农村妇女的就业与收入——基于山西若干样本村的实证分析，本文主要内容关键词为：山西论文,实证论文,样本论文,农村妇女论文,收入论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
进入90年代以后，中国农村经济正在经历着经济结构的巨大转变过程。农村工业化仍在持续发展，非农经营领域不断拓宽，大量农村劳动力转向非农产业或流入城市寻求就业机会和发展机会，这些都在一定程度上引起着农村内部生产资源特别是劳动力资源的重新配置。这种重新配置过程对农村妇女就业和收入会产生何种影响，就是本文试图要回答的问题。
在中国农村，劳动力资源的配置和重新配置过程不仅仅是一种个人行为的结果，它更多地表现为一种家庭集体行为和集体决策的结果。在这种判断下，农村妇女的就业选择就不完全受到其自身就业收入的影响，还会受到家庭其他成员就业选择和就业收入的影响。因而，妇女的就业选择和收入决定就构成了家庭其他成员就业选择和家庭收入的函数，当然也不排除它们之间存在着相互决定、相互影响的关系。
本文的经验分析部分主要是依据农业部农村社会经济调查系统的调查数据。我们的样本共有947个样本农户，3623个样本个人。它们都是来自山西省的长期观测点中的10个样本村。调查是在1997年春季进行的，调查的内容是1996年农户的收入和务农等情况。
一、家庭内部劳动分工的理论模型
劳动分工不仅会发生在不同社会成员之间，也会发生在家庭内部。众所周知，中国传统的家庭分工模式是“男主外、女主内”。那么这种分工模式在多大程度上仍在影响着现在农村家庭内部的男女分工呢？按照新古典经济理论的解释，“男主外、女主内”的分工模式也许是获得家庭福利目标函数最大化的一种有效途径（贝克尔，1987年）。家庭内部男女劳动力之间的分工主要受到家庭成员福利最大化目标函数的影响。影响家庭福利函数的两个决定因素分别是：家庭收入和家务劳动。这两个因素显然是有差别的，而且有一定的替代性。特别对于一个有幼小子女的家庭来说，家庭收入最大化并非必然带来家庭成员福利最大化。对于一个出生不久的婴儿来说，她的福利最大化就是她母亲时刻守在身边给予无微不至的照顾。要做到这一点，她母亲就必须放弃从事经济活动的机会，也就是放弃赚取额外收入的机会。那么在理论上如何确定家庭收入与家庭福利之间的关系呢？我们不妨借助于下图加以说明。假定家庭全部成员的可自由支配的劳动时间是oo'，全部劳动时间既可以用于赚取收入，也可以用于家务。用于赚取收入的劳动时间是用o到o'的距离测量的，而用于家务劳动的时间是用o'到o的距离测量的。用于经济活动时间的边际福利水平是用wo'线来表示，而用于家务劳动时间的边际净福利水平是用hh'线来表示。根据最大化原理，家庭成员的全部劳动时间的分配点应该在e上，也就是用于经济活动的时间等于oe，而用于家务劳动的时间等于o'e，这时家庭总净福利才能达到最大化。如果该家庭出现了特殊情况，如生孩子，这时家庭需要更多的家务劳动，同时意味着家务劳动的边际净福利水平大幅度上升，在图中表现为hh'线上移到hlhl'线的位置。在这种情况下，劳动时间分配点也同时从e点移到el点，也就是说用于经济活动的时间减少，而用于家务劳动的时间增加。如果出现另一种情况，经济活动时间的工资率上升，这时单位劳动时间的净福利水平线上升为wlwl'。它与新的家务劳动的边际净福利线hlhl共同决定的劳动时间分配点又回到了e点。在这种情况下，家庭成员用于家务劳动的时间虽然有所减少，但是较高的工资率使得他们愿意通过购买家务劳动的方式来加以弥补，其结果家庭福利在一种更高水平上实现了最大化。
图1.家庭总劳动时间在经济活动和家务劳动之间的配置
