貿(mào)易開放對中國女性勞動(dòng)參與率的影響貿(mào)易開放與女性勞動(dòng)參與率基于省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究

貿(mào)易開放對中國女性勞動(dòng)參與率的影響貿(mào)易開放與女性勞動(dòng)參與率基于省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究

一、貿(mào)易開放與女性勞動(dòng)參自2001年以來，作為聯(lián)合國發(fā)展論特別委員會(huì)的成員，中國在各個(gè)領(lǐng)域的貿(mào)易交流和貿(mào)易開放方面取得了很大進(jìn)展。這期間,中國的對外貿(mào)易額顯著增長,貿(mào)易開放度從2001年的38.47%增加至2011年的49.99%(1)。與此同時(shí),勞動(dòng)力市場的勞動(dòng)參與結(jié)構(gòu)也隨貿(mào)易開放的發(fā)展產(chǎn)生了顯著改變。其中重要的表現(xiàn)是:貿(mào)易開放改變了不同社會(huì)群體包括不同性別之間的勞動(dòng)參與狀況,尤為顯著的是女性勞動(dòng)參與率(2)(FLFPR)呈逐年下降的趨勢(蔡昉,2004;姚先國,2005;李麗林,2005)。中國女性勞動(dòng)參與率從2001年的70.5%下降到2011年的64.2%,其中,中國城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率在2001年平均為59.67%,而2011年下降為39.77%(1)?？梢娂尤隬TO后,中國的女性勞動(dòng)參與率尤其是城鎮(zhèn)女性的勞動(dòng)參與狀況呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢。在中國,隨著經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)型、就業(yè)體制的改革,女性就業(yè)日漸困難,在經(jīng)濟(jì)問題的解釋中女性勞動(dòng)參與率下降這一問題越發(fā)的重要,也越來越緊迫。20世紀(jì)50年代后半期,勞動(dòng)力市場中性別結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了重大變化,女性勞動(dòng)力的數(shù)量大量增加,女性勞動(dòng)參與率的提高引起了眾多學(xué)者的關(guān)注,隨后研究女性勞動(dòng)參與率的文獻(xiàn)大量出現(xiàn),并形成了相關(guān)的理論和模型。從新古典的共同偏好模型(Samuelson,1956;Becker,1981)到最新發(fā)展的合作博弈的議價(jià)模型(MailynManserandMurrayBrown,1980;MarjorieB.McElroyandMaryJ.Horner,1981),其中家庭內(nèi)部分工理論對新的研究領(lǐng)域做出了重要貢獻(xiàn)。隨后,經(jīng)驗(yàn)調(diào)查的實(shí)證研究也開始展開,JacobMincer(1962)、Killingsworth(1983)、Joshi、Lsyard和Owen(1985)、Johnson和Skinner(1986)、Greenwood、Seshadri和Yorukoglu(2002)、Baker和Milligan(2005)等人采用不同國家的數(shù)據(jù),研究了影響女性勞動(dòng)參與率的各種經(jīng)濟(jì)因素。隨著全球貿(mào)易開放程度的大幅提高,20世紀(jì)80年代以后,關(guān)于貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與的影響問題逐漸進(jìn)入了國外學(xué)者的研究視野,而且經(jīng)歷了一個(gè)視角不斷拓寬、探索不斷深入的研究過程。Fontana(2003)和Fofana等(2005)研究了貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生影響的相關(guān)機(jī)制,并形成了相同的結(jié)論。他們認(rèn)為貿(mào)易開放是通過改變商品的相對價(jià)格,繼而影響女性就業(yè)的。