家庭式遷移女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給行為研究

盧海陽，錢文榮，馬志雄

（1．浙江大學(xué) 管理學(xué)院，浙江 杭州 310029；2．中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073）

一、引 言

改革開放以來，中國的社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大改變，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)不斷增長，引發(fā)了農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力開始以各種方式向城鎮(zhèn)遷移［1］。隨著城鄉(xiāng)人口遷移規(guī)模的不斷擴(kuò)大，家庭式遷移發(fā)生概率呈逐年上升的趨勢(shì)［2］。國務(wù)院課題組2010年的調(diào)查表明，目前舉家外出的農(nóng)民工占到了25%，已婚農(nóng)民工中，與配偶在同一城市打工的占到了51%，與配偶在同一單位工作的占18%，合計(jì)接近70%［3］。家庭式遷移增加了女性在農(nóng)民工群體中的比例，對(duì)于家庭式遷移的女性農(nóng)民工，既要面對(duì)與傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)耕作截然不同的勞動(dòng)力供給決策，又要面對(duì)與單獨(dú)外出務(wù)工時(shí)完全不同的就業(yè)約束條件［4］。與男性相比，女性農(nóng)民工的勞動(dòng)供給行為對(duì)社會(huì)與家庭具有更為廣泛而深遠(yuǎn)的意義。女性勞動(dòng)參與率的提高不僅可以改善她們的收入，有效提升她們?cè)诩彝ブ械臎Q策權(quán)與議價(jià)能力［5］，同時(shí)對(duì)于降低生育率、提高女嬰存活率、增加對(duì)子女的教育投資等都有積極影響［6］，因此探析家庭式遷移女性農(nóng)民工的勞動(dòng)供給影響因素不僅能深化對(duì)勞動(dòng)力供給行為的規(guī)律性認(rèn)識(shí)，也能為優(yōu)化城市勞動(dòng)力市場(chǎng)，合理引導(dǎo)家庭式遷移行為，促進(jìn)農(nóng)民工融入城市提供有益借鑒。

勞動(dòng)供給是勞動(dòng)力市場(chǎng)中任何群體賴以生存的基本條件，對(duì)勞動(dòng)供給行為的研究已成為勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的重要課題之一。近年來，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)勞動(dòng)供給行為進(jìn)行了較為深入的研究。Heckman認(rèn)為，勞動(dòng)供給的變化可以分為勞動(dòng)參與（廣度）和工作時(shí)間（深度）的變化，因而勞動(dòng)供給行為可以分為勞動(dòng)參與行為和工作時(shí)間選擇行為［7］。Blundell等研究表明，勞動(dòng)供給的變動(dòng)主要源于勞動(dòng)參與彈性而非勞動(dòng)時(shí)間彈性［8］。封進(jìn)等將勞動(dòng)供給彈性區(qū)分為外出持續(xù)時(shí)間彈性和外出參與彈性，發(fā)現(xiàn)外出持續(xù)時(shí)間彈性遠(yuǎn)小于外出參與彈性，提高工資可以增加外出打工的可能性［9］。家庭狀況是影響勞動(dòng)供給的一個(gè)重要方面，Ogawa等基于1990年日本16～49歲已婚婦女的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，與父母或配偶父母同住顯著提高女性參加工作（尤其是全職工作）的可能性［10］。還有研究發(fā)現(xiàn)，家庭遷移對(duì)于已婚女性往往與低就業(yè)率、工作時(shí)間減少、低工資相關(guān)［11］。

總的來說，現(xiàn)有研究的涉及面較廣，但仍存在一些問題值得深入探討。從研究對(duì)象上看，國外大多數(shù)文獻(xiàn)偏向于對(duì)城市人口勞動(dòng)供給行為的研究，國內(nèi)雖有部分關(guān)于農(nóng)村勞動(dòng)力的研究，但對(duì)女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給行為的研究則鳳毛麟角。從實(shí)證研究方法來看，多數(shù)研究采用OLS、Probit等回歸法，并通過Heckman兩階段法矯正樣本選擇偏差，但是這些方法只能得到各個(gè)因素對(duì)個(gè)體勞動(dòng)供給的期望值的影響，無法分析各個(gè)因素對(duì)個(gè)體勞動(dòng)供給的分布規(guī)律的影響。從研究內(nèi)容上看，現(xiàn)有研究的系統(tǒng)性、深入性還不夠，現(xiàn)有研究往往忽略了家庭式遷移個(gè)體的家庭職能對(duì)其勞動(dòng)供給行為的影響，而這一點(diǎn)對(duì)女性尤為重要，因此本文基于浙江省的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，在主流回歸方法的基礎(chǔ)上，采用分位數(shù)回歸法，分別就不同分位數(shù)上個(gè)人特征、家庭特征、遷移特征等因素對(duì)家庭式遷移女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給行為的影響進(jìn)行實(shí)證分析，據(jù)此提出相關(guān)政策啟示。

