劳动力转移与农村已婚女性的时间配置特点_劳动力商品有什么特点

　　摘要：针对劳动力转移背景下的农村已婚女性时间配置特点，理论模型采用时间三分法，分析了女性和男性市场工资率对女性市场工作、家庭工作和闲暇的影响。以湖北省为例，实证分析探讨了劳动力转移数量、是否有１６岁以下的小孩、耕地面积、男性以及女性的年龄和受教育程度、外出务工收入、地理位置等对女性时间配置的影响方向及其程度，并根据估计结果，考察了劳动力转移的关键因素，即男性和女性受教育程度与女性时间分配的关系。
　　关键词：劳动力转移；女性；时间配置
　　中图分类号：Ｆ３２３．６ 文献标识码：Ａ文章编号：0439－８114（２０11）10－2156-05
　　
　　Ｌａｂｏｒ Ｔｒａｎｓｆｅｒｒｉｎｇ ａｎｄ Ｒｕｒａｌ Ｍａｒｒｉｅｄ Ｗｏｍeｎ’ｓ Ｔｉｍｅ Ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ
　　
　　ＬＵＯ Ｆａｎｇ
　　（Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｃｏｍｍｅｒｃｅ， Ｈｕａｎｇｇａｎｇ Ｎｏｒｍａｌ Ｃｏｌｌｅｇｅ， Ｈｕａｎｇｇａｎｇ ４３８０００， Ｈｕｂｅｉ，Ｃｈｉｎａ）
　　
　　Ａｂｓｔｒａｃｔ： Ａｃｃｏｒｄｉｎｇ ｔｏ ｔｈｅ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ ｏｆ ｒｕｒａｌ ｍａｒｒｉｅｄ ｗｏｍｅｎ’ｓ ｔｉｍｅ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ ｕｎｄｅｒ ｔｈｅ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎ ｏｆ ｌａｂｏｒ ｔｒａｎｓｆｅｒｒｉｎｇ， ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ ｍｏｄｅｌ ｉｎ ｔｅｒｍｓ ｏｆ ａ ｔｈｒｅｅ－ｗａｙ ｄｉｖｉｓｉｏｎ ｏｆ ｔｉｍｅ model was adopted to analyze the effect of ｆｅｍａｌｅ ａｎｄ ｍａｌｅ ｍａｒｋｅｔ ｗａｇｅ ｒａｔｅ ｏｎ ｆｅｍａｌｅ ｍａｒｋｅｔ ｗｏｒｋ， ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ ｗｏｒｋ ａｎｄ ｌｅｉｓｕｒｅ． Ｔａｋｉｎｇ Ｈｕｂｅｉ Ｐｒｏｖｉｎｃｅ ｆｏｒ ｅｘａｍｐｌｅ， ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ ｌａｂｏｒ ｔｒａｎｓｆｅｒｒｉｎｇ number， existance of ｃｈｉｌｄｒｅｎ ｕｎｄｅｒ ｓｉｘｔｅｅｎ， ａｒａｂｌｅ ｌａｎｄ ａｒｅａ， ａｇｅ ａｎｄ ｅｄｕｃａｔｉｏｎ ｄｅｇｒｅｅ ｏｆ ｍeｎ ａｎｄ ｗｏｍeｎ and ｉｎｃｏｍｉｎｇ ｏｆ ｗｏｒｋｉｎｇ ｏｕｔ ｏｆ ｈｏｍｅｔｏｗｎ ａｎｄ ｇｅｏｇｒａｐｈｉｃａｌ ｐｏｓｉｔｉｏｎ， ｅｔｃ． ｏｎ ｔｈｅ ｄｉｒｅｃｔｉｏｎ ａｎｄ ｄｅｇｒｅｅ ｏｆ ｆｅｍａｌｅ ｔｉｍｅ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ was empirically analyzed． Ｉｎ ｔｈｅ ｍｅａｎ ｔｉｍｅ， ｏｎ ｔｈｅ ｂａｓｉｓ ｏｆ ｅｓｔｉｍａｔed ｒｅｓｕｌｔｓ， ｔｈｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｈｅ ｋｅｙ factors ｏｆ ｌａｂｏｒ ｔｒａｎｓｆｅｒｒｉｎｇ， ｉ．ｅ． ｔｈｅ ｍａｌｅ ａｎｄ ｆｅｍａｌｅ ｅｄｕｃａｔｉｏｎ ｄｅｇｒｅｅ ａｎｄ ｆｅｍａｌｅ ｔｉｍｅ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ waｓ ｃｏｎｓｉｄｅｒｅｄ．
