馮春梅

(滁州學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系,安徽滁州 239000)

農(nóng)村女性人力資本投資對(duì)收入影響的實(shí)證分析

馮春梅

(滁州學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理系,安徽滁州 239000)

通過(guò)對(duì)安徽省全椒縣58位農(nóng)村女性問(wèn)卷調(diào)查的結(jié)果分析,并通過(guò)農(nóng)村女性人力資本投資對(duì)其收入的多元回歸,得出教育、在職培訓(xùn)、健康狀況和流動(dòng)投資對(duì)農(nóng)村女性的收入影響都為正,而年齡對(duì)農(nóng)村女性收入的影響為負(fù)。

農(nóng)村女性;人力資本投資;收入;培訓(xùn)

改革開(kāi)放30年來(lái),我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了突飛猛進(jìn)的增長(zhǎng),不論是從 GDP總量還是人均 GDP指標(biāo)上來(lái)看,都取得了巨大飛躍。然而,經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)并非我們追求的最終目標(biāo),經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人民生活水平的切實(shí)提高、和諧健康的社會(huì)狀況才是一個(gè)國(guó)家的終極目標(biāo)。而現(xiàn)階段影響我們實(shí)現(xiàn)最終目標(biāo)的最大障礙莫過(guò)于逐漸拉大的收入差距。城鄉(xiāng)間、地區(qū)間和農(nóng)村內(nèi)部的收入差距拉大都困擾著我國(guó)終極目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。而農(nóng)村女性,其收入處于社會(huì)低層中的低層,其收入狀況決定了其社會(huì)地位低下,一方面影響了其家庭地位,更重要的是嚴(yán)重影響了整個(gè)社會(huì)的和諧發(fā)展。農(nóng)村女性的低收入與其人力資本投資水平較低關(guān)系密切,本文通過(guò)對(duì)58份(29份外出女性,29份在家女性)安徽省滁州市全椒縣農(nóng)村女性問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果進(jìn)行分析和多元回歸,得出教育、在職培訓(xùn)、健康狀況和流動(dòng)投資對(duì)農(nóng)村女性的收入影響都為正,而年齡對(duì)農(nóng)村女性收入的影響為負(fù)。

一、對(duì)農(nóng)村外出女性與在家女性的問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果的描述

作者于2009年1-2月對(duì)安徽省全椒縣農(nóng)村女性做了一個(gè)抽樣調(diào)查,發(fā)出調(diào)查問(wèn)卷60份,收回58份,回收率為96.67%,其中有效問(wèn)卷為100%。本次問(wèn)卷調(diào)查共分為兩部分,一部分是關(guān)于外出女性的問(wèn)卷調(diào)查,另一部分是關(guān)于在家女性的問(wèn)卷調(diào)查。表1顯示的是這次的調(diào)查結(jié)果。

表1 農(nóng)村外出女性和在家女性的比較調(diào)查結(jié)果

(一)農(nóng)村外出與在家女性的基本情況

1.從年齡上看,外出女性的平均年齡為34.93歲,在家女性的平均年齡為37.93歲,在家女性比外出女性平均大4歲。這與其它學(xué)者的研究結(jié)果一致,女性外出者以年輕者為主。

2.從結(jié)婚率上看,外出與在家女性的結(jié)婚率都為90%,這大大高于其它學(xué)者的研究結(jié)果。出現(xiàn)這種情況的原因是本次調(diào)查對(duì)象的選取多為已婚女性,未婚女性僅為6人,未婚女性選取人數(shù)較少所致。

3.從受教育年限上看,外出女性的平均受教育年限為8.9年,比在家女性的8.69年高0.21年。但是,外出女性的受教育年限僅比在家女性高0.21年,且二者的平均受教育年限水平都未達(dá)到初中,說(shuō)明農(nóng)村女性的受教育狀況令人擔(dān)憂。

