夫妻非农就业与农村妇女家庭决策赋权.pdf

Vol.44 No.5（213）2023Northwest Population Journal夫妻非农就业与农村妇女家庭决策赋权杨丹a，b，丁恒a，曾萤a（西南大学 a.经济管理学院；b.普惠金融与农业农村发展研究中心，重庆 北碚400716）【摘要】农村妇女是实现乡村振兴的重要支撑力量，也是实现共同富裕需要关注的重点群体，为农村妇女赋权赋能有助于促进性别平等、实现家庭和社会和谐，助推乡村振兴和共同富裕的实现。文章首先基于相对资源理论和文化规范理论剖析非农就业对农村妇女家庭决策赋权的作用机理，其次使用CGSS（2017）数据基于广义精确匹配（CEM）方法建立逆概率加权回归（IPWRA）模型，分析夫妻非农就业模式的差异对农村妇女家庭决策赋权程度的影响，最后采用中介效应模型（ME）分析其影响机制。研究发现：非农就业是影响农村妇女家庭决策赋权的重要因素，其影响机制取决于夫妻双方就业模式的差异，妻子非农就业主要依靠性别角色观念和收入效应赋予农村妇女“能力性”领导权，丈夫非农就业主要通过让妻子递补性地承担家庭决策赋予妻子“缺席性”领导权，而且不同的夫妻就业模式对子女教养、父母奉养、家庭用品支出分配以及购买高价家庭用品等事项决策的影响也存在显著差异。【关键词】非农就业；妇女家庭决策赋权；性别角色观念；文化规范理论；IPWRA模型【DOI】10.15884/ki.issn.1007-0672.2023.05.009【收稿日期】2023-02-03【中图分类号】C913.1；F328 【文献标志码】A 【文章编号】1007-0672（2023）05-0110-17【基金项目】国家社科重点项目“乡村振兴视域下脱贫摘帽地区内生发展能力提升的适宜路径与精准政策研究”（21AGL029）、国家社会科学基金重大项目“民族地区深度贫困大调查与贫困陷阱跨越策略研究”（18ZDA121）重庆市教委哲学社会科学重大理论研究阐释专项课题（19SKZDZX15）。【作者简介】杨丹，女，湖北宜昌人，西南大学经济管理学院教授，博士生导师；丁恒（通信作者），男（回族），甘肃甘南人，西南大学经济管理学院博士生；曾萤，女，四川达州人，西南大学经济管理学院博士生。一、引言中国妇女发展纲要（20212030年）指出，男女性别平等以及妇女的全面发展程度是衡量社会文明发展进步的一个重要标志。改革开放以来，伴随着我国政治、经济、社会、文化以及生态等各个方面发生的巨大变革，我国农村劳动力结构发生了重大变化，两性就业差距逐渐缩减，现阶段劳动力市场中农村女性发挥的重要作用日渐凸显。同时，女性参与劳动市场的程度逐步提高，不仅使得农村传统的文化习俗以及村庄的社会结构性力量发生巨大变化，也使得中国婚姻家庭中的性别平等状况得到明显改善（陈秋月，2020）1，女性的需求日益呈现出多样化，而这些变化对于家庭中夫妻之间地位与权利的转变产生了影响（陈讯，2013）2。此外，家庭事务由夫妻共同决定也逐渐成为趋势，根据 第三期中国妇女社会地位调查 数据显示，超过70%的女性都参与了家庭重要的事务决策。越来越多的女性不仅可以平等地共享家庭资源，同时男性和女性共同承担家务的观念也得到了更多的认同。进入新时代，我国社会主要矛盾发生历史性的改变，妇女群众对于美好生活的需要与妇女发展的不 1102023年第5期 第44卷夫妻非农就业与农村妇女家庭决策赋权Vol.44 No.5（213）2023平衡不充分问题日益突出。城乡区域之间妇女发展的差距逐渐凸显，党中央对于妇女发展事业高度重视，为进一步优化妇女发展环境、保障妇女合法权益提供了重要推动力量，从2001年以来，国务院先后制定并实施了三个周期的中国妇女发展纲要。而在保障妇女权益、促进妇女发展、推动男女平等的过程当中，农村妇女的就业问题一直是备受关注的核心问题，一方面，女性劳动力的市场参与与减贫、农村发展和女性能力的提升息息相关，另一方面，女性赋权对于提升脱贫摘帽地区内生发展能力具有重要意义。尤其是女性赋权影响了性别平等和农村妇女独立发展的能力以及家庭成员个人的营养摄入和健康以及年轻一代的教育（Sraboni et al.，2014）3。因此，在全面推进乡村振兴战略的背景下，进一步关注和研究非农就业对于农村妇女家庭决策赋权的影响仍然具有重要的现实意义和政策价值。二、文献综述妇女赋权可以被视为一个过程，而作为家庭重要权利之一的家庭决策参与权，不仅可以增加个人决策的自主权和控制力，而且可以扩大其改变生活方方面面的能力，是考量妇女家庭地位的重要指标，相关研究主要从以下三个方面展开。