摘要：婚姻状态对女性工资的影响在国内外学术界都没有定论，基于第三期中国妇女社会地位调查数据，在控制住受教育年限、工作经验、职业等诸多因素后，发现已婚女性存在显著的婚姻溢价。通过对婚姻状态影响工资机制的四个主要假说进行检验，发现专业化分工和补偿性差异导致已婚状态对女性工资有负向影响，而婚姻的选择性和雇主偏好会给已婚女性的工资带来正向影响，但是对自雇者而言影响仍然是负向的。本研究无法穷尽婚姻状态对女性工资的所有影响机制，对于四个主要假说的验证研究表明对于中国女性婚姻溢价一定程度上是由于婚姻的选择性和雇主偏好带来的，已婚女性更多地承担家务劳动和为了家庭放弃个人的发展机会对其工资产生负向影响，为改变这一状况需要公共服务的发展和性别平等意识的增强。
关键词：婚姻状态；婚姻溢价；专业化；雇主偏好；工资
1 引言
婚姻是一座围城，城里的人想出去，城外的人想进来，婚姻这座围城有怎样的经济效应呢？本文尝试从婚姻升水的角度给出分析。“婚姻升水”(marriage premium，也称婚姻溢酬/婚姻溢价)是用来描述婚姻给已婚者带来的好处的专业术语，在经济意义上主要指在控制其他因素的情况下，已婚状态会带来工资水平的上升。婚姻升水在男性中存在是学界的广泛共识(Chun and Lee ,2001；Killewald and Gough 2013)[1-2]，并且这种升水随着婚龄的延长还存在累积性(Siwei Cheng，2015)[3],更新的研究发现已婚男性不仅有更高的工资水平，还有更高的工资增长率，但是这种增长更多的是来自于选择性，而不是婚姻带来的因果效应(Killewald and Lundberg，2017；Ludwig and Brüderl，2018)[4-5]。然而却鲜有关于女性婚姻升水的研究，传统研究多是关注生育对女性工资的影响，已育女性通常要面对生育惩罚 。近几十年来全球出现了生育率下降和女性劳动参与率上升的现象，我国近些年来晚婚晚育现象尤其明显，丁克家庭增多，对于女性而言，婚姻和生育之间的紧密关系有所松动，初婚年龄和初育年龄之间的差距变大，在这样的时代背景下，剥离出生育的因素，重新关注婚姻对女性工资的影响是必要且有意义的。
随着寿命的延长和闲暇时间的增多，婚姻在长寿和闲暇方面的收益在上升[6]；而家庭生产领域的技术进步，如洗衣机、微波炉、吸尘器等使得婚姻内专业化分工的动机大大减弱，基于生产互补性的婚姻收益在逐渐消失[7]。在这样的背景下对女性婚姻溢价的研究至少有下述四个方面的意义：首先，有助于加深对工资决定机制的认识。对婚姻溢价的研究可以探察出婚姻状态对工资的影响，反过来就可以知道在工资的决定机制中，婚姻的重要性及贡献大小。第二，有助于解释性别工资差距。婚姻对男性和女性工资的差异化影响可能是性别工资差距的重要来源，已婚明显使男性在劳动力市场上享受了好处，因此确定婚姻对女性工资的影响即可明了婚姻对性别工资差距的贡献。第三，如果工资是对真实劳动生产率的反映，则可以通过婚姻的变化在一定程度上预测未来的劳动生产率[8]。第四，对婚姻溢价的深入认识有利于家庭政策的制订。婚姻对工资的作用方向和大小是政府制订家庭鼓励计划和税收政策的重要依据，在国外个人所得税是按家庭征收，这一作用尤其明显。我国虽然还是按个人征收收入所得税，但是税收政策的调整和对家庭及生育的鼓励也是政策转变的趋势。本文的贡献主要体现在从专业化假说、选择性假说、雇主偏好假说和补偿性假说四个机制层面实证考察了婚姻状态对女性工资的影响，有利于明晰婚姻溢价或婚姻诅咒的来源，也为政府的家庭政策提供了依据。本文的结构安排如下：第二部分是婚姻状态对女性工资影响的文献综述；第三部分是基于第三期妇女社会地位调查数据进行的婚姻状态对女性工资影响的计量分析，实证考察了女性婚姻升水的存在性和婚姻升水的来源；第四部分是本文的结论与建议。
2 文献综述
关于婚姻状态对女性工资的影响国外学术界进行了广泛的研究，下表1列出了主要的研究成果。根据研究结论，这些研究成果可以分为三大类：第一类是认为婚姻状态对女性的工资收入没有显著影响：如Hill(1979)、Toutkoushian等(2007)；另一些研究认为已婚状态对女性工资存在正向影响，即存在婚姻溢价，代表性成果如Waldfogel(1997)、Duarte和Blanquicett(2016)；最后一类研究认为已婚状态对女性工资存在负向影响，即存在婚姻惩罚，代表性成果如：Trappe和Rosenfeld(2000)、Juhn和McCue(2016)。虽然婚姻状态对女性工资的影响还没有形成定论，或者说本就没有定论，由于时空的不同，对不同样本的分析结果会有差异，但是上述丰富的研究成果为我们深入认识这一问题提供了很多视角和方法，体现了不同国家、不同性别、不同种族、不同出生队列婚姻溢价的差异。
表1 婚姻对女性工资影响的主要外文研究成果汇总
研究者及时间数据因变量研究方法结论Hill(1979)PSID1976小时对数工资OLS无显著影响Korenman和Neumark (1992)NLS1980-82小时工资对数OLS,固定效应& IV无显著影响Waldfogel(1997)NLS1968-88小时工资对数固定效应已婚女性工资高于未婚女性低于离异女性Rosenfeld 和 Trappe(2000)GLHS月工资OLS在前东德,已婚女性获取较低的工资Budig和England(2001)NLSY1982-93小时工资对数固定效应已婚女性工资高于未婚女性Hewit等(2002)NAS1996-97年收入对数分位数回归无显著影响Loughran和Zissimo-poulos(2003)NLSY1979-2000小时工资对数固定效应女性在25岁或之后结婚才有婚姻溢价Hughes和Maurer(2002)CLMRP 1991月收入的对数混合回归,OB分解中国国有和集体企业存在婚姻溢价Light(2004)NLSY1979-2000个人收入差分,OLS当女性由单身变为结婚,个人收入下降13%Rebecca和Glauber(2007)NLSY1982-2004小时工资对数固定效应生育惩罚在不同种族的女性间存在差异Toutkoushian等(2007)NSOPF1999年收入的对数OLS婚姻对女性教师的收入没有直接显著影响ZhangYuping等(2008)CULS/CALS2002月收入的对数Heckman选择模型、OLS婚姻会降低女性的收入Lincoln 