張世龍，陳楊洋

（浙江海洋大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，浙江 舟山 316022）

隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高，農(nóng)業(yè)勞動力需求降低，農(nóng)村勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移已是必然趨勢。據(jù)第二次全國農(nóng)業(yè)普查（2008）主要數(shù)據(jù)公報顯示，在農(nóng)村勞動力總量中女性占49.2%，在實現(xiàn)轉(zhuǎn)移的剩余勞動力中，女性占36%。盡管在農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移中，女性非農(nóng)勞動參與率略低于男性，但已成為不可忽視的力量。雖然傳統(tǒng)中國素以“男主外、女主內(nèi)”的家庭角色分工模式而著稱［1］，但隨著婦女生育觀念的改變，這種傳統(tǒng)格局開始被打破。女性開始由“主內(nèi)”轉(zhuǎn)變?yōu)橥瑫r承擔(dān)著家庭撫幼和社會勞動的“內(nèi)—外”勞作模式。

傳統(tǒng)的性別分工使女性肩負著照料家庭和外出就業(yè)的雙重責(zé)任，其非農(nóng)就業(yè)時間因受家務(wù)時間的擠壓使其在勞動力市場中處于不利地位。除上述原因?qū)е率古栽谙蚍寝r(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時受到更多約束條件的限制外，生育所造成的職業(yè)中斷也進一步強化其在勞動力市場中的不利地位。盡管普遍流傳“生男生女都一樣”的生育觀，但在農(nóng)村還是存在因強烈的男孩偏好而多生育的現(xiàn)象?？梢哉f，由于多生育帶來的照料負擔(dān)是農(nóng)村婦女勞動參與率較低的一個重要因素。當農(nóng)村外出就業(yè)的婦女既面臨照料負擔(dān)，又面臨工作壓力時，家庭與工作的雙重角色沖突的矛盾開始被激化［2］。根據(jù)角色沖突理論，一個人在承擔(dān)各種角色時，不同角色之間會有影響，故而照料子女的角色一定會對女性外出就業(yè)的角色產(chǎn)生影響［3］。

關(guān)于二者之間的關(guān)系，根據(jù)眾多學(xué)者展開的經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，隨著子女數(shù)量的增多，女性勞動參與率在逐漸降低［4?5］。究其原因是女性在家中承擔(dān)著幼兒照料的主要責(zé)任而降低了外出就業(yè)的可能性和勞動時間［6］。因此，本研究試圖從子女數(shù)量的不同實證探究其對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響，以期為緩解女性照料子女的壓力、促進女性剩余勞動力轉(zhuǎn)移和推動我國城鎮(zhèn)化的發(fā)展提供貼切實際的建議。

一、相關(guān)研究文獻評述

已有文獻中，圍繞微觀層面的研究很好地解釋了女性非農(nóng)就業(yè)所面臨的矛盾。一方面，從個人稟賦看，女性就業(yè)與其自身人力資本的條件是密不可分的?，F(xiàn)有研究證明，年齡、受教育水平、健康水平、掌握的技能等特征變量對女性從事非農(nóng)就業(yè)的影響有顯著差異［7?8］。比如，年齡與勞動參與率呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系［9］，青年女性受教育程度和健康水平越高時越容易實現(xiàn)非農(nóng)轉(zhuǎn)移。另一方面，雖然個人稟賦的提升可以促進女性非農(nóng)就業(yè)，但家庭責(zé)任卻仍是其外出就業(yè)道路上的最大障礙［10?11］。在整個社會對角色期待的差異化和農(nóng)村女性化背景下，家庭內(nèi)部性別角色分工并不平等。女性為了便于照料家庭，會階段性地退出勞動力市場，或者選擇時間更為靈活的工作。部分學(xué)者從“資源多寡視角”、“時間可及視角”、“女性策略理論視角”等解釋為什么女性愿意接受這種分工［12］。