然而，上述模型只是说明家庭成员总劳动时间是如何在获取收入劳动和家务劳动之间进行分配，并没有告诉我们家庭内部男女劳动力是如何分工的。在这一问题上，以贝克尔为代表的新古典经济学认为男女劳动力在家庭内部的进一步分工是由不同成员的“比较有利条件”来决定的。这里所谓的“比较有利条件”类似于李嘉图的国际贸易分工理论中的“比较利益原则”。贝克尔认为男女劳动力由于生理上的差异，使得妇女具有从事以养育子女为主的家务劳动方面的“比较有利条件”，而男人则具有从事户外劳动的“比较有利条件”。这样，“男主外、女主内”就成为一种最佳的男女分工模式。
上述理论模型是否解释了家庭内部的分工问题呢？我们认为至少有这样几点是模型所忽略了的。第一，上述男女分工模型表明，家庭成员福利的最大化是农户的主要目标函数。它没有考虑不同家庭成员目标函数的差异以及由此引起的利益冲突，换句话说它假定了家庭成员的个人目标函数是一致的。这一假定可能更适用于东方文化的家庭和小家庭的分工情况，因为这种类型的家庭成员往往更具有相互合作的倾向。第二，家庭内部男女分工模式的确立不仅仅受到男女生理差异的影响，同时还会受到社会文化和传统习惯的影响。这样一种分工模式对于妇女来说并非是一种自愿的选择，但是迫于传统习惯的压力也就成为一种不得不接受的选择。第三，劳动力市场上对妇女的各种各样的歧视实际上压低了妇女劳动力从事外部经济活动的“比较有利条件”。在这种情况下，妇女劳动力在寻找就业岗位和获取劳动报酬方面都会处于不利的地位，即经济学家所认定的“职业歧视”(Occupational discrimination)和“收入歧视”(Income discrimination)。于是，妇女往往会以退回家务劳动来逃避她们所认为的种种歧视。
妇女就业和收入决定方面是否存在着严重的社会偏见，妇女经济学家对此大多关注三个方面的问题(Meng,1998)：第一，妇女是否在经济活动参与方面受到不公平对待？一般而言，在妇女歧视严重的地区和家庭中妇女参与外部经济活动的程度是较低的；第二，妇女劳动力是否在选择职业方面受到歧视？第三，妇女劳动力是否面对着收入歧视问题？也就是说，她们是否与男劳动力同样享有“同工同酬”的待遇？
在中国农村经济中，农户家庭内部的男女劳动分工既会受到新古典经济学提到的家庭成员之间合理分工的考虑的影响，也会受到东方所特有的“歧视妇女”的传统文化的影响，这种影响往往是通过劳动力市场上雇主的雇佣偏好来体现的。有关的经验分析结果也表明，与其他发达国家和发展中国家相比，中国城镇妇女的就业率偏高，而且男女职工之间的工资差异比较小(Gustafsson and Li,2000)。这是与长期以来中国在城镇内部一直实行充分就业政策和集中管理的工资政策分不开的。根据国家人口普查的数据，在中国农村地区妇女的就业率也是比较高的，1990年的农村就业人口中妇女劳动力所占的比例大约是46%（《中国性别统计资料》，第324页）。另据调查（《中国性别统计资料》，第475页），农村妇女劳动力从事经济活动的劳动时间相当于男劳动力的78.8%，但是她们用于家务劳动的时间相当于男劳动力的2.32倍。如果将经济活动时间和家务劳动时间加总来算，农村妇女劳动力平均花费的总时间相当于男劳动力的1.13倍。与此相应的是，男劳动力的闲暇时间是女劳动力的1.29倍。1996年对6400多名城乡已婚者调查的数据显示，相对城市而言，农村妇女的家庭地位还是相对较低（徐安琪，1998年）。根据农村被调查者的回答，4.4%的人认为丈夫是家庭家务劳动的主要承担者，而81.7%的人认为妻子是家庭家务劳动的主要承担者；54.8%的人认为丈夫在家庭中消费较多，而只有8%的人认为妻子消费较多。而且男女在家庭内部地位的差异在中国内地不发达地区表现的更为明显。
二、农村男女劳动力劳动时间配置的差异
在对农村劳动力时间配置的性别差异进行描述之前，我们有必要对16-60岁年龄组中男女劳动力的构成有所了解。从表1中可以看出，在16-60岁年龄组中劳动力构成比例的性别差异并不非常明显。在男性样本中，劳动力和半劳动力所占的比重达到91.4%。相应地，在女性样本中，这一比例也高达87.5%，虽然整劳力所占的比重比男性更低一些。这表明了农村中可利用的女劳动力资源也是相当巨大的，并且并不明显低于男性。
