勞動力轉移與農村已婚女性的時間配置特點

摘要：針對勞動力轉移背景下的農村已婚女性時間配置特點，理論模型采用時間三分法，分析了女性和男性市場工資率對女性市場工作、家庭工作和閑暇的影響。以湖北省為例，實證分析探討了勞動力轉移數量、是否有１６歲以下的小孩、耕地面積、男性以及女性的年齡和受教育程度、外出務工收入、地理位置等對女性時間配置的影響方向及其程度，并根據估計結果，考察了勞動力轉移的關鍵因素，即男性和女性受教育程度與女性時間分配的關系。

關鍵詞：勞動力轉移；女性；時間配置

中圖分類號：Ｆ３２３．６ 文獻標識碼：Ａ文章編號：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

隨著我國城鎮化進程步伐的加快，大量農村剩余勞動力向城市轉移。在農村的絕大多數家庭中幾乎都有成員外出務工、經商，但已婚女性這個特殊的群體，是流向城市還是留在農村，牽動著其所在家庭每個成員的利益并影響著該家庭福利結構的改變。本研究從理論和實證兩個角度探討了在勞動力轉移的背景下，農村已婚女性的時間配置情況。

１理論模型

在新古典消費理論中，消費活動被當作時間和商品混合生產效用的過程。妻子的時間采用三分法，即市場工作、家庭工作和閑暇［１］。假設家庭僅２個成員，即丈夫和妻子，家庭效用函數（Ｕ）為：

Ｕ＝Ｕ（Ｍ，Ｈ，Ｌ１，Ｌ２） （１）

其中，Ｍ為市場商品數量，Ｈ為家庭產品數量，Ｌ１為丈夫閑暇，Ｌ２為妻子閑暇。Ｈ＝Ｈ１＋Ｈ２，并且，Ｈｉ＝Ｈｉ（Ｘｉ，ＴＨｉ），ｉ＝１，２（２）

其中，Ｈｉ為家庭成員ｉ生產家庭產品的數量，Ｘｉ和ＴＨｉ分別為市場投入和時間。

家庭收入（Ｉ）的預算約束：

關于農村已婚女性的時間分配，Ｇｒｏｎａｕ［３］又提出了四分法，即市場工作時間、家庭工作時間、生理需要時間和閑暇。鑒于我國農村的特點，筆者將農村已婚女性的時間大致配置為：非農勞動、農業生產、家務勞動、生理需要和閑暇等。

３數據和方法

３．１數據來源及其描述性統計

研究的微觀數據來自黃岡師范學院學生于２０１０年２月對湖北省的武漢市、黃岡市、孝感市、咸寧市、荊門市、荊州市、鄂州市、宜昌市、隨州市、黃石市、襄陽市、潛江市、天門市、十堰市等地的農村女性進行的隨機抽樣調查，收回有效問卷２９５份。采訪對象是１８～４９周歲的農村已婚女性，因為這個群體與勞動力轉移的關系最為密切。調查采集了女性的家庭特征、個人特征和地域特征等數據。

根據此次抽樣調查結果（表1），外出務工的女性占６８．５％，參與農業生產的女性占５５．６％，參與家務勞動的占９４．６％，享受閑暇的占９８．３％?？梢?，有一部分女性處于亦工亦農的兼業狀態，有少部分女性不參與家務勞動或享受閑暇。

３．２模型和變量的選擇

在分析勞動力轉移對女性時間的配置時，如果參與各類活動，那么她們的時間還可以觀測，但如果不參與，則她們的潛在時間就不可觀測。因此，因變量存在“刪失”（ｃｅｎｓｏｒｅｄ）的問題，可以采用Ｔｏｂｉｔ模型。本文利用４個模型，分別對女性外出務工、農業生產、家務勞動和閑暇等時間的影響因素和影響程度進行分析。解釋變量的選取大致分為３類，即家庭特征、個人特征和地域特征等變量，具體見表２。

４Ｔｏｂｉｔ模型估計結果

因變量和解釋變量的均值和標準誤見表２，估計結果見表３。由于Ｔｏｂｉｔ模型的非線性特征，其系數估計的符號可以看出解釋變量對因變量的影響方向，但不能反映其影響程度，即不能代表解釋變量的邊際效應。此時，雖然ＯＬＳ估計存在異方差性以及不一致性的問題，但是，卻可以大致反映邊際效應［４，５］，因此，給出ＯＬＳ估計結果如表３所示。

