陳 潔，劉亞飛

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖北 武漢 430205）

一、引言

按照經(jīng)典的家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)理論（Becker，1973；Gronau，1977），家庭成員對(duì)于市場勞動(dòng)和非市場勞動(dòng)的時(shí)間分配取決于二者的相對(duì)優(yōu)勢(shì)和潛在收入水平。由于性別收入差距的廣泛存在，家庭中雖然女性的勞動(dòng)時(shí)間長于男性，但大部分勞動(dòng)時(shí)間都消耗在無酬勞動(dòng)中。Sylvain和Habiba考察了女性是否可以同時(shí)擁有高強(qiáng)度的工作和婚姻，他們發(fā)現(xiàn)受到生育因素的影響女性在推遲婚姻上的自由度很小，事業(yè)上的溢價(jià)不足以彌補(bǔ)推遲婚姻的機(jī)會(huì)成本，從而導(dǎo)致女性減少或放棄在事業(yè)上的投入，更多地專注于婚姻和家庭。［1］我國目前還沒有相關(guān)研究，但從現(xiàn)實(shí)情形來看我國女性初婚年齡不斷增長，這一方面是受教育程度不斷提高的結(jié)果，另一個(gè)重要原因就是職業(yè)女性為了規(guī)避家庭和事業(yè)之間的沖突推遲婚姻?；橐鰻顟B(tài)對(duì)我國女性勞動(dòng)參與到底有怎樣的影響，影響的機(jī)制是怎樣的，這是本文關(guān)注的核心問題。由于婚姻狀態(tài)和女性的勞動(dòng)參與之間存在明顯的相互影響，內(nèi)生性問題無法回避，但在已有研究中較少關(guān)注這個(gè)問題，即使關(guān)注了也并非研究中國問題或者解決得不全面不充分，本文嘗試在這方面有所突破，引入人口性別比和婚姻登記條例的修訂這兩個(gè)工具變量，發(fā)現(xiàn)內(nèi)生性確實(shí)對(duì)城市女性的回歸結(jié)果有所影響。

二、文獻(xiàn)綜述

在考察女性的勞動(dòng)參與時(shí)，婚姻狀態(tài)是一個(gè)不可忽視的影響因素。大量國內(nèi)外文獻(xiàn)的研究表明已婚女性的勞動(dòng)參與低于未婚女性。由于各國社會(huì)傳統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，婚姻狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響程度存在差別。Lee等基于韓國25-34歲年輕女性的調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)韓國城市已婚女性比單身女性的勞動(dòng)參與概率低40%～60%，［2］Eckstein和Lifshitz基于美國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)婚姻狀態(tài)的改變能解釋女性勞動(dòng)參與率變化的1%。［3］

婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響不僅來源于婚姻狀態(tài)本身，還來自配偶、孩子等因素，這些都是婚姻框架內(nèi)的延伸。Bernasco等關(guān)注了配偶效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)配偶的財(cái)富資源會(huì)阻礙女性的勞動(dòng)參與和職業(yè)成就，但配偶的人力資本資源對(duì)另一半的勞動(dòng)參與和職業(yè)成就有促進(jìn)作用。［4］Francine和Lawrence使用CPS數(shù)據(jù)研究了1980-2000年美國已婚女性的勞動(dòng)供給行為的變化，發(fā)現(xiàn)配偶相對(duì)收入對(duì)已婚女性勞動(dòng)參與的影響下降了38%～47%。［5］Shafer使用美國NLSY數(shù)據(jù)通過離散事件分析方法研究發(fā)現(xiàn)相對(duì)于其自身或者丈夫的絕對(duì)收入，女性的相對(duì)收入對(duì)其退出勞動(dòng)力市場的影響最大。［6］配偶收入不僅影響勞動(dòng)參與，還會(huì)影響尋找工作的時(shí)間。Lentz和Tranaes發(fā)現(xiàn)已婚男女找工作的努力程度與他們配偶的收入之間呈相反的關(guān)系:對(duì)于女性來說，配偶的收入與找工作的努力程度負(fù)相關(guān)，丈夫的收入越高，自己越富有，找工作的時(shí)間越長；對(duì)于男性則情形相反，妻子賺得越多，丈夫越快找到工作，自己越富有，失業(yè)的時(shí)間越久。［7］

孩子也是對(duì)女性勞動(dòng)參與有重要影響的因素，女性通常在孩子的生育和撫養(yǎng)上承擔(dān)主要角色。Angrist和Evans研究孩子數(shù)量與父母勞動(dòng)供給的關(guān)系，研究結(jié)果表明女性的勞動(dòng)供給隨著孩子數(shù)量的增加而減少，隨著最小孩子年齡的增長而降低，［8］研究還引入了父母對(duì)子女性別均衡的偏好作為工具變量解決生育和勞動(dòng)供給之間的內(nèi)生性問題，引入工具變量后結(jié)果依然顯著，但影響效應(yīng)變小。Moschion對(duì)澳大利亞數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn):有至少兩個(gè)孩子的母親比只有一個(gè)孩子的母親的勞動(dòng)參與率低16%；有至少三個(gè)孩子的母親比只有一個(gè)孩子的母親的勞動(dòng)參與率低18%；分別引入三個(gè)工具變量（第一胎是否是雙胞胎、第二胎是否是雙胞胎、最大的兩個(gè)孩子的性別）后，相比于只有一個(gè)孩子的母親，多一個(gè)孩子會(huì)降低女性12%的勞動(dòng)參與和大約每周4小時(shí)的工作時(shí)間；相比于只有兩個(gè)孩子的母親，多一個(gè)孩子對(duì)勞動(dòng)參與率的影響在11%～20%之間，對(duì)工作時(shí)間的影響是每周2個(gè)小時(shí)。［9］Shira和Michal關(guān)注了阿拉伯女性的勞動(dòng)參與的變化，發(fā)現(xiàn)阿拉伯女性就業(yè)的增長是由其受教育程度的提高、生育率的下降和生育對(duì)收入負(fù)面影響的減弱帶來的。［10］在一定程度上，生育對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響大于婚姻，因此為了剝離婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響，生育成為一個(gè)非常重要的控制變量。

