婚姻状态对女性劳动参与的影响——加入内生性的考察

陈 洁，刘亚飞

（湖北经济学院 经济与贸易学院，湖北 武汉 430205）

一、引言

按照经典的家庭经济学理论（Becker，1973；Gronau，1977），家庭成员对于市场劳动和非市场劳动的时间分配取决于二者的相对优势和潜在收入水平。由于性别收入差距的广泛存在，家庭中虽然女性的劳动时间长于男性，但大部分劳动时间都消耗在无酬劳动中。Sylvain和Habiba考察了女性是否可以同时拥有高强度的工作和婚姻，他们发现受到生育因素的影响女性在推迟婚姻上的自由度很小，事业上的溢价不足以弥补推迟婚姻的机会成本，从而导致女性减少或放弃在事业上的投入，更多地专注于婚姻和家庭。［1］我国目前还没有相关研究，但从现实情形来看我国女性初婚年龄不断增长，这一方面是受教育程度不断提高的结果，另一个重要原因就是职业女性为了规避家庭和事业之间的冲突推迟婚姻。婚姻状态对我国女性劳动参与到底有怎样的影响，影响的机制是怎样的，这是本文关注的核心问题。由于婚姻状态和女性的劳动参与之间存在明显的相互影响，内生性问题无法回避，但在已有研究中较少关注这个问题，即使关注了也并非研究中国问题或者解决得不全面不充分，本文尝试在这方面有所突破，引入人口性别比和婚姻登记条例的修订这两个工具变量，发现内生性确实对城市女性的回归结果有所影响。

二、文献综述

在考察女性的劳动参与时，婚姻状态是一个不可忽视的影响因素。大量国内外文献的研究表明已婚女性的劳动参与低于未婚女性。由于各国社会传统和经济发展水平不同，婚姻状态对女性劳动参与的影响程度存在差别。Lee等基于韩国25-34岁年轻女性的调查数据的研究发现韩国城市已婚女性比单身女性的劳动参与概率低40%～60%，［2］Eckstein和Lifshitz基于美国的数据发现婚姻状态的改变能解释女性劳动参与率变化的1%。［3］

婚姻对女性劳动参与的影响不仅来源于婚姻状态本身，还来自配偶、孩子等因素，这些都是婚姻框架内的延伸。Bernasco等关注了配偶效应，发现配偶的财富资源会阻碍女性的劳动参与和职业成就，但配偶的人力资本资源对另一半的劳动参与和职业成就有促进作用。［4］Francine和Lawrence使用CPS数据研究了1980-2000年美国已婚女性的劳动供给行为的变化，发现配偶相对收入对已婚女性劳动参与的影响下降了38%～47%。［5］Shafer使用美国NLSY数据通过离散事件分析方法研究发现相对于其自身或者丈夫的绝对收入，女性的相对收入对其退出劳动力市场的影响最大。［6］配偶收入不仅影响劳动参与，还会影响寻找工作的时间。Lentz和Tranaes发现已婚男女找工作的努力程度与他们配偶的收入之间呈相反的关系:对于女性来说，配偶的收入与找工作的努力程度负相关，丈夫的收入越高，自己越富有，找工作的时间越长；对于男性则情形相反，妻子赚得越多，丈夫越快找到工作，自己越富有，失业的时间越久。［7］

孩子也是对女性劳动参与有重要影响的因素，女性通常在孩子的生育和抚养上承担主要角色。Angrist和Evans研究孩子数量与父母劳动供给的关系，研究结果表明女性的劳动供给随着孩子数量的增加而减少，随着最小孩子年龄的增长而降低，［8］研究还引入了父母对子女性别均衡的偏好作为工具变量解决生育和劳动供给之间的内生性问题，引入工具变量后结果依然显著，但影响效应变小。Moschion对澳大利亚数据的研究发现:有至少两个孩子的母亲比只有一个孩子的母亲的劳动参与率低16%；有至少三个孩子的母亲比只有一个孩子的母亲的劳动参与率低18%；分别引入三个工具变量（第一胎是否是双胞胎、第二胎是否是双胞胎、最大的两个孩子的性别）后，相比于只有一个孩子的母亲，多一个孩子会降低女性12%的劳动参与和大约每周4小时的工作时间；相比于只有两个孩子的母亲，多一个孩子对劳动参与率的影响在11%～20%之间，对工作时间的影响是每周2个小时。［9］Shira和Michal关注了阿拉伯女性的劳动参与的变化，发现阿拉伯女性就业的增长是由其受教育程度的提高、生育率的下降和生育对收入负面影响的减弱带来的。［10］在一定程度上，生育对女性劳动参与的影响大于婚姻，因此为了剥离婚姻对女性劳动参与的影响，生育成为一个非常重要的控制变量。

