3.836 20,54 12.599 20,38 16.435 41-45 3.625 19,41 10.814 17,49 14.439 46-50 3.047 16,32 9.145 14,79 12.192 51-55 1.632 8,74 5.933 9,60 7.565 Jumlah 18.674 100 61.831 100  80.505

## Sumber: SBH 2012, Diolah
Berdasarkan  tabel  3  jika  dilihat  dari  umur  maka  partisipasi  kerja  dari wanita yang sudah menikah paling banyak bekerja terdapat pada kelompok umur
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
36-40 tahun yaitu sebesar 20,54 persen, hal ini mungkin disebabkan pada usia tersebut jika mereka mempunyai anak maka anaknya diperkirakan sudah cukup besar  untuk  ditinggal  bekerja.  Sedangkan  yang  terkecil  yaitu  pada  kelompok umur 18-25 tahun yaitu sebesar 3,13 persen, hal ini mungkin disebabkan pada kelompok  usia  tersebut  jika  mereka  mempunyai  anak  diperkirakan  anaknya masih sangat kecil untuk ditinggal bekerja.

## Tabel 4
Partisipasi Kerja Wanita Menikah berdasarkan Lama Sekolah Lama Sekolah (Tahun) Partisipasi Kerja Jumlah Kerja Persentase  Tidak Kerja  Persentase (1) (2) (3) (4) (5) (6) 0 1.018 5,45 7.035 11,38 8.053 1-6 2.051 10,98 13.147 21,26 15.198 7-9 1.760 9,42 13.054 21,11 14.814 10-12 5.505 29,48 23.884 38,63 29.389 12-14 662 3,55 580 0,94 1.242 15 1.523 8,16 1.470 2,38 2.993 16 5.565 29,80 2.583 4,18 8.148 17-20 590 3,16 78 0,13 668 Jumlah 18.674 100 61.831 100  80.505

## Sumber: SBH 2012, Diolah
Berdasarkan  tabel  4  jika  dilihat  dari  pendidikan  maka  kelompok  wanita menikah yang paling banyak bekerja yaitu mereka yang memiliki lama sekolah 16 tahun atau setara dengan tingkat pendidikan D4 atau S1. Sedangkan yang paling sedikit yaitu pada kelompok dengan lama sekolah 17-20 tahun atau setara S2/S3,  hal  ini  mungkin  disebabkan  karena  tidak  terlalu  banyak  wanita  yang pendidikan S2/S3 di Indonesia.

## Tabel 5

## Partisipasi Kerja Wanita Menikah berdasarkan Pendapatan Rumah Tangga
Pendapatan (Rupiah) Partisipasi Kerja Jumlah Kerja  Persentase  Tidak Kerja  Persentase (1) (2) (3) (4) (5) (6) <5.000.000 8.403 45,00 40.253 65,10 48.656 5.000.000-10.000.000 6.888 36,89 15.859 25,65 22.747 >10.000.000 3.383 18,12 5.719 9,25 9.102 Jumlah 18.674 100,00 61.831 100,00 80.505

## Sumber: SBH 2012, Diolah
Menurut  tabel  5  jika  dilihat  dari  pendapatan  rumah  tangga  kelompok wanita menikah yang paling banyak bekerja terdapat pada mereka yang memiliki pendapatan rumah tangga kurang dari 5 juta rupiah atau sebesar 45 persen.