一是关于女性赋权的研究。赋权被认为是在实现性别平等目标方面取得进展的一个重要指标，而且有可能带来更为广泛的福利成果，如改善粮食安全和个人营养安全以及减少贫困的发生（Asadullah&Kambhampati，2021）4。在赋权和营养方面，在世界范围内，由于女性传统上负责家庭内的食品准备，采购，加工和分配，这意味着他们能够影响家庭成员的食物分配方式，并改善食物质量和成分。相关研究发现，当妇女在家庭中赚取收入时，儿童和家庭营养比男子获得收入时更有可能改善（Smith et al.，2003）5。与此同时，也有相当多的研究调查了妇女赋权在儿童营养和生长中的作用，例如，Heckert et al.（2019）6检验了妇女赋权的四个领域是否调节了该计划对减少3至12个月大儿童的消瘦和增加血红蛋白的影响，结果表明增强妇女权能是改善儿童营养的有效途径。关于女性赋权如何影响妇女自身营养的研究也很多，Malapit et al.（2015）7发现，参与社区、控制收入、减少工作量和总体赋权得分与妇女营养呈正相关的关系，较低的性别平等差距改善了儿童的饮食和长期营养状况。此外，赋予妇女权利也有助于改善生产多样化程度较低的家庭的营养结果（Malapit et al.，2015）7。女性赋权对于贫困人口脱贫也具有积极影响，贫困通常与收入低画等号，经济不平等也习惯性地被视为收入不平等，而阿玛蒂亚 森（2013）8认为，造成贫困的真正原因实际在于一个人在实现自己想要的基本物质生活和自由时可行能力的缺失。贫困不只与不充分的收入有关，同时与权利也有着非常紧密的关系，因此，当贫困不再被看成是财富匮乏而被看成是权利匮乏时，通过赋权而非单纯增加收入就成为了促进减贫的应然选择（陈宁，2020）9。二是关于妇女家庭决策赋权的影响因素的研究。大部分学者认为家庭收入的相对贡献、对劳动力市场的参与以及财产或资产所有权是家庭决策权利的关键决定因素（Doss，200610；Quisumbing&Maluccio，200311；Swaminathan et al.，201212；Twyman et al.，201513）。其他因素还包括教育（Alwang et al.，201714；Bertocchi et al.，201415），社会和政治资产（Carlsson et al.，201216；Orr et al.，201617），以及性别制度和意识形态。这些影响因素可具体概括为母凭子贵类、自身素质类、娘家撑腰类、外界冲击类和文化差异类（陶涛，2012）18。母凭子贵类的研究认为生育男孩对贫困地区农村妇女家庭决策赋权的提升有正向影响，无论是第一胎生育男孩或是最终育有男孩均会提升妇女在家庭主要事务中的决策（殷浩栋等，2018）19。文化差异类的研究认为农业种植方式是导致中国南北方女性在家庭分工、家庭地位和劳动力市场表现存在差异的重要因素（丁从明等，2020）20。水稻种植区女性家庭承担家务更少，家庭决策中地位相对更高，更可能参加外部劳动力市场。自身素质类的研究例如妻子的美貌能 111Northwest Population JournalVol.44 No.5（213）2023够稳健增强女性在家庭内的决策权，也就是说，相比于长相平平的妻子，漂亮的妻子在家里面更受重视，也更有主导权（王群勇、赵玮，2019）21。女性具有党员身份时，她们在家中也会有更多的实权，更强的自身事务决策能力，从而相对更少地参与家务劳动（王群勇、李仲武，202022；郭君平等，201623）。娘家撑腰类研究认为娘家是出嫁女的坚强后盾，娘家是出嫁女建构其小家庭不可或缺的关系资源，而娘家针对女儿及其婆家的一系列行为，无疑是为了让女儿更好地在婆家立足（杨华，2011）24。外界冲击类研究认为微型金融主要通过信贷和保险服务两种方式获得渠道、赋权效应等促进女性增权，其不仅可以通过参与式扶贫项目，自下而上增加女性的可行能力以及能动性，而且可以通过小额信贷服务增强女性在资源方面的控制能力（陈银娥等，2015）25。三是关于非农就业与妇女家庭决策赋权关系的研究。关于非农就业与妇女赋权关系的理论和实证研究相对较多，大多从不同的观点讨论就业，特别是女性就业的含义。但对二者之间的关系目前并未形成一致的结论，大部分学者认为妇女非农就业促进了妇女家庭赋权程度的提高。工作的女性被认为能为家庭提供更多的价值。