　　Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ： ｌａｂｏｒ ｔｒａｎｓｆｅｒｒｉｎｇ； ｆｅｍａｌｅ； ｔｉｍｅ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ
　　
　　随着我国城镇化进程步伐的加快，大量农村剩余劳动力向城市转移。在农村的绝大多数家庭中几乎都有成员外出务工、经商，但已婚女性这个特殊的群体，是流向城市还是留在农村，牵动着其所在家庭每个成员的利益并影响着该家庭福利结构的改变。本研究从理论和实证两个角度探讨了在劳动力转移的背景下，农村已婚女性的时间配置情况。
　　１理论模型
　　在新古典消费理论中，消费活动被当作时间和商品混合生产效用的过程。妻子的时间采用三分法，即市场工作、家庭工作和闲暇［１］。假设家庭仅２个成员，即丈夫和妻子，家庭效用函数（Ｕ）为：
　　Ｕ＝Ｕ（Ｍ，Ｈ，Ｌ１，Ｌ２） （１）
　　其中，Ｍ为市场商品数量，Ｈ为家庭产品数量，Ｌ１为丈夫闲暇，Ｌ２为妻子闲暇。Ｈ＝Ｈ１＋Ｈ２，并且，Ｈｉ＝Ｈｉ（Ｘｉ，ＴＨｉ），ｉ＝１，２（２）
　　其中，Ｈｉ为家庭成员ｉ生产家庭产品的数量，Ｘｉ和ＴＨｉ分别为市场投入和时间。
　　家庭收入（Ｉ）的预算约束：
　　关于农村已婚女性的时间分配，Ｇｒｏｎａｕ［３］又提出了四分法，即市场工作时间、家庭工作时间、生理需要时间和闲暇。鉴于我国农村的特点，笔者将农村已婚女性的时间大致配置为：非农劳动、农业生产、家务劳动、生理需要和闲暇等。
　　３数据和方法
　　３．１数据来源及其描述性统计
　　研究的微观数据来自黄冈师范学院学生于２０１０年２月对湖北省的武汉市、黄冈市、孝感市、咸宁市、荆门市、荆州市、鄂州市、宜昌市、随州市、黄石市、襄阳市、潜江市、天门市、十堰市等地的农村女性进行的随机抽样调查，收回有效问卷２９５份。采访对象是１８～４９周岁的农村已婚女性，因为这个群体与劳动力转移的关系最为密切。调查采集了女性的家庭特征、个人特征和地域特征等数据。
　　根据此次抽样调查结果（表1），外出务工的女性占６８．５％，参与农业生产的女性占５５．６％，参与家务劳动的占９４．６％，享受闲暇的占９８．３％。可见，有一部分女性处于亦工亦农的兼业状态，有少部分女性不参与家务劳动或享受闲暇。
　　３．２模型和变量的选择
　　在分析劳动力转移对女性时间的配置时，如果参与各类活动，那么她们的时间还可以观测，但如果不参与，则她们的潜在时间就不可观测。因此，因变量存在“删失”（ｃｅｎｓｏｒｅｄ）的问题，可以采用Ｔｏｂｉｔ模型。本文利用４个模型，分别对女性外出务工、农业生产、家务劳动和闲暇等时间的影响因素和影响程度进行分析。解释变量的选取大致分为３类，即家庭特征、个人特征和地域特征等变量，具体见表２。
　　４Ｔｏｂｉｔ模型估计结果
　　因变量和解释变量的均值和标准误见表２，估计结果见表３。由于Ｔｏｂｉｔ模型的非线性特征，其系数估计的符号可以看出解释变量对因变量的影响方向，但不能反映其影响程度，即不能代表解释变量的边际效应。此时，虽然ＯＬＳ估计存在异方差性以及不一致性的问题，但是，却可以大致反映边际效应［４，５］，因此，给出ＯＬＳ估计结果如表３所示。
　　４．１外出务工
