國外已婚女性勞動供給影響因素分析

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模型來實(shí)證分析已婚女性勞動供給影響因素。回歸結(jié)果表明，受教育程度與已婚女性勞動供給正相關(guān)，女性受教育程度是已婚女性勞動供給的主要影響因素；已婚女性年齡與其勞動供給之間呈負(fù)相關(guān)；家庭中未成年子女個數(shù)與其勞動供給之間呈負(fù)相關(guān)；丈夫月收入與已婚女性勞動時間供給影響不顯著。

關(guān)鍵詞：Tobit模型；已婚女性勞動供給

中圖分類號：F24文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

近年來，隨著女性就業(yè)人數(shù)的增加和女性就業(yè)難問題的出現(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。正是帶著這些問題，本文研究以統(tǒng)計(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，探測已婚女性參與市場勞動的影響因素，分析各因素對不同已婚女性勞動供給的影響差異。

二、文獻(xiàn)綜述

從國外的研究文獻(xiàn)來看，已婚女性的勞動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）勞動參與率之間負(fù)相關(guān)。Daniel and Anders（2001）發(fā)現(xiàn)，父母在市場勞動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，在人生的不同時期，人們的市場生產(chǎn)率（工資）與家務(wù)勞動生產(chǎn)率是不同的，因此人們可能會在其生活的不同時期向勞動市場提供不同的勞動時間。Bowen and Finnegan（1969）對美國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，勞動者所擁有的人力資本數(shù)量會影響他的生產(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)展中國家受教育程度較低的已婚女性勞動參與率接近于受過高等教育的已婚女性，而中等教育程度的已婚女性勞動參與率較低。

（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表示家庭經(jīng)濟(jì)狀況。UgoColombino&Bianca De Stavola（1985）對意大利1959～1981年、20～59歲的已婚女性勞動力供給進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)丈夫的工資對女性勞動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其勞動參與率有重要影響。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)勞動的需求也是已婚女性選擇兼職的一個考慮因素。

三、研究方法與模型

（一）變量選擇。已婚女性勞動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，從以下幾個角度選取變量：

1、未成年孩子個數(shù)。國外學(xué)者得出的一般結(jié)論是未成年孩子的數(shù)量越多，已婚女性的市場勞動時間越少，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時間供給的主要影響之一引入模型。

2、年齡。在人生的不同時期，人們參與社會勞動的生產(chǎn)率，即市場生產(chǎn)率（工資）與家務(wù)勞動生產(chǎn)率是不同的，因此人們可能會在其生活的不同時期提供給勞動力市場不同的勞動時間數(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供給的一個影響因素。

（二）模型選擇及說明。事實(shí)上，由于存在著大量已婚女性不提供市場勞動的現(xiàn)象，因此勞動供給時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，只要已婚女性沒有實(shí)際向勞動力市場提供勞動，則將其勞動供給時間賦值為零。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。對于本文所研究的數(shù)據(jù)資料，我們認(rèn)為利用Tobit模型會有更好的擬合效果。本文主要從已婚女性的未成年子女個數(shù)、年齡、教育水平、丈夫的工資收入四個變量對已婚女性勞動供給狀況的影響程度進(jìn)行研究，從而找出已婚女性勞動供給的決定因素。我們假設(shè)：已婚女性勞動供給數(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)已婚女性勞動供給數(shù)量（以月工作天數(shù)計(jì)算。當(dāng)女性參與市場勞動時，LW取實(shí)際觀測值；當(dāng)女性不參與市場勞動時，LW取值為0）；GS為未成年子女個數(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)來源。本文的研究數(shù)據(jù)來源于Current PopulationSurvey（1993）。本研究利用Eviews3.0統(tǒng)計(jì)分析軟件來分析，并對模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行討論，找出已婚女性勞動供給的決定因素；數(shù)據(jù)來源：U.S.Bureau of the Census（Current PopulationSurvey，1993）。

四、模型估計(jì)

從數(shù)據(jù)庫中選取了50份有效的樣本數(shù)據(jù)。通過對數(shù)據(jù)的初步分析顯示，此時若僅僅采用參與市場勞動的已婚女性作為樣本來分析城鎮(zhèn)已婚女性就業(yè)影響因素顯然是不合適的，這也說明了選用Tobit模型的必要性。為了避免已婚女性勞動供給函數(shù)模型的多重共線性問題，本研究對自變量進(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，這說明這三個變量的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，而HW回歸系數(shù)的P值大于顯著性水平0.1，這說明HW的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。因此，可以認(rèn)為除了丈夫收入之外的其他三個變量GS、AGE、EDU對城鎮(zhèn)已婚女性勞動供給有顯著影響，能夠較好地解釋說明已婚女性勞動供給的變化，但是丈夫收入對已婚女性勞動供給無顯著影響。

五、討論

根據(jù)模型估計(jì)的結(jié)果，各因素對已婚女性勞動供給數(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供給呈正相關(guān)關(guān)系。女性受教育程度是已婚女性勞動供給的主要影響因素，受教育程度與城鎮(zhèn)已婚女性勞動供給正相關(guān)，且在1%水平上顯著。已婚女性勞動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，從而促使其在勞動力市場上比后者也更為積極。

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

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

（四）丈夫月收入對已婚女性勞動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供給呈正相關(guān)，只是回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)。家庭勞動供給理論認(rèn)為，研究個人勞動供給時應(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)識到家庭中的閑暇和工作選擇以及工作方面的家庭——市場兩分法，有助于我們解釋已婚婦女的勞動力供給行為。同時，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供給與丈夫收入這一變量沒有關(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個有效的樣本，所以可能會導(dǎo)致這一變量對已婚女性勞動供給的影響不顯著。

（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.我國城鎮(zhèn)已婚女性勞動供給影響因素實(shí)證研究.經(jīng)濟(jì)問題探索，2007.