初婚年齡、女性就業(yè)與家庭地位：基于1990、2000、2010年的調(diào)查數(shù)據(jù)

程怡璇，何曉波

初婚年齡、女性就業(yè)與家庭地位：基于1990、2000、2010年的調(diào)查數(shù)據(jù)

程怡璇，何曉波

（上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，上海，201620）

本文使用1990、2000、2010年中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了女性就業(yè)受初婚年齡的影響情況以及就業(yè)狀況與家庭地位之間的互動(dòng)關(guān)系。本文采用工具變量法，以1981年婚姻法規(guī)定男女最低法定婚齡為外生沖擊，發(fā)現(xiàn)婚姻法實(shí)施后女性初婚年齡延遲，并提升了女性的就業(yè)概率。本文還發(fā)現(xiàn)相對于失業(yè)的女性，在業(yè)女性有著更高的自評家庭地位和家庭地位滿意度。但在家庭內(nèi)部談判實(shí)力等方面，主要受到丈夫收入和夫妻間教育差距的影響，在業(yè)女性并沒有特別顯著的優(yōu)勢。

初婚年齡；女性就業(yè)；家庭地位；工具變量法

一、引言

女性的就業(yè)問題和婚姻問題一直以來都是經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會學(xué)研究者所關(guān)心的重要問題。伴隨著我國經(jīng)濟(jì)社會的轉(zhuǎn)型與發(fā)展，女性的就業(yè)和婚姻情況發(fā)生了巨大的改變。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，女性在工資和就業(yè)方面的地位相對惡化，家庭和婚姻的穩(wěn)定性明顯下降（陳釗,陸銘,吳桂英，2003）。《2016年中國勞動(dòng)力市場報(bào)告》也指出：近十年來，我國女性勞動(dòng)參與率穩(wěn)步下降，但與世界平均水平相比仍相對較高①趙婀娜，(2016-11-24）,[2017-05-24],《2016中國勞動(dòng)力市場報(bào)告》， http://society.people.com.cn/n1/2016/1124/c1008-28894171.html，。與此同時(shí)，我國人口的初婚年齡呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢（見圖1、圖2）。一系列的社會學(xué)和經(jīng)濟(jì)學(xué)研究表明，女性的初婚年齡是影響其婚姻質(zhì)量的重要因素，且女性的婚姻狀況又與女性的就業(yè)息息相關(guān)。因此，女性初婚年齡的推遲很可能與女性就業(yè)的變化相關(guān)。

圖1 1990-2016年中國與世界平均女性勞動(dòng)參與率變化趨勢②數(shù)據(jù)來源：世界銀行數(shù)據(jù)庫，http://data.worldbank.org/indicator/SL.TLF.CACT.FE.ZS?view=chart

圖2 1970-2010年我國人口平均初婚年齡變化趨勢③引用自：李建新,王小龍.人口生育政策變遷與初婚風(fēng)險(xiǎn)——基于CFPS2010年調(diào)查數(shù)據(jù)[J] .人口學(xué)刊,2017,(2):19.

現(xiàn)存文獻(xiàn)對于初婚年齡和女性就業(yè)之間的關(guān)系關(guān)注相對不足。現(xiàn)存文獻(xiàn)的研究更多集中于初婚年齡的影響因素及其對婚姻狀況的影響，且以社會學(xué)研究范式居多，真正基于經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來研究初婚年齡與女性就業(yè)之間的工作相對較少。此外，女性就業(yè)情況的變化很有可能影響其家庭地位，但是以往研究對兩者之間的互動(dòng)關(guān)系關(guān)注不足。基于上述背景，本文研究了過去20年，中國女性就業(yè)受初婚年齡的影響情況以及就業(yè)狀況與家庭地位之間的互動(dòng)關(guān)系。

本文使用1990、2000、2010年三期的中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查時(shí)間跨度長、調(diào)查內(nèi)容豐富且樣本代表性強(qiáng)、數(shù)據(jù)質(zhì)量高、跨年樣本具有一定可比性，為我們的研究提供了可靠的依據(jù)。由于女性勞動(dòng)參與問題中存在的較強(qiáng)的內(nèi)生性，本文采用了工具變量法進(jìn)行實(shí)證研究。本文以1981年婚姻法規(guī)定男女最低法定婚齡為外生沖擊，來研究中國女性就業(yè)受初婚年齡的影響情況。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究了女性就業(yè)與家庭地位之間的互動(dòng)關(guān)系。

通過實(shí)證研究，本文發(fā)現(xiàn)：婚姻法實(shí)施后女性初婚年齡明顯延遲，而初婚年齡延遲提升了女性的就業(yè)率。同時(shí)，我們以三期調(diào)查內(nèi)同一出生年代（1990年16-40歲、2000年26-50歲、2010年36-60歲）的女性為樣本進(jìn)行研究，也得到了一致的結(jié)果，并且發(fā)現(xiàn)初婚年齡對就業(yè)率的影響在1990-2010年間不斷增大。在控制內(nèi)生性、引入丈夫收入與教育程度的情況下，我們發(fā)現(xiàn)相對于失業(yè)的女性，在業(yè)女性有著更高的自評家庭地位和家庭地位滿意度。但在家庭內(nèi)部談判實(shí)力方面，主要受到丈夫收入和夫妻間教育差距的影響，在業(yè)女性并沒有特別顯著的優(yōu)勢。