(二)農(nóng)村外出與在家女性的家庭情況

1.從本人和家庭收入上來(lái)看,外出女性都遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于在家女性。外出女性的收入為在家女性的1.83倍,外出女性家庭月收入為在家女性家庭月收入的1.57倍。這說(shuō)明:外出大大增加了農(nóng)村女性的創(chuàng)收能力,同時(shí),外出還提高了農(nóng)村家庭的經(jīng)濟(jì)能力,提高了農(nóng)村女性在家庭經(jīng)濟(jì)收入的地位,外出女性的收入為家庭總收入的0.42,幾乎占家庭收入的1/2,而在家女性的收入僅為家庭總收入的0.36。

2.從家庭支出上看,外出女性的家庭支出為在家女性家庭支出的1.28倍,說(shuō)明外出在增強(qiáng)家庭收入能力的同時(shí),也極大地促進(jìn)了家庭的消費(fèi),有利于我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展;同時(shí),外出女性家庭的支出明顯小于其收入占在家女性家庭他的倍數(shù),比收入的倍數(shù)低0.31個(gè)百分點(diǎn)。這一方面說(shuō)明了外出增加了農(nóng)村女性的金融資本,因?yàn)樗齻冇懈嗟氖Ｓ啻嫒脬y行,另一方面有可能是因?yàn)橥獬鲈黾愚r(nóng)民的收入能力是有限的,農(nóng)民不得不存錢以備養(yǎng)老、醫(yī)療和孩子的教育。

3.從丈夫月收入上看,外出女性的丈夫月收入高于在家女性的丈夫月收入,前者為后者的1.63倍。究其原因,是因?yàn)樵?6位已婚外出女性中,其丈夫有25位也外出;而在26位已婚在家女性中,其丈夫僅有9位外出,17位在家。外出的收入高于在家收入是導(dǎo)致外出女性丈夫平均收入高于在家女性丈夫的原因。同時(shí)我們還可以看到,丈夫外出的概率與農(nóng)村女性婚后外出的概率是正相關(guān)的,這是否也在一定程度上驗(yàn)證了明塞爾的女性流動(dòng)理論呢?農(nóng)村女性的外出流動(dòng)是否一定程度上是處于為了整個(gè)家庭的利益而處于妥協(xié)狀態(tài)的“被捆綁的流動(dòng)者”呢?為了探究其原因,我們對(duì)農(nóng)村女性外出的原因進(jìn)行調(diào)查,調(diào)查結(jié)果如圖1所示。

從圖1可以看出,農(nóng)村女性外出原因比例最大的是在外收入較高,占總體的55.17%;而跟隨丈夫外出的比例也不低,緊隨其后,占總體的37.93%。而長(zhǎng)見(jiàn)識(shí)和有加大發(fā)展機(jī)會(huì)的概率都較小,僅為6.90%。這說(shuō)明農(nóng)村女性作為“被捆綁的流動(dòng)者”的現(xiàn)象是存在的,且其比例不小。同時(shí),由于調(diào)查地是安徽,女性外出尋求自身發(fā)展和長(zhǎng)見(jiàn)識(shí)的概率大大小于樂(lè)君杰對(duì)浙江農(nóng)村的調(diào)查,女性外出受經(jīng)濟(jì)因素誘惑的概率較大,這說(shuō)明內(nèi)陸女性和沿海女性在意識(shí)和價(jià)值觀上還存在很大差別。同時(shí),出現(xiàn)這種情況的原因還有可能與本次選擇的樣本群體有關(guān),本次選擇的樣本群體多為已婚女性,外出女性的平均年齡較高(34.9歲)有關(guān)。

圖1 外出女性的外出原因調(diào)查(多選)

(三)農(nóng)村外出和在家女性時(shí)間配置的調(diào)查

1.從工作和閑暇時(shí)間來(lái)看,外出女性的平均工作時(shí)間比在家女性長(zhǎng)1.04個(gè)小時(shí),而休閑時(shí)間(包括睡眠)比在家女性少0.24個(gè)小時(shí)。這反映出外出女性的工作時(shí)間較長(zhǎng),平均為10.17個(gè)小時(shí),大大高于國(guó)家的法定工作時(shí)間。但是,在家女性的工作時(shí)間也不少,平均也為8.83個(gè)小時(shí),這反映出我國(guó)農(nóng)村女性勤勞的良好品質(zhì),農(nóng)村女性如果受到適當(dāng)?shù)呐嘤?xùn)和教育,她們完全可以勝任農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的生力軍的重?fù)?dān)。