那么，进一步的问题是，男女劳动力的实际利用程度如何，他们二者之间是否存在着更大的差异。为了回答这些问题，我们对16-60岁全部人口和该年龄组中整劳力和半劳力的劳动时间利用情况进行了一些计算。计算结果编入了表2和表3。从表2中可以看到，16-60岁人口中女性的劳动力资源的利用程度明显低于男性，前者的全年劳动时间仅为后者的63.5%。从表3中同样可以看到，即使就整劳力和半劳力而言，女性的全年劳动时间也不过为男性的65.7%（注：对16-60岁人口中的整劳力进行分析时，我们发现女性整劳力的全年平均劳动时间为男性的70.6%。）。
表1.农村16-60岁人口中劳动力构成的性别比较（1996年样本）
男女劳动时间上的差异并不仅仅表现在平均劳动时间上，更主要表现在不同经济活动的配置上。由于农村经济越来越多样化，农村劳动力的兼业化已成为当前的一个主要特点。女性劳动时间更多用于从事农业生产经营，农业劳动天数占其全部劳动天数的77.4%，比男性高出近17个百分点。这一特点同时反映在表2和表3中。它从另一方面也说明了女劳动力用于从事非农生产经营活动的时间相对较少。例如，平均来说女劳动力在乡镇企业工作的天数不及男性的1/3，在外打工时间只相当于男性的1/7。
上述男女劳动力劳动时间配置上的种种差异很有可能部分地是由年龄结构上的差异引起的。为了将年龄影响分离出来，我们做了一个简单的回归模型，回归的结果如表4所示。结果表明，即使回归方程中引入了年龄组虚拟变量后，女劳动力的全年劳动天数仍要比男劳动力少得多。具体说来，在对年龄变量进行控制以后，女劳动力全年从事非农活动的天数比男劳动力少88.6天，而男女劳动力在从事农业劳动时间上的差异不到1天；而且男劳动力的系数估计值在统计上也是不显著的。
表4.农村男女劳动力工作天数差异的回归分析（1996年样本）
注：1)**表示该系数估计值是在1%水平上统计显著的。2)省略变量是女性和30-39岁年龄组。
这里的劳动时间是就经济活动而言的。对于女劳动力来说，除了参与经济活动之外，家务劳动也是重要的内容，而且两者之间存在着很强的替代性，也就是说妇女参加较少的经济活动，可能是因为她们承担了更多的家务劳动。以上提到的一次关于妇女社会地位的调查可以提供一些佐证。而且，从中可以发现，不同省份之间妇女劳动力从事经济活动的时间差异还是相当明显的，如广东省农村妇女劳动力平均参与经济活动的时间是甘肃省妇女劳动力的2.08倍。对被调查的11个省份进行初步比较后，我们发现农村妇女劳动力参与经济活动的时间多少基本上与该地区的经济发展水平呈正相关。例如，两个沿海省份广东和江苏的平均水平比两个西部省份甘肃和青海的平均水平高出68%。同时也应该看到，地区经济发展水平并不是惟一的决定因素。在几个经济比较落后的省份中，也存在着妇女经济活动参与率方面的差异，例如贵州省的平均水平比甘肃省要高出47%。从这次调查得出的数据中我们还可以看到，农村妇女劳动力从事家务劳动的时间与其文化程度基本上呈反比关系（《中国性别统计资料》，第479页），而从事经济活动的时间与其文化程度基本上呈正比关系（《中国性别统计资料》，第477页）。
三、家庭内部的女劳动力就业选择分析
与此同时，我们还可以看到，女劳动力的就业时间平均说来只相当于男劳动力的66%，于是我们不能不考虑另外一种可能性，即家庭内部男女劳动力的分工不是按照比较利益的原则，而是按照“先男后女”的原则，即充分满足男劳动力就业，女劳动力的就业仅仅是对家庭人力不足的一种补充。这样一种假说并非完全排除了家庭内部分工的可能性。