关于婚姻状态和女性劳动参与之间的内生性问题，就目前的检索来看有两篇文献给予了关注。Lee对韩国19-32岁年轻女性的考察发现婚姻状态与女性劳动参与之间存在内生关系，当引入生肖作为婚姻状态的工具变量后，婚姻状态对女性劳动参与的负向影响显著增大。［11］在韩国属马的女性被认为男性气质重，在婚姻市场不受欢迎，结婚的概率低。Junchao和Shiying基于中国2000年人口普查数据分城乡研究了17-30岁的年轻女性的婚姻状态对其劳动参与的影响，与Lee的研究类似，该文也是以生肖作为工具变量来解决婚姻状态与劳动参与之间的内生性问题。［12］不同的是该文基于中国的传统迷信，以是否属羊作为工具变量，在中国民间有“十羊九不全”的说法，属羊的女性会给夫家带来霉运，因此在婚姻市场上受到歧视。总体而言，这两篇文章都是基于本国文化传统，挑选意义较为特殊的属相作为工具变量，从实证结果来看，属相对女性的婚姻状态确实有显著影响，在通过属相控制内生性后，已婚状态对女性劳动参与的负向影响显著增大。这两篇文献对于解决婚姻状态与女性劳动参与之间的内生性问题进行了非常有益的探索，但是也存在一些局限。虽然在计量上属相对女性的婚姻状态有显著影响，但是一方面属相本身也存在选择性问题，并不完全是随机的；另一方面随着我国社会观念的快速现代化，这种传统观念对我国女性婚姻的影响也在减弱或消退。

国内在研究女性的劳动参与问题时一般会将婚姻状态作为控制变量加入回归方程中，如冯其云和朱彤在研究贸易与女性劳动参与率的关系时发现城镇已婚人口的比例与该城镇女性的劳动参与率呈负向关系。［13］孙磊、张航空对我国女性劳动参与影响因素的研究发现女性年龄、孩子数量、家务劳动与个人收入是影响女性劳动参与的重要因素，而与父母同住和婚姻状况则对女性劳动参与的影响并不显著。［14］该文使用截面数据从个体特征层面（年龄、教育、婚姻）、家庭层面（个人是否帮助家庭做家务、是否与父母辈同住、是否照看6岁以下儿童、生育孩子数量）、收入层面（个人去年的总收入）分析了女性劳动参与的微观影响因素，考虑的因素较为全面，不足的是收入层面没有考察丈夫收入和家庭收入的影响。吴愈晓和姚先国的研究弥补了这一缺陷，吴愈晓发现在1995年至2002年间婚姻和家庭经济状况对女性就业的影响力上升，相比1995年，2002年时家庭收入高的已婚妇女更有可能不工作；［15］吴愈晓等基于不同的数据再次发现已婚而且家庭经济状况较好的女性更可能不参与劳动力市场；［16］姚先国和谭岚进一步发现1995-2002年间丈夫收入解释了整体已婚妇女劳动参与率变动的12.87%以及低收入家庭中已婚妇女劳动参与率变动的7.74%。［17］此外对女性劳动参与比较有代表性的研究还有周春芳对经济发达地区农村劳动力的非农劳动供给的探索，他的研究发现婚姻、学龄前儿童数和需赡养老人数对女性非农劳动供给的影响较大。［18］从我国女性劳动参与相关文献的综述可以发现，虽然我国学者在考察女性的劳动参与问题时也将女性的婚姻状态列入了回归方程，但只是将其作为控制变量进行浅层次的考察，对于婚姻状态对女性劳动参与的影响机制没有进行深入挖掘，对内生性问题的解决也不充分。这使本文有了明确的努力方向，本文在考察婚姻对女性劳动参与的影响时将婚姻状态作为核心自变量，加入工具变量性别比和婚姻登记条例的修订解决内生性问题，通过控制其他因素深入洞察婚姻状态与女性劳动参与的关系。

