盧海陽，錢文榮，馬志雄

（1．浙江大學 管理學院，浙江 杭州 310029；2．中南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，湖北 武漢 430073）

一、引 言

改革開放以來，中國的社會經(jīng)濟結構發(fā)生了巨大改變，非農就業(yè)機會不斷增長，引發(fā)了農業(yè)剩余勞動力開始以各種方式向城鎮(zhèn)遷移［1］。隨著城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模的不斷擴大，家庭式遷移發(fā)生概率呈逐年上升的趨勢［2］。國務院課題組2010年的調查表明，目前舉家外出的農民工占到了25%，已婚農民工中，與配偶在同一城市打工的占到了51%，與配偶在同一單位工作的占18%，合計接近70%［3］。家庭式遷移增加了女性在農民工群體中的比例，對于家庭式遷移的女性農民工，既要面對與傳統(tǒng)農業(yè)耕作截然不同的勞動力供給決策，又要面對與單獨外出務工時完全不同的就業(yè)約束條件［4］。與男性相比，女性農民工的勞動供給行為對社會與家庭具有更為廣泛而深遠的意義。女性勞動參與率的提高不僅可以改善她們的收入，有效提升她們在家庭中的決策權與議價能力［5］，同時對于降低生育率、提高女嬰存活率、增加對子女的教育投資等都有積極影響［6］，因此探析家庭式遷移女性農民工的勞動供給影響因素不僅能深化對勞動力供給行為的規(guī)律性認識，也能為優(yōu)化城市勞動力市場，合理引導家庭式遷移行為，促進農民工融入城市提供有益借鑒。

勞動供給是勞動力市場中任何群體賴以生存的基本條件，對勞動供給行為的研究已成為勞動經(jīng)濟學領域的重要課題之一。近年來，國內外學者對勞動供給行為進行了較為深入的研究。Heckman認為，勞動供給的變化可以分為勞動參與（廣度）和工作時間（深度）的變化，因而勞動供給行為可以分為勞動參與行為和工作時間選擇行為［7］。Blundell等研究表明，勞動供給的變動主要源于勞動參與彈性而非勞動時間彈性［8］。封進等將勞動供給彈性區(qū)分為外出持續(xù)時間彈性和外出參與彈性，發(fā)現(xiàn)外出持續(xù)時間彈性遠小于外出參與彈性，提高工資可以增加外出打工的可能性［9］。家庭狀況是影響勞動供給的一個重要方面，Ogawa等基于1990年日本16～49歲已婚婦女的調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，與父母或配偶父母同住顯著提高女性參加工作（尤其是全職工作）的可能性［10］。還有研究發(fā)現(xiàn)，家庭遷移對于已婚女性往往與低就業(yè)率、工作時間減少、低工資相關［11］。

總的來說，現(xiàn)有研究的涉及面較廣，但仍存在一些問題值得深入探討。從研究對象上看，國外大多數(shù)文獻偏向于對城市人口勞動供給行為的研究，國內雖有部分關于農村勞動力的研究，但對女性農民工勞動供給行為的研究則鳳毛麟角。從實證研究方法來看，多數(shù)研究采用OLS、Probit等回歸法，并通過Heckman兩階段法矯正樣本選擇偏差，但是這些方法只能得到各個因素對個體勞動供給的期望值的影響，無法分析各個因素對個體勞動供給的分布規(guī)律的影響。從研究內容上看，現(xiàn)有研究的系統(tǒng)性、深入性還不夠，現(xiàn)有研究往往忽略了家庭式遷移個體的家庭職能對其勞動供給行為的影響，而這一點對女性尤為重要，因此本文基于浙江省的實地調查數(shù)據(jù)，在主流回歸方法的基礎上，采用分位數(shù)回歸法，分別就不同分位數(shù)上個人特征、家庭特征、遷移特征等因素對家庭式遷移女性農民工勞動供給行為的影響進行實證分析，據(jù)此提出相關政策啟示。