于是，我们已经有了两种假说，一是男女分工比较利益说，二是“先男后女”原则说。以从事经营活动的内容划分，样本农户可以划分为纯农户、兼业户和非农户三大类。那么上述的哪一种假说更适合于哪一种农户类型呢？为了回答以上问题，我们进行了一些经验验证。基本的思路是这样的：不论上述哪一种假说，都会在农村家庭内部男女劳动力的利用程度方面表现出某种相关性。它至少涉及这样两个问题：第一，同一家庭内部男女劳动力之间是否存在着就业时间的相互替代关系，还是存在着互补性（注：黄平、克莱尔（1998年）的调查显示，随着大批劳动力的外出打工，农村形成一种新的劳动分工。在这种分工下，男性劳动力以及年轻女性劳动力主要在外打工，而留在村里的中老年妇女构成了主要的农业劳动力。）？如果存在着相互替代关系，表明男女分工比较利益原则更为重要；反之如果存在互补性，则表明“先男后女”原则在起一定作用（注：如果存在着替代关系，意味着男性劳动力在没有充分就业之前，女性劳动力就可能参与就业，男女就业时间决定于他们的相对边际劳动生产率；如果“先男后女”原则起作用，意味着男性劳动力充分就业后，女性劳动力才开始就业，因此两者之间表现为互补关系。）。第二，男女劳动力从事农业劳动时间和从事非农劳动的时间是相互替代的，还是相互补充的呢（注：朱玲、蒋中一（1994年）在一次对以工代赈农户的调查中，问道“您家的妇女是否由于男劳力参加（以工代赈）工程而增加了农业劳动时间？”45.8%的被调查户给予了肯定回答，54.2%的被调查户给予了否定回答。这意味着家庭内部男女劳动力之间在劳动时间方面既可能存在着替代性，也可能存在着互补性。也不否定它们之间无任何相关性，如果农村存在严重的劳动力过剩问题的话。）？
为了回答上述问题，我们分别对农户内部男女劳动力就业时间的相互决定关系进行一些分析。表5给出这方面的5个回归方程的分析结果。利用第1个方程，我们试图验证男女劳动力之间就业时间上的相关性。在方程中，男劳动力的全部劳动时间作为被解释变量，女劳动力的全部劳动时间作为解释变量，同时引入了家庭劳动力人数作为控制变量。估计的结果显示，女劳动力的全部劳动时间这一变量的系数估计值是负的，而且在统计上是高度显著的。这表明了男女劳动力之间存在着就业时间上的相互替代性。也就是说，男劳动力就业时间的增加就会导致女劳动力就业时间的减少，反之亦然。在第2-5个方程中，我们利用多元回归分析，试图验证男劳动力的非农就业时间、农业劳动时间与女劳动力的非农就业时间、农业劳动时间四者之间的相互关系。在第2个方程中，当我们用女劳动力的非农就业时间和农业劳动时间来解释男劳动力的非农就业时间时，发现两个解释变量的系数估计值都是负值，统计上也都是高度显著的，然而女劳动力的农业劳动时间的影响作用更大一些。以一个家庭为例，在其他条件相同的情况下，如果女劳动力的农业劳动时间增加100天，那么男劳动力的非农就业时间就会相应减少35天；如果女劳动力的非农劳动时间增加100天，那么男劳动力的非农就业时间只会相应减少12天。而且，女劳动力的农业劳动时间与男劳动力非农就业时间之间较强的替代性还反映在第5个方程的估计结果中。其结果表明了男劳动力非农就业时间对女劳动力农业劳动时间的影响超过了对女劳动力非农就业时间的影响。以上几个方程的估计结果还说明了另一个比较有意义的现象，男女劳动力在农业就业时间上不存在任何意义上的相互替代性。不论在第3个方程中我们用女劳动力的农业劳动时间来解释男劳动力的农业劳动时间，还是在第5个方程中我们用男劳动力的农业劳动时间来解释女劳动力的农业劳动时间，解释变量的系数估计值在统计上都是不显著的。
上述的分析结果验证了男女就业时间之间的替代关系主要表现在男性非农就业时间方面，而在男性农业劳动时间方面则不存在任何替代关系。这在一定程度上肯定了“比较利益”假说；同时分析结果没有证实男女就业时间之间的任何互补关系，从而也就否定了“先男后女”假说。从经济意义上来说，分析结果显示了这样一种情形，男劳动力从事非农经营活动更多地是以女劳动力退出生产性劳动过程为前提的。这样一种退出是一个自愿的过程，还是家庭内部分工的一种结果，需要进一步研究，可能后一种解释更为合理。男劳动力将更多的时间投入到非农经营活动，特别是外出打工，势必导致家庭内部家务劳动的增加。在这种情况下，女劳动力不得不减少生产性劳动时间，进行更多的家务劳动。
