女性劳动参与对婚姻质量的影响-人工改重案例

发布日期:2022-03-10 08:50:39


  本文使用2011-2015年中国综合社会调查(CGSS)数据,分别采用最小二乘法(0LS)和两阶段最小二乘法(2SLS)估计了女性劳动参与对婚姻质量的影响。借助省女性就业占比的外生性,本文发现,妻子劳动参与对夫妻双方的幸福感都具有显著负向影响,对夫妻双方的抑郁程度均具有显著正向影响,因此,妻子劳动参与会显著降低婚姻质量。最小二乘估计(OLS)和两阶段最小二乘估计(2SLS)结果基本一致。同时,本文发现,已婚女性劳动参与对婚姻质量的影响通过照顾家人时间的减少起作用。


  婚姻是一个人生命中最重要的选择之一,是人的生命历程中的一个重要部分。婚姻质量是社会福利的一个重要组成部分,婚姻质量高低不仅关乎个人幸福,而且关系到整个家庭的稳定,关系到整个社会的和谐。随着中国特色社会主义进入新时代,人们对美好生活的需求上升到更高层次和更宽领域,提高婚姻质量也是人们美好生活需求的一个很重要的方面。如今,离婚率呈现不断上升的趋势,一方面反映了当前人们的婚姻质量不尽如人意,另一方面也反映了人们对婚姻质量的要求越来越高。而劳动供给是一国经济增长的重要源泉,如何提高劳动供给一直是学界探讨的热点问题。在人口老龄化的背景之下,提高劳动供给更成为了解决人口老龄化问题的当务之急。我国女性劳动参与率虽然在世界上居于前列,但与男性劳动参与率相比仍然较低。提高女性劳动参与率,是解决人口老龄化的一个重要途径,也是提高劳动供给的一个重要途径。除此之外,尹志超、张诚1(2019)研究发现,提高已婚女性的劳动参与,能够提高家庭的收入水平,而同时家庭消费水平并未发生显著变化,因而能够显著提高家庭储蓄率。而储蓄率是经济长期增长的关键因素,因此,提高女性劳动参与率不仅有利于缓解当前的人口老龄化问题,还能促进长期经济增长。


  卿石松2(2017)研究发现,传统性别角色观念显著降低了女性的劳动参与,但对男性没有显著影响,这是造成两性劳动参与率差别的重要原因。本研究试图从婚姻角度,探究女性劳动参与对与个人利益切实相关的婚姻质量的影响,把握已婚女性在面临是否参与劳动的抉择时所面临的成本与收益,从而为较低的女性就业率从一个新的角度作出解释,从婚姻角度了解女性就业率低的原因,有利于政府对提高女性就业率做出新的考量,采取更加有效的政策。


  二、文献综述


  1、女性劳动参与相关文献


  现有文献对女性劳动参与的研究主要集中在其影响因素上。马双等3(2017)考察了最低工资标准上涨对劳动参与的影响,发现最低工资标准上涨主要促进已婚女性劳动参与率的提高。陈洁、刘亚飞4(2019)的研究表明,与未婚女性相比,已婚女性的劳动参与率更低,且婚姻状态对城镇女性的影响大于对农村女性的影响。一些学者就子女数量对女性劳动参与的影响进行了研究,但研究结果有所差别:乐章等5(2019)研究发现女性劳动参与率随子女数量呈现先递增再递减的“倒U型”结构,使女性劳动参与率达到最大值的最优子女数量为2.48,且城镇已婚女性的周工作小时数与子女数量正相关,而张川川6(2011)考虑了内生性影响,以第一个孩子的性别作为子女数量的工具变量,证明了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。同时,另一些学者从家庭照料与女性劳动参与的矛盾出发,考察女性劳动参与的影响因素:陈璐等7(2016)的研究表明了家庭老年照料对女性劳动参与产生了抑制作用;程璆等8(2017)研究发现女性面临着家庭照料与工作两者之间的时间冲突,家庭禀赋越好,女性外出参与社会劳动的意愿越强,但其劳动时间受家庭赡养负担的影响,照料压力越重,女性劳动供给时间越少;郑逸芳9等(2017)发现照料家庭成员的时间以及幼龄子女数量对女性劳动参与呈负向影响;宋月萍10(2019)考察与父母同住的居住方式对城镇已婚女性劳动参与的影响,研究发现,对年轻已婚女性来说,由于父母分担了照顾儿童的负担,与父母同住会显著促进其劳动参与,但随着女性年龄增长,由于养老负担的加重,与父母同住将对其劳动参与起抑制作用。


