【熱點推薦】好男人都結婚了嗎？看看經濟學給出的解釋！

范冰冰在央視一套《出彩中國人》擔任節目評委時曾感嘆道：“好男人都結婚了。”連範大美女都發出如此感嘆，不少女性更是在心中吶喊：“為什麼好男人都結婚了？為什麼收入高、責任感強的男人都是已婚男？”

這篇論文將會告訴你答案：不是好男人都結婚了，而是結婚後男人們都變好了！培根說：“在人生中，妻子是青年時代的情人，中年時代的伴侶，暮年時代的守護。”人們大都豔羨那些自帶光環的成功人士，而忽視了他們背後的支持，他們之所以不擔心未來，是因為身邊有賢妻站臺。

本文利用1989―2009年中國健康與營養調查數據(CHNS)研究我國男性工資婚姻溢價及其產生的原因。在控制相關特徵變量之後，在婚男性工資比非在婚男性工資顯著高出6.８％。

利用實證數據發現我國的男性婚姻溢價無法用婚後家庭內部專業化分工、男性婚後責任感增強以及女性選擇優秀的男性作為配偶來解釋，但是可以由妻子的“相夫”特徵（選擇效應）所解釋。

本文結論：同等條件下已婚男性收入更高，不是因為好男人都結婚了，而是因為結婚了，他才成為好男人。

引言

男性婚姻溢價(MarriagePremium)是指，大量的勞動經濟學文獻對男性工資的經驗研究表明，在控制相關特徵變量之後，已婚男性的工資顯著地高於單身男性。

對於男性婚姻溢價產生的原因，已有的文獻給出了兩種解釋：其一，為婚姻的生產力假說(MarriageProductivityHypothesis)，具體影響機制是已婚男性可以從家庭性別分工中獲得間接收入，即：婚姻是因，婚姻溢價是果，即婚姻提高男性生產力；其二，婚姻的選擇性假說(MarriageSelectionHypothesis)，即：某些男性具備不可觀測的生產力導致他們更容易結婚並獲得更高的工資，又稱之為婚姻的“選擇效應”。

“家庭分工理論”和“婚姻選擇效應”之間的差別是前者認為男性婚姻工資溢價是婚姻導致的結果，而後者認為婚姻溢價是遺漏不可觀測變量導致的內生性偏誤。因而，識別男性婚姻溢價形成機制的關鍵是解決其中涉及的遺漏變量問題。

解決這一問題的基本思路有三種：一是利用面板數據，通過固定效應模型來控制不隨時間變化的不可觀測個體異質性；二是利用同卵雙胞胎數據進行一階差分迴歸控制不可觀測異質性；三是利用Maddala(1983)兩步估計方法來處理婚姻狀態是內生虛擬變量所產生的樣本選擇偏誤問題。在這三種識別方法中，第一種在文獻中使用得最多，後兩種使用得較少。

本文試圖從兩個方面做出邊際貢獻：一是在識別方法上，從一個全新的視角來識別男性婚姻溢價的形成機制。二是從中國的國情出發，對生產力效應的具體機制進行進一步研究，提出家庭內部分工理論、男性婚後的責任感、妻子的“相夫效應”都有可能導致男性的婚姻溢價，並分別檢驗這三種可能性成立與否。

實證分析

1、中國男性“婚姻溢價是否存在”

其中，lnM_wage是男性工資的對數，Martial是男性的婚姻狀況虛擬變量，X是男性的特徵變量（各種individualfeatures）。

2、“家庭分工理論”的檢驗方法

使用“中介作用”模型來驗證“家庭分工理論”。所謂的中介作用是指自變量通過中介變量來影響因變量的過程(BaronandKenny，1986；MacKinnonetal，2002)。

“家庭分工理論”認為婚姻通過減少男性的家務勞動時間提高了男性的生產率，這說明家務勞動時間是中介變量。因而，本文在模型中引入家庭勞動時間，通過檢驗家庭勞動時間的“中介作用”，從而檢驗“家庭分工理論”是否可以解釋男性婚姻溢價。

其中，X是自變量，M是中介變量，Y是因變量，φ表示截距，ε表示模型的誤差項，θ１、θ２、θ３、θ４表示迴歸係數。

若上述方程中的迴歸係數同時滿足下列三個條件，則可以認為中介作用是存在的：

(１)、若方程２中的迴歸係數θ１顯著，則可表明自變量(X)與因變量(Y)之間存在線性關係；

(２)、若方程３中的迴歸係數θ２顯著，則可表明自變量(X)與中介變量(M)之間存在線性關係；

(３)、若方程４中的θ４顯著，且方程４中的迴歸係數θ３與方程２中的θ１相比，數值顯著變小，則意味著中介變量(M)有助於預測因變量(Y)。

3、男性婚後責任感的識別方法

在方程(１)中引入男性責任感特徵變量來驗證男性婚後責任感是否可以解釋其婚姻工資溢價：

R是男性婚後家庭責任感，用家庭人口規模和男性每週工作的小時數作為男性的家庭責任感代理變量。

邏輯上，家庭人口規模與男性每小時工資收入存在雙向的因果關係，即方程(５)中的家庭人口規模變量為內生變量。針對這一問題，本文將採用工具變量法解決。

4、“相夫效應”和“選擇效應”的識別方法

在方程(１)中引入妻子的特徵變量來識別男性婚姻溢價是否可由妻子的“相夫效應”或“選擇效應”來解釋：

其中，X２是妻子的特徵變量，作者認為女性的受教育年限和收入水平與其“相夫”能力相關。因此，使用它們作為妻子“相夫效應”的代理變量。由此產生的內生性問題，本文引入女性的身高變量來解決，作者認為女性的身材過於矮小不會影響她的“相夫效應”，但是會制約她在婚姻市場上的“選擇效應”，即身材過於矮小(例如低於150釐米)的女性在婚姻市場上的競爭力不如身高正常的女性。因此，文章通過設置妻子身材矮小的虛擬變量，對飽和模型(SaturatedModel)進行迴歸。

5、干預效應模型對婚姻溢價的識別方法

為了解決非隨機抽樣導致的選擇性偏誤，本文使用Maddala(1983)提出的干預效應模型(TreatmentEffectModel，TE)對虛擬內生變量建模：

1、在控制個體特徵、時間效應和省份效應等特徵變量的條件下，我國男性的婚姻溢價為6.８％。

2、我國男性的婚姻溢價無法由“家庭分工理論”解釋。婚姻沒有通過減少男性家務時間提高其工資。

3、我國男性的婚姻溢價無法由“男性婚後責任感”所解釋。

4、妻子的受教育程度和妻子的收入水平顯著正向影響其丈夫的工資水平，且不受妻子身高過於矮小的影響，說明“相夫效應”可以解釋男性的婚姻溢價。

5、婚姻影響工資的不可觀測因素無關，且發現婚姻初期(０―３年)，男性婚姻溢價無異於零；對３年以上的婚姻，則婚姻持續時間越長，溢價越高。

在同等條件下，已婚男性收入更高，不是因為好男人都結婚了，而是因為結婚了，有了妻子的“相夫”，他才成為能夠賺取高工資的好男人。

注：此資訊源于網路收集，如有健康問題請及時咨詢專業醫生。

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