我国城镇已婚女性劳动供给影响因素实证研究，本文主要内容关键词为：城镇论文,因素论文,实证研究论文,我国论文,女性论文，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。
一、引言
近年来随着女性就业人数的增加和女性就业难的问题的出现，关于女性是否应该回家的讨论也在如火如荼地进行着。正是带着这些问题，本研究以问卷调查数据为样本，探测我国城镇已婚女性参与市场劳动的影响因素，分析各因素对不同已婚女性劳动供给的影响差异。
二、文献综述
从国外的研究文献来看，已婚女性的劳动供给主要与以下因素有关：
1.教育水平。人力资本理论认为，劳动者所拥有的人力资本数量会影响他的生产率，进而影响到他的收入水平。Morgan（1962）和Cain（1966）认为教育水平决定了一个人的预期工资。受教育程度较高的已婚女性比那些受教育程度较低的已婚女性有着更高的预期工资，从而在劳动力市场上也更为积极。Diah（1998）利用雅加达1985年已婚女性的数据研究发现，发展中国家受教育程度较低的已婚女性劳动参与率接近于受过高等教育的已婚女性，而中等教育程度的已婚女性劳动参与率较低。
2.年龄。生命周期理论认为，在人生的不同时期，人们的市场生产率（工资）与家务劳动生产率是不同的，因此人们可能会在其生活的不同时期向劳动市场提供不同的劳动时间。Bowen and Finnegan（1969）对美国1960年人口普查微观数据进行处理后发现，女性劳动参与率与年龄的关系呈明显的倒U形曲线， 特别是在已婚妇女中更是如此：随着年龄增长，她们的劳动参与率先增长而后趋于下降。
3.家庭经济状况的影响。在实证研究中很多学者用丈夫的工资收入这一变量来表示家庭经济状况。Ugo Colombino & Bianca De Stavola（1985）对意大利1959—1981年、20—59岁的已婚女性劳动力供给进行了研究，发现丈夫的工资对女性劳动力供给至少有和女性工资同样强的负向影响。Sunghee（1991）认为处于社会较低层家庭中的已婚女性由于肩负着增加家庭收入的任务，市场工作变得尤其重要。
4.孩子。Bowen and Finnegan（1969）发现孩子的人数与已婚妇女（14—54岁）劳动参与率之间负相关。Joshua and William（1996）发现，生育第三个孩子的已婚女性与样本中的所有女性一样，减少同量的劳动供给。当孩子长到13岁左右时，生育对已婚女性劳动供给的影响才会逐渐消失。Daniel and Anders（2001）发现，父母在市场劳动和照顾孩子之间的选择是互相依赖的。如果父母一方工作时间较长，另一方会增加陪孩子的时间。通常情况下，丈夫市场劳动时间较长，妻子只好减少工作时间来照料孩子。
5.已婚女性自身工资水平。Jacob Mincer（1962）发现，女性的自身工资水平对其劳动参与率有重要影响。Chinhui Juhn & Kevin.M.Murphy（1997）发现，由于实际工资的持续下降和丈夫就业机会的减少，已婚女性迫不得已加入劳动力队伍。Cem（2002）的研究表明更高的工资率与全职工作的更大可能性相关， 兼职的高收入与选择兼职的可能性呈正相关，而且家务劳动的需求也是已婚女性选择兼职的一个考虑因素。
三、研究方法与模型
（一）变量选择
已婚女性劳动供给的影响因素是多方面的，本文结合我国已婚女性就业的实际情况，从以下几个角度选取变量：
1.教育水平。与其他研究一样，我们把教育水平变量纳入模型。
2.年龄。在人生的不同时期，人们参与社会劳动的生产率，即市场生产率（工资）与家务劳动生产率是不同的，因此人们可能会在其生活的不同时期提供给劳动力市场不同的劳动时间数量。而且，社会保险计划的增长可能会引致较年老劳动力市场劳动时间的进一步减少。
3.丈夫月收入。本文参考其他研究的做法，将丈夫月收入作为已婚女性劳动供给的一个影响因素。
4.六岁以下孩子存在与否。国外学者得出的一般结论是学龄前孩子的数量越多，已婚女性的市场劳动时间越少，二者是负相关关系。在我国由于计划生育政策的成功贯彻执行，现如今大部分家庭中只有1个六岁以下的学龄前孩子， 因此作者决定引入家庭中6岁以下孩子存在与否这一虚拟变量，以考察它对我国已婚女性劳动供给的影响。
（二）模型选择及说明