和Anne(2008)NSFH1987-88 & 1992-94 & 2001-03年收入OLS丈夫家务劳动时间对妻子收入有显著影响Zissimopoulos和Loughran(2009)NLSY79 & NLSYM 1966 & NLSYW1968小时工资对数固定效应在结婚当年,婚姻会降低女性2%-4%的工资Montuenga和Molina(2009)ECHP 1994-2001小时工资对数混合回归、固定效应西班牙已育女性受到了工资惩罚Kelly和Grant(2012)NSOPF2004年收入的对数聚类分析、OLS单身女性遭受工资惩罚Nanda(2012)PSID2001-2007实际小时工资倾向评分匹配、固定效应选择性使已婚女性有婚姻升水Roche 等(2012)BDC2000小时工资对数OLS,probit,heckman已婚女性工资比未婚女性高15%Killewald和Gough(2013)NLSY1979小时工资对数固定效应未育女性存在婚姻升水;没有生育惩罚Marshall和Flaig(2014)ACS2009年收入的对数OLS自雇已婚女性的年收入低于自雇单身女性Budig和Lim(2016)NLSY1979-1989NLSY1997-2010小时工资对数OLS、固定效应婴儿潮和千禧年出生女性都存在婚姻溢价Juhn and Mc Cue(2016)SSA1954-2011与SIPP匹配年收入的对数OLS、固定效应最近的出生队列存在婚姻溢价Blanquicett和Duarte(2016)GEIH 2008、 2011、 2013小时工资对数OB分解和Nopo分解存在婚姻升水
从国家来看，对美国婚姻溢价问题的研究文献最为丰富，并且使用的数据以NLSY(National Longitudinal Survey of Youth)为主，但由于截取的具体样本不同，得出的结论也不一致；其他国家对此问题的研究相对匮乏，从文献检索来看学者们考察了奥地利、巴西、德国、澳大利亚、西班牙和中国女性的婚姻溢价问题。值得一提的是Hughes和Maurer(2002)在考察婚姻、教育和职业对中国性别工资差距的影响时发现，对于城镇女性，无论在国有企业还是集体企业，婚姻都可以获得较高的溢价[9]，这是比较早的关注中国女性婚姻溢价的文献。
除样本的地域差异外，许多研究还对研究对象进行了一些特殊设定，以考察特定群体的婚姻溢价问题。如：Toutkoushian和Bellas(2007)研究的对象是教师，发现婚姻状态对女教师的工资没有直接影响[10]；Kelly和Grant(2012)的研究对象是美国高等教育教员(higher-education faculty members)，通过对SEM(科学，工程和数学)领域和非SEM领域女性职员工资的研究发现，已婚女性在SEM领域的劣势已经消失，单身女性不管是在SEM领域还是非SEM领域都遭受最严重的工资惩罚，因为已婚女性可以从配偶处获得人际支持、事业指导、社会网络等[11]；Marshall和Flaig(2012)的研究对象是自雇者(self-employed)，发现已婚状态和自雇收入显著负相关，在其他条件不变的情况下，处于已婚状态的自雇女性比单身自雇女性的收入低31%，如果只考察全职自雇者(一年工作时间超过26周)，这一比例为26%[12]。这些针对特定群体的研究虽然适用范围相对较小，却为我们研究婚姻溢价问题提供了非常有趣的视角，使得该问题有了更具体的微观基础，研究也更有深度。
在研究方法上，除了经典的OLS回归和对于面板数据的固定效应分析外，还引入了其他一些研究方法配合使用。Nanda等(2012)通过倾向评分匹配和固定效应发现女性存在婚姻升水，并且这种升水主要是由于有更高收入潜力的女性更容易进入婚姻[13]，即通过倾向评分匹配方法考察了选择性对女性婚姻溢价的影响。Duarte和Blanquicett(2016)通过OB分解和Nopo分解发现女性的婚姻升水是由更好的人力资本禀赋和雇主偏好带来的[14]。分位数回归、heckman模型、差分法也在已有对婚姻溢价的研究中得到了应用，可见对于婚姻溢价问题的研究已经有比较丰富多样的方法，此问题在计量方面的探索已经比较成熟。
从研究视角来看，基于样本的异质性进行分类对比研究对女性婚姻溢价问题给出了有层次的结论。如区分全职工作和兼职工作，Roche等(2012)对巴西2000年人口调查数据的研究发现对于全职工作者，未婚女性工资比已婚女性低15.12%；对于兼职工作者，未婚女性工资比已婚女性低11.91%，该结果和婚姻向劳动力市场传递出来的稳定性和成熟度有关[15]；如区分不同的出生队列，Juhn和McCue(2016)发现在美国对于1966-1975这一出生队列婚姻给已婚女性带来了更高的收入，但是1946-1955和1956-1965这两个出生队列则没有婚姻溢价[16]；如区分个体收入和家庭收入，Waite和Gallagher(2000)[17]、Light(2004)[18]分别关注了婚姻对女性收入和家庭收入的影响，前者明确指出结婚后男女的财务状况都会改善，已婚男性赚得更多，而已婚女性会和收入更高的男性分享收入。 后者发现当女性由单身变为已婚，她的个人收入会下降13%，但是她的人均家庭收入会上升52%，因为他丈夫的收入会上升；还有区别同居和正式结婚的差异，Light(2004)考察了结婚和同居的收入效应，发现当女性由同居变为结婚，她的个人收入会下降8%，当女性由单身变为结婚，她的个人收入会下降13%。