在我國鼓勵(lì)二胎生育的大背景下，如何既鼓勵(lì)優(yōu)生優(yōu)育，又堅(jiān)決反對以鼓勵(lì)生育為借口迫使女性過早結(jié)婚，是擺在我們面前的一道難題。本文的研究結(jié)果在一定程度上證實(shí)了晚婚可以促進(jìn)女性就業(yè)，間接提高女性家庭地位，從而以現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)為依據(jù)反駁要求女性過早進(jìn)入婚姻階段的動(dòng)議。

本文主體部分安排如下：第二部分對已有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理與歸納，第三部分介紹本文使用的數(shù)據(jù)與模型，第四部分報(bào)告實(shí)證結(jié)果，第五部分做出結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

女性婚姻狀況與其勞動(dòng)參與一直以來都是研究者十分關(guān)心的問題。關(guān)于這一問題，一大批學(xué)者進(jìn)行了廣泛且深入的研究。與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要分為三支：一是有關(guān)初婚年齡與婚姻質(zhì)量的文獻(xiàn)；二是研究女性勞動(dòng)參與和就業(yè)的文獻(xiàn)；三是研究女性勞動(dòng)參與與其家庭地位的文獻(xiàn)。

（一）初婚年齡與婚姻質(zhì)量

初婚年齡是社會學(xué)一直以來比較關(guān)心的重要指標(biāo)，反映了社會中婚姻觀念和家庭穩(wěn)定等情況。許多國家的經(jīng)驗(yàn)研究表明：隨著一個(gè)國家的工業(yè)化、城市化、現(xiàn)代化及其人口轉(zhuǎn)變進(jìn)程，人口的初婚年齡呈現(xiàn)不斷上升的趨勢(Manning, 1995; Raymo, 2003) 。近年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)社會的不斷發(fā)展，初婚年齡也呈現(xiàn)上升趨勢（劉昊，2016；李建新,王小龍2017）。在此背景下，研究初婚年齡的變化趨勢以及影響因素具有重要的社會學(xué)意義。已有的文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)：教育、職業(yè)類型、家庭的社會經(jīng)濟(jì)特征（王鵬,吳愈曉，2013）、人口遷移（劉厚蓮，2014；曾迪洋，2014）對初婚年齡有著顯著的影響。

與此同時(shí)，在我國經(jīng)濟(jì)社會轉(zhuǎn)型過程中，我國家庭和婚姻的穩(wěn)定性明顯下降，婚姻的匹配模式也發(fā)生了明顯的變化。最新的研究發(fā)現(xiàn)，初婚年齡與婚姻穩(wěn)定性呈現(xiàn)“U型”關(guān)系（郭婷,秦雪征，2016），過早結(jié)婚會破壞婚姻穩(wěn)定，推遲結(jié)婚年齡有利于婚姻穩(wěn)定，但是當(dāng)初婚年齡達(dá)到一定程度后作用方向就會逆轉(zhuǎn)，過晚結(jié)婚也會破壞婚姻穩(wěn)定（李建新,王小龍，2017）。

本文的研究考慮了初婚年齡逐步推遲對就業(yè)的積極作用，一定程度上也是基于其與家庭和婚姻穩(wěn)定的關(guān)系。

（二）女性勞動(dòng)參與和就業(yè)

女性勞動(dòng)參與問題是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)所關(guān)心的熱點(diǎn)，在中國這樣一個(gè)人口大國且具有比較久遠(yuǎn)“重男輕女”思想的發(fā)展中國家，這個(gè)議題不僅具有學(xué)術(shù)研究意義更具有迫切的現(xiàn)實(shí)意義。現(xiàn)存文獻(xiàn)重點(diǎn)研究女性的生育和家庭情況如何影響她們的勞動(dòng)參與、勞動(dòng)供給和就業(yè)選擇（Bronars and Grogger, 1994; Angrist and Evans, 1998; Jacobsen et al., 1999; Chun and Oh, 2002; Cruces and Galiani, 2007; Agüero and Marks, 2008; Caceres-Delpiano, 2008; Mishra and Smyth, 2010; He and Zhu, 2016; Hare, D, 2016）。

從實(shí)證分析角度出發(fā)，女性勞動(dòng)參與存在典型的內(nèi)生性問題。比如，Agüero and Marks (2008)指出如果忽視女性在子女撫養(yǎng)和職業(yè)發(fā)展方面的不同偏好，常規(guī)的最小二乘法估計(jì)（OLS）將可能高估生育子女對女性勞動(dòng)參與的影響。Mishra and Smyth (2010) 則認(rèn)為生育子女?dāng)?shù)量和女性勞動(dòng)參與之間存在明顯的逆向因果關(guān)系，如果使用傳統(tǒng)OLS方法進(jìn)行估計(jì)會存在偏誤。本文在研究女性勞動(dòng)就業(yè)時(shí)充分考慮到上述因素，因此采取了文獻(xiàn)中常見的工具變量法來緩解內(nèi)生性偏誤帶來的不利影響。