表5.男女劳动力就业时间的相互决定关系分析（1996年样本）
注：1)MT=男劳动力全部劳动时间；FT=女劳动力全部劳动时间；MNAT=男劳动力非农就业时间；MAT=男劳动力农业劳动时间；FNT=女劳动力非农就业时间；FAT=女劳动力农业劳动时间；NL=家庭劳动力人数。
2)**表示该系数估计值在1%水平上是统计显著的；*表示该系数估计值在5%水平上是统计显著的。
大量的研究文献表明，妇女受歧视的程度与其文化程度成反比，也就是说受过较高教育的妇女具有较高的人力资本，在家庭内部具有较强的决策能力，相应也就受到较少的歧视（徐安琪，1998年）。此外，经济发展水平也是一个重要的影响因素。一般情况是，在经济较为发达的地区妇女受到的歧视程度会小一些（金一虹，1998年）。因此，在解释家庭内部男女劳动力之间劳动时间的替代问题时，我们应该引入妇女的人力资本水平和地区经济发展水平的代理变量。
在上述模型的基础上，我们把女劳动力的平均教育年限和家庭人均收入作为控制变量引人模型，其目的是双重的。目的之一是检验女劳动力的教育变量和家庭收入变量是否会对妇女劳动力的就业时间产生影响；目的之二是在引入教育变量和收入变量后观察男劳动力的就业时间是否还对妇女劳动力的就业时间产生替代作用。表6给出了估计结果。从中我们可以看到，妇女劳动力的平均教育水平对其就业时间产生显著的影响，平均多受一年教育，那么她的全部就业时间会相应增加11.4天，而且她从事农业劳动的时间会增加6天，从事非农业劳动的时间会增加7.5天。不难看出，教育变量对妇女劳动力从事非农经营活动时间的影响更为明显。从表中还可以看出，收入变量的估计值在统计上都是显著的，而且估计值的符号也是与我们的预期一致的。这意味着在经济较为发达的地区和经济条件较好的家庭中，妇女劳动力从事非农就业的机会会更高一些。为了进一步分析农村妇女劳动力从事非农就业机会的决定因素，我们利用Logit模型进行了估计。为了进行比较，我们设定了两个模型。在两个模型中，被解释变量都是单个女劳动力是否从事过非农就业经营活动。在我们的调查数据中，如果一个女劳动力的非农劳动天数为正值，我们则认定她是从事过非农劳动；反之亦然。在模型1中的解释变量有：家庭中男性从事非农经营的天数(MNAT)，男性从事农业劳动的天数(MAT)，该女劳动力从事农业劳动的天数(FAT)，家庭劳动力人数(NL)，该女劳动力的教育年限(EDF)，家庭人均收入(PY)，居住的代理变量，村虚拟变量(V1-V10)。在模型2中，我们舍弃了村虚拟变量。估计的结果如表7所示。
表6.妇女劳动力就业时间的决定因素分析（1996年样本）
注：1)MT=男劳动力全部劳动时间；FT=女劳动力全部劳动时间；MNAT=男劳动力非农就业时间；MAT=男劳动力农业劳动时间；FNAT=女劳动力非农就业时间；FAT=女劳动力农业劳动时间；NL=家庭劳动力人数；EDF=女劳动力的平均教育年限；PY=家庭人均收入。
2)**表示该系数估计值在1%水平上是统计显著的；*表示该系数估计值在5%水平上是统计显著的。
Logit模型估计的结果基本上是与我们的事先预期一致的。其中值得强调的是妇女劳动力的教育变量对其从事非农就业机会有着显著影响。根据估计值，我们计算了教育变量的边际效应。计算结果显示，在其他条件不变的情况下，一个妇女劳动力的教育水平每提高一年会使得她获得非农就业机会的概率增加2.8个百分点。由此看来，教育变量对妇女获得非农就业机会的边际效应是相当显著的。还值得强调的是社区变量的作用，在我们10个村的样本数据中妇女劳动力获得非农就业机会在村与村之间的差别是相当明显的，大部分村虚拟变量的系数估计值在统计上是显著的。最后值得一提的是家庭劳动力人数变量的影响，这一结果在我们的预料之外。估计的结果表明，家庭劳动力人数变量(NL)的系数估计值是负值，而且在统计上是显著的。这意味着家庭劳动力人数越多，妇女劳动力从事非农活动的机会就越少。对这一结果又如何进行解释呢？一种可能的解释是劳动力人数多的家庭会有更多的家务劳动，大部分家务劳动会自然地分摊到妇女劳动力身上，这必然会影响到她们从事非农经营的机会。