在确认女性婚姻升水或诅咒存在的基础上，背后的影响机制是更值得关注的问题，其中受到最广泛关注的有专业化假说和选择性假说。专业化假说的主要观点是基于比较优势的专业化分工，已婚女性通常要承担更多的家庭劳动，市场劳动时间和精力下降，工作时间和工作效率降低，因而遭受低工资或者退出劳动力市场。Budig和Lim(2016)研究了专业化分工对美国女性工资的影响，结论是不支持专业化假说，没有孩子的女性和男性一样，存在婚姻升水；婚姻增加了父亲的溢价，但对母亲没有惩罚[19]。婚姻的选择性也经常被认为是婚姻溢价的来源，由于结婚不是随机事件，如果更容易结婚的人获得高工资的可能性更大，则婚姻对工资的正向影响一部分或全部是由这种选择性带来的。如何识别婚姻的选择性对工资的影响是一个难题，Ginther 和 Zavodny(2001)通过考察奉子成婚进行了比较有意思的研究，奉子成婚一般是因为怀孕比较仓促地进入婚姻，不存在婚姻的选择性或者是选择性相对较弱，通过对美国NLS数据中奉子成婚的男性和非奉子成婚男性的比较发现，二者的婚姻溢价存在一定的差别，婚姻的选择性大概能解释10%的婚姻溢价[20]。在国外文献中第三个经常考量的婚姻状态对工资的影响机制是雇主偏好假说，该假说的核心观点是一些雇主存在婚姻偏好歧视，婚姻通常作为一个人可靠性的重要指标，对于雇主是稳定性和忠诚度高的信号,而且已婚者的健康状况通常更好，婚姻有助于改善健康(Waite and Gallagher,2000)和实现人力资本的价值(Loh,1996)[21],Simon(2002)研究发现婚姻对男性和女性都会带来情感支持，已婚者心理更健康[22],婚姻与健康之间的正向关系既来自于选择效应，也来自于婚姻对健康的保护效应(Guner、Kulikova and Llull，2018)[23]。因此婚姻作为一个人良好的健康状况和行为习惯的信号通常可以得到雇主的青睐和更多的晋升发展机会，进而获得工资溢价。补偿性也被认为是婚姻状态影响工资的一个重要渠道，婚姻会改变个体对物质财富的偏好，Gorman(2000)发现相对于未婚个体，已婚个体把薪资这一工作特征看得更为重要[24]，婚姻会激励个体更努力地去从事有酬劳动，为组建家庭和生育孩子进行资本积累。基于补偿性假说，婚姻状态对工资的影响存在性别差异，已婚男性由于养家糊口的压力更愿意为了高工资放弃灵活的工作时间、舒适的工作环境等，而已婚女性更易于因为家庭放弃获取高工资的机会。女性生命周期中生育带来的“职业空窗期”会减少女性人力资本的存量积累进而带来收入损失(Mertens等，1995)[25]。Huber和Huemer(2015)基于奥地利ALFS2004-2007数据考察了婚姻对终生学习的影响，研究发现婚姻会降低女性的培训参与度和培训时长[26]，而这会直接降低女性的工资水平。孙良媛等(2007)采用2005年针对我国珠三角地区农村失地妇女就业情况的调查数据，发现由单身到已婚的转变会使女性接受培训的概率下降72%，也降低了婚后女性获得高工资的可能[27]。由此可见已有研究从多个角度对婚姻升水的来源进行了很有趣的探索，囿于目前中国的数据中对奉子成婚的关注较少，无法与Ginther 和 Zavodny(2001)的成果进行对比研究，本文尝试通过倾向评分匹配方法考察婚姻的选择性对中国女性工资的影响。而已有研究中提到了专业化分工、雇主偏好和已婚女性参与培训的机会和时间较少本文会通过中介效应等方法进行计量分析以进行检验。
其中Y是因变量，此处为对数工资，M是自变量，包括核心自变量婚姻状态和其他控制变量，H是中介变量，此处为家务劳动强度，∂表示截距，β表示回归系数，ε表示误差项。如果方程(1)中的β1显著，则可表明自变量M与因变量Y之间存在线性关系；如果方程(2)中β2显著，则可说明自变量M与中介变量H之间存在线性关系；方程(3)中的β3显著，且β3与β1相比显著变小，如果这三个同时成立就意味着中介作用存在，即中介变量M有助于解释因变量Y。
在各种因素的综合作用下，衡量和分解婚姻对女性工资的影响变得重要而困难，国内专注于婚姻升水的研究较少，目前只有李雅楠、秦佳(2013)和陈昊(2015)，前者只研究了男性的婚姻升水[28]；后者发现城镇女性婚姻升水的存在性，但没有进一步挖掘婚姻升水的来源机制[29]。此外还有一些研究在考察工资时，将婚姻作为控制变量引入回归方程，没有将婚姻状态与工资之间的关系作为研究重点，结论也并不一致(龚斌磊等,2010[30]；王姮,2008[31]；亓寿伟和刘智强,2009[32]；刘斌和李磊,2012[33])。龚斌磊等(2010)对浙江省杭州市8个区的农民工的调查发现结婚使男性工资提高而使女性工资降低；王姮(2008)指出婚姻对女性收入并无显著影响；亓寿伟和刘智强(2009)、刘斌和李磊(2012)在研究贸易与性别工资差距时也发现婚姻对性别工资差距并无影响。基于已有文献的这些成果，本文通过第三期妇女社会地位调查数据实证分析中国女性婚姻升水的存在性和作用机制，从不同角度考察婚姻状态对女性工资的影响，明晰女性婚姻与其在劳动力市场中的报酬之间的关系，为政府的家庭政策提供依据。
3计量分析
本文实证研究所使用的主要数据来自于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至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26171份。本文中的工资指的是被调查者在过去一年的劳动收入，其中包含工资奖金、津贴补贴、经营性收入和农林牧渔收入等。对于自雇者，该项收入可能主要是经营性收入；对于受雇者，该项收入主要是工资奖金，后文将针对这两种雇佣类型的差异进行重点分析。婚姻状态，分为未婚和已婚，未婚为0，已婚定义为1。教育年限是指除成人教育外，个人的受教育年数；工作经验是按年龄减受教育年限再减6推算的。单位类型国家机关、社会团体和事业单位归类为1，其他为0。户口性质分为农业户口和非农业户口，非农业为0，农业为1。首先对样本进行筛选，删除关键变量有缺失值的样本，为了剔除极端值的影响，只保留劳动收入在1%-99%分位数之间的样本。
表2 主要变量的描述性统计
变量名样本数均值标准差最小值最大值劳动收入850113908136501870100000婚姻状态79850.9220.26901教育年限84578.3264.061021工作经验845725.4112.05054单位性质85010.1650.37101户口性质84990.5700.49501