  2、婚姻质量相关文献


  目前理论上还未形成一个统一的对婚姻质量的定义。个人感觉学派认为婚姻质量是一个主观概念,主要代表夫妻双方对自己婚姻的感受和认识,因此婚姻质量也就是夫妻双方对婚姻的幸福感和满意程度。调适学派则重视婚姻质量的客观属性,认为它是夫妻关系的结构特征或这种特征的具体存在和表现形式。因此,婚姻质量的定义是对婚姻关系的调适方式、性质、频率和效果。还有些学者把两种定义结合起来,把婚姻质量视为婚姻满意度和婚姻调适度的混合性概念(徐安琪等11,1998)。本文采取个人感觉学派的定义,将婚姻质量视为夫妻双方对婚姻的主观幸福感。

女性劳动参与对婚姻质量的影响

  对于婚姻质量的研究,陈嫣然、秦雪征12(2019)采用生活满意度作为衡量婚后生活质量的主要指标,并使用抑郁量表进行进一步检验,发现丈夫比妻子年长可以提高夫妻的生活满意度,且年龄差距越大,对生活满意度的促进作用越强。在婚姻稳定性方面,夫妻年龄差距对离婚风险的影响呈现“U”型。一些学者从婚姻匹配角度出发,发现“门当户对”对婚姻质量并没有显著影响(郑晓冬等13,2019;文强等14,2020;李后建15,2013),人们对“门当户对”的追求,可能不是出于对婚姻感情的诉求,而是出于对经济利益的考虑(文强等14,2020),而夫妻的个人特征差异如教育、年龄、户籍等方面的差异,将提高离婚风险(郑晓冬)。李后建15(2013)进一步研究发现,婚姻匹配结构中的职业匹配、单位类型匹配和级别匹配会显著降低居民幸福感。而雷晓燕16(2014)则发现高攀能提高女性的幸福感,降低女性抑郁程度,但对男性幸福感和抑郁程度则无显著影响。此外,婚姻质量的影响因素还有子女性别(陆方文等17,2017)、是否婚前同居(梁同贵18,2017)、儿子数量(郭婷等19,2016)。


  3、女性劳动参与与婚姻质量


  相比于国内,国外对婚姻质量的研究开始得较早,对于女性劳动参与对婚姻质量的研究也相对较多,但结论却有所差异。一些学者研究结论表明女性劳动参与对婚姻质量具有负向影响:Deniz Yucel20(2012)研究发现妻子额外工作时间越长,婚姻越容易解体,这种影响是通过增加性别平等和减少婚姻互动实现的;Axelson21(1963)分析表明,户外工作的妻子比只当家庭主妇的妻子、全职工作的妻子比非全职就业的妻子的婚姻调适水平低。但Blair22(1993)的结论与之前的研究结果相反,认为职业因素对婚姻质量的影响甚微。


  综上所述,现有关于女性劳动参与对婚姻质量影响的文献大多为国外文献,国内鲜有研究,但国外文献的研究结论不统一,可能有内生性、时代观念差异等原因的影响,而国内关于女性劳动参与、婚姻质量的研究多为研究其各自影响因素,其中又以家庭因素为主。在已有文献的基础上,本文贡献主要有三点:一是使用中国数据对女性劳动参与对婚姻质量的影响,为这一影响提供来自中国的证据;二是通过使用省女性就业占比作为女性劳动参与的工具变量,使用两阶段二乘估计解决回归分析中可能存在的内生性问题,以提供更为准确的结论;三是本文试图对已婚女性劳动参与影响婚姻质量的机制作出解释。