2.從家務(wù)時(shí)間上看,外出女性的家務(wù)時(shí)間為2.07個(gè)小時(shí),比在家女性少0.62個(gè)小時(shí),而外出女性的丈夫的家務(wù)時(shí)間為1.1個(gè)小時(shí),比在家女性的丈夫的家務(wù)時(shí)間少0.9個(gè)小時(shí)。這充分證明了貝克爾的家庭時(shí)間配置理論:隨著收入的提高,家庭進(jìn)行家務(wù)勞動(dòng)的機(jī)會(huì)成本增加,家庭就會(huì)傾向于用機(jī)器代替手工,用資本密集型商品代替勞動(dòng)密集型商品,女性也就從家務(wù)勞動(dòng)中解放了出來(lái)。同時(shí),外出女性家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間是丈夫的1.96倍,而在家女性是丈夫的1.41倍,這是由于與丈夫相比,外出女性的機(jī)會(huì)成本大大小于其丈夫的機(jī)會(huì)成本。可見(jiàn),將農(nóng)村女性從家務(wù)勞動(dòng)中解放出來(lái)的根本路徑是:提高其教育水平——增加其工作收入——增強(qiáng)其職業(yè)歸屬感——使其家務(wù)勞動(dòng)的機(jī)會(huì)成本與其丈夫相當(dāng)——家務(wù)勞動(dòng)夫妻共擔(dān)。

(四)農(nóng)村外出與在家女性的培訓(xùn)狀況

無(wú)論是外出還是在家,接受培訓(xùn)的農(nóng)村女性都僅為4人,占總體的12.79%,說(shuō)明無(wú)論是外出還是在家,女性接受培訓(xùn)的幾率都非常小。

1.在這8位接受培訓(xùn)的女性中,除一位年齡較大,受教育程度較低外,其它女性的受教育程度都在高中(或中專),比沒(méi)有接受過(guò)培訓(xùn)的女性的受教育程度要高,這七位女性的平均年齡為26.29歲,比樣本外出和在家女性的平均年齡分別低8.64和11.64歲,說(shuō)明較為年輕的農(nóng)村女性接受培訓(xùn)的機(jī)會(huì)較多,這與人力資本投資收益期較長(zhǎng)有關(guān)。

2.從培訓(xùn)的次數(shù)和費(fèi)用來(lái)看,大多為1次,僅有一個(gè)樣本為4次,兩個(gè)樣本為2次。在企業(yè)內(nèi)接受培訓(xùn)和政府組織的培訓(xùn)花費(fèi)較低,而自己花錢培訓(xùn)的花費(fèi)都較高。從培訓(xùn)的組織者上看,大多數(shù)都是企業(yè)和個(gè)人自己,而政府組織的僅有1位,這說(shuō)明政府在農(nóng)村職業(yè)培訓(xùn)的缺位。

3.從個(gè)人收入來(lái)看,受培訓(xùn)者的平均收入為1587.50元,其中外出接受過(guò)培訓(xùn)的月平均收入為1925元,比外出樣本的總體平均高697.41;在家接受過(guò)培訓(xùn)的女性的平均月收入為1250元,比在家的總體樣本平均收入高579.31元。接受過(guò)培訓(xùn)對(duì)農(nóng)村女性的收入有較強(qiáng)的正影響。

4.從所從事的工作來(lái)看,接受過(guò)培訓(xùn)的農(nóng)村女性作為管理者和辦事員、個(gè)體戶的概率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于沒(méi)有接受過(guò)培訓(xùn)的農(nóng)村女性。