表2列出了主要变量的基本情况，由于劳动收入的数值较大，为了消除异方差，在回归分析时劳动收入取自然对数，这样回归结果可以解释为收入百分比的增长，便于理解。
但目前从一个普通人的视角来看，当谈及批评两字时，大多数人打心眼里排斥与反感，因为这意味着被批评者面临着“红脸”、“出汗”的窘境，所以众人避之不及。其实，这种现象在高校党建工作中也经常司空见惯，究其原因在于对批评与自我批评的认识停留在表面层次，没有深入挖掘其本质内涵。马克思主义哲学中的唯物辩证法提倡运用一分为二的观点来辩证看待事物，如此处理事情显得客观公正些。要使灵魂受到触动，笔者认为从以下三个层次来实现目标。
3.1 婚姻升水的存在性分析
在控制个人教育、工作经验等基本特征变量的基础上，回归方法采用最小二乘法，对女性全样本的分析显示婚姻对女性工资有显著的正向影响。表3的第二列是只控制了个体的基本特征的回归结果，表3的最后两列展现的是在控制孩子数和幼儿情况后的回归结果，和第二列的回归结果相比，婚姻状态对女性工资的正向影响仍然显著，且这一影响在控制生育相关的因素时逐渐增大，由此婚姻升水的存在性得以确认。但是婚姻升水的来源是什么呢？下文对此进行着重分析。
表3 婚姻升水的存在性分析
变量名全部女性控制孩子数是否有幼儿婚姻状态0.1042∗∗∗0.1448∗∗∗0.1669∗∗∗(0.0362)(0.0375)(0.0409)教育年限0.0422∗∗∗0.0416∗∗∗0.0409∗∗∗(0.0032)(0.0032)(0.0032)工作经验0.0050∗0.0061∗∗0.0043(0.0028)(0.0029)(0.0031)工作经验的平方-0.0001∗∗-0.0001∗∗-0.0001∗(0.0000)(0.0000)(0.0001)职业 专业技术人员0.05230.05490.0542(0.0544)(0.0544)(0.0544) 办事人员-0.1260∗∗-0.1258∗∗-0.1277∗∗(0.0569)(0.0568)(0.0568) 商业服务业人员-0.3890∗∗∗-0.3893∗∗∗-0.3905∗∗∗(0.0542)(0.0541)(0.0541) 农业人员-0.8590∗∗∗-0.8476∗∗∗-0.8485∗∗∗(0.0567)(0.0567)(0.0567) 生产运输业人员-0.3364∗∗∗-0.3364∗∗∗-0.3381∗∗∗(0.0565)(0.0565)(0.0565)单位类型 国有-0.0276-0.0273-0.0279(0.0263)(0.0263)(0.0263)户口性质 农业户口-0.1897∗∗∗-0.1752∗∗∗-0.1748∗∗∗(0.0226)(0.0228)(0.0228)区域 中部-0.3869∗∗∗-0.3781∗∗∗-0.3783∗∗∗(0.0312)(0.0312)(0.0312) 西部-0.3404∗∗∗-0.3293∗∗∗-0.3293∗∗∗(0.0317)(0.0318)(0.0318)孩子数-0.0481∗∗∗-0.0449∗∗∗(0.0115)(0.0118)有6岁以下孩童-0.0345(0.0255)常数项9.5640∗∗∗9.5493∗∗∗9.5678∗∗∗(0.0812)(0.0812)(0.0823)样本数7,9037,9037,903R20.42270.42400.4241 注:系数下方小括号内的值是标准差; ∗∗∗表示1%水平上显著,∗∗表示5%水平上显著,∗表示10%水平上显著。
3.2 婚姻状态对女性工资的影响机制分析
选择性假说的主要思想是由于结婚不是随机事件，如果更容易结婚的人获得高工资的可能性更大，则婚姻对工资的正向影响一部分或全部是由这种选择性带来的。半参数的倾向评分匹配方法可以剔除选择性偏差的影响，得到纯粹的婚姻对工资的因果效应。倾向得分匹配的原理是通过控制大量的变量(这些变量既影响是否结婚，又影响工资)，得到准确的倾向得分去尽可能全面描述结婚的概率，然后根据倾向得分将结婚倾向性相似但属于不同组别的样本进行匹配，通过控制组估计出处理组的反事实结果。
βATE=E(Y1-Y0)
根据专业化假说，由于婚姻会带来夫妻的时间和财富在家庭内的再分配，通常婚后女性要承担更多的家务劳动，而男性专注于事业，在家务负担上的差别会影响已婚女性的市场劳动时间和精力，从而降低已婚女性的工资水平。参照王智波、李长洪(2016)考察家务劳动对男性婚姻溢价影响时采用的“中介作用模型”[34]，本部分也将家务劳动作为中介变量引入。家务劳动的衡量方法是根据问卷中“近一年您承担下列家务劳动的情况”，其中包括做饭、洗碗、洗衣服做卫生、日常家庭采购、照料孩子生活、辅导孩子功课、照料老人、家庭日常维修、买煤、换煤气/砍柴等共九项，每一项都有“从不、很少、约一半、大部分、全部”五种有效回答。考虑到家庭日常维修、买煤、换煤气/砍柴这两项家务通常由男性承担，而且缺失值较多，只将前面七项作为考察女性承担家务劳动的指标。在计算家务劳动时，分别对“从不、很少、约一半、大部分、全部”这五种承担情况赋值为0、1、2、3、4，然后将女性对这七种家务的承担强度相加，数值越高，表示承担的家务劳动越多，经计算发现家务劳动的值介于0和24之间。下面通过中介效应模型考察婚姻状态、家务劳动和工资三者之间的关系。
参照Baron和Kenny(1986)和王智波、李长洪(2016)提出的检验家庭分工理论的“中介作用”模型，本文通过回归以下三个方程来判断家务劳动是否在婚姻状态和女性工资之间扮演“中介作用”。
表4 家务劳动强度是否是女性婚姻溢价的中介变量：OLS回归
