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

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

一、貿(mào)易開放與女性勞動參自2001年以來，作為聯(lián)合國發(fā)展論特別委員會的成員，中國在各個領域的貿(mào)易交流和貿(mào)易開放方面取得了很大進展。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,勞動力市場的勞動參與結構也隨貿(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群體包括不同性別之間的勞動參與狀況,尤為顯著的是女性勞動參與率(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,中國的女性勞動參與率尤其是城鎮(zhèn)女性的勞動參與狀況呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢。在中國,隨著經(jīng)濟體制的轉型、就業(yè)體制的改革,女性就業(yè)日漸困難,在經(jīng)濟問題的解釋中女性勞動參與率下降這一問題越發(fā)的重要,也越來越緊迫。20世紀50年代后半期,勞動力市場中性別結構產(chǎn)生了重大變化,女性勞動力的數(shù)量大量增加,女性勞動參與率的提高引起了眾多學者的關注,隨后研究女性勞動參與率的文獻大量出現(xiàn),并形成了相關的理論和模型。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域做出了重要貢獻。隨后,經(jīng)驗調(diào)查的實證研究也開始展開,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參與率的各種經(jīng)濟因素。隨著全球貿(mào)易開放程度的大幅提高,20世紀80年代以后,關于貿(mào)易開放對女性勞動參與的影響問題逐漸進入了國外學者的研究視野,而且經(jīng)歷了一個視角不斷拓寬、探索不斷深入的研究過程。Fontana(2003)和Fofana等(2005)研究了貿(mào)易開放對女性勞動參與率產(chǎn)生影響的相關機制,并形成了相同的結論。他們認為貿(mào)易開放是通過改變商品的相對價格,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)生轉移和重新分配,進而對不同社會群體(包括不同性別)的就業(yè)產(chǎn)生影響。多數(shù)研究認為貿(mào)易開放有利于女性勞動參與率。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參與率產(chǎn)生了積極作用(Paul-MazumdarandBegum,2002;NicitaandRazzaz,2003)。然而,也有學者認為貿(mào)易開放對女性的勞動參與具有消極影響。如Ozler(2000)對制造業(yè)中女性勞動力的參與狀況進行研究,認為貿(mào)易開放促進了機器設備的引入,從而降低了女性的勞動參與率。然而這些文獻主要集中于研究貿(mào)易開放對女性就業(yè)機制和就業(yè)機會的研究,并沒有針對貿(mào)易開放對女性勞動參與率的影響進行研究,從而忽略了貿(mào)易開放對女性勞動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會時能在一定時間內(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),認為與墨西哥的貿(mào)易開放對美國女性勞動參與率產(chǎn)生負向影響。國內(nèi)對于中國女性勞動參與狀況的研究,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(2005)、姚先國和譚嵐(2005)、唐鑛和陳士芳(2007)、杜鳳蓮(2008)等運用中國的宏觀數(shù)據(jù)或微觀數(shù)據(jù)對女性勞動參與率的影響因素進行了分析,但均沒有涉及到貿(mào)易開放因素對女性勞動參與率的影響。綜合以上文獻,國外研究雖探討了貿(mào)易開放對女性勞動參與率的影響,但文章從本國的國情角度進行的分析,且不同國家經(jīng)濟社會文化差異較大,其結論不足以分析中國貿(mào)易開放對女性勞動參與率的影響研究。國內(nèi)文獻忽略了貿(mào)易開放對女性勞動參與率的影響,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)易開放在各項經(jīng)濟指標中所占比重逐年提高,貿(mào)易開放在中國經(jīng)濟中的重要程度也日趨顯著(1)。中國的現(xiàn)實狀況是貿(mào)易開放度的提高伴隨的是勞動力市場上女性勞動參與率的下降,那么貿(mào)易開放度的提高對女性勞動參與率的下降產(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)易開放對女性勞動參與率的影響。由于中國關于農(nóng)村就業(yè)人數(shù)和失業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計上還不完善,因此本文僅計算了城鎮(zhèn)女性勞動參與率。本文的研究表明貿(mào)易開放的發(fā)展會導致城鎮(zhèn)女性勞動參與率的降低。這對已有研究貿(mào)易開放的文獻是有益的補充。已有文獻大都從女性就業(yè)的角度,認為貿(mào)易開放是促進女性就業(yè)的有效措施。