好男人都结婚了吗？最后的研究论据亮了……

以ｏｒｅｎｍａｎ ａｎｄ Ｎｅｕｍａｒｋ（1991）借助于ＮＬＭＹＭ图表，通过一般来说现像基本概念，见到自由选择现像可以表述如此一来人薪金离嫁娶价的５０％，同时，他们证明离嫁娶本身不均必要性提极较低了如此一来人在供给产品上的附加值，还必要性提极较低了如此一来人在某些特定岗位（如管理管理人员或专业管理人员）升迁的期望值；Bardasi and Taylor（2008）借助于英国大家庭侦测实地调查图表，适用一般来说现像基本概念依靠了一系加与同样、大家庭、管理工作及雇合而为一涉及的相异之两处常倍数以及不随星期变异的变异异质性以前，见到女儿的管理工作星期与未婚夫的薪金如此一来对人关联，以及女儿所负责的保姆数倍数与未婚夫的薪金如此一来反之亦然关联，他们据此称之为出有，离嫁娶价其余部分看想到大家庭结构上产品化。同时，他们见到一般来说现像基本概念推算的离嫁娶价值比OLS基本概念推算的要小，他们据此称之为出有，这是因为OLSＭ并不需要捕捉到那些与薪金于是以涉及且不必光谱仪的变异一般来说现像，这详见明一其余部分如此一来人离嫁娶价应看想到“自由选择现像”。

从内容上看，本文将研究课题两个上都的缺陷。首先，中可能会国的如此一来人是否是同西欧发达国家一样也缺少于离嫁娶薪金价。其次，中可能会国的如此一来人离嫁娶价是否是可能会由于人文传统和社可能会制度经济管理制度的相异，造如此一来了离嫁娶价的形如此一来必要与西欧发达国家相异。反驳，我们将检验都有几个就其缺陷：（１）由于中可能会国人文的大家庭----本质相异于西欧人文的同样----本质，因此，如果中可能会国如此一来人缺少于离嫁娶价的话，那么，断言，中可能会国人文中可能会的大家庭本质和女儿的“弟妹”传统会可能会通过“相夫现像”来阻碍如此一来人离嫁娶价；（２）严打外交政策造如此一来了的大家庭极多子化和中可能会国工薪阶层女同性恋的劳动积极参与率值得注意极较低于欧美等缘故是否是可能会制左右大家庭互相配合论点对如此一来人附加值的表述技能；（３）离嫁娶必要性提极较低如此一来人的附加值是否是因为如此一来人在结嫁娶以前的大家庭自觉加强，从而造如此一来了其离嫁娶的薪金价；（４）依靠可检视缘故以前，女同性恋是否是检视到如此一来人不必光谱仪的供给，自由选择其中可能会模范的如此一来人作为已婚，从而造如此一来了如此一来人离嫁娶价。

本文的于是以确性结果详见明：要务如此一来人缺少于离嫁娶价。在依靠了涉及相异之两处常倍数以前，要务如此一来人薪金离嫁娶价左右为６．８％。究其缘故，本文见到要务如此一来人的离嫁娶价可用与女儿的“相夫现像”有关的相异之两处常倍数来表述，但难以用如此一来人保姆劳动星期、如此一来人嫁娶后的“自觉”和女儿的“自由选择现像”来表述，因此，本文包括的确实详见明中可能会国如此一来人离嫁娶价的形如此一来必要是女儿的“相夫现像”。

02

本其余部分，我们将在Ｍｉｎｃｅｒ（1974）薪金重新考虑等式的一新建立于是以确性基本概念来检验都有五个缺陷：（１）如此一来人离嫁娶价缺少于吗？（２）如此一来人离嫁娶价并能由“大家庭互相配合论点”表述吗？（３）如此一来人离嫁娶价并能由如此一来人嫁娶后“自觉”加强表述吗？（４）如此一来人离嫁娶价并能由女儿的“相夫现像”表述吗？（５）如此一来人离嫁娶价并能由女儿的“自由选择现像”表述吗？就其基本概念另设如下：

对于缺陷（１），本文论点上如此一来人的薪金是由等式（１）重新考虑的：

ｌｎＭ＿ｗａｇｅ＝α＋βＭａｒｔｉａｌ＋γQ１＋ε，（１）

其中可能会，ｌｎＭ＿ｗａｇｅ是如此一来人薪金的近似，Ｍａｒｔｉａｌ是如此一来人的离嫁娶精神状态模拟常倍数，Q１是如此一来人的相异之两处常倍数，值得注意颇受基础教育极较低度、管理工作科学知识算起、管理工作科学知识算起的平方、管理工作基本单位特性、管理工作基本单位影响力也、月份痴常倍数以及省可能会痴常倍数等。α是无量纲项，ε是大意欠项。值β是离嫁娶唤起如此一来人薪金的价。如果重返值β为于是以且值得注意，则暗示缺少于如此一来人离嫁娶价。

（二）“大家庭互相配合论点”的检验就其方法则

对于缺陷（２），本文适用“举例来说抑制作用”基本概念来检验“大家庭互相配合论点”。所谓的 举例来说抑制作用是称之为自常倍数通过举例来说常倍数来阻碍因常倍数的流程（Ｃａｒｏｎ ａｎｄ 原以ｅｎ－ｎｙ，1986；Ｍａｃ原以ｉｎｎｏｎｅｔ ａｌ．，2002）。“大家庭互相配合论点”称之为出有离嫁娶通过减极多如此一来人的保姆劳动星期必要性提极较低了如此一来人的附加值，这暗示保姆劳动星期是举例来说常倍数。因而，本文在基本概念中可能会导入大家庭劳动星期，通过检验大家庭劳动星期的“举例来说抑制作用”，从而检验“大家庭互相配合论点”是否是可以表述如此一来人离嫁娶价。

按照Ｃａｒｏｎ ａｎｄ 原以ｅｎｎｙ（1986）明确称之为出有的“举例来说抑制作用”检验基本概念，我们通过重返都有三个等式来暗示是否是缺少于“举例来说抑制作用”。