变量名因变量工资对数家务劳动强度工资对数工资对数婚姻状态0.0857∗∗9.6052∗∗∗0.3533∗∗∗(0.0383)(0.6674)(0.0965)教育年限0.0557∗∗∗-0.01210.0542∗∗∗0.0542∗∗∗(0.0037)(0.0327)(0.0044)(0.0046)工作经验0.0387∗∗∗0.02900.0427∗∗∗0.0418∗∗∗(0.0039)(0.0342)(0.0046)(0.0048)工作经验平方-0.0007∗∗∗-0.0018-0.0009∗∗∗-0.0009∗∗∗(0.0001)(0.0012)(0.0002)(0.0002)专业技术人员0.0138-0.35820.1026∗0.0744(0.0529)(0.4542)(0.0617)(0.0635)办事人员-0.1343∗∗0.0425-0.0535-0.0795(0.0551)(0.4725)(0.0642)(0.0660)商业服务人员-0.2748∗∗∗0.0110-0.1849∗∗∗-0.2242∗∗∗(0.0512)(0.4385)(0.0595)(0.0613)农业人员-0.3492∗∗∗0.2704-0.3336∗∗∗-0.3571∗∗∗(0.0829)(0.7321)(0.1011)(0.1023)生产运输人员-0.2862∗∗∗-0.5142-0.2266∗∗∗-0.2476∗∗∗(0.0531)(0.4545)(0.0617)(0.0635)区域 中部-0.2842∗∗∗0.6961∗∗∗-0.2631∗∗∗-0.2542∗∗∗(0.0222)(0.1906)(0.0259)(0.0267) 西部-0.1643∗∗∗0.1552-0.1392∗∗∗-0.1267∗∗∗(0.0235)(0.2041)(0.0277)(0.0285)农业户口-0.0493∗∗0.3400-0.0332-0.0251(0.0234)(0.2072)(0.0281)(0.0290)孩子数-0.0777∗∗∗0.4097∗∗-0.0452∗∗-0.0584∗∗(0.0174)(0.1624)(0.0215)(0.0227)6岁以下孩子0.0938∗∗∗-1.1363∗∗∗0.0650∗∗0.0615∗(0.0267)(0.2267)(0.0314)(0.0318)家务劳动强度-0.0197∗∗∗-0.0224∗∗∗(0.0023)(0.0026)常数项9.1036∗∗∗6.2707∗∗∗9.3846∗∗∗9.1282∗∗∗(0.0775)(0.8788)(0.0945)(0.1239)样本数4,5512,9363,1442,936R20.25820.09770.27350.2762 注:系数下方小括号内的值是标准差;∗∗∗表示1%水平上显著,∗∗表示5%水平上显著,∗表示10%水平上显著。
原料：低筋面粉160克、融化的黄油和细砂糖各60克、鸡蛋 150克、牛奶100克、玉米淀粉40克、泡打粉3-4克
近几年来伴随着我国科学技术的不断提升与快速发展，各学校将计算机及其科学技术不断引入校园管理当中，资产管理人员对于固定资产的管理水平也有所提升，管理工作也越来越规范。但随着学校不断地扩大招生，学校所拥有的规模也逐渐庞大，学校的校区与资产不断增多，管理混乱这一现象也接连发生，从而使各学校对于自身固定资产的管理又有新的难点需要解决。于是，出现了将移动互联网技术全面引入学校资产管理系统当中，全面优化各学校管理系统的模式。此举有效地提高资产管理的水平，并实现了对学校自身所拥有的固定资产实施二维码标签管理。
表4报告了回归结果，如表4中第三列所示，婚姻状态对女性家务劳动强度存在显著的正向影响，即在其他条件一致时，已婚女性要比未婚女性承担更多的家务劳动。第四列的回归结果显示家务劳动强度对女性工资存在显著的负向影响。第五列是同时加入婚姻状态和家务劳动强度变量，将第五列的婚姻状态的回归系数与第二列的该系数的对比发现，加入家务劳动强度后，婚姻状态对女性工资的正向影响显著增强；将第五列的家务劳动强度的回归系数与第四列的该系数的对比发现，加入婚姻状态后，家务劳动强度对女性工资的负向影响显著增强。表4的回归结果已可以初步表明已婚状态会显著提高女性的家务劳动强度，更多的家务劳动会压低已婚女性的工资，因此忽略家务劳动强度会低估婚姻对女性工资的正向影响。下面通过Sobel的Z检验进一步确认中介效应的存在。通过表4可以知道在本研究中β2=9.6052，β4=-0.0224，Sβ2=0.6674，Sβ4 =0.0026,通过网络计算器可以知道sobel test的值为-7.392，P值为0，这意味可以拒绝β2β4=0的原假设，即中介效应存在。
Sobel(1982)提出的检验中介效应是否存在的方法是建立Z变量，其中和分别是β2和β4标准差的平方，通过检验Z是否显著来判断中介效应的存在性。该方法称为系数乘积检验法，原假设H0为β2β4=0，若拒绝原假设，即β2β4显著不为0，表示中介效应显著。
βATT= E(Y1|Mi=1) -E(Y0|Mi=1)
表5 婚姻状态影响因素的logit分析
变量名因变量:婚姻状态个人特征变量加入父母教育程度较高值教育年限-0.1925∗∗∗-0.1727∗∗∗(0.0270)(0.0280)年龄1.1387∗∗∗1.1313∗∗∗(0.0662)(0.0663)年龄的平方-0.0124∗∗∗-0.0123∗∗∗(0.0010)(0.0010)职业 专业技术人员-0.0590-0.0328(0.4481)(0.4494) 办事人员0.19390.2405(0.4649)(0.4671) 商业服务业人员0.01270.0319(0.4492)(0.4500) 农业人员1.0897∗∗1.0589∗∗(0.4861)(0.4877) 生产运输业人员0.36970.3881(0.4735)(0.4752)单位类型0.4825∗∗0.4939∗∗∗(0.1876)(0.1885)户口性质0.7271∗∗∗0.6727∗∗∗(0.1869)(0.1891)父母教育程度较高值 初中-0.3565∗∗(0.1676) 高中-0.4454∗∗(0.1909) 大专及以上-0.6888∗∗∗(0.2670)常数项-18.6136∗∗∗-18.3638∗∗∗(1.2096)(1.2171)样本数7,5427,542R20.59030.5965 注:系数下方小括号内的值是标准差; ∗∗∗表示1%水平上显著,∗∗表示5%水平上显著,∗表示10%水平上显著。