４．１外出務工

由表３可見，丈夫受教育程度、丈夫務工收入以及家庭成員務工人數分別在１５％和１％的顯著性水平上，對女性外出務工有顯著的正向影響，即：丈夫受教育程度越高，以及務工收入越高，女性務工的可能性越大；丈夫外出后，經常將妻子或其他家庭成員帶出去，因此，這３個變量對女性外出務工時間有明顯的正效應。由ＯＬＳ估計可知，丈夫受教育年限每增加１年，女性務工時間每周提高約０．７ ｈ；丈夫務工月收入每提高１００元，女性務工時間每周提高約１．１ ｈ；家里務工人數每增加１人，女性務工時間每周提高約７．３ ｈ。表征家庭資產狀況的３個變量，即存款、負債和房產對女性務工無明顯影響。家庭耕地面積在１％的顯著性水平上，對女性務工產生負向影響，耕地面積每增加０．６７ ｈｍ２，女性務工時間每周減少約１．２ ｈ；由此可見，女性是農業生產不可或缺的勞動力。家里有１６歲以下的小孩在５％的顯著性水平上，對女性務工有正影響；與沒有１６歲以下小孩的比較，有小孩的使女性務工時間每周提高約５．２ｈ；因此，未成年小孩雖然需要女性留在家里照料，但是經濟壓力又迫使她們外出，監護小孩的責任常常由祖輩承擔。在樣本選定的年齡段（１８～４９周歲）內，女性的年齡和受教育程度對其務工無明顯影響。女性務工收入對其務工在５％的顯著性水平上有負影響，月收入每提高１００元，務工時間每周減少約０．１ｈ。這里似乎符合向后彎曲的勞動供給曲線，但農村務工女性的收入總體水平一般較低，未達到“向后彎曲”部分對應的高收入。用于表征地域特征的變量，即離商業較為發達的城鎮的距離不超過１ ｈ車程，在１％的顯著性水平上對女性務工有負影響；與車程超過１ ｈ的比較，車程在１ ｈ以內使女性務工時間每周減少約７．３ ｈ；這與已有研究不符，原因有待進一步探究。

４．２農業生產

丈夫的年齡和受教育程度對女性務農無明顯影響。丈夫務工收入、家里務工人數分別在１％和５％的顯著性水平上對女性農業生產有負影響；丈夫月收入每提高１００元，女性農業生產每周減少約０．５ ｈ；家里每增多１個人外出，女性農業生產每周減少約５．１ ｈ；這都是因為已外出的家庭成員常常將未外出者帶出去的緣故。家里有３萬元以上的存款對女性農業生產在１０％的顯著性水平上有負向影響；與無３萬元以上存款的比較，有存款的家庭使女性農業生產時間每周減少約３ｈ時。另外兩個家庭資產變量，即負債３萬元以上和蓋樓房則無明顯影響。耕地面積在１％的顯著性水平上對女性農業生產有正影響，耕地面積每增加０．６７ ｈｍ２，女性務農時間每周增加約０．８ ｈ。女性年齡對務農時間有顯著正影響，受教育程度無明顯影響。女性務工收入雖然在１％的顯著性水平上顯著，但ＯＬＳ估計系數為０。地域變量不顯著。

４．３家務勞動

丈夫受教育年限在１％的顯著性水平上對女性家務勞動有正向影響，丈夫每增加１年教育，女性家務勞動時間每周約提高１．２ ｈ。家庭務工人數在１％的顯著性水平上對女性家務勞動有負向影響；務工人數每增加１人，女性家務勞動時間每周減少約２ ｈ。家里有３萬元以上存款、女性受教育年限對家務勞動時間有顯著負向影響，耕地面積則有明顯正向影響。丈夫的年齡和務工收入、負債３萬元以上、蓋樓房、有１６歲以下小孩等對女性家務勞動時間無明顯影響。

４．４閑暇

分別在１％和５％的顯著性水平上，存款和負債都對女性閑暇有正向影響，家里有３萬元以上存款或負債分別使女性閑暇每周增加約６．１ ｈ和１１．５ ｈ。存款的正效應說明其收入效應大于替代效應，對農村女性而言閑暇是正常商品；而負債的正效應說明其替代效應大于收入效應，對農村女性而言閑暇是劣等品。這兩個結論看似矛盾，但是仔細分析卻不盡然，因為在農村，有存款的家庭的收入水平較高，女性的閑暇是正常商品，負債的家庭的收入水平較低，女性的閑暇是劣等品。