三、实证分析

本文实证研究使用的主要数据来自第三期中国妇女社会地位调查数据。其个人调查主问卷的对象是调查标准时点上（2010年12月1日）全国除港澳台以外居住在家庭户内的18-64周岁的中国公民。该调查采用按地区发展水平分层的三阶段不等概率（PPS）抽样方法选取样本，共回收有效个人调查主问卷26 171份。结合1978年通过的《国务院关于工人退休、退职的暂行办法》①该办法规定我国女性工人的退休年龄是50岁，干部的退休年龄是55岁，特殊工种的退休年龄还可以提前到45岁。虽然我国近几年正在酝酿延迟退休的改革，但还没有出台新的退休年龄方案。和我国的实际情况，本文选取其中18-60岁的样本进行劳动参与的分析。

在第三期妇女社会地位调查数据的近三万个样本中，有5 674个个体有过退出劳动力市场的经历（从开始工作/务农到现在/退休/退出生产劳动前半年及以上不工作也没有劳动收入的情况），其中男性2 020个，女性3 654个，主要是因为结婚生育/照顾孩子的女性有2 162个，男性只有90个，可见结婚生育、照顾孩子对女性的劳动供给有十分重要的影响。

（一）理论模型

首先建立女性劳动参与的理论模型，思路如下:女性是否参与市场劳动主要取决于市场工资水平和自己的保留工资水平，只有当市场能够提供的工资水平高于自己的保留工资水平时，女性才会参与市场劳动，否则就只从事家庭劳动。女性可以获得的市场工资水平由个体因素和宏观经济因素共同决定，而自己的保留工资水平是由个人特征、家庭特征共同决定的。对于微观个体，市场工资水平可以视作给定的，本文重点研究在婚姻的框架下各微观特征对女性劳动参与的影响。

市场工资的决定方程为:

Z1是决定市场工资的因素，个体的年龄、受教育年限、工作经验、婚姻状况②如果存在雇主对不同婚姻状态员工偏好的差异或者不同婚姻状态的个体劳动生产率存在差异，则婚姻状态会影响市场工资水平。等个人特征会影响其可以获得的市场工资水平，除此之外更重要的是宏观经济环境因素。宏观因素可以分为时间和空间两个维度，从时间的角度看，不同出生世代的个体面临的宏观经济环境是有明显差异的，本文主要通过加入出生队列与婚姻状态的交互项来解决这个问题；从空间的角度看，由于我国地区间的经济发展存在较大的不平衡，不同省份的经济发展水平、劳动力市场供求状况也存在巨大差异，参考郝冉（2009）的研究，本文对于影响女性就业的宏观经济指标主要采用的是各省的失业率和三大产业的增加值，失业率可以反映劳动力市场的竞争状况，三大产业的增加值是各省经济活力的体现，间接反映了就业吸纳能力。

保留工资的决定方程为:

Z2是决定保留工资的因素，影响保留工资的微观因素有很多:个人特征有婚姻状态、年龄、人力资本水平（教育和工作经验）等；家庭特征有丈夫收入、孩子数、照料老人等，后文会对这些因素逐一分析。

当市场工资水平高于保留工资水平，即Wm＞Wr，将（1）、（2）式代入可得:

（3）式成立时，参与市场劳动是理性决策。假定ε2和ε1都服从零均值常方差的正态分布，即E(ε1)=E(ε2)=0，σ(ε1)=C1,σ(ε2)=C2，C1和C2都是常数。定义v1=ε1-ε2，因此v1也服从零均值常方差的正态分布，定义μ=Z1β-Z2δ,σ是v1的方差。（3）式可以再写为:

定义Y为被解释变量，当女性参与市场劳动时，Y=1；当女性不参与市场劳动时，Y=0。令X=［Z1，Z2］，γ=［β,δ］'，X包含了所有的解释变量。

其中I（.）是一个指示函数，当括号内的条件成立时，取值为1，否则为0。

（二）实证分析

1.变量界定及描述性分析

因变量是女性劳动参与情况，本文中劳动参与是指被调查者在被调查时是否从事有收入的工作，据此生成劳动参与虚拟变量，如果回答“是”则令该变量等于1，如果回答“否”则令该变量等于0①剔除了回答“是，退休后继续工作”和“否，已退休/内退”的样本。。核心自变量为婚姻状态，未婚为0，已婚为1。控制变量的界定如下:年龄和受教育年限都是直接来源于问卷中对应问项的回答；孩子数在“您有几个孩子？”原始回答的基础上有调整②在原始调查中没有询问未婚者配偶和孩子的情况，对于未婚者该变量的值都是缺失的。在中国长期非婚同居和婚外生育的情况很少，为扩大回归样本提高回归结果的准确性将未婚者的配偶收入和孩子数都设为0。；丈夫收入由问卷中的问题“去年您配偶的个人总收入大约是多少元”获得；非劳动收入是除工资外五类其他收入的加总③这五类收入分别是:房屋、土地、车辆等租赁收入；股票/债券/基金收益、利息等财产性收入；离退休金/养老金及相关补贴等；失业保险金、最低生活保障金、三农补贴等；其他（家庭成员供养、亲友资助等）。；是否有6岁以下孩子由家中最小的孩子的年龄推算得出，有6岁以下孩子则该变量的值为1，否则为0；是否需要照顾老人由近一年家务劳动的情况得出，如果家务劳动中承担照料老人大部分或全部则认为需要照料老人，该变量的值为1，其他情况则认为不需要照料老人，该变量的值为0。为避免数值波动过大带来的异方差，丈夫收入和非劳动收入都取了自然对数。

表1 分城乡女性基本情况的描述性统计

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由于我国存在城乡二元结构，在描述性统计时将城镇样本和农村样本分开，观察二者之间是否存在明显差异。表1列出了主要变量描述性统计的基本情况，整体来看，农村女性的劳动参与率高于城镇女性，平均年龄差别不大，城镇女性的平均受教育年限比农村女性高3.8年，婚姻状态二者基本一致，农村妇女生育的孩子数比城镇女性平均多0.68个，照料老人的负担也比城镇女性重，城镇女性丈夫的平均收入和平均非劳动收入都大约是农村女性的2倍。鉴于城乡之间女性劳动参与和个体及家庭特征存在明显差异，为了更细致地考察其中的差别在回归中将城镇样本和农村样本分开。

2.回归分析

下文通过回归分析考察婚姻状态对女性劳动参与的影响。对于二值离散因变量，一般采用Logit回归或Probit回归，二者的差别在于分布不同，回归结果是一致的，本文均是基于Probit模型的回归结果。