因此，女性参加工作的部分原因是希望从丈夫那里独立出来，在伴侣关系中实现更大的平等，并在婚姻失败的情况下获得安全感。如果妇女从事非农就业，她们的权利会略大一些，因为女性就业一方面带来了收入水平和生活水平的提高，增强了女性的幸福感，进而提升了女性的家庭决策赋权（Maligalig et al.，2019）26。另一方面，就业对女性权利最具变革性的影响在于，它提供了挑战不利于女性性别结构的工具，使得那些在外就业的妇女接触到更多不同的视角和思维方式，这有助于农村妇女对于其自身观念的转变，并显著提高她们在家庭中的地位，（Said-Allsopp et al.，2014）27。然而，也有部分学者质疑妇女就业与赋予妇女权利之间的联系，以及前者是否实际上能影响后者。在非农就业情况下，虽然男女工人的工资相对平等，但由于女性对家庭的经济责任，女性工人不能像男性工人那样用工资积累资产或购买房产，而财产所有权是影响妇女家庭权利的重要因素（Swaminathan et al.，2012）12，因此可能会限制女性在家庭当中的权利。此外，家庭内部存在着任务分工，妻子在工作时承担责任的概率较低，家庭当中的决策更偏向于有更多时间做决策的配偶，因此，妻子非农就业会导致妻子家庭权利的降低（Alwang et al.，2017）14。与此同时，女性就业对其自身家庭决策赋权的限制还在于对女性劳动力需求的增加不仅会使家庭内部分配向男性倾斜从而减少女性福利，而且妇女就业也会增加配偶的暴力行为，因为如果女性开始自己挣钱，那么男性养家糊口的传统角色就会被削弱，男性传统权利被剥夺往往导致挫折感，进而导致丈夫对妻子的暴力行为，从而抑制妻子在家庭当中议价能力的提升。综上所述：关于家庭内部分配的文献通常假设经济权利越大的人议价能力越强，从而引导分配朝着自己喜欢的方向进行，然而，这一因果链中缺失的一环是家庭内部通常未被观察到的决策过程。同时，虽然现有研究已经关注到非农就业对于妇女家庭决策赋权的影响以及制约妇女家庭决策赋权的相关因素，但仍存在以下两方面的不足：一方面国内文献当中虽然有关注制约妇女家庭决策赋权的相关因素，但是，相较于以往的研究，探讨非农就业对农村妇女家庭决策赋权的影响及其影响机制的实证研究较少，因此对于农村妇女参与家庭决策机制的认知可能存在一定的不足；另一方面研究家庭内部权利分配的文献较少，更缺乏在城市化、工业化背景下，从家庭整体性视角下关注农村地区不同夫妻非农就业模式对于妇女家庭决策赋权影响的研究。本文可能的贡献在于：（1）不同于既有研究从宏观视角对农村非农就业问题的研究，本文基于家庭联合决策模型考察非农就业对农村妇女家庭决策赋权程度的影响，将不同家庭就业模式对农村妇女家庭决策赋权程度的影响进行对比，对这一领域的研究进行了有益补充。（2）本文分析的样本为农村地区的妇女，而农村妇女是推动农业农村现代化的重要力量，是乡村振兴的享有者、受益者，更是推 1122023年第5期 第44卷夫妻非农就业与农村妇女家庭决策赋权Vol.44 No.5（213）2023动者、建设者，因而研究结论也为提升广大农村妇女权利，保障妇女权益，提供了有益思路与理论依据。（3）本文将非农就业与农村妇女家庭决策赋权纳入同一研究框架中，在分析非农就业对妇女赋权影响的基础上，进一步探讨非农就业对农村妇女在家庭各项事务决策上的影响，有助于丰富妇女家庭决策赋权影响因素的相关研究。鉴于此，本文对于农村妇女的家庭综合决策权主要通过4项家庭事务来描述，并且以非农就业作为核心解释变量，构建出非农就业对农村妇女家庭决策赋权影响的计量模型，以此表明增加非农就业机会可能确实会对农村家庭产生深远的影响。三、理论分析框架本文主要关注两个问题，一是非农就业对农村妇女家庭决策赋权的影响如何；二是非农就业对农村妇女家庭决策赋权的影响机制是什么，以此来判断非农就业能否真正提升农村妇女家庭决策赋权。因此，本文构建了如下理论分析框架：妻子非农就业带来农村妇女传统观念的转变以及引起夫妻之间各自所拥有的相对资源的变化，赋予农村妇女“能力性领导权”；丈夫非农就业使得丈夫在家庭当中停留的时间变少，妻子成为家庭事务的主要决策者，赋予妻子“缺席性领导权”。家庭决策的研究通常基于两个基本的理论模型，分别是单一决策模型和集体决策模型。单一决策模型认为家庭成员之间是利他的，都是以家庭效用最大化为目的（Becker，1965）28。但是作为单一决策者的单一决策模型不足以描述由多个人组成的家庭的观察行为。