上述等式中可能会，Q是自常倍数，Ｍ是举例来说常倍数，Ｙ是因常倍数，φ详见示截距，ε详见示基本概念的大意欠项，θ１、θ２、θ３、θ４详见示重返值。若上述等式中可能会的重返值同时受限制下加三个先决条件，则可以称之为出有举例来说抑制作用是缺少于的：（１）若等式２中可能会的重返值θ１值得注意，则可详见明自常倍数（Q）与因常倍数（Ｙ）彼此之间间缺少于线性关联；（２）若等式３中可能会的重返值θ２值得注意，则可详见明自常倍数（Q）与举例来说常倍数（Ｍ）彼此之间间缺少于线性关联；（３）若等式４中可能会的θ４值得注意，且等式４中可能会的重返值θ３与等式２中可能会的θ１相比之下，倍数值得注意变小，则意味着举例来说常倍数（Ｍ）有助预测因常倍数（Ｙ）。

如果θ２或者θ４不值得注意（或者两者都不值得注意），那么暗示Q与Ｙ彼此之间间的阻碍并不是通过Ｍ这一举例来说来借助于的；如果等式（２）、（３）、（４）中可能会的重返值受限制上述三个先决条件，则可至极多暗示缺少于“其余部分的”举例来说抑制作用，即Q对Ｙ的阻碍其余部分是直接的，其余部分是间接通过Ｍ这一举例来说借助于的；如果上述三个先决条件都赢取受限制，但θ３不值得注意，则暗示Q与Ｙ彼此之间间的关联缺少于一种“与众相异的”或“仅仅部都是的”举例来说抑制作用，即Q对Ｙ的阻碍全部都是部是通过Ｍ这一举例来说间接借助于的。

对举例来说现像的检验，Ｍｏｂｅｌ（１９８２）明确称之为出有的就其方法则是检验经过举例来说常倍数的偏移上的重返值的q是否是值得注意，即检验ｚ＝θ２θ４／θ２２ｓ２θ４＋θ２４ｓ２θ槡２是否是值得注意，其中可能会，ｓθ２是θ２的规范大意；ｓθ４是θ４的规范大意。值q项检验就其方法的原论点上为Ｈ０：θ２θ４＝０，即“不缺少于举例来说现像”，若拒绝接受原论点上，则举例来说现像值得注意。

对于缺陷（３），本文在等式（１）中可能会导入如此一来人自觉相异之两处常倍数来检验如此一来人嫁娶后自觉是否是可以表述其离嫁娶薪金价，赢取等式（５）

ｌｎＭ＿ｗａｇｅ＝α＋βＭａｒｔｉａｌ＋γＥ＋γQ１＋ε，（５）

其中可能会，Ｅ是如此一来人嫁娶后大家庭自觉，其他常倍数的判别同等式（１）保持一致。

如此一来人大家庭自觉是一个不必光谱仪的常倍数，本文适用长一职常倍数详见征，由此赢取略去常倍数缺陷的激活解。由于（１）大家庭现有人口影响力也变大，如此一来人嫁娶后大家庭负有的阻碍可能会变大；（２）如此一来人嫁娶后大家庭自觉变大，如此一来人的管理工作星期越长。 因此，本文分别适用大家庭现有人口影响力也和如此一来人每周管理工作的全部都是程数作为如此一来人的大家庭自觉长一职常倍数。

如果等式（５）中可能会的如此一来人大家庭自觉推算值值得注意为于是以，同时，如此一来人离嫁娶薪金价的推算值比等式（１）的值小或者不值得注意，那么，我们就得出结论如此一来人嫁娶后大家庭自觉可以表述如此一来人离嫁娶价。

断言，大家庭现有人口影响力也与如此一来人每全部都是程薪金总收入缺少于双向的因果关联，即等式（５）中可能会的大家庭现有人口影响力也常倍数为一般来说常倍数。针对这一缺陷，本文将引入应用软件常倍数就其方法克服。就其检验流程，我们将在于是以确性流程中可能会顺利进行讨论。

ｌｎＭ＿ｗａｇｅ＝α＋βＭａｒｔｉａｌ＋γQ１＋δQ２＋ε，（６）

其中可能会，Q２是女儿的相异之两处常倍数，其他常倍数的判别同等式（１）保持一致。

所谓“自由选择现像”是称之为一个如此一来人是否是受制于离嫁娶平衡状态不是一个随机比对的结果，即如此一来人的离嫁娶平衡状态常倍数为模拟一般来说常倍数。为了克服非随机比对造如此一来了的功能性多态性，我们适用Ｍａｄｄａｌａ（１９８３）明确称之为出有的阻挠现像基本概念（ｔｒｅａｔｍｅｎｔ ｅｆｆｅｃｔｍｏｄｅｌ，ＭＥ）对模拟一般来说常倍数建模。Ｍｈｕｎ ａｎｄ Ｌｅｅ（２００１）最早适用阻挠现像基本概念对如此一来人离嫁娶价缺陷顺利进行研究课题，本文独有他们的管理工作，借助于阻挠现像基本概念对一般来说模拟常倍数Ｍａｒｔｉａｌ建模，矫于是以重返等式中可能会的功能性偏欠，并适用ｃｈｉ粗略推算倍数对如此一来人离嫁娶平衡状态是否是缺少于自由选择顺利进行暗示。就其基本概念另设如下：

重返等式：ｌｎＭ＿ｗａｇｅ＝α＋βＭａｒｔｉａｌ＋γQ１＋ε，（７）

自由选择等式：Ｍａｒｔｉａｌ＊＝＋ηＺ＋μ，（８）

其中可能会，等式（７）中可能会各常倍数与等式（１）保持一致，而在等式（８）中可能会，被表述常倍数Ｍａｒｔｉａｌ＊是一个非光谱仪常倍数，人物形象了离嫁娶精神状态模拟常倍数Ｍａｒｔｉａｌ的形如此一来，受限制：Ｍａｒｔｉａｌ＊＞０时，Ｍａｒｔｉａｌ＝１；否则，Ｍａｒｔｉａｌ＝０。Ｚ是阻碍离嫁娶精神状态的一四组常倍数，值得注意平皆年龄、平皆年龄的平方、颇受基础教育极较低度、管理工作基本单位特性、管理工作基本单位影响力也、月份痴常倍数以及省可能会痴常倍数等。ε和μ依从二元于是以态分布，且近似为０、协方欠矩阵为σε（ρρ）１。ρ是人物形象重返等式和自由选择等式大意欠项涉及性的涉及联数。检验等式（７）是否是缺少于抽样自由选择偏欠，可以适用似然比检验来检验原论点上“Ｈ０：ρ＝０”，若似然比检验拒绝接受原论点上，则详见明基本概念缺少于抽样偏欠，否则，则详见明基本概念不缺少于抽样基本概念偏欠。此外，也有统计学家适用诬蔑史密斯倍数（λ）给定来判定是否是缺少于抽样自由选择偏欠，其中可能会λ＝σερ，σε是重返等式大意欠项ε的方欠，ρ是重返等式和自由选择等式大意欠项的涉及联数。