(五)農(nóng)村外出與在家女性的健康狀況

1.從健康自評(píng)上看,本次調(diào)查設(shè)計(jì)的健康自評(píng)狀況為 :非常差、差、一般、好、非常好 ,對(duì)應(yīng)的分值為 1、2、3、4、5分。外出女性的健康自評(píng)狀況是:有10人選擇好,18人選擇一般,1人選擇差,健康自評(píng)平均為3.31分;在家女性的健康自評(píng)為:9人選擇好,19人選擇一般,1人選擇差,健康自評(píng)平均分為3.28分?？梢?jiàn),外出女性的健康自評(píng)略好于在家女性,說(shuō)明外出女性的工作必須要以較好的身體來(lái)支持。同時(shí),我們還可以看出,兩個(gè)群體的健康自評(píng)都不高,這說(shuō)明農(nóng)村女性的健康狀況應(yīng)受到更大的關(guān)注。

2.從做過(guò)婦科檢查的人數(shù)來(lái)看,外出女性僅為4人,僅占樣本的13.8%;在家女性為5人,僅占樣本的17.4%。這與鄭真真等的研究相似,農(nóng)村女性的生殖健康狀況令人擔(dān)憂。

(六)農(nóng)村外出和在家女性的孩子及未來(lái)期望

1.從生育狀況和理想生育狀況上看,外出女性和在家女性的平均小孩數(shù)為1.50人和1.56人;但從理想生育狀況上看,外出女性比在家女性高0.29,其平均理想生育狀況分別為1.97人和1.68人。外出女性的受教育情況高于在家女性,但其理想生育狀況卻高于在家女性,這似乎是與“女性受教育狀況與其生育率反相關(guān)”的結(jié)論相反,但是,這也有可能是由于外出女性的收入較高,其更有能力負(fù)擔(dān)孩子所致。

2.從對(duì)孩子的教育期望上看,外出和在家女性對(duì)男孩和女孩的教育期望都存在性別差異。問(wèn)卷將初中以下、高職或職高、大專、本科、本科及以上的分值分別設(shè)定為:1、2、3、4、5分,外出女性和在家女性對(duì)男孩和女孩的教育期望分別是:4.21:3.83和3.79:3.28,男孩分別比女孩高0.32和0.55。這說(shuō)明外出女性對(duì)孩子的性別歧視較小。但從整體上看,農(nóng)村女性對(duì)男孩和女孩的教育期望都存在性別差異。

3.從對(duì)孩子在城市定居的希望來(lái)看,外出和在家女性希望孩子在城市定居的比例分別為69%和83%,在家女性的比例反而高于外出女性,這與我們的假定不一致。我們認(rèn)為這有可能是因?yàn)橥獬雠栽谕夤ぷ魇艿匠鞘械钠缫暫驮谕夤ぷ鬏^累、更能體現(xiàn)到在城市定居的不易所導(dǎo)致,外出女性有31.03%的人感受到了來(lái)自城里人的歧視。

二、農(nóng)村女性人力資本對(duì)收入的貢獻(xiàn)的多元線性回歸

通過(guò)多元線性回歸,探討教育、年齡、外出、丈夫收入等方面對(duì)農(nóng)村女性收入的影響。

(一)模型設(shè)定

我們用年齡、受教育年限、是否外出、是否接受過(guò)培訓(xùn)、丈夫是否外出、丈夫收入、健康自評(píng)和工作時(shí)間對(duì)女性的月收入進(jìn)行回歸 ,模型設(shè)定如下:Y=α β1X1+β2X2+β3D1+β4D2+β5D3+β6X3+β7D4i+β8X4+

其中Y為女性月收入,X1、X2、X3、X4分別表示農(nóng)村女性的年齡、受教育年限、丈夫的月收入和農(nóng)村女性每日工作時(shí)間。D1、D2、D3、D4i(i=1,2)為設(shè)定的虛擬變量,它們分別表示:

我們假定:1.年齡、受教育年限、外出、培訓(xùn)、丈夫外出、丈夫收入、健康自評(píng)狀況和工作時(shí)間對(duì)女性的月收入的影響都為正。因?yàn)榕酝獬鍪苷煞虻挠绊戄^大,所以我們假定丈夫的外出行為和收入對(duì)女性的收入影響為正。下面,我們用 Eviews5.0對(duì)模型進(jìn)行擬合。