根據(jù)比較優(yōu)勢理論和Heckscher-Ohlin模型,在實(shí)際的貿(mào)易過程中,一國將出口其豐裕資源密集型產(chǎn)品,進(jìn)口其稀缺資源密集型產(chǎn)品,那么豐裕資源所有者將在貿(mào)易中獲益,而稀缺資源所有者卻受損,貿(mào)易通過影響商品和要素之間相對價(jià)格的方式,使各部門間的生產(chǎn)要素(不同使用密度的要素)產(chǎn)生轉(zhuǎn)移和重新分配,進(jìn)而對不同社會(huì)群體(包括不同性別)的就業(yè)產(chǎn)生影響。多數(shù)研究認(rèn)為貿(mào)易開放有利于女性勞動(dòng)參與率。Wood(1991)采用了發(fā)展中國家的數(shù)據(jù),指出貿(mào)易開放增加了制造業(yè)中女性的勞動(dòng)參與率。在紡織和服裝行業(yè)貿(mào)易開放也同樣對女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生了積極作用(Paul-MazumdarandBegum,2002;NicitaandRazzaz,2003)。然而,也有學(xué)者認(rèn)為貿(mào)易開放對女性的勞動(dòng)參與具有消極影響。如Ozler(2000)對制造業(yè)中女性勞動(dòng)力的參與狀況進(jìn)行研究,認(rèn)為貿(mào)易開放促進(jìn)了機(jī)器設(shè)備的引入,從而降低了女性的勞動(dòng)參與率。然而這些文獻(xiàn)主要集中于研究貿(mào)易開放對女性就業(yè)機(jī)制和就業(yè)機(jī)會(huì)的研究,并沒有針對貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率的影響進(jìn)行研究,從而忽略了貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率中目前沒有工作但正在積極尋找工作的失業(yè)人口、以及目前沒有工作而面對工作機(jī)會(huì)時(shí)能在一定時(shí)間內(nèi)接受的失業(yè)人口的影響。直到Philip和Hosny(2011)根據(jù)加入北美自由貿(mào)易區(qū)后美國與墨西哥雙邊貿(mào)易的面板數(shù)據(jù),認(rèn)為與墨西哥的貿(mào)易開放對美國女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生負(fù)向影響。國內(nèi)對于中國女性勞動(dòng)參與狀況的研究,更多地是從國內(nèi)因素的角度分析女性勞動(dòng)參與率變化的趨勢及原因。劉軍(1998)、陸銘和葛勤蘇(2000)、陳釗和陸銘等(2004)、艾佳和王毅達(dá)(2005)、姚先國和譚嵐(2005)、唐鑛和陳士芳(2007)、杜鳳蓮(2008)等運(yùn)用中國的宏觀數(shù)據(jù)或微觀數(shù)據(jù)對女性勞動(dòng)參與率的影響因素進(jìn)行了分析,但均沒有涉及到貿(mào)易開放因素對女性勞動(dòng)參與率的影響。綜合以上文獻(xiàn),國外研究雖探討了貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率的影響,但文章從本國的國情角度進(jìn)行的分析,且不同國家經(jīng)濟(jì)社會(huì)文化差異較大,其結(jié)論不足以分析中國貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率的影響研究。國內(nèi)文獻(xiàn)忽略了貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率的影響,單純從國內(nèi)因素出發(fā)探求中國女性勞動(dòng)參與率下降的原因。中國憑借旺盛的國內(nèi)需求、豐裕的勞動(dòng)力資源等優(yōu)勢因素在貿(mào)易開放方面已取得了顯著增長。自2001年以來,貿(mào)易開放在各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中所占比重逐年提高,貿(mào)易開放在中國經(jīng)濟(jì)中的重要程度也日趨顯著(1)。中國的現(xiàn)實(shí)狀況是貿(mào)易開放度的提高伴隨的是勞動(dòng)力市場上女性勞動(dòng)參與率的下降,那么貿(mào)易開放度的提高對女性勞動(dòng)參與率的下降產(chǎn)生了什么樣的影響,這引起了本文的研究興趣。本文基于開放的視角來研究貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率的影響。