3．2．2 选择性假说
第一部分的回归分析确认了已婚状态对女性工资的显著影响，本部分着重研究影响背后的机制。婚姻状态影响工资的机制应该有很多，本文无法穷尽，但本文试图使用第三期中国妇女社会地位调查数据对散落于国内外文献中婚姻状态影响工资的四个主要假说进行实证检验，这四个假说是“专业化假说、选择性假说、雇主偏好假说、补偿性假说”，接下来对这四个假说进行一一检验，以明晰婚姻状态是如何影响中国女性的工资收入的。
倾向得分匹配法要先将样本分为处理组和对照组，本文中处理组是已婚女性,对照组是未婚女性。ATT表示婚姻对已婚女性(处理组)工资的平均因果效应(已婚女性结婚和不结婚的工资差异)，ATE表示已婚女性和未婚女性工资的平均差异。如果进入婚姻有一个正的选择性，则ATT会大于ATE，即已婚女性从婚姻中获得的收益会大于随机选择的女性进入婚姻获得的收益。
翻模施工中，混凝土浇筑是最重要的环节。混凝土的拌和生产、浇筑等工序应由专人负责，浇筑前应认真检查模板，将模板表面清理干净，严格按照对称、均匀的原则进行混凝土浇筑。分层振捣，确保浇筑稳固。
Mi=1表示处理组(已婚女性)，Mi=0表示控制组(未婚女性)；Yi=1表示已婚女性的工资，Yi=0表示未婚女性的工资。
班级是教育工作的主要阵地，同时也是学生成长的摇篮。它不仅有提高学生文化素质的责任，也肩负着提高学生思想道德素质的重任。班级的管理工作重任在于班主任，其管理工作是学校教风、校风、学风形成的关键，同时也是提高教育教学质量的重要保证。教育目的能否实现，学生能否接受到有针对性的教育，并得到全面发展，班级管理至关重要。
由本部分的实证分析可知，家务劳动强度是婚姻状态影响女性工资的中介变量，但是家务劳动强度对女性工资的影响是负的，而已婚女性的家务劳动强度又高于未婚女性，这意味着对专业化假说的检验证明了家务劳动在婚姻状态与女性工资之间存在重要的中介作用，但并不能解释婚姻对女性工资的正向影响，相反家务劳动会使已婚女性受到工资惩罚。因此，女性婚姻溢价的来源需要基于其他假说进一步检验。
2.4.2 土壤酶活性 从表4看出，3种涉及土壤C、N、P养分转化的土壤酶活性在种植后均有所下降，其中蔗糖酶活性的降幅最大，说明淹水环境对土壤酶活性尤其是蔗糖酶活性有较明显的抑制作用。水稻秸秆覆盖处理的酶活性降幅均不同程度低于CK，说明秸秆覆盖能改善土壤性质，缓解土壤酶活性的下降。土壤脲酶活性的降幅处理2略高于处理1，但差异不显著，土壤酸性磷酸酶活性的降幅处理1显著高于处理2，与种植前后土壤N、P含量变化相似。
3．2．1 专业化假说
3.诚信是构建和谐企业的关键。现代企业理论认为，企业的本质是一种契约。员工与企业都签订了劳动合同。合同的前提就是诚信关系。《管子》中有一句：“诚信者，天下之结也。”意思是，讲诚信，是天下人交往的关键。不仅员工之间要诚信，而且员工与企业更要讲诚信。如果失去诚信，员工之间就不可能协调，当然更不可能和谐，员工与企业同样不可能和谐。诚信属于道德范畴，是员工和企业的自觉行为。
首先通过Logit估计计算好倾向得分，logit结果汇报在表5中。除考察个人基本特征对结婚概率的影响外，还关注了家庭背景、基因等遗漏变量，在计算平衡得分时加入了父母教育程度的较高值，尽可能全面刻画结婚概率的影响因素。根据本研究控制组样本相对较少的情况，选择有放回的一对一匹配法。匹配后发现ATT为0.5251，ATE为0.4738，ATT>ATE，说明存在选择性带来的婚姻溢价。这至少说明在本样本中，婚姻对于女性也是有选择性的，已婚女性的工资高于未婚女性的工资在一定程度上是由婚姻的选择性带来的，但是这种选择性能在多大程度上解释女性的婚姻溢价本文还不能给出定量的结论。
表6 区分就业身份时婚姻状态对 女性工资收入的影响
变量名自雇者受雇者婚姻状态 已婚-0.3262∗∗0.1010∗∗(0.1611)(0.0488)受教育年限0.0335∗∗∗0.0642∗∗∗(0.0089)(0.0042)年龄0.0798∗∗∗0.0529∗∗∗(0.0255)(0.0101)年龄的平方-0.0011∗∗∗-0.0006∗∗∗(0.0003)(0.0001)职业 专业技术人员-0.3388∗0.1164∗∗(0.1743)(0.0549) 办事人员-0.2852-0.0719(0.2966)(0.0567) 商业服务业人员-0.6617∗∗∗-0.3405∗∗∗(0.1435)(0.0542) 农业人员-0.7132∗∗∗-0.2535∗∗∗(0.1972)(0.0938) 生产运输业人员-0.7577∗∗∗-0.1987∗∗∗(0.1534)(0.0559)区域 中部-0.3380∗∗∗-0.2744∗∗∗(0.0568)(0.0240) 西部-0.2413∗∗∗-0.1520∗∗∗(0.0594)(0.0256)户口 农业户口-0.1637∗∗∗-0.0735∗∗∗(0.0524)(0.0274)孩子数-0.0074-0.1181∗∗∗(0.0408)(0.0217)是否有6岁以下孩子0.1850∗∗0.0360(0.0794)(0.0351)样本数9633,579R20.15230.2869 注:系数下方小括号内的值是标准差; ∗∗∗表示1%水平上显著,∗∗表示5%水平上显著,∗表示10%水平上显著。
3.2.3 雇主偏好假说
第三种常见的解释婚姻溢价来源的理论假说是雇主偏好假说，其核心观点是一些雇主将婚姻视为稳定性和忠诚度高的信号，从而给予已婚雇员更多的晋升机会和更高的工资水平。由于无法获得雇主对不同婚姻状态个体偏好的直接数据，本文采取间接方法对雇主的偏好进行考察。根据就业身份，将雇员/工薪劳动者和家庭帮工归为雇员，将雇主和自营劳动者归为自雇者，比较婚姻状态对雇员和自雇者工资的不同影响。如果在其他条件一致时，婚姻状态对自雇者经营收入的影响显著为负或不显著，而对受雇者的工资收入的影响显著为正，则可以认为雇主偏好是婚姻溢价的一个来源。
3.4 在全县范围内可采取先试点，后铺开的办法。在开展二次渐伐过程中，各生产单位必须加强业务指导，选用业务精、责任心强的技术人员进行现场跟踪指导。
