劉姝辰 鄧 鋼 孫圣民

一、引言

自新中國成立以來，我國女性地位逐步上升，其勞動(dòng)參與率已遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于世界平均水平。其背后原因一方面離不開國家宏觀政策的影響，另一方面也與中國女性自立自強(qiáng)、不甘落后的性格相關(guān)。性格與信念的形成，往往與個(gè)體青少年時(shí)期的經(jīng)歷密不可分，并且能對其成年后的表現(xiàn)產(chǎn)生持久性的影響。

本文圍繞性格和信念的改變，來探究女性青少年時(shí)期移民經(jīng)歷的長期影響，并進(jìn)一步追溯改革開放之后，影響我國成年女性家庭和社會(huì)地位的歷史原因。從勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)視角，我們將上山下鄉(xiāng)運(yùn)動(dòng)看作一次從城市到農(nóng)村的移民。由于參與者多為青少年，處于個(gè)人信念和意識(shí)形成的關(guān)鍵時(shí)期，脫離家庭保護(hù)和相對艱苦的物質(zhì)、精神生活環(huán)境，促使他們自力更生、克服困難，培養(yǎng)了他們的自強(qiáng)精神和競爭意識(shí)。這種性格的改變，長久地影響了他們成年后的生活。

已有相關(guān)文獻(xiàn)多是將改革開放前的整個(gè)移民群體作為研究對象，圍繞收入、健康、教育水平、幸福感等方面展開，并未區(qū)分男女性別差異。然而，作為外生政策沖擊，從城市到農(nóng)村的移民在不同群體之間的影響卻不盡相同。僅有Booth等將不同性別群體作為重點(diǎn)關(guān)注的對象，證明經(jīng)歷了特定時(shí)期的女性具有更強(qiáng)的競爭意識(shí)[注]Booth A，F(xiàn)an E, Meng X et al,“Gender Differences in Willingness to Compete: The Role of Culture and Institutions”, Economic Journal Working Paper, 2018, Doi: 10.1111/ecoj.12583.。出于以上考慮，本文基于移民這一外生政策沖擊的角度，將青少年女性作為研究對象，分析該沖擊對她們成年后經(jīng)濟(jì)和社會(huì)地位的長期影響。

我們用女性勞動(dòng)參與率和家庭相對收入衡量女性在勞動(dòng)力市場和家庭生活中的地位?；?002年中國家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，青少年時(shí)期艱苦環(huán)境下的鍛煉經(jīng)歷有助于培養(yǎng)參與者自

強(qiáng)精神和競爭意識(shí)，這些個(gè)性顯著提高了女性勞動(dòng)參與率，盡管其正向影響會(huì)隨著女性年齡的增大而減退直至消失。在家庭層面，使用OLS回歸和赫克曼兩步法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，擁有移民經(jīng)歷的女性，其家庭相對收入顯著高于其他女性，且具有更高的議價(jià)能力。同時(shí)，這種影響的持續(xù)時(shí)間，與沖擊結(jié)束后的生活環(huán)境相關(guān)。研究發(fā)現(xiàn)，受移民政策沖擊，青少年女性在艱苦環(huán)境下的鍛煉經(jīng)歷，在一定程度上提高了她們的社會(huì)地位和家庭地位。

本文的貢獻(xiàn)包括以下幾個(gè)方面：第一，以往對于改革開放前從城市到農(nóng)村移民的研究，大多數(shù)以整個(gè)移民群體作為對象，很少研究該沖擊對特定性別群體的影響。我們使用微觀數(shù)據(jù)對女性群體進(jìn)行分析，在一定程度上填補(bǔ)了該空白。第二，我國已有文獻(xiàn)對于女性勞動(dòng)參與率和家庭相對收入的研究，大多數(shù)以家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)、勞動(dòng)力市場因素為中心，忽略了女性個(gè)性這一非傳統(tǒng)人力資本變量的影響。本文圍繞移民參與者個(gè)性的改變，研究了這一外生沖擊如何影響了女性在社會(huì)和家庭中的表現(xiàn)，避免了個(gè)性的內(nèi)生性問題，為理解我國女性地位的提升提供了一個(gè)歷史因素的視角。