除了方法以外，我們也特別關(guān)注該問題在中國勞動(dòng)市場的實(shí)際情況。Maurer-Fazio et al.(2011) 使用1982、1990和2000年人口普查數(shù)據(jù)，考察了照顧學(xué)齡前和求學(xué)中子女以及照顧75歲以上老人對女性勞動(dòng)參與的影響。該文發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)年幼子女會降低女性的勞動(dòng)參與，而照顧老人則會促使女性更多參與勞動(dòng)進(jìn)而獲得贍養(yǎng)老人所需要的收入。He and Zhu (2016) 利用1990和2000年人口普查數(shù)據(jù)，使用雙胞胎作為生育數(shù)量的外生沖擊，檢驗(yàn)了家庭從一個(gè)孩子增加到兩個(gè)孩子過程中女性勞動(dòng)參與的變化。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，這樣的變化對女性勞動(dòng)參與沒有統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)意義上顯著的影響。與本文研究有緊密聯(lián)系的是Liu (2012)。該研究使用1988、1995和2002年的中國家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)年齡、教育、黨員身份和婚姻狀況等因素對女性的勞動(dòng)參與有重要影響。其中，已婚狀態(tài)對女性勞動(dòng)參與的正向影響要大于對男性的影響。

本文在Liu (2012) 的基礎(chǔ)上進(jìn)一步闡述了初婚年齡對女性就業(yè)的影響，并且建立了婚姻、就業(yè)、家庭地位三者之間的因果聯(lián)系。

（三）就業(yè)情況與家庭地位

女性地位及其變遷始終是女性發(fā)展的一個(gè)核心概念。關(guān)于女性家庭地位有多個(gè)測量和分析角度：一是“資源說”，認(rèn)為家庭地位的高低是看家庭中男女兩性所擁有的資源的多少；二是家庭權(quán)力的大小，這一權(quán)力包括對家庭事務(wù)的決策權(quán)也包括個(gè)人自主權(quán)；三是主觀滿意度，用當(dāng)事人的主觀感受作為度量家庭地位的指標(biāo)（徐安琪，2005）。本文將分別從家庭權(quán)力的角度和主觀滿意度的角度來度量女性的家庭地位。

伴隨著我國經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展，女性的就業(yè)情況和家庭地位都得到了較大的提升。已有的研究表明，女性的家庭地位和職業(yè)地位有著種種密切的聯(lián)系（鄭丹丹，2003）；女性自身的受教育水平、收入、職業(yè)類別等社會資源稟賦是影響我國女性家庭地位的重要途徑（吳帆，2014）；女性通過參與社會勞動(dòng)，可以提高女性的家庭地位，促使女性話語權(quán)和決策權(quán)不斷增加（劉東升,王春艷,邢，2015）。此外，農(nóng)村女性參與非農(nóng)就業(yè)將能顯著降低其遭受家庭暴力的風(fēng)險(xiǎn)（宋月萍,陳麗月，2015）。

目前的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中討論婦女勞動(dòng)參與和就業(yè)情況對家庭地位的影響還比較稀缺，本文試圖以實(shí)證的方式建立上述兩者之間的經(jīng)濟(jì)學(xué)聯(lián)系。

三、數(shù)據(jù)與模型

本節(jié)介紹了本文使用的數(shù)據(jù)和采用的計(jì)量模型。

（一）數(shù)據(jù)

基于我們的研究問題，本文選取了三期調(diào)查中具有可比性的有效變量進(jìn)行實(shí)證分析。表1列舉了回歸模型中比較重要的相關(guān)變量。為了更好地理解研究對象，我們將主要樣本分成兩類。樣本1包括了16-60歲的已婚女性，在1990、2000、2010年都固定關(guān)注這個(gè)群體。按照中國社會女性婚戀、生育和勞動(dòng)參與的實(shí)際情況，我們認(rèn)為有必要引入16-18歲的未成年女性，并引入50-60歲的中年且仍有較大可能參與各種形式勞動(dòng)的女性。樣本2將16-60歲的已婚女性分為三個(gè)階段：第一階段為16-40歲的青壯年時(shí)期，觀測的時(shí)間節(jié)點(diǎn)為1990年；隨后按照每10年一次觀測遞推，分別為2000年26-50歲和2010年36-60歲。盡管中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù)并不是個(gè)人層面的追蹤數(shù)據(jù)，但根據(jù)其嚴(yán)格的抽樣程序，我們可以在加總層面將樣本2看作是對1990年16-40歲青壯年女性的“追蹤”。因此，樣本2的分析結(jié)果，從一定程度上可以反映出女性從青壯年到中年期逐步退出勞動(dòng)力市場的全過程。

表1的均值和標(biāo)準(zhǔn)差來自本文回歸分析的樣本。基于樣本1的描述性統(tǒng)計(jì)，我們可以清晰地看到從1990-2010年，16-60歲的女性就業(yè)率一直呈現(xiàn)下滑，特別是進(jìn)入21世紀(jì)之后。這與其他研究和官方機(jī)構(gòu)的統(tǒng)計(jì)基本吻合。從女性及配偶的平均受教育年限來看，女性的教育年限每十年幾乎提升一年，男性則為半年左右。但由于1990年女性和男性的受教育年限相差將近三年，所以即使女性盡力追趕，在2010年男女之間還是存在著兩年左右教育差距。在女性與男性的年收入指標(biāo)上我們也發(fā)現(xiàn)了類似的情況。與教育情況稍有不同的是，女性的收入在2000年有了較大增加，之后持續(xù)增長，到2010年男女收入差距進(jìn)一步縮小。樣本2對所有變量都進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。我們發(fā)現(xiàn)在農(nóng)業(yè)戶口比例、少數(shù)民族比例、子女?dāng)?shù)量、配偶教育程度等不明顯隨時(shí)間變化的變量上，樣本2的均值基本穩(wěn)定。女性教育年限在1990年到2000年之間有所上升可能是兩個(gè)原因造成：第一，16-40歲（1990年）的樣本里包含了一少部分沒有完成學(xué)業(yè)的女性，如16-22歲階段，而26-50歲（2000年）則基本都是已經(jīng)完成教育的女性，所以平均教育年限可能有所增加。第二，1990年的抽樣只有11個(gè)省區(qū)市，且包括相對較多的西部省份，可能對平均教育年限有一定影響。總體而言，樣本1和2都有可信的代表性，在年度之間也具備可比性。