關(guān)于子女對農(nóng)村婦女在勞動力市場中就業(yè)的影響機制主要有以下三種觀點：一種觀點認為是子女數(shù)量的增加影響了婦女就業(yè)［13?14］。另一種觀點認為子女對婦女就業(yè)的影響主要集中在孩子的年齡上，還有一種觀點表明女性照料子女與就業(yè)的變化趨勢難以確定，子女年齡與子女數(shù)量的變化可能同時對女性子女照料和外出就業(yè)產(chǎn)生影響［15］。本研究認為，子女數(shù)量的增加會拉長整個家庭的撫幼時間，二者密不可分。一方面，從子女數(shù)量來看。數(shù)量的增多會帶來兩方面效應(yīng)，一是經(jīng)濟效應(yīng)。養(yǎng)育成本的增加迫使夫妻更加積極工作，女性收入增加既有利于改善子女的生活水平，又有助于提升子女的教育質(zhì)量［16］。二是約束效應(yīng)。婦女不得不減少勞務(wù)時間以照料子女，還可能因為無法專心照料而降低子女教育質(zhì)量。另一方面，從子女年齡來看。隨著年齡增長，兒童對應(yīng)的受教育階段也在相應(yīng)改變，不同受教育階段對婦女就業(yè)的影響也不同。例如，韓敘和夏顯力將子女受教育程度細分為6個階段，農(nóng)村已婚婦女非農(nóng)就業(yè)概率隨著子女教育階段的每次提升而相應(yīng)增加約6%，女性會在子女處于中學(xué)階段后重新回歸勞動力市場［17］?；诖?，對于青年女性而言，生育及與此相應(yīng)的家務(wù)負擔(dān)會降低其在勞動力市場中的競爭優(yōu)勢，變成非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的最大障礙［18］。

此外，造成農(nóng)村婦女在勞動力市場上處于競爭弱勢的原因，學(xué)術(shù)界還有以下幾種說法：一是文化說：在受傳統(tǒng)封建思想文化影響較深的偏遠農(nóng)村，女性因為受到“重男輕女”生育觀念的影響而多生育，降低了其非農(nóng)就業(yè)的參與率、勞動時間和收入。邱紅等指出，促進社會性別平等有利于促進農(nóng)村婦女向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提高社會地位［19］。二是資源說：農(nóng)村家庭規(guī)模較大導(dǎo)致教育資源被稀釋，女性整體文化水平較低，就業(yè)范圍遭到限制，在核心家庭經(jīng)濟貢獻中處于劣勢，因此女性為了提高相對資源優(yōu)勢往往主動承擔(dān)起家庭責(zé)任［20］。楊菊華也提出女性將家務(wù)當作是經(jīng)營婚姻、維持家庭和睦的一種資源，將其定義為農(nóng)村已婚女性維護家庭和婚姻的一種自我保護［1］。三是性別差異說。Becker提出，生物學(xué)上的性別差異首先決定了家庭內(nèi)的性別分工。女性天生所具有的生理特征使其被賦予生產(chǎn)和喂養(yǎng)孩子的義務(wù)，并且較于男性來講，女性擁有更高的照料意愿和照料技巧，故而承擔(dān)照料子女的主要責(zé)任。整個社會在“男主外女主內(nèi)”固化的性別分工模式下，女性在求職時面臨更多隱形門檻［21］。

調(diào)查顯示，農(nóng)村已婚女性非農(nóng)就業(yè)有如下幾個特征：第一，雖然勞動參與率較高，但仍然低于男性。第二，勞動收入不穩(wěn)定，差距較大。第三，工作之余承擔(dān)著生育、照料孩子的家庭責(zé)任。

表1呈現(xiàn)了中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù)關(guān)于“最后一個孩子3歲以前白天主要由誰照顧”的主要指標。發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段我國農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)參與率較低的原因在于：女性是家庭中子女的主要照料者，比配偶照料高約74%。其次是配偶父母，可能是配偶父母起到了配偶的“照料補償”作用。這一事實意味著存在通過緩解已婚婦女對子女的照料而解放其勞動生產(chǎn)力的可能。與2020年國家公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)女性比例為39.5%，比2010年提高15.4個百分點，與男性相比依然處于劣勢；母親照料占63.7%，比2010年降低11.7個百分點，由此可知女性家庭照料負擔(dān)重、公共服務(wù)支持不足的現(xiàn)狀并沒有發(fā)生顛覆性的改善，依然是影響非農(nóng)就業(yè)的主要原因，2010年調(diào)查數(shù)據(jù)仍具有一定的代表性。