（1）基准回归

个人特征既影响市场工资水平又影响保留工资水平，因此在基准方程中首先考虑个体特征对女性劳动参与的影响。表2是基准方程的回归结果，基准回归方程考虑了婚姻状态、教育年限和年龄这些个人特征对劳动参与的影响。教育和年龄都是被已有文献验证过的对劳动参与有重要影响的因素，年龄体现了参与劳动的生命周期特征和潜在工作经验，一般来说年龄与劳动参与率呈倒U型关系，在达到峰值前劳动参与率随着年龄而上升，达到峰值后年龄越大劳动参与概率越低；教育年限反映的是人力资本含量，通常教育程度越高，劳动参与概率越大。由表2的回归结果可以看出，婚姻状态对男性的劳动参与有显著的正向影响，对女性的劳动参与有显著的负向影响。这意味着不管是在城镇还是农村，已婚男性的劳动参与高于未婚男性，已婚女性的劳动参与低于未婚女性。值得注意的是教育年限与城镇女性劳动参与的关系和预期一致，显著为正，但与农村女性劳动参与的关系显著为负。通常来说教育程度越高，退出劳动力市场的机会成本也越高，另外妇女教育程度的提高会增强自我实现的意识，参与社会劳动的需求也更迫切，因此预期教育程度与女性的劳动参与率正相关，城镇女性符合这一特征。与罗芳、鲍宏礼的研究一致，本文也发现农村女性教育程度与劳动参与率负相关，这可能是因为受教育程度较高的女性在家庭中有较高的议价能力，［19］而教育给农村女性在工作机会和工资方面带来的优势十分有限，因此她们更倾向于退出劳动力市场。年龄和年龄平方项表示的是女性参与市场劳动概率在其生命周期中的变动方式，年龄平方项为负，一次项为正且二者都显著表示的是劳动参与概率与年龄之间的非线性关系。年龄可以看作潜在工作经验的代理变量，在退休之前年龄的增长会提高劳动参与的概率，但增长的速度是下降的，与预期一致。

表2 婚姻状态对劳动参与的基准回归分析

表3 婚姻状态对不同家庭特征女性劳动参与的影响

（2）加入家庭特征后的回归

婚姻提高男性的劳动参与、降低女性劳动参与的机制是什么呢？杨菊华对时间利用的性别差异的研究发现婚姻会增加男性的工作时间，减少其家务时间；但降低女性的工作时间，增加女性家务时间。［20］结婚后个体最优决策变成家庭联合最优决策，婚姻结合的夫妻双方会基于比较优势和家庭情况对双方的时间进行再分配，因此配偶的收入、家庭非劳动收入、孩子的数量和年龄、是否需要照料老人都对女性的劳动参与有影响，表3显示了加入家庭特征后婚姻对女性劳动参与的影响。

由表3的回归结果可以看出，在控制与家庭特征相关的各项变量后，婚姻状态与女性劳动参与的关系仍为负，教育、年龄这些个人特征变量的回归结果也与基准回归的结果一致。Probit回归系数的大小只能用来判断显著性和符号，影响的大小需要通过边际效应来看，在控制住所有家庭特征后，城镇已婚女性比城镇未婚女性的劳动参与概率低12.87%；农村已婚女性比农村未婚女性的劳动参与概率低11.12%，可见婚姻状态对城镇女性的负向影响更大。教育年限每增加一年，城镇女性的劳动参与概率提高2.34%，农村女性的劳动参与概率下降0.42%，这说明虽然教育年限对农村女性的劳动参与存在显著的负向影响，但影响程度十分微弱。年龄每增加一岁，城镇女性的劳动参与概率提高5.46%，农村女性的劳动参与概率提高3.55%。丈夫收入与女性的劳动参与显著正相关，丈夫的收入每增加一个百分点，城镇女性的劳动参与概率提高0.92%，农村女性的劳动参与概率提高0.46%。这与姚先国、谭岚的研究结论相反，他们的结论是丈夫收入每增加10%，女性劳动参与概率下降0.3%～0.6%。积极匹配会带来丈夫收入与女性劳动参与的正相关关系。非劳动收入与女性的劳动参与显著负相关，城镇女性的非劳动收入每增加一个百分点，其劳动参与概率降低2.97%；农村女性的非劳动收入每增加一个百分点，其劳动参与概率降低2.52%，这和预期一致。非劳动收入和劳动收入可以相互替代，非劳动收入越高，女性参与市场劳动的必要性越弱。