  三、数据与变量


  1、数据


  本文所使用的个人层面数据来自中国人民大学组织进行的中国综合社会调查(CGSS)。中国综合社会调查从2003年开始,每年对全国各地一万多户家庭进行抽样调查。其中从2010年开始进行的第二期调查,涉及全国31个省/市/自治区,目前已公开2010、2011、2012、2013、2015年调查数据,数据获取了包括个人幸福感、婚姻状况、子女数量、工作状况等信息。基于研究目的以及全面性考虑,本文选择2011-2015年数据作为数据源。因为本文研究对象为婚姻质量,因此我们只保留了已婚样本。具体而言,我们将已婚定义为初婚有配偶或再婚有配偶,未婚、同居、离婚、丧偶样本均不在本文研究范围内。少量数据缺失或异常的样本也被排除了。省级层面数据来源于《中国统计年鉴》,主要用于控制省级层面的宏观经济特征,如国内生产总值等。由于内生性的存在,本文拟采用省女性就业占比作为工具变量,省女性就业占比数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》。


  2、主要变量说明


  (1)婚姻质量


  参考有关文献,本文采用夫妻双方的个体幸福感作为婚姻质量的主要衡量指标,并用抑郁程度进行检验。具体而言,本文将样本分为男性样本和女性样本,对于男性样本,探究其配偶是否就业对其幸福感的影响,对于女性样本,探究其就业与否对自身幸福感的影响。幸福感衡量来自于问题“总体而言,您觉得您的生活是否幸福”,从1-5分别表示从“非常不幸福”到“非常幸福”,数值越高,幸福感越强。抑郁程度问题来自问题“在过去的四周中您感到心情沮丧或抑郁的频繁程度”,为了让结果更符合读者阅读习惯,我们对抑郁程度变量进行了调整,从1-5分别表示从“从不”到“总是”,数值越高,抑郁程度越高。


  (2)女性劳动参与


  本文通过问题“您的工作经历及状况”或“您的配偶的工作经历及状况”对已婚女性劳动参与进行定义,将“目前从事非农工作”、“目前务农,曾经从事非农工作”以及“目前务农,没有从事过非农工作”定义为参与劳动,取值为1,否则取值为0。


  (3)省女性就业占比


  由于女性劳动参与对婚姻质量的影响可能存在反向因果等内生性问题,本文将用省女性就业占比作为工具变量,以消除内生性的影响,得出更为准确的结论。省女性就业占比指个体所在省就业人数中女性人数所占比重,数据来源于《中国人口和就业统计年鉴》。


  (4)控制变量


  通过自主思考及参考已有文献,本文对一系列个体特征变量、家庭特征变量以及省级宏观经济变量进行了控制。个体特征变量包括个体出生年份、受教育程度、民族、户口性质、工资水平,家庭特征变量包括家庭收入、个体自评其家庭收入在地区中的水平、儿子数量、女儿数量、与配偶结婚年份、配偶户口性质、配偶受教育程度、丈夫/自己是否就业、父亲受教育程度、母亲受教育程度。由于本文工具变量为省级层面变量,因此不能控制省份固定效应。本文将控制部分省级宏观经济变量以近似替代省份固定效应,省级宏观经济变量包括个体所在省地区生产总值、所在省经济开放度、所在省文盲率、所在省性别比、所在省居民消费价格指数。其中所在省经济开放度以按经营单位份货物进出口总额衡量。主要变量描述性统计见表1。