而本文的研究表明,貿(mào)易開放也會對中國的勞動力市場產(chǎn)生一些負面影響。因此,貿(mào)易開放是一把“雙刃劍”,以貿(mào)易開放促進勞動力市場發(fā)展的政策應關注其對不同性別勞動力的“凈效益”。本文的結構安排如下:第二部分介紹計量模型、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;第四部分為計量檢驗和實證分析,由基本估計結果得出本文的主要結論,并就變量的內(nèi)生性問題、異常樣本點、貿(mào)易開放的不同度量方式和女性勞動參與率的不同度量問題來檢驗估計結果的穩(wěn)健性;最后部分為基本結論的歸納總結,并給出相關的政策建議。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)女性勞動參與率的影響,故在PhilipandHosny(2011)的研究基礎上,設置如下包含地區(qū)和時間因素的線性模型:其中下標i=1,2…,31為中國大陸31個省市,t=2001,2002,….,2011為樣本期間。α和μit分別為常數(shù)項和誤差項。被解釋變量yit表示第t期省區(qū)i的女性勞動參與率,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,具體包括控制社會經(jīng)濟因素的變量——資本產(chǎn)出比、城鎮(zhèn)失業(yè)率及社會職工平均工資;控制女性自身因素的變量——技術女性勞動力比重和已婚女性勞動力的比重。加入上述控制變量的原因在于:一方面,女性勞動參與率受社會經(jīng)濟因素的影響,首先,從生產(chǎn)角度來講,隨著技術的進步,普遍存在資本替代勞動力投入的現(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,女性勞動參與率受勞動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力市場的現(xiàn)狀特征。另一方面,女性勞動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其技術水平,女性的婚姻狀況也與勞動參與密切關系(Diah,1998),因此,有必要將技術女性勞動力的比重和已婚女性勞動力的比重加入控制變量。(二)外生因素:經(jīng)濟因素和女性勞動力市場變量的內(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相關的可能性,從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。由于變量的滯后一期項與當期項有較高的相關性,而且能有效的避免當期變量與當期殘差項相關引致的內(nèi)生性問題,故可將解釋變量及控制變量的當期替換為其各自的滯后一期項來解決這一內(nèi)生性問題。二是女性勞動參與率也會影響貿(mào)易開放度,即可能存在女性勞動參與率和貿(mào)易開放度之間的雙向因果關系。例如,女性勞動參與率的提高會促進女性優(yōu)勢部門對外貿(mào)易的發(fā)展。這種嚴重的內(nèi)生性會使得最小二乘估計是有偏的和非一致的。通常的做法是用工具變量進行兩階段最小二乘法估計,該工具變量必須與貿(mào)易開放變量密切相關但又獨立于女性勞動力市場變量。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)的女性勞動參與率低于中原地區(qū)。在2010年,新疆的城鎮(zhèn)女性勞動參與率全國第二僅低于北京,而河北的女性勞動參與率為全國倒數(shù)第二僅高于安徽。所以到海岸線的距離不會直接影響女性勞動參與率。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、中西方社會經(jīng)濟理論中的系數(shù)預期本文主要選取了中國加入WTO以來的相關數(shù)據(jù)集,樣本期間為2001—2011年。其中各變量分別為:y表示女性勞動參與率。因數(shù)據(jù)限制,選取城鎮(zhèn)女性勞動參與率(1)來表示該變量。具體公式為:公式中選取15~54歲為勞動年齡,是因為55歲為中國女性勞動力的退休年齡。數(shù)據(jù)來源于《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》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。后來的學者們便開始廣泛的采用這一簡單有效的計算指標(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)計年鑒》各期。貿(mào)易開放度對女性勞動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力為優(yōu)勢的制造業(yè),而制造業(yè)中因相對工作強度的要求,以男性勞動力為主。另一方面,對外貿(mào)易引起技術進步及對勞動者勞動技能要求的提高,由于中國偏向?qū)δ行缘慕逃团嘤?所以男性勞動力比女性勞動力更加適應日益提高的技術要求。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)為負向影響,該變量的系數(shù)預期為負。K/GDP表示資本產(chǎn)出比。計算指標為各省區(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加大資本投入,存在資本替代勞動的現(xiàn)象。因此,該變量的估計系數(shù)預期為負。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)計年鑒》各期。