03

图表缺极多与常倍数暗示

（一）图表缺极多

本文的图表来自美国北卡罗来纳大学现有人口中可能会心和中可能会国疾病依靠中可能会心联合行动顺利进行的该协会合作伙伴——— 中可能会国健康与微倍数元素实地调查（Ｍｈｉｎａ Ｈｅａｌｔｈ ａｎｄ ＮｕｔｒｉｔｉｏｎＭｕｒｖｅｙ，ＭＨＮＭ）。实地调查始于１９８９年，分别于１９９１年、１９９３年、１９９７年、２０００年、２００４年、２００６年及２００９年顺利进行了８次，实地调查内容值得注意居民现有流行病学相异之两处、经济社可能会制度活动等上都，该实地调查引入了多下一阶段整体随机整群比对的就其方法则，覆盖了要务东、中可能会和西部８—９个省可能会，除省可能会周边地区和较较低总收入的周边地区除此以外，该实地调查也在每个省可能会依据总收入整体（极较低、中可能会、较低）和一定的权重随机抽走４个五县，于是又在每个五县中可能会抽走五县西南部和按总收入整体抽走３个中心地带，每个头村２０户，这些周边地区内的主城区和郊区皆是随机比如说的。由此可见，ＭＨＮＭ图表不具整体随机比对、大抽样等优良特性，极为适用于对要务如此一来人离嫁娶价的研究课题。

本文比如说１９８９年、１９９１年、１９９３年、１９９７年、２０００年、２００４年、２００６年和２００９年９个省可能会的１６—６０岁的周边地区如此一来人作为研究课题抽样，此外，本文剔除颇民意实地调查的相异之两处常倍数如纯薪金总收入、管理工作星期、管理工作基本单位特性、管理工作基本单位影响力也、颇受基础教育极较低度等常倍数图表局限性或记录为“不知道”等的抽样，最终赢取8976个检视值的计倍数抽样。

（二）常倍数暗示

１．如此一来人的薪金总收入

本文将如此一来人的薪金称之为标判别为ＭＨＮＭ收集的颇民意实地调查合而为一要总收入资讯中可能会的“去年一般每月的薪金总收入（元）”，为了之后于较为，本文用卖家价格称之为数（ＭＰAPC）将月份的总收入换算为１９８９年不变价格衡倍数的薪金总收入。为了检验离嫁娶对附加值的阻碍，消除管理工作星期的欠异，本文按照Ｃｉｎｔｈｅｒ ａｎｄ Ｚａｖｏｒｄｎｙ（２００１）的敦促，依据平皆每周管理工作星期和年头把月薪金总收入换算如此一来全部都是程薪金，即全部都是程薪金总收入＝月薪金总收入／（平皆每周管理工作的天数×每天管理工作的全部都是程数×４）。

２．离嫁娶精神状态常倍数

本文将如此一来人离嫁娶精神状态另设为模拟常倍数，若颇民意实地调查的离嫁娶精神状态为在嫁娶平衡状态，则另设为１，否则为０。

３．保姆星期

以颇民意实地调查每天想到保姆的全部都是程数来推算，就其的保姆管理工作值得注意：为大家庭购买食品、为父母想到饭、洗熨衣服、杂务地下室等。

４．其他依靠常倍数

颇受基础教育期限：由于ＭＨＮＭ图表库均剩颇民意实地调查的颇受基础教育极较低度，因此本文按照要务的基础教育体制将其转化为相应的颇受基础教育期限。

管理工作科学知识：用颇民意实地调查平皆年龄－颇受基础教育期限－６来详见示。

管理工作基本单位特性：另设痴常倍数，若为国企（值得注意中央政府机关、其实质事业基本单位、研究课题所以及国企），则另设为１，否则为０；若为小积极参与者（如乡镇所属），则另设为１，否则为０；若为大积极参与者（如五县、市、省所属），则另设为１，否则为０；以除这三类特性除此以外的其他管理工作基本单位特性作为替换成常倍数。①

管理工作基本单位影响力也：另设痴常倍数，以颇民意实地调查的管理工作基本单位次数小于２０人作为替换成常倍数；若该抽样的管理工作基本单位次数介于２０—１００人，则另设为１，否则为０；若该抽样的管理工作基本单位次数大于１００人，则另设为１，否则为０。

详见１为如此一来人涉及相异之两处常倍数的描述性粗略推算，其中可能会第（１）加为全部都是抽样资讯，第（２）、（３）加分别为受制于“在嫁娶平衡状态”和“非在嫁娶平衡状态”下的如此一来人资讯。在全部都是部８ ９７６个如此一来人抽样中可能会，有１ ５８７个，即１７．７％的如此一来人受制于“非在嫁娶平衡状态”。

04

如此一来人的离嫁娶价缺少于吗

通过对重返等式（１）的推算，本文推算了如此一来人的离嫁娶精神状态对其薪金总收入的阻碍。详见２第（１）、（２）加的重返结果详见明，在同等先决条件下，受制于“在嫁娶精神状态”下的如此一来人薪金总收入要比“非在嫁娶精神状态”下的如此一来人极较低。其中可能会，第（１）加中可能会的重返均值得注意“离嫁娶精神状态”这个模拟常倍数，该常倍数的值在１％的极较低度上值得注意，其推算值为０．３４３，这意味着在不考虑其他缘故的情形，在嫁娶如此一来人的平皆薪金比非在嫁娶如此一来人的要略较低３４．３％；第（２）加的于是以确性结果显示，在依靠了管理工作科学知识、管理工作科学知识的平方、颇受基础教育期限、管理工作基本单位特性、管理工作基本单位影响力也、月份模拟常倍数和省可能会模拟常倍数等常倍数后，“离嫁娶精神状态”模拟常倍数的值在１％的极较低度上仍值得注意，其推算值为０．０６８。这意味着在依靠了其他常倍数的情形，相对于“非在嫁娶平衡状态”的如此一来人，受制于“在嫁娶平衡状态”下的如此一来人薪金价为６．８％，这个离嫁娶价倍数在Ｍｃｈｏｅｎｉ（１９９０）实测的离嫁娶价范围内。

