《表1 变量的描述性统计》

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《老年照护对农村已婚女性非农就业的影响》

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数据来源:根据CFPS整理

在控制了县固定效应后，“父辈平均年龄”变量的系数大小、方向和显著性与第（5）列的结果十分相似，说明可能不存在县级层次的变量遗漏，故回归分析中只需要控制区域效应，下面的分析也以第（5）列为例。表2第（5）列的其他解释变量的符号与含义与我们的预期以及已有文献的结论基本一致。与未上过学的农村已婚女性相比，上过学的女性非农就业的概率明显提高，而且在1%水平显著，学历越高，非农就业的概率越高。年龄对女性非农就业没有显著影响，可能的原因是我们的研究对象是16-55岁的女性，属于用工单位能够接受的年龄段。配偶的受教育程度对农村女性是否非农就业有显著的正向影响，与熊瑞祥和李辉文（2016）的发现一致[26]。本文发现配偶上年的收入对女性非农就业有显著的正向影响，其可能的原因是配偶收入高，有经济能力让妻子参加更多的培训，从而增加了妻子非农就业的机会[28]。家中0-16岁未成年人数量对农村已婚女性非农就业概率有显著负向影响，并在1%水平显著，说明照顾未成年人对女性非农就业制约作用很大[19]。人均耕地面积越多、农业就业占村劳动力比例越高，女性非农就业的可能性越低，并在1%水平显著，可能的原因是耕地需要耕种时，一般选择留下女性负责耕种，而男性外出务工，具有比较优势，可以获得更多的经济收入，符合家庭利益最大化。和西部地区相比，东部地区非农就业概率要高的多，这可能与东部地区经济发达，就业机会多有关。