在城鎮(zhèn)失業(yè)率上升時,女性比男性更容易退出勞動力市場(蔡昉,2004)。該變量的估計系數(shù)預期為負。w表示各省區(qū)職工的平均工資,為得到以2001年為基期的實際平均工資,需用職工平均實際工資指數(shù)進行折算。數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》各期。在勞動經(jīng)濟理論中,勞動者的勞動參與率與其在工作還是閑暇上的資源分配有關。當勞動所得的工資收入產(chǎn)生的替代效應較之于收入效應大時,實際工資對女性勞動參與率產(chǎn)生正向作用,反之預期為負。edu表示技術女性勞動力比重,計算指標為各省區(qū)受教育程度高中以上的城鎮(zhèn)女性人數(shù)與城鎮(zhèn)女性總人數(shù)之比。數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》各期。勞動者受教育程度的提高有利于其勞動技能的進步,有助于獲得更多的勞動參與機會(Morgan,1962;Cain,1966)。因此,該變量系數(shù)預期為正。Marryed表示各省區(qū)15歲以上城鎮(zhèn)已婚女性占城鎮(zhèn)女性總人口的比例。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》各期。對于已婚女性,其考慮是否進入勞動力市場時,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。結婚離職率和婚后復職率這兩者的比較可以衡量婚姻對女性勞動參與率的影響。當結婚離職率大于婚后復職率時,該變量系數(shù)預期為負,反之預期為正;當結婚離職率與婚后復職率相當時,該系數(shù)不顯著。FMA表示國外市場接近度(ForeignMarketAccess),計算方式為各省區(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:為準確描述各省區(qū)在地理特征上的差異,選取的是各省會城市間最短的公路運輸距離。為避免地理距離的靜態(tài)特性,需要加入一個動態(tài)變量進行調(diào)整,而選取官方公布的名義匯率對FMA進行調(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)計年鑒》各期。上述統(tǒng)計量的基本統(tǒng)計信息見表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的省區(qū)簡化出樣本范圍,以估計這些異常偏離均值點對結果的影響。四、截面特定效應模型估計本部分將運用面板數(shù)據(jù)模型對式(1)進行估計。選取的樣本為2001—2011年中國大陸31個省市的面板數(shù)據(jù)。根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型中截面特定效應的不同假設,可以劃分為固定效應和隨機效應兩種模型,在這兩種效應模型的選擇上可應用Hausman檢驗來進行判斷。本部分將先應用普通最小二乘法對式(1)進行估計,并對估計結果作出具體分析,產(chǎn)生本文的基本結論;繼而主要考慮變量內(nèi)生性、偏離均值較遠的特殊樣本點、貿(mào)易開放度的其他考量指標以及女性勞動參與率的其他衡量方式對基本結論的影響,以檢驗基本估計結果的穩(wěn)健性。(一)女性勞動力自身因素的估計結果分析表2報告了模型(1)的主要估計結果。根據(jù)加入控制變量的不同劃分為第(1)列至第(5)列的5種具體的估計模型。在第(1)列估計模型中,只將女性勞動參與率和貿(mào)易開放度進行回歸,此后則在(1)模型的基礎上,逐步往模型中添加其他控制變量。由Hausman檢驗可判定,表2中各模型均應選擇固定效應模型。首先關注貿(mào)易開放度的作用。在五個估計模型中,貿(mào)易開放度的估計系數(shù)都在1%的顯著性水平下顯著為負,且在(-0.051,-0.003)內(nèi)浮動。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參與率。因此,本文的估計結果支持了Ozler(2001)關于制造業(yè)中女性就業(yè)的結論。該文把這種現(xiàn)象解釋為貿(mào)易開放引起技術進步,而技術的進步會導致對女性勞動參與的排擠。他認為技術進步會逆轉貿(mào)易開放對女性勞動參與的提高。也有些研究表明,一些行業(yè)(部門)中的女性勞動參與被進口的競爭破壞。但這樣的觀點還局限在局部研究中,目前還未能作出整體性結論。再看控制社會經(jīng)濟因素的變量lnK/GDP、lnunem及l(fā)nw的估計結果。變量lnK/GDP的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負,這表明資本對女性勞動參與產(chǎn)生了替代作用,符合前文的預期。變量lnunem的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下為負,這說明城鎮(zhèn)失業(yè)率的增加對女性勞動參與率起到了負向作用。由勞動供給理論可知,當勞動力市場存在嚴重失業(yè)問題時,會存在一部分因缺乏就業(yè)信心而主動離開勞動力市場的勞動者,這部分人即為“沮喪的工人”。一部分本打算就業(yè)的新人,也會對就業(yè)機會產(chǎn)生不好的預期,而暫時的不進入勞動力市場,如在家生養(yǎng)孩子或進一步的人力資本投資就成了一些女性勞動者的選擇。另一方面,在勞動力市場需求減少時,由于在勞動力市場上女性勞動者較男性競爭力弱,通常的選擇是男性會從事社會性市場勞動,而女性只能選擇承擔家庭勞動(Becker,1992)。