關(guān)于婚姻狀態(tài)和女性勞動(dòng)參與之間的內(nèi)生性問題，就目前的檢索來看有兩篇文獻(xiàn)給予了關(guān)注。Lee對(duì)韓國19-32歲年輕女性的考察發(fā)現(xiàn)婚姻狀態(tài)與女性勞動(dòng)參與之間存在內(nèi)生關(guān)系，當(dāng)引入生肖作為婚姻狀態(tài)的工具變量后，婚姻狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的負(fù)向影響顯著增大。［11］在韓國屬馬的女性被認(rèn)為男性氣質(zhì)重，在婚姻市場不受歡迎，結(jié)婚的概率低。Junchao和Shiying基于中國2000年人口普查數(shù)據(jù)分城鄉(xiāng)研究了17-30歲的年輕女性的婚姻狀態(tài)對(duì)其勞動(dòng)參與的影響，與Lee的研究類似，該文也是以生肖作為工具變量來解決婚姻狀態(tài)與勞動(dòng)參與之間的內(nèi)生性問題。［12］不同的是該文基于中國的傳統(tǒng)迷信，以是否屬羊作為工具變量，在中國民間有“十羊九不全”的說法，屬羊的女性會(huì)給夫家?guī)砻惯\(yùn)，因此在婚姻市場上受到歧視。總體而言，這兩篇文章都是基于本國文化傳統(tǒng)，挑選意義較為特殊的屬相作為工具變量，從實(shí)證結(jié)果來看，屬相對(duì)女性的婚姻狀態(tài)確實(shí)有顯著影響，在通過屬相控制內(nèi)生性后，已婚狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的負(fù)向影響顯著增大。這兩篇文獻(xiàn)對(duì)于解決婚姻狀態(tài)與女性勞動(dòng)參與之間的內(nèi)生性問題進(jìn)行了非常有益的探索，但是也存在一些局限。雖然在計(jì)量上屬相對(duì)女性的婚姻狀態(tài)有顯著影響，但是一方面屬相本身也存在選擇性問題，并不完全是隨機(jī)的；另一方面隨著我國社會(huì)觀念的快速現(xiàn)代化，這種傳統(tǒng)觀念對(duì)我國女性婚姻的影響也在減弱或消退。

國內(nèi)在研究女性的勞動(dòng)參與問題時(shí)一般會(huì)將婚姻狀態(tài)作為控制變量加入回歸方程中，如馮其云和朱彤在研究貿(mào)易與女性勞動(dòng)參與率的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)已婚人口的比例與該城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與率呈負(fù)向關(guān)系。［13］孫磊、張航空對(duì)我國女性勞動(dòng)參與影響因素的研究發(fā)現(xiàn)女性年齡、孩子數(shù)量、家務(wù)勞動(dòng)與個(gè)人收入是影響女性勞動(dòng)參與的重要因素，而與父母同住和婚姻狀況則對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響并不顯著。［14］該文使用截面數(shù)據(jù)從個(gè)體特征層面（年齡、教育、婚姻）、家庭層面（個(gè)人是否幫助家庭做家務(wù)、是否與父母輩同住、是否照看6歲以下兒童、生育孩子數(shù)量）、收入層面（個(gè)人去年的總收入）分析了女性勞動(dòng)參與的微觀影響因素，考慮的因素較為全面，不足的是收入層面沒有考察丈夫收入和家庭收入的影響。吳愈曉和姚先國的研究彌補(bǔ)了這一缺陷，吳愈曉發(fā)現(xiàn)在1995年至2002年間婚姻和家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)女性就業(yè)的影響力上升，相比1995年，2002年時(shí)家庭收入高的已婚婦女更有可能不工作；［15］吳愈曉等基于不同的數(shù)據(jù)再次發(fā)現(xiàn)已婚而且家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好的女性更可能不參與勞動(dòng)力市場；［16］姚先國和譚嵐進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)1995-2002年間丈夫收入解釋了整體已婚婦女勞動(dòng)參與率變動(dòng)的12.87%以及低收入家庭中已婚婦女勞動(dòng)參與率變動(dòng)的7.74%。［17］此外對(duì)女性勞動(dòng)參與比較有代表性的研究還有周春芳對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)勞動(dòng)供給的探索，他的研究發(fā)現(xiàn)婚姻、學(xué)齡前兒童數(shù)和需贍養(yǎng)老人數(shù)對(duì)女性非農(nóng)勞動(dòng)供給的影響較大。［18］從我國女性勞動(dòng)參與相關(guān)文獻(xiàn)的綜述可以發(fā)現(xiàn)，雖然我國學(xué)者在考察女性的勞動(dòng)參與問題時(shí)也將女性的婚姻狀態(tài)列入了回歸方程，但只是將其作為控制變量進(jìn)行淺層次的考察，對(duì)于婚姻狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響機(jī)制沒有進(jìn)行深入挖掘，對(duì)內(nèi)生性問題的解決也不充分。這使本文有了明確的努力方向，本文在考察婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響時(shí)將婚姻狀態(tài)作為核心自變量，加入工具變量性別比和婚姻登記條例的修訂解決內(nèi)生性問題，通過控制其他因素深入洞察婚姻狀態(tài)與女性勞動(dòng)參與的關(guān)系。