  表1变量描述性统计


  变量名称女性样本男性样本


  观测值均值标准差观测值均值标准差


  A.婚姻质量指标


  幸福感happiness 13909 3.867.818 13950 3.853.793


  抑郁程度yiyu 11695 3.828.997 12043 3.952.983


  婚姻满意度marrjoy 2214 3.987 1.062 1907 4.126.877


  B.女性劳动参与


  自己/妻子是否就业wifejob 13909.594.491 13950.565.496


  C.工具变量


  所在省女性就业占比femploy 13909 44.037 2.233 13950 44.088 2.271


  D.个人层面控制变量


  出生年份birthyear 13909 1965.471 13.676 13950 1961.98 14.074


  受教育程度edu 13909 4.465 2.839 13950 5.062 2.8


  民族nation 13909 1.389 1.455 13950 1.369 1.414


  户口性质hukou 13909 1.676 1.083 13950 1.736 1.107


  工资水平salary 13909 495000 2140000 13949 431000 1970000


  家庭收入famin 13909 828000 2670000 13950 730000 2500000


  自认为家庭收入地位level 13909 2.659.701 13950 2.67.72


  儿子数量son 13909.964.798 13950.983.816


  女儿数量daugh 13909.838.878 13950.843.886


  与现配偶结婚年份marryear 13881 1992.012 167.081 13935 1988.174 97.056


  配偶受教育程度poedu 13882 5.052 2.84 13935 4.312 2.779


  配偶户口性质pohukou 13882 1.705 1.089 13935 1.685 1.083


  丈夫/自己是否就业husjob 13882 2.204 1.573 13950.751.433


  父亲受教育程度fathedu 13909 2.942 2.431 13950 2.828 2.382


  母亲受教育程度mothedu 13909 2.169 1.94 13950 2.05 1.852


  E.省级宏观经济变量


  所在省地区生产总值gdp 13909 24273.19 15400.95 13950 24441.62 15476.37


  所在省经济开放度open 13909 1.52e+07 2.16e+07 13950 1.55e+07 2.21e+07


  所在省文盲率wenmang 13909 4.746 2.484 13950 4.76 2.462


  所在省性别比xingbiebi 13909 104.915 3.353 13950 104.919 3.383


  所在省居民消费指数cpi 13909 105.057 3.568 13950 105.346 3.768


  说明:数据来源于2011-2015年中国综合社会调查(CGSS)、《中国人口与就业统计年鉴》全国劳动力抽样调查数据以及《中国统计年鉴》。


  四、实证框架


  1、OLS回归


  本节使用最小二乘法(OLS)估计女性劳动参与对婚姻质量的影响。由于本研究针对的是现存婚姻关系的质量,本文仅保留了已婚的样本,未婚、同居、离婚、丧偶样本均被排除。我们将个体幸福感作为婚姻质量的主要衡量指标,并用抑郁程度进行检验。考虑到婚姻质量涉及夫妻双方的感受,我们进一步将样本分为男性样本和女性样本,探究婚姻关系中的妻子的劳动参与对于夫妻双方的幸福感的影响。具体而言,对于女性样本,我们估计其就业与否对其自身幸福感的影响,对于男性样本,我们估计其妻子就业与否对其幸福感的影响,方程如下。


  (1)


  其中,i表示个体,j表示该个体所在省份,t表示年份。happiness代表该个体的幸福感;wifejob是一个0-1变量,在女性样本中代表该女性是否就业,若该女性有从事工作,则wifejob取1,否则取0,在男性样本中代表该男性的配偶是否就业,若其配偶有工作,则wifejob取1,否则取0;表示一系列控制变量。表示省级宏观经济变量,表示年份固定效应,表示随机干扰项。对女性样本的估计结果见表2,对男性样本的估计结果见表3。


  表2女性样本OLS回归结果


  (1)(2)(3)


  因变量happiness happiness happiness


  wifejob-0.0238*-0.0454***-0.0505***


  (0.0142)(0.0149)(0.0150)


  _cons 3.881***5.694***5.941***


  (0.0112)(1.419)(1.517)


  控制变量NO YES YES


  省级宏观经济变量NO NO YES


  年份固定效应NO NO YES


  N 13909 13881 13881


  R2 0.000 0.079 0.084


  说明:控制变量包括个体出生年份、受教育程度、民族、户口性质、工资水平、家庭收入、个体自评其家庭收入在地区中的水平、儿子数量、女儿数量、与配偶结婚年份、配偶户口性质、配偶受教育程度、丈夫(或男性样本自身)是否就业、父亲受教育程度、母亲受教育程度。省级宏观经济变量包括个体所在省地区生产总值、所在省经济开放度、所在省文盲率、所在省性别比、所在省居民消费价格指数。YES表示控制,NO表示没有控制,括号中为稳健性标准误,*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平上显著。