孩子数与城镇女性的劳动参与显著负相关，与农村女性的劳动参与显著正相关。每增加一个孩子，城镇女性的劳动参与概率降低3.13%，农村女性的劳动参与概率提高1.34%。孩子数与女性劳动参与的关系可以从经济效应和时间效应两个角度来考虑:从养育成本的角度，孩子数量越多经济负担越大，女性参与市场劳动的必要性越大，因此养育孩子的经济效应会提高女性的劳动参与；从生育和抚养时间的角度，孩子越多职业中断越多，工作经验越少，女性参与市场劳动的劣势越多，可以归纳为养育孩子的时间效应会降低女性的劳动参与，孩子数量对女性劳动参与的影响取决于这两个效应的大小。由前文的描述性统计可以发现城镇女性丈夫收入和非劳动收入相对较高，因此其在养育方面的经济负担相对较小，另一方面城镇女性一般在正规部门工作，职业中断对工作的影响较大，因此主要是时间效应在起作用，这导致孩子数量越多，劳动参与概率越低；而对于农村女性，一方面配偶收入和家庭的非劳动收入较少，经济效应作用较强，加之其一般在非正规部门工作或者务农，工作稳定性差，时间自由度高，因此时间效应对其作用较小。此外，生育数量内生于家庭收入或者说是赚钱养家者（通常为丈夫）的收入，我国执行计划生育政策，在城市超生的大多是富裕家庭，而在农村超生的大多是贫穷家庭。总体而言在这两个效应的作用下，对于城镇女性，孩子数量越多，劳动参与的概率越低；对于农村女性，孩子数量越多，劳动参与的概率反而越高。对于城镇女性，姚先国、谭岚的研究发现，家庭中6岁以下小孩人数每增加1，女性的劳动参与概率下降2.3%，6-18岁的小孩人数每增加1，女性的劳动参与概率下降1.9%。也有研究认为生育子女数量的增加会显著降低城镇已婚女性的劳动供给，而对农村已婚女性是否参与非农就业没有显著影响。

相比孩子数量，孩子的年龄对母亲劳动参与的影响更加刚性，有6岁以下的孩子会显著降低母亲的劳动参与，母亲通常是学龄前儿童最主要的看护者，无论是城镇女性还是农村女性都要在孩子婴幼儿时期进行较多的时间投入，因此孩童看护与女性劳动参与存在显著负相关关系。是否需要照顾老人与农村女性的劳动参与没有显著关系，与城镇女性存在显著负相关关系。与非照料者相比，照料老人会使城镇女性的劳动参与概率降低4.65%。由于农村女性以农业就业为主（74%的农村女性从事的是农林牧渔业），工作时间比较自由，因此老年照料对农村女性的劳动参与没有显著影响。

（3）加入市场特征后的回归

随着经济社会的发展和技术进步，女性面临的外部环境发生了很大变化。一方面由于计划生育政策的实施和社会公共服务（托幼、养老）体系的完善，女性逐渐从家庭看护中解放出来，这会影响女性的保留工资水平。另一方面随着经济的发展，以服务业为代表的第三产业迅速发展，对女性的岗位需求迅速增加，这会影响女性的市场工资水平。为了考察这些变化，一方面加入出生队列变量，从时间的角度考察对于不同的出生队列，婚姻对女性劳动参与的影响是否有差异，另一方面加入被调查者所在省份三大产业的增加值和失业率，从空间区域的角度考察婚姻对女性劳动参与的影响。上文主要是从保留工资的角度考察婚姻对女性劳动参与的影响，本部分在控制保留工资的影响因素的基础上，从市场工资的角度进一步探讨婚姻对女性劳动参与的影响。

表4是加入婚姻状态与出生队列的交互项和各省的失业率、三大产业的增加值后的回归结果。前两列是针对城镇女性的回归结果，纵向来看，婚姻对出生于20世纪50年代的城镇女性的劳动参与没有显著影响，对出生于20世纪60年代、70年代和80年代的城镇女性的劳动参与都有显著的负向影响，而且对出生于六七十年代女性的负向影响显著大于出生于八九十年代的女性；婚姻对不同出生队列的农村女性的劳动参与的负向影响都很显著，其中对于20世纪50年代出生队列女性的劳动参与的负向影响最大，随着出生世代的年轻化，负向影响呈减弱趋势。包含在年代变化中的观念转变和家务劳动负担的减轻可能是促成这一趋势的主要原因，“男主外，女主内”的传统观念随着时代发展不断弱化，家用电器的发展和生育率的下降又为女性的劳动参与提供了更大的可能性。