二、理論框架與計(jì)量模型

（一）理論框架

新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)為研究家庭式遷移女性農(nóng)民工的勞動(dòng)供給行為提供了有益的理論視角，該理論的代表人物是美國芝加哥大學(xué)的經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)學(xué)教授加里·貝克爾。在新家庭經(jīng)濟(jì)模型中，家庭被視為生產(chǎn)單位和消費(fèi)單位的統(tǒng)一體，家庭消費(fèi)品的價(jià)值不僅由市場(chǎng)價(jià)格決定，也取決于家庭生產(chǎn)所消耗的勞動(dòng)時(shí)間的影子價(jià)格。對(duì)于女性，家務(wù)勞動(dòng)的影子價(jià)格就成為其參與勞動(dòng)力市場(chǎng)的保留工資［12］。在家庭效用最大的前提下，女性農(nóng)民工的勞動(dòng)供給決策取決于市場(chǎng)工資水平是否高于其保留工資。當(dāng)市場(chǎng)工資低于保留工資時(shí)，女性農(nóng)民工會(huì)放棄工作選擇在家從事家務(wù)勞動(dòng)，表現(xiàn)出“遷而不工”現(xiàn)象。在目前的研究中，保留工資主要有兩種測(cè)量方式。一種是直接測(cè)量，即以勞動(dòng)力求職前或求職過程中給自己設(shè)定的工資下限作為保留工資［13］。也有一些學(xué)者通過間接測(cè)量的方式衡量勞動(dòng)力的保留工資，認(rèn)為影響保留工資水平的關(guān)鍵因素包括人力資本因素、家庭結(jié)構(gòu)等［14］?；跀?shù)據(jù)的考慮，本文將以間接測(cè)量的方式衡量女性農(nóng)民工的保留工資。

（二）變量設(shè)定

根據(jù)上述文獻(xiàn)回顧與理論思考，同時(shí)結(jié)合現(xiàn)有研究成果，本文以家庭式遷移女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與、工作時(shí)間作為因變量，衡量勞動(dòng)供給狀況。將影響勞動(dòng)供給的主要自變量整合歸納為：個(gè)人特征變量（I）：年齡、健康狀況、受教育程度、進(jìn)城打工年數(shù)、技能培訓(xùn)、工資對(duì)數(shù)；家庭結(jié)構(gòu)變量（F）：子女?dāng)?shù)、是否有老人；遷移變量（M）：本地生活時(shí)間、老人居住地、子女就學(xué)地；其他控制變量（W）：行業(yè)。變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)Heckman兩階段估計(jì)方法，勞動(dòng)供給分析以簡化式勞動(dòng)參與方程為出發(fā)點(diǎn)，通過簡化式勞動(dòng)參與方程的估計(jì)結(jié)果來校正工資方程和工作時(shí)間方程中的樣本選擇偏差。簡化方程為：

式（1）為家庭式遷移女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與方程，其中work＊i表示不可觀測(cè)的決策個(gè)體i是否參加工作的變量，worki表示個(gè)體是否參加工作（1為工作，0為不工作）。由于未參加工作個(gè)體的市場(chǎng)工資不可觀測(cè)，簡化式勞動(dòng)參與方程中的I′為不包含工資對(duì)數(shù)值的個(gè)人特征變量，α表示系數(shù)，假定εi～N（0，1），個(gè)體勞動(dòng)參與的概率可以表示為：

其中φ（·）表示服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的分布函數(shù)。通過Probit模型可以獲得系數(shù)α的估計(jì)值，根據(jù)簡化式勞動(dòng)參與方程的估計(jì)結(jié)果，可以計(jì)算校正工資方程和工作時(shí)間方程估計(jì)的逆米爾斯比：

φ（·）表示服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)，修正樣本選擇偏差的工資方程可以表示為：