  表3男性样本OLS回归结果


  (1)(2)(3)


  因变量happiness happiness happiness


  wifejob 0.0196-0.00996-0.0134


  (0.0136)(0.0151)(0.0151)


  _cons 3.842***4.871***4.683***


  (0.0105)(1.306)(1.391)


  控制变量NO YES YES


  省级宏观经济变量NO NO YES


  年份固定效应NO NO YES


  N 13950 13934 13934


  R2 0.000 0.090 0.100


  说明:YES表示控制,NO表示没有控制,括号中为稳健性标准误,*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平上显著。


  表2报告的是女性样本的劳动参与对其自身幸福感的影响,第(1)、(2)、(3)列都是用全部女性样本进行回归的结果,区别在于第(1)列是没有控制控制变量、省份固定效应和年份固定效应的回归结果,第(2)列中加入了控制变量,第(3)列中进一步加入了省份和年份固定效应。根据表2结果,女性劳动参与对自身幸福感具有显著负向影响,即女性参与劳动会导致其幸福感下降,且加入控制变量和省份、年份固定效应后,显著性逐渐增强,表明了结果的稳健性。表3报告的是男性样本的回归结果,即男性样本的配偶是否参与劳动对该样本幸福感的影响。类似的,为检验结果的稳健性,我们依次加入控制变量及固定效应,第(1)列为没有加入控制变量及固定效应的结果,第(2)列为加入了控制变量的结果,第(3)列进一步加入了省级宏观经济变量和年份固定效应。虽然第(1)列结果显示妻子参与劳动对丈夫的幸福感有正向影响,但加入控制变量后,影响变为了负向的,且三列中的结果均不显著,因此我们认为OLS结果表明妻子是否参与劳动不影响其丈夫的幸福感。


  综合以上结果,妻子劳动参与会减弱其自身幸福感,对其丈夫幸福感没有显著影响,而因为婚姻生活质量涉及的是夫妻双方的主观幸福感,我们可以认为,妻子劳动参与会对婚姻质量造成负向影响。


  接下来,我们将用抑郁程度来从反面衡量婚姻质量,以进一步完善对婚姻质量的衡量。因为2011年没有对抑郁程度进行调查,我们将采用2012-2015年的数据进行估计。为了让结果更符合读者的阅读习惯,我们对抑郁程度指标进行了调整,抑郁程度得分越高,则抑郁程度越高。同样的,我们将样本分为男性样本和女性样本,并分别估计婚姻关系中的妻子的劳动参与对其自身及其丈夫的抑郁程度的影响,估计结果见表4。


  表4妻子劳动参与对抑郁程度的影响


  因变量yiyu


  (1)(2)


  女性男性


  wifejob 0.0355*0.0734***


  (0.0189)(0.0190)


  _cons 9.319***6.372***


  (1.869)(1.778)


  控制变量YES YES


  省级宏观经济变量YES YES


  年份固定效应YES YES


  N 11652 12012


  R2 0.079 0.072


  说明:回归加入了控制变量、省级宏观经济变量和年份固定效应。括号中为稳健性标准误,*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平上显著。


  在表4中,第(1)列是对女性样本的估计结果,结果显示,女性就业会提高其抑郁程度,而用幸福感作为衡量标准时得出的结论是女性就业会显著降低其幸福感,两个指标的结果一致。第(2)列报告了对男性样本的估计结果,在加入了控制变量、省级宏观经济变量、年份固定效应后,妻子的劳动参与仍会对其丈夫的抑郁程度具有显著的正向影响,即妻子就业会提高丈夫的抑郁程度,与用幸福感作为衡量指标的回归结果的细微区别是,在加入控制变量和固定效应后,妻子劳动参与对丈夫的幸福感的负向影响不显著,而对丈夫的抑郁程度的正向影响是在1%水平上显著的,但结果整体是一致的。结合以上分析,妻子劳动参与会降低自身幸福感,提高自己及丈夫的抑郁程度,从而会降低婚姻质量。