二、理論框架與計量模型

（一）理論框架

新家庭經(jīng)濟學為研究家庭式遷移女性農民工的勞動供給行為提供了有益的理論視角，該理論的代表人物是美國芝加哥大學的經(jīng)濟學和社會學教授加里·貝克爾。在新家庭經(jīng)濟模型中，家庭被視為生產單位和消費單位的統(tǒng)一體，家庭消費品的價值不僅由市場價格決定，也取決于家庭生產所消耗的勞動時間的影子價格。對于女性，家務勞動的影子價格就成為其參與勞動力市場的保留工資［12］。在家庭效用最大的前提下，女性農民工的勞動供給決策取決于市場工資水平是否高于其保留工資。當市場工資低于保留工資時，女性農民工會放棄工作選擇在家從事家務勞動，表現(xiàn)出“遷而不工”現(xiàn)象。在目前的研究中，保留工資主要有兩種測量方式。一種是直接測量，即以勞動力求職前或求職過程中給自己設定的工資下限作為保留工資［13］。也有一些學者通過間接測量的方式衡量勞動力的保留工資，認為影響保留工資水平的關鍵因素包括人力資本因素、家庭結構等［14］?；跀?shù)據(jù)的考慮，本文將以間接測量的方式衡量女性農民工的保留工資。

（二）變量設定

根據(jù)上述文獻回顧與理論思考，同時結合現(xiàn)有研究成果，本文以家庭式遷移女性農民工的勞動參與、工作時間作為因變量，衡量勞動供給狀況。將影響勞動供給的主要自變量整合歸納為：個人特征變量（I）：年齡、健康狀況、受教育程度、進城打工年數(shù)、技能培訓、工資對數(shù)；家庭結構變量（F）：子女數(shù)、是否有老人；遷移變量（M）：本地生活時間、老人居住地、子女就學地；其他控制變量（W）：行業(yè)。變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型構建

根據(jù)Heckman兩階段估計方法，勞動供給分析以簡化式勞動參與方程為出發(fā)點，通過簡化式勞動參與方程的估計結果來校正工資方程和工作時間方程中的樣本選擇偏差。簡化方程為：

式（1）為家庭式遷移女性農民工的勞動參與方程，其中work＊i表示不可觀測的決策個體i是否參加工作的變量，worki表示個體是否參加工作（1為工作，0為不工作）。由于未參加工作個體的市場工資不可觀測，簡化式勞動參與方程中的I′為不包含工資對數(shù)值的個人特征變量，α表示系數(shù)，假定εi～N（0，1），個體勞動參與的概率可以表示為：

其中φ（·）表示服從標準正態(tài)分布的分布函數(shù)。通過Probit模型可以獲得系數(shù)α的估計值，根據(jù)簡化式勞動參與方程的估計結果，可以計算校正工資方程和工作時間方程估計的逆米爾斯比：

φ（·）表示服從標準正態(tài)分布的概率密度函數(shù)，修正樣本選擇偏差的工資方程可以表示為：

使用工資方程可以對個體市場工資進行預測，并將所有個體預測的市場工資作為解釋變量引入勞動參與方程（結構式）中：

由式（5）可得到勞動參與彈性：

其中為勞動參與率。

對所有個體均采用預測的市場工資估計結構式勞動參與方程可以得到一致的估計量［15］。使用逆米爾斯比對工作時間方程進行校正后的方程為：

在解釋變量中包含了逆米爾斯比之后，可以假定隨機擾動項ωi～（0，σ2）?？紤]到各因素對女性農民工勞動供給影響的異質性，建立如下分位數(shù)回歸模型：

式（8）中的Xi為式（7）中的自變量，Qθ（hour／Xi）表示在給定X的情況下，hour的第θ個條件分位值。θ為所考慮的分位點，0＜θ＜1。與θ對應的系數(shù)向量的ψθ是通過最小化絕對離差（LAD）來估計的：