文章剩余的部分安排為：第二部分回顧相關(guān)的經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)學(xué)文獻(xiàn)；第三部分介紹我們使用的2002年中國家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)，并做出描述性統(tǒng)計(jì)；第四部分圍繞主題進(jìn)行實(shí)證分析；第五部分為結(jié)論部分。

二、文獻(xiàn)綜述

三、數(shù)據(jù)和研究方法

(一)數(shù)據(jù)描述

本文利用2002年中國家庭收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)移民經(jīng)歷對女性勞動(dòng)參與率和家庭相對收入的影響。2002年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)的調(diào)查范圍涉及22個(gè)省份，隨機(jī)抽選家庭作為受訪者單位，納入了受訪者的個(gè)人特征、工作變動(dòng)歷史、健康自評、家庭收入和以家庭為單位的態(tài)度和行為傾向等信息，為我們研究勞動(dòng)參與率和家庭相對收入提供了寶貴的資料。鑒于政策移民主體是城鎮(zhèn)青少年，我們選用的是CHIP2002中的城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)部分，該城鎮(zhèn)數(shù)據(jù)涵蓋了全國12個(gè)省份及77個(gè)縣級行政單位。

CHIP2002數(shù)據(jù)以家庭為單位，將內(nèi)部家庭成員，包括戶主、配偶、子女、雙方父母、其他同居者等，分別作為受訪者報(bào)告其個(gè)人信息。盡管該調(diào)查使用隨機(jī)抽樣方法選取家庭，但是由于家庭內(nèi)部成員之間的關(guān)聯(lián)性，受訪者不滿足獨(dú)立同分布條件，且家庭成員的信息相互關(guān)聯(lián)，不適合以個(gè)人為單位進(jìn)行分析。因此，本文以夫妻數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，構(gòu)造一個(gè)以子女為觀測對象的數(shù)據(jù)集，具體步驟：

1.根據(jù)家庭成員的身份信息，剔除其他同住者信息，僅保留子女，丈夫和妻子三種類別的受訪者，并將三種受訪者從總體數(shù)據(jù)中提取出來，得到5854個(gè)子女樣本，6514個(gè)丈夫樣本和6741個(gè)妻子樣本。

2.將分離出來的夫妻樣本，按照家庭代碼相互匹配，得到6416對有效夫妻。

3.將有效夫妻數(shù)據(jù)配入孩子信息，得到以孩子為受訪者，包含夫妻雙方完整信息的數(shù)據(jù)集，共計(jì)5530組。

4.將包含戶主和配偶雙親信息的數(shù)據(jù)與前面處理的數(shù)據(jù)集進(jìn)行匹配，得到包含三代信息的數(shù)據(jù)集。

該匹配方式以孩子作為觀測對象，包括孩子的父母信息和祖父母信息。獲得的數(shù)據(jù)剔除了未婚和已婚沒有子女的婦女信息，但是由于一對夫妻可能育有多個(gè)子女，因此在實(shí)證分析中，本文使用家庭層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)差，來擺脫同一家庭子女間的相互影響。

(二)變量說明和描述性統(tǒng)計(jì)

本文的變量構(gòu)造及含義如下：

1.女性勞動(dòng)參與率。文章的被解釋變量之一，用來反映移民經(jīng)歷對女性工作的影響。引入一個(gè)虛擬變量來表示女性是否工作,當(dāng)前處于工作狀態(tài)時(shí)取值為1，下崗、退休、離休和其他狀況均為0。

2.家庭相對收入。本文的另一個(gè)被解釋變量，用來反映移民經(jīng)歷對女性家庭生活的影響。本文使用ln妻子收入/(ln妻子收入+ln丈夫收入)的計(jì)算形式。