## Tabel 6

## Koefisien Probit Partisipasi Kerja dan Estimasi Upah Ibu
Variabel Partisipasi Kerja Estimasi Upah Ibu Koefisien SE Koefisien SE (1) (2) (3) (4) (5) umur umursqr lama_sekolah ln_pendrutaminibu d_wanitadwstdkrja d_pembantu rasio_anak status_kerja_suami konstansta 0,105*** -0,001*** 0,023*** -0,248*** 0,055*** 0,954*** 0,197*** -0,108*** 0,410*** 0,006 0,000 0,001 0,008 0,013 0,033 0,019 0,021 0,157 0,064*** -0,000*** 0,068*** 10,447*** 0,008 0,000 0,002 0,184 Observasi (N) 𝜌 Invers mills ratio 80.505 0,603 0,606*** 0,038
Sumber: SBH 2012, Diolah. Keterangan: Signifikan pada ***α=1%
Tabel  6  menyajikan  keterangan  tentang  model  upah  ibu  yang  sudah mengalami  koreksi  seleksi  sampel.  Hasilnya  secara  umum  menunjukkan konsistensi  dengan  dugaan  sebelumnya.  Dimana  probabilitas  partisipasi  kerja yang dipengaruhi umur menunjukkan nilai positif artinya semakin bertambah usia ibu  yang  menikah  maka  semakin  tiggi  kemungkinan  ia  untuk  bekerja  namun seiring  bertambahnya  umur  akan  mengurangi  kemungkinan  mereka  untuk bekerja. Lama sekolah sesuai dugaan menunjukkan pengaruh yang positif yang artinya  semakin  lama  ibu  sekolah  maka  akan  semakin  meningkatkan kemungkinan ibu itu untuk bekerja. Pendapatan rumah tangga selain dari upah ibu  menunjukkan  pengaruh  yang  negatif  yang  berarti  jika  pendapatan  selain upah  ibu  rendah  maka  akan  meningkatkan  kemungkinan  ibu  untuk  bekerja. Keberadaan wanita dewasa lain yaitu wanita yang berumur 18 tahun keatas dan tidak  bekerja  dalam  rumah  tangga  juga  memberikan  pengaruh  positif  bagi kemungkinan  ibu  untuk  berpartisipasi  dalam  pasar  kerja.  Artinya  jika  dalam rumah  tangga  tersebut  ada  wanita  dewasa  berusia  18  ke  atas  maka  akan meningkatkan  kemungkinan  ibu  yang  menikah  untuk  bekerja.  Keberadaan pembantu rumah tangga juga memberikan pengaruh positif terhadap partisipasi kerja  ibu  yang  berarti  jika  rumah  tangga  tersebut  terdapat  pembantu  rumah tangga  maka  akan meningkatkan  kemungkinan  ibu  untuk bekerja. Rasio anak memberikan hasil yang tidak sesuai dugaan awal, dimana diperkirakan semakin tinggi  rasio  anak  kecil  terhadap  jumlah  anak  yang  dimiliki  akan  mengurangi partisipasi  kerja  ibu  namun  pada  kenyataannya  rasio  anak  justru  memberikan pengaruh positif yang artinya semakin  tinggi rasio anak kecil terhadap jumlah anak dewasa yang dimiliki justru semakin memperbesar kemungkinan ibu untuk bekerja. Hal yang sama ditemukan oleh Heckman (1974) dimana pertambahan jumlah  anak  kecil  justru  meningkatkan  kemungkinan  ibu  yang  menikah  untuk bekerja.  Kemudian  untuk  variabel  status  kerja  suami  memberikan  pengaruh
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
negatif terhadap partisipasi kerja ibu yang artinya jika suaminya bekerja maka akan mengurangi kemungkinan ibu yang menikah untuk bekerja. Hal ini sesuai dengan dugaan awal penelitian.
Tabel 7 Koefisien probit jenis pengasuhan dan estimasi harga asuh Variabel Tipe Pengasuhan Estimasi Harga Mengasuh Koefisien SE Koefisien SE (1) (2) (3) (4) (5) umur umursqr lama_sekolah ln_pendrutaminibu d_wanitadwstdkrja d_pembantu rasio_anak status_kerja_suami ln_upah_pengasuh d_jawa konstansta 0,287*** -0,004*** 0,003 0,151*** -0,132*** 0,503*** 1,254*** 0,067 -10,378*** 0,024 0,000 0,004 0,021 0,050 0,064 0,050 0,108 0,528 0,194*** 0,545*** 0,075 3,190 0,0422 0,096 0,066 1,337 Observasi (N) 𝜌 Invers mills ratio 80,505 -0,435 -0,432*** 0,098
Sumber: SBH, diolah. Keterangan: Signifikan pada ***α=1%
Tabel 7 menyajikan keterangan tentang model harga mengasuh yang juga sudah mengalami koreksi seleksi sampel. Hasilnya menunjukkan jika umur ibu akan  memberikan  pengaruh  positif  terhadap  tipe  pengasuhan  anak  berbayar namun  akan  berkurang  seiring  pertambahan  umur  ibu.  Yang  berarti  semakin tinggi  usia  ibu  akan  menyebabkan  mereka  lebih  memilih  tipe  pengasuhan berbayar  namun  pada  saat  usia  tertentu  akan  berkurang.  Lama  sekolah menunjukan pengaruh yang positif terhadap tipe pengasuhan berbayar namun pengaruhnya  tidak  signifikan.  Keberadaan  wanita  dewasa  yang  tidak  bekerja memberikan pengaruh negatif, yang berarti jika terdapat wanita dewasa usia 18 tahun  keatas  yang  tidak  bekerja  akan  mengurangi  kemungkinan  ibu  untuk menggunakan pengasuhan berbayar. Untuk keberadaan pembantu menunjukkan pengaruh positif dimana hal ini tidak sesuai dengan dugaan awal penelitian yang diharapkan keberadaan pembantu dapat memberikan pengaruh negatif terhadap kemungkinan  menggunakan  pengasuhan  berbayar.  Rasio  anak  menunjukkan pengaruh positif yang artinya semakin banyak anak kecil berusia 0-5 tahun dalam rumah tangga maka akan meningkatkan kemungkinan ibu untuk menggunakan jasa  pengasuhan  berbayar.  Sedangkan  untuk  variabel  suami  yang  bekerja memberikan  pengaruh  positif  namun  tidak  signifikan  terhadap  pilihan  tipe pengasuhan.    Yang  berarti  baik  suami  mereka  bekerja  ataupun  tidak  bekerja tidak akan mempengaruhi pilihan tipe pengasuhan mereka.

