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    _婚姻法司法解释三_对女性劳动力供给的影响_王靖雯.docx

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    _婚姻法司法解释三_对女性劳动力供给的影响_王靖雯.docx

    “ 婚姻法司法解释三 ” 对女性劳动力供给的影响 王 靖 雯 魏 思 琦 内容提要 我国 “ 男主外、女主内 ” 的思想由来已久,旧社会中女性更多将重心放在家庭生产中。 随着社会的发展,女性变得越来越独立,原有家庭分工模式已难以持续。 2011年,最高人民法院出 台的 “ 婚姻法司法解释三 ” ,对于夫妻双方婚后共同财产作出界定,使婚姻更加财产化、物质化。本 文基于 CGSS2010和 CGSS2012数据,运用双重差分法,考察了该制度的实施对于女性劳动供给的 影响,进一步通过该制度对房屋产权的影响分析了其对女性劳动供给影响的传导途径。实证结果 发现, “ 婚姻法司法解释三 ”的实施使女性的劳动参与率提高,尤其使没有房产的女性显著增加了劳 动供给,这也从侧面反映出我国婚姻法相关规定在一定程度上使女性处于弱势地位,仍需进一步 完善。 关键词 “ 婚姻法司法解释三 ” 女性劳动供给双重差分 _、引言 在我国传统的文化观念中,女性的地位较低, “ 男尊女单 ”“ 男主外、女主内 ” 的思想根深蒂固,即使 在现代社会,仍然有一些地区奉行着这样的思想。 过去女性生活的重心为家庭内部活动,而随着妇女 的解放、社会的发展,越来越多的女性进人到劳动力 市场,女性变得越来越独立,原有模式不断被瓦解, 夫妻双方往往都有一定独立的经济实力,完全依赖 于丈夫进行生活的女性越来越少。我国一些法律的 出台,尤其是中华人民共和国婚姻法(下文简称 婚姻法 在一定程度上为解放女性、打破传统家庭 结构、促进男女平等做出了巨大贡献。婚姻法自 出台以后多次进行修改和解释,以适应社会变迁,提 升法律的实效性。 2001年婚姻法施行以后,为了 增强法律对于现实中遇到的相关案件 纠纷的适用 性,最高人民法院分别于 2001年 12月 24日和 2003年 12月 25日出台了 “ 解释一 ” 和 “ 解释二 ” 对 婚姻法进行解释。 2008年以来,我国的离婚率和 法院受理的婚姻家庭财产纠纷案件数量逐年上升, 针对这些现象中反映出来的相关问题,最高人民法 院于 2011年 8月12日又出台了关于适用〈中华人 民共和国婚姻法〉若干问题的解释(三) K下文简称 “ 婚姻法司法解释三 ” ),对于婚后夫妻双方财产分割 的相关内容进行了解释,其中包括对于婚后夫妻房 屋产权所有和婚后个人孳息所得、自然增值等相关 财产的解释。这一解释强调了婚后夫妻财产的归属 问题,明确了个人的财产权利,使得夫妻双方财产明 确化、分离化。在这个过程中我们可以看到国家尽 可能地运用自身权力去维持家庭秩序,并保护家庭 成员合法权益不受侵害。 .但遗憾的是,这种父权式 的保护在某种意义上反而成为破坏家庭的起源。其 中,最为突出的当属 “ 婚姻法司法解释三 ” 大范围对 夫妻财产分割规定所引发的系列争论。 中国政法大学教授夏吟兰指出 “ 这一解释很可 能演变成公民遵循的法则,可能以后年轻人结婚前 都会先明确个人财产和共同财产,这可以促进女人 独立自主,经济上不那么依 赖男人,是一种进步。 ” 而 中山大学的鲁英教授则认为 “‘ 婚姻法司法解释三 ’ 的出台相比于之前而言不利于女权的保障,保护了 婚姻关系中男方的相关利益,忽视了女方的合法权 益。 ” 关于这一问题的相关争论仍然没有定论。但有 一点是毋庸置疑的, “ 婚姻法司法解释三 ” 这一制度 的出台确实使婚姻更加财产化与物质化。为了评估 *王靖雯、魏思琦,中央财经大学经济学院,邮政编码 100081,电子邮箱 。 感谢匿名审稿人的意 见,本文文责自负。 44 一 “ 婚姻法司法解释三 ” 的政策效应,本文基于法经济 学的视角,使用中国综合社会调査数据 CGSS2010, CGSS2012,实证考察 “ 婚姻法司法解释三 ” 这一政 策对女性劳动供给的影响。研究结论表明, “ 婚姻法 司法解释三 ”的出台显著的增加了女性的劳动供给。 具体的,该制度的出台使女性劳动参与率提高了 2. 