三、實(shí)證分析

本文實(shí)證研究使用的主要數(shù)據(jù)來自第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)。其個(gè)人調(diào)查主問卷的對(duì)象是調(diào)查標(biāo)準(zhǔn)時(shí)點(diǎn)上（2010年12月1日）全國除港澳臺(tái)以外居住在家庭戶內(nèi)的18-64周歲的中國公民。該調(diào)查采用按地區(qū)發(fā)展水平分層的三階段不等概率（PPS）抽樣方法選取樣本，共回收有效個(gè)人調(diào)查主問卷26 171份。結(jié)合1978年通過的《國務(wù)院關(guān)于工人退休、退職的暫行辦法》①該辦法規(guī)定我國女性工人的退休年齡是50歲，干部的退休年齡是55歲，特殊工種的退休年齡還可以提前到45歲。雖然我國近幾年正在醞釀延遲退休的改革，但還沒有出臺(tái)新的退休年齡方案。和我國的實(shí)際情況，本文選取其中18-60歲的樣本進(jìn)行勞動(dòng)參與的分析。

在第三期婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)的近三萬個(gè)樣本中，有5 674個(gè)個(gè)體有過退出勞動(dòng)力市場的經(jīng)歷（從開始工作/務(wù)農(nóng)到現(xiàn)在/退休/退出生產(chǎn)勞動(dòng)前半年及以上不工作也沒有勞動(dòng)收入的情況），其中男性2 020個(gè)，女性3 654個(gè)，主要是因?yàn)榻Y(jié)婚生育/照顧孩子的女性有2 162個(gè)，男性只有90個(gè)，可見結(jié)婚生育、照顧孩子對(duì)女性的勞動(dòng)供給有十分重要的影響。

（一）理論模型

首先建立女性勞動(dòng)參與的理論模型，思路如下:女性是否參與市場勞動(dòng)主要取決于市場工資水平和自己的保留工資水平，只有當(dāng)市場能夠提供的工資水平高于自己的保留工資水平時(shí)，女性才會(huì)參與市場勞動(dòng)，否則就只從事家庭勞動(dòng)。女性可以獲得的市場工資水平由個(gè)體因素和宏觀經(jīng)濟(jì)因素共同決定，而自己的保留工資水平是由個(gè)人特征、家庭特征共同決定的。對(duì)于微觀個(gè)體，市場工資水平可以視作給定的，本文重點(diǎn)研究在婚姻的框架下各微觀特征對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響。

市場工資的決定方程為:

Z1是決定市場工資的因素，個(gè)體的年齡、受教育年限、工作經(jīng)驗(yàn)、婚姻狀況②如果存在雇主對(duì)不同婚姻狀態(tài)員工偏好的差異或者不同婚姻狀態(tài)的個(gè)體勞動(dòng)生產(chǎn)率存在差異，則婚姻狀態(tài)會(huì)影響市場工資水平。等個(gè)人特征會(huì)影響其可以獲得的市場工資水平，除此之外更重要的是宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素。宏觀因素可以分為時(shí)間和空間兩個(gè)維度，從時(shí)間的角度看，不同出生世代的個(gè)體面臨的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境是有明顯差異的，本文主要通過加入出生隊(duì)列與婚姻狀態(tài)的交互項(xiàng)來解決這個(gè)問題；從空間的角度看，由于我國地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較大的不平衡，不同省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、勞動(dòng)力市場供求狀況也存在巨大差異，參考郝冉（2009）的研究，本文對(duì)于影響女性就業(yè)的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)主要采用的是各省的失業(yè)率和三大產(chǎn)業(yè)的增加值，失業(yè)率可以反映勞動(dòng)力市場的競爭狀況，三大產(chǎn)業(yè)的增加值是各省經(jīng)濟(jì)活力的體現(xiàn)，間接反映了就業(yè)吸納能力。

保留工資的決定方程為:

Z2是決定保留工資的因素，影響保留工資的微觀因素有很多:個(gè)人特征有婚姻狀態(tài)、年齡、人力資本水平（教育和工作經(jīng)驗(yàn)）等；家庭特征有丈夫收入、孩子數(shù)、照料老人等，后文會(huì)對(duì)這些因素逐一分析。

當(dāng)市場工資水平高于保留工資水平，即Wm＞W(wǎng)r，將（1）、（2）式代入可得:

（3）式成立時(shí)，參與市場勞動(dòng)是理性決策。假定ε2和ε1都服從零均值常方差的正態(tài)分布，即E(ε1)=E(ε2)=0，σ(ε1)=C1,σ(ε2)=C2，C1和C2都是常數(shù)。定義v1=ε1-ε2，因此v1也服從零均值常方差的正態(tài)分布，定義μ=Z1β-Z2δ,σ是v1的方差。（3）式可以再寫為:

定義Y為被解釋變量，當(dāng)女性參與市場勞動(dòng)時(shí)，Y=1；當(dāng)女性不參與市場勞動(dòng)時(shí)，Y=0。令X=［Z1，Z2］，γ=［β,δ］'，X包含了所有的解釋變量。

其中I（.）是一個(gè)指示函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)的條件成立時(shí)，取值為1，否則為0。