## Tabel 8

## Koefisien Bivariat Probit Partisipasi Kerja dan Tipe Pengasuhan
Variabel Partisipasi Kerja Tipe Pengasuhan Koefisien SE Koefisien SE (1) (2) (3) (4) (5) ln_upah_ibu_hat ln_harga_asuh_hat umur umursqr lama_sekolah ln_pendrutaminibu d_wanitadwstdkrja d_pembantu rasio_anak status_kerja_suami konstansta 0,340*** -0,057** * 0,083*** -0,001*** 0 -0,236*** 0,054*** 0,951*** 0,196*** -0,109*** -2,591*** 0,016 0,024 0,006 0,000 (omitted) 0,009 0,013 0,032 0,019 0,021 0,326 0,196*** 0,127 0,262*** -0,004*** 0 0,105*** -0,194*** 0,555*** 1,124*** 0,053 -13,270*** 0,066 0,071 0,024 0,000 (omitted) 0,025 0,048 0,059 0,049 0,103 1,129 Observasi (N) 𝜌 80.505 0,570 0,015
Sumber: SBH 2012, Diolah. Keterangan: Signifikan pada ***α=1%, ** α=5%
Tabel  8  menyajikan  hasil  empiris  dari  persamaan  utama,  yaitu  bivariat probit keputusan bersama antara partisipasi kerja dan pilihan tipe pengasuhan. Dari hasil terlihat jika upah hasil estimasi memberikan pengaruh positif baik untuk keputusan bekerja dan pilihan tipe pengasuhan berbayar. Hal ini berarti semakin tinggi  upah  seorang  ibu  maka  akan  semakin  memperbesar  kemungkinan  ibu untuk bekerja dan menggunakan tipe pengasuhan berbayar. Kemudian variabel harga mengasuh hasil estimasi memberikan menunjukkan pengaruh negatif yang berarti  semakin  tinggi  harga  mengasuh  anak  maka  akan  mengurangi kemungkinan  ibu  untuk  bekerja.  Sementara  itu  untuk  tipe  pengasuhan  anak, harga  mengasuh  tidak  memberikan  pengaruh  yang  signifikan.  Untuk  variabel umur  memberikan  pengaruh  yang  positif  baik  terhadap  keputusan  bekerja maupun  terhadap  keputusan  penggunaan  tipe  pengasuhan  anak  berbayar, namun  pengaruhnya  akan  berkurang  seiring  dengan  pertambahan  umur  ibu dimana hal ini ditunjukkan oleh variabel umursqr.  Lama sekolah untuk model biprobit dihilangkan karena terjadi kolinearitas. Pendapatan rumah tangga selain dari upah ibu memberikan pengaruh negatif terhadap partisipasi kerja ibu yang artinya jika pendapatan tersebut kecil maka akan meningkatkan partisipasi kerja ibu. Untuk tipe pengasuhan yang dipilih pendapatan rumah tangga selain upah ibu menunjukkan hasil positif yang berarti semakin tinggi pendapatan tersebut maka akan meningkatkan kemungkinan penggunaan tipe pengasuhan berbayar. Keberadaan wanita dewasa dalam rumah tangga akan meningkatkan partisipasi kerja  ibu  namun  berpengaruh  negatif  terhadap  kemungkinan  ibu  untuk menggunakan  tipe  pengasuhan  berbayar.  Yang  artinya  jika  terdapat  wanita dewasa berusia lebih dari 18 tahun yang tidak bekerja maka akan meningkatkan kemungkinan ibu yang menikah untuk bekerja namun mengurangi kemungkinan mereka untuk menggunakan tipe pengasuhan berbayar. Demikian juga dengan