3.移民經(jīng)歷的虛擬變量。這是文章的主要解釋變量，女性有移民經(jīng)歷時(shí)取值為1，否則取值為0[注]本文是否有移民經(jīng)歷來自CHIP數(shù)據(jù)中是否有上山下鄉(xiāng)經(jīng)歷的數(shù)據(jù)；同時(shí)，將CHIP數(shù)據(jù)中給出的上山下鄉(xiāng)移民時(shí)長用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。。

4.女性個(gè)人特征變量：作為控制變量，包括女性的年齡、受教育年限。

5.丈夫個(gè)人特征變量：作為控制變量，包括丈夫的受教育年限，與妻子的年齡差。

6.家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變量：作為控制變量，包括孩子的性別(男性=1，女性=0)；孩子是否達(dá)到入學(xué)年齡(未達(dá)到=1，達(dá)到=0)，孩子是否為高中以下(包含高中)在校學(xué)生(是=1，否=0)。

7.家庭經(jīng)濟(jì)狀況變量：作為控制變量，包括女性去年收入，丈夫當(dāng)年收入[注]以上兩收入均采取自然對數(shù)形式，但為保證觀察的簡潔性，在表1和表2樣本統(tǒng)計(jì)性描述中均報(bào)告了取對數(shù)前的年收入。。

表1和表2展示了變量的基本特征，其中表1為全樣本統(tǒng)計(jì)性描述，表2是參與移民女性樣本和非參與移民女性樣本的統(tǒng)計(jì)性描述。觀察表1和表2可以發(fā)現(xiàn)，女性總體的平均勞動(dòng)參與率為0.63，其中參與移民組為0.6，非參與組為0.64，二者在5%水平下存在顯著性差異。但我們并不能就此得出移民經(jīng)歷會(huì)降低女性勞動(dòng)參與率的結(jié)論，因?yàn)楹头菂⑴c組女性相比，參與組女性年齡更大(1%水平顯著)，具有更重的家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)(孩子為高中以下在校學(xué)生的比例更高，1%水平上顯著)，教育水平也存在顯著差異，這些因素會(huì)影響女性的勞動(dòng)參與。女性的平均家庭相對收入為0.48，參與者女性的家庭相對收入(0.49)顯著高于非參與組女性，但這可能是由參與組女性的平均受教育水平顯著高于非參與組女性造成的。故而移民經(jīng)歷對女性勞動(dòng)參與率和家庭相對收入的影響，需要進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)。

表1全樣本統(tǒng)計(jì)性描述

續(xù)表2

變量參與組女性非參與組女性組間均值t檢驗(yàn)樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差樣本量均值標(biāo)準(zhǔn)差均值差異孩子是否為男性9260.510.5028860.540.500.03孩子是否達(dá)到小學(xué)入學(xué)年齡9260.020.1328860.020.150.01孩子是否為高中以下在校學(xué)生9260.450.5028860.540.500.08???夫妻年齡差9261.722.4028862.212.730.49???丈夫受教育年限92610.7610.00288610.8211.00 0.06丈夫當(dāng)年收入9261199481342886117368352 257.70女性去年收入92684195902288677596291 660.42???

注：***、**、*分別表示1%，5%，10%的顯著性水平。

四、模型設(shè)定和實(shí)證結(jié)果分析

(一)移民經(jīng)歷對女性勞動(dòng)參與率的影響

1.估計(jì)框架。為研究上述移民經(jīng)歷是否影響了女性參與者在勞動(dòng)力市場上的表現(xiàn)，我們設(shè)定如下實(shí)證模型：

yi=β1*immigrationi+β2immigrationi*agei+γi*Xi+εi

(1)

