農(nóng)村女性人力資本投資對收入影響的實證分析

馮春梅

(滁州學(xué)院經(jīng)濟管理系,安徽滁州 239000)

農(nóng)村女性人力資本投資對收入影響的實證分析

馮春梅

(滁州學(xué)院經(jīng)濟管理系,安徽滁州 239000)

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

農(nóng)村女性;人力資本投資;收入;培訓(xùn)

改革開放30年來,我國經(jīng)濟取得了突飛猛進的增長,不論是從 GDP總量還是人均 GDP指標(biāo)上來看,都取得了巨大飛躍。然而,經(jīng)濟的增長并非我們追求的最終目標(biāo),經(jīng)濟的發(fā)展和人民生活水平的切實提高、和諧健康的社會狀況才是一個國家的終極目標(biāo)。而現(xiàn)階段影響我們實現(xiàn)最終目標(biāo)的最大障礙莫過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終極目標(biāo)的實現(xiàn)。而農(nóng)村女性,其收入處于社會低層中的低層,其收入狀況決定了其社會地位低下,一方面影響了其家庭地位,更重要的是嚴重影響了整個社會的和諧發(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,本文通過對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)村女性問卷調(diào)查結(jié)果進行分析和多元回歸,得出教育、在職培訓(xùn)、健康狀況和流動投資對農(nóng)村女性的收入影響都為正,而年齡對農(nóng)村女性收入的影響為負。

一、對農(nóng)村外出女性與在家女性的問卷調(diào)查結(jié)果的描述

作者于2009年1-2月對安徽省全椒縣農(nóng)村女性做了一個抽樣調(diào)查,發(fā)出調(diào)查問卷60份,收回58份,回收率為96.67%,其中有效問卷為100%。本次問卷調(diào)查共分為兩部分,一部分是關(guān)于外出女性的問卷調(diào)查,另一部分是關(guān)于在家女性的問卷調(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到初中,說明農(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看,外出女性都遠遠高于在家女性。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。這說明:外出大大增加了農(nóng)村女性的創(chuàng)收能力,同時,外出還提高了農(nóng)村家庭的經(jīng)濟能力,提高了農(nóng)村女性在家庭經(jīng)濟收入的地位,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,說明外出在增強家庭收入能力的同時,也極大地促進了家庭的消費,有利于我國宏觀經(jīng)濟的發(fā)展;同時,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個百分點。這一方面說明了外出增加了農(nóng)村女性的金融資本,因為她們有更多的剩余存入銀行,另一方面有可能是因為外出增加農(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,是因為在26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證了明塞爾的女性流動理論呢?農(nóng)村女性的外出流動是否一定程度上是處于為了整個家庭的利益而處于妥協(xié)狀態(tài)的“被捆綁的流動者”呢?為了探究其原因,我們對農(nóng)村女性外出的原因進行調(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%。而長見識和有加大發(fā)展機會的概率都較小,僅為6.90%。這說明農(nóng)村女性作為“被捆綁的流動者”的現(xiàn)象是存在的,且其比例不小。同時,由于調(diào)查地是安徽,女性外出尋求自身發(fā)展和長見識的概率大大小于樂君杰對浙江農(nóng)村的調(diào)查,女性外出受經(jīng)濟因素誘惑的概率較大,這說明內(nèi)陸女性和沿海女性在意識和價值觀上還存在很大差別。同時,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間配置的調(diào)查

1.從工作和閑暇時間來看,外出女性的平均工作時間比在家女性長1.04個小時,而休閑時間(包括睡眠)比在家女性少0.24個小時。這反映出外出女性的工作時間較長,平均為10.17個小時,大大高于國家的法定工作時間。但是,在家女性的工作時間也不少,平均也為8.83個小時,這反映出我國農(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)濟發(fā)展的生力軍的重擔(dān)。

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

(四)農(nóng)村外出與在家女性的培訓(xùn)狀況

無論是外出還是在家,接受培訓(xùn)的農(nóng)村女性都僅為4人,占總體的12.79%,說明無論是外出還是在家,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),比沒有接受過培訓(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,說明較為年輕的農(nóng)村女性接受培訓(xùn)的機會較多,這與人力資本投資收益期較長有關(guān)。

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

3.從個人收入來看,受培訓(xùn)者的平均收入為1587.50元,其中外出接受過培訓(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。接受過培訓(xùn)對農(nóng)村女性的收入有較強的正影響。

4.從所從事的工作來看,接受過培訓(xùn)的農(nóng)村女性作為管理者和辦事員、個體戶的概率遠遠高于沒有接受過培訓(xùn)的農(nóng)村女性。

(五)農(nóng)村外出與在家女性的健康狀況

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

2.從做過婦科檢查的人數(shù)來看,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,其更有能力負擔(dān)孩子所致。

2.從對孩子的教育期望上看,外出和在家女性對男孩和女孩的教育期望都存在性別差異。問卷將初中以下、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。這說明外出女性對孩子的性別歧視較小。但從整體上看,農(nóng)村女性對男孩和女孩的教育期望都存在性別差異。

