李汀蘭

提要本文利用Current PopulationSurvey，1993的數(shù)據(jù)，采用Tobit截?cái)嗷貧w模型來(lái)實(shí)證分析已婚女性勞動(dòng)供給影響因素?；貧w結(jié)果表明，受教育程度與已婚女性勞動(dòng)供給正相關(guān)，女性受教育程度是已婚女性勞動(dòng)供給的主要影響因素；已婚女性年齡與其勞動(dòng)供給之間呈負(fù)相關(guān)；家庭中未成年子女個(gè)數(shù)與其勞動(dòng)供給之間呈負(fù)相關(guān)；丈夫月收入與已婚女性勞動(dòng)時(shí)間供給影響不顯著。

關(guān)鍵詞：Tobit模型；已婚女性勞動(dòng)供給

中圖分類號(hào)：F24文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

近年來(lái)，隨著女性就業(yè)人數(shù)的增加和女性就業(yè)難問(wèn)題的出現(xiàn)，關(guān)于女性是否應(yīng)該回家的討論也在如火如荼地進(jìn)行著。正是帶著這些問(wèn)題，本文研究以統(tǒng)計(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，探測(cè)已婚女性參與市場(chǎng)勞動(dòng)的影響因素，分析各因素對(duì)不同已婚女性勞動(dòng)供給的影響差異。

二、文獻(xiàn)綜述

從國(guó)外的研究文獻(xiàn)來(lái)看，已婚女性的勞動(dòng)供給主要與以下因素有關(guān)：

（一）孩子。Bowen and Finnegan（1969）發(fā)現(xiàn)，孩子的人數(shù)與已婚婦女（14～54歲）勞動(dòng)參與率之間負(fù)相關(guān)。Daniel and Anders（2001）發(fā)現(xiàn)，父母在市場(chǎng)勞動(dòng)和照顧孩子之間的選擇是互相依賴的。

（二）年齡。生命周期理論認(rèn)為，在人生的不同時(shí)期，人們的市場(chǎng)生產(chǎn)率（工資）與家務(wù)勞動(dòng)生產(chǎn)率是不同的，因此人們可能會(huì)在其生活的不同時(shí)期向勞動(dòng)市場(chǎng)提供不同的勞動(dòng)時(shí)間。Bowen and Finnegan（1969）對(duì)美國(guó)1960年人口普查微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行處理后發(fā)現(xiàn)，女性勞動(dòng)參與率與年齡的關(guān)系呈明顯的倒U形曲線。

（三）教育水平。人力資本理論認(rèn)為，勞動(dòng)者所擁有的人力資本數(shù)量會(huì)影響他的生產(chǎn)率，進(jìn)而影響到他的收入水平。Morgan（1962）和Cain（1966）認(rèn)為，教育水平?jīng)Q定了一個(gè)人的預(yù)期工資。Diah （1998）利用雅加達(dá)1985年已婚女性的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國(guó)家受教育程度較低的已婚女性勞動(dòng)參與率接近于受過(guò)高等教育的已婚女性，而中等教育程度的已婚女性勞動(dòng)參與率較低。

（四）家庭經(jīng)濟(jì)狀況。在實(shí)證研究中，很多學(xué)者用丈夫的工資收入這一變量來(lái)表示家庭經(jīng)濟(jì)狀況。UgoColombino&Bianca De Stavola（1985）對(duì)意大利1959～1981年、20～59歲的已婚女性勞動(dòng)力供給進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)丈夫的工資對(duì)女性勞動(dòng)力供給至少有和女性工資同樣強(qiáng)的負(fù)向影響。Sunghee（1991）認(rèn)為，處于社會(huì)較低層家庭中的已婚女性由于肩負(fù)著增加家庭收入的任務(wù)，市場(chǎng)工作變得尤其重要。

（五）已婚女性自身工資水平。Jacob Mincer（1962）發(fā)現(xiàn)，女性的自身工資水平對(duì)其勞動(dòng)參與率有重要影響。Cem（2002）的研究表明，更高的工資率與全職工作的更大可能性相關(guān)，兼職的高收入與選擇兼職的可能性呈正相關(guān)，而且家務(wù)勞動(dòng)的需求也是已婚女性選擇兼職的一個(gè)考慮因素。