其中yi表示女性i是否參與勞動(dòng)力市場。immigrationi是關(guān)鍵的虛擬變量，表示第i個(gè)女性是否有移民到艱苦環(huán)境下的經(jīng)歷；同時(shí)，考慮到該經(jīng)歷的影響可能會(huì)隨著參與者年齡的增大而減弱，我們加入移民經(jīng)歷與女性年齡的交互項(xiàng)來表示這一過程[注]此處的年齡是每個(gè)女性樣本的受訪年齡，交互項(xiàng)的實(shí)際意義如下。該政策移民經(jīng)歷的長期影響的大小可能與女性的年齡有關(guān)，舉例來說，Booth 等，Gong等證明該沖擊塑造了女性的競爭意識(shí)和更加相信個(gè)人努力的個(gè)性，但女性年齡越大，這種好勝和自強(qiáng)的意識(shí)可能越弱，如60歲的女性往往不如40歲的女性好勝和自強(qiáng)，對應(yīng)的移民經(jīng)歷的影響也越小。。Xi表示一系列控制變量，包括：女性的受教育水平、年齡，孩子的性別、年齡段的虛擬變量，女性去年的收入，丈夫當(dāng)年的收入水平，省級虛擬變量。εi表示女性i的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。對于勞動(dòng)參與率的實(shí)證分析，常用的模型為兩類：非線性概率模型(logit 模型或probit模型)和線性概率模型。通常而言，非線性概率模型具有兩個(gè)特點(diǎn)：一是保證擬合概率介于0和1之間，二是保證變量的偏效應(yīng)隨全體自變量的變動(dòng)而變動(dòng)。但是，由于我們考查移民經(jīng)歷影響的動(dòng)態(tài)變化，需特別關(guān)注交互項(xiàng)。因此，我們以線性概率模型為主要模型，同時(shí)匯報(bào)probit模型估計(jì)結(jié)果的平均邊際效應(yīng)，來確保結(jié)果的穩(wěn)健性。表3顯示了各變量的回歸系數(shù)。

表3移民經(jīng)歷對女性勞動(dòng)參與率的影響

續(xù)表3

(1)(2)(3)(4)OLSOLSOLSProbit孩子達(dá)到小學(xué)入學(xué)年齡0.0440.0430.005(0.05)(0.04)(0.05)孩子高中以下在校0.030??0.033??0.019(0.01)(0.01)(0.01)丈夫當(dāng)年收入 0.014?? 0.011?(0.01)(0.01)妻子去年收入0.055???0.051???(0.00)(0.01)省級虛擬變量YYYYR2/ Pseudo R2 0.3240.3240.3650.3297Panel B:移民時(shí)長0.111???0.111???0.111???0.086??(0.04)(0.04)(0.04)(0.04)移民時(shí)長?年齡 0.002??? 0.002??? 0.002??? 0.001???(0.00)(0.00)(0.00)(0.00)個(gè)人特征變量YYYY家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)NYYY家庭經(jīng)濟(jì)狀況NNYY省級虛擬變量YYYYR2/ Pseudo R20.3230.3230.3640.329

注：***、**、*分別表示1%，5%，10%的顯著性水平；括號(hào)內(nèi)為家庭層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。

表3中第(1)(2)(3)欄我們分別依次加入個(gè)人特征變量，家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變量，家庭經(jīng)濟(jì)水平變量，第(4)欄使用probit模型來驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。Panel A報(bào)告了以是否具有移民經(jīng)歷為解釋變量的回歸結(jié)果，Panel B 報(bào)告了以移民時(shí)長為解釋變量的回歸結(jié)果[注]Panel B中控制變量的回歸結(jié)果與Panel A類似，由于篇幅限制，未詳細(xì)列舉。。從估計(jì)結(jié)果中我們得到以下結(jié)論。