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
keberadaan pembantu dalam rumah tangga juga akan meningkatkan partisipasi kerja ibu dan kemungkinan ibu untuk menggunakan jenis pengasuhan berbayar. Untuk  rasio  anak  kecil  usia  0-5  tahun  memberikan  pengaruh  positif  terhadap partisipasi kerja ibu. Yang artinya semakin banyak anak kecil yang dimiliki maka akan meningkatkan kemungkinan partisipasi kerja ibu. Hal yang sama dihasilkan oleh penelitian Heckman (1974) dimana pertambahan anak kecil meningkatkan kemungkinan partisipasi kerja ibu. Untuk pengaruhnya terhadap tipe pengasuhan anak yang dipilih, rasio anak memberikan pengaruh positif yang artinya semakin banyak  anak  kecil  usia  0-5  tahun  maka  akan  meningkatkan  kemungkinan penggunaan  pengasuhan  berbayar.  Bagi  ibu  dengan  suami  yang  bekerja memberikan pengaruh negatif yang artinya jika suami mereka bekerja maka akan menurunkan  kemungkinan  mereka  untuk  bekerja  namun  tidak  berpengaruh terhadap pilihan tipe pengasuhan mereka.

## KESIMPULAN DAN SARAN
Studi  yang  dilakukan  penulis  dalam  penelitian  ini  menggunakan  model bivariat probit yaitu dengan menggunakan keputusan bersama antara partisipasi kerja  dan  pilihan  antara  menggunakan  tipe  mengasuh  berbayar  seperti baby sitter  dan  tempat  pengasuhan  terhadap  partisipasi  kerja  wanita  yang  sudah menikah. Penelitian ini menghasilkan temuan jika upah ibu berpengaruh positif terhadap  partisipasi  kerja  ibu.  Namun  harga  mengasuh  anak  memberikan pengaruh yang negatif terhadap partisipasi kerja wanita menikah di Indonesia. Yang berarti jika terjadi kenaikan harga mengasuh anak maka akan mengurangi kemungkinan  partisipasi  bekerja  ibu  dengan  status  menikah.  Penelitian  ini menunjukkan hasil yang sama dari penelitian-penelitian sebelumnya seperti Blau dan Robins (1988), Connelly (1992), dan Ribar (1995).
Penelitian  ini  menggunakan  data  dari  Survei  Biaya  Hidup  (SBH)  tahun 2012 yang menggunakan pendekatan rumah tangga sebagai objek sampelnya. Karena itu penelitian ini tidak bisa memisahkan apabila terdapat lebih dari satu keluarga  dalam  satu  rumah  tangga.  SBH  juga  bukan  merupakan  survei  yang ditujukan  khusus  untuk  mengetahui  pengeluaran  tentang  pengasuhan  anak. Karenanya  dimungkinkan  dilakukan  penelitian  selanjutnya  yang  menggunakan data dari survei yang lebih spesifik tentang pengasuhan anak seperti yang ada di negara-negara  lain.  Dimungkinkan  juga  terjadi  kesalahan  persepsi  oleh responden  dimana  tidak  dapat  membedakan  antara  pembantu  rumah  tangga yang dikhususkan mengasuh anak dengan baby sitter.