表1 女性是孩子的主要照料者

在非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村婦女中，子女數(shù)量對其影響存在異質(zhì)性。獨生子女家庭婦女就業(yè)群體密度明顯高于多子女家庭（見圖1），年齡集中在40歲左右，年輕女性外出就業(yè)率較高。根據(jù)《勞動法》對退休年齡的規(guī)定，可以理解在50和55歲時驟降的勞動參與率，受影響的主要集中在正規(guī)部門。隨著子女年齡的增加和學(xué)業(yè)的完成，且非農(nóng)工作就業(yè)門檻較低，部分女性又重新回到勞動力市場，故在55歲之后出現(xiàn)了參與非農(nóng)就業(yè)的小高峰。此外，從多子女家庭特征來考慮，在房價、物價和嫁娶成本不斷上漲的情況下，多子女家庭承受的經(jīng)濟壓力也在加重，很有可能促使婦女退休后重返勞動力市場以增加收入。

圖1 非農(nóng)就業(yè)女性年齡的概率分布

國內(nèi)關(guān)于婦女就業(yè)和生育的文獻雖然很豐富，但直接關(guān)注子女數(shù)量對農(nóng)村婦女就業(yè)影響的研究十分有限且存在以下問題：第一，忽略了家庭生育決策是內(nèi)生的，一些不可觀測的因素（如年齡、收入和地位等）會同時影響生育的子女數(shù)量以及是否非農(nóng)就業(yè)。第二，將有孩家庭作為整體進行分析，沒注意獨生子女家庭和多子女家庭的選擇性偏誤問題。第三，沒有區(qū)分不同收入水平下，子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響程度?；诖?，本研究包含了所有有過婚姻的有孩婦女，分別對比獨生子女和多個子女對其非農(nóng)就業(yè)的影響。更為重要的是，本研究打破常規(guī)，研究子女數(shù)量在從多到少的狀態(tài)下對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響，旨在定性分析的基礎(chǔ)上，得出更精確的定量結(jié)果。

本研究的邊際貢獻主要體現(xiàn)在兩方面：一方面，利用傾向得分匹配法（PSM），較好地解決了獨生子女家庭和多子女家庭的樣本自選擇和異質(zhì)性問題。另一方面，從收入水平和文化程度探討子女數(shù)量對非農(nóng)就業(yè)的農(nóng)村婦女的組群差異。

二、子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)影響的模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)描述

（一）數(shù)據(jù)來源與變量描述

本研究采用的數(shù)據(jù)來源于第三期中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查收集了有關(guān)人口、就業(yè)、收入、政治參與等信息，已是當前可獲得的最新數(shù)據(jù)。由于考慮到農(nóng)村女性就業(yè)的工作性質(zhì)多為“非正式”，故沒有嚴格按照《勞動法》規(guī)定的女性退休年齡進行篩選，而是保留了所有的非農(nóng)就業(yè)樣本。在全部7323個非農(nóng)就業(yè)的樣本中，女性就業(yè)比例占53.87%。在刪掉了變量的無效、空白、拒絕回答等缺失值和明顯邏輯錯誤數(shù)值后，本研究選取了有過婚姻的、配偶有收入的、且有一個及以上孩子的農(nóng)村婦女（以下均符合此條件），共獲得河北、山西、江蘇、浙江、上海等包含31個省或直轄市的有效樣本5702個，其中在有孩的家庭中獨生子女家庭占31.23 %，在停止生育的家庭中最后一胎為男孩的家庭有63.94%。

（二）變量界定與描述性統(tǒng)計

被解釋變量為農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的收入。根據(jù)調(diào)查問卷將勞動收入、其他財產(chǎn)性收入、租賃收入、離退休金、養(yǎng)老金及相關(guān)補貼、失業(yè)保險金、三農(nóng)補貼、最低生活保障金等進行加總作為定量變量。核心解釋變量為子女數(shù)量。將獨生子女賦值為1，多個子女賦值為0?？刂谱兞堪▊€體特征變量和家庭特征變量。在個體特征變量中：年齡采用了連續(xù)變量；受教育程度劃分為小學(xué)、初中、高中/中專/中技、?？?本科及以上五個階段，在該階段則為1，否則取0；在健康狀況中，若是回答很好、較好、一般則取1，較差、很差則取0；是否擁有專業(yè)技能中，是則為1，否為0。家庭特征變量包括是否有除本人以外的其他照料幫助，有則取1，沒有取0，并通過加入一系列省份虛擬變量進行控制。