关于薪金的其他基本阻碍缘故（管理工作科学知识、颇受基础教育期限、管理工作基本单位特性和管理工作基本单位影响力也）的研究课题结果与即使如此手抄本（尹志激和甘犁，２００９ ①１０ ；允金粟兰和郑加梅，２０１３ ②１１ ）的推论相近。管理工作科学知识与其薪金待遇是长方形倒“Ｕ”形曲线关联；颇受基础教育期限越长，薪金待遇越极较低，基础教育收益为２．４％大左右；相对于除其实质、小积极参与者和大积极参与者外的管理工作基本单位特性，在大积极参与者基本单位管理工作的如此一来人，每全部都是程薪金总收入在１％极较低度上值得注意地极多，其推算值为０．１１３；而在依靠了其他常倍数的一新，相比之下于在影响力也为２０人都有的管理工作基本单位管理工作，在影响力也介于２０—１００人或１００人以上的管理工作基本单位管理工作的如此一来人每全部都是程薪金总收入要值得注意地极较低，左右略较低３．９％。

05

为什么缺少于如此一来人离嫁娶价

（一）“大家庭互相配合论点”可以表述如此一来人离嫁娶价吗

１．长一职常倍数的自由选择及判别

本文用如此一来人保姆星期作为检验“大家庭互相配合论点”的基本常倍数，按Ｃｅｃｋｅｒ（１９７５）等手抄本所述，离嫁娶通过减极多如此一来人保姆劳动星期，使其专注于劳动产品的广泛性房地产，从而必要性提极较低了附加值。如年前所述，如此一来人保姆星期是离嫁娶和离嫁娶价的举例来说常倍数， 因此，本文适用举例来说抑制作用基本概念来检验“大家庭互相配合论点”是否是可以表述如此一来人离嫁娶价。

２．于是以确性结果与分析方就其方法

就其于是以确性结果如详见２第（２）—（５）加所示。由详见２第（３）加的重返结果，我们见到离嫁娶精神状态对如此一来人的保姆劳动星期长方形不值得注意的对人阻碍，按Ｃａｒｏｎ ａｎｄ原以ｅｎｎｙ（１９８６）的举例来说抑制作用基本概念，这仍然详见明大家庭互相配合论点必须表述如此一来人离嫁娶价。第（４）加的重返结果详见明，如此一来人的保姆星期对其薪金总收入在１％极较低度上长方形值得注意的对人阻碍，其推算值为－０．０１３，即若如此一来人每天能极多１全部都是程想到保姆星期，则其每全部都是程薪金能上升１．３％。当然，诬蔑向因果关联也能如此一来立，极较低薪金的如此一来人，其想到保姆的星期可能会愈来愈极多，只是这一一般来说性缺陷并不阻碍我们的推论。第（５）加的于是以确性结果详见明，在总收入离嫁娶重返等式中可能会转为保姆星期后，保姆星期对如此一来人薪金总收入在１％极较低度上长方形值得注意的对人阻碍，其推算值为－０．０１３，与第（４）加对应的推算值相异，而离嫁娶精神状态对如此一来人薪金总收入仍是在１％极较低度上值得注意阻碍，其推算值为０．０６７，与并不需要导入保姆星期的离嫁娶价推算值有所不同。根据Ｍｏｂｅｌ（１９８２）的Ｚ检验，Ｚ＝０．７４所对应的单侧期望值为Ｐ＝０．２３ ①１２ ，难以拒绝接受原论点上“不缺少于举例来说现像”。这暗示离嫁娶精神状态对如此一来人薪金总收入的阻碍并不是通过如此一来人的保姆劳动星期来借助于的。由此，我们可以结论有“大家庭互相配合论点”并必须表述如此一来人离嫁娶价的推论。

这一推论与欧美研究课题“大家庭结构上互相配合论点”的手抄本推论相异。Ｈｅｒｓｃｈａｎｄ Ｍｔｒａｔｔｏｎ（２０００）等手抄本分析报告在其他先决条件相异的情形，已嫁娶如此一来人花上费在保姆上的星期要比中年如此一来人极多。而我们见到中可能会国已嫁娶如此一来人花上在保姆的星期数是一般而言未嫁娶如此一来人，这会是我们的见到与欧美研究课题“大家庭结构上互相配合论点”的手抄本推论相异的缘故。

（二）“嫁娶后自觉”可以表述如此一来人的离嫁娶价吗

１．长一职常倍数的自由选择及判别

在也就是说了“大家庭互相配合论点”以前，我们注意如此一来人嫁娶后自觉是否是可以表述如此一来人离嫁娶价。断言，如此一来人嫁娶后自觉与其薪金价是长方形反之亦然的涉及关联，即如此一来人在结嫁娶以前，其自觉可能会加强，投入的管理工作星期和人力物力可能会上升，从而造如此一来了离嫁娶薪金价。②１３由于如此一来人嫁娶后自觉为不必光谱仪的抽象概念，因此，本文基于管理工作星期与大家庭自觉于是以涉及和大家庭影响力也与大家庭阻碍于是以涉及的本体论暗示，分别自由选择如此一来人每周管理工作的全部都是程数和大家庭现有人口影响力也作为如此一来人“嫁娶后自觉”的长一职常倍数。

在常倍数的判别上，本文将如此一来人每周管理工作的全部都是程数判别为如此一来人每周管理工作的天数×每天管理工作的全部都是程数；用卖家价格称之为数（ＭＰAPC）将月份各省级ＣＤＰ换算为１９８９年不变价格衡倍数的各省级ＣＤＰ；将“叔叔是否是寄居全父母”常倍数另设为模拟常倍数，若叔叔寄居全父母，则另设为１，否则为０。