　　由表３可见，丈夫受教育程度、丈夫务工收入以及家庭成员务工人数分别在１５％和１％的显著性水平上，对女性外出务工有显著的正向影响，即：丈夫受教育程度越高，以及务工收入越高，女性务工的可能性越大；丈夫外出后，经常将妻子或其他家庭成员带出去，因此，这３个变量对女性外出务工时间有明显的正效应。由ＯＬＳ估计可知，丈夫受教育年限每增加１年，女性务工时间每周提高约０．７ ｈ；丈夫务工月收入每提高１００元，女性务工时间每周提高约１．１ ｈ；家里务工人数每增加１人，女性务工时间每周提高约７．３ ｈ。表征家庭资产状况的３个变量，即存款、负债和房产对女性务工无明显影响。家庭耕地面积在１％的显著性水平上，对女性务工产生负向影响，耕地面积每增加０．６７ ｈｍ２，女性务工时间每周减少约１．２ ｈ；由此可见，女性是农业生产不可或缺的劳动力。家里有１６岁以下的小孩在５％的显著性水平上，对女性务工有正影响；与没有１６岁以下小孩的比较，有小孩的使女性务工时间每周提高约５．２ｈ；因此，未成年小孩虽然需要女性留在家里照料，但是经济压力又迫使她们外出，监护小孩的责任常常由祖辈承担。在样本选定的年龄段（１８～４９周岁）内，女性的年龄和受教育程度对其务工无明显影响。女性务工收入对其务工在５％的显著性水平上有负影响，月收入每提高１００元，务工时间每周减少约０．１ｈ。这里似乎符合向后弯曲的劳动供给曲线，但农村务工女性的收入总体水平一般较低，未达到“向后弯曲”部分对应的高收入。用于表征地域特征的变量，即离商业较为发达的城镇的距离不超过１ ｈ车程，在１％的显著性水平上对女性务工有负影响；与车程超过１ ｈ的比较，车程在１ ｈ以内使女性务工时间每周减少约７．３ ｈ；这与已有研究不符，原因有待进一步探究。
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　　丈夫的年龄和受教育程度对女性务农无明显影响。丈夫务工收入、家里务工人数分别在１％和５％的显著性水平上对女性农业生产有负影响；丈夫月收入每提高１００元，女性农业生产每周减少约０．５ ｈ；家里每增多１个人外出，女性农业生产每周减少约５．１ ｈ；这都是因为已外出的家庭成员常常将未外出者带出去的缘故。家里有３万元以上的存款对女性农业生产在１０％的显著性水平上有负向影响；与无３万元以上存款的比较，有存款的家庭使女性农业生产时间每周减少约３ｈ时。另外两个家庭资产变量，即负债３万元以上和盖楼房则无明显影响。耕地面积在１％的显著性水平上对女性农业生产有正影响，耕地面积每增加０．６７ ｈｍ２，女性务农时间每周增加约０．８ ｈ。女性年龄对务农时间有显著正影响，受教育程度无明显影响。女性务工收入虽然在１％的显著性水平上显著，但ＯＬＳ估计系数为０。地域变量不显著。
　　４．３家务劳动
　　丈夫受教育年限在１％的显著性水平上对女性家务劳动有正向影响，丈夫每增加１年教育，女性家务劳动时间每周约提高１．２ ｈ。家庭务工人数在１％的显著性水平上对女性家务劳动有负向影响；务工人数每增加１人，女性家务劳动时间每周减少约２ ｈ。家里有３万元以上存款、女性受教育年限对家务劳动时间有显著负向影响，耕地面积则有明显正向影响。丈夫的年龄和务工收入、负债３万元以上、盖楼房、有１６岁以下小孩等对女性家务劳动时间无明显影响。
　　４．４闲暇
　　分别在１％和５％的显著性水平上，存款和负债都对女性闲暇有正向影响，家里有３万元以上存款或负债分别使女性闲暇每周增加约６．１ ｈ和１１．５ ｈ。存款的正效应说明其收入效应大于替代效应，对农村女性而言闲暇是正常商品；而负债的正效应说明其替代效应大于收入效应，对农村女性而言闲暇是劣等品。这两个结论看似矛盾，但是仔细分析却不尽然，因为在农村，有存款的家庭的收入水平较高，女性的闲暇是正常商品，负债的家庭的收入水平较低，女性的闲暇是劣等品。
　　４．５教育与女性时间配置