使用工資方程可以對(duì)個(gè)體市場(chǎng)工資進(jìn)行預(yù)測(cè)，并將所有個(gè)體預(yù)測(cè)的市場(chǎng)工資作為解釋變量引入勞動(dòng)參與方程（結(jié)構(gòu)式）中：

由式（5）可得到勞動(dòng)參與彈性：

其中為勞動(dòng)參與率。

對(duì)所有個(gè)體均采用預(yù)測(cè)的市場(chǎng)工資估計(jì)結(jié)構(gòu)式勞動(dòng)參與方程可以得到一致的估計(jì)量［15］。使用逆米爾斯比對(duì)工作時(shí)間方程進(jìn)行校正后的方程為：

在解釋變量中包含了逆米爾斯比之后，可以假定隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ωi～（0，σ2）?？紤]到各因素對(duì)女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給影響的異質(zhì)性，建立如下分位數(shù)回歸模型：

式（8）中的Xi為式（7）中的自變量，Qθ（hour／Xi）表示在給定X的情況下，hour的第θ個(gè)條件分位值。θ為所考慮的分位點(diǎn)，0＜θ＜1。與θ對(duì)應(yīng)的系數(shù)向量的ψθ是通過最小化絕對(duì)離差（LAD）來估計(jì)的：

三、數(shù)據(jù)概況與實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)概況

本文所使用的數(shù)據(jù)來自課題組2009年8—9月在浙江省杭州、寧波、嘉興等7個(gè)城市的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。調(diào)查者由浙江大學(xué)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理專業(yè)研究生和浙江大學(xué)“三農(nóng)協(xié)會(huì)”的學(xué)生組成，調(diào)查對(duì)象為集中居住在工廠宿舍、工棚的聚居類農(nóng)民以及分散居住在市民小區(qū)中的散居類農(nóng)民工。本次調(diào)查共發(fā)放問卷3 523份，最后回收2 977份，剔除無效樣本464份，有效樣本數(shù)為2 513份，其中包含907個(gè)女性農(nóng)民工有效樣本，占樣本數(shù)的36．1%，家庭式遷移的女性樣本為413個(gè)，占女性樣本數(shù)的45．5%。年齡分布在17～65歲之間，其中25～45歲的女性占80．2%，被調(diào)查的女性農(nóng)民工以中青年為主。受教育程度為初中和高中的女性占54．5%，小學(xué)及以下的占41．1%，說明女性農(nóng)民工受教育程度較低。

調(diào)查發(fā)現(xiàn)，家庭式遷移女性農(nóng)民工不工作的樣本數(shù)為43個(gè)，工作的為370個(gè)，勞動(dòng)參與率為89．58%。在工作的女性中，僅有25%的工作時(shí)間在8小時(shí)以內(nèi)，35%的女性每天工作時(shí)間在10個(gè)小時(shí)以上，所有樣本的平均值也達(dá)到了10．5小時(shí)，遠(yuǎn)高于國家法定勞動(dòng)時(shí)間，說明女性農(nóng)民工的工作強(qiáng)度普遍較大，詳見表2。

表2 家庭式遷移女性農(nóng)民工的勞動(dòng)供給狀況表

（二）實(shí)證分析

在估計(jì)模型之前需要討論子女?dāng)?shù)量的內(nèi)生性問題，本文借鑒已有研究的做法，以兩個(gè)孩子的性別作為子女?dāng)?shù)的工具變量［16］，采用兩階段法對(duì)模型進(jìn)行預(yù)回歸，并檢驗(yàn)變量的內(nèi)生性。考慮到傳統(tǒng)的Hausman檢驗(yàn)在異方差的情形下不成立，本文采用了異方差穩(wěn)健的DWH檢驗(yàn)，結(jié)果表明，DWH檢驗(yàn)的p值達(dá)到了0．12，在5%的顯著水平上接受“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為本研究中的子女?dāng)?shù)量為外生變量。此外，本文還對(duì)變量間是否存在多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)，各變量間的VIF（方差膨脹因子）都遠(yuǎn)小于10，所以本文認(rèn)為不存在嚴(yán)重的近似多重共線性問題?？紤]到橫截面數(shù)據(jù)回歸普遍存在異方差問題，本文采用計(jì)算異方差－穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的方式進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷。模型估計(jì)結(jié)果分析如下：

1．女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與概率模型結(jié)果與分析?？紤]到勞動(dòng)參與的生命周期特征，在模型中加入了年齡的平方項(xiàng)。女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與概率模型的回歸結(jié)果如表3所示，簡化式勞動(dòng)參與方程回歸結(jié)果表明：