四、男女劳动力劳动报酬的差异
男女劳动力在劳动时间配置上的差别是否会导致他们之间劳动报酬上的差异呢？在回答这个问题之前，首先让我们看一下男女劳动力之间收入的总体差距。从收入结构上看，个人总收入应该等同于从事农业经营的收入和非农经营收入。在计算男女劳动力的个人收入时，对于非农个人收入是不难处理的，因为绝大部分非农收入是支付到个人头上的。但是在处理农业经营收入时，由于农业经营基本上是以家庭为单位的，如何估算单个劳动力对家庭农业总收入的贡献水平，即如何将农业总收入归算到家庭各个劳动力头上，就成为一个技术上的问题。
在我们的调查数据中，我们拥有家庭内部每个劳动力全年从事农业劳动时间变量，同时还有家庭农业经营收入变量，因而可以对男女劳动力各自的劳动天数的平均报酬进行估计。在估计方程中，被解释变量是家庭农业经营收入，解释变量有男劳动力从事农业劳动的天数、女劳动力从事农业劳动的天数、家庭占有耕地面积、农业生产性固定资产。估计结果如表8所示。以家庭为单位计算，平均每个家庭男劳动力全年用于农业生产经营的时间为163.4天，女劳动力为149天。当耕地面积和农业生产性固定资产作为控制变量被引入后，即控制这两个变量对家庭农业收入的影响后，男劳动力从事农业劳动的每天报酬为4.36元，而女劳动力的这一数额是6.52元，后者比前者高出49.5%。这一估计结果确实超出我们的事先预料。
表7.妇女劳动力非农就业机会的决定因素分析：Logit model
注：**表示该系数估计值在1%水平上是统计显著的；*表示该系数估计值在5%水平上是统计显著的。
借助于表8的估计结果，我们可以推算出男女劳动力各自对家庭农业收入的不同分配比例。其推算方法是将耕地和农业生产性固定资产对农业收入增长的贡献部分在家庭内部全部劳动天数之间进行均分（注：表3显示平均说来男女劳动力从事农业劳动时间基本上是相同的，因而将耕地和固定资产的贡献部分进行均分也是合理的。），然后计算出男女劳动力各自对农业收入的“纯”贡献部分，最后将两部分加总，即可得到根据贡献大小男女劳动力分别获得的农业收入比例。根据上述推算方法，我们推算出男劳动力从事农业劳动的每天的报酬率大约为8.9元，女劳动力的报酬率大约为11元。表3给出了男劳动力全年从事农业劳动的平均天数为127天，女劳动力为128天。由此我们算出男劳动力全年平均获得的农业收入是1130元，女劳动力是1408元。在表9中，我们将男女劳动力的农业收入和非农收入合并为全年生产经营总收入。不难看出，就全年生产经营总收入而言，男劳动力比女劳动力高出近1倍(99%)。通过进一步的观察，我们会发现男女劳动力生产经营收入上的差异主要在于他们在获取非农收入方面的差异。男劳动力全年获得的非农收入相当于女劳动力的8.2倍；而在获取农业收入方面，女劳动力反而胜过男劳动力，前者比后者高出24.6%。这不仅因为我们上面提到的在农业劳动中女劳动力比男劳动力有更高的单位报酬率，而且因为女劳动力从事农业劳动的时间也稍长于男劳动力。
表8.农村男女劳动力农业劳动报酬的估计结果（1996年样本）
注：**表示该系数估计值在1%水平上统计上是显著的。
表9.农村男女劳动力的农业与非农业收入构成（1996年样本）