三、數(shù)據(jù)概況與實證分析

（一）數(shù)據(jù)概況

本文所使用的數(shù)據(jù)來自課題組2009年8—9月在浙江省杭州、寧波、嘉興等7個城市的抽樣調查數(shù)據(jù)。調查者由浙江大學農業(yè)經(jīng)濟管理專業(yè)研究生和浙江大學“三農協(xié)會”的學生組成，調查對象為集中居住在工廠宿舍、工棚的聚居類農民以及分散居住在市民小區(qū)中的散居類農民工。本次調查共發(fā)放問卷3 523份，最后回收2 977份，剔除無效樣本464份，有效樣本數(shù)為2 513份，其中包含907個女性農民工有效樣本，占樣本數(shù)的36．1%，家庭式遷移的女性樣本為413個，占女性樣本數(shù)的45．5%。年齡分布在17～65歲之間，其中25～45歲的女性占80．2%，被調查的女性農民工以中青年為主。受教育程度為初中和高中的女性占54．5%，小學及以下的占41．1%，說明女性農民工受教育程度較低。

調查發(fā)現(xiàn)，家庭式遷移女性農民工不工作的樣本數(shù)為43個，工作的為370個，勞動參與率為89．58%。在工作的女性中，僅有25%的工作時間在8小時以內，35%的女性每天工作時間在10個小時以上，所有樣本的平均值也達到了10．5小時，遠高于國家法定勞動時間，說明女性農民工的工作強度普遍較大，詳見表2。

表2 家庭式遷移女性農民工的勞動供給狀況表

（二）實證分析

在估計模型之前需要討論子女數(shù)量的內生性問題，本文借鑒已有研究的做法，以兩個孩子的性別作為子女數(shù)的工具變量［16］，采用兩階段法對模型進行預回歸，并檢驗變量的內生性。考慮到傳統(tǒng)的Hausman檢驗在異方差的情形下不成立，本文采用了異方差穩(wěn)健的DWH檢驗，結果表明，DWH檢驗的p值達到了0．12，在5%的顯著水平上接受“所有解釋變量均為外生”的原假設，即認為本研究中的子女數(shù)量為外生變量。此外，本文還對變量間是否存在多重共線性進行檢驗，各變量間的VIF（方差膨脹因子）都遠小于10，所以本文認為不存在嚴重的近似多重共線性問題?？紤]到橫截面數(shù)據(jù)回歸普遍存在異方差問題，本文采用計算異方差－穩(wěn)健標準誤的方式進行統(tǒng)計推斷。模型估計結果分析如下：

1．女性農民工的勞動參與概率模型結果與分析?？紤]到勞動參與的生命周期特征，在模型中加入了年齡的平方項。女性農民工的勞動參與概率模型的回歸結果如表3所示，簡化式勞動參與方程回歸結果表明：

第一，受教育程度對女性農民工的勞動參與影響不顯著，且邊際效應接近于0。調查表明，85．22%的女性為初中及以下文化程度，在工作的女性中，具有高中以上學歷的占14．99%；在不工作的女性中，這一比例為12．82%，說明文化程度對女性勞動參與還是有影響的，但可能由于本研究中女性農民工樣本的文化程度普遍較低且同質性較高，這一影響并不突出。

第二，進城打工年數(shù)的系數(shù)為正且在5%的水平上顯著。在其他條件不變的情況下，打工年數(shù)增加一年，女性農民工參加工作的概率提高1．45%。技能培訓的系數(shù)也在5%的水平顯著為正，培訓次數(shù)每增加1次，女性農民工的工作概率增加3．63%，表明相對于人力資本最主要的形式教育而言，女性農民工的工作經(jīng)驗及培訓更能有效地提高其參與勞動力市場的概率。

第三，子女數(shù)、是否有老人對女性農民工的勞動參與影響不顯著，但老人居住地和子女就學地的系數(shù)顯著為負，說明有老人在城里同住或子女在務工城市就學會顯著降低女性農民工的工作概率。這是由于傳統(tǒng)的勞動分工，女性承擔著照料家里老人和孩子的主要責任，如果夫妻外出時把需要照顧的老人或孩子也帶到務工城市的話，女性就會面臨著照顧家庭和外出工作的兩難選擇，不少女性因此不得不放棄工作。