因此，由Chiappori（1988）29提出其替代方案联合决策模型，也称集体决策模型。集体决策模型认为家庭是由多个有自己理性偏好的个人组成，家庭中单独的个体都拥有自己的效用方程，家庭内部的决策过程，无论结果如何，都会产生帕累托式的结果。因此，相比于单一决策模型，集体决策模型更好地描述了家庭内部的决策过程，由于农户家庭决策也属于多个决策主体的集体决策，因此，本文参考已有研究（吴桂英，200230；陈秋月等，20201），从集体决策模型出发，以农户家庭夫妻间的决策作为研究载体，建立农村妇女家庭决策模型，提出如图1所示的研究内容逻辑框架。首先，农村夫妻在个人、家庭以及区域特征的影响下，会表现出不同的家庭劳动分工模式，其次，不同的家庭劳动分工模式会对农村妇女家庭决策赋权以及不同家庭事务的决策权产生影响，而影响的主要途径包括三个：一是妻子非农就业通过影响农村妇女与其配偶之间相对资源差距，并通过收入效应影响农村妇女家庭决策赋权；二是妻子非农就业通过影响农村妇女自身的性别观念，并通过性别观念效应进而影响农村妇女家庭决策赋权；三是只有丈夫非农就业时，会通过赋予农村妇女“缺席性领导权”，进而影响农村妇女家庭决策赋权。（一）妻子非农就业对于农村妇女家庭决策赋权的影响根据Becker（1965）28的家庭经济学理论，单个家庭成员在家庭内部所拥有的讨价还价能力的大小将会影响他们在家庭当中的决策。夫妻的个人特征、家庭特征以及地域环境的影响决定了各自的就业选择，而夫妻不同的就业选择对于夫妻间的讨价还价能力即相对影响力产生了重要影响。当家庭中夫妻各自所持有的意见不同甚至冲突图1夫妻非农就业影响农村妇女家庭决策赋权的逻辑框架 113Northwest Population JournalVol.44 No.5（213）2023时，决策主体往往会基于自己在家庭当中相对影响力的大小来影响对方所作出的选择，进而对整个家庭的行为产生影响（姜海纳，2018）31。而受我国传统“男主外，女主内”的社会性别思想观念的影响，农村已婚妇女自身一直处于就业的弱势地位，同时，男女就业在传统的性别分工赋予的影响下也表现出不同的意义，男人就业往往被认为是为整个家庭做贡献，即所谓的挣钱养家，而女人就业则被认为部分为自己，这使得妇女的自主权受到了限制。然而通过非农就业，不仅提高了农村妇女的收入水平和生活水平显著，还增强了其幸福感，进而提升了农村妇女的家庭决策赋权（陈印陶，1997）32。此外，妇女在就业期间很大程度上会接受相关培训，所获知识可应用于家庭的日常活动，帮助更多的农村妇女参与家庭决策。与此同时，农村妇女接受正规教育的机会也少于男性，非农就业也为农村妇女创造了接受进一步教育的机会，提高了农村妇女自身的人力资本，妇女可以成为更有能力的工作者，更有资格再就业。沿着上述这些思路，非农就业使农村妇女接触到了更广泛的观点，扩展了她们的视角和资源，给了她们在家庭中获得更多权利的机会。假说1：家庭中妻子参与非农就业能够提升农村妇女家庭决策赋权，赋予农村妇女“能力性领导权”。非农就业改变妇女相对资源的地位进而影响妇女家庭决策赋权：Blood&Wolfe（1960）33的相对资源理论认为，在家庭权利博弈中，夫妻双方谁享有的社会经济资源更多，谁在家庭决策中就会处于更加有利的地位，当妻子有经济实力时，她们在家庭当中的讨价还价能力也会相应地提高，从而在家庭中获得更高的地位，而在社会经济资源中最重要的莫过于夫妻各自所获得的劳动收入。相较于男性，农村女性劳动力在个人劳动技能、文化程度以及身体状况等方面一般都处于劣势地位，加之农村已婚妇女还需要承担家庭日常开销费用，而单纯的务农收入已不足以支撑家庭开支，因此，对于农村妇女而言，通过非农就业赚取的劳动收入，一方面可以很大程度上减少农村妇女在经济上对于丈夫的依赖，并对整个家庭的收入作出重大贡献，另一方面也使得农村妇女获得更多的发展资源，家庭婚姻权利关系因此发生变化。假说1a：妻子非农就业通过影响农村妇女与其配偶之间相对资源差距，并通过收入效应影响农村妇女家庭决策赋权。非农就业改变传统文化规范进而影响妇女家庭决策赋权：文化规范理论主要强调夫妻在家庭当中的性别角色分工与家庭所处地方的社会制度与文化环境对于家庭决策权利的影响，在我国传统家庭性别角色分工规范的影响下，即便女性承担提供家庭经济的工作，但女性在家庭中的权利地位却不会因此而获得明显的提升，此外，由于女性的生育责任，她们可能更多地被限制在家里和农村当地。