２．重返等式的结构设计

详见３第（１）—（３）加是以如此一来人每周管理工作的全部都是程数作为如此一来人嫁娶后自觉的长一职常倍数，能用ＭＬＭ推算的结果。其中可能会，第（１）加为在依靠了其他常倍数的情形，研究课题如此一来人的离嫁娶精神状态对其每周管理工作的全部都是程数的阻碍；第（２）加为在依靠了其他依靠常倍数的一新，研究课题如此一来人每周管理工作的全部都是程数对其每全部都是程薪金近似的阻碍；第（３）加则在第（２）加的一新，将离嫁娶精神状态常倍数归入基本概念中可能会。第（４）—（６）加则适用如此一来人大家庭现有人口影响力也作为如此一来人嫁娶后自觉的长一职常倍数，其中可能会，第（４）加为在依靠其他依靠常倍数的情形，能用ＭＬＭ基本概念研究课题如此一来人的离嫁娶精神状态与其大家庭现有人口影响力也的关联；第（５）加在依靠了其他依靠常倍数的情形，能用ＭＬＭ基本概念研究课题如此一来人大家庭现有人口影响力也与其每全部都是程薪金近似的关联；第（６）加为２ＭＬＭ推算，在依靠其他依靠常倍数的情形，借助于“各省级ＣＤＰ”和“叔叔是否是寄居全父母”作为大家庭现有人口影响力也的应用软件常倍数，研究课题如此一来人大家庭现有人口影响力也对其每全部都是程薪金近似的阻碍。

３．于是以确性结果与分析方就其方法

根据详见３，我们见到如此一来人嫁娶后自觉难以表述其离嫁娶薪金价。从第（１）加可以显现出有，如此一来人的离嫁娶精神状态对其每周管理工作的全部都是程数长方形不值得注意的反之亦然阻碍，这暗示如此一来人是否是为在嫁娶精神状态在粗略推算本质上对其每周管理工作星期并不需要阻碍。第（２）加和第（３）加详见明，在依靠了其他常倍数的情形，如此一来人每周管理工作的全部都是程数对薪金在１％极较低度上长方形值得注意的对人关联。这会是诬蔑向因果关联造如此一来了的，即较低薪金的如此一来人每周管理工作的全部都是程数愈来愈长。难过的是，我们找均如此一来人每周管理工作的全部都是程数常倍数的应用软件常倍数，因此，我们将愈来愈为缺少大家庭现有人口影响力也对如此一来人薪金的阻碍。

综上，我们并不需要见到如此一来人的嫁娶后自觉造如此一来了如此一来人离嫁娶价的确实。

（三）“相夫现像”或“自由选择现像”可以表述如此一来人的离嫁娶价吗

１．长一职常倍数的自由选择及判别

在也就是说“大家庭互相配合论点”和“嫁娶后自觉”造如此一来了离嫁娶价以前，我们注意女儿的“相夫现像”和“自由选择现像”能否表述如此一来人离嫁娶价。本文自由选择女儿的颇受基础教育极较低度和总收入极较低度作为其“相夫现像”的长一职常倍数，并论点上，女儿的颇受基础教育极较低度越极较低，其“相夫”技能变大；女儿的总收入极较低度越极较低，其“相夫”技能变大。

难过的是，根据等式（６），我们难以区隔出有如此一来人的离嫁娶价究竟是女儿的“自由选择现像”还是“相夫现像”造如此一来了的。因为自身先决条件模范的女同性恋在离嫁娶产品上有愈来愈多的自由选择机遇，从而造如此一来了她愈来愈容易自由选择模范的如此一来人作为已婚，而先决条件欠的女同性恋则并不需要自由选择模范的如此一来人作为已婚，因此，能用女儿的颇受基础教育极较低度或总收入只能同时检验女儿的“相夫现像”或“自由选择现像”是否是可以表述如此一来人的离嫁娶价，而难以区隔这两种现像。

２．重返等式的结构设计

在详见４第（１）、（２）加中可能会，本文以受制于“非在嫁娶平衡状态”下的如此一来人作为计倍数四组，若如此一来人受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的颇受基础教育极较低度为初中生可能会及都有，则另设为１，否则为０；若如此一来人受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的颇受基础教育极较低度为中学可能会或中可能会专，则另设为１，否则为０；若如此一来人受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的颇受基础教育极较低度为大学生及以上，则另设为１，否则为０；其中可能会，第（１）加不值得注意依靠常倍数，而第（２）加值得注意依靠常倍数，其依靠常倍数和详见２第（２）加相异。

在第（３）、（４）加中可能会，本文以受制于“非在嫁娶平衡状态”下的如此一来人作为计倍数四组，若如此一来人受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的薪金总收入坐落适逢所两处省可能会的年前３０％（当作极较低总收入），则另设为１，否则为０；若如此一来人受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的薪金总收入是坐落适逢所两处省可能会的倒数３０％（当作较低总收入），则另设为１，否则为０；若如此一来人受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的薪金总收入是坐落适逢所两处省可能会的３０％－７０％（当作中可能会等总收入），则另设为１，否则为０；其中可能会，第（３）加不值得注意依靠常倍数，而第（４）加值得注意依靠常倍数，其依靠常倍数和详见２第（２）加相异。在第（５）、（６）加中可能会，为了凸显于是以确性结果的“稳健性”，本文将分割女儿薪金总收入的中学可能会较低规范以适逢所两处省可能会的女同性恋薪金总收入作为分割计倍数。其基本表述常倍数与依靠常倍数和第（３）、（４）加相异。

３．于是以确性结果与分析方就其方法

基于详见４的重返结果，我们见到女儿颇受基础教育极较低度和女儿的总收入极较低度与其未婚夫的薪金如此一来于是以涉及关联。第（１）、（２）加的重返基本概念是以女儿的颇受基础教育极较低度作为基本表述常倍数，于是以确性结果见到，不管是否是依靠如此一来人的相异之两处常倍数，女儿的颇受基础教育极较低度越极较低，未婚夫的薪金总收入越极较低。其中可能会，在依靠了如此一来人的其他相异之两处常倍数的情形，受制于“在嫁娶平衡状态”，且女儿颇受基础教育极较低度为初中生可能会及都有的如此一来人的薪金总收入要比“非在嫁娶平衡状态”的如此一来人在１０％极较低度上值得注意极较低５．３％ ①１６ ；受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的颇受基础教育极较低度为中学可能会或中可能会专的如此一来人的薪金总收入要比“非在嫁娶平衡状态”的如此一来人在１％极较低度上值得注意极较低８．８％；受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的颇受基础教育极较低度为大学生及以上的如此一来人薪金总收入要比“非在嫁娶平衡状态”的如此一来人在１％极较低度上值得注意极较低２２．３％；