由表2可知，全樣本觀測值平均年齡在48歲左右，平均受教育程度在小學(xué)和初中，平均年收入為0.753萬元，自評健康狀況較好，子女數(shù)量超過一個且多為本人照料。進一步分析表明，農(nóng)村婦女未非農(nóng)就業(yè)的家庭有478戶，占比8.38%；在非農(nóng)就業(yè)的家庭中獨生子女家庭有1583戶，占比27.76%，多個子女的家庭有3641戶，占比63.86%。由此可知，未非農(nóng)就業(yè)的家庭數(shù)量較少，且多子女家庭比獨生子女家庭數(shù)量更多。從非農(nóng)就業(yè)的樣本收入來看，獨生子女家庭的收入是多個子女家庭的1.56倍，二者差值0.4萬元，意味著子女數(shù)量少的家庭婦女賺取的平均收入會更高。從年齡來看，獨生子女家庭婦女會更早的參與就業(yè)，平均年齡比多個子女家庭小4.6歲。從各個階段受教育程度來看，獨生子女家庭婦女均高于多個子女家庭，婦女的文化水平更高。從婦女的健康狀況來看，獨生子女家庭最高，多個子女的家庭次之，最后是未非農(nóng)就業(yè)家庭，由此可知，可能健康程度越好，收入也會越高。農(nóng)村婦女未參與非農(nóng)就業(yè)的家庭，所受到的照料幫助也越少，其次是多個子女的家庭，受照料幫助最多的家庭是獨生子女家庭，這可能是因為家里大人多孩子少，人均分擔(dān)的照料幫助較多，更有利于農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)，獲得更高收入。

表2 描述性統(tǒng)計分析

（三）模型設(shè)定

其中，參數(shù)β表示在給定其他控制變量X條件下，子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)收入的邊際效應(yīng)。式中被解釋變量是農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的收入狀況，用Incomei表示，核心解釋變量為子女數(shù)量，用childreni表示，如果是多子女則取1，獨生子取0。此外，我們還控制了個人特征、家庭特征與地區(qū)特征，用向量Xi表示；α，β和γ為待估計的參數(shù)，μi表示隨機擾動項。

三、子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)影響的實證結(jié)果分析

（一）基準回歸結(jié)果分析

本研究考察子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響，同時進行穩(wěn)健性檢驗和傾向值得分匹配。先采用OLS模型分析子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響，基準回歸結(jié)果如表3所示。表3的模型（1）結(jié)果顯示，獨生子女家庭的農(nóng)村女性非農(nóng)就業(yè)率更高，子女數(shù)量的增加確實會顯著抑制農(nóng)村婦女的非農(nóng)就業(yè)。模型（2）中加入了年齡、受教育程度、和健康狀況的控制變量。模型（3）中加入了是否擁有專業(yè)技能和是否有除本人以外的照料幫助的控制變量。模型（4）中，在控制了個人特征變量和家庭特征變量基礎(chǔ)上加入了省份虛擬變量。從（2）（3）（4）可以發(fā)現(xiàn)核心就是變量的系數(shù)符號和顯著性沒有變化，雖然在控制了更多的變量后系數(shù)值和顯著水平逐步下降，但依然有顯著的正向影響，這充分說明子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響有一部分是通過上述因素作用的，除了子女數(shù)量因素以外的其他影響因素也很重要。