而随着现代经济社会的发展，对于农村妇女而言，非农就业很大程度上缓解了传统文化规范对农村妇女的影响，对提高农村妇女家庭地位的作用也日益凸显（陈讯，20132）。非农就业使得那些在外就业的妇女接触到更多不同的视角和思维方式，这有助于促进农村妇女自身观念的转变。就业也促进了农村妇女组建、加入或参与妇女团体，在这个过程中关于性别角色的新观念也会呈现给农村妇女，而这些信息有可能提高她们对性别平等的认识，并帮助她们了解自己的生存价值和独特特征。同时，非农就业也影响了男性对女性的看法，促使固有的社会秩序和传统文化发生了长期的变化。这些现象在一定程度上可以缓解传统性别规范对农村妇女的压力。总之，非农就业经历一方面使得农村妇女的收入与生存环境发生巨大变化，另一方面，就业所带来的从封闭到开放的生活模式的转变，使得农村妇女的生活方式和价值观念发生转变，从而影响到妇女的家庭地位。假说1b：妻子非农就业通过影响农村妇女自身的性别观念，并通过性别观念效应进而影响农村妇女家庭决策赋权。1142023年第5期 第44卷夫妻非农就业与农村妇女家庭决策赋权Vol.44 No.5（213）2023（二）丈夫非农就业对于妇女家庭决策赋权的影响农村男性的非农就业同样也是影响农村妇女家庭决策赋权的重要因素，当男性配偶就业时，一个占主导地位的家庭成员不存在，这使得留守妻子能够行使更大的权利。丈夫单独外出务工使得丈夫停留在家庭当中的时间变少，因而对于家庭事务的决策权变小，这就导致家庭当中大部分事务的决策落到妻子身上，与此同时，由于留守在家的妇女承担了更多的农业生产活动，掌握了更多的家庭资源，因此男性务工收入的增长对留守妇女的家庭决策权造成影响（陈志光、杨菊华，2012）34。农村妇女通过递补性地参与家庭的日常生产消费决策和农业生产活动，不仅增强了自身经济及决策的独立性，而且也使其对家庭的贡献更加显性化，因而可能会获得更多的家庭决策权利，赋予农村妇女“缺席性领导权”（孟宪范，199535；郝晶辉等，202136）。换言之，这种家庭决策权利只有在丈夫缺席的情况下才会成为可能，而一旦丈夫回到家庭中，原来由丈夫行使的权利可能依然会重新回到丈夫手中（王彩芳，2007）37。假说2：家庭中只有丈夫参与非农就业时才能够提升农村妇女家庭决策赋权，赋予农村妇女“缺席性领导权”。四、研究设计（一）数据来源本文实证分析采用的数据来自中国综合社会调查（CGSS）最新的公开数据，即2017年的调查数据。本文的研究主题为农村妇女的家庭决策赋权，并考虑夫妻非农就业模式差异，参照现有文献选择CGSS数据中居住在农村、具有农村户口以及曾是农村户口的女性为研究样本，并剔除了未婚、丧偶的样本。为保证研究结论的可靠性，本文对部分样本数据进行了适当的处理，在消除数据可能存在的异常对于回归结果的影响后，最终得到691个有效样本。（二）变量说明本文重点关注夫妻非农就业模式对农村妇女家庭决策赋权的影响，因此实证分析所需要的主要变量如下：1.被解释变量。本文的被解释变量为妇女家庭决策赋权（Decision making power），CGSS（2017）调查问卷中通过以下4个问题对妇女家庭决策赋权进行测量：“子女的教养、自己父母的奉养、家用支出的分配、购买高价家庭用品四个家庭事务是由您还是您配偶决定？”。问题答案分为5个等级，分别取值为5至1分。由于上述四个题项所测量的标准与内容不一致，因此，为准确反映出上述四个项目对妇女家庭决策赋权的相对重要性，本文并没有通过将四个问题简单相加来求出总和，而是采取因子分析方法求出一个因子值，即妇女家庭决策赋权总分。其含义是：妇女的家庭决策赋权总分越高，表明妇女在家庭当中的地位越高，决策权越强，反之，妇女的家庭决策赋权总分越低，表明妇女在家庭当中的地位越低，决策权越低。表1详细说明了四个项目及其因子负荷。此外，为了便于文章更好地描述和解释，本文将因子值转化为1到100之间的指数。因子值越大，指数取值越大。经转换后，妇女的家庭决策赋权总分的均值为57.076，标准差为17.052。2.核心解释变量。非农就业为本文的核心解释变量。由于CGSS（2017）问卷中将个人的工作经 预处理具体包括以下几点：部分样本存在重要数据缺失的情况，对该部分样本进行了剔除；由于部分数据的极端值偏离程度巨大，本文对部分变量进行了099分位的缩尾处理。由于本文主要考虑的是夫妻间的决策权分配，因此剔除了由其他家庭成员决策的样本。转化公式是：转换后因子值=100*（因子值-因子值最小值）/（因子值最大值-因子值最小值）。