由于中國關(guān)于農(nóng)村就業(yè)人數(shù)和失業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計(jì)上還不完善,因此本文僅計(jì)算了城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率。本文的研究表明貿(mào)易開放的發(fā)展會(huì)導(dǎo)致城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率的降低。這對已有研究貿(mào)易開放的文獻(xiàn)是有益的補(bǔ)充。已有文獻(xiàn)大都從女性就業(yè)的角度,認(rèn)為貿(mào)易開放是促進(jìn)女性就業(yè)的有效措施。而本文的研究表明,貿(mào)易開放也會(huì)對中國的勞動(dòng)力市場產(chǎn)生一些負(fù)面影響。因此,貿(mào)易開放是一把“雙刃劍”,以貿(mào)易開放促進(jìn)勞動(dòng)力市場發(fā)展的政策應(yīng)關(guān)注其對不同性別勞動(dòng)力的“凈效益”。本文的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分介紹計(jì)量模型、變量的內(nèi)生性及其處理;第三部分是數(shù)據(jù)的說明和變量的簡要分析;第四部分為計(jì)量檢驗(yàn)和實(shí)證分析,由基本估計(jì)結(jié)果得出本文的主要結(jié)論,并就變量的內(nèi)生性問題、異常樣本點(diǎn)、貿(mào)易開放的不同度量方式和女性勞動(dòng)參與率的不同度量問題來檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性;最后部分為基本結(jié)論的歸納總結(jié),并給出相關(guān)的政策建議。二、測量模型和內(nèi)部(一)和it的解釋變量本文的主要考察對象為,中國加入WTO后貿(mào)易開放對城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率的影響,故在PhilipandHosny(2011)的研究基礎(chǔ)上,設(shè)置如下包含地區(qū)和時(shí)間因素的線性模型:其中下標(biāo)i=1,2…,31為中國大陸31個(gè)省市,t=2001,2002,….,2011為樣本期間。α和μit分別為常數(shù)項(xiàng)和誤差項(xiàng)。被解釋變量yit表示第t期省區(qū)i的女性勞動(dòng)參與率,tradeit表示第t期省區(qū)i的貿(mào)易開放度(對外貿(mào)易依存度),xit為控制各省區(qū)其他方面差異的變量向量,具體包括控制社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的變量——資本產(chǎn)出比、城鎮(zhèn)失業(yè)率及社會(huì)職工平均工資;控制女性自身因素的變量——技術(shù)女性勞動(dòng)力比重和已婚女性勞動(dòng)力的比重。加入上述控制變量的原因在于:一方面,女性勞動(dòng)參與率受社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的影響,首先,從生產(chǎn)角度來講,隨著技術(shù)的進(jìn)步,普遍存在資本替代勞動(dòng)力投入的現(xiàn)象,因此有必要加入資本產(chǎn)出比這一變量來加以控制;其次,女性勞動(dòng)參與率受勞動(dòng)力市場的需求及供給現(xiàn)象的影響,城鎮(zhèn)失業(yè)率和職工平均工資率很好的反映了勞動(dòng)力市場的現(xiàn)狀特征。另一方面,女性勞動(dòng)參與率也受其自身因素的影響,女性的受教育程度可以一定程度上反應(yīng)其技術(shù)水平,女性的婚姻狀況也與勞動(dòng)參與密切關(guān)系(Diah,1998),因此,有必要將技術(shù)女性勞動(dòng)力的比重和已婚女性勞動(dòng)力的比重加入控制變量。(二)外生因素:經(jīng)濟(jì)因素和女性勞動(dòng)力市場變量的內(nèi)生性問題通常表現(xiàn)為如下兩種情況:一為解釋變量及控制變量存在與模型殘差項(xiàng)相關(guān)的可能性,從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。由于變量的滯后一期項(xiàng)與當(dāng)期項(xiàng)有較高的相關(guān)性,而且能有效的避免當(dāng)期變量與當(dāng)期殘差項(xiàng)相關(guān)引致的內(nèi)生性問題,故可將解釋變量及控制變量的當(dāng)期替換為其各自的滯后一期項(xiàng)來解決這一內(nèi)生性問題。