  2、两阶段最小二乘(2SLS)估计


  女性劳动参与对婚姻质量的影响可能存在反向因果问题,婚姻质量可能会对女性劳动参与造成影响,婚姻质量高的女性可能会得到家庭的支持,从而能够更加放松地参与劳动,婚姻质量低的女性可能会更愿意将时间花在家庭上。且由于个人的幸福感、抑郁程度是主观的自评结果,会受到包括个人、家庭、社会等多方面影响因素的影响,我们很难将所有影响因素都纳入考虑,遗漏变量问题在所难免。反向因果、遗漏变量等内生性问题会导致OLS估计结果出现偏误,为解决内生性问题,我们引入省女性就业占比作为工具变量,进行两阶段最小二乘估计。


  省女性就业占比是指样本所在省份就业人数中女性人数的百分比。一方面,省女性就业占比可以在一定程度上代表该地区女性参与劳动的概率,因此省女性就业占比越高,样本个体中女性参与劳动的可能性就越高,省就业女性占比与女性劳动参与具有相关性,另一方面,省女性就业占比在一定程度上可以反映该地区女性就业的社会风气,省女性就业占比越高的地区,更能够形成鼓励女性就业的社会风气,从而能够影响女性劳动参与。因此,省女性就业满足工具变量的相关性要求。在外生性方面,省女性就业占比是一个地区层面的宏观变量,很难对个体的婚姻质量造成直接影响,因此以省女性就业占比作为工具变量能较好地满足工具变量的外生性要求。


  综上,省女性就业占比能够满足作为女性劳动参与的工具变量的相关性和外生性要求。我们采用此工具变量进行两阶段最小二乘(2SLS)估计,以解决内生性问题。具体的,我们估计以下方程。


  (3)


  (4)


  其中,i表示个体,j表示该个体所在省份,t表示年份。happiness代表该个体的幸福感;wifejob是一个0-1变量,在女性样本中代表该女性是否就业,若该女性有从事工作,则wifejob取1,否则取0,在男性样本中代表该男性的配偶是否就业,若其配偶有工作,则wifejob取1,否则取0;femploy表示个体所在省女性就业占比,作为女性劳动参与的工具变量;表示一系列控制变量。表示省级宏观经济变量,表示年份固定效应,、表示随机干扰项。方程(3)为一阶段估计方程,方程(4)为二阶段估计方程。女性样本回归结果见表5,男性样本回归结果见表6。


  表5女性样本工具变量回归结果


  (1)(2)(3)(4)(5)(6)


  因变量wifejob happiness wifejob happiness wifejob happiness


  femploy 0.0216***0.0190***0.0185***


  (0.0019)(0.0018)(0.0023)


  wifejob 0.676***0.433**0.846***


  (0.153)(0.168)(0.245)


  控制变量NO NO YES YES YES YES


  省级宏观经济变量NO NO NO NO YES YES


  年份固定效应NO NO NO NO YES YES


  Cragg-Donald Wald F statistic 135.66 111.68 62.66


  N 13909 13909 13881 13881 13881 13881


  R2 0.0097-0.153 0.1572 0.033 0.1667-0.107


  说明:YES表示控制,NO表示没有控制,括号中为稳健性标准误,*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平上显著。下表同。


  表6男性样本工具变量回归结果


  (1)(2)(3)(4)(5)(6)


  因变量wifejob happiness wifejob happiness wifejob happiness


  femploy 0.0279***0.0250***0.0184***


  (0.0018)(0.0017)(0.0023)


  wifejob-0.394***-0.371***-0.872***


  (0.108)(0.121)(0.245)