三、研究方法與模型

（一）變量選擇。已婚女性勞動(dòng)供給的影響因素是多方面的，本文結(jié)合已婚女性就業(yè)的實(shí)際情況，從以下幾個(gè)角度選取變量：

1、未成年孩子個(gè)數(shù)。國(guó)外學(xué)者得出的一般結(jié)論是未成年孩子的數(shù)量越多，已婚女性的市場(chǎng)勞動(dòng)時(shí)間越少，二者是負(fù)相關(guān)關(guān)系。所以，本文也將此因素作為已婚婦女的勞動(dòng)時(shí)間供給的主要影響之一引入模型。

2、年齡。在人生的不同時(shí)期，人們參與社會(huì)勞動(dòng)的生產(chǎn)率，即市場(chǎng)生產(chǎn)率（工資）與家務(wù)勞動(dòng)生產(chǎn)率是不同的，因此人們可能會(huì)在其生活的不同時(shí)期提供給勞動(dòng)力市場(chǎng)不同的勞動(dòng)時(shí)間數(shù)量。

3、教育水平。與其他研究一樣，我們把教育水平變量納入模型。

4、丈夫月收入。本文參考其他研究的做法，將丈夫月收入作為已婚女性勞動(dòng)供給的一個(gè)影響因素。

（二）模型選擇及說(shuō)明。事實(shí)上，由于存在著大量已婚女性不提供市場(chǎng)勞動(dòng)的現(xiàn)象，因此勞動(dòng)供給時(shí)間作為被解釋變量使得觀察值受到了某種限制，是不連續(xù)的。本研究規(guī)定，只要已婚女性沒(méi)有實(shí)際向勞動(dòng)力市場(chǎng)提供勞動(dòng)，則將其勞動(dòng)供給時(shí)間賦值為零。因此，本文得到的數(shù)據(jù)就不是一般連續(xù)性數(shù)據(jù)資料，對(duì)于這種設(shè)限資料或設(shè)限樣本，Tobin認(rèn)為是一種受限的偏態(tài)分布，并提出所謂的Tobit截?cái)嗷貧w模型加以分析。對(duì)于本文所研究的數(shù)據(jù)資料，我們認(rèn)為利用Tobit模型會(huì)有更好的擬合效果。本文主要從已婚女性的未成年子女個(gè)數(shù)、年齡、教育水平、丈夫的工資收入四個(gè)變量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給狀況的影響程度進(jìn)行研究，從而找出已婚女性勞動(dòng)供給的決定因素。我們假設(shè)：已婚女性勞動(dòng)供給數(shù)量與女性的教育水平存在正相關(guān)關(guān)系，與女性的年齡存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，與丈夫的工資收入存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，與未成年子女個(gè)數(shù)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。根據(jù)以上假設(shè)，本研究構(gòu)造如下模型：

LW=α+β1GS+β2AGE+β3EDU+β4HW+ε

其中：LW為城鎮(zhèn)已婚女性勞動(dòng)供給數(shù)量（以月工作天數(shù)計(jì)算。當(dāng)女性參與市場(chǎng)勞動(dòng)時(shí)，LW取實(shí)際觀測(cè)值；當(dāng)女性不參與市場(chǎng)勞動(dòng)時(shí)，LW取值為0）；GS為未成年子女個(gè)數(shù)；EDU為已婚女性的教育水平；AGE為已婚女性的年齡；HW為丈夫的月工資收入。

（三）研究樣本及數(shù)據(jù)來(lái)源。本文的研究數(shù)據(jù)來(lái)源于Current PopulationSurvey（1993）。本研究利用Eviews3.0統(tǒng)計(jì)分析軟件來(lái)分析，并對(duì)模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行討論，找出已婚女性勞動(dòng)供給的決定因素；數(shù)據(jù)來(lái)源：U.S.Bureau of the Census（Current PopulationSurvey，1993）。

四、模型估計(jì)

從數(shù)據(jù)庫(kù)中選取了50份有效的樣本數(shù)據(jù)。通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)的初步分析顯示，此時(shí)若僅僅采用參與市場(chǎng)勞動(dòng)的已婚女性作為樣本來(lái)分析城鎮(zhèn)已婚女性就業(yè)影響因素顯然是不合適的，這也說(shuō)明了選用Tobit模型的必要性。為了避免已婚女性勞動(dòng)供給函數(shù)模型的多重共線性問(wèn)題，本研究對(duì)自變量進(jìn)行相關(guān)分析后發(fā)現(xiàn)，各自變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均小于0.15，符合Guief2ord（1965）的相關(guān)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)。因此，這四個(gè)自變量的相關(guān)性較小，都可以進(jìn)入回歸方程。