二是女性勞動(dòng)參與率也會(huì)影響貿(mào)易開放度,即可能存在女性勞動(dòng)參與率和貿(mào)易開放度之間的雙向因果關(guān)系。例如,女性勞動(dòng)參與率的提高會(huì)促進(jìn)女性優(yōu)勢部門對外貿(mào)易的發(fā)展。這種嚴(yán)重的內(nèi)生性會(huì)使得最小二乘估計(jì)是有偏的和非一致的。通常的做法是用工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法估計(jì),該工具變量必須與貿(mào)易開放變量密切相關(guān)但又獨(dú)立于女性勞動(dòng)力市場變量。借鑒黃玖立和李坤望(2006)的方法,通過修改“引力模型”,用國外市場接近度(ForeignMarketAccess)作為工具變量。第一階段回歸方程為:其中FMAit表示國外市場的接近程度,具體為各省區(qū)與海岸線之間距離的倒數(shù)?；谝韵氯矫娴囊蛩?本文采用FMA作為貿(mào)易開放的工具變量。首先,貿(mào)易開放與國外市場接近度變量是密切關(guān)聯(lián)的。各省區(qū)離海岸線越近表示越接近國外市場,從而越節(jié)約海運(yùn)的成本,貿(mào)易開放程度也就越高(黃玖立和李坤望,2006)。其次,不管是從歷史還是現(xiàn)實(shí)國情角度,地理因素都是作為一種外生變量,它并不是女性勞動(dòng)參與率的決定因素。例如,在唐宋以前,沿海地區(qū)的女性勞動(dòng)參與率低于中原地區(qū)。在2010年,新疆的城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率全國第二僅低于北京,而河北的女性勞動(dòng)參與率為全國倒數(shù)第二僅高于安徽。所以到海岸線的距離不會(huì)直接影響女性勞動(dòng)參與率。再次,地理距離相對于貿(mào)易開放度也是外生給定的。因此用國外市場接近度作為貿(mào)易開放度的工具變量是可行的。國外市場接近度的計(jì)算公式如下:Dii表示沿海省區(qū)的內(nèi)部距離;Dij表示內(nèi)地省區(qū)和相距最近的沿海省區(qū)的距離;C為沿海省份的集合。三、中西方社會(huì)經(jīng)濟(jì)理論中的系數(shù)預(yù)期本文主要選取了中國加入WTO以來的相關(guān)數(shù)據(jù)集,樣本期間為2001—2011年。其中各變量分別為:y表示女性勞動(dòng)參與率。因數(shù)據(jù)限制,選取城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率(1)來表示該變量。具體公式為:公式中選取15~54歲為勞動(dòng)年齡,是因?yàn)?5歲為中國女性勞動(dòng)力的退休年齡。數(shù)據(jù)來源于《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。trade表示各省區(qū)的貿(mào)易開放度,小島清最早引入和貿(mào)易開放度類似的概念,在其著作《對外貿(mào)易論》中用一地區(qū)國際貿(mào)易額與該地區(qū)GDP的比率來表示貿(mào)易開放度。后來的學(xué)者們便開始廣泛的采用這一簡單有效的計(jì)算指標(biāo)(LevineandRenelt,1992;RauchandWeinhold,1999;MenonandRodgers,2007)。本文對貿(mào)易開放度的衡量也以該省區(qū)貿(mào)易額除以該省區(qū)GDP表示。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。貿(mào)易開放度對女性勞動(dòng)參與的影響主要體現(xiàn)為:一方面,中國對外貿(mào)易的優(yōu)勢部門集中在以豐裕勞動(dòng)力為優(yōu)勢的制造業(yè),而制造業(yè)中因相對工作強(qiáng)度的要求,以男性勞動(dòng)力為主。另一方面,對外貿(mào)易引起技術(shù)進(jìn)步及對勞動(dòng)者勞動(dòng)技能要求的提高,由于中國偏向?qū)δ行缘慕逃团嘤?xùn),所以男性勞動(dòng)力比女性勞動(dòng)力更加適應(yīng)日益提高的技術(shù)要求。因此初步判斷中國貿(mào)易開放對城鎮(zhèn)女性就業(yè)率表現(xiàn)為負(fù)向影響,該變量的系數(shù)預(yù)期為負(fù)。K/GDP表示資本產(chǎn)出比。