在控制受教育年限、职业特征等变量的基础上对不同就业身份女性劳动收入的分样本回归结果汇报在表6中。回归结果显示，婚姻状态对自雇者的工资有显著的负向影响，而对于受雇者，已婚状态对其工资存在显著正向影响。在其他条件一致时，对于自雇者已婚女性比未婚女性的收入低32.62%，这与Marshall和Flaig(2012)对美国自雇者的研究结论十分接近，他们的发现是在其他条件不变的情况下，处于已婚状态的自雇女性比单身自雇女性的收入低31%。表6的回归结果表明雇主偏好是受雇者获得婚姻溢价的一个原因。而婚姻对自雇者收入的负向影响可能是由于就业身份选择的内生性带来的，女性选择自雇本身就是为了更好地平衡家庭和事业(Hundley,2001)，已有研究表明婚姻和家庭会增加女性选择自雇的概率(Connelly,1992)，对自雇女性和受雇女性的家务负担强度的分析发现，不管是未婚女性还是已婚女性，自雇者的家务劳动强度都高于受雇者。这表明就业身份的选择本来就是一种筛选机制，选择受雇的已婚女性的家务劳动强度要轻于自雇者，不影响其正常工作，而其稳定和成熟使雇主更加青睐，获得工资溢价。
3.2.4 补偿性假说
本试验后期有少数麝进入泌香期，由于进入泌香期的麝血液性激素本身就有较大幅度的变动，故在数据分析时将有泌香反应的麝的数据去除。试验数据用Excel 2007进行处理，并应用SPSS19.0统计分析软件的One-way-ANOVA进行方差分析，差异显著时采用Duncan's方法对各组间平均数进行多重比较，以P＜0.05（差异显著）作为差异显著性判断标准。试验结果以“平均数±标准误”来表示。
本文要检验的最后一个婚姻溢价来源的假说是补偿性假说，该假说认为已婚男性由于养家糊口的压力更愿意为了高工资放弃灵活的工作时间、舒适的工作环境等，而已婚女性更易于因为家庭放弃获取高工资的机会。第三期妇女社会地位调查有关于“近年来，为了家庭而放弃个人的发展机会”的问项，为本文研究这一问题提供了数据来源。将对此问题的回答：从不、偶尔、有时、经常分为两类，生成虚拟变量“家庭平衡”，对于回答“从不”和“偶尔”的个体视为不会因为家庭放弃个人发展，家庭平衡=0；对于回答“有时”和“经常”者视为会因为家庭放弃个人发展，家庭平衡=1，将家庭平衡变量加入到回归方程中，回归结果汇报在表7中。
表7 家庭事业平衡对女性工资的影响
变量名Probit回归OLSOLS家庭平衡对数工资对数工资婚姻状态0.3569∗∗∗0.0857∗∗0.0908∗∗(0.1029)(0.0383)(0.0390)家庭平衡-0.0448∗(0.0249)受教育年限0.0280∗∗∗0.0557∗∗∗0.0563∗∗∗(0.0091)(0.0037)(0.0037)工作经验-0.0301∗∗∗0.0387∗∗∗0.0381∗∗∗(0.0096)(0.0039)(0.0040)工作经验的平方0.0007∗∗-0.0007∗∗∗-0.0007∗∗∗(0.0003)(0.0001)(0.0001)职业 专业技术人员0.18790.01380.0382(0.1337)(0.0529)(0.0523) 办事人员0.0780-0.1343∗∗-0.1144∗∗(0.1397)(0.0551)(0.0545) 商业服务业人员0.1958-0.2748∗∗∗-0.2544∗∗∗(0.1294)(0.0512)(0.0507) 农业人员0.1775-0.3492∗∗∗-0.2559∗∗∗(0.2125)(0.0829)(0.0854) 生产运输业人员0.2618∗-0.2862∗∗∗-0.2446∗∗∗(0.1339)(0.0531)(0.0528)区域 中部0.0740-0.2842∗∗∗-0.2801∗∗∗(0.0548)(0.0222)(0.0225) 西部0.1773∗∗∗-0.1643∗∗∗-0.1586∗∗∗(0.0570)(0.0235)(0.0239)户口 农业户口-0.0120-0.0493∗∗-0.0429∗(0.0579)(0.0234)(0.0240)孩子数0.1763∗∗∗-0.0777∗∗∗-0.0681∗∗∗(0.0422)(0.0174)(0.0182)是否有6岁以下孩子-0.1278∗0.0938∗∗∗0.0985∗∗∗(0.0658)(0.0267)(0.0273)常数项-1.8216∗∗∗9.1036∗∗∗9.0766∗∗∗(0.1983)(0.0775)(0.0780)样本数4,2464,5514,246R20.01840.25820.2630 注:系数下方小括号内的值是标准差; ∗∗∗表示1%水平上显著,∗∗表示5%水平上显著,∗表示10%水平上显著。
表7第二列是婚姻状态对家庭平衡的回归结果，相较于未婚女性，已婚女性为了家庭放弃个人发展机会的概率显著更高，通过计算边际系数发现，在其他条件保持不变的情况下，已婚女性比未婚女性为了家庭放弃个人发展机会的概率高9.1%。表7第三列和第四列回归结果的对比发现，家庭平衡变量对工资的回归系数为负，这意味着为了家庭放弃个人发展对女性工资存在显著的负向影响，在控制这一变量的影响后，婚姻状态对女性工资的系数变大了。这说明从补偿假说的角度，婚姻会提高女性为了家庭放弃个人发展机会的概率，而这又会对女性工资带来负向影响，从这个角度来讲女性会因为婚姻受到工资惩罚。
至此，婚姻状态影响工资的四个主要路径都已经检验完毕，对专业化假说和补偿性假说的检验发现婚姻会给已婚女性带来工资惩罚，倾向评分匹配方法表明婚姻的选择性会带来女性的婚姻溢价，雇主偏好假说能解释受雇已婚女性的婚姻溢价，但对于自雇者婚姻带来的仍是工资惩罚。上述分析都是从女性个人的角度出发，忽略了配偶效应的影响，已有多项研究表明夫妻的职业成就是紧密相关的(Ultee等,1988；Bernasco,1994)，从婚姻匹配的角度考察婚姻对女性工资的影响是未来进一步的研究方向。
4 结论与建议