## UCAPAN TERIMA KASIH
Ucapan  terimakasih  dan  penghargaan  yang  setinggi-tingginya  penulis sampaikan kepada pihak-pihak yang telah banyak membantu dan memberikan bantuan serta dukungan baik moril maupun materil terutama keluarga, BPS RI,
(Jurnal Ilmu Ekonomi)
dan  Ibu  DR.  Diah  Widyawati  serta  pihak-pihak  lain  yang  tidak  dapat  penulis sebutkan satu persatu.

## REFERENSI
Blau, D. M., & Robins, P. K. (1988). Child-Care Costs and Family Labor Supply.
The Review of Economics and Statistics, 70 (3), 374–381.
Blundell, R., Duncan, A., McCrae, J., & Meghir, C. (2000). The Labour Market Impact of the Working Families Tax Credit. Fiscal Studies, 21 (1), 75–104. https://doi.org/10.1111/j.1475-5890.2000.tb00581.x
Boca, D. Del. (2015). Child Care Arrangements and Labor Supply Child Care Arrangements and Labor, (January).
Cobb-Clark, Deborah; Liu, Amy; Mitchell, D. (1999). Reassessing The Role of Child Care Costs in The Work And Care of Australian Families (No. 409).
Connelly, R. (1992). The Effect of Child Care Costs on Married Women’s Labor Force Participation. The Review of Economics and Statistics, 74 (1), 83–90. Doiron, Denise and Kalb, G. (2005). Effects of Child Care Demands and Policies on Household Labour Supply in Australia. The Australian Economic Review, 81(254), 215–236.
GAO. (1994). Child Care: Child Care Subsidies Increase Likelihood That Low- Income Mothers Will Work, (December), 30.
Harsoyo, A. (2016). Pengaruh Fertilitas Terhadap Partisipasi Tenaga Kerja Perempuan. Universitas Gajah Mada.
Heckman, J. J. (1974). Effects of Child-Care Programs on Women’s Work Effort Effects of Child-Care Programs on Women’s Work Effort (Vol. 82).
Lundin, et al (2008). How Far can Reduced Childcare Price Push Female Labour Supply?. Labour Economics 15, 647-659.
Powell, L. (1997). The Impact of Child Care Costs on the Labour Supply of Married Mothers : Evidence from Canada. The Canadian Journal of Economics, 30 (3), 577–594.
Presser, B Harriet; Baldwin, W. (1980). Child Care as a Constraint on Employment : Prevalence, Correlates, and Bearing on the Work and Fertility Nexus. American Journal of Sociology, 85 (5), 1202–1213.
Priebe, J. (2010). Child Costs and the Causal Effect of Fertility on Female Labor Supply: An investigation for Indonesia 1993-2008, (October), 1–40.
Ribar, D. C. (1992). Child Care and the Labor Supply of Married Women : Reduced Form, 27 (1), 134–165.
Ribar, D. C. (1995). A Structural Model of Child Care and the Labor Supply of
Married Women. Journal of Labor Economics, 13 (3), 40. https://doi.org/http://www.journals.uchicago.edu/JOLE/home.html
Van Gameren, E., & Ooms, I. (2009). Childcare and Labor Force Participation in
The Netherlands: The Importance of Attitudes and Opinions. Review of Economics of The Household, 7 (4), 395–421. https://doi.org/10.1007/s11150-009-9062-9
Viitanen, T. K. (2005). Costs of Child Care and Female Employment in the UK.
Labour, 19 (2005), 149–170.
Wetzels, Cecile.(2005). Supply and Price of Childcare and Female Labour Force Participation in The Netherlands. Labour, 19 (2005).