第一，引入了移民經(jīng)歷虛擬變量和年齡的交互項(xiàng)后，移民經(jīng)歷虛擬變量前面的系數(shù)變的相當(dāng)大，且為高度正向顯著，而移民與年齡的交互項(xiàng)前面的系數(shù)是負(fù)向顯著的。這表明：女性年齡越大，移民經(jīng)歷給女性勞動(dòng)參與率帶來的正向影響越小。Panel B 中，將解釋變量替換成移民時(shí)長,我們依然得到了相似的結(jié)果。當(dāng)解釋變量為是否具有移民經(jīng)歷，加入全部控制變量后，也即 Panel A 第(3)欄模型，將女性勞動(dòng)參與率對移民經(jīng)歷求偏導(dǎo)可得：dy/dimmigration=0.735+(-0.015)*age,進(jìn)一步求出年齡臨界值為49歲。該臨界點(diǎn)表明：在女性的年齡小于49歲的時(shí)候，移民經(jīng)歷促進(jìn)了女性參與勞動(dòng)力市場，而當(dāng)女性年齡超過49歲時(shí)，該經(jīng)歷對女性勞動(dòng)參與率具有負(fù)的影響。

第二，關(guān)于個(gè)人特征對勞動(dòng)參與率的影響：女性的受教育程度越高，勞動(dòng)參與率越高；女性年齡越大，勞動(dòng)參與率越低。

第三，從家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)角度，家中有未完成高中學(xué)業(yè)的在校學(xué)生能夠提高女性勞動(dòng)參與率，但在probit模型中并不顯著。

第四，女性去年的收入越高，女性越不愿意放棄自己的工作；丈夫收入越高，女性參與勞動(dòng)率越低。

2.進(jìn)一步檢驗(yàn)。前文的分析證明，移民經(jīng)歷對于女性勞動(dòng)參與率的正向影響，會(huì)隨著女性年齡的增加而消失。進(jìn)一步，我們探究在政策移民結(jié)束之后不同的生活環(huán)境是否影響了該經(jīng)歷影響的消失速度。

我們按照家庭中的移民參與者數(shù)目對家庭進(jìn)行分類：丈夫和妻子同為參與者的稱作雙移民家庭，丈夫和妻子僅有一人為移民參與者的稱作單移民家庭，夫妻雙方都不是移民的稱作非移民家庭?？梢灶A(yù)期，和單移民家庭相比較，夫妻雙方都具有該移民經(jīng)歷，其共同經(jīng)歷在家庭生活中容易得到強(qiáng)化，因此其影響應(yīng)該更加長久。參見表4，第(1)列剔除了單移民家庭的樣本，僅僅保留雙移民家庭和非移民家庭；第(2)列剔除了雙移民家庭的樣本，僅保留單移民家庭和非移民家庭，分別進(jìn)行回歸。比較第(1)、(2)兩欄，我們發(fā)現(xiàn)：雙移民家庭中，移民經(jīng)歷的年齡臨界點(diǎn)為48.59歲，而單移民家庭則為46.40歲，表明雙移民家庭中該移民經(jīng)歷的影響更長久，符合我們的猜想。

為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，考慮該移民經(jīng)歷對女性收入和受教育水平的影響，我們加入移民經(jīng)歷與女性受教育年限、移民經(jīng)歷與女性去年收入的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸，得到了相同的顯著性，主要結(jié)論并未發(fā)生變化，表明我們的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性，見表4第(5)列。

表4移民經(jīng)歷對不同移民群體的影響

續(xù)表4

(1)(2)(3)(4)(5)雙移民家庭單移民家庭1968年前移民1968年后移民女性勞動(dòng)參與移民經(jīng)歷×收入0.004(0.01)控制變量YYYYYN28883315117426383812adj. R20.3980.3770.1940.2010.366

注：***、**、*分別表示1%，5%，10%的顯著性水平；括號(hào)內(nèi)為家庭層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。

(二)移民經(jīng)歷對女性家庭相對收入的影響

以上我們驗(yàn)證了移民到艱苦環(huán)境下的鍛煉經(jīng)歷如何影響了女性在勞動(dòng)力市場上的表現(xiàn)。在這一部分我們嘗試探索該經(jīng)歷對女性家庭生活的影響，并選取家庭相對收入作為代理變量。由于家庭相對收入只有在女性就業(yè)的時(shí)候才能觀察到，使用傳統(tǒng)的OLS回歸，即便對相對收入有顯著影響，也可能是由移民經(jīng)歷對女性勞動(dòng)參與的影響所造成的。為解決這一問題，我們采用赫克曼兩步法[注]在傳統(tǒng)的Heckit兩步估計(jì)法中，由于第一步的誤差被帶入到第二步，容易造成效率的損失，因此在此我們使用MLE的整體估計(jì)。，設(shè)置實(shí)證模型如下：

yi=β*immigrationi+γi*Xi+εi

(2)