第四，本地生活時間的系數(shù)為正，在5%的水平顯著?？赡艿慕忉屖牵鶕?jù)移民的自我選擇性和人力資本轉換理論［17］，由于勞動力輸出地與輸入地的學校教學質量上可能存在差異，同等教育程度所傳授知識的技術含量不同，又或者兩地勞動力市場規(guī)則不同，移民在遷移之初，其人力資本不一定適用于遷入地的勞動力市場，進而產生失業(yè)。對于女性農民工，隨著本地生活時間的延長，對當?shù)貏趧恿κ袌鲆?guī)則也會逐漸熟悉，在其他條件不變的情況下，獲得工作的概率要高于生活時間較短的女性。

表3 勞動參與方程估計結果表

由女性簡化式勞動參與方程的估計結果可以計算逆米爾斯比進而修正工資方程的估計。工資方程的估計結果顯示，逆米爾斯比這一變量不夠顯著，說明選擇性偏誤的影響并不大。根據(jù)工資方程可以得到女性的預測工資對數(shù)，將其作為解釋變量可估計結構式勞動參與方程，進而估算勞動參與的工資彈性值。對比勞動參與方程的簡化式和結構式發(fā)現(xiàn)，結構式中的受教育程度系數(shù)變?yōu)樨?，?0%的水平顯著，進城打工年數(shù)和技能培訓的系數(shù)也變得不顯著，其原因在于結構式勞動參與方程中教育、經(jīng)驗、培訓等人力資本因素對勞動參與的部分影響是通過市場工資的形式加以體現(xiàn)。工資對數(shù)的系數(shù)在5%的水平顯著為正，邊際效應為1．64，通過式（6）計算得到女性農民工的勞動參與的工資彈性為1．84。

2．女性農民工的工作時間模型結果與分析。表4為女性農民工的工作時間模型估計結果，從模型的估計方法來看，模型一和模型二是采用一般最小二乘法的穩(wěn)健估計結果，模型三和模型四是采用Heckman兩階段法得到的回歸結果，從模型變量的選取來看，模型二和模型四分別在模型一和模型三的基礎上控制了行業(yè)的8個虛擬變量。逆米爾斯比估計值不顯著，因此以OLS估計和Heckman兩階段法估計得到的結果較為近似。

結果顯示，技能培訓的系數(shù)為負，且在5%水平顯著，這表明隨著勞動力市場逐步發(fā)育與完善，技能培訓在市場上的顯示信號作用正在加強，正規(guī)的職業(yè)技能培訓能有效降低女性農民工的工作時間。工資對數(shù)的系數(shù)為正，在5%的水平顯著，說明工資的提高將增加女性農民工家庭生產的機會成本，使得延長工作時間變得“有利可圖”。本地生活時間不僅對女性農民工的勞動參與有正影響，對勞動時間也有顯著的正影響。可能的原因是，本地生活時間較長的女性農民工，在當?shù)匾呀?jīng)基本穩(wěn)定了下來，但因為收入低，壓力大，所以需要更長的工作時間。

表4 工作時間方程的估計結果表

此外本地生活時間較長的女性也可能擁有更多兼職機會。這也說明維持家庭式遷移女性農民工在城市的穩(wěn)定生活，使其逐步完成從“農民工”向“市民”的轉變，對于勞動力市場的穩(wěn)定供給具有重要的意義。子女數(shù)和是否有老人系數(shù)為負，但是這種影響并不顯著。這與不少研究得到的子女數(shù)對女性勞動時間具有顯著負影響的結論并不一致，可能的解釋是，一些研究在探討生育率對女性勞動供給影響時，都是基于子女和女性勞動力在一起生活的假設，并未單獨考慮遷移因素的影響，從而造成一定的回歸偏差。本文中子女或老人一同遷移進城時女性的工作時間顯著減少也恰恰說明了這點。

3．分位數(shù)回歸結果及分析。為了能更深入了解各個因素對家庭式遷移女性農民工勞動供給的分布規(guī)律的影響，本文采用bootstrap方法對樣本的工作時間進行分位數(shù)回歸。盡管更多的分位點能夠給出更多的信息，受篇幅所限，在這里只是選擇5個有代表性的分位點，它們是0．1、0．25、0．5、0．75和0．9，結果見表5。同時，為進一步解釋自變量對女性農民工勞動供給影響的完整情況，圖1列出了分位數(shù)回歸的部分系數(shù)變化情況。