表1 回歸樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了分樣本1990年和2010年關(guān)于女性自評家庭地位及滿意度的情況⑤2000年為四分法的自評家庭地位，為了保持五分法的一致性，我們只比較1990和2010年的情況。。首先，各變量在樣本1和2之間沒有太大差異。1990年時(shí)，有55%的女性的自評家庭地位為較高或很高，占據(jù)多數(shù)。而在2010年的家庭地位滿意度調(diào)查里，有了85%以上的女性對于自己的家庭地位比較滿意或很滿意。從這些簡單統(tǒng)計(jì)看，受訪女性大部分對自己的家庭地位感到可以接受。本文的研究主要針對樣本2展開，因此后文的描述性統(tǒng)計(jì)和計(jì)量回歸結(jié)果也以樣本2為主。

表2 回歸樣本關(guān)于女性家庭地位的百分比統(tǒng)計(jì)（%）

表3羅列了家庭重大事務(wù)中的主要決策人分布情況。依據(jù)樣本2的數(shù)據(jù)，在家庭日常支出方面，1990年夫妻共同決定占據(jù)了六成以上，而到了2000和2010年，這一比例下滑到了不足四成，流失的份額被妻子決定占據(jù)。這一轉(zhuǎn)變既有時(shí)代發(fā)展的因素，也有樣本2中女性年齡不斷增加而帶來的話語權(quán)提升。而在其他重大事務(wù)中，如購房、購買高檔商品、投資、子女升學(xué)等，中國家庭依然以共同決定為主。妻子的話語權(quán)只有在子女升學(xué)決策中有逐步緩慢提高的趨勢，在其余事務(wù)中妻子的單獨(dú)決策權(quán)并沒有顯著變化。

表3 家庭主要決策人的百分比統(tǒng)計(jì)（%）

（二）實(shí)證模型

根據(jù)本文的研究設(shè)計(jì)，我們的實(shí)證模型分為兩部分。第一部分研究初婚年齡如何影響女性就業(yè)，第二部分研究女性就業(yè)與家庭地位的關(guān)系。由于是否就業(yè)是一個(gè)兩元變量，我們使用線性概率模型（LPM）進(jìn)行模型構(gòu)建（本文主體部分全部使用線性概率模型）。

其中，i 代表受訪已婚女性，t 代表1990、2000和2010年，a為常數(shù)項(xiàng)，EMP代表是否就業(yè)（如果在業(yè)等于1，不在業(yè)等于0），F(xiàn)MA為初婚年齡，X中包含了外生控制變量，如：年齡、受教育年限、是否為農(nóng)業(yè)戶口、是否為少數(shù)民族、省份固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。我們沒有把生育子女的數(shù)量作為控制變量，因?yàn)樯优當(dāng)?shù)量是文獻(xiàn)研究的主要解釋變量，也是最常見的內(nèi)生變量，它與初婚年齡有著比較強(qiáng)的共線關(guān)系，因此在原始模型中，我們只控制了最外生的那些變量。如果生育子女?dāng)?shù)量的影響沒有包含在初婚年齡的信息中，那么ε中將會有比較明顯的遺漏變量。加之，初婚年齡與就業(yè)還有潛在的反向因果關(guān)系，所以模型（1）通常會存在比較嚴(yán)重的內(nèi)生性偏誤。

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為了解決這一問題，我們選擇使用1981年婚姻法對男女最低法定結(jié)婚年齡的規(guī)定作為初婚年齡的工具變量。在實(shí)證分析中，將1981年及之后（第一次）結(jié)婚的女性設(shè)定為處理組（工具變量設(shè)定為1），將其他女性設(shè)為控制組（工具變量設(shè)定為0）。由于法律出臺對于個(gè)人的婚姻決策有著較為外生的沖擊，因?yàn)榛橐龇ǖ膶?shí)施與個(gè)人其他不可觀測的特質(zhì)一般不具有相關(guān)性，所以外生條件可以滿足。關(guān)于相關(guān)性條件，我們從引言部分的圖2可以看到，盡管在1982-1987年之間出現(xiàn)初婚年齡下降的趨勢，但從1988年之后中國女性的初婚年齡就一直在穩(wěn)步上升。從下文報(bào)告的第一階段F值來看，本文使用的工具變量也完全滿足較強(qiáng)相關(guān)性的條件。