(二)模型的擬合結(jié)果

通過(guò) Eviews5.0,模型的擬合結(jié)果如下:

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C -325.1140 626.6315 -0.518828 0.6067 X1 -2.694620 9.634113 -0.279696 0.7811 X2 65.42682 25.63127 2.552617 0.0145 D1 366.6909 240.7587 1.523064 0.1354 D2 315.5917 165.2053 1.910299 0.0631 D3 -59.66307 169.2235 -0.352570 0.7262 X3 0.362941 0.084142 4.313429 0.0001 D41 -99.17649 102.6012 -0.966621 0.3394 D42 64.09640 183.4144 0.349462 0.7285 X4 24.66982 22.80632 1.081710 0.2857

擬合的R2為0.68,較為理想,通過(guò)White檢驗(yàn)和杜賓-瓦特森檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)模型不存在異方差和自相關(guān)性,通過(guò)分析變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣發(fā)現(xiàn)模型也不存在多重共線性,模型的擬合效果較好。但是,從T檢驗(yàn)來(lái)看,X1、D1、D3、D4i和X4都不能通過(guò)檢驗(yàn)。通過(guò)多次試驗(yàn),我們決定刪除變量X1、D3、D4i和X4,擬合后的結(jié)果如下所示:

Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob.C -381.1856 198.6671 -1.918715 0.0611 X2 70.98923 20.27011 3.502163 0.0010 D1 450.8670 218.6669 2.061890 0.0448 D2 355.2081 114.4086 3.104733 0.0032 X3 0.368743 0.078332 4.707411 0.0000

擬合后的模型可以表示為:

模型1:外出且接受過(guò)培訓(xùn)且外出的農(nóng)村女性收入模型

模型2:接受過(guò)培訓(xùn)的在家農(nóng)村女性的收入模型Y1=-381.19+70.99X2+450.87D2+0.37X3

模型3:外出而未接受過(guò)培訓(xùn)的農(nóng)村女性的收入模型

Y3=-381.19+70.99X2+355.21D2+0.37X3模型4:農(nóng)村女性既未外出也未接受過(guò)培訓(xùn)的收入模型 Y4=-381.19+70.99X2+0.37X3

通過(guò)White檢驗(yàn),P值為0.139大于0.05,接受原假設(shè),認(rèn)為模型不存在異方差性。通過(guò)Correlogram-Q-statistics自相關(guān)檢驗(yàn),模型不存在自相關(guān)。通過(guò)多重共線性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),模型的四個(gè)解釋變量之間不存在明顯的相關(guān)性,不存在多重共線性,模型擬合效果較好。

(三)結(jié)論分析

1.年齡(X1)對(duì)農(nóng)村女性收入的影響。通過(guò)第一次擬合我們發(fā)現(xiàn),年齡對(duì)收入的影響為負(fù),但是,年齡變量不能通過(guò)T檢驗(yàn)。這說(shuō)明工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)女性的收入影響并不大,甚至為負(fù)。這主要是因?yàn)榕詿o(wú)論外出還是在家,其從事的工作主要以體力勞動(dòng)為主,勞動(dòng)技能的含量較低,隨著年齡的增大,女性體力下降,其收入反而下降。

2.教育(X2)對(duì)農(nóng)村女性收入的影響。通過(guò)第二次擬合,教育對(duì)收入的影響為正,受教育每增加一年,其收入將提高70.99元,且教育的T檢驗(yàn)較為顯著,是除了丈夫收入變量之后影響最為顯著的變量。這說(shuō)明:教育對(duì)提高農(nóng)村女性的收入水平意義重大。教育可以通過(guò)促進(jìn)外出、提高非農(nóng)工作的機(jī)會(huì)、增加勞動(dòng)力市場(chǎng)歸屬感等方式影響女性的收入。