表5 女性農民工工作時間分位數(shù)回歸結果表

分位數(shù)回歸結果表明，技能培訓的估計系數(shù)為負，而且在所有的分位數(shù)上都通過了顯著性檢驗，說明隨著培訓次數(shù)的增加，女性農民工的工作時間能顯著減少。工資對數(shù)的系數(shù)在五個分位數(shù)上都顯著為正，且隨著工作時間分位數(shù)的提高，工資對數(shù)值影響逐漸變大。這表明，工資的變化對于工作時間較長的女性農民工影響較大。原因可能在于，增加收入是大部分農民工延長工作時間的主要原因，工作時間較長的通常是單位工資水平較低的女性農民工，她們迫于生活的壓力不得不從事一些強度較大、加班頻繁的工作，相比于那些工資水平高、工作時間短的女性，工資對她們的邊際效用更大。本地生活時間的系數(shù)在各個分位數(shù)上均為正，在10%、25%兩個分位數(shù)上，其回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著。在工作時間的中高分位數(shù)上，回歸系數(shù)卻不顯著，說明家庭式遷移女性農民工的工作對家庭生產的替代有限，在本地生活時間較長且當前工作時間較短的女性農民工為了使生活繼續(xù)穩(wěn)定下去，可能會通過增加工作時間或兼職來掙得更多收入。由于在工作的同時她們還必須承擔照顧家庭的主要責任，對于那些工作時間已經(jīng)較長的女性，不能再通過“擠壓”家庭生產時間來延長工作時間。老人居住地和子女居住地的系數(shù)在多數(shù)分位數(shù)上顯著為負，對于工作時間較長的女性，這種影響更大。

圖1 女性農民工工作時間分位數(shù)回歸的系數(shù)變化情況圖

四、結論與啟示

利用浙江省7個城市的農民工調查數(shù)據(jù)，本文采用OLS、Heckman兩階段法，從勞動參與和工作時間兩個維度考察了個人特征、家庭特征、遷移特征等因素對家庭式遷移女性農民工勞動供給的影響。在此基礎上，通過分位數(shù)回歸法探討了各因素對女性農民工勞動供給分布規(guī)律的影響。研究發(fā)現(xiàn)：相對教育而言，以經(jīng)驗、技能培訓等形式體現(xiàn)的人力資本更能顯著影響女性農民工的勞動參與，技能培訓還能有效降低女性農民工的工作強度。工資對女性的勞動供給具有顯著的正影響，對于工作時間較長的女性影響更大。家庭結構對女性農民工勞動供給的影響不顯著，但子女或老人一同遷移會對女性的勞動參與和工作時間產生顯著的負向影響，對工作時間較長的女性影響更大。此外，本地生活時間對女性的勞動參與具有顯著的正向影響。對于當前工作時間相對較短的女性，本地生活時間與工作時間顯著正相關。

上述結論的政策啟示在于：第一，政府應加快完善城市勞動力市場環(huán)境，提高女性農民工的工資水平。工資作為一種信號，不僅能夠向勞動力市場的需求方傳遞雇用勞動數(shù)量的信息，更重要的是，它是社會中的弱勢群體維持基本生活水平的保證。只有工資水平提高了，才能真正落實《勞動法》，從而在提高女性勞動參與率的同時改變當前女性農民工工作強度普遍較大的現(xiàn)狀。第二，舉家遷移的農民工有強烈愿望融入城市社會，但由于自身文化和技能上原因造成轉移能力不足，多數(shù)女性農民工無法進入正規(guī)勞動力市場。在女性人力資本投資方面，中國目前的水平還遠遠不夠［18］。因此，應加大對女性農民工的職業(yè)培訓，提高文化素質和專業(yè)技能，使其成為勞動力市場中具有競爭能力的人力資本。第三，政府應動員或補貼社區(qū)提供流動兒童和老人的看護，加大對兒童、老人看護的投入，提高農民工家庭看護資源的可獲得性，從而降低家庭式遷移女性農民工的看護成本。

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