接下來，我們研究就業(yè)情況如何影響家庭地位。在模型（2）中基本的設(shè)定不變，因變量換為家庭地位的各項(xiàng)指標(biāo)，包括：自評家庭地位和滿意度、日常支出決策、購房或建房決策、購買貴重商品決策、投資決策、孩子升學(xué)決策等，EMP為自變量，Z中包括原X中的所有變量并增加了丈夫年收入的對數(shù)和子女?dāng)?shù)量，并且為了體現(xiàn)夫妻雙方的相對教育程度，將模型（1）中女性的教育年限替換為模型（2）中的夫妻受教育年限之比。其他相關(guān)設(shè)定不變。

在家庭地位模型中，我們需要考慮更多地控制丈夫的信息，不僅是因?yàn)榕约彝サ匚皇艿秸煞蛞蛩赜绊懀€因?yàn)榧彝サ匚皇且粋€(gè)表示相對談判力量對比的變量。為了表示力量對比且解決模型可能存在的共線性問題，我們將女性教育年限替換為夫妻教育年限之比，該值越大說明丈夫的教育優(yōu)勢越大。我們沒有控制夫妻收入之比，而僅控制了丈夫收入，這是因?yàn)榭刂品蚱奘杖胫葧藶榈貙⒁鸦榕詷颖鞠拗频皆跇I(yè)有收入的群體中，自動(dòng)剔除無收入群體，導(dǎo)致樣本選擇性偏誤。最后，我們加入子女?dāng)?shù)量來控制生育可能造成的“母以子貴”現(xiàn)象。

最后，為了解決模型中因遺漏變量和雙向因果關(guān)系所帶來的內(nèi)生性問題，我們選取父母的教育年限作為女性就業(yè)情況的工具變量。父母的教育程度會影響女兒的就業(yè)。如果父母的教育會對女兒婚后的家庭地位產(chǎn)生影響，一般也是通過教育和女兒就業(yè)（及收入）這一渠道，幾乎不可能存在直接影響的渠道。綜上，父母教育年限作為女性就業(yè)情況的工具變量符合基本的相關(guān)性和外生性條件。

四、實(shí)證結(jié)果

本節(jié)報(bào)告了本文的主要回歸結(jié)果。

（一）初婚年齡對女性就業(yè)的影響

1.基準(zhǔn)回歸

表4報(bào)告了本文的關(guān)于初婚年齡與就業(yè)情況的主要結(jié)果。在控制了年齡、教育年限、是否為農(nóng)業(yè)戶口、是否為少數(shù)民族等控制變量和省份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，我們發(fā)現(xiàn)：從1990-2010年，女性的初婚年齡對其就業(yè)的概率有顯著的正向影響，且這一影響隨著女性步入職業(yè)生涯中晚期逐步增大；此外，盡管年齡對就業(yè)的概率有顯著的影響且這一影響隨時(shí)間的推移由負(fù)轉(zhuǎn)正，但是這一影響相對較小；教育年限對女性就業(yè)的概率有顯著的正向影響；擁有農(nóng)業(yè)戶口對于女性就業(yè)的概率有顯著的正向影響；是否為少數(shù)民族與女性就業(yè)的概率沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。總體來看，控制變量的系數(shù)基本顯著且影響方向與預(yù)期基本一致。

表4還報(bào)告了第一階段的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，相較于初婚于1981年之前的女性，初婚于1981年之后的女性就業(yè)的概率有顯著提高，而且這一效應(yīng)隨時(shí)間的推移在下降。根據(jù)Staiger and Stock (1997)，可以認(rèn)為所用的工具變量不是弱工具變量（第一階段的F值大于10），這也證明了我們使用“初婚于1981年及之后”這一工具變量的有效性。

綜上，在使用工具變量并控制了控制變量和省份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，我們發(fā)現(xiàn)：女性的初婚年齡對其就業(yè)的概率有顯著的正向影響，且這一影響隨著時(shí)間的推移逐步增大。在1990年，初婚年齡對于16-40歲女性的影響雖然為正向的，但是其經(jīng)濟(jì)層面的影響還較小。隨著時(shí)間的推移，這一影響在女性職業(yè)生涯的中后期（36-60歲）會逐漸增大。對比2010年和1990年，這種影響擴(kuò)大了七倍（0.028/0.004=7）。這說明初婚年齡對于女性就業(yè)的影響是長期的，并且隨著女性步入職業(yè)生涯中后期這一影響會逐漸增大。

表4 16-40歲女性職業(yè)生涯分析（1990-2010）

表5報(bào)告了分戶口類型的16-40歲女性職業(yè)生涯分析的結(jié)果。在控制了省份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，通過對同一出生年代（1990年16-40歲、2000年26-50歲、2010年36-60歲）的女性進(jìn)行回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)初婚年齡對于女性就業(yè)的概率具有顯著的正向影響（除1990年非農(nóng)女性外）且這一影響隨時(shí)間的推移逐漸增大。另一個(gè)重要的發(fā)現(xiàn)是，相較于非農(nóng)女性，農(nóng)業(yè)女性的初婚年齡對就業(yè)的正向作用更大。這說明初婚年齡對女性就業(yè)的影響在農(nóng)業(yè)女性和非農(nóng)業(yè)女性之間存在異質(zhì)性。

與表4的結(jié)果對比，可以發(fā)現(xiàn)在1990年的樣本中，農(nóng)業(yè)女性受到的顯著正向影響均大于表4中的平均影響，而非農(nóng)業(yè)女性受到的影響不顯著。這可能是由于1990年女性的就業(yè)仍是以農(nóng)業(yè)為主，這也與我國當(dāng)時(shí)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相關(guān)。