9,城市女性主要是通过增加非农就业来实现劳 动参与率的提高,而农村女性则更多从事农业劳动 获得经济收入以寻求经济上的独立和保障。 在已有关于 “ 婚姻法司法解释三 ” 的政策影响文 献中, LK2012指出 “ 婚姻法司法解释三 ” 是中性、普 遍适用的,这与性别平等的原则是一致的;张菁 2012则认为新的司法解释重视个人自主权和尊 严,有积极的一面,然而由于立法者缺乏社会性别视 角,损害了妇女的正当权益,存在着极大的缺陷;刘 祎 2012指出 “ 婚姻法司法解释三 ” 的出台固化了男 性的事实优势,侵害了女性尤其是弱势女性在婚姻 家庭中的权益,是法律的性别歧视 ;冯博 2012认为 我国现行婚姻法律制度忽视了社会性别理论,导致 了对离婚妇女财产权保护力度不足,因此,他建议在 婚姻法律制度中植入社会性别理论以实现对女性权 利的特殊保护。很多学者肯定了 “ 婚姻法司法解释 三 ” 对夫妻离婚时财产归属做了明确、详尽的规定, 目的是为了保护女性的权益,但实质上透露的不平 等,依然在房产归属问题上存在,可能引发问题 裴 巧玲, 2013;艾佳慧, 2012;万文珏, 2013。 “ 婚姻法 司法解释三 ” 会使婚姻关系中的女方重新审视自己 在婚姻关系中的定位,让女方在进行婚姻选择时目光 不再仅仅局限于男方是否拥有房屋等方面。与此同 时,由男女双方共同出资买房 将逐渐成为一种主流趋 势的观点,可能使女性增加劳动供给和增强独立意 识,必须建立健全保护妇女权益的法律和制度,否则 会极大地影响家庭分工的效率(石红梅, 2006;武建 霞 ,2012。 与本文研究有着密切联系的另一些重要文献就 是劳动经济学领域对于女性劳动市场参与的研究。 张川川( 2011研究了子女数量对女性劳动供给的影 响, 杜凤莲 2008从家庭结构和儿童看护视角研究 了我国城镇地区女性劳动参与率的变化 ;Goldin Katz 2002、 Greenwood Yorukoglu 2005和 Fernandez et al2004则从不同的角度解释了 20世 纪以来女性劳动参与率发生巨大变化的原因。 既有研究 “ 婚姻法司法解释三 ” 的文献大多从法 律、道德伦理等层面来阐述法律中相关条款可能会 经济学动态 2016年第 7期 在一定程度上使女性处于不利地位,是一种法律上 的歧视。而在考察女性劳动供给的相关文献中,大 多是从社会观念、社会地位以及家庭分工等层面来 分析的。较少有研究从法律制度层面考察女性的劳 动参与,对 2011年出台的 “ 婚姻法司法解释三 ” 影响 女性劳动供给进行实证分析则更少,因此 我们想通 过双重差分,选取受影响最大女性和受影响较小的 男性作为一个维度,以制度颁布前后作为时间维度 进行 DID分析,探究这一制度对于女性劳动参与的 影响,进而对其做出相应的评估。 二、数据与变量 本文使用的 “ 中国综合社会调査 ” 数据是由中国 人民大学中国调查与 k据中心负责执行的全国性、 综合性、连续性的调查项目。该调査项目旨在系统 全面地收集社会、社区、家庭、个人多个层面的数据, 反映和总结中国社会变迁的趋势,为具有学术研究 价值和现实意义的课题提供数据支持。由于我们考 察的 “ 婚姻法司法解释三 ” 是在 2011年出台,因此我 们选取 CGSS2010年、 2012年两年在全国范围内展 开的调査, CGSS2010样本共有 11783个观测值, CGSS2012共有 11765个观测值,我们将两年的数据 进行了匹配和整理,得到了混合截面数据。由于 “ 婚 姻法司法解释三 ” 中相关条款主要是对于 z夫妻双方婚 后财产的界定问题,因此我们选取了达到适婚年龄的 男性和女性 男性 22岁以上,女性 20岁以上 样本来 研究在法规实施前后女性劳动参与率的变化。 我们关心的核心变量为女性的劳动供给, CGSS2010和 CGSS2012都询问了受访者是否为了 取得经济收人而劳动以及是否参与非农工作,我们 依据这两个问题生成被二元解释变量 参与劳动 是否 ) 和非农工作(是否)。由于本文评估的是 “ 婚 姻法司法解释三 ” 的影响,因此根据法规实施时间, 我们定义 2012年为 1,2010年为0,来考察法规实 施前后的两个时期。解释三的关键条款是房产权的 进一步明晰和界定,因此我们考察个人是否拥有房 屋产权,并生成变量 房屋产权 是否),作为政策 传导的途径进行考察。 “ 婚姻法司法解释三 ” 影响的 主要群体是已婚女性,对男性影响非常小,我们以此 作为截面维度,定义性别二元变量。因考虑到除了 “ 婚姻法司法解释三 ” 之外,还可能有其他的因素会 对法规实施前后产权以及劳动供给是否改变造成影 响,我们在回归中对一些变量进行了控制,以减少因 为遗漏变量等因素而导致估计结果有偏。考虑到不 45 同年龄的个体可能在房屋产权问题上持有不同的观 念,生活在城市中的人们可能比生活在农村的人更 加看重房屋产权等问题,我们在方程中分别加人了 年龄、年龄的平方、居住地类型、民族 、婚姻状况、受 教育程度、父亲的受教育程度、个人收入和子女数量 等变量作为控制变量。主要的核心变量的描述统计 如表 1。样本一共有 22928个观测值,其中男性样 本量 11281个,女性样本量 11647个,这些达到适婚 年龄的人拥有房屋产权的平均概率为 51.0,从事 劳动的概率为 62. 5。 表 1 描述性统计 变量 观测值 均值 标准误 最小值 最大值 房屋产权(是否 ) 22878 0. 510 0. 500 0 1 参与劳动(是否 ) 21900 0. 625 0. 484 0 1 非农就业工作(是否 ) 22928 0. 395 0. 489 0 1 性别 22928 0. 508 0. 500 0 1 年龄 22924 48. 885 15.473 20 96 居住地类型 22928 0. 477 0. 500 0 1 婚姻状况 22920 4. 029 2. 610 1 8 民族 22897 0. 910 0. 286 0 1 本人受教育程度 22921 2. 179 0. 946 1 5 父亲的受教育程度 22371 1- 723 0. 724 1 5 子女数量 22808 1. 825 1. 335 0 11 注民族为二元变量, 1代表汉族, 0代表非汉族;性别为 1表示女性,性别为 0表示男性。婚姻状况、受教育程度和父亲的 受教育程度是分类变量。后文若无特别说明均如此。 数据来源 CGSS2010、 CGSS 2012。 三、识别策略 由于在两年间有很多使女性的劳动供给发生变 动的因素,若直接用法规实施前后女性劳动供给的 变化是有偏误的(即直接的 OLS回归会造成偏误 ) , 因此我们使用双重差分 DID的方法来解决其中的 内生性问题。首先我们定义两个维度,一个是时间 维度,由于这一司法解释出台于 2011年,因此我们 选取了 2010年和 2012年的数据,分别作为法规实 施前和实施后的时间维度,通过考察法规实施前后 的不同,得到 “ 婚姻法司法解释三 ” 带来的影响。另 一个是性别维度,我们选用性别维度主要是基于两 方面的考虑一方面,由于 2011年实施的 “ 婚姻法司 法解释三 ” 最主要的几项条款是关于夫妻双方财产 界定的,这些条款在一定程度上使女性处于不利地 位,增加了女性婚后的风险。因此,女性群体是受法 规影响的主要群体。她们通过增加自身的劳动供给 来提高保障。另一方面,我国 “ 男 主外、女主内 ” 模式 根深蒂固,无论法规实施与否,男性一般都是要出去 工作的,而此项司法解释的出台使得已婚女性在将 来可能面临着 “ 净身出户 ” 的风险。因此,为了谋求 经济独立和经济保障,会增加自身的劳动供给。综 合以上两点,我们认为这一法规的出台主要受影响 的群体是女性。由此我们将男性作为对照组,女性 作为实验组。通过将女性与男性的对比得到在这项 法规出台之后,女性较之于以前劳动供给的变化。 为了验证男女维度,我们进行了图形检验,如图 1、 图 2所示 图 1显示,达到适婚年龄的男女中,男性在劳 动市场的参与率大约 为 75,女性大约为 50。 也就是说大多数男性都会从事劳动,而有些女性不 工作、可能主要依赖配偶或者父母、子女生活。图 2显示法规实施后男性的劳动参与率确实没有发 生变化,而女性的劳动参与率较法规实施前却出现 /明显的上升。图 1和图 2为我们以男女作为另 一个维度提供了经验证据,也为我们进行 DID的 分析提供了基础。因此,我们以法规实施前后和男 女作为DID的两个维度,来识别 “ 婚姻法司法解释 三 ” 对女性劳动供给的影响。即使男性受到了该法 规的影响(较女性而言较小),由于法规强调的物质 财产观念使得男性劳动参 与率也有所提高,那么估 计出来的结果实际上低估了法规实际的效果。