第（３）加详见明，在不依靠如此一来人的其他相异之两处常倍数的情形，受制于“在嫁娶平衡状态”下的如此一来人，无论其女儿的总收入极较低度为较低总收入、中可能会等总收入还是极较低总收入，其薪金总收入皆比“非在嫁娶平衡状态”下的如此一来人值得注意地极较低，并且女儿的总收入越极较低，其未婚夫薪金总收入越极较低。第（４）加详见明，在依靠了如此一来人的其他相异之两处常倍数以前，受制于“在嫁娶平衡状态”，且女儿的总收入均称之为较低总收入的如此一来人薪金总收入比“非在嫁娶平衡状态”的如此一来人在１％极较低度上值得注意较低１０．８％；受制于“在嫁娶平衡状态”，且其女儿的总收入均称之为中可能会等总收入的如此一来人薪金总收入比“非在嫁娶平衡状态”的如此一来人在１％极较低度上值得注意极较低１３．９％；受制于“在嫁娶平衡状态”下，且其女儿的总收入均称之为极较低总收入的如此一来人薪金总收入比“非在嫁娶平衡状态”的如此一来人在１％极较低度上值得注意极较低４９．２％；第（５）、（６）加与第（３）、（４）加的相异之两处在于对女儿总收入中学可能会较低判别的规范相异，重返结果除了第（５）加中可能会女儿的总收入（较低总收入）常倍倍数变得不值得注意除此以外，其他的与第（３）、（４）加的重返结果大同小异。

综合详见４的于是以确性结果，我们见到，如此一来人离嫁娶价和女儿的颇受基础教育极较低度、女儿的总收入极较低度长方形于是以涉及关联，但是，我们还难以区隔如此一来人离嫁娶价的形如此一来必要就其是女儿的“相夫现像”还是“自由选择现像”。

（四）究竟是“相夫现像”还是“自由选择现像”

１．对“自由选择现像”适用长一职常倍数

由年前面的研究课题结果详见明，如此一来人离嫁娶价与女儿的颇受基础教育极较低度和总收入极较低度彼此之间间缺少于于是以涉及。但是由于缺少于一般来说性缺陷，我们难以区隔出有如此一来人离嫁娶价是由于女儿的“相夫现像”还是“自由选择现像”造如此一来了的。本节我们适用“在嫁娶平衡状态”的如此一来人抽样，导入女儿的外貌相异之两处常倍数作为“自由选择现像”的长一职常倍数来克服上述缺陷。

我们称之为出有女同性恋的外貌与其“相夫现像”也就是说，但与其“自由选择现像”极较低度涉及。按“郎才女貌”的说就其方法，外详见帅气的女同性恋在离嫁娶产品上有愈来愈大的机遇自由选择模范的如此一来人作为未婚夫，而外详见不帅气的女同性恋则极多有此机遇。难过的是，尺度问卷难以获得女同性恋外貌的图表，巧合的是ＭＨＮＭ包括了女同性恋胸围资讯。我们论点上英俊不够身形（例如极一般而言１５０厘米）的女同性恋在离嫁娶产品上的经济效益不如胸围长时间的女同性恋，即女儿的胸围身形可能会对人阻碍其“自由选择现像”，但不阻碍其“相夫现像”。这样，我们之后可适用女儿的胸围（极一般而言１５０厘米）、女儿的颇受基础教育极较低度及其交互项，或者女儿的胸围（极一般而言１５０厘米）、女儿的总收入极较低度及其交互项这些常倍数的符号和值得注意性来暗示如此一来人的离嫁娶价能否由女儿的“自由选择现像”表述。我们的暗示就其方法则是在依靠其他常倍数以前，若“女儿英俊不够身形的如此一来人的薪金值得注意地极一般而言女儿胸围长时间的如此一来人薪金”，则暗示如此一来人的离嫁娶价能由女儿的“自由选择现像”来表述，否则，如此一来人的离嫁娶价难以由女儿的“自由选择现像”来表述。

２．重返等式的结构设计

详见５第（１）、（２）加是以女儿胸围不极一般而言１５０厘米的如此一来人作为计倍数四组，即将如此一来人的女儿的胸围另设为模拟常倍数：若如此一来人的女儿的胸围极一般而言１５０厘米，则另设为１，否则为０。 ①１８ 为了将来检验女儿的“自由选择现像”是否是缺少于。

第（３）、（４）加是以女儿的胸围不极一般而言１５０厘米，且女儿颇受基础教育极较低度为中学可能会或中可能会专的如此一来人作为计倍数四组，并分别用女儿的颇受基础教育极较低度、女儿的胸围及其交叠项常倍数作为检验如此一来人的离嫁娶价是由女儿的“自由选择现像”还是“相夫现像”造如此一来了的基本常倍数。其中可能会，第（３）加中可能会的常倍数值得注意女儿的胸围模拟常倍数（极一般而言１５０厘米）、女儿的颇受基础教育极较低度痴常倍数以及其他如此一来人依靠常倍数；第（４）加是极较低密度基本概念，它在第（３）加的一新转为女儿的胸围与其颇受基础教育极较低度的交叠项常倍数。

第（５）、（６）加是以女儿的胸围不极一般而言１５０厘米，且女儿总收入极较低度为中可能会等总收入的如此一来人作为计倍数四组，并分别用女儿的总收入极较低度、女儿的胸围及其交叠项常倍数作为检验如此一来人的离嫁娶价是由女儿的“自由选择现像”还是“相夫现像”造如此一来了的基本常倍数。其中可能会，第（６）加中可能会的常倍数值得注意女儿的胸围模拟常倍数（极一般而言１５０厘米）、女儿的总收入痴常倍数以及其他如此一来人依靠常倍数；第（７）加是极较低密度基本概念，它在第（６）加的一新转为女儿的胸围与其总收入的交叠项常倍数。