計(jì)算指標(biāo)為各省區(qū)資本形成總額與該省區(qū)生產(chǎn)總值之比,數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。一般來說,為使利潤最大化,資本產(chǎn)出比高的部門往往會(huì)加大資本投入,存在資本替代勞動(dòng)的現(xiàn)象。因此,該變量的估計(jì)系數(shù)預(yù)期為負(fù)。unem表示各省區(qū)城鎮(zhèn)失業(yè)率,數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。在城鎮(zhèn)失業(yè)率上升時(shí),女性比男性更容易退出勞動(dòng)力市場(蔡昉,2004)。該變量的估計(jì)系數(shù)預(yù)期為負(fù)。w表示各省區(qū)職工的平均工資,為得到以2001年為基期的實(shí)際平均工資,需用職工平均實(shí)際工資指數(shù)進(jìn)行折算。數(shù)據(jù)來源于《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。在勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論中,勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率與其在工作還是閑暇上的資源分配有關(guān)。當(dāng)勞動(dòng)所得的工資收入產(chǎn)生的替代效應(yīng)較之于收入效應(yīng)大時(shí),實(shí)際工資對女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生正向作用,反之預(yù)期為負(fù)。edu表示技術(shù)女性勞動(dòng)力比重,計(jì)算指標(biāo)為各省區(qū)受教育程度高中以上的城鎮(zhèn)女性人數(shù)與城鎮(zhèn)女性總?cè)藬?shù)之比。數(shù)據(jù)來源于《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。勞動(dòng)者受教育程度的提高有利于其勞動(dòng)技能的進(jìn)步,有助于獲得更多的勞動(dòng)參與機(jī)會(huì)(Morgan,1962;Cain,1966)。因此,該變量系數(shù)預(yù)期為正。Marryed表示各省區(qū)15歲以上城鎮(zhèn)已婚女性占城鎮(zhèn)女性總?cè)丝诘谋壤?。?shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。對于已婚女性,其考慮是否進(jìn)入勞動(dòng)力市場時(shí),家庭因素也成為其考慮的重要因素之一,因此該變量也可間接衡量城鎮(zhèn)已婚女性的家庭因素。結(jié)婚離職率和婚后復(fù)職率這兩者的比較可以衡量婚姻對女性勞動(dòng)參與率的影響。當(dāng)結(jié)婚離職率大于婚后復(fù)職率時(shí),該變量系數(shù)預(yù)期為負(fù),反之預(yù)期為正;當(dāng)結(jié)婚離職率與婚后復(fù)職率相當(dāng)時(shí),該系數(shù)不顯著。FMA表示國外市場接近度(ForeignMarketAccess),計(jì)算方式為各省區(qū)與海岸線之間距離的倒數(shù)(乘100倍)。數(shù)據(jù)來源于國家電子地圖。具體測量方法為:為準(zhǔn)確描述各省區(qū)在地理特征上的差異,選取的是各省會(huì)城市間最短的公路運(yùn)輸距離。為避免地理距離的靜態(tài)特性,需要加入一個(gè)動(dòng)態(tài)變量進(jìn)行調(diào)整,而選取官方公布的名義匯率對FMA進(jìn)行調(diào)整。具體為用2001—2011年歷年的名義匯率與FMA相乘,由于名義匯率由中央政策決定,為各省區(qū)的外生變量,因此可以此乘積項(xiàng)作為貿(mào)易開放的工具變量。本文2001—2011年的中國官方匯率數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。上述統(tǒng)計(jì)量的基本統(tǒng)計(jì)信息見表1。各省區(qū)的貿(mào)易開放度存在較大的差異,如樣本期間內(nèi)各省區(qū)貿(mào)易開放度最小值為-3.296,對應(yīng)著青海2011年的數(shù)值,而2011年貿(mào)易開放度最大值為0.231(廣東),其次為0.187(北京)。從整個(gè)樣本期間的均值來看,青海貿(mào)易開放度的均值僅約為-2.765,而廣東和北京貿(mào)易開放度的均值分別達(dá)0.394和0.031,差異懸殊。