  控制变量NO NO YES YES YES YES


  省级宏观经济变量NO NO NO NO YES YES


  年份固定效应NO NO NO NO YES YES


  Cragg-Donald Wald F statistic 230.76 218.46 66.04


  N 13950 13950 13934 13934 13934 13934


  R2 0.0163-0.067 0.2391 0.051 0.2455-0.118


  表5、6报告了以幸福感作为被解释变量,以省女性就业占比作为工具变量的两阶段最小二乘回归结果,其中第(1)(3)(5)列为一阶段估计结果,而(2)(4)(6)列为相应二阶段估计结果。可以看出,一阶段估计显著,且Cragg-Donald Wald F statistic值均大于16.38,即工具变量通过了弱工具变量检验,这进一步显示了工具变量估计的可靠性。为检验工具变量回归结果的稳健性,我们依次加入控制变量和固定效应,第(1)(2)列中没有加入控制变量和固定效应,第(3)(4)列中加入了控制变量,第(5)(6)列中进一步加入了省级宏观经济变量和年份固定效应。从表5中,我们可以看到,已婚女性劳动参与会显著降低其自身幸福感,且三列中的系数均在1%水平上显著,表明了结果的稳健性。表6中的数据显示已婚女性劳动参与对其丈夫的幸福感具有显著的负向影响,同样的,结果没有随控制变量及固定效应的加入而发生变化,显示了两阶段最小二乘回归结果的稳健性。女性样本的回归结果与OLS一致,男性样本的回归结果与OLS回归存在差异。在OLS回归中,妻子劳动参与对丈夫的幸福感没有显著影响,而两阶段最小二乘结果显示,在排除了内生性影响后,妻子劳动参与会显著降低其丈夫的幸福感。


  接下来,我们以抑郁程度作为婚姻质量的反向衡量指标,用2012-2015年数据进一步检验以幸福感作为因变量的回归结果的稳健性。结果如表7所示。


  表7抑郁程度作为因变量的工具变量回归结果


  女性男性


  (1)(2)(3)(4)


  因变量wifejob yiyu wifejob yiyu


  femploy 0.0194***0.0210***


  (0.0027)(0.0026)


  wifejob 1.026***1.673***


  (0.314)(0.322)


  控制变量YES YES YES YES


  省级宏观经济变量YES YES YES YES


  年份固定效应YES YES YES YES


  Cragg-Donald Wald F statistic 51.94 67.30


  N 11652 11652 12012 12012


  R2 0.1651-0.139 0.2440-0.477


  说明:回归加入了控制变量、省级宏观经济变量以及年份固定效应,括号中为稳健性标准误,*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平上显著。


  表7报告了以抑郁程度作为因变量的工具变量回归结果,第(1)(2)列为女性样本的回归结果,第(3)(4)列为男性样本的回归结果,其中第(1)(3)列为一阶段估计结果,而(2)(4)列为相应二阶段估计结果。可以看出,一阶段估计显著,且Cragg-Donald Wald F statistic值均大于16.38,即工具变量通过了弱工具变量检验,因此以省女性就业占比作为工具变量进行回归的结果是可靠的。表中结果显示,在加入了控制变量、省级宏观经济变量以及年份固定效应后,已婚女性劳动参与对其自身及其丈夫的抑郁程度都具有显著的正向影响,,且系数在1%水平上显著,即妻子就业不仅会显著提高其自身的抑郁程度,也会提高其丈夫的抑郁程度,从而会导致婚姻质量的下降。结果与以幸福感作为被解释变量的工具变量回归结果是高度一致的,与以抑郁程度作为因变量的OLS回归结果也是高度一致的,表明了结果的稳健性。


  综合以上讨论,已婚女性劳动参与会显著降低自身幸福感,提高自己的抑郁程度,同时也会降低其丈夫幸福感,提高丈夫的抑郁程度,从而降低婚姻质量。


  五、机制分析


  本文试图对已婚女性劳动参与降低婚姻质量的途径作出解释。程璆等(2017)使用2010年中国综合社会调查数据(CGSS),发现女性劳动时间受家庭赡养负担的影响,这反映了女性对家庭生活的重视,也表明了女性面临着家庭照料和工作两者之间的时间冲突。因此,本文认为,关于已婚女性劳动参与如何降低婚姻质量,一种可能的机制是,已婚女性参与劳动使其照顾家人的时间减少,疏于与家人培养感情,与家人间的亲密度下降,从而使婚姻质量下降。