第一，受教育程度對(duì)女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與影響不顯著，且邊際效應(yīng)接近于0。調(diào)查表明，85．22%的女性為初中及以下文化程度，在工作的女性中，具有高中以上學(xué)歷的占14．99%；在不工作的女性中，這一比例為12．82%，說明文化程度對(duì)女性勞動(dòng)參與還是有影響的，但可能由于本研究中女性農(nóng)民工樣本的文化程度普遍較低且同質(zhì)性較高，這一影響并不突出。

第二，進(jìn)城打工年數(shù)的系數(shù)為正且在5%的水平上顯著。在其他條件不變的情況下，打工年數(shù)增加一年，女性農(nóng)民工參加工作的概率提高1．45%。技能培訓(xùn)的系數(shù)也在5%的水平顯著為正，培訓(xùn)次數(shù)每增加1次，女性農(nóng)民工的工作概率增加3．63%，表明相對(duì)于人力資本最主要的形式教育而言，女性農(nóng)民工的工作經(jīng)驗(yàn)及培訓(xùn)更能有效地提高其參與勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率。

第三，子女?dāng)?shù)、是否有老人對(duì)女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與影響不顯著，但老人居住地和子女就學(xué)地的系數(shù)顯著為負(fù)，說明有老人在城里同住或子女在務(wù)工城市就學(xué)會(huì)顯著降低女性農(nóng)民工的工作概率。這是由于傳統(tǒng)的勞動(dòng)分工，女性承擔(dān)著照料家里老人和孩子的主要責(zé)任，如果夫妻外出時(shí)把需要照顧的老人或孩子也帶到務(wù)工城市的話，女性就會(huì)面臨著照顧家庭和外出工作的兩難選擇，不少女性因此不得不放棄工作。

第四，本地生活時(shí)間的系數(shù)為正，在5%的水平顯著?？赡艿慕忉屖牵鶕?jù)移民的自我選擇性和人力資本轉(zhuǎn)換理論［17］，由于勞動(dòng)力輸出地與輸入地的學(xué)校教學(xué)質(zhì)量上可能存在差異，同等教育程度所傳授知識(shí)的技術(shù)含量不同，又或者兩地勞動(dòng)力市場(chǎng)規(guī)則不同，移民在遷移之初，其人力資本不一定適用于遷入地的勞動(dòng)力市場(chǎng)，進(jìn)而產(chǎn)生失業(yè)。對(duì)于女性農(nóng)民工，隨著本地生活時(shí)間的延長，對(duì)當(dāng)?shù)貏趧?dòng)力市場(chǎng)規(guī)則也會(huì)逐漸熟悉，在其他條件不變的情況下，獲得工作的概率要高于生活時(shí)間較短的女性。

表3 勞動(dòng)參與方程估計(jì)結(jié)果表

由女性簡化式勞動(dòng)參與方程的估計(jì)結(jié)果可以計(jì)算逆米爾斯比進(jìn)而修正工資方程的估計(jì)。工資方程的估計(jì)結(jié)果顯示，逆米爾斯比這一變量不夠顯著，說明選擇性偏誤的影響并不大。根據(jù)工資方程可以得到女性的預(yù)測(cè)工資對(duì)數(shù)，將其作為解釋變量可估計(jì)結(jié)構(gòu)式勞動(dòng)參與方程，進(jìn)而估算勞動(dòng)參與的工資彈性值。對(duì)比勞動(dòng)參與方程的簡化式和結(jié)構(gòu)式發(fā)現(xiàn)，結(jié)構(gòu)式中的受教育程度系數(shù)變?yōu)樨?fù)，在10%的水平顯著，進(jìn)城打工年數(shù)和技能培訓(xùn)的系數(shù)也變得不顯著，其原因在于結(jié)構(gòu)式勞動(dòng)參與方程中教育、經(jīng)驗(yàn)、培訓(xùn)等人力資本因素對(duì)勞動(dòng)參與的部分影響是通過市場(chǎng)工資的形式加以體現(xiàn)。工資對(duì)數(shù)的系數(shù)在5%的水平顯著為正，邊際效應(yīng)為1．64，通過式（6）計(jì)算得到女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與的工資彈性為1．84。