（二）實(shí)證分析

1.變量界定及描述性分析

因變量是女性勞動(dòng)參與情況，本文中勞動(dòng)參與是指被調(diào)查者在被調(diào)查時(shí)是否從事有收入的工作，據(jù)此生成勞動(dòng)參與虛擬變量，如果回答“是”則令該變量等于1，如果回答“否”則令該變量等于0①剔除了回答“是，退休后繼續(xù)工作”和“否，已退休/內(nèi)退”的樣本。。核心自變量為婚姻狀態(tài)，未婚為0，已婚為1?？刂谱兞康慕缍ㄈ缦?年齡和受教育年限都是直接來源于問卷中對(duì)應(yīng)問項(xiàng)的回答；孩子數(shù)在“您有幾個(gè)孩子？”原始回答的基礎(chǔ)上有調(diào)整②在原始調(diào)查中沒有詢問未婚者配偶和孩子的情況，對(duì)于未婚者該變量的值都是缺失的。在中國長期非婚同居和婚外生育的情況很少，為擴(kuò)大回歸樣本提高回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性將未婚者的配偶收入和孩子數(shù)都設(shè)為0。；丈夫收入由問卷中的問題“去年您配偶的個(gè)人總收入大約是多少元”獲得；非勞動(dòng)收入是除工資外五類其他收入的加總③這五類收入分別是:房屋、土地、車輛等租賃收入；股票/債券/基金收益、利息等財(cái)產(chǎn)性收入；離退休金/養(yǎng)老金及相關(guān)補(bǔ)貼等；失業(yè)保險(xiǎn)金、最低生活保障金、三農(nóng)補(bǔ)貼等；其他（家庭成員供養(yǎng)、親友資助等）。；是否有6歲以下孩子由家中最小的孩子的年齡推算得出，有6歲以下孩子則該變量的值為1，否則為0；是否需要照顧老人由近一年家務(wù)勞動(dòng)的情況得出，如果家務(wù)勞動(dòng)中承擔(dān)照料老人大部分或全部則認(rèn)為需要照料老人，該變量的值為1，其他情況則認(rèn)為不需要照料老人，該變量的值為0。為避免數(shù)值波動(dòng)過大帶來的異方差，丈夫收入和非勞動(dòng)收入都取了自然對(duì)數(shù)。

表1 分城鄉(xiāng)女性基本情況的描述性統(tǒng)計(jì)

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由于我國存在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，在描述性統(tǒng)計(jì)時(shí)將城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本分開，觀察二者之間是否存在明顯差異。表1列出了主要變量描述性統(tǒng)計(jì)的基本情況，整體來看，農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與率高于城鎮(zhèn)女性，平均年齡差別不大，城鎮(zhèn)女性的平均受教育年限比農(nóng)村女性高3.8年，婚姻狀態(tài)二者基本一致，農(nóng)村婦女生育的孩子數(shù)比城鎮(zhèn)女性平均多0.68個(gè)，照料老人的負(fù)擔(dān)也比城鎮(zhèn)女性重，城鎮(zhèn)女性丈夫的平均收入和平均非勞動(dòng)收入都大約是農(nóng)村女性的2倍。鑒于城鄉(xiāng)之間女性勞動(dòng)參與和個(gè)體及家庭特征存在明顯差異，為了更細(xì)致地考察其中的差別在回歸中將城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本分開。

2.回歸分析

下文通過回歸分析考察婚姻狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響。對(duì)于二值離散因變量，一般采用Logit回歸或Probit回歸，二者的差別在于分布不同，回歸結(jié)果是一致的，本文均是基于Probit模型的回歸結(jié)果。

（1）基準(zhǔn)回歸

個(gè)人特征既影響市場工資水平又影響保留工資水平，因此在基準(zhǔn)方程中首先考慮個(gè)體特征對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響。表2是基準(zhǔn)方程的回歸結(jié)果，基準(zhǔn)回歸方程考慮了婚姻狀態(tài)、教育年限和年齡這些個(gè)人特征對(duì)勞動(dòng)參與的影響。教育和年齡都是被已有文獻(xiàn)驗(yàn)證過的對(duì)勞動(dòng)參與有重要影響的因素，年齡體現(xiàn)了參與勞動(dòng)的生命周期特征和潛在工作經(jīng)驗(yàn)，一般來說年齡與勞動(dòng)參與率呈倒U型關(guān)系，在達(dá)到峰值前勞動(dòng)參與率隨著年齡而上升，達(dá)到峰值后年齡越大勞動(dòng)參與概率越低；教育年限反映的是人力資本含量，通常教育程度越高，勞動(dòng)參與概率越大。由表2的回歸結(jié)果可以看出，婚姻狀態(tài)對(duì)男性的勞動(dòng)參與有顯著的正向影響，對(duì)女性的勞動(dòng)參與有顯著的負(fù)向影響。這意味著不管是在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，已婚男性的勞動(dòng)參與高于未婚男性，已婚女性的勞動(dòng)參與低于未婚女性。值得注意的是教育年限與城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與的關(guān)系和預(yù)期一致，顯著為正，但與農(nóng)村女性勞動(dòng)參與的關(guān)系顯著為負(fù)。通常來說教育程度越高，退出勞動(dòng)力市場的機(jī)會(huì)成本也越高，另外婦女教育程度的提高會(huì)增強(qiáng)自我實(shí)現(xiàn)的意識(shí)，參與社會(huì)勞動(dòng)的需求也更迫切，因此預(yù)期教育程度與女性的勞動(dòng)參與率正相關(guān)，城鎮(zhèn)女性符合這一特征。與羅芳、鮑宏禮的研究一致，本文也發(fā)現(xiàn)農(nóng)村女性教育程度與勞動(dòng)參與率負(fù)相關(guān)，這可能是因?yàn)槭芙逃潭容^高的女性在家庭中有較高的議價(jià)能力，［19］而教育給農(nóng)村女性在工作機(jī)會(huì)和工資方面帶來的優(yōu)勢(shì)十分有限，因此她們更傾向于退出勞動(dòng)力市場。年齡和年齡平方項(xiàng)表示的是女性參與市場勞動(dòng)概率在其生命周期中的變動(dòng)方式，年齡平方項(xiàng)為負(fù)，一次項(xiàng)為正且二者都顯著表示的是勞動(dòng)參與概率與年齡之間的非線性關(guān)系。年齡可以看作潛在工作經(jīng)驗(yàn)的代理變量，在退休之前年齡的增長會(huì)提高勞動(dòng)參與的概率，但增長的速度是下降的，與預(yù)期一致。