受传统性别分工观念和生育的影响，女性尤其是已婚女性会面临事业和家庭的平衡取舍问题。虽然劳动力市场上存在性别歧视，但本文基于第三期妇女社会地位调查数据的研究发现婚姻会给参与市场劳动的女性带来工资溢价，并且这一溢价在控制孩子数和是否有幼儿后更加突出，这意味着虽然生育会使女性受到工资惩罚，但是婚姻对女性劳动报酬的影响是正向的。随着婚姻和生育之间自由度的不断提高，女性求取在事业与家庭上的平衡时，婚姻不应视为一个阻碍因素。对婚姻状态影响工资机制的四个主要假说进行检验发现专业化分工和补偿性差异导致已婚状态对女性工资有负向影响，而婚姻的选择性和雇主偏好会给已婚状态女性的工资带来正向影响。对这四个假说的验证表明对于中国女性婚姻溢价一定程度上是由于婚姻的选择性和雇主偏好带来的，而已婚女性更多地承担家务劳动和为了家庭放弃个人的发展机会使其遭受工资惩罚。家用电器的普遍应用使女性花在家务劳动上的时间有所缩减，儿童看护服务和养老服务的产业化使女性家庭照料的约束变松，从这个角度而言可以预见随着基本公共服务的不断推进婚姻对女性工资的正向影响会越来越强。一个需要考虑的情况是，随着全面二孩政策的落地和对生育政策进一步放松的预期，雇主对已婚女性的偏好是否会受到影响。为了尽量减弱家庭照料对女性就业的负向影响，政府一方面要积极推进公共服务的发展，同时若能对家庭友好型的企业提供税收优惠也必将为女性就业创造出更大的空间。
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TheImpactandMechanismsofMaritalStatusonWomen’sWages
CHEN Jie1，2
(1InstituteofPopulationandLaborEconomics，ChineseAcademyofSocialSciences，Beijing100028，China；2SchoolofEconomicsandTrade,HubeiUniversityofEconomics,Wuhan430205,China)
Abstract:There is no unified conclusion among about the impact of marital status on women’s wages at home and abroad scholars.Based on the Third Survey of Women’s Social Status Survey Data,this article finds that married women have a significant marital premium relative to single women after controlling for years of education,work experience,occupation and so on.The article also explores the source of marital premium.The specialization hypothesis and compensatory hypothesis reveal the negative influence of married status on female wages.The selective hypothesis shows that the choice of marriage will bring a marital premium,and the employer preference hypothesis reveals the positive effect of marriage on female employees but a negative effect on the self-employed.This paper cannot exhaust all the influence mechanism of marital status on female wages.The verification of the four main hypotheses shows that the marriage premium for Chinese women is partly due to the selectivity of marriage and employer preference,and married women bear more homework and give up personal development opportunities for families have a negative impact on their wages.To change this situation requires the development of public services and the awareness of gender equality.
Keywords:Marital Status；Marriage Premium;Specialization；Employer Preference；Wage
收稿日期：2018-11-03；修订日期：2019-04-07
基金项目：本文为教育部人文社会科学研究青年项目“当代中国人口婚姻模式及变动趋势研究”(项目批准号为18YJC840004) 的阶段性成果。
作者简介：陈洁(1988—)，女，中国社会科学院人口与劳动经济研究所博士后，湖北经济学院经济与贸易学院讲师，研究方向：教育、婚姻与就业。
中图分类号：C913.68
文献标识码：A
文章编号：1674-1668(2019)05-0099-12
标签：婚姻论文; 女性论文; 工资论文; 溢价论文; 升水论文; 社会科学总论论文; 社会学论文; 社会生活与社会问题论文; 《人口与发展》2019年第5期论文; 教育部人文社会科学研究青年项目“当代中国人口婚姻模式及变动趋势研究”(项目批准号为18YJC840004)的阶段性成果论文; 中国社会科学院人口与劳动经济研究所论文; 湖北经济学院经济与贸易学院论文;