Si=γi*Zi+μi

(3)

(2)式是待估計(jì)的結(jié)果方程。yi表示女性i在家庭中的相對收入，immigrationi表示女性i是否有過移民經(jīng)歷的虛擬變量,Xi是控制變量，包括：女性的受教育年限，丈夫的受教育年限，夫妻間的年齡差距，孩子是否為男性(男性=1)，孩子是否達(dá)到小學(xué)入學(xué)年齡(未達(dá)到=1)，孩子是否為高中以下在校學(xué)生(是=1)，省級虛擬變量。εi表示方程(2)的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。(3)式是選擇方程，當(dāng)女性i有工作的時(shí)候，Si=1,當(dāng)女性i沒有工作的時(shí)候，Si=0，μi是選擇方程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)排除性約束，immigrationi和控制變量Xi應(yīng)為選擇方程中Zi的子集，同時(shí)我們參照方程(1)，在選擇方程(3)中加入移民經(jīng)歷與年齡的交互項(xiàng)，女性去年的收入以及丈夫收入?；貧w結(jié)果列于表5。

表5移民經(jīng)歷對女性相對收入的影響

續(xù)表5

(1)(2)(3)(4)變量OLSHeckman Heckman Heckmanrho 0.992???(0.002) 0.871???(0.028) 0.992???(0.002)sigma0.091???(0.005)0.022???(0.001)0.091???(0.005)lambda 0.091???(0.005)0.020???(0.001)0.091???(0.005)N3812381237833812adj. R20.038

注：(1)***、**、*分別表示1%，5%，10%的顯著性水平；(2)括號(hào)內(nèi)為家庭層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。

表5中第(1)列，忽略樣本選擇可能帶來的偏誤，使用傳統(tǒng)的OLS進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，移民經(jīng)歷顯著提高了女性在家庭中的相對收入。就控制變量而言，女性的受教育水平越高，丈夫的受教育水平越低，越有利于提高女性的家庭相對收入；擁有男性后代的女性具有更高的家庭相對收入。第(2)列，我們使用赫克曼兩步法，回歸結(jié)果表明，存在顯著的樣本選擇偏誤問題。似然比(LR)檢驗(yàn)顯示拒絕選擇方程和結(jié)果方程相互獨(dú)立的原假設(shè)(P值=0.00)，使用樣本選擇模型是合理的。兩步法結(jié)果表明，移民經(jīng)歷對家庭相對收入的影響在統(tǒng)計(jì)上依然顯著，且影響程度上升。另外，該正向影響的產(chǎn)生，并非由移民經(jīng)歷對勞動(dòng)參與的影響造成。第(3)列，為避免短期的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對女性收入帶來的沖擊，造成回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤，計(jì)算女性在最近四年的平均相對收入，再次進(jìn)行赫克曼兩步回歸，結(jié)果依然表明，女性的移民經(jīng)歷對其在家庭中的相對收入有正向顯著的影響。第(4)列，將女性移民經(jīng)歷的虛擬變量，替換成女性移民經(jīng)歷的時(shí)長進(jìn)行回歸，結(jié)果依然顯著，說明我們的結(jié)論是相對穩(wěn)健的，即移民經(jīng)歷顯著地提高了女性的家庭相對收入。