表3 基準回歸結(jié)果

估計結(jié)果中，子女數(shù)量的增加對提升農(nóng)村婦女非農(nóng)收入有顯著抑制作用。隨著子女數(shù)量增加農(nóng)村婦女的照料負擔(dān)也在增加，無法把更多的時間精力放在工作上，對促進農(nóng)村婦女非農(nóng)收入的增加有著明顯抑制作用。在個體特征方面，估計結(jié)果中年齡的系數(shù)為負，表明農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的收入隨年齡的增長會降低。受教育程度中，文化程度處于文盲和小學(xué)對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)沒有影響，相比于文盲來說，初中、高中、中專和中技、?？啤⒈究萍耙陨暇酗@著的正相關(guān)關(guān)系，且隨著年紀的增加系數(shù)也逐漸增大。這說明受教育程度越高越有利于促進農(nóng)村婦女的非農(nóng)就業(yè)增收。健康狀況也有顯著的正相關(guān)關(guān)系，與預(yù)期一致。是否擁有專業(yè)技能在1%水平上通過了正相關(guān)的顯著性檢，說明掌握一門專業(yè)技能會使農(nóng)村婦女更易獲得更高的薪資。

在家庭特征方面，估計結(jié)果中是否有除本人以外的照料幫助上，有照料幫助的農(nóng)村女性比只有本人照顧的農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)率平均增加31%?？梢?，有人分擔(dān)照料責(zé)任會極大程度上促進于農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)。

（二）分位數(shù)回歸結(jié)果分析

在回歸模型中，因收入差距較大，本研究選用分位數(shù)回歸模型探究在不同收入水平下，子女數(shù)量對其非農(nóng)就業(yè)的影響程度。為了更好的研究子女數(shù)量對不同水平收入的農(nóng)村婦女的影響，本研究選擇了以下五個較有代表性的分位點作進一步分析。對不同分位數(shù)回歸結(jié)果的影響系數(shù)相比較（見表4），回歸結(jié)果中50%、75%和90%分位點均顯著，在75%分位點回歸影響系數(shù)最高。其中，子女數(shù)量對中等收入水平農(nóng)村婦女的影響是-8.96%，通過1%顯著水平檢驗，對中高收入水平農(nóng)村婦女的影響是-12.6%，通過1%顯著水平檢驗；對高收入水平的農(nóng)村婦女的影響是-9.7%，通過5%顯著水平檢驗。說明對于中等收入水平、中高收入水平和高收入水平的農(nóng)村婦女來說子女數(shù)量越多對增收更有抑制作用。

表4 分位數(shù)回歸結(jié)果

（三）傾向值得分匹配模型

1. 模型設(shè)定

在關(guān)于生育行為對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)影響的研究中，選擇性偏誤（selection bias） 是學(xué)者們不得不面對的難題［22］。女性可能會因為生育過多無法就業(yè)，也可能為了更好就業(yè)而少生育。因而子女的數(shù)量可能是父母在生育之前衡量了生育子女所付出的成本和能獲得的收益，并考慮了對自身可能帶來的影響之后所預(yù)先做出的決策。換句話說，獨生子女和多個子女的家庭之間可能有各種能觀測到或不能觀測到的差異，而這些差異通過在截面數(shù)據(jù)中直接加入控制變量的方法往往難以排除。為此，本研究選擇使用傾向值得分匹配方法（PSM），在研究設(shè)計上將分別討論，獨生子女家庭（處理組）與多子女家庭（對照組），獨生子女家庭（處理組）與兩個子女家庭（對照組）這兩對類型差異對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響。

PSM是Rosenbaum&Rubin（1983）提出的一種通過找到與處理組（Treated Group）主要特征盡可能相似的控制組（Comparison Group），比較兩者之間的差異效應(yīng)，從而更加客觀地評價不同子女數(shù)量帶來的影響差異與效果［23］。該方法不僅能有效控制樣本選擇偏差，而且通過引入反事實框架的基本思想，構(gòu)造無法被觀察的反事實結(jié)果。在本研究中，比較同一個家庭在“獨生子女”與“多個子女或兩個子女”兩種狀態(tài)下農(nóng)村婦女的非農(nóng)就業(yè)收入差異時，由于是同一個家庭農(nóng)村婦女在不同子女數(shù)量狀態(tài)下的差異，因而可以確認這種差異是子女數(shù)量引起的。以i代表家庭，c代表是否獨生子女，非獨生子女家庭為1，獨生則為0。income為非農(nóng)收入，income1和income0分別表示在是否獨生子女情況下農(nóng)村婦女的非農(nóng)收入，則子女數(shù)量對農(nóng)村婦女的影響可以寫為：