表2 婚姻狀態(tài)對(duì)勞動(dòng)參與的基準(zhǔn)回歸分析

表3 婚姻狀態(tài)對(duì)不同家庭特征女性勞動(dòng)參與的影響

（2）加入家庭特征后的回歸

婚姻提高男性的勞動(dòng)參與、降低女性勞動(dòng)參與的機(jī)制是什么呢？楊菊華對(duì)時(shí)間利用的性別差異的研究發(fā)現(xiàn)婚姻會(huì)增加男性的工作時(shí)間，減少其家務(wù)時(shí)間；但降低女性的工作時(shí)間，增加女性家務(wù)時(shí)間。［20］結(jié)婚后個(gè)體最優(yōu)決策變成家庭聯(lián)合最優(yōu)決策，婚姻結(jié)合的夫妻雙方會(huì)基于比較優(yōu)勢(shì)和家庭情況對(duì)雙方的時(shí)間進(jìn)行再分配，因此配偶的收入、家庭非勞動(dòng)收入、孩子的數(shù)量和年齡、是否需要照料老人都對(duì)女性的勞動(dòng)參與有影響，表3顯示了加入家庭特征后婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響。

由表3的回歸結(jié)果可以看出，在控制與家庭特征相關(guān)的各項(xiàng)變量后，婚姻狀態(tài)與女性勞動(dòng)參與的關(guān)系仍為負(fù)，教育、年齡這些個(gè)人特征變量的回歸結(jié)果也與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致。Probit回歸系數(shù)的大小只能用來判斷顯著性和符號(hào)，影響的大小需要通過邊際效應(yīng)來看，在控制住所有家庭特征后，城鎮(zhèn)已婚女性比城鎮(zhèn)未婚女性的勞動(dòng)參與概率低12.87%；農(nóng)村已婚女性比農(nóng)村未婚女性的勞動(dòng)參與概率低11.12%，可見婚姻狀態(tài)對(duì)城鎮(zhèn)女性的負(fù)向影響更大。教育年限每增加一年，城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與概率提高2.34%，農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與概率下降0.42%，這說明雖然教育年限對(duì)農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與存在顯著的負(fù)向影響，但影響程度十分微弱。年齡每增加一歲，城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與概率提高5.46%，農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與概率提高3.55%。丈夫收入與女性的勞動(dòng)參與顯著正相關(guān)，丈夫的收入每增加一個(gè)百分點(diǎn)，城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與概率提高0.92%，農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與概率提高0.46%。這與姚先國、譚嵐的研究結(jié)論相反，他們的結(jié)論是丈夫收入每增加10%，女性勞動(dòng)參與概率下降0.3%～0.6%。積極匹配會(huì)帶來丈夫收入與女性勞動(dòng)參與的正相關(guān)關(guān)系。非勞動(dòng)收入與女性的勞動(dòng)參與顯著負(fù)相關(guān)，城鎮(zhèn)女性的非勞動(dòng)收入每增加一個(gè)百分點(diǎn)，其勞動(dòng)參與概率降低2.97%；農(nóng)村女性的非勞動(dòng)收入每增加一個(gè)百分點(diǎn)，其勞動(dòng)參與概率降低2.52%，這和預(yù)期一致。非勞動(dòng)收入和勞動(dòng)收入可以相互替代，非勞動(dòng)收入越高，女性參與市場勞動(dòng)的必要性越弱。

