经济发展对中国农村家庭时间分配性别模式的影响二.docx

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经济发展对中国农村家庭时间分配性别模式的影响二

经济发展对中国农村家庭时间分配性别模式的影响

（二）

畅红琴董晓媛FionaMacPhail

2012-10-1214:

59:

45　　来源：

《中国农村经济》（京）2009年12期第77～89页

　　中国健康与营养调查数据提供了每个人在农业、自雇劳动以及工资性劳动中的时间信息，其中，在每种活动中有一年工作了几个月、每周工作了几天、一天工作了几小时等丰富的劳动供给信息，并提供了上周从事家务劳动时间的信息。

本文将经济活动概括为两类，即家庭生产经营和工资性劳动。

家庭经营活动包括传统的农业、林业、牧业、渔业以及家庭手工和小商业等自雇活动，之所以将农业劳动与自雇劳动结合在一起，是因为自雇劳动的观测样本太少，如果作为独立的一种活动进行分析，结果很不稳定。

由于劳动者可以自主决定在农业与自雇劳动上的时间投入，因而一些研究将这两部分活动结合起来作为家庭经营活动来研究，本文也采用了这种方法。

家庭经营与工资性劳动都用年工作小时来衡量。

家务劳动时间是指花费在家中用于买菜、做饭、洗衣、照料6岁以下儿童的时间，用每天工作的小时数衡量。

解释变量的描述性统计结果见表1。

　　表1回归中解释变量的描述性统计

　　注：

a以1990年为基期用各省份的消费价格指数进行了折算。

　　表2经济发展的主要指标和结构变化

　　注：

a以1990年为基期用各省份的消费价格指数进行了折算。

价格指数来自《中国统计年鉴》（历年）。

b指上年所有样本村在外打工超过一个月的人数比例。

　　五、结果

（一）样本村的经济发展特征

　　表2是村级经济发展水平指标的描述性结果，说明了样本村1991-2006年的人均真实收入水平、基础设施建设以及劳动力就业结构的变化情况。

1991-2006年的15年间，村人均年收入平均每年增长了7.8%，而有电话设施的村比例则由13%急剧增长到86%。

从事农业生产的劳动力比例从71.5%下降至50.6%，而出外打工的劳动力比例由17%增长到26.3%。

（二）农村已婚男性与女性时间分配的变化总趋势

　　表3（见下页）是已婚成年人在经济活动和家务劳动中时间分配的变化趋势。

表3显示，已婚女性和男性在家庭经营活动中的平均工作小时在迅速降低。

1991年，女性和男性的平均劳动时间分别是1747小时和1391小时；到了2006年，他们的劳动时间分别降低到829小时和819小时。

除了2004年，其他年份妇女在家庭经营劳动中的时间份额都占到了男性和女性家庭经营时间之和的一半以上。

　　表31991-2006年农村已婚男性与女性时间分配的变化趋势

　　注：

全部经济活动的时间为工资性劳动和家庭经营时间之和，全部劳动时间为家务劳动与全部经济活动时间之和。

　　与下降的家庭经营劳动时间相反，男性和女性在工资性劳动中的平均工作时间都在上升，女性从1991年的186小时上升至2006年的800小时，而男性则从525小时上升至1138小时。

并且，女性工资性劳动时间的增长要快于男性，在夫妻双方工资性劳动时间总和中，女性所占的比例从1991年的26%增长到2006年的41%。

将家庭经营和工资性劳动时间加总起来，并将年工作小时转化为日工作小时，可以看出，尽管女性在家庭经济活动中的时间投入比例有下降的趋势，但是所占份额仍然达到了将近一半。

　　与经济活动相比，农村男性与女性在家务劳动方面时间投入的变化相对小得多。

在整个样本观测期，妻子平均每天比丈夫多干2～3个小时的家务活。

尽管男性和女性的家务劳动时间都在下降，但女性在家务劳动时间中所占的份额一直在80%以上。

总之，平均来看，女性的总劳动负担与男性相比有所下降，但女性用于三类活动时间的总和要比男性高25%～56%。

　　（三）经济发展对农村男性与女性时间分配的影响

　　为了检验经济发展对农村男性与女性在三种活动中时间分配的不同影响，本文首先根据前文所建立的计量模型

（1），研究影响丈夫与妻子在三种活动中时间分配的决定因素。

表4（见下页）是运用Tobit模型回归所得的估计结果，模型中，本文最关心的是经济发展的四个指标在男性与女性三种活动时间分配中的作用。

研究结果显示，村人均收入水平的提高显著地增加了妻子与丈夫在家庭经营与工资性劳动中的时间分配。

在控制了其他变量的情况下，如果村人均收入增长10%，妻子和丈夫每年将分别在家庭经营中多投入5.7小时和3.1小时，在工资性劳动中分别多投入5.6小时和4.3小时。

可见，女性在经济发展过程中受到的影响更大一些。

而村出外打工的劳动力比例的增加则减少了男女双方用于家庭经营的时间，增加了他们用于工资性劳动的时间，并显著增加了男性工资性劳动的时间投入。

与无电话设施的村相比，有电话设施村的女性在工资性劳动中的时间投入每年要多116.5小时，男性多107.1小时。

不过，四个村级发展指标对于家务劳动的作用，无论是对男性还是女性都不显著。

其次，根据计量模型

（2），本文运用OLS和GLM方法分别估计了影响妻子在夫妻双方劳动时间总和中所占比例的因素。

回归结果如表5所示。

村级人均收入的增长增加了女性在三种活动中的时间投入比例。

另外，在有电话设施的村，女性在工资性劳动中的时间投入比例要高于没有电话设施村的女性。

结合表4中的结果，村人均收入水平高的地区，女性无论在家庭经营还是在工资性劳动中时间投入都会增加，而家务劳动时间并没有减少，说明在经济发展较快的地区，就业机会增多，经济发展所带来的价格效应在女性的时间分配中起主导作用，导致女性相对劳动负担增加。

　　表4影响农村男性与女性时间分配的Tobit模型估计结果

　　注：

表中是Tobit估计得到的边际效应值，括号里是稳健性估计的标准差。

***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著度。

表中省略了截距和村虚拟变量的系数。

　　表5影响妻子时间投入比例的因素估计结果

　　续表5

　　注：

***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著度。

括号里是稳健性估计的标准误。

表中省略了截距和村虚拟变量的系数。

　　表4与表5中的结果显示，代表经济发展的一些变量，例如村人均收入的上升以及村里有电话设施，对男性与女性的绝对劳动时间以及女性的相对劳动时间的影响都有所增加，村出外打工的劳动力比例越高，男性与女性在工资性劳动中的时间投入也会越多。

但是，在家庭经营时间和家务劳动时间回归模型中，年虚拟变量的结果为负向并且大多很显著，这说明，在经济发展过程中有别的因素在起作用。

有可能是因为在20世纪90年代早期，外出就业机会有限，农村存在着大量的隐形失业，因而劳动力在农业和家务劳动中都投入了较长的时间，但是劳动强度比较低。

而经济发展创造了更多的就业机会，提高了用于家庭经营和家务劳动的时间的机会成本，用于家庭经营和家务劳动的时间减少了，但是劳动强度提高了。

（未完待续）