3.培訓(xùn)(D1)對(duì)農(nóng)村女性收入的影響。培訓(xùn)對(duì)農(nóng)村女性月收入的彈性最大,為450.87。即接受過(guò)培訓(xùn)的農(nóng)村女性比沒(méi)有接受過(guò)培訓(xùn)的月收入高450.87元。培訓(xùn)對(duì)收入的影響也較為顯著,T值為2.06。說(shuō)明培訓(xùn)對(duì)提高農(nóng)村女性的收入效果顯著,政府應(yīng)規(guī)范企業(yè)對(duì)農(nóng)村女性的培訓(xùn)行為,同時(shí),政府還應(yīng)該對(duì)農(nóng)村女性多提供一些實(shí)質(zhì)性的、農(nóng)村女性較為迫切需求的免費(fèi)培訓(xùn)項(xiàng)目。本次調(diào)查反映農(nóng)村女性需求最大的培訓(xùn)項(xiàng)目如表10所示。

4.外出(D2)對(duì)農(nóng)村女性收入的影響。外出對(duì)農(nóng)村女性的收入彈性為正,且僅次于培訓(xùn)的收入彈性,為355.21。說(shuō)明外出的農(nóng)村女性的月收入將比非外出的農(nóng)村婦女的月收入提高355.21元。且外出對(duì)模型的影響也較為顯著,模型在99%的概率下顯著。

5.丈夫的外出行為與收入(D3和X3)對(duì)農(nóng)村女性月收入的影響。通過(guò)第一次擬合我們可以看到,丈夫的外出行為對(duì)農(nóng)村女性的收入的影響為負(fù),這與我們的假設(shè)不一致。我們假設(shè)丈夫的外出增加了女性的外出行為,進(jìn)而導(dǎo)致女性的收入增加。對(duì)丈夫外出對(duì)農(nóng)村女性的收入的影響反而為負(fù),我們的解釋是:有可能丈夫外出,農(nóng)村女性留在家里照顧孩子和老人的概率增加,導(dǎo)致女性的收入降低。(表11表示的是在家女性為什么不選擇外出的原因調(diào)查)。但是丈夫外出對(duì)模型的影響并不顯著,T檢驗(yàn)不能通過(guò)檢驗(yàn)。

丈夫的收入對(duì)模型的影響較為顯著,T值為4.71,是對(duì)模型影響最為顯著的變量,在99%的概率下通過(guò)檢驗(yàn)。丈夫收入每增加一元,導(dǎo)致妻子的收入增加0.37元。對(duì)丈夫收入對(duì)妻子的收入的這種影響的可能的解釋是:①丈夫收入的增加,導(dǎo)致寄回家的錢越多,妻子就有更多的資金投入到農(nóng)業(yè)或者是非農(nóng)產(chǎn)業(yè),導(dǎo)致收入的增加;②丈夫收入的增加,刺激了妻子對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的歸屬感,使她們積極尋找非農(nóng)工作(外出、在家附近打零工或從事個(gè)體商戶)。

6.健康(D4i)對(duì)農(nóng)村女性的月收入的影響。通過(guò)第一次擬合我們可以發(fā)現(xiàn),健康自評(píng)為一般,對(duì)農(nóng)村女性的收入影響為負(fù);而健康自評(píng)為好,對(duì)農(nóng)村女性的收入影響為正。這說(shuō)明,農(nóng)村女性從事的工作多為體力勞動(dòng)和技術(shù)含量低的工作,健康對(duì)農(nóng)村女性收入的影響是存在的。但是,二者都沒(méi)能通過(guò) T檢驗(yàn),對(duì)模型的影響不顯著。導(dǎo)致這種結(jié)果有可能是因?yàn)槲覀儗?duì)健康變量的選擇,我們選用農(nóng)村女性“健康狀況自評(píng)”來(lái)模擬,這導(dǎo)致對(duì)健康的估計(jì)不夠科學(xué),受主觀因素影響較大。

7.工作時(shí)間(X4)對(duì)農(nóng)村女性月收入的影響。通過(guò)第一次擬合我們可以發(fā)現(xiàn),工作時(shí)間對(duì)農(nóng)村女性月收入的影響為正。即工作時(shí)間越長(zhǎng),農(nóng)村女性的收入越高。這與外出女性大多在制造業(yè)部門工作,而這些工廠大多采用計(jì)件工資有關(guān),同時(shí)還與非外出女性對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響與提高對(duì)農(nóng)業(yè)投入的勞動(dòng)力時(shí)間有關(guān)。但是工作時(shí)間對(duì)收入的影響的T值僅為1.08,不能通過(guò)檢驗(yàn),對(duì)模型的影響不顯著。