表4 加入世代和区域因素后婚姻状态对女性劳动参与的影响

横向来看，婚姻对劳动参与的负向影响对于最早的出生队列在显著性上存在城乡差异，其他几个出生队列在显著性和影响方向上都是一致的，在影响程度上都是对城镇女性的负向影响大于对农村女性的负向影响。20世纪50年代这个出生队列在2011年调查时年龄在50-60岁，该年龄段的城镇女性基本都处于退休或者半退休状态，而且已婚率99%，因此婚姻状态对其劳动参与不存在显著影响可以理解。

本部分引入了失业率作为代表劳动力市场供求状况的变量，但是城镇登记失业率并不能充分反映各省份劳动力市场的竞争程度，因此在回归中其影响并不显著，寻找能更准确反映我国劳动力市场供求状况的指标是本文未来的努力方向。三大产业增加值对城镇女性劳动参与的影响都是显著的，对于农村女性只有第一产业增加值的影响显著，这与农村女性以农业就业为主有密切关系。第二产业对城镇女性劳动参与的影响显著为负，当所在省份的第二产业增加值提高一个百分点，该省城镇女性的劳动参与概率会下降5.85%。卢萍、代春柳指出我国由于正在进行产业的转型升级，第二产业呈现的是资本替代劳动或劳动节约型的增长方式，因此第二产业的就业弹性与产业产值增长没有呈现正相关的关系。［21］第一产业和第三产业对城镇女性劳动参与的影响显著为正。当所在省份的第一产业增加值提高一个百分点，该省城镇女性的劳动参与概率会提高3.88%；当所在省份的第三产业增加值提高一个百分点，该省城镇女性的劳动参与概率会提高5.81%。在三大产业中第三产业的就业弹性最高，吸纳就业的能力最强。目前我国产业升级正是第一产业和第二产业占比减小，第三产业规模迅速扩大的过程，第三产业的迅速发展为女性劳动人口提供了极为广阔的就业空间，尤其是第三产业中的服务业是吸纳女性劳动力的主体行业，因此虽然第二产业也在增长，但由于相对规模的减小以及资本和技术对劳动的替代使得其对城镇女性的劳动参与的影响为负，而第三产业是城镇女性就业的主要出路，因此对劳动参与有显著的正向影响。和表3的回归结果对比可以发现在加入宏观变量后，控制变量的显著性和影响方向都没有变化，但对于各出生队列，婚姻状态对女性劳动参与的负向影响都变大了。

（三）关于内生性问题的讨论

上文的回归都建立在婚姻状态外生于女性劳动参与的基础上，但事实上婚姻并不是完全外生的。首先，事业心强、偏好工作的女性通常会推迟婚姻，从这个角度如果不考虑内生性会低估婚姻对女性劳动参与的负向影响。第二，婚姻决策和劳动参与决策可能会相互影响，一些特征会对婚姻和就业同时产生影响，比如教育程度低的女性更有可能早结婚和工作，忽略这种影响的回归会高估婚姻对女性劳动参与的影响，因此不考虑内生性的回归结果可能会出现估计偏误，本文使用工具变量来解决这个问题。