家庭相對收入是代表女性議價(jià)能力的指標(biāo)，在控制了女性的教育水平和丈夫的個(gè)人特征變量之后，我們依然得到了移民的女性參與者家庭相對收入更高的結(jié)論，這可能是由女性參與者的個(gè)性所導(dǎo)致的。已有研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)歷1978年特定時(shí)期的女性具有更高的競爭意識(shí)。我們認(rèn)為，這種競爭意識(shí)影響了女性參與者在婚姻和家庭中的表現(xiàn)，不甘落后的性格促使她們努力縮小與丈夫的收入差距，追求家庭中更多的話語權(quán)，因此家庭相對收入往往更高。這種從城鎮(zhèn)到農(nóng)村的移民經(jīng)歷，在一定程度上促進(jìn)了她們家庭地位的提升[注]需要指出的是，盡管我們對女性勞動(dòng)參與和家庭相對收入的分析，分別用有移民經(jīng)歷的女性參與者更加自強(qiáng)和更加好勝的個(gè)性來單獨(dú)進(jìn)行解釋。但我們并不否認(rèn)可能存在交叉影響。即女性參與者勞動(dòng)參與率的提高與自身的競爭意識(shí)，家庭相對收入的提高與女性參與者的自強(qiáng)精神之間也存在一定的相關(guān)性。。

(三)影響機(jī)制：移民經(jīng)歷對于參與者個(gè)性的改變

通過上述過程我們證明，具有移民經(jīng)歷的女性往往具有更高的勞動(dòng)參與率和家庭地位，并可借助女性個(gè)性與信念的改變來做出解釋。遺憾的是，在我們所使用的CHIP2002數(shù)據(jù)中，并未納入受訪者個(gè)性與信念的相關(guān)問題。為此，我們使用中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2006年的數(shù)據(jù)來進(jìn)行補(bǔ)充說明。

參照Gong等，我們使用CGSS2006數(shù)據(jù)中關(guān)于成功因素的問題“在您看來，各類因素對于一個(gè)人獲得成功的重要性”來度量受訪者的個(gè)性與信念。我們納入考慮范圍的因素包括：命運(yùn)、出生地、家庭財(cái)富，聰明才智，有進(jìn)取心和努力工作等六個(gè)指標(biāo)，其中前三項(xiàng)測度了受訪者對于外部環(huán)境和家庭背景的依賴，而后三項(xiàng)表明受訪者對于個(gè)人條件和自身努力的重視程度。受訪者采用從1到5的有序數(shù)值進(jìn)行回答，數(shù)值越低，表明受訪者認(rèn)為該因素越重要。為與上述CHIP2002數(shù)據(jù)保持一致，我們將樣本空間同樣限制在1937年到1966年之間，并剔除未做出明確回答的受訪者和相關(guān)信息缺漏者。

下表為個(gè)人信念與移民經(jīng)歷的回歸結(jié)果。除關(guān)鍵的解釋變量——是否具有移民經(jīng)歷外，我們還控制了個(gè)體特征變量(教育水平、年齡、黨員身份等)、家庭背景信息(父母雙方的教育背景與政治身份，兄弟姐妹數(shù)目)、省級虛擬變量等，并使用有序probit模型進(jìn)行回歸。

表6移民經(jīng)歷對于參與者信念的改變

注：***、**、*分別表示1%，5%，10%的顯著性水平；括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。

實(shí)證結(jié)果表明，和沒有移民經(jīng)歷的受訪者相比，移民運(yùn)動(dòng)的參與者認(rèn)為，聰明才智，有進(jìn)取心和努力工作這三個(gè)因素，對于一個(gè)人的成功更加重要，并且更加不看重家庭富裕的作用。出生地和命運(yùn)因素在兩個(gè)群體間無顯著的差異，這與Gong 等，Booth 等的研究結(jié)論相似。在從城鎮(zhèn)到農(nóng)村的移民中，參與者憑借個(gè)人努力獨(dú)立養(yǎng)活自己，爭取返城機(jī)會(huì)，因而有更強(qiáng)烈的進(jìn)取心，更加相信個(gè)人努力，其個(gè)性與信念的轉(zhuǎn)變持續(xù)影響了參與者未來的生活。