如果仅选择提供市场劳动的已婚女性作为样本研究我国城镇已婚女性劳动供给的影响因素，得到的样本就是一个有偏样本，利用有偏样本得出的结论不具有无偏性，即无法对我国城镇已婚女性劳动供给的影响因素进行准确的反映。事实上，由于存在着大量已婚女性不提供市场劳动的现象，因此劳动供给时间作为被解释变量使得观察值受到了某种限制，是不连续的。本研究规定只要已婚女性没有实际向劳动力市场提供劳动，则将其劳动供给时间赋值为零。因此本文得到的数据就不是一般连续性数据资料，对于这种设限资料或设限样本，Tobin 认为是一种受限的偏态分布，并提出所谓的Tobit截断回归模型（Tobit censored regression）加以分析。对于本文所研究的数据资料，我们认为利用Tobit模型会有更好的拟合效果。
本文主要从已婚女性的教育水平、年龄、丈夫的工资收入及六岁以下孩子存在与否五个变量对我国城镇已婚女性劳动供给状况的影响程度进行研究，从而找出我国城镇已婚女性劳动供给的决定因素。我们假设：已婚女性劳动供给数量与女性的教育水平存在正相关关系，与女性的年龄存在负相关关系，与丈夫的工资收入存在负相关关系，与家庭中六岁以下孩子存在与否存在负相关关系。
根据以上假设，本研究构造如下模型：
LW＝α＋β[,1]EDU＋β[,2]AGE＋β[,3]HW＋β[,4]CHD＋ε
其中：LW为城镇已婚女性劳动供给数量（以月工作天数计算。当女性参与市场劳动时，LW取实际观测值；当女性不参与市场劳动时，LW取值为0）
EDU为已婚女性的教育水平（①初中及以下；②中专或高中；③大学专科；④大学本科及以上）
AGE为已婚女性的年龄
HW为丈夫的月工资收入
CHD为虚拟变量。当家庭中存在六岁以下孩子时，值为1；否则为0
（三）研究样本及数据来源
本文的研究数据来源于2006年3月我们在北京和济南进行的问卷调查， 本次调查共发放问卷145份，回收问卷143份，回收率超过98％，有效问卷139份，有效率超过95％。问卷采用匿名方式进行。本研究利用Eviews5.0统计分析软件来分析各自变量是如何影响我国城镇已婚女性的劳动供给的，并对模型估计结果进行讨论，找出我国城镇已婚女性劳动供给的决定因素。
四、数据描述与模型估计
参与问卷调查的人数共有145人，从问卷填写情况来看，经过初步筛选，选取了139份有效的样本数据。
通过对数据的初步分析显示，调查中所涉及的城镇已婚女性参与市场劳动的有111人，占80％；不参与市场劳动的有28人，占到样本总数的20％。此时若仅仅采用参与市场劳动的已婚女性作为样本来分析城镇已婚女性就业影响因素显然是不合适的，这也说明了选用Tobit模型的必要性。
为了避免已婚女性劳动供给函数模型的多重共线性问题，本研究对自变量进行相关分析后发现，各自变量之间的相关系数绝对值均小于0.5，符合Guieford（1965）的相关系数标准，因此，这四个自变量的相关性较小，都可以进入回归方程。
怀特检验的统计量值为22.64499，检验的相伴概率是0.12136，大于置信度0.01，所以不能拒绝零假设，即认为残差不存在异方差性，模型通过怀特检验。
表2的回归分析结果显示，EDU、AGE、HW回归系数的P值均小于显著性水平0.01，这说明这三个变量的回归系数都通过了显著性检验，而CHD回归系数的P值大于显著性水平0.1，这说明CHD的回归系数没有通过显著性检验。因此，可以认为除了6岁以下孩子存在与否之外的其他三个变量EDU、AGE、HW对城镇已婚女性劳动供给有显著影响，能够较好的解释说明我国城镇已婚女性劳动供给的变化，但是6岁以下孩子存在与否（CHD）对城镇已婚女性劳动供给无显著影响。
最后，由于在计量经济学中Probit模型、Logit模型和Tobit模型都可以用来分析事件发生的概率与哪些因素有关，因此，我们分别运用最大似然法进行Probit、Logit、Tobit回归，对于本文中设定的解释变量，这三个模型都表现出一定的相关性，回归结果汇总见表3。需要指出的是， 这三个模型所得出的自变量的回归系数虽然数值不同，但变化方向完全一致，因此，并不会削弱模型的解释能力。表3的回归结果说明我们选择Tobit模型来进行回归分析是合理的。
五、讨论和结论
根据模型估计的结果，各因素对城镇已婚女性劳动供给数量的影响的效果具体分析如下：