后文將試圖把貿(mào)易開放度偏離均值較遠(yuǎn)的省區(qū)簡化出樣本范圍,以估計(jì)這些異常偏離均值點(diǎn)對結(jié)果的影響。四、截面特定效應(yīng)模型估計(jì)本部分將運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型對式(1)進(jìn)行估計(jì)。選取的樣本為2001—2011年中國大陸31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)。根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型中截面特定效應(yīng)的不同假設(shè),可以劃分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種模型,在這兩種效應(yīng)模型的選擇上可應(yīng)用Hausman檢驗(yàn)來進(jìn)行判斷。本部分將先應(yīng)用普通最小二乘法對式(1)進(jìn)行估計(jì),并對估計(jì)結(jié)果作出具體分析,產(chǎn)生本文的基本結(jié)論;繼而主要考慮變量內(nèi)生性、偏離均值較遠(yuǎn)的特殊樣本點(diǎn)、貿(mào)易開放度的其他考量指標(biāo)以及女性勞動(dòng)參與率的其他衡量方式對基本結(jié)論的影響,以檢驗(yàn)基本估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。(一)女性勞動(dòng)力自身因素的估計(jì)結(jié)果分析表2報(bào)告了模型(1)的主要估計(jì)結(jié)果。根據(jù)加入控制變量的不同劃分為第(1)列至第(5)列的5種具體的估計(jì)模型。在第(1)列估計(jì)模型中,只將女性勞動(dòng)參與率和貿(mào)易開放度進(jìn)行回歸,此后則在(1)模型的基礎(chǔ)上,逐步往模型中添加其他控制變量。由Hausman檢驗(yàn)可判定,表2中各模型均應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。首先關(guān)注貿(mào)易開放度的作用。在五個(gè)估計(jì)模型中,貿(mào)易開放度的估計(jì)系數(shù)都在1%的顯著性水平下顯著為負(fù),且在(-0.051,-0.003)內(nèi)浮動(dòng)。由此可知,樣本期間內(nèi)貿(mào)易開放度的提高反而降低了女性勞動(dòng)參與率。因此,本文的估計(jì)結(jié)果支持了Ozler(2001)關(guān)于制造業(yè)中女性就業(yè)的結(jié)論。該文把這種現(xiàn)象解釋為貿(mào)易開放引起技術(shù)進(jìn)步,而技術(shù)的進(jìn)步會(huì)導(dǎo)致對女性勞動(dòng)參與的排擠。他認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步會(huì)逆轉(zhuǎn)貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與的提高。也有些研究表明,一些行業(yè)(部門)中的女性勞動(dòng)參與被進(jìn)口的競爭破壞。但這樣的觀點(diǎn)還局限在局部研究中,目前還未能作出整體性結(jié)論。再看控制社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的變量lnK/GDP、lnunem及l(fā)nw的估計(jì)結(jié)果。變量lnK/GDP的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù),這表明資本對女性勞動(dòng)參與產(chǎn)生了替代作用,符合前文的預(yù)期。變量lnunem的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為負(fù),這說明城鎮(zhèn)失業(yè)率的增加對女性勞動(dòng)參與率起到了負(fù)向作用。由勞動(dòng)供給理論可知,當(dāng)勞動(dòng)力市場存在嚴(yán)重失業(yè)問題時(shí),會(huì)存在一部分因缺乏就業(yè)信心而主動(dòng)離開勞動(dòng)力市場的勞動(dòng)者,這部分人即為“沮喪的工人”。一部分本打算就業(yè)的新人,也會(huì)對就業(yè)機(jī)會(huì)產(chǎn)生不好的預(yù)期,而暫時(shí)的不進(jìn)入勞動(dòng)力市場,如在家生養(yǎng)孩子或進(jìn)一步的人力資本投資就成了一些女性勞動(dòng)者的選擇。