为了解决婚姻状态与劳动参与之间的内生性，合适的工具变量必须同时满足影响女性结婚状态但不影响女性劳动参与决策这两个条件。参考Lee等的研究，［2］本文使用的第一个工具变量是女性20岁时当地（所在省份）的人口性别比，人口性别比可以反映婚姻市场的供求状态，会影响婚姻决策和婚姻状态，但对女性的劳动参与没有直接影响。第二个工具变量是政策变量，Cheng研究了中国2003年《婚姻登记条例》的修改①自2003年10月1日起施行的《婚姻登记条例》简化了我国的结婚和离婚程序，结婚和离婚都不再需要出具所在单位或居委会开具的介绍信，不再强制进行婚前健康检查，如果离婚证件齐全，离婚可以立即生效，而以前需要等30天才能生效。对中国结婚和离婚的影响，发现从短期效应看，结婚和离婚的数量和速度都出现增长，长期来看修订的前四年影响最大，然后影响逐渐减弱。［22］这表明婚姻登记条例的修订对我国女性的婚姻状态存在重要影响，而该条例的修订又是完全外生于劳动参与的，因此从理论上来讲这是一个非常理想的工具变量。第三期妇女社会地位调查中女性的结婚年份介于1968-2010之间，刚好横跨了2003年这个修改节点。本文使用的第二个工具变量以婚姻登记条例的修订为依据生成，设定虚拟变量law，如果结婚年份在2003年及之前，则law=0，如果结婚年份在2004年及之后，则law=1。性别比变量的数据搜集相对复杂，基于本文的样本出生年份在1950-1992年之间的情况，从EPS平台整理了1970-2012年全国各省份的性别比数据①重庆是1997年被设立为直辖市，在此之前隶属于四川省，因此重庆1970-1996年的性别比数据采用四川省的该项统计数据。1988年海南正式建省，之前隶属于广东省，因此海南1970-1987的性别比数据采用广东省的该项统计数据。，依据女性的出生省份和年份将各省的性别比数据与个体的调查数据匹配。对于解释变量为内生变量的二值选择模型，可以使用IV Probit模型，采用两步法进行估计。

表5 加入工具变量后婚姻状态对女性劳动参与的回归结果

通过Wald检验发现对于城镇样本，婚姻状态和劳动参与之间确实存在内生关系，对于农村样本，婚姻状态对于劳动参与并不是一个内生变量，因此此处的内生性分析是基于城镇样本进行的。通过两步法的IV Probit回归发现，可在1%的水平上认为婚姻状态是内生变量，表5列出了分别以婚姻登记条例的修订和性别比作为婚姻状态的工具变量的回归结果。相比前文未控制内生性问题时城镇已婚女性比城镇未婚女性的劳动参与概率低12.87%这一边际效应，在控制内生性后，婚姻状态对劳动参与的负向影响仍然显著，并且边际系数变大，与Lee、Junchao和Shiying的研究一致。这可能是由于现在很多城市女性倾向于为了接受教育和追求事业而晚婚，在不考虑内生性时这一影响被低估了。这表明城镇女性的婚姻状态和劳动参与存在显著的互动影响，婚姻状态会影响劳动参与，劳动参与也会影响婚姻决策。随着职业女性的增多，就业对女性婚姻状态的反向影响也会越来越大，经济上的独立使晚婚甚至不婚现象不断增多。

四、主要结论及政策建议

随着我国劳动年龄人口的下降和老龄化的加剧，充分释放人口潜力是促进我国经济发展的重要动能。本文从劳动参与决策出发，从市场工资与保留工资的决定因素入手，在婚姻的框架下分别探讨了个人特征、家庭特征、世代特征和宏观经济特征对女性劳动参与的影响，发现和未婚相比，已婚状态对女性劳动参与始终存在负向影响并且对城镇女性的负向影响大于对农村女性的负向影响。已婚女性在生育和家庭照料上承担重要职责，已婚状态对城镇女性的负向影响大于对农村女性的负向影响，更加凸显出提高已婚女性的劳动参与需要社会公共服务体系和劳动力市场的完善，以减轻女性的家庭照料负担和提供更多家庭友好型的工作机会，经济发展和产业升级也有助于解决这一问题。

对于不同出生队列，婚姻状态对其劳动参与的影响存在差异。在通过人口性别比和婚姻登记条例的修订控制住城镇女性婚姻状态与劳动参与之间的内生性关系后，发现城镇女性的已婚状态对其劳动参与的负向影响显著变大，在未考虑内生性时婚姻状态对女性劳动参与的负向影响被低估了。这说明就业对女性婚姻状态的反向影响越来越大，职业女性的增多会加剧晚婚晚育，在我国生育率较低的现实背景下这是一个挑战，如何引导女性合理安排自身生命周期中的重要事件是一个值得研究的议题。