  为了检验这一机制,我们利用2012年的中国综合社会调查(CGSS)数据中的相关问题进行回归分析。我们以“一般来说,您一周花多少小时照看家庭成员(如小孩、老人、生病或残疾的家人)?”(care)来衡量已婚女性照看家人的时间,数值越高,照看家人的时间越长;以“和不工作的妈妈一样,那些有工作的妈妈也能够和自己的小孩关系亲密、稳定”来衡量已婚女性与小孩的亲密度(qinmi),其中1-5分别表示从“非常不同意”到“非常同意”,即数值越高,越倾向于认为就业与否不影响已婚女性与小孩的亲密关系;以“和家人在一起,我感到特别愉快”衡量已婚女性与家人相处的舒适度和亲密度(familyjoy),从1-5分别表示从“非常不同意”到“非常同意”,即数值越高,已婚女性与家人相处得越愉快。


  由于已婚女性照顾家人的时间、与家人的感情及亲密度均为女性的主观评价,因此我们仅用女性样本进行机制分析。为解决内生性问题,我们以省女性就业占比作为已婚女性劳动参与的工具变量,进行两阶段最小二乘回归。同时,我们对个体特征变量、省级宏观经济变量以及年份固定效应进行了控制。个体特征变量包括个体出生年份、受教育程度、民族、户口性质、工资水平、家庭收入、个体自评其家庭收入在地区中的水平、儿子数量、女儿数量、与丈夫结婚年份、丈夫户口性质、丈夫受教育程度、丈夫是否就业、父亲受教育程度、母亲受教育程度。由于工具变量为省级层面变量,因此不能控制省份固定效应。本文将控制部分省级宏观经济变量以近似替代省份固定效应,省级宏观经济变量包括个体所在省地区生产总值、所在省文盲率、所在省性别比、所在省居民消费价格指数。结果见表8。


  表8机制分析


  (1)(2)(3)(4)(5)(6)


  因变量wifejob familyjoy wifejob care wifejob qinmi


  femploy 0.0225***0.0225***0.0219***


  (0.0061)(0.0061)(0.0061)


  wifejob-1.670**-32.48**-1.783**


  (0.690)(14.26)(0.805)


  控制变量YES YES YES YES YES YES


  省级宏观经济变量YES YES YES YES YES YES


  Cragg-Donald Wald F statistic 13.12 13.12 12.39


  N 2149 2149 2149 2149 2130 2130


  R2 0.1689-0.475 0.1689-0.095 0.1687-0.553


  说明:回归加入了控制变量以及省级宏观经济变量。其中,控制变量包括个体出生年份、受教育程度、民族、户口性质、工资水平、家庭收入、个体自评其家庭收入在地区中的水平、儿子数量、女儿数量、与丈夫结婚年份、丈夫户口性质、丈夫受教育程度、丈夫是否就业、父亲受教育程度、母亲受教育程度。省级宏观经济变量包括个体所在省地区生产总值、所在省文盲率、所在省性别比、所在省居民消费价格指数。括号中为稳健性标准误,*、**、***分别代表在10%、5%、1%的显著性水平上显著。


  回归结果如图8所示。其中第(1)(3)(5)列为一阶段估计结果,可以看到,一阶段估计结果在1%水平上显著,且Cragg-Donald Wald F statistic值均大于16.38,即以省女性就业占比作为工具变量通过了弱工具变量检验,表明了工具变量估计的有效性。表中第(2)列结果显示,已婚女性就业会显著降低其与家人相处的舒适感和愉悦程度,第(4)列结果显示,已婚女性劳动参与对其照顾家人的时间具有显著的负向影响,系数在10%水平上显著,第(6)列结果显示,已婚女性劳动参与对其与小孩之间的亲密关系具有显著负向影响。


  这印证了我们之前的机制猜想:已婚女性参与劳动使其照顾家人的时间减少,疏于与家人培养感情,与家人间的亲密度下降,从而使婚姻质量下降。


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