表5 分戶口類型的16-40歲女性職業(yè)生涯分析（1990-2010）

（續(xù)表）

表6報(bào)告了分區(qū)域的16-40歲女性職業(yè)生涯分析的結(jié)果。為了便于比較不同區(qū)域不同年份的結(jié)果，我們只報(bào)告了關(guān)鍵變量初婚年齡的結(jié)果。通過比較相關(guān)的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)：東部女性的初婚年齡在1990、2000、2010年對其就業(yè)的影響均不顯著；中部女性的初婚年齡對其就業(yè)的影響盡管在2000年并不顯著但是在1990和2010年為正向顯著的，且這一影響隨時(shí)間的推移呈增加的趨勢；西部女性的初婚年齡在2000年和2010年對其就業(yè)的影響均為正向顯著的，且隨著時(shí)間的推移，這一正向作用逐步上升。此外，通過比較2010年中部和西部女性的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)相較于西部女性，中部女性的初婚年齡對其就業(yè)的正向影響更大。

綜上，對于東部女性其初婚年齡對其就業(yè)情況沒有顯著的影響，這可能是由于東部是相對發(fā)達(dá)的地區(qū)，其女性的初婚年齡相對其他地區(qū)較晚，因而受到1981年婚姻法的影響不大。此外，東部女性參與勞動(dòng)的概率也相對較高，所以初婚年齡對女性就業(yè)情況施加的影響也不明顯。而中西部地區(qū)在沒有婚齡限制的情況下，女性更傾向于早婚，所以在受到政策沖擊后所做出相應(yīng)調(diào)整就更多。因此，我們在這些地區(qū)更容易觀察到婚齡限制政策通過推遲初婚年齡進(jìn)而影響到就業(yè)的情況。最后，我們發(fā)現(xiàn)這一影響在中西部地區(qū)間也存在一定的差異性。

表6 分區(qū)域的16-40歲女性職業(yè)生涯分析（1990-2010）

通過表4-表6的回歸分析，本文發(fā)現(xiàn)初婚年齡的推遲對于女性就業(yè)的概率存在顯著正向的影響，并且隨著女性步入職業(yè)生涯中晚期這一影響會逐漸增大。此外，本文還發(fā)現(xiàn)這一影響在不同戶口類型和不同地區(qū)的女性之間存在異質(zhì)性。

2.進(jìn)一步的討論

在已有結(jié)果的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步討論了女性初婚年齡與其就業(yè)之間的關(guān)系。在考慮時(shí)間維度的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入了地區(qū)層面的變化，用是否初婚于1981年之后與各地區(qū)層面（考慮市縣層面和城鄉(xiāng)區(qū)別）的平均初婚年齡做交乘生成新的IV，使用具有異質(zhì)性的IV進(jìn)行回歸。

表7 報(bào)告了使用新IV下16-40歲女性樣本的回歸結(jié)果。關(guān)鍵變量的系數(shù)與之前的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相近，這說明了在引入地區(qū)層面的異質(zhì)性后，女性的初婚年齡仍對其就業(yè)的概率有顯著的正向影響并且這一影響隨著女性步入職業(yè)生涯中后期逐步增大。

表7 16-40歲女性職業(yè)生涯分析（1990-2010）

表8報(bào)告了分戶口類型的16-40歲女性職業(yè)生涯回歸的結(jié)果。盡管與表5相比，每一列的系數(shù)大小有一些細(xì)微的變動(dòng)，但是其相對大小與表5一致。這也說明了本文結(jié)論的穩(wěn)健性，即初婚年齡對女性就業(yè)的影響在農(nóng)業(yè)女性和非農(nóng)業(yè)女性之間存在異質(zhì)性。具體來說，在控制了省份固定效應(yīng)和控制變量的基礎(chǔ)上，相較于非農(nóng)業(yè)女性，農(nóng)業(yè)女性的初婚年齡對就業(yè)的正向作用更大。

表8 分戶口類型的16-40歲女性職業(yè)生涯分析（1990-2010）

表9報(bào)告了分區(qū)域的16-40歲女性職業(yè)生涯分析的結(jié)果。盡管與表6相比，每一列的系數(shù)大小有一些細(xì)微的變動(dòng)，但是其相對大小與表6一致。這說明了在引入地區(qū)層面的異質(zhì)性后，初婚年齡對于不同區(qū)域（東、中、西部）女性就業(yè)的作用仍存在異質(zhì)性。

表9 分區(qū)域的16-40歲女性職業(yè)生涯分析（1990-2010）

綜上，在引入時(shí)間和地區(qū)層面變化的基礎(chǔ)上，本文發(fā)現(xiàn)的結(jié)論仍然是穩(wěn)健的。即初婚年齡的推遲對于女性就業(yè)的概率存在顯著正向的影響，并且隨著女性步入職業(yè)生涯中晚期這一影響會逐漸增大。此外，這一影響在不同戶口類型和不同地區(qū)的女性之間存在異質(zhì)性。