115Northwest Population JournalVol.44 No.5（213）2023历分为6种情况，本文只选择那些具有非农就业特征（包括以前从事非农工作但暂时失业、以前从事非农工作但暂时务农、目前从事非农工作）的样本，因此将目前从事非农工作以及曾有过非农经历的赋值为1，没有工作或者务农的情况赋值为0。表1为夫妻双方的非农就业信息，依据妻子年龄分段统计。在全部样本农户中，农户夫妻双方中至少有一个人从事过非农工作的比例为73.76%，样本农户中夫妻双方都从事过非农工作的比例高达 47.84%。有70.45%的丈夫从事过非农工作，有51.15%妻子从事过非农工作，其中只有妻子从事过非农工作的样本农户有101户，占比3.31%。年轻夫妇中（妻子年龄1845 岁）双方都从事非农工作的比例更高，占比达到27.25%。从以上信息可以看到，我国农村家庭中外出务工的比例较高，同时农村妇女在结婚后外出就业的概率也在逐渐增加，“男主外，女主内”的典型的传统劳动分工模式正在向夫妻共同参与非农就业的方向转变。3.其他控制变量。考虑到妇女家庭决策赋权程度还受到其他控制变量的影响，因此本文参照现有文献（汪伟，2010）38同时引入了一系列控制变量，包括决策主体特征变量（如夫妻的年龄、夫妻受教育年限、夫妻健康状况，夫妻个人经济收入、妻子拥有房产情况、宗教信仰、民族、互联网使用情况、语言水平、社会交往）、家庭特征变量（如家庭经济状况、家庭党员数量、父母非农就业情况等）、个人主观态度变量（如性别观念态度、主观幸福程度，社会态度、政治态度）、地理特征变量（本文划分了四个区域，即东部、中部、西部以及东北部地区）。表2变量定义与描述统计被解释变量妇女家庭决策赋权子女的教养自己父母的奉养家用支出的分配购买高价家庭用品核心解释变量夫妻都未非农就业夫妻共同非农就业妻子非农就业丈夫非农就业家庭四项主要决策是否由妻子说了算：家庭决策赋权总分，分值越高，决策权越强子女的教养是否由妻子主导：总是妻子=5；经常是妻子=4；妻子和丈夫各半=3；经常是丈夫=2；总是丈夫=1自己父母的奉养是否由妻子主导：总是妻子=5；经常是妻子=4；妻子和丈夫各半=3；经常是丈夫=2；总是丈夫=1家用支出的分配是否由妻子主导：总是妻子=5；经常是妻子=4；妻子和丈夫各半=3；经常是丈夫=2；总是丈夫=1购买高价家庭用品是否由妻子主导：总是妻子=5；经常是妻子=4；妻子和丈夫各半=3；经常是丈夫=2；总是丈夫=1夫妻都未非农就业=1；其他=0夫妻共同非农就业=1；其他=0只有妻子非农就业=1；其他=0只有丈夫非农就业=1；其他=057.0763.0682.9963.0512.8310.2520.4670.0360.24517.0520.8060.6580.8070.8440.4340.4990.1870.43001111000010054551111变量名定义均值标准差最小值最大值 此处夫妻非农就业统计为未进行预处理之前的结果。地区变量中，以东北部为参照组。表1夫妻非农就业情况描述夫妻都没有非农就业只有丈夫非农就业只有妻子非农就业夫妻共同非农就业合计个数8026911011 4623 056百分比（%）26.24022.6103.31047.840100 1162023年第5期 第44卷夫妻非农就业与农村妇女家庭决策赋权Vol.44 No.5（213）2023农户个人特征妻子受教育程度丈夫受教育程度妻子年龄丈夫年龄妻子健康状况丈夫健康状况妻子经济收入丈夫经济收入财产所有权个人宗教信仰个人民族互联网使用情况社会交往个人主观态度幸福感社会态度性别观念家庭特征娘家支撑是否有生育男孩家庭人口数量家庭经济情况党员户母亲非农就业情况父亲非农就业情况区域特征东部地区中部地区西部地区019年分别代表从文盲到研究生以上学历019年分别代表从文盲到研究生以上学历家庭中妻子的年龄（岁）家庭中丈夫的年龄（岁）妻子自评健康程度衡量，分值从15代表很不好到很好丈夫自评健康程度衡量，分值从15代表很不好到很好妻子的全年收入（元）（取对数）丈夫的全年收入（元）（取对数）您现在这座房子的产权属于谁：自己所有=1其他=0未信仰宗教=0信仰宗教=1少数民族=1汉族=0在最近半年，有没有使用互联网的经历：有=1没有=0与朋友进行社交娱乐活动的频率：17代表从不到几乎每天以幸福程度衡量：从15分代表非常不幸福到非常幸福婚前性行为看法：从15分代表总是不对的到完全是对的对性别角色观念的看法，从15