３．于是以确性结果与分析方就其方法

详见５第（１）加显示，女儿胸围极一般而言１５０厘米的如此一来人的薪金比计倍数四组（女儿胸围不极一般而言１５０厘米的如此一来人）薪金平皆较低１４．５％，而且在５％极较低度上值得注意。这具备预期———女同性恋英俊不够身形可能会阻碍其在离嫁娶产品自由选择已婚的范围。第（２）加显示，在依靠如此一来人相异之两处常倍数的情形，女儿胸围极一般而言１５０厘米的如此一来人的平皆薪金比女儿胸围不极一般而言１５０厘米的如此一来人的平皆薪金较低１．２％，不过它在粗略推算本质上详见现为不值得注意（值得注意期望值为０．７８９）。

综合第（１）加和第（２）加的结果，我们称之为出有女同性恋胸围不够身形可能会阻碍其在离嫁娶产品上的经济效益。但是，“自由选择现像”并不需要频发在不必光谱仪的常倍数上，只频发在可光谱仪的如此一来人相异之两处常倍数上，从而，在依靠了可光谱仪的如此一来人相异之两处常倍数以前，“自由选择现像”销声匿迹了。这暗示，“自由选择现像”对我们所注意的如此一来人薪金离嫁娶价形如此一来必要缺陷并不需要表述力。据此，我们可以称之为出有，在离嫁娶与如此一来人离嫁娶价的关联中可能会，离嫁娶是因，离嫁娶价是果。在也就是说嫁娶后大家庭结构上互相配合、嫁娶后如此一来人的大家庭自觉造如此一来了如此一来人离嫁娶价以前，我们可疑是女儿的“相夫抑制作用”造如此一来了了如此一来人的离嫁娶价。示意图反驳必要性导入女儿颇受基础教育极较低度和女儿总收入极较低度作为女儿“相夫”技能常倍数，并导入这两者与女儿胸围的交互项来检验是“相夫抑制作用”还是“自由选择现像”造如此一来了的如此一来人离嫁娶价。

第（３）加和第（４）加的于是以确性结果详见明，在依靠其他相异之两处常倍数的情形，女儿的颇受基础教育极较低度为大学生及以上的如此一来人的薪金比计倍数四组（女儿的颇受基础教育极较低度为中学可能会或中可能会专的如此一来人）的薪金在１％极较低度上要值得注意略较低１６．２％大左右；女儿颇受基础教育极较低度为初中生可能会及都有、女儿的胸围以及女儿的颇受基础教育极较低度与胸围的交叠项常倍数年前的值皆为不值得注意，即女儿的英俊是否是不够身形不可能会阻碍其未婚夫薪金极较低度。

第（５）加和第（６）加中可能会女儿薪金总收入的中学可能会较低分割规范以适逢所两处省可能会的颇民意实地调查全部都是抽样作为分割并不一定，结果详见明，在依靠了其他相异之两处常倍数的情形，女儿的总收入为较低总收入的如此一来人薪金比计倍数四组（女儿的总收入为中可能会等总收入的如此一来人）的薪金在１％极较低度上值得注意较低２３．６％大左右；女儿的总收入为极较低总收入的如此一来人的薪金比计倍数四组（女儿的总收入为中可能会等总收入的如此一来人）的薪金在１％极较低度上值得注意极较低３５．６％大左右，女儿的胸围以及女儿的总收入与胸围的交叠项常倍数年前的值皆为不值得注意，即在同一总收入极较低度的情形，女儿的胸围不可能会值得注意地阻碍其未婚夫薪金极较低度。

综上，我们见到：（１）当不依靠如此一来人相异之两处常倍数时，女同性恋英俊不够身形可能会阻碍其在离嫁娶产品上的经济效益，其已婚的平皆薪金值得注意的极一般而言胸围长时间的女同性恋的已婚；（２）在依靠了如此一来人相异之两处常倍数以前，女儿的英俊不够身形不于是又阻碍其未婚夫的薪金极较低度；（３）在依靠了如此一来人相异之两处常倍数以前，女儿的颇受基础教育极较低度和女儿总收入极较低度反之亦然阻碍未婚夫的薪金极较低度，且这一现像倍颇受女儿的英俊是否是不够身形的阻碍。见到（１）暗示女儿的“自由选择现像”缺少于，但该“自由选择现像”是基于可光谱仪的如此一来人相异之两处常倍数。我们注意的缺陷是，在依靠了可光谱仪的如此一来人相异之两处常倍数以前，为什么已嫁娶如此一来人比未嫁娶如此一来人薪金极较低度极较低。见到（２）详见明不是女同性恋自由选择了粗略推算上不必光谱仪供给愈来愈极较低的如此一来人结嫁娶，造如此一来了已嫁娶如此一来人比未嫁娶如此一来人薪金极较低。因此“自由选择现像”并必须表述如此一来人的离嫁娶价。见到（３）暗示女儿的“相夫技能”反之亦然阻碍如此一来人的薪金极较低度，且倍颇受女儿的英俊是否是不够身形的阻碍。这一确实默许了我们的暗示，女儿胸围反常只阻碍她的“自由选择现像”，不阻碍她的“相夫现像”。上述见到的共同推论是，女儿的“相夫现像”而不是“自由选择现像”造如此一来了了如此一来人离嫁娶价。

（五）稳健性检验

１．阻挠现像基本概念的推算结果

详见６给出有了离嫁娶与薪金的阻挠现像推算结果，本文同时能用两步就其方法推算（Ｍｗｏ－ｓｔｅｐ）和均剩似然就其方法（ＭＬＥ）来推算基本概念 ①２０ 。由详见６可知，无论是两步就其方法推算，还是均剩似然就其方法推算，我们皆难以拒绝接受重返等式与自由选择等式残欠项不涉及的原论点上，就其详见现为两步就其方法推算的诬蔑史密斯比λ和均剩似然就其方法推算的ρ皆详见现为不值得注意，详见明离嫁娶在薪金等式中可能会不是模拟一般来说常倍数（ｄｕｍｍｙ ｅｎｄｏｇｅ－ｎｏｕｓ ｖａｒｉａｂｌｅ），离嫁娶与阻碍薪金的不必光谱仪缘故也就是说。这一推论与我们在详见５中可能会见到离嫁娶价必须由自由选择现像表述是保持一致的。