孩子數(shù)與城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與顯著負(fù)相關(guān)，與農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與顯著正相關(guān)。每增加一個(gè)孩子，城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與概率降低3.13%，農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與概率提高1.34%。孩子數(shù)與女性勞動(dòng)參與的關(guān)系可以從經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)兩個(gè)角度來考慮:從養(yǎng)育成本的角度，孩子數(shù)量越多經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)越大，女性參與市場勞動(dòng)的必要性越大，因此養(yǎng)育孩子的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)會(huì)提高女性的勞動(dòng)參與；從生育和撫養(yǎng)時(shí)間的角度，孩子越多職業(yè)中斷越多，工作經(jīng)驗(yàn)越少，女性參與市場勞動(dòng)的劣勢(shì)越多，可以歸納為養(yǎng)育孩子的時(shí)間效應(yīng)會(huì)降低女性的勞動(dòng)參與，孩子數(shù)量對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響取決于這兩個(gè)效應(yīng)的大小。由前文的描述性統(tǒng)計(jì)可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)女性丈夫收入和非勞動(dòng)收入相對(duì)較高，因此其在養(yǎng)育方面的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)相對(duì)較小，另一方面城鎮(zhèn)女性一般在正規(guī)部門工作，職業(yè)中斷對(duì)工作的影響較大，因此主要是時(shí)間效應(yīng)在起作用，這導(dǎo)致孩子數(shù)量越多，勞動(dòng)參與概率越低；而對(duì)于農(nóng)村女性，一方面配偶收入和家庭的非勞動(dòng)收入較少，經(jīng)濟(jì)效應(yīng)作用較強(qiáng)，加之其一般在非正規(guī)部門工作或者務(wù)農(nóng)，工作穩(wěn)定性差，時(shí)間自由度高，因此時(shí)間效應(yīng)對(duì)其作用較小。此外，生育數(shù)量內(nèi)生于家庭收入或者說是賺錢養(yǎng)家者（通常為丈夫）的收入，我國執(zhí)行計(jì)劃生育政策，在城市超生的大多是富裕家庭，而在農(nóng)村超生的大多是貧窮家庭?？傮w而言在這兩個(gè)效應(yīng)的作用下，對(duì)于城鎮(zhèn)女性，孩子數(shù)量越多，勞動(dòng)參與的概率越低；對(duì)于農(nóng)村女性，孩子數(shù)量越多，勞動(dòng)參與的概率反而越高。對(duì)于城鎮(zhèn)女性，姚先國、譚嵐的研究發(fā)現(xiàn)，家庭中6歲以下小孩人數(shù)每增加1，女性的勞動(dòng)參與概率下降2.3%，6-18歲的小孩人數(shù)每增加1，女性的勞動(dòng)參與概率下降1.9%。也有研究認(rèn)為生育子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)顯著降低城鎮(zhèn)已婚女性的勞動(dòng)供給，而對(duì)農(nóng)村已婚女性是否參與非農(nóng)就業(yè)沒有顯著影響。

相比孩子數(shù)量，孩子的年齡對(duì)母親勞動(dòng)參與的影響更加剛性，有6歲以下的孩子會(huì)顯著降低母親的勞動(dòng)參與，母親通常是學(xué)齡前兒童最主要的看護(hù)者，無論是城鎮(zhèn)女性還是農(nóng)村女性都要在孩子?jì)胗變簳r(shí)期進(jìn)行較多的時(shí)間投入，因此孩童看護(hù)與女性勞動(dòng)參與存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。是否需要照顧老人與農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與沒有顯著關(guān)系，與城鎮(zhèn)女性存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。與非照料者相比，照料老人會(huì)使城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與概率降低4.65%。由于農(nóng)村女性以農(nóng)業(yè)就業(yè)為主（74%的農(nóng)村女性從事的是農(nóng)林牧漁業(yè)），工作時(shí)間比較自由，因此老年照料對(duì)農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與沒有顯著影響。

（3）加入市場特征后的回歸

隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步，女性面臨的外部環(huán)境發(fā)生了很大變化。一方面由于計(jì)劃生育政策的實(shí)施和社會(huì)公共服務(wù)（托幼、養(yǎng)老）體系的完善，女性逐漸從家庭看護(hù)中解放出來，這會(huì)影響女性的保留工資水平。另一方面隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，以服務(wù)業(yè)為代表的第三產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，對(duì)女性的崗位需求迅速增加，這會(huì)影響女性的市場工資水平。為了考察這些變化，一方面加入出生隊(duì)列變量，從時(shí)間的角度考察對(duì)于不同的出生隊(duì)列，婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響是否有差異，另一方面加入被調(diào)查者所在省份三大產(chǎn)業(yè)的增加值和失業(yè)率，從空間區(qū)域的角度考察婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響。上文主要是從保留工資的角度考察婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響，本部分在控制保留工資的影響因素的基礎(chǔ)上，從市場工資的角度進(jìn)一步探討婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響。

表4是加入婚姻狀態(tài)與出生隊(duì)列的交互項(xiàng)和各省的失業(yè)率、三大產(chǎn)業(yè)的增加值后的回歸結(jié)果。前兩列是針對(duì)城鎮(zhèn)女性的回歸結(jié)果，縱向來看，婚姻對(duì)出生于20世紀(jì)50年代的城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與沒有顯著影響，對(duì)出生于20世紀(jì)60年代、70年代和80年代的城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與都有顯著的負(fù)向影響，而且對(duì)出生于六七十年代女性的負(fù)向影響顯著大于出生于八九十年代的女性；婚姻對(duì)不同出生隊(duì)列的農(nóng)村女性的勞動(dòng)參與的負(fù)向影響都很顯著，其中對(duì)于20世紀(jì)50年代出生隊(duì)列女性的勞動(dòng)參與的負(fù)向影響最大，隨著出生世代的年輕化，負(fù)向影響呈減弱趨勢(shì)。包含在年代變化中的觀念轉(zhuǎn)變和家務(wù)勞動(dòng)負(fù)擔(dān)的減輕可能是促成這一趨勢(shì)的主要原因，“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念隨著時(shí)代發(fā)展不斷弱化，家用電器的發(fā)展和生育率的下降又為女性的勞動(dòng)參與提供了更大的可能性。