另一方面,在勞動(dòng)力市場需求減少時(shí),由于在勞動(dòng)力市場上女性勞動(dòng)者較男性競爭力弱,通常的選擇是男性會(huì)從事社會(huì)性市場勞動(dòng),而女性只能選擇承擔(dān)家庭勞動(dòng)(Becker,1992)。各省區(qū)職工的平均工資的對數(shù)變量lnw的估計(jì)系數(shù)基本在1%的顯著性水平下為正,這表明平均工資的提高對女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生了正向影響,這表明職工平均工資所帶來的替代效應(yīng)大于了收入效應(yīng)。這與中國的現(xiàn)實(shí)狀況有較大的關(guān)系,中國仍處于發(fā)展中國家水平,較多家庭的男性勞動(dòng)力工資為家庭收入的主要來源,從而中國平均工資水平的提高,有利于女性勞動(dòng)參與率的提高?？刂婆詣趧?dòng)力自身因素變量的估計(jì)結(jié)果分析具體如下。技術(shù)女性勞動(dòng)力比重變量lnedu的估計(jì)系數(shù)在模型(4)和(5)中在10%的顯著性水平下為正,這表明女性勞動(dòng)力的受教育程度的提高對女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生了正向影響,符合前文的預(yù)期。已婚女性勞動(dòng)力比重變量lnMarryed的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平下為負(fù),這說明樣本期間內(nèi)中國女性勞動(dòng)參與率的變化受結(jié)婚因素的抑制,這表明女性的結(jié)婚離職率大于婚后復(fù)職率,總體來說,已婚女性勞動(dòng)力所占的比重的增加對女性勞動(dòng)參與率起負(fù)向作用。(二)研究樣本的選取及4.2方法的檢驗(yàn)本文接下來的部分為檢驗(yàn)貿(mào)易開放與女性勞動(dòng)參與率負(fù)相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性。在分別考慮了下列情形對估計(jì)結(jié)果的影響下,來檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。首先,分別對前文分析的兩種內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。其次,將貿(mào)易開放度均值低于全部樣本均值10%分位數(shù)和高于90%分位數(shù)的省區(qū)從樣本中剔除,只選取貿(mào)易開放度均值在樣本均值90%至10%分位數(shù)之間的省區(qū)組成新的檢驗(yàn)樣本,以檢驗(yàn)貿(mào)易開放度均值低于全部樣本均值10%和高于10%分位數(shù)的這些異常偏離均值點(diǎn)是否影響了本文的主要估計(jì)結(jié)果。再次,是貿(mào)易開放度變量的不同度量方法,表2的估計(jì)結(jié)果采用的各省區(qū)對外貿(mào)易額即出口額和進(jìn)口額之和占生產(chǎn)總值的比重這一指標(biāo),后文采用各省區(qū)出口額占生產(chǎn)總值的比重這一度量方法,來考察貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率的影響。最后,將被解釋變量替換為女性就業(yè)率,即女性就業(yè)人員占女性就業(yè)人員與失業(yè)人員之和的比重這一指標(biāo)來度量,以檢驗(yàn)貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率間的這種顯著負(fù)向關(guān)系是否依賴于女性勞動(dòng)參與率度量指標(biāo)的選取。穩(wěn)健性分析主要基于表2中的第(5)列模型,即后文中所指的“模型(5)”。1.s估計(jì)結(jié)果如前文所述,模型內(nèi)生性問題可能源于兩方面的原因:一是解釋變量及控制變量存在與模型殘差項(xiàng)相關(guān)的可能性。以模型(5)為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?將模型中的解釋變量和各控制變量當(dāng)期項(xiàng)分別替換為各自的滯后一期項(xiàng),仍然采用固定效應(yīng)模型對模型模型(5)重新進(jìn)行估計(jì),主要的估計(jì)結(jié)果見表3的第二列。