分代表完全不同意到完全同意，代表对两性家庭角色传统态度的认同度结婚以来，您父母是否在金钱上帮助过您请问您有几个子女：子女里有男孩=1，没有=0家庭目前住在一起的人数家庭成员过去一年所有收入的总和（元）（取对数）家庭当中党员的数量您14岁时，您母亲的就业状况是：非农就业=1，其他=0您14岁时，您父亲的就业状况是：非农就业=1，其他=0东部地区为1，否则为0中部地区为1，否则为0西部地区为1，否则为06.7978.23049.42150.9573.4273.5885.8618.1050.3390.1110.0930.4854.2683.8741.7807.1980.4800.3293.1279.8640.1920.1190.7840.2810.2890.3154.2753.68913.15113.0691.1581.0944.6473.8990.4740.3150.2900.5001.8860.8111.0692.1220.5000.4701.4682.3730.3950.3240.4120.4500.4540.4650019231100000011120010000000191988875512.21013.120111175514111113.300111111续表变量名定义均值标准差最小值最大值（三）模型设定本文重点关注夫妻非农就业模式对妻子家庭决策赋权的影响。为了得到稳健和可靠的估计结果，本文首先将非农就业对农村妇女家庭决策赋权的影响进行了普通最小二乘法（ordinary least squares，OLS）回归分析作为基础回归。接下来，为了处理自选择偏差存在的内生性问题，先对所有样本进行了广义精确匹配（Coarsened Exact Matching，CEM），进一步采用逆概率加权回归调整（Inverse-probability-weighted regression adjustment，IPWRA）方法对非农就业对农村妇女家庭决策赋权的影响进行实证分析，并在此基础上采用相对重要性分析（Relative importance analysis，RIA）的方法探讨了非 117Northwest Population JournalVol.44 No.5（213）2023农就业对于妇女不同家庭事务决策的影响。最后采用中介效应（Mediating Effect，ME）模型分析存在的影响机理。1.广义精确匹配（CEM）方法。广义精确匹配（CEM）方法主要的目的是使处理组与控制组的协变量的分布尽可能保持平衡，从而最大程度上增强两组数据之间的可比性（Iacus et al.，2012）39，很好地控制了观测数据中混杂因素对于政策结果的影响。因此本文采用CEM方法对部分控制变量进行预处理，而在进行匹配时，L1是一个非常重要的变量，其取值范围是0，1，通常情况下，要证明CEM的匹配效果是否较好，主要就是看匹配以后L1相比较匹配前的L1是否有所下降（Blackwell et al.，2010）40。2.逆概率加权回归调整（IPWRA）估计。由于基准OLS模型不能进行反事实分析，本文进一步采用逆概率加权回归调整（IPWRA）模型分析不同夫妻非农就业模式对农村妇女家庭决策赋权的影响，并通过反事实分析计算具体的影响效应。首先，IPWRA估计方法允许模型中的处理变量为多分类值变量，可以得到多分类变量匹配后的平均处理效应，从而可以将夫妻在不同的家庭分工模式下的农村妇女家庭决策赋权进行比较。其次，夫妻非农就业的差异并非一个随机的结果，一方面，妇女参与劳动力市场可能已经是她们赋权的一个指标，能够工作意味着已经克服了家庭内部的某些限制，因此只有获得更多权利的妇女才能进入劳动力市场。另一方面，具有某些特征的妻子或丈夫往往更具有非农就业偏好，而这些固有特征可能也会影响妇女的家庭决策权，这使得简单对比丈夫非农就业和妻子非农就业两个群体的差别可能存在自选择偏差的内生性问题，而IPWRA估计方法通过反事实的分析，能够很好地处理此类内生性问题。夫妻非农就业可简单分为四种模式：只有妻子非农就业，只有丈夫非农就业、妻子与丈夫共同非农就业，妻子和丈夫都没有非农就业。夫妻非农就业模式的集合为：NFW=Na,Nb,Nc,Nd（1）假设N为非农就业的处理变量，N=Na=1为夫妻两个都没有非农就业，N=N2=2为只有妻子非农就业，N=N3=3为只有丈夫非农就业，N=N4=4为夫妻两个共同非农就业。