（二）女性就業(yè)對家庭的影響

表10報(bào)告了1990與2010年女性就業(yè)與其自評家庭地位及其滿意度之間的回歸結(jié)果。在這一回歸中，本文采用了父母的受教育年限作為女性就業(yè)的工具變量進(jìn)行了回歸分析。列（1）報(bào)告了1990年16-40歲女性的回歸結(jié)果。列（2）和列（3）分別報(bào)告了2010年16-40歲和36-60歲女性的回歸結(jié)果。在控制了省份固定效應(yīng)之后，我們發(fā)現(xiàn)女性就業(yè)對其自評家庭地位及其滿意度有顯著正向的影響。

表10還報(bào)告了第一階段的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，更高的父母受教育程度可以顯著地增加女性就業(yè)的概率。表7中的第一階段F值也均大于10，這支持了我們使用“父母教育年限”作為工具變量的有效性。

通過回歸，我們發(fā)現(xiàn)：相較于不在業(yè)女性，在業(yè)女性擁有更高的自評家庭地位和滿意程度。需要強(qiáng)調(diào)的是1990年的因變量是女性自評家庭地位的高低、2010年的因變量是女性對其家庭地位的滿意度，因此兩者之間不能直接對比。但是，通過對比2010年16-40歲、36-60歲女性的就業(yè)對其自評家庭地位的影響，我們發(fā)現(xiàn)更年輕的群體（16-40歲）的女性就業(yè)對其自評家庭地位的影響更大。這可能與兩個(gè)群體的成長背景相關(guān)。16-40歲女性出生于1970-1994年間，而36-60歲女性出生于1950-1974年間，兩類女性的成長背景存在著較大的差異，年輕的女性在成長過程中更多地受到了現(xiàn)代文化和觀念的熏陶，因而兩者受到女性在業(yè)的影響也不同。

表10 女性自評家庭地位及滿意度（1990與2010）

表11 報(bào)告了女性的就業(yè)情況與其在家庭日常支出中的主導(dǎo)權(quán)之間的回歸結(jié)果。列（1）、（2）、（3）分別報(bào)告了1990年16-40歲、2000年26-50歲、2010年36-60歲女性的回歸結(jié)果。通過回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)女性的就業(yè)情況對其在家庭日常支出中的主導(dǎo)權(quán)僅在1990年有顯著的影響且為負(fù)向作用，在2000年和2010年盡管有正向的作用但是不顯著。在三期樣本中對女性在家庭日常支出中的主導(dǎo)權(quán)有主要、顯著影響的是丈夫的收入和夫妻教育年限之比。其中，丈夫的收入對女性在家庭日常支出中的主導(dǎo)權(quán)有顯著正向的影響，夫妻教育年限之比對女性在家庭日常支出中的主導(dǎo)權(quán)有顯著負(fù)向的影響。換言之，女性如與丈夫存在較大教育差距，不利于其在家庭中負(fù)責(zé)日常開支的支配，而丈夫收入較高的家庭則更傾向于由妻子主導(dǎo)財(cái)權(quán)。

需要強(qiáng)調(diào)的是，這里我們選擇女性在家庭日常支出中的主導(dǎo)權(quán)作為因變量是因?yàn)橄噍^于其他決策的主導(dǎo)權(quán)，家庭日常支出發(fā)生的頻率更高，更能夠反映女性在家庭中的“實(shí)權(quán)”大小。結(jié)果表明，在三期的樣本中只有1990年是顯著的，并且這一影響是負(fù)向的，與預(yù)期不太相符。由于1990年樣本中從事第一產(chǎn)業(yè)的女性比例較高，且樣本覆蓋只有11個(gè)地區(qū)，我們更傾向把這一結(jié)果理解為特定時(shí)期的特殊情況 。而在2000年和2010年的樣本中，女性的就業(yè)情況更廣泛，抽樣覆蓋全國，結(jié)果也更具有代表性和說服力。從列（2）和（3）的結(jié)果看，女性處于職業(yè)生涯中后期，是否在業(yè)對其在家庭日常支出中主導(dǎo)權(quán)的影響為正向的，符合預(yù)期，但統(tǒng)計(jì)上并不顯著。

表11 女性主導(dǎo)家庭日常支出

表12報(bào)告了女性的就業(yè)情況與其在家庭其他重大決策上的主導(dǎo)權(quán)之間的結(jié)果。通過回歸分析我們發(fā)現(xiàn)，在2010年女性的就業(yè)情況對其在購買高檔商品/大型農(nóng)具和決定投資或貸款方面的主導(dǎo)權(quán)有顯著正向的影響。這說明在家庭內(nèi)部進(jìn)行重大決策時(shí)，女性進(jìn)入職業(yè)生涯中后期之時(shí)，其在業(yè)狀態(tài)會顯著提升其在購買高檔商品/大型農(nóng)具和決定投資或貸款的主導(dǎo)權(quán)。

表12 女性主導(dǎo)家庭其他重大決策

綜上，在引入工具變量并控制控制變量和省份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，本文發(fā)現(xiàn)：相較于不在業(yè)女性，在業(yè)女性有更高的自評家庭地位和滿意度，但是在家庭的實(shí)際決策中，在業(yè)女性的主導(dǎo)權(quán)僅在購買高檔商品/大型農(nóng)具和決定投資或貸款方面有顯著地提高，在其他家庭決策上并沒有顯著的提高。