表4 加入世代和區(qū)域因素后婚姻狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響

橫向來看，婚姻對(duì)勞動(dòng)參與的負(fù)向影響對(duì)于最早的出生隊(duì)列在顯著性上存在城鄉(xiāng)差異，其他幾個(gè)出生隊(duì)列在顯著性和影響方向上都是一致的，在影響程度上都是對(duì)城鎮(zhèn)女性的負(fù)向影響大于對(duì)農(nóng)村女性的負(fù)向影響。20世紀(jì)50年代這個(gè)出生隊(duì)列在2011年調(diào)查時(shí)年齡在50-60歲，該年齡段的城鎮(zhèn)女性基本都處于退休或者半退休狀態(tài)，而且已婚率99%，因此婚姻狀態(tài)對(duì)其勞動(dòng)參與不存在顯著影響可以理解。

本部分引入了失業(yè)率作為代表勞動(dòng)力市場供求狀況的變量，但是城鎮(zhèn)登記失業(yè)率并不能充分反映各省份勞動(dòng)力市場的競爭程度，因此在回歸中其影響并不顯著，尋找能更準(zhǔn)確反映我國勞動(dòng)力市場供求狀況的指標(biāo)是本文未來的努力方向。三大產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與的影響都是顯著的，對(duì)于農(nóng)村女性只有第一產(chǎn)業(yè)增加值的影響顯著，這與農(nóng)村女性以農(nóng)業(yè)就業(yè)為主有密切關(guān)系。第二產(chǎn)業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與的影響顯著為負(fù)，當(dāng)所在省份的第二產(chǎn)業(yè)增加值提高一個(gè)百分點(diǎn)，該省城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與概率會(huì)下降5.85%。盧萍、代春柳指出我國由于正在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，第二產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)的是資本替代勞動(dòng)或勞動(dòng)節(jié)約型的增長方式，因此第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性與產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長沒有呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系。［21］第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與的影響顯著為正。當(dāng)所在省份的第一產(chǎn)業(yè)增加值提高一個(gè)百分點(diǎn)，該省城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與概率會(huì)提高3.88%；當(dāng)所在省份的第三產(chǎn)業(yè)增加值提高一個(gè)百分點(diǎn)，該省城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與概率會(huì)提高5.81%。在三大產(chǎn)業(yè)中第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性最高，吸納就業(yè)的能力最強(qiáng)。目前我國產(chǎn)業(yè)升級(jí)正是第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)占比減小，第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模迅速擴(kuò)大的過程，第三產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展為女性勞動(dòng)人口提供了極為廣闊的就業(yè)空間，尤其是第三產(chǎn)業(yè)中的服務(wù)業(yè)是吸納女性勞動(dòng)力的主體行業(yè)，因此雖然第二產(chǎn)業(yè)也在增長，但由于相對(duì)規(guī)模的減小以及資本和技術(shù)對(duì)勞動(dòng)的替代使得其對(duì)城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與的影響為負(fù)，而第三產(chǎn)業(yè)是城鎮(zhèn)女性就業(yè)的主要出路，因此對(duì)勞動(dòng)參與有顯著的正向影響。和表3的回歸結(jié)果對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)在加入宏觀變量后，控制變量的顯著性和影響方向都沒有變化，但對(duì)于各出生隊(duì)列，婚姻狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的負(fù)向影響都變大了。

（三）關(guān)于內(nèi)生性問題的討論

上文的回歸都建立在婚姻狀態(tài)外生于女性勞動(dòng)參與的基礎(chǔ)上，但事實(shí)上婚姻并不是完全外生的。首先，事業(yè)心強(qiáng)、偏好工作的女性通常會(huì)推遲婚姻，從這個(gè)角度如果不考慮內(nèi)生性會(huì)低估婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的負(fù)向影響。第二，婚姻決策和勞動(dòng)參與決策可能會(huì)相互影響，一些特征會(huì)對(duì)婚姻和就業(yè)同時(shí)產(chǎn)生影響，比如教育程度低的女性更有可能早結(jié)婚和工作，忽略這種影響的回歸會(huì)高估婚姻對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響，因此不考慮內(nèi)生性的回歸結(jié)果可能會(huì)出現(xiàn)估計(jì)偏誤，本文使用工具變量來解決這個(gè)問題。

為了解決婚姻狀態(tài)與勞動(dòng)參與之間的內(nèi)生性，合適的工具變量必須同時(shí)滿足影響女性結(jié)婚狀態(tài)但不影響女性勞動(dòng)參與決策這兩個(gè)條件。參考Lee等的研究，［2］本文使用的第一個(gè)工具變量是女性20歲時(shí)當(dāng)?shù)兀ㄋ谑》荩┑娜丝谛詣e比，人口性別比可以反映婚姻市場的供求狀態(tài)，會(huì)影響婚姻決策和婚姻狀態(tài)，但對(duì)女性的勞動(dòng)參與沒有直接影響。第二個(gè)工具變量是政策變量，Cheng研究了中國2003年《婚姻登記條例》的修改①自2003年10月1日起施行的《婚姻登記條例》簡化了我國的結(jié)婚和離婚程序，結(jié)婚和離婚都不再需要出具所在單位或居委會(huì)開具的介紹信，不再強(qiáng)制進(jìn)行婚前健康檢查，如果離婚證件齊全，離婚可以立即生效，而以前需要等30天才能生效。對(duì)中國結(jié)婚和離婚的影響，發(fā)現(xiàn)從短期效應(yīng)看，結(jié)婚和離婚的數(shù)量和速度都出現(xiàn)增長，長期來看修訂的前四年影響最大，然后影響逐漸減弱。［22］這表明婚姻登記條例的修訂對(duì)我國女性的婚姻狀態(tài)存在重要影響，而該條例的修訂又是完全外生于勞動(dòng)參與的，因此從理論上來講這是一個(gè)非常理想的工具變量。第三期婦女社會(huì)地位調(diào)查中女性的結(jié)婚年份介于1968-2010之間，剛好橫跨了2003年這個(gè)修改節(jié)點(diǎn)。本文使用的第二個(gè)工具變量以婚姻登記條例的修訂為依據(jù)生成，設(shè)定虛擬變量law，如果結(jié)婚年份在2003年及之前，則law=0，如果結(jié)婚年份在2004年及之后，則law=1。性別比變量的數(shù)據(jù)搜集相對(duì)復(fù)雜，基于本文的樣本出生年份在1950-1992年之間的情況，從EPS平臺(tái)整理了1970-2012年全國各省份的性別比數(shù)據(jù)①重慶是1997年被設(shè)立為直轄市，在此之前隸屬于四川省，因此重慶1970-1996年的性別比數(shù)據(jù)采用四川省的該項(xiàng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。1988年海南正式建省，之前隸屬于廣東省，因此海南1970-1987的性別比數(shù)據(jù)采用廣東省的該項(xiàng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。，依據(jù)女性的出生省份和年份將各省的性別比數(shù)據(jù)與個(gè)體的調(diào)查數(shù)據(jù)匹配。對(duì)于解釋變量為內(nèi)生變量的二值選擇模型，可以使用IV Probit模型，采用兩步法進(jìn)行估計(jì)。