1.受教育程度与城镇已婚女性劳动供给呈正相关关系。女性受教育程度是已婚女性劳动供给的主要影响因素，受教育程度与城镇已婚女性劳动供给正相关，且在1％水平上显著。我国城镇已婚女性劳动供给与其受教育程度之间的相关性， 在一定程度上验证了受教育程度较高的已婚女性的预期工资要高于那些受教育程度较低的已婚女性，从而促使其在劳动力市场上比后者也更为积极。另外，也有学者从女性自我实现的不同角度做出了解释，认为“妇女教育程度越高，自我实现的意识就越强，参与社会劳动的要求就越迫切，因而劳动力参与率也越高”。
2.城镇已婚女性年龄与其劳动供给呈负相关关系。城镇已婚女性年龄与其劳动供给之间呈负相关，总体说来，女性年龄越大，其参与市场劳动的时间越短。这一点与一般预期相符。Jacob Mincer指出，年老女性和年轻女孩的劳动参与率与所观察到的其他成年女性的劳动力变化情况是相反的，即年老女性由于寿命的日益延长，和对于那些其孩子已经建立起他们自己家庭的妇女的家务劳动需求的迅速减少等，反而呈现出较高的劳动参与率与市场劳动时间，年轻女孩由于增长的对教育的需求而使得劳动参与率和市场劳动时间有下降的趋势。本文中之所以没出现这种情况，是因为：（1）年老女性市场劳动时间很少甚至为零， 从劳动力供给的生命周期的角度讲，人们实际工资率的生命周期模式是一个典型的倒U形， 实际工资率从生命周期的中期到后期迅速上升然后下降，原因是人们拥有的技术已经过时，并且在职培训减少。由于人们在生命周期的中期拥有强烈的动机运用市场工作代替闲暇，并将闲暇推迟到生命周期后期，因为在中期市场工作报酬是最大的，而在后期闲暇的机会成本最低。因此，较早的退出劳动力市场是在劳动力供给生命周期的后期对于因收入效应而导致的闲暇需求增加的理性反应。从社会学的角度讲，在我国，女性尤其是年老女性由于自身认识及受传统社会观念的影响，女性年老后一般习惯于颐养天年，或者替自己的儿女照顾下一代，重新进入劳动力市场的机率是少之又少；（2）由于本文样本中所涉及的已婚女性的最小年龄是24岁， 此时的女性一般已经完成了为期四年的大学本科教育，因此在本文的研究中并没有出现年轻女性的劳动供给数量下降的情况。
3.丈夫月收入与城镇已婚女性劳动供给呈负相关关系。回归分析结果表明，丈夫月收入与城镇已婚女性劳动供给呈负相关，并在1％水平上显著， 这一结果验证了本文的假设。丈夫的月收入越高，家庭经济状况越好，就越可能削弱已婚女性参与就业的愿望，她们可能会减少自己的市场劳动时间，甚至在不工作也不会影响家庭收入水平与生活质量的情况下，选择退出劳动力市场。
家庭劳动供给理论认为研究个人劳动供给时应考虑家庭背景的影响。从家庭联合做出劳动供给决策的角度分析，某个家庭成员的收入增加也许不会减少他的工作时数，但却可能减少家庭中其他成员的工作时数。假定妻子的工资率不变，丈夫的更高收入等同于增加了妻子的非劳动收入，导致妻子增加对闲暇的需求，从而提供更少的市场劳动时间，妻子参与劳动市场的可能性就越低。而消费理论认为，家庭总消费与其总收入呈正相关关系。任一家庭成员对家庭中的劳务及闲暇的需求的相关收入变量都是家庭总收入。通常说来，某个家庭成员的收入变动会从整体上影响家庭对闲暇的消费。认识到家庭中的闲暇和工作选择以及工作方面的家庭——市场两分法，有助于我们解释已婚妇女的劳动力供给行为。由于家庭成员中市场工资率较低的往往是女性，按照家庭分工的比较优势，她应缩短市场劳动时间，将更多的时间用于家庭劳动。
4.变量六岁以下孩子存在与否对已婚女性劳动供给具有一定的影响，但不显著。本文的回归分析结果表明，六岁以下孩子存在与否的参数估计值符号为负，这与本文中的假设保持一致，只是回归系数没有通过显著性检验。根据统计学的有关理论，回归系数不显著并不表明城镇已婚女性劳动供给与六岁以下孩子存在与否这一变量没有关系，而是其他一些因素影响了两者关系的显著性。比如：（1）我们的样本容量不够大，只收集到139个有效的样本， 而且这其中家庭中存在六岁以下孩子的样本只占到总样本容量的30.2％，所以可能会导致六岁以下孩子存在与否这一变量对城镇已婚女性劳动供给的影响不显著。（2）家庭中其他成人的存在。由于家庭中的其他成人能提供部分家务劳动，帮忙照顾小孩等，从而减轻了家庭女主人的负担；另一方面也增加了家庭需要供养的人口数，刺激着家庭获得更多的收入，因此女性就有可能更多的参与市场劳动。因此，家庭中其他成人的存在，可能是造成六岁以下孩子存在与否这一因素对城镇已婚女性劳动供给无显著影响的一个原因。
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