各省區(qū)職工的平均工資的對數(shù)變量lnw的估計系數(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大于了收入效應。這與中國的現(xiàn)實狀況有較大的關系,中國仍處于發(fā)展中國家水平,較多家庭的男性勞動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,有利于女性勞動參與率的提高?？刂婆詣趧恿ψ陨硪蛩刈兞康墓烙嫿Y果分析具體如下。技術女性勞動力比重變量lnedu的估計系數(shù)在模型(4)和(5)中在10%的顯著性水平下為正,這表明女性勞動力的受教育程度的提高對女性勞動參與率產(chǎn)生了正向影響,符合前文的預期。已婚女性勞動力比重變量lnMarryed的估計系數(shù)在5%的顯著性水平下為負,這說明樣本期間內(nèi)中國女性勞動參與率的變化受結婚因素的抑制,這表明女性的結婚離職率大于婚后復職率,總體來說,已婚女性勞動力所占的比重的增加對女性勞動參與率起負向作用。(二)研究樣本的選取及4.2方法的檢驗本文接下來的部分為檢驗貿(mào)易開放與女性勞動參與率負相關關系的穩(wěn)健性。在分別考慮了下列情形對估計結果的影響下,來檢驗估計結果的穩(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)組成新的檢驗樣本,以檢驗貿(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是否影響了本文的主要估計結果。再次,是貿(mào)易開放度變量的不同度量方法,表2的估計結果采用的各省區(qū)對外貿(mào)易額即出口額和進口額之和占生產(chǎn)總值的比重這一指標,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來度量,以檢驗貿(mào)易開放對女性勞動參與率間的這種顯著負向關系是否依賴于女性勞動參與率度量指標的選取。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估計結果如前文所述,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相關的可能性。以模型(5)為檢驗模型,將模型中的解釋變量和各控制變量當期項分別替換為各自的滯后一期項,仍然采用固定效應模型對模型模型(5)重新進行估計,主要的估計結果見表3的第二列。由滯后一期變量的估計結果可知,貿(mào)易開放度與女性勞動參與率之間仍存在顯著的負相關關系,只是這種負向影響與模型(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參與率也會影響貿(mào)易開放度,即可能存在女性勞動參與率和貿(mào)易開放度之間的雙向因果關系。為解決這一內(nèi)生性問題,采用前文設定的國外市場接近度作為貿(mào)易開放度的工具變量。仍然采用固定效應模型,運用兩階段最小二乘法(2SLS)對模型(5)進行估計,同時對估計系數(shù)進行消除異方差處理,主要估計結果見表3的第三列。在2SLS估計結果下,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)及滯后一期項模型的估計結果相比,該系數(shù)的絕對值要大很多。可見女性勞動參與率確實對對外貿(mào)易存在影響,從而使OLS估計結果下對外貿(mào)易對女性勞動參與率的負向作用被嚴重低估。2.貿(mào)易開放度估計結果通過前文中變量基本統(tǒng)計信息可得,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)。為檢驗這部分異常偏離整體均值較遠的省區(qū)的貿(mào)易開放度對整體估計結果的影響,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,運用2SLS法對模型(5)進行估計,主要估計結果見表3中第四列。貿(mào)易開放度的估計系數(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)易開放對女性勞動參與率依然產(chǎn)生負向作用。3.fma估計結果為了檢驗貿(mào)易開放度量指標的選取是否影響貿(mào)易開放和女性勞動參與率的負相關關系,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為ex的工具變量,運用2SLS法對模型(5)進行估計,表3中第五列顯示了其主要估計結果。根據(jù)內(nèi)生性統(tǒng)計量的相伴概率可得,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的估計結果是無偏且一致的。且出口產(chǎn)出比變量對女性勞動參與率產(chǎn)生了顯著的負向作用。4.模型估計結果為了檢驗女性勞動參與率指標的選取是否影響貿(mào)易開放與女性勞動參與率的負相關關系,本文以女性就業(yè)人員占女性勞動力的比重來衡量這一指標,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)重新進行估計,表3的最后一列顯示了主要估計結果。估計結果表明,在1%的顯著性水平下,貿(mào)易開放對女性勞動參與率的負向作用仍然成立?？傊?根據(jù)表3各模型的估計結果可得,各變量估計系數(shù)無論從大小還是顯著性上均沒有產(chǎn)生顯著變化,估計結果是較穩(wěn)健的。對樣本期間內(nèi)中國城鎮(zhèn)女性勞動參與率產(chǎn)生顯著負向作用的變量為貿(mào)易開放度、資本