WomenDecision为妇女家庭决策赋权变量，与夫妻非农就业相对应，妇女家庭决策赋权的集合为：WomenDecision=WomenDecisiona,WomenDecisionbWomenDecisionc,WomenDecisiond=WomenDecisionm m NFW（2）任意两种夫妻非农就业模式对妇女家庭决策赋权影响的差异为：ATTh,k=E(WomenDecisionh)-E(WomenDecisionk)（3）其中，ATTh,k为夫妻非农就业模式h相对于非农就业模式k的平均处理效应。直接对公式（3）进行估计，将面临着样本缺失和估计偏误问题。对于上述样本缺失问题，通常采用匹配方法进行处理。平均处理效应基本表达式为：ATTh,k=1ni=1nyip(h,Z)|Mi=h-p(h,Z)|Mi=k（4）其中，yi为妇女家庭决策赋权程度，Z为协变量。p(h,Z)为给定协变量Z条件下非农就业模式h的条件概率，并采用多项选择（Multinomial Logit）模型进行估计。在使用逆概率加权回归调整方法（IPWRA）时，需要同时考虑妇女家庭决策赋权（结果方程）和非农就业（选择方程）不同的影响因素，因此本文将控制变量按结果方程和干预方程分为两组。（1）妇女家庭决策权（结果方程）控制变量。影响妇女家庭决策赋权的控制变量主要包括个人特征，包括夫妻的年龄、夫妻的受教育程度、夫妻的收入、房产所有权、宗教信仰、互联网使用、民族、社会 1182023年第5期 第44卷夫妻非农就业与农村妇女家庭决策赋权Vol.44 No.5（213）2023交往、娘家支撑；家庭特征，包括家庭经济状况、家庭人口数量、父母非农就业情况、家庭子女当中是否有男孩、家庭是否为党员户；个人观念特征，包括性别角色观念、个人社会态度，同时本文也控制了地区变量。（2）非农就业（干预方程）控制变量。影响夫妻非农就业的控制变量主要包括个人特征，包括夫妻的年龄、夫妻的受教育程度、夫妻的健康状况、房产所有权、宗教信仰、互联网使用、民族；家庭特征，包括家庭经济状况、家庭人口数量、父母非农就业情况、家庭子女当中是否有男孩、家庭是否为党员户，个人观念特征，包括个人主观幸福感，同时本文也控制了地区变量。3.相对重要性分析（RIA）方法。由于本文研究的家庭决策赋权包括多个家庭事务的决策权，因此采用相对重要性分析方法来研究不同非农就业模式对妇女在不同家庭事务中决策权的影响情况。其基本思想是在模型形成后比较不同解释变量的相对重要性，换句话说，即分离出每个解释变量对整个模型的R2或调整后的R2的贡献（Ye et al.，2015）41。本文主要分析影响妇女在不同家庭事务中决策权的各个因素的相对重要性，特别是夫妻非农就业相对于其他因素的重要性。4.中介效应（ME）模型。理论分析部分本文根据相对资源理论提出妻子非农就业通过影响农村妇女与其配偶之间相对资源差距，并通过收入效应影响农村妇女家庭决策赋权。根据文化规范理论提出妻子非农就业会通过影响农村妇女自身的性别观念，并通过性别观念效应进而影响农村妇女家庭决策赋权。为了验证上述两个假说，本文采用中介效应分析法，以妻子非农就业为自变量，妻子的性别观念以及夫妻之间的收入差距为中介变量，农村妇女家庭决策赋权为因变量，检验非农就业与农村妇女家庭决策赋权之间的关系，并通过逐步回归法构建了如下中介效应模型：WomenDecision=a0+a1worki+a2Xi+1i（5）Medoiai=b0+b1worki+b2Xi+2i（6）WomenDecision=c0+c1worki+c2mediai+c3Xi+1i（7）模型中，mediai为本文的中介变量，WomenDecision为妇女家庭决策赋权变量，worki为妻子非农就业，Xi是控制变量。五、实证分析结果（一）非农就业对于农村妇女家庭决策赋权的影响1.基准回归结果。本文采用OLS回归作为基准回归分析，结果显示，在控制其他条件不变的情况下，夫妻都未非农就业与丈夫非农就业均会降低农村妇女的家庭决策赋权，而夫妻共同非农就业与妻子非农就业均会显著提升农村妇女的家庭决策赋权。但是，运用基准OLS模型估计夫妻非农就业对农村妇女家庭决策赋权的影响，忽略了自选择偏差下存在的内生性问题，因为农村妇女家庭决策赋权在受夫妻非农就业和其他控制变量影响的同时夫妻非农就业和其他控制变量也存在相关关系，为解决该问题，本文进一步采用IPWRA方法对夫妻非农就业对农村妇女家庭决策赋权的影响进行估计，其理论逻辑在于通过干预方程所得的概率倒数