本文利用1989—2009年中国健康与营养调查数据(CHNS)研究我国男性工资婚姻溢价及其产生的原因。本文发现在控制相关特征变量之后，在婚男性工资比非在婚男性工资显著高出6.8%。究其原因，本文发现我国的男性婚姻溢价无法使用婚后家庭内部专业化分工、男性婚后责任感增强以及女性选择优秀的男性作为配偶来解释，但是可以由妻子的“相夫”特征所解释。这一发现传递出正能量，同等条件下已婚男性收入更高，不是因为好男人都结婚了，而是因为结婚了，他才成为好男人。

“好男人都结婚了”是网络上的一个热门话题，劳动经济学对男性工资的经验研究为这个说法提供了丰富的证据：在控制相关特征变量之后，已婚男性的工资显著地高于单身男性，这一现象被称为男性婚姻溢价(marriage premium)。据Schoeni(1990)对多个国家婚姻溢价现象的研究，各国男性婚姻溢价一般介于3%-31%。

对于男性婚姻溢价产生的原因，文献给出了两种解释：其一，婚姻是因，婚姻溢价是果，即婚姻提高男性生产力；其二，男性的某种不可观测的生产力是因，婚姻和婚姻溢价是果，即某些男性具备不可观测的生产力导致他们更容易结婚并获得更高的工资。经济学家将第一种解释称为婚姻的生产力假说 (marriage productivity hypothesis)，具体影响机制是已婚男性可以从家庭性别分工中获得间接收入。这一影响机制的理论模型由Becker(1975)提出，他认为婚姻有利于家庭内部专业化分工，根据比较优势原理，由于女性在家庭劳动方面比男性更有优势，因此男性将更多的精力集中在人力资本积累上，即婚后的家庭分工提高了男性的生产力，这一机制被称为“家庭分工理论”。经济学家将第二种解释称为婚姻的选择性假说(marriage selection hypothesis)，该假说认为并非是婚姻导致男性婚姻溢价，而是已婚男性原本就具有较高的不可观测的生产力，只是女性选择了拥有这种不可观测生产力的男性作为结婚对象，从而表现出婚姻溢价，文献称之为婚姻的“选择效应”。

经验研究对于男性婚姻溢价具体是由何种原因引起的莫衷一是：有文献支持“选择性假说”，更多的文献支持“生产力假说”，也有文献同时支持家庭专业化分工假说和选择效应假说。已有研究可能存在两个不足：一是识别方法上的不足；二是对中国的情况研究不足。

本文试图从两个方面做出边际贡献：一是在识别方法上，从一个全新的视角来识别男性婚姻溢价的形成机制。二是从中国的国情出发，进一步研究生产力效应的具体机制，提出家庭内部分工理论、男性婚后的责任感、妻子的“相夫效应”可能会导致男性的婚姻溢价，并分别检验这三种可能性成立与否。

从内容上看，研究两个方面的问题。首先，研究中国的男性是否同西方国家一样也存在婚姻工资溢价。其次，研究中国的男性婚姻溢价是否会由于文化传统和社会经济制度的不同，导致婚姻溢价的形成机制与西方国家不同。

样本与数据

本文的数据来自美国北卡罗来纳大学人口中心和中国疾病控制中心联合进行的国际合作项目——中国健康与营养调查 (China Health and Nutrition Survey, CHNS）。该调查始于1989年，共进行了8次，采用了多阶段分层随机整群抽样的方法，覆盖了我国东、中和西部8—9个省份，除省会城市和较低收入的城市之外，在每个省份依据收入分层（高、中、低）和一定的权重随机抽取4个县，再在每个县中抽取县城镇和按收入分层抽取3个村落，每个村20户。CHNS数据具有分层随机抽样、大样本等优良性质，非常适用于对我国男性婚姻溢价的研究。本文选取8年9个省份16—60岁的城市男性作为研究样本，剔除数据缺失或记录为“不知道”的样本，最终得到8976个观察值的基准样本。

研究思路和设计

基于Mincer(1974)工资决定方程，建立实证模型检验以下五个问题：（1）男性婚姻溢价存在吗？（2）男性婚姻溢价能够由“家庭分工理论”解释吗？（3）男性婚姻溢价能够由男性婚后“责任感”增强解释吗？（4）男性婚姻溢价能够由妻子的“相夫效应”解释吗？（5）男性婚姻溢价能够由妻子的“选择效应”解释吗？

第一，男性婚姻溢价识别方程中，男性婚姻状况虚拟变量的系数代表了婚姻带给男性工资的溢价，如果为正且显著，则说明存在男性婚姻溢价。

第二，使用“中介作用”模型来验证“家庭分工理论”。“家庭分工理论”认为婚姻通过减少男性的家务劳动时间提高了男性的生产率，这说明家务劳动时间是中介变量。因而，本文引入家庭劳动时间，通过检验家庭劳动时间的“中介作用”，从而检验“家庭分工理论”是否可以解释男性婚姻溢价。

第三，在识别方程中引入男性责任感特征变量来验证男性婚后责任感是否可以解释其婚姻工资溢价。男性家庭责任感是一个不可观测的变量，故分别以家庭人口规模和男性每周工作的小时数作为代理变量。

第四，在识别方程中引入妻子的特征变量来识别男性婚姻溢价是否可由妻子的“相夫效应”或“选择效应”来解释。妻子的“相夫”能力在统计数据上是不可观测的，本文先验地认为女性的受教育年限和收入水平与其“相夫”能力相关，故将它们作为妻子“相夫效应”的代理变量。为解决内生性问题，引入女性的身高变量。认为女性的身材过于矮小不会影响她的“相夫效应”，但是会制约她在婚姻市场上的“选择效应”，即身材过于矮小（例如低于150厘米）的女性在婚姻市场上的竞争力不如身高正常的女性。因此，通过设置妻子身材矮小的虚拟变量，对饱和模型(saturated model)进行回归。

第五，“选择效应”是指一个男性是否处于婚姻状态不是一个随机抽样的结果，即男性的婚姻状态变量为虚拟内生变量。为解决非随机抽样导致的选择性偏误，本文使用Maddala (1983) 提出的干预效应模型(treatment effect model, TE)对虚拟内生变量建模。

第一，我国男性存在婚姻溢价。在控制了工作经验、受教育年限、工作单位性质、工作单位规模、时间效应和省份效应等特征变量的条件下，我国男性的婚姻溢价为6.8%。第二，我国男性的婚姻溢价无法由“家庭分工理论”解释。第三，我国男性的婚姻溢价无法由“男性婚后责任感”所解释。第四，我国男性的婚姻溢价不能用“选择效应”来解释。第五，我国男性的婚姻溢价可用与妻子的“相夫效应”有关的特征变量来解释。因此，本文提供的证据表明中国男性婚姻溢价的形成机制是妻子的“相夫效应”。

本文的结论非常励志——在同等条件下，已婚男性收入更高，不是因为好男人都结婚了，而是因为结婚了，有了妻子的“相夫”，他才成为能够赚取高工资的好男人。这也印证了一句非常流行的话“一位成功男人的背后总有一位成功的女人”。