在匹配之前先判斷影響孩子數(shù)量的因素，即匹配變量或共同影響因素，并將匹配變量進行回歸，可以得到每一個變量的系數(shù)，進而可以計算出每一個家庭是否獨生的傾向得分（propensity score）。按照每個家庭農(nóng)村婦女的得分，可以將得分相近的農(nóng)村婦女進行匹配。為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，使用四種常見的傾向得分匹配法，對兩組家庭的農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)收入進行估計。其中，最近鄰匹配中k設(shè)定為4，使用默認的核函數(shù)與帶寬。

表5是基于Logit模型的家庭子女數(shù)量傾向得分的估計結(jié)果。婦女年齡、受教育程度、健康狀況和是否有除本人以外的照料對家庭子女數(shù)量傾向得分產(chǎn)生顯著影響。因邊際影響對虛擬變量是指從0（獨生子女）到1（多個子女）的離散變化。所以，婦女的年齡對子女數(shù)量的減少有負向影響，年齡越大越會多生育，戶主每增加一歲，生育超過一孩的傾向就高0.6%。受教育的各個程度、健康狀況、是否有除本人以外的照料幫助對子女數(shù)量增加有負向影響，說明教育程度越高、身體越健康、越有照料幫助越不會多生育。是否有專業(yè)技能對子女數(shù)量傾向得分的估計結(jié)果沒有顯著影響。故本文選用婦女年齡、受教育程度、健康狀況和是否有除本人以外的照料幫助作為匹配變量。

表5 基于Logit模型的家庭子女數(shù)量傾向得分的估計結(jié)果

2. 匹配結(jié)果

表6中的ATT指的是平均處理效應(yīng)（aver?age treatment effect on the treated），也就是處理組和控制組農(nóng)村婦女非農(nóng)收入的平均差異。從表6中可以看出，本研究使用的所有匹配方法結(jié)果均顯示處理組農(nóng)村婦女的非農(nóng)就業(yè)率高于控制組的，多子女家庭的農(nóng)村婦女非農(nóng)收入比獨生子女家庭的低14.27~16.14個百分點，兩個子女家庭比獨生子女家庭低12.61~13.34個百分點，并且各匹配方法T值的絕對值均大于臨界值1.96，通過顯著水平檢驗，反映出估計結(jié)果的穩(wěn)定性。由此可知，傾向得分匹配顯示的結(jié)果與上述回歸結(jié)論高度一致，多個子女的家庭或兩個子女的家庭的農(nóng)村婦女的非農(nóng)收入均低于獨生子女家庭。

表6 傾向得分匹配結(jié)果

3. 匹配效果檢驗

圖2為共同支撐域檢驗。采用k近鄰匹配（k=4）檢驗匹配的效果，圖2顯示大多數(shù)觀測值均在共同取值范圍以內(nèi)，說明匹配之后的樣本質(zhì)量較好。

圖2 共同取值范圍

在匹配完成后，對五種匹配方法分別進行匹配平衡性假定檢驗，以檢驗匹配前后的處理組和控制組之間的差異性，保證樣本匹配效果的質(zhì)量。結(jié)果如表7所示，匹配后的Pseudo-R2均小于0.01，均值偏差和中位數(shù)偏差均呈一定程度降低，B值均小于25%。由此可知，匹配后的處理組和控制組之間無明顯差異，匹配結(jié)果可靠。

表7 匹配平衡性檢驗

匹配完成后得到的新的回歸結(jié)果如表8所示。在回歸中依次加入核心解釋變量、個人特征變量和家庭特征變量后，各變量的系數(shù)和顯著性水平均與表4相似，說明結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8 匹配后基準回歸