懷特檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值為12.15，檢驗(yàn)的相伴概率是0.14，大于置信度0.1，所以不能拒絕零假設(shè)，即認(rèn)為殘差不存在異方差性，模型通過(guò)懷特檢驗(yàn)。

回歸分析結(jié)果顯示，GS、AGE、EDU回歸系數(shù)的P值均小于顯著性水平0.1，這說(shuō)明這三個(gè)變量的回歸系數(shù)都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而HW回歸系數(shù)的P值大于顯著性水平0.1，這說(shuō)明HW的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此，可以認(rèn)為除了丈夫收入之外的其他三個(gè)變量GS、AGE、EDU對(duì)城鎮(zhèn)已婚女性勞動(dòng)供給有顯著影響，能夠較好地解釋說(shuō)明已婚女性勞動(dòng)供給的變化，但是丈夫收入對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給無(wú)顯著影響。

五、討論

根據(jù)模型估計(jì)的結(jié)果，各因素對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給數(shù)量的影響效果具體分析如下：

（一）受教育程度與已婚女性勞動(dòng)供給呈正相關(guān)關(guān)系。女性受教育程度是已婚女性勞動(dòng)供給的主要影響因素，受教育程度與城鎮(zhèn)已婚女性勞動(dòng)供給正相關(guān)，且在1%水平上顯著。已婚女性勞動(dòng)供給與其受教育程度之間的相關(guān)性，在一定程度上驗(yàn)證了受教育程度較高的已婚女性的預(yù)期工資要高于那些受教育程度較低的已婚女性，從而促使其在勞動(dòng)力市場(chǎng)上比后者也更為積極。

（二）已婚女性年齡與其勞動(dòng)供給呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。已婚女性年齡與其勞動(dòng)供給之間呈負(fù)相關(guān)，總體說(shuō)來(lái)，女性年齡越大，其參與市場(chǎng)勞動(dòng)的時(shí)間越短，這一點(diǎn)與一般預(yù)期相符。

（三）未成年子女個(gè)數(shù)與已婚女性勞動(dòng)供給呈負(fù)相關(guān)。本文的回歸分析結(jié)果表明，未成年子女個(gè)數(shù)的參數(shù)估計(jì)值符號(hào)為負(fù)，這與本文中的假設(shè)保持一致，且回歸系數(shù)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這一結(jié)果可以解釋未成年子女個(gè)數(shù)越多進(jìn)入市場(chǎng)勞動(dòng)概率越小，因?yàn)橐疹櫤⒆訑?shù)越多花費(fèi)的時(shí)間越多，以至沒(méi)有時(shí)間去工作，除非丈夫不能負(fù)擔(dān)整個(gè)家庭的消費(fèi)支出，這時(shí)她們?yōu)榱司S持整個(gè)家庭而不得不去工作，但這種情況不是社會(huì)的主要現(xiàn)象，所以這一變量與已婚女性勞動(dòng)供給呈負(fù)相關(guān)。

（四）丈夫月收入對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給具有一定的影響，但不顯著?；貧w分析結(jié)果表明，丈夫月收入與已婚女性勞動(dòng)供給呈正相關(guān)，只是回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)。家庭勞動(dòng)供給理論認(rèn)為，研究個(gè)人勞動(dòng)供給時(shí)應(yīng)考慮家庭背景的影響。而消費(fèi)理論認(rèn)為，家庭總消費(fèi)與其總收入呈正相關(guān)關(guān)系。認(rèn)識(shí)到家庭中的閑暇和工作選擇以及工作方面的家庭——市場(chǎng)兩分法，有助于我們解釋已婚婦女的勞動(dòng)力供給行為。同時(shí)，根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)的有關(guān)理論，并不表明已婚女性勞動(dòng)供給與丈夫收入這一變量沒(méi)有關(guān)系，而是其他一些因素影響了兩者關(guān)系的顯著性。比如，我們的樣本容量不夠大，只取了50個(gè)有效的樣本，所以可能會(huì)導(dǎo)致這一變量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給的影響不顯著。

（作者單位：寧波大學(xué)商學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1]Bowen，William G.&T.Adrich Finegan，The Economics of Labor Force Participation.Princeton.NJ：Princeton University Press，1969.

[2]唐廣，陳士芳.我國(guó)城鎮(zhèn)已婚女性勞動(dòng)供給影響因素實(shí)證研究.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2007.