４．５教育與女性時間配置

在樣本均值處，根據女性以及丈夫受教育年限對女性時間配置的影響分別繪制成圖１和圖２。對照２圖可見，除了家務勞動外，女性和丈夫受教育年限對女性時間配置的影響大體一致。女性受教育年限的增加，家務勞動時間也相應減少；丈夫受教育年限的增加，女性家務勞動時間上升。隨著女性或丈夫受教育年限增加，女性外出務工時間上升，農業生產時間下降，女性閑暇有微弱的上升。

５結論與建議

在湖北乃至全國的實踐中，存在著多種因素使女性市場工作的參與率上升得比其他經濟轉型國家快，究其原因，產業結構優化過程中第三產業比重的增加是一個重要因素，這說明發展第三產業有利于女性市場就業率的提高。另外，因離婚率的上升和存在的男女性工資收入差距所導致的女性市場就業率的上升而產生的勞動分工的結果可能是一種“個人理性”但“集體非理性”的結果。盡管在經濟轉型時期家庭成員的分工模式仍然是傳統型的，而且這種分工模式還得到了更多的認同。但是，我國女性更多地為經濟的獨立而工作，在家務勞動中投入的時間超過男性的數量也在縮小，男女工資收入差距不斷擴大并沒有使女性“理性”地選擇增加家務勞動時間，反而使我國女性以積極的態度增加了配置到市場勞動的時間。這種現象和事實同時也意味著經濟轉型中可能存在的另一個陷阱，即改革直接或間接地降低了婚姻和家庭的穩定性。因此，建立和推廣生育保險制度、企業實行家庭友好政策，以及最近一次《婚姻法》修改草案引進的離婚過錯賠償原則、請求補償原則、適當幫助原則和撫養費強制執行原則等，不僅有助于保護婦女的權益，而且有助于提高家庭分工的效率，從而體現了制度變革的“生產性”。陳釗等［６］設計了一種保險制度，在這種制度下，家庭交一部分當前收入給第三方，其數量與市場勞動收入較低的成員的家庭勞動時間正相關。在未來某個時期，如果家庭仍然維持著婚姻，那么，這筆收入就歸還給家庭，一旦家庭因離婚解體，這筆收入就全部給予市場勞動收入較低的成員。在這種保險制度下，女性和整個家庭的福利水平都能夠得到提高［７］。

參考文獻：

［１］ Ｇｒｏｎａｕ， Ｒｅｕｂｅｎ． Ｔｈｅ ｉｎｔｒａｆａｍｉｌｙ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｉｍｅ： ｔｈｅ ｖａｌｕｅ ｏｆ ｔｈｅ ｈｏｕｓｅｗｉｖｅｓ’ ｔｉｍｅ［J］． Ｔｈｅ Ａｍｅｒｉｃａｎ ｒｅｖｉｅｗ． １９７３，６３（４）：６３４－６５１．

［２］ 張影強． 中國農戶時間配置模型初探——農戶主體均衡模型的改進［Ｄ］． 北京：北京交通大學碩士學位論文，２００７．

［３］ Ｇｒｏｎａｕ， Ｒｅｕｂｅｎ． Ｔｈｅ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ ｏｆ ｔｉｍｅ ｏｆ Ｉｓｒａｅｌｉ ｗｏｍｅｎ［Ｊ］． Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ ｐｏｌｉｔｉｃａｌ ｅｃｏｎｏｍｙ， １９７６， ８４（４）， ｐａｒｔ ２： Ｓ２０１－Ｓ２２０．

［４］ 都陽． 風險分散與非農勞動供給——來自貧困地區農村的經驗證據［Ｊ］． 數量經濟技術經濟研究，２００１（１）：４６－５０．

［５］ 格林，Ｗ． Ｈ． 計量經濟分析（第五版）［Ｍ］． 北京：中國人民大學出版社，２００７．

［６］ 陳釗，陸銘，吳桂英． 考慮離婚的動態家庭分工理論及一個提高分工效率的保險機制［J］． 經濟學，2004（S1）：171-194．

［７］ 石紅梅． 我國女性就業與家務時間配置的影響因素分析［Ｊ］． 中共福建省委黨校學報，２００６（６）：６４－６８．

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文