也 就是说司法解释三对女性劳动供给的影响事实上 要更大。为了详细的探究司法解释三对女性劳动 46 经济学动态 2016年第 7期 0.2 - 2010 2012 年份 图 2 法规实施前后男女劳动供给的变化 a〇 aiT{ a2 Dj aTfD /Xiy ,; 1 其中,心代表参与劳动(是否 ) 或者非农工作 是否 );T,为时间维度, 2010年为 0,2012年为 1; 为性别维度,男性为〇,女性为 1;内为省的固定 效应 ;X为劳动参与的一些控制变量,包括年龄、教 育程度等。此处的 3为双重差分的结果,即 “ 婚姻 法司法解释三 ” 对女性劳动供给的影响。 四、实证结果 一 “ 婚姻法司法解释三 对女性劳动供给的影 响基本结果 我们使用 CGSS2010和 CGSS2012的混合截面 数据对方程 ( 1进行回归,结果如表 2。 表 2第 ( 1列是不加入控制变量和省固定效应 的结果。根据(时间 性别 ) 的系数,我们可以看到 婚姻司法解释三的出台使女性的劳动参与率提高了 2. 7。由此可见,这个法规的 实施使得女性更加有 经济独立的意识和行动,但这个结果的解释可能是 由于其他因素发生变化抑或是各省本身的差异导致 图 1 法规实施前男女劳动供给情况 供给的影响,得到更为精确量化的结果,我们建立 了 DID的回归方程( 1。 n a L 2010年劳动供给情况以性别分类 表 2 双重差分基准回归 变量 劳动参与 非农就业 1 2 3 4 时间 0.006 -0. 011 0. 007 0.001 0.009 0.015 0 009 0,014 性别 0. 207*** 0 230„ -0. 172*** -0. 190*** 0.009 0. 008 0. 009 0.008 时间 性别 0. 027** 0.013 0.029*“ 0.011 0.014 0. 013 0. 008 0.011 控制变量 X V X 7 省固定效应 X V X 常数项 0. 720”* 0, 567„ 0, 483“* 0. 743 0.006 0. 042 0. 007 0. 039 观测值 21900 21251 22928 22241 R 2 0.041 0. 312 0. 029 0, 352 注括号中为稳健标准误。 ***, **, *分别表示在 1 , 5,10的水平上统计显著。控制变量包括年龄、年龄的平 方、居住地类型、民族、受教育程度、父亲的受教育程度、婚姻 状况和子女数量。 的。也就是说,异质性的地区差异才导致我们观测 到的女性劳动供给的增加,于是我们给出增加了控 制变量和省固定效应的第 2列,结果仍然可以发现 女性的劳动力供给显著增加,而且系数略变大。也 就是说,确实是法规的实施导致了女性劳动参与率 的上升 。具 体而言,法 规的实 施使得女性的劳动参 与率上升了 2.9。 我们都知道劳动主要分为两种,农业劳动和非 农劳动,为了进一步考察女性劳动参与率的提高是 通过何种类型的工作实现的,我们将非农就业作为 因变量进行分析,回归结果为第( 34列。从这两 列的结果可以看出,这一变量并没有在法规出台前 后发生显著变化,也就是说女性的非农就业参与率 并没有受到显著影响。结合劳动参与和非农就业的 结果,我们可以看出法规使女性显著的增加了自己 的劳动供给,但是非农就业参 与并没有显著增加。 也就是说,很有可能法规增加女性劳动参与主要是 通过增加女性从事农业劳动的方式。考虑到参与劳 动的农村女性主要从事的是农业劳动,而参与劳动 的城市女性基本从事的是非农就业,所以我们需要 对非农就业进行进一步的城乡异质性分析。 二 ) “ 婚姻法司法解释三 ” 对城市和农村女性劳 动供给的影响 我们发现, “ 婚姻法司法解释三 ” 显著增加了女 性的劳动参与率,但是当考察非农就业的时系数不显 著。也就是说,城乡之间异质性较大,因此我们根据 女 □ □ 劳动参与率 女 劳动参与率 47 居住地类型,将样本分为城市样本和农村样本,分别 考察对于城市和农村女性的影响,结果如表 3所示。 表 3 ‘‘ 婚姻法司法解释三 ” 对城市和农村 女性劳动供给的影响 变量 劳动参与 非农就业 城市 农村 城市 农村 时间 -0, 041* 0. 