２．离嫁娶持续星期对如此一来人薪金总收入的阻碍

本节研究课题离嫁娶持续星期对如此一来人薪金总收入的阻碍，并为了将作为上一节推论“如此一来人的离嫁娶价必须由‘自由选择现像’表述，而应由女儿的‘相夫现像’表述”的稳健性检验。我们将离嫁娶持续星期分割为四个下一阶段，即０—３年、４—１０年、１１—２０年以及大于２０年，并另设为痴常倍数，以受制于“非在嫁娶平衡状态”下的如此一来人作为计倍数四组。详见７第（１）加为研究课题离嫁娶持续星期对如此一来人薪金总收入的阻碍。第（２）—（５）加是依据离嫁娶持续星期分割的四个子抽样的重返结果。

详见７详见明：不管是全部都是抽样还是子抽样，与受制于“非在嫁娶平衡状态”下的如此一来人薪金相比之下，离嫁娶持续星期为４—１０年、１１—２０年以及大于２０年的如此一来人缺少于薪金价；但是如此一来人的离嫁娶持续星期为０—３年的则长方形不值得注意阻碍。这一结果可以与“相夫现像”彼此之间便是，却难以用“自由选择现像”来表述。因为女儿通过为未婚夫包括资讯、军令部权衡、扩大即时通讯的网络、都由和激励未婚夫努力管理工作来必要性提极较低未婚夫的附加值所需假以时日，经过一个很长的星期（三年以上）才能凸显出有来，而且，女儿的“相夫现像”是随离嫁娶持续星期的上升而逐渐加强的。而女同性恋自由选择不必光谱仪供给愈来愈极较低的如此一来人作为已婚所诱发的“自由选择现像”则可以凸显在离嫁娶年中后期。如果如此一来人离嫁娶价能由其女儿的“自由选择现像”来表述，则如此一来人离嫁娶持续星期０—３年的薪金总收入就不该值得注意极较低于“非在嫁娶平衡状态”如此一来人的薪金总收入。因此，详见７之后详见明如此一来人的离嫁娶价是由女儿的“相夫现像”而不是“自由选择现像”造如此一来了的。

06

推论

本文借助于１９８９—２００９年中可能会国健康与微倍数元素实地调查图表（ＭＨＮＭ）研究课题要务如此一来人薪金离嫁娶价及其诱发的缘故。本文的合而为一要见到值得注意：

第一，在依靠了管理工作科学知识、颇受基础教育期限、管理工作基本单位特性、管理工作基本单位影响力也、星期现像和省可能会现像等相异之两处常倍数的先决条件下，要务如此一来人的离嫁娶价为６．８％。

第二，要务如此一来人的离嫁娶价难以由“大家庭互相配合论点”表述。本文能用“举例来说抑制作用”基本概念来检验要务如此一来人的离嫁娶价是否是可由“大家庭互相配合论点”来表述，即检验离嫁娶是否是通过减极多了如此一来人保姆星期造如此一来了了其薪金极较低度必要性提极较低。于是以确性结果是，离嫁娶精神状态对如此一来人的保姆劳动星期长方形不值得注意的对人阻碍，Ｍｏｂｅｌ检验结果难以拒绝接受“不缺少于举例来说现像”原论点上，详见明离嫁娶并不需要通过减极多如此一来人保姆星期必要性提极较低其薪金。

第三，要务如此一来人的离嫁娶价难以由“如此一来人嫁娶后自觉”所表述。本文分别以如此一来人每周管理工作的全部都是程数和大家庭现有人口影响力也作为如此一来人嫁娶后自觉的长一职常倍数，适用ＭＬＭ推算和２ＭＬＭ推算见到，“如此一来人嫁娶后自觉”对如此一来人薪金并不需要值得注意的阻碍，因而，嫁娶后自觉难以表述如此一来人的离嫁娶价。

第四，在离嫁娶与如此一来人离嫁娶价的关联中可能会，我们见到女儿的颇受基础教育期限和总收入极较低度值得注意地反之亦然阻碍其未婚夫的离嫁娶价。为了区隔这是女儿的“相夫现像”还是女儿的“自由选择现像”造如此一来了的，我们导入女同性恋胸围极一般而言１５０厘米的模拟常倍数，见到女同性恋胸围不够身形阻碍其在离嫁娶产品的经济效益，但在依靠如此一来人相异之两处常倍数以前，合而为一现像基本概念和极较低密度基本概念都详见明女同性恋胸围不够身形不阻碍其未婚夫薪金极较低度。这暗示“自由选择现像”对如此一来人薪金离嫁娶价并不需要表述力。女儿“相夫”技能涉及常倍数———女儿的颇受基础教育极较低度和女儿的总收入极较低度值得注意反之亦然阻碍其未婚夫的薪金极较低度，且倍颇受女儿胸围不够身形的阻碍，则暗示“相夫现像”可以表述如此一来人的离嫁娶价。

第五，在稳健性检验中可能会，我们分别推算离嫁娶价的阻挠现像基本概念和离嫁娶持续星期对如此一来人薪金总收入的重返，结果如下：（１）阻挠现像基本概念中可能会，诬蔑史密斯比λ和原论点上ρ＝０的似然比检验皆详见现为不值得注意，详见明离嫁娶阻碍薪金的不必光谱仪缘故也就是说。这必要性默许如此一来人离嫁娶价必须用“自由选择现像”来表述。（２）在离嫁娶持续星期对如此一来人薪金总收入的重返中可能会，见到离嫁娶初期（０—３年），如此一来人离嫁娶价形同零；对３年以上的离嫁娶，则离嫁娶持续星期越长，价越极较低。这一确实持久了两个上都的抑制作用，一是暗示女同性恋并不需要自由选择粗略推算上不必光谱仪供给愈来愈极较低的如此一来人作为已婚；二是间接默许了如此一来人离嫁娶价是女儿“相夫现像”的结果，因为女儿包括资讯、积极参与权衡、协助未婚夫扩大即时通讯的网络等“相夫”抑制作用所需假以时日才能展现真实感，因而，离嫁娶持续星期越长，如此一来人价越极较低。

我们的推论极为青春———在同等先决条件下，已嫁娶如此一来人总收入愈来愈极较低，不是因为可人都结嫁娶了，而是因为结嫁娶了，有了女儿的“相夫”，他才如此一来为并能赚取极较低薪金的可人。这也便是了一句极为流行的话 “一位如此一来功男人的背后总有一位如此一来功的女孩”。

▷原标题：《可人都结嫁娶了吗？———探寻要务如此一来人薪金离嫁娶价的形如此一来必要》

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—THE END—

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