三、政策建議

提高農(nóng)村女性的人力資本投資水平是增加其收入的最終途徑。而提高農(nóng)村女性的人力資本投資可通過(guò)以下途徑:

(一)教育投資

1.在9年義務(wù)教育內(nèi),注重培養(yǎng)孩子的職業(yè)技能興趣,為孩子們提供勞動(dòng)技能課。

2.鼓勵(lì)初中畢業(yè)后不能升入高中的女孩上職業(yè)高中。

3.對(duì)女孩提供特殊的助學(xué)貸款或者是獎(jiǎng)學(xué)金,鼓勵(lì)農(nóng)村家庭對(duì)女孩的教育投資。

(二)培訓(xùn)投資

1.對(duì)初中畢業(yè)后未升學(xué)的女孩進(jìn)行免費(fèi)的技能培訓(xùn),鼓勵(lì)她們向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。

2.用人單位招收職工時(shí)應(yīng)實(shí)行準(zhǔn)入制。對(duì)一般的職工,必須接受培訓(xùn)者用人單位才能錄用,否則不予考慮;對(duì)于特殊工種,必須要有職業(yè)資格證書(shū)才能從事。

3.國(guó)家應(yīng)針對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的需求組織免費(fèi)的技能培訓(xùn),并對(duì)食宿進(jìn)行補(bǔ)貼,刺激農(nóng)村勞動(dòng)力接受培訓(xùn)。

4.提高企業(yè)對(duì)員工培訓(xùn)的積極性,在每個(gè)省或市單獨(dú)建一個(gè)培訓(xùn)賬戶,應(yīng)強(qiáng)制性的將企業(yè)稅前收益的1.5%劃入這個(gè)賬戶。

(三)流動(dòng)投資

1.加快戶籍制度的改革。我國(guó)現(xiàn)在大中城市的戶籍制度改革存在明顯的“拔萃”現(xiàn)象,它只對(duì)有前人和有高學(xué)歷的人開(kāi)放。要促進(jìn)農(nóng)村女性向外流動(dòng),中小城市應(yīng)放寬限制,對(duì)在城市有穩(wěn)定收入的農(nóng)村外出家庭提供戶籍。

2.為外出流動(dòng)的夫妻提供低價(jià)出租房,或者是一些企業(yè)為外出夫妻提供人性化的住房服務(wù),讓他們支付較少的租金就能有一間屬于自己的空間。

3.關(guān)注流動(dòng)兒童的教育。很多女性不能外出多是因?yàn)榧依镉泻⒆右疹?、而孩子與父母一起外出又會(huì)有受教育困難或者是學(xué)費(fèi)較高的問(wèn)題。

(四)健康投資

1.加快流動(dòng)人口醫(yī)療保障體系的建立。很多外出農(nóng)村女性在外就醫(yī)都選擇私人診所,因?yàn)槭召M(fèi)較低。但私人診所的醫(yī)療水平較低,很容易出現(xiàn)醫(yī)療事故。

2.加快農(nóng)村合作醫(yī)療的普及和完善。

3.對(duì)農(nóng)村女性進(jìn)行基本醫(yī)療知識(shí)的培訓(xùn)。這次調(diào)查表明,很多農(nóng)村女性對(duì)自己和家人的健康都較為關(guān)注,希望接受基本醫(yī)療知識(shí)的培訓(xùn)。

4.培養(yǎng)對(duì)醫(yī)療知識(shí)有興趣的農(nóng)村女性作為鄉(xiāng)村醫(yī)生,免費(fèi)送她們進(jìn)衛(wèi)校學(xué)習(xí),畢業(yè)后必須回到村衛(wèi)生室行醫(yī)。

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:1673-1794(2010)04-0053-05

馮春梅(1984-),女,助教,研究方向:人力資源管理。

2009-12-26