016 0, 037, -〇 .〇〇〇 0.020 0. 023 0.020 0.019 性别 -0. 226*** -0. 222*** 0.212* 0. 164“* 0.011 0.012 0.011 0.011 时间 性别 0. 033** 0.015 0.030* 0.015 0. 035” 0.015 -0. 008 0.014 控制变量 7 7 V 省固定效应 7 7 V 常数项 1. 059*** 0. 144 0. 965„ 1.001*-* 0. 059 0. 073 0. 058 0. 065 观测值 10158 11093 10557 11684 R 2 0. 414 0. 214 0. 409 0. 272 注 括号十为稳健标准误。 ***, *, *分别表示在 1, 5,10的水平上统计显著。控制变责包括年龄、年龄的平 方、居住地类型、民族、受教育程度、父亲的受教育程度、婚姻 状况和子女数量。 表 3的回归结果表明 ,该法规的出台使城市和 农村女性都显著提高了劳动参与率。其中,城市女 性受到的影响要更大一些 ,一 方面城市女性相对更 加具有独立意识观念, M 方面农村女性相对来说 财产意识较弱。而在非农就业参与率上,城市女性 通过更多参加工作来赚取收入从而实现自己的经济 独立,而农村的女性并没有显著提高自己的非农就 业参与率。考虑到一方面可能农村女性由于从事农 业劳动已经积累了一些经验,放弃农业工作转而从 事非农工作的机会成本较大 ;另一方面由于一些技 术、观念等因素的限制使她们转移到非农就业的难 度比较大。因此,农村女性可能是通过增加从事农 业劳动来获取经济收人和经济保障。 总的来看, “ 婚姻法司法解释三 ” 的出台对女性 的劳动供给产生了很大影响,提高了女性的劳动参 与率。其中,城市女性和农村女性都增加了劳动参 与,城市女性通过从事非农就业寻求独立,而农村女 性则通过增加农业劳动获取收入,相对来说城市女 性受到的影响要更大。 三)共同趋势检验 双重差分方法的前提假设是共同趋势假定,表 2结果的一个潜在的问题是,我们得出的结果可能 是由 于某种异质性的时间趋势导致的。也就是说, 48 女性劳动参与率的提高是时间的趋势,而不是该法 规引起的。为了验证估计结果的稳健性,我们做了 共同趋势检验,共同趋势的基本思想就是说如果没 有这项法规的出台,女性的劳动参与应该不会受到 影响。因为这是反事实的分析,我们选取 2008和 2010年的数据用事前的共同趋势来验证真正的趋 势。具体估计方程如 ( 2式所示。 Yaoa/TZa/Dja/T/D, Xij 2 其中, TV表示时间维度, 2008年为 0,2010年为 1, 其他变量含义同方程 1。如果 /是显著的,则表 3结 果是异质性的时间趋势引起的,而不是法规的效果。 由于 2008年数据缺乏劳动参与的问题,我们主 要以非农就业的参与作为检验的主体,同样分为了 城市和农村样本进行事前共同趋势的检验(见表 4。我们发现,无论是城市还是农村系数均不显著。 也就是说在法规实施前无论是城市还是农村,女性 的非农就业都没有提高的时间趋势,因此验证了城 市女性就业参与的提高确实是由 “ 婚姻法司法解释 三 ” 的出台而引起的。 表 4 共同趋势检验 2008和 2010年共同趋势 变量 非农工作 城市 农村 时间 , 0. 090** 0.030 0.025 0.033 性别 0.204 糾 -0. 152 „ 对离婚妇女财产权 保护的不足与完善,山东女子学院学报第 1期。 刘祎, 2012法治与性别平等 论〈婚姻法〉司法解释(三)第 五条之法理缺陷,山东女子学院学报第 6期。 裴巧玲 , 2013〈 婚姻法司法解释 (三 )〉房产归属论,中 北大学学报 社会科学版)第 6期。 石红梅, 2006我国女性就业与家务时间配置的影响因素分 析,中共福建省委党校学报第 6期。 万文珏, 2013从 “‘ 婚姻法司法解释三 ’” 谈女性权益保护 , 江西师范大学硕士学位论文。 武建霞, 2012新婚姻法的改革对社会的影响及意义,法 制与社会第 31期。 张川川, 2011子女数量对已婚女性劳动供给和工资的影 响 ,人口与经济第 5期。 张菁, 2012 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