（三）討論

在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文主要研究了女性初婚年齡與其就業(yè)以及女性就業(yè)與其家庭地位之間的關(guān)系。通過引入工具變量的方法，較好地解決了內(nèi)生性問題。基于以上部分的實(shí)證分析，本文發(fā)現(xiàn)，女性初婚年齡的推遲會顯著提高女性參與就業(yè)的概率。隨著女性步入職業(yè)生涯的中晚期，這一影響逐漸增大，并且這一影響在農(nóng)業(yè)女性和非農(nóng)業(yè)女性、不同地區(qū)的女性之間存在異質(zhì)性。關(guān)于女性在業(yè)與其家庭地位之間的關(guān)系，本文發(fā)現(xiàn)：相較于不在業(yè)女性，在業(yè)女性有更高的自評家庭地位和滿意程度，但是在家庭的實(shí)際決策中，在業(yè)女性的主導(dǎo)權(quán)僅在購買高檔商品/大型農(nóng)具和決定投資或貸款方面有顯著提高，在其他家庭決策上并沒有顯著的提高。女性在家庭內(nèi)部談判實(shí)力方面主要受到丈夫收入和夫妻間教育差距的影響。

關(guān)于女性家庭地位的度量，本文從自評家庭地位和家庭內(nèi)部談判實(shí)力兩個(gè)角度進(jìn)行了考量。基于女性自評的家庭地位高低及其滿意程度，本文發(fā)現(xiàn)在業(yè)女性有更高的自評家庭地位和滿意程度。自評地位是高度主觀的，未必可以全面反映出客觀的女性家庭地位的高低。從客觀的家庭內(nèi)部談判力來看，在業(yè)女性并沒有顯著的提高。因此，關(guān)于女性就業(yè)與其實(shí)際家庭地位之間的關(guān)系仍有待考證。

此外，由于1990年的抽樣省區(qū)市明顯少于2000和2010年的抽樣省區(qū)市，本文也選取1990年抽樣省區(qū)市為子樣本進(jìn)行了回歸，回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致 。

五、總結(jié)

本文通過使用1990年、2000年、2010年的中國婦女社會地位調(diào)查數(shù)據(jù)，主研究過去20年，中國女性就業(yè)受初婚年齡的影響情況以及就業(yè)狀況與家庭地位之間的互動(dòng)關(guān)系。通過引入工具變量解決內(nèi)生性問題，本文發(fā)現(xiàn)：1981年婚姻法實(shí)施后女性初婚年齡明顯延遲，而初婚年齡延遲對女性的就業(yè)率有顯著的正向影響，并且發(fā)現(xiàn)隨著女性步入職業(yè)生涯中晚期，初婚年齡對就業(yè)率的正向影響不斷增大，此外，這一影響對于不同戶口類型、不同地區(qū)的女性存在差異；在控制內(nèi)生性并引入丈夫收入與教育程度的情況下，我們發(fā)現(xiàn)相對于失業(yè)的女性，在業(yè)女性有著更高的自評家庭地位和家庭滿意度。但在家庭內(nèi)部談判實(shí)力等方面，主要受到丈夫收入和夫妻間教育差距的影響，在業(yè)女性并沒有特別顯著的優(yōu)勢。

本文的研究結(jié)論表明，初婚年齡的推遲有助于提高女性參與就業(yè)的概率，從而間接地提高其自評家庭地位及其滿意程度。這說明，我國提倡晚婚的政策有助于提升女性就業(yè)和其對家庭地位的自我評價(jià)。在我國進(jìn)入人口老齡化、國家鼓勵(lì)第二胎生育的大背景下，繼續(xù)反對過早結(jié)婚，對于保障女性就業(yè)和保護(hù)女性家庭地位都有著積極意義。

與此同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)在業(yè)女性雖然自我認(rèn)定的家庭地位有所改善，但在家庭內(nèi)部實(shí)際談判力并沒有顯著的提升。這也提醒我們，女性的主觀感受與客觀實(shí)際并不一定完全相符，女性家庭地位提升與否還需要我們通過更多、更客觀的指標(biāo)去刻畫和衡量。從學(xué)術(shù)角度來看，關(guān)于女性就業(yè)與其實(shí)際家庭地位及談判能力之間的關(guān)系仍有待進(jìn)一步研究。

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First marriage age, female employment and family status: Evidence from Chinese surveys(1990, 2000, 2010)

CHENG Yi-xuan, HE Xiao-bo
(School of Business, Shanghai University of International Business and Economics;Shanghai, 201620)

Using survey data on the status of Chinese women in 1990, 2000 and 2010, this paper examines the effects of fi rst marriage age on female employment in China as well as the relationship between female employment and family status in the past 20 years. This paper employs an instrumental variable exploiting the exogenous shocks of the marriage law in 1981 which stipulates the minimum legal age for marriage. The paper fi nds that fi rst marriage age of female delayed signif i cantly after the implementation of the marriage law, thus increased female employment. We also fi nd that employed females have higher self-reported family status and family status satisfaction than unemployed female. But with respect to intra-household bargaining power employed females do not have a particularly signif i cant advantage. This is mainly due to husband's income and relative education gap between couples.

The fi rst marriage age; female employment; family status; Instrumental Variables

F832

A

2095-7572(2017)06-0060-17

2017-10-7

程怡璇，女，山西省長治市人，上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，碩士研究生；何曉波，男，上海市人，上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院講師、暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與社會研究院特約研究員、澳大利亞阿德萊德大學(xué)全球食物與資源研究中心訪問研究員，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。

﹝執(zhí)行編輯：周冬﹞