由滯后一期變量的估計(jì)結(jié)果可知,貿(mào)易開放度與女性勞動(dòng)參與率之間仍存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,只是這種負(fù)向影響與模型(5)略有差異。內(nèi)生性問題產(chǎn)生的另一方面原因是女性勞動(dòng)參與率也會(huì)影響貿(mào)易開放度,即可能存在女性勞動(dòng)參與率和貿(mào)易開放度之間的雙向因果關(guān)系。為解決這一內(nèi)生性問題,采用前文設(shè)定的國外市場接近度作為貿(mào)易開放度的工具變量。仍然采用固定效應(yīng)模型,運(yùn)用兩階段最小二乘法(2SLS)對模型(5)進(jìn)行估計(jì),同時(shí)對估計(jì)系數(shù)進(jìn)行消除異方差處理,主要估計(jì)結(jié)果見表3的第三列。在2SLS估計(jì)結(jié)果下,貿(mào)易開放度的系數(shù)為-0.057,在5%的顯著性水平下顯著。與模型(5)及滯后一期項(xiàng)模型的估計(jì)結(jié)果相比,該系數(shù)的絕對值要大很多?？梢娕詣趧?dòng)參與率確實(shí)對對外貿(mào)易存在影響,從而使OLS估計(jì)結(jié)果下對外貿(mào)易對女性勞動(dòng)參與率的負(fù)向作用被嚴(yán)重低估。2.貿(mào)易開放度估計(jì)結(jié)果通過前文中變量基本統(tǒng)計(jì)信息可得,存在著貿(mào)易開放度均值異常偏離整體樣本均值的省區(qū)。為檢驗(yàn)這部分異常偏離整體均值較遠(yuǎn)的省區(qū)的貿(mào)易開放度對整體估計(jì)結(jié)果的影響,需要選取貿(mào)易開放度均值在整體樣本均值10%至90%百分位數(shù)之間的25個(gè)省區(qū)組成新的樣本。在新的樣本下仍以國外市場接近度作為貿(mào)易開放度的工具變量,運(yùn)用2SLS法對模型(5)進(jìn)行估計(jì),主要估計(jì)結(jié)果見表3中第四列。貿(mào)易開放度的估計(jì)系數(shù)為-0.087,且在1%的顯著性水平下顯著。表明在新的樣本下,貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率依然產(chǎn)生負(fù)向作用。3.fma估計(jì)結(jié)果為了檢驗(yàn)貿(mào)易開放度量指標(biāo)的選取是否影響貿(mào)易開放和女性勞動(dòng)參與率的負(fù)相關(guān)關(guān)系,本文對貿(mào)易開放采用另外一種度量方法,即采用各省區(qū)出口額與生產(chǎn)總值之比,用變量ex表示。仍用FMA與名義匯率的相乘項(xiàng)為ex的工具變量,運(yùn)用2SLS法對模型(5)進(jìn)行估計(jì),表3中第五列顯示了其主要估計(jì)結(jié)果。根據(jù)內(nèi)生性統(tǒng)計(jì)量的相伴概率可得,出口產(chǎn)出比度量的貿(mào)易開放度變量在1%的顯著性水平下顯著,從而出口產(chǎn)出比變量為內(nèi)生變量,2SLS的估計(jì)結(jié)果是無偏且一致的。且出口產(chǎn)出比變量對女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用。4.模型估計(jì)結(jié)果為了檢驗(yàn)女性勞動(dòng)參與率指標(biāo)的選取是否影響貿(mào)易開放與女性勞動(dòng)參與率的負(fù)相關(guān)關(guān)系,本文以女性就業(yè)人員占女性勞動(dòng)力的比重來衡量這一指標(biāo),以女性就業(yè)率作為被解釋變量,用變量FER表示。以貿(mào)易開放度來度量對外貿(mào)易,仍然以國外市場接近度作為貿(mào)易開放度的工具變量,采用2SLS方法對模型(5)重新進(jìn)行估計(jì),表3的最后一列顯示了主要估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果表明,在1%的顯著性水平下,貿(mào)易開放對女性勞動(dòng)參與率的負(fù)向作用仍然成立?？傊?根據(jù)表3各模型的估計(jì)結(jié)果可得,各變量估計(jì)系數(shù)無論從大小還是顯著性上均沒有產(chǎn)生顯著變化,估計(jì)結(jié)果是較穩(wěn)健的。對樣本期間內(nèi)中國城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率產(chǎn)生顯著負(fù)向作用的變量為貿(mào)易開放度、資本