男女劳动力在非农收入上的巨大差距引导我们进一步对非农收入的构成和来源进行细致分析。在我们的调查数据中，根据收入来源非农收入又被细分为6大类别，如表10所示，它们分别是：(1)从本村、本乡企事业获得报酬；(2)经商收入；(3)从事运输活动收入；(4)家庭加工业劳动收入；(5)帮工收入；(6)在外乡打工收入。在表中我们还计算出了男女劳动力各自获得的各种不同类别的非农收入以及它们所占的比重。从不同非农收入类别上看，男劳动力获得的收入绝对额都远远大于女劳动力。例如，男劳动力从乡镇企业获得的报酬收入是女劳动力的6.5倍；前者从外出打工获得的收入是后者的13倍；前者获得的经商收入是后者的3.6倍；前者从从事运输活动获得的收入是后者的22.7倍。从相对比例上看，从乡镇企业获得的报酬收入不仅构成了男劳动力的非农收入的一大来源，也是女劳动力的最大非农收入来源。其次，对于男劳动力来说，外出打工收入构成了其非农收入的第一大来源，占30.3%。而对于女劳动力来说，外出打工收入仅占其非农收入的19%。相对来说，经商收入在女劳动力的非农收入中占较大的比重，达到22.3%，而对于男劳动力来说这一比重仅为9.9%。这些都表明了，男女劳动力在获得非农收入的方式上存在着明显的差别。
为了进一步理解男女劳动力在获得非农收入方式上的差别，我们分别对分年龄组的男女劳动力的各项非农收入的绝对额和相对比重、男女劳动力之间的相对差距进行了计算。在男劳动力中，各个年龄组的平均非农收入的变动趋势在开始时是随着年龄的上升而上升，到了一定年龄段（这里为30-39岁）达到收入最高点，然后开始下降。这样一条收入随着年龄而变动的曲线基本上是与现阶段中国城镇职工的工资变动曲线一致的，也与劳动力市场较发达地区中劳动工资率的变动曲线相似。然而，在女劳动力中，各个年龄组的平均非农收入从一开始就出现不断下降。16-19岁年龄组的女劳动力获得的非农收入是最高的，达到850元，并且占同一年龄组男劳动力非农收入的45.3%。女劳动力随着年龄增加，获取非农收入的绝对额和相对比例开始不断下降，其下降趋势几乎是依次递减的。这些分析结果可以证实这样一个事实，即男女劳动力在获取非农收入方面的差距更多发生在高年龄组中，也就是说可能主要发生在已婚男女劳动力之间（注：对于女性劳动力来说，是否结婚成家是决定其非农收入的一个重要的变量。由于本调查数据中忽略了有关个人婚姻的信息，因而无法对婚姻的重要性进行估计。）。
表10.农村劳动力的非农收入构成的性别比较（1996年样本）
上述分析结果显示，女劳动力在结婚成家之前有较多的从事非农经营活动的机会，因而也获得较高的非农收入。她们作为子女与父母生活在一起，虽然参与或服从于家庭内部的劳动分工和劳动力资源的配置过程，但是承担的家庭责任相对要小得多。当她们结婚以后，承担的家庭责任要不断多起来，特别是有了孩子以后。对于女劳动力来说，家庭责任的增加意味着面临更多的选择，也意味着更有可能在赚取收入方面作出牺牲和放弃。另一方面，上述分析还表明了女劳动力的农业劳动的工资率要高于男劳动力。对于一个正常农村家庭来说，在男女劳动力面对着不同的经营活动选择的同时又面对着不同经营活动的不同报酬率的情况下，如何优化配置家庭内部的劳动力以获得最大的家庭总收入成了一个自然而然的问题。这似乎是经济学中的比较利益问题。然而，这一问题不是发生在国与国之间，也不是发生在不同交换个体之间，而是发生在家庭内部。我们的分析结果似乎显示出这样一种迹象，即中国农村的男女劳动力正在按照比较利益的原则进行农业劳动和非农业活动的分工。这也是本文试图论证的一个假说。如果这一假说是真实的，那么女劳动力对农户收入的贡献就不仅仅体现在她们获得的直接收入上，还应该考虑到她们按照家庭内部分工的原则承担更多的家庭内部责任、以使男劳动力更有可能集中从事非农生产经营活动这样一种间接的创造收入的作用。
五、男女劳动力收入差异的分解分析
从上述分析结果中我们已经知道了男女劳动力各自的劳动时间和收入，那么很容易算出他们各自的平均工资率，即每一劳动日的报酬率。在表11中，我们给出了这方面的计算结果。从中不难看出，除了农业劳动报酬率之外，女劳动力的非农劳动报酬率及其各个分项的非农活动的报酬率都大大低于男劳动力，平均说来女劳动力的非农劳动报酬率只相当于男劳动力的38.2%。
表11.农村16-60岁劳动力的报酬率的性别比较（注：在计算农业劳动报酬率时包括了土地的贡献，因而报酬率有些偏高。）（1996年样本）