(四)移民經(jīng)歷對于男性勞動(dòng)參與行為、家庭相對收入的比較分析

以上我們研究了移民經(jīng)歷對于女性參與者的長期影響，發(fā)現(xiàn)青少年從城鎮(zhèn)到農(nóng)村的移民經(jīng)歷，提高了女性勞動(dòng)參與和家庭相對收入，促進(jìn)了女性參與者地位的提升。然而，同一外生沖擊對于不同的性別群體可能具有不同的影響。下面，和女性群體相比較，我們研究了該移民經(jīng)歷對于男性群體的影響。

表7移民經(jīng)歷對于男性參與者勞動(dòng)參與、家庭相對收入的影響

注：(1)***、**、*分別表示1%，5%，10%的顯著性水平；(2)括號(hào)內(nèi)為家庭層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。

表7的回歸結(jié)果表明，和女性參與者不同，不論是勞動(dòng)參與率還是家庭相對收入，移民經(jīng)歷都未對男性參與者產(chǎn)生顯著影響。我們認(rèn)為這種差異的存在，與我國家庭中“男主外、女主內(nèi)”的分工模式有關(guān)。在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期，我國實(shí)行統(tǒng)包統(tǒng)配的勞動(dòng)就業(yè)體制，男性和女性在就業(yè)率和收入方面并未呈現(xiàn)很大的差距。而在經(jīng)濟(jì)改革之后，工資水平的性別差異加大，為發(fā)揮相對優(yōu)勢，女性可以通過家庭分工退出勞動(dòng)力市場，而大多數(shù)男性依然留在勞動(dòng)力市場中[注]彭青青、李宏彬、 施新政、吳斌珍: 《中國市場化過程中城鎮(zhèn)女性勞動(dòng)參與率變化趨勢》，《金融研究》2017年第6期。。青少年的移民經(jīng)歷改變了參與者的個(gè)性，更加自強(qiáng)和好勝的女性參與者會(huì)選擇繼續(xù)留在勞動(dòng)力市場，并且追求更高的家庭地位。但是傳統(tǒng)的家庭分工模式限制了男性自由退出勞動(dòng)力市場的權(quán)利，男性收入依然是家庭中的主要經(jīng)濟(jì)來源。因此即使男性參與者的個(gè)性發(fā)生了變化，該經(jīng)歷對于男性群體也無法產(chǎn)生顯著性的影響。

五、結(jié)論

新中國成立以來，我國女性地位逐步上升，有目共睹。而發(fā)生在1978年前的政策移民，深刻的影響了參與者生活的方方面面。本文將兩個(gè)現(xiàn)象聯(lián)系起來，圍繞著歷史因素對女性群體的影響進(jìn)行經(jīng)濟(jì)分析，實(shí)證結(jié)果表明：在工作中，從城鎮(zhèn)到農(nóng)村的移民經(jīng)歷，提高了女性的勞動(dòng)參與率，盡管該正向影響隨著女性年齡的增大而消失。在家庭生活中，女性移民參與者的家庭相對收入更高，具有更高的議價(jià)能力，移民經(jīng)歷在一定程度上提高了女性地位。

從理論角度來看，大多數(shù)對政策移民參與者的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，強(qiáng)調(diào)的是該外生沖擊對整個(gè)移民群體的影響。本文按照性別做出了進(jìn)一步的細(xì)化，圍繞女性參與者個(gè)性的改變，分析了該沖擊對于該群體的長期影響。研究發(fā)現(xiàn)，政策移民給當(dāng)時(shí)的女性參與者帶來了環(huán)境改變等艱苦體驗(yàn)，同時(shí)塑造了她們自強(qiáng)不息、不甘落后的個(gè)性，并進(jìn)一步促使她們更加主動(dòng)的參與勞動(dòng)，爭取更高的家庭地位。不同于以往對女性勞動(dòng)參與和相對收入的分析，本文借由政策移民這個(gè)外生沖擊對女性個(gè)性的改變，為我國女性地位的提升提供了一些新的解釋視角。