4. 熵平衡法檢驗

由于控制組和處理組之間存在差異，有影響農(nóng)村婦女非農(nóng)收入的可能，為解決傳統(tǒng)匹配方法中無法平衡所有協(xié)變量導(dǎo)致傾向得分模型被錯誤指定這一問題，本研究使用海因繆勒（2012）提出的熵平衡法。該方法可以同時控制調(diào)整所有協(xié)變量的一階矩、二階矩和三階矩，以最大程度的實現(xiàn)控制組與處理組樣本協(xié)變量的精準匹配，同時控制地區(qū)效應(yīng)，熵平衡匹配后的結(jié)果如表9。農(nóng)村家庭每增加一個子女，農(nóng)村婦女非農(nóng)收入下降8.7個百分點，兩個子女家庭比獨生子女家庭低7.3個百分點，兩回歸結(jié)果均通過顯著性檢驗。

表9 熵平衡法檢驗結(jié)果

四、研究結(jié)論及政策啟示

本研究使用“中國婦女社會地位調(diào)查”第三期數(shù)據(jù)，運用傾向得分匹配（PSM）模型和分位數(shù)回歸法，定量研究家庭中具有不同子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的差異化影響，得到以下結(jié)論：第一，子女數(shù)量多的家庭對農(nóng)村婦女的非農(nóng)就業(yè)有著負面作用，這一阻礙作用隨著子女數(shù)量的增加不斷增強；對于有非農(nóng)收入的家庭而言，獨生子女家庭的農(nóng)村婦女收入是多個子女家庭的1.57倍，平均年齡小4.6歲且文化水平更高。第二，分位數(shù)回歸結(jié)果表明子女數(shù)量對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的影響存在明顯的異質(zhì)性，隨著子女數(shù)量增加對農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)的抑制作用越顯著，尤其是中等收入、中高收入和高收入家庭的農(nóng)村婦女。第三，傾向得分匹配結(jié)果顯示多子女家庭的農(nóng)村婦女非農(nóng)收入低于獨生子女家庭，其中，多子女家庭的農(nóng)村婦女非農(nóng)收入比獨生子女家庭的低14.27~16.14個百分點，兩個子女家庭比獨生子女家庭低12.61~13.34個百分點。第四，熵平衡法檢驗結(jié)果表明農(nóng)村家庭每增加一個子女，農(nóng)村婦女非農(nóng)收入就下降8.7個百分點，兩個子女家庭比獨生子女家庭低7.3個百分點，前文結(jié)論穩(wěn)健。

本研究政策啟示在于，現(xiàn)階段中國農(nóng)村確實大量存在受“重男輕女”思想影響而過度生育并承擔(dān)過重的照料責(zé)任而無法從事非農(nóng)就業(yè)的婦女。實際上，農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)既有促進經(jīng)濟發(fā)展，提高婦女的經(jīng)濟地位，建立更加平等的家庭關(guān)系；又有助于農(nóng)村婦女形成現(xiàn)代生育觀念，改善農(nóng)村地區(qū)的男孩偏好，平衡我國男女性別比；還有助于幫助貧困地區(qū)脫貧，推動我國城鎮(zhèn)化發(fā)展。因此，為了緩解農(nóng)村婦女照料子女的壓力，促進女性勞動力從農(nóng)業(yè)部門釋放出來，助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的發(fā)展步伐，可以從三個方面入手：首先，加快教育基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，提供兒童照管的公共服務(wù)，完善兒童在義務(wù)教育階段之前的教育培養(yǎng)。鼓勵村民創(chuàng)辦民辦幼兒園，建立幼兒托管機構(gòu)，擴大師資力量將有助于分擔(dān)農(nóng)村婦女的照料責(zé)任，有利于其兼顧外出就業(yè)與照料子女的責(zé)任。其次，降低農(nóng)村婦女的非農(nóng)就業(yè)機會成本，可以通過加強農(nóng)村已婚婦女的專業(yè)技能培訓(xùn)，鼓勵鄉(xiāng)村企業(yè)加大發(fā)展實現(xiàn)就近就業(yè)，增加農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)機會。最后，如果政府能夠在經(jīng)濟落后地區(qū)提供基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)（如道路建設(shè)、改造電網(wǎng)等）、促進女性勞動力流向經(jīng)濟密度高的地區(qū)、促進女性性別意識轉(zhuǎn)變，將對推動消除就業(yè)市場中性別歧視問題有積極影響。