表5 加入工具變量后婚姻狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的回歸結(jié)果

通過Wald檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)對(duì)于城鎮(zhèn)樣本，婚姻狀態(tài)和勞動(dòng)參與之間確實(shí)存在內(nèi)生關(guān)系，對(duì)于農(nóng)村樣本，婚姻狀態(tài)對(duì)于勞動(dòng)參與并不是一個(gè)內(nèi)生變量，因此此處的內(nèi)生性分析是基于城鎮(zhèn)樣本進(jìn)行的。通過兩步法的IV Probit回歸發(fā)現(xiàn)，可在1%的水平上認(rèn)為婚姻狀態(tài)是內(nèi)生變量，表5列出了分別以婚姻登記條例的修訂和性別比作為婚姻狀態(tài)的工具變量的回歸結(jié)果。相比前文未控制內(nèi)生性問題時(shí)城鎮(zhèn)已婚女性比城鎮(zhèn)未婚女性的勞動(dòng)參與概率低12.87%這一邊際效應(yīng)，在控制內(nèi)生性后，婚姻狀態(tài)對(duì)勞動(dòng)參與的負(fù)向影響仍然顯著，并且邊際系數(shù)變大，與Lee、Junchao和Shiying的研究一致。這可能是由于現(xiàn)在很多城市女性傾向于為了接受教育和追求事業(yè)而晚婚，在不考慮內(nèi)生性時(shí)這一影響被低估了。這表明城鎮(zhèn)女性的婚姻狀態(tài)和勞動(dòng)參與存在顯著的互動(dòng)影響，婚姻狀態(tài)會(huì)影響勞動(dòng)參與，勞動(dòng)參與也會(huì)影響婚姻決策。隨著職業(yè)女性的增多，就業(yè)對(duì)女性婚姻狀態(tài)的反向影響也會(huì)越來越大，經(jīng)濟(jì)上的獨(dú)立使晚婚甚至不婚現(xiàn)象不斷增多。

四、主要結(jié)論及政策建議

隨著我國勞動(dòng)年齡人口的下降和老齡化的加劇，充分釋放人口潛力是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)幽?。本文從勞?dòng)參與決策出發(fā)，從市場工資與保留工資的決定因素入手，在婚姻的框架下分別探討了個(gè)人特征、家庭特征、世代特征和宏觀經(jīng)濟(jì)特征對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響，發(fā)現(xiàn)和未婚相比，已婚狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與始終存在負(fù)向影響并且對(duì)城鎮(zhèn)女性的負(fù)向影響大于對(duì)農(nóng)村女性的負(fù)向影響。已婚女性在生育和家庭照料上承擔(dān)重要職責(zé)，已婚狀態(tài)對(duì)城鎮(zhèn)女性的負(fù)向影響大于對(duì)農(nóng)村女性的負(fù)向影響，更加凸顯出提高已婚女性的勞動(dòng)參與需要社會(huì)公共服務(wù)體系和勞動(dòng)力市場的完善，以減輕女性的家庭照料負(fù)擔(dān)和提供更多家庭友好型的工作機(jī)會(huì)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級(jí)也有助于解決這一問題。

對(duì)于不同出生隊(duì)列，婚姻狀態(tài)對(duì)其勞動(dòng)參與的影響存在差異。在通過人口性別比和婚姻登記條例的修訂控制住城鎮(zhèn)女性婚姻狀態(tài)與勞動(dòng)參與之間的內(nèi)生性關(guān)系后，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)女性的已婚狀態(tài)對(duì)其勞動(dòng)參與的負(fù)向影響顯著變大，在未考慮內(nèi)生性時(shí)婚姻狀態(tài)對(duì)女性勞動(dòng)參與的負(fù)向影響被低估了。這說明就業(yè)對(duì)女性婚姻狀態(tài)的反向影響越來越大，職業(yè)女性的增多會(huì)加劇晚婚晚育，在我國生育率較低的現(xiàn)實(shí)背景下這是一個(gè)挑戰(zhàn)，如何引導(dǎo)女性合理安排自身生命周期中的重要事件是一個(gè)值得研究的議題。