2．女性農(nóng)民工的工作時(shí)間模型結(jié)果與分析。表4為女性農(nóng)民工的工作時(shí)間模型估計(jì)結(jié)果，從模型的估計(jì)方法來看，模型一和模型二是采用一般最小二乘法的穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果，模型三和模型四是采用Heckman兩階段法得到的回歸結(jié)果，從模型變量的選取來看，模型二和模型四分別在模型一和模型三的基礎(chǔ)上控制了行業(yè)的8個(gè)虛擬變量。逆米爾斯比估計(jì)值不顯著，因此以O(shè)LS估計(jì)和Heckman兩階段法估計(jì)得到的結(jié)果較為近似。

結(jié)果顯示，技能培訓(xùn)的系數(shù)為負(fù)，且在5%水平顯著，這表明隨著勞動(dòng)力市場(chǎng)逐步發(fā)育與完善，技能培訓(xùn)在市場(chǎng)上的顯示信號(hào)作用正在加強(qiáng)，正規(guī)的職業(yè)技能培訓(xùn)能有效降低女性農(nóng)民工的工作時(shí)間。工資對(duì)數(shù)的系數(shù)為正，在5%的水平顯著，說明工資的提高將增加女性農(nóng)民工家庭生產(chǎn)的機(jī)會(huì)成本，使得延長工作時(shí)間變得“有利可圖”。本地生活時(shí)間不僅對(duì)女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與有正影響，對(duì)勞動(dòng)時(shí)間也有顯著的正影響。可能的原因是，本地生活時(shí)間較長的女性農(nóng)民工，在當(dāng)?shù)匾呀?jīng)基本穩(wěn)定了下來，但因?yàn)槭杖氲?，壓力大，所以需要更長的工作時(shí)間。

表4 工作時(shí)間方程的估計(jì)結(jié)果表

此外本地生活時(shí)間較長的女性也可能擁有更多兼職機(jī)會(huì)。這也說明維持家庭式遷移女性農(nóng)民工在城市的穩(wěn)定生活，使其逐步完成從“農(nóng)民工”向“市民”的轉(zhuǎn)變，對(duì)于勞動(dòng)力市場(chǎng)的穩(wěn)定供給具有重要的意義。子女?dāng)?shù)和是否有老人系數(shù)為負(fù)，但是這種影響并不顯著。這與不少研究得到的子女?dāng)?shù)對(duì)女性勞動(dòng)時(shí)間具有顯著負(fù)影響的結(jié)論并不一致，可能的解釋是，一些研究在探討生育率對(duì)女性勞動(dòng)供給影響時(shí)，都是基于子女和女性勞動(dòng)力在一起生活的假設(shè)，并未單獨(dú)考慮遷移因素的影響，從而造成一定的回歸偏差。本文中子女或老人一同遷移進(jìn)城時(shí)女性的工作時(shí)間顯著減少也恰恰說明了這點(diǎn)。

3．分位數(shù)回歸結(jié)果及分析。為了能更深入了解各個(gè)因素對(duì)家庭式遷移女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給的分布規(guī)律的影響，本文采用bootstrap方法對(duì)樣本的工作時(shí)間進(jìn)行分位數(shù)回歸。盡管更多的分位點(diǎn)能夠給出更多的信息，受篇幅所限，在這里只是選擇5個(gè)有代表性的分位點(diǎn)，它們是0．1、0．25、0．5、0．75和0．9，結(jié)果見表5。同時(shí)，為進(jìn)一步解釋自變量對(duì)女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給影響的完整情況，圖1列出了分位數(shù)回歸的部分系數(shù)變化情況。