3.從對孩子在城市定居的希望來看,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。我們認為這有可能是因為外出女性在外工作受到城市的歧視和在外工作較累、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%的人感受到了來自城里人的歧視。

二、農(nóng)村女性人力資本對收入的貢獻的多元線性回歸

通過多元線性回歸,探討教育、年齡、外出、丈夫收入等方面對農(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、是否接受過培訓(xùn)、丈夫是否外出、丈夫收入、健康自評和工作時間對女性的月收入進行回歸 ,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、健康自評狀況和工作時間對女性的月收入的影響都為正。因為女性外出受丈夫的影響較大,所以我們假定丈夫的外出行為和收入對女性的收入影響為正。下面,我們用 Eviews5.0對模型進行擬合。

(二)模型的擬合結(jié)果

通過 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White檢驗和杜賓-瓦特森檢驗發(fā)現(xiàn)模型不存在異方差和自相關(guān)性,通過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檢驗來看,X1、D1、D3、D4i和X4都不能通過檢驗。通過多次試驗,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:外出且接受過培訓(xùn)且外出的農(nóng)村女性收入模型

模型2:接受過培訓(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培訓(xùn)的收入模型 Y4=-381.19+70.99X2+0.37X3

通過White檢驗,P值為0.139大于0.05,接受原假設(shè),認為模型不存在異方差性。通過Correlogram-Q-statistics自相關(guān)檢驗,模型不存在自相關(guān)。通過多重共線性檢驗發(fā)現(xiàn),模型的四個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)對農(nóng)村女性收入的影響。通過第一次擬合我們發(fā)現(xiàn),年齡對收入的影響為負,但是,年齡變量不能通過T檢驗。這說明工作經(jīng)驗對女性的收入影響并不大,甚至為負。這主要是因為女性無論外出還是在家,其從事的工作主要以體力勞動為主,勞動技能的含量較低,隨著年齡的增大,女性體力下降,其收入反而下降。

2.教育(X2)對農(nóng)村女性收入的影響。通過第二次擬合,教育對收入的影響為正,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。這說明:教育對提高農(nóng)村女性的收入水平意義重大。教育可以通過促進外出、提高非農(nóng)工作的機會、增加勞動力市場歸屬感等方式影響女性的收入。

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

4.外出(D2)對農(nóng)村女性收入的影響。外出對農(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)對農(nóng)村女性月收入的影響。通過第一次擬合我們可以看到,丈夫的外出行為對農(nóng)村女性的收入的影響為負,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,進而導(dǎo)致女性的收入增加。對丈夫外出對農(nóng)村女性的收入的影響反而為負,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)。但是丈夫外出對模型的影響并不顯著,T檢驗不能通過檢驗。

丈夫的收入對模型的影響較為顯著,T值為4.71,是對模型影響最為顯著的變量,在99%的概率下通過檢驗。丈夫收入每增加一元,導(dǎo)致妻子的收入增加0.37元。對丈夫收入對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,刺激了妻子對勞動力市場的歸屬感,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體商戶)。

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

7.工作時間(X4)對農(nóng)村女性月收入的影響。通過第一次擬合我們可以發(fā)現(xiàn),工作時間對農(nóng)村女性月收入的影響為正。即工作時間越長,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件工資有關(guān),同時還與非外出女性對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響與提高對農(nóng)業(yè)投入的勞動力時間有關(guān)。但是工作時間對收入的影響的T值僅為1.08,不能通過檢驗,對模型的影響不顯著。

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,為孩子們提供勞動技能課。

2.鼓勵初中畢業(yè)后不能升入高中的女孩上職業(yè)高中。

3.對女孩提供特殊的助學(xué)貸款或者是獎學(xué)金,鼓勵農(nóng)村家庭對女孩的教育投資。

(二)培訓(xùn)投資

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

2.用人單位招收職工時應(yīng)實行準入制。對一般的職工,必須接受培訓(xùn)者用人單位才能錄用,否則不予考慮;對于特殊工種,必須要有職業(yè)資格證書才能從事。

3.國家應(yīng)針對農(nóng)村勞動力的需求組織免費的技能培訓(xùn),并對食宿進行補貼,刺激農(nóng)村勞動力接受培訓(xùn)。

4.提高企業(yè)對員工培訓(xùn)的積極性,在每個省或市單獨建一個培訓(xùn)賬戶,應(yīng)強制性的將企業(yè)稅前收益的1.5%劃入這個賬戶。

(三)流動投資

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

2.為外出流動的夫妻提供低價出租房,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)注流動兒童的教育。很多女性不能外出多是因為家里有孩子要照顧、而孩子與父母一起外出又會有受教育困難或者是學(xué)費較高的問題。

(四)健康投資

1.加快流動人口醫(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,因為收費較低。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.對農(nóng)村女性進行基本醫(yī)療知識的培訓(xùn)。這次調(diào)查表明,很多農(nóng)村女性對自己和家人的健康都較為關(guān)注,希望接受基本醫(yī)療知識的培訓(xùn)。

4.培養(yǎng)對醫(yī)療知識有興趣的農(nóng)村女性作為鄉(xiāng)村醫(yī)生,免費送她們進衛(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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F32

:A

: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