由前面的分析我们已经知道，男女劳动力之间的收入差异主要来自于他们之间非农收入上的差异。而总体收入的差异可以分解为由工资率（或报酬率）差异引起的部分和由就业机会差异引起的部分。为了对两种因素的相对重要性有所了解，我们对这两部分差异进行分解分析。这里使用的分解公式是：
Ym-Yf=dm Wm-df Wf=dm Wm-df Wm+df Wm-df Wf=Wm(dm-df)+df(Wm=Wf)
其中，Ym是男劳动力平均收入；Yf是女劳动力平均收入；dm是男劳动力就业天数；df是女劳动力就业天数；Wm是男劳动力的报酬率；Wf是女劳动力的报酬率。上述公式最后被分解为两项：第一项是在男女劳动力报酬率相同的情况下由男女劳动力就业天数的差别引起的总体收入的差异；第二项是在男女劳动力就业时间相同的情况下由男女劳动力报酬率差别引起的总体收入的差异。
按照以上分解公式计算，结果如表12所示。从中可见，农村男女劳动力非农收入差异的近三分之二是由他们之间就业时间的差异引起的，剩下的约三分之一是由他们之间的报酬率差异引起的。再进一步考察，我们还可以发现前一项差异主要又是由男女劳动力在乡镇企业就业和外出打工时间上的差异构成的；同样地，后一项差异主要是由男女劳动力在乡镇企业就业和外出打工报酬率的差异构成的。这也是容易理解的，因为乡镇企业就业和外出打工构成了农村劳动力非农活动的主要内容。
表12.农村16-60岁劳动力的非农收入性别差异的分解（1996年样本）
对于农户的收入决定来说，就业时间和报酬率是两个意义不同的变量。农户自己无法决定报酬率，在市场机制充分发挥作用的情况下，报酬率是由劳动力的供求因素决定的。即使在无市场机制的经济中，农户也很难决定自己的非农活动的报酬率。从这个意义来说，报酬率对于农户来说是一个外生变量。然而，对于农户来说，劳动力的就业时间则既可能是一个内生变量，也可能是一个外生变量。在一个劳动相对稀缺的经济中，劳动力的就业时间在很大程度上反映了劳动力的供给行为，反映了劳动力对劳动力价格的反应程度，因而可以被看做内生变量。相反，对于一个劳动力相对过剩的经济来说，由于劳动力供给大于需求，就业机会变得稀缺，劳动力供给就不再是一定报酬率下的自愿选择行为，因而劳动力的就业时间就不再完全内生化。这一理论分析对于本文关于女劳动力的劳动供给行为的讨论应该说也是适用的。
六、结论和相关的政策建议
在上述的分析基础上，我们可以得出以下几点结论：
第一，农村妇女劳动力的总劳动时间并不低于男劳动力，然而在家庭内部劳动分工方面存在着明显的性别差异。妇女劳动力将更多的时间用于家务劳动方面，并且由于家务劳动的限制，她们所从事的经济活动也主要以农业为主。
第二，在非农就业方面，妇女劳动力的机会相对较少。一方面的原因是与家庭内部分工有关，另一方面也与家庭以外的社会因素有关。我们的模型分析表明，妇女自身的教育水平和居住地的经济发展水平都是影响妇女劳动力从事非农经营活动的重要决定因素。因此，发展落后地区的非农经济以及给女童创造更多的受教育机会，是从根本上消除妇女就业机会不平等的重要途径。
第三，就业于非农经济领域的妇女劳动力的平均收入要明显低于男劳动力。妇女劳动力非农收入较低的一个主要原因是其较低的工资率。它解释了男女劳动力人均非农收入差异的三分之一。在这一原因的背后我们不能排除劳动力市场上存在着对妇女劳动力在工资报酬方面的性别歧视。
第四，如果劳动力市场存在着性别歧视，这会反过来对妇女劳动力从事非农经营活动产生不利的影响，更会使她们退回到家务劳动和家庭农业经营活动，从而会造成传统家庭劳动分工模式的长期化、固定化。这对于妇女自身素质和社会地位的提高都是非常不利的。对于农村妇女在非农领域所受到的各种可能的歧视需要进行更加深入的研究，以使我们对此有更多的理解和关注。
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