　　在样本均值处，根据女性以及丈夫受教育年限对女性时间配置的影响分别绘制成图１和图２。对照２图可见，除了家务劳动外，女性和丈夫受教育年限对女性时间配置的影响大体一致。女性受教育年限的增加，家务劳动时间也相应减少；丈夫受教育年限的增加，女性家务劳动时间上升。随着女性或丈夫受教育年限增加，女性外出务工时间上升，农业生产时间下降，女性闲暇有微弱的上升。
　　５结论与建议
　　在湖北乃至全国的实践中，存在着多种因素使女性市场工作的参与率上升得比其他经济转型国家快，究其原因，产业结构优化过程中第三产业比重的增加是一个重要因素，这说明发展第三产业有利于女性市场就业率的提高。另外，因离婚率的上升和存在的男女性工资收入差距所导致的女性市场就业率的上升而产生的劳动分工的结果可能是一种“个人理性”但“集体非理性”的结果。尽管在经济转型时期家庭成员的分工模式仍然是传统型的，而且这种分工模式还得到了更多的认同。但是，我国女性更多地为经济的独立而工作，在家务劳动中投入的时间超过男性的数量也在缩小，男女工资收入差距不断扩大并没有使女性“理性”地选择增加家务劳动时间，反而使我国女性以积极的态度增加了配置到市场劳动的时间。这种现象和事实同时也意味着经济转型中可能存在的另一个陷阱，即改革直接或间接地降低了婚姻和家庭的稳定性。因此，建立和推广生育保险制度、企业实行家庭友好政策，以及最近一次《婚姻法》修改草案引进的离婚过错赔偿原则、请求补偿原则、适当帮助原则和抚养费强制执行原则等，不仅有助于保护妇女的权益，而且有助于提高家庭分工的效率，从而体现了制度变革的“生产性”。陈钊等［６］设计了一种保险制度，在这种制度下，家庭交一部分当前收入给第三方，其数量与市场劳动收入较低的成员的家庭劳动时间正相关。在未来某个时期，如果家庭仍然维持着婚姻，那么，这笔收入就归还给家庭，一旦家庭因离婚解体，这笔收入就全部给予市场劳动收入较低的成员。在这种保险制度下，女性和整个家庭的福利水平都能够得到提高［７］。
　　
　　参考文献：
　　［１］ Ｇｒｏｎａｕ， Ｒｅｕｂｅｎ． Ｔｈｅ ｉｎｔｒａｆａｍｉｌｙ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｉｍｅ： ｔｈｅ ｖａｌｕｅ ｏｆ ｔｈｅ ｈｏｕｓｅｗｉｖｅｓ’ ｔｉｍｅ［J］． Ｔｈｅ Ａｍｅｒｉｃａｎ ｒｅｖｉｅｗ． １９７３，６３（４）：６３４－６５１．
　　［２］ 张影强． 中国农户时间配置模型初探――农户主体均衡模型的改进［Ｄ］． 北京：北京交通大学硕士学位论文，２００７．
　　［３］ Ｇｒｏｎａｕ， Ｒｅｕｂｅｎ． Ｔｈｅ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｉｍｅ ｏｆ Ｉｓｒａｅｌｉ ｗｏｍｅｎ［Ｊ］． Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ｐｏｌｉｔｉｃａｌ ｅｃｏｎｏｍｙ， １９７６， ８４（４）， ｐａｒｔ ２： Ｓ２０１－Ｓ２２０．
　　［４］ 都阳． 风险分散与非农劳动供给――来自贫困地区农村的经验证据［Ｊ］． 数量经济技术经济研究，２００１（１）：４６－５０．
　　［５］ 格林，Ｗ． Ｈ． 计量经济分析（第五版）［Ｍ］． 北京：中国人民大学出版社，２００７．
　　［６］ 陈钊，陆铭，吴桂英． 考虑离婚的动态家庭分工理论及一个提高分工效率的保险机制［J］． 经济学，2004（S1）：171-194．
　　［７］ 石红梅． 我国女性就业与家务时间配置的影响因素分析［Ｊ］． 中共福建省委党校学报，２００６（６）：６４－６８．
　　
　　注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文
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