表5 女性農(nóng)民工工作時(shí)間分位數(shù)回歸結(jié)果表

分位數(shù)回歸結(jié)果表明，技能培訓(xùn)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，而且在所有的分位數(shù)上都通過了顯著性檢驗(yàn)，說明隨著培訓(xùn)次數(shù)的增加，女性農(nóng)民工的工作時(shí)間能顯著減少。工資對(duì)數(shù)的系數(shù)在五個(gè)分位數(shù)上都顯著為正，且隨著工作時(shí)間分位數(shù)的提高，工資對(duì)數(shù)值影響逐漸變大。這表明，工資的變化對(duì)于工作時(shí)間較長的女性農(nóng)民工影響較大。原因可能在于，增加收入是大部分農(nóng)民工延長工作時(shí)間的主要原因，工作時(shí)間較長的通常是單位工資水平較低的女性農(nóng)民工，她們迫于生活的壓力不得不從事一些強(qiáng)度較大、加班頻繁的工作，相比于那些工資水平高、工作時(shí)間短的女性，工資對(duì)她們的邊際效用更大。本地生活時(shí)間的系數(shù)在各個(gè)分位數(shù)上均為正，在10%、25%兩個(gè)分位數(shù)上，其回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著。在工作時(shí)間的中高分位數(shù)上，回歸系數(shù)卻不顯著，說明家庭式遷移女性農(nóng)民工的工作對(duì)家庭生產(chǎn)的替代有限，在本地生活時(shí)間較長且當(dāng)前工作時(shí)間較短的女性農(nóng)民工為了使生活繼續(xù)穩(wěn)定下去，可能會(huì)通過增加工作時(shí)間或兼職來掙得更多收入。由于在工作的同時(shí)她們還必須承擔(dān)照顧家庭的主要責(zé)任，對(duì)于那些工作時(shí)間已經(jīng)較長的女性，不能再通過“擠壓”家庭生產(chǎn)時(shí)間來延長工作時(shí)間。老人居住地和子女居住地的系數(shù)在多數(shù)分位數(shù)上顯著為負(fù)，對(duì)于工作時(shí)間較長的女性，這種影響更大。

圖1 女性農(nóng)民工工作時(shí)間分位數(shù)回歸的系數(shù)變化情況圖

四、結(jié)論與啟示

利用浙江省7個(gè)城市的農(nóng)民工調(diào)查數(shù)據(jù)，本文采用OLS、Heckman兩階段法，從勞動(dòng)參與和工作時(shí)間兩個(gè)維度考察了個(gè)人特征、家庭特征、遷移特征等因素對(duì)家庭式遷移女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給的影響。在此基礎(chǔ)上，通過分位數(shù)回歸法探討了各因素對(duì)女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給分布規(guī)律的影響。研究發(fā)現(xiàn)：相對(duì)教育而言，以經(jīng)驗(yàn)、技能培訓(xùn)等形式體現(xiàn)的人力資本更能顯著影響女性農(nóng)民工的勞動(dòng)參與，技能培訓(xùn)還能有效降低女性農(nóng)民工的工作強(qiáng)度。工資對(duì)女性的勞動(dòng)供給具有顯著的正影響，對(duì)于工作時(shí)間較長的女性影響更大。家庭結(jié)構(gòu)對(duì)女性農(nóng)民工勞動(dòng)供給的影響不顯著，但子女或老人一同遷移會(huì)對(duì)女性的勞動(dòng)參與和工作時(shí)間產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，對(duì)工作時(shí)間較長的女性影響更大。此外，本地生活時(shí)間對(duì)女性的勞動(dòng)參與具有顯著的正向影響。對(duì)于當(dāng)前工作時(shí)間相對(duì)較短的女性，本地生活時(shí)間與工作時(shí)間顯著正相關(guān)。

上述結(jié)論的政策啟示在于：第一，政府應(yīng)加快完善城市勞動(dòng)力市場(chǎng)環(huán)境，提高女性農(nóng)民工的工資水平。工資作為一種信號(hào)，不僅能夠向勞動(dòng)力市場(chǎng)的需求方傳遞雇用勞動(dòng)數(shù)量的信息，更重要的是，它是社會(huì)中的弱勢(shì)群體維持基本生活水平的保證。只有工資水平提高了，才能真正落實(shí)《勞動(dòng)法》，從而在提高女性勞動(dòng)參與率的同時(shí)改變當(dāng)前女性農(nóng)民工工作強(qiáng)度普遍較大的現(xiàn)狀。第二，舉家遷移的農(nóng)民工有強(qiáng)烈愿望融入城市社會(huì)，但由于自身文化和技能上原因造成轉(zhuǎn)移能力不足，多數(shù)女性農(nóng)民工無法進(jìn)入正規(guī)勞動(dòng)力市場(chǎng)。在女性人力資本投資方面，中國目前的水平還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠［18］。因此，應(yīng)加大對(duì)女性農(nóng)民工的職業(yè)培訓(xùn)，提高文化素質(zhì)和專業(yè)技能，使其成為勞動(dòng)力市場(chǎng)中具有競爭能力的人力資本。第三，政府應(yīng)動(dòng)員或補(bǔ)貼社區(qū)提供流動(dòng)兒童和老人的看護(hù)，加大對(duì)兒童、老人看護(hù)的投入，提高農(nóng)民工家庭看護(hù)資源的可獲得性，從而降低家庭式遷移女性農(nóng)民工的看護(hù)成本。

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