市場工作與城鄉(xiāng)勞動力時間要素配置＊

胡軍輝，張錦華

（1.浙江財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，杭州310018；2.上海財經(jīng)大學(xué) 財經(jīng)研究所，上海200433）

按勞動者活動類型的不同，可將時間要素分為市場工作時間、家務(wù)時間和閑暇三種類型 （Gronau，1980）。勞動者可將時間配置于市場工作以獲取工資性報酬，配置于家務(wù)勞動把市場商品加工成可直接使用的消費品，也可用于閑暇活動獲得效用并恢復(fù)工作能力。在個人或家庭效用最大化目標下，收入構(gòu)成貨幣預(yù)算約束，而可支配時間則構(gòu)成時間約束，特別是在消費者理論中，時間甚至被認為是比收入更緊的一個約束條件 （Alenezi and Walden，2004）。因此，勞動者對時間要素的配置決策，關(guān)系到個人或家庭效用最大化目標的實現(xiàn)，也影響到勞動者本人及其家庭成員的福利。

勞動者可支配時間總量的硬約束，決定了市場工作、家務(wù)勞動與閑暇之間必然存在兩兩相互影響的關(guān)系 （魏永明，2003），理性經(jīng)濟人的最優(yōu)配置決策是從所有時間的利用中產(chǎn)生的邊際效用都相等，特別是在參與市場工作的前提下，工資率必等于時間的影子價格 （Gronau，1980；貝克爾，2010）。但這里隱含了一個假定，即這三種時間類型均是連續(xù)、無限可分并可完全相互替代的，這顯然與現(xiàn)實情形相差甚遠，尤其是市場工作在勞動紀律、受監(jiān)督程度等方面均要比家務(wù)勞動和閑暇嚴格得多，不僅如此，勞動者從市場工作中所取得的報酬高低也會影響到本人在家庭內(nèi)部的分工角色，因此，不論是從家庭效用最大化目標來看 （Samuelson，1956），還是從分工談判的博弈角度來看 （Manser and Brown，1980；McElroy and Horney，1981；Lundberg and Pollak，1993；1994；Ravi and Lawrence，1994），市場工作對勞動力其他活動時間的配置決策都將產(chǎn)生不容忽視的重要影響。

由于歷史和體制的原因，我國的城鄉(xiāng)勞動力在就業(yè)機會、職業(yè)類型和待遇等方面均存在不小的差異，這無疑會影響到勞動者的時間要素配置決策。本文探討市場工作在勞動者時間配置決策中的作用機制，強調(diào)城鄉(xiāng)勞動力基于市場工作所產(chǎn)生的福利效應(yīng)，從而為解讀城鄉(xiāng)差別、性別分工提供一個新的視角。

一、市場工作影響勞動力時間要素配置決策的理論分析

市場工作影響勞動力時間要素配置決策的作用機制，主要體現(xiàn)在時間約束和家庭內(nèi)部分工兩個方面：

（一）市場工作時間對勞動力家務(wù)和閑暇時間配置的約束

勞動者決策是否可分，也即在進行時間配置決策時，生產(chǎn)決策 （市場工作和家庭內(nèi)部生產(chǎn)）與消費決策能否分開考慮，目前尚未得到一致性的結(jié)論。Pitt and Rosenzweig（1986）利用印度尼西亞的家庭數(shù)據(jù)進行的研究表明，家庭結(jié)構(gòu)的變化不會影響農(nóng)場的勞動力需求，家庭成員的疾病對農(nóng)場利潤也沒有顯著影響，因此，家庭決策不能拒絕可分性假設(shè)；然而Lopez（1984）對加拿大農(nóng)戶勞動偏好的研究卻表明，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)勞動和非農(nóng)業(yè)勞動的偏好是不相同的，因此拒絕了可分性假設(shè)。其他學(xué)者的研究 （DeJanvry、Fafchamps and Sadoulet，1991；Jacoby，1992；Skoufias，1994；Roberts et al.，1996）則表明，家庭決策的可分性與否依賴于外部條件，比如是否存在商品市場、市場競爭程度如何以及商品的同質(zhì)性程度大小等。

盡管如此，在時間配置中首先將市場工作時間分離出來至少在理論分析上是合理的，因為：一方面通過市場工作取得足夠的收入是維系勞動者個人和家庭生存、發(fā)展的根本，市場工資率也是勞動者決定從事家務(wù)勞動或?qū)で笊鐣娲臎Q策依據(jù) （當(dāng)然還取決于家務(wù)勞動的市場化程度）；另一方面，相比于家務(wù)勞動和閑暇，市場工作顯然具有更強的約束性和受監(jiān)督力度 （特別是制約于勞動紀律、勞動力市場競爭等），而家務(wù)勞動畢竟是在做完其他重要的工作之后所進行的，閑暇作為經(jīng)濟奢侈品尤其是在收入水平較低的階段則更具有調(diào)節(jié)的彈性。市場工資率與勞動者市場工作時間的選擇，見圖1：

圖1 市場工作時間與工資率

圖1中w為工資率，t為時間勞動者時間總量 （如一天24小時），A、B、C為勞動者市場勞動供給曲線，A曲線表示具有完全彈性的市場勞動供給，B表示完全無彈性的市場勞動供給，C則表示勞動者在面臨生存約束前提下特別是勞動者在E點的總收入 （工資性收入和非勞動收入之和）不足以滿足勞動者或其家庭維持生存的最低支出需求，市場工作供給曲線向右下方傾斜 （郭繼強，2005）。勞動者市場工作時間配置的決策，一方面取決于其所從事工作的行業(yè)和職業(yè)類型，勞動紀律約束與受監(jiān)督程度的差異，決定了靈活調(diào)節(jié)的可能性和空間范圍；另一方面隨著工資率的上升，市場工作的收入效應(yīng)與替代效應(yīng)對比將隨著勞動者收入水平及個人或家庭偏好的差異而發(fā)生變化，尤其是在面臨生存約束的極端條件下，勞動者甚至可能按曲線C方式供給市場勞動。

因此，勞動者在進行時間要素配置決策時，應(yīng)當(dāng)將市場工作時間從總時間中分離出來，通過市場工資性報酬維持勞動者個人和家庭的生存與發(fā)展，當(dāng)然這種市場工作時間的配置還取決于市場工作的類型、收入及勞動者的偏好等。在扣除市場工作時間的非市場工作時間部分，也就是家務(wù)時間和閑暇的配置決策，除了受到市場工作的勞動強度、時間長度和靈活性制約和兩者之間相互替代、制約之外，更為重要的則是取決于家庭成員間的分工和協(xié)作。

（二）市場工作報酬決定了勞動力在家庭內(nèi)部的分工地位

家庭內(nèi)部成員間的分工與合作機制，較早的理論研究有基于共同偏好假定的 “一致同意”模型（Samuelson，1956）和 “利他主義”模型 （Becker，1974；1981），但自20世紀80年代以后，卻遇到了來自理論和事實兩方面強烈的挑戰(zhàn)和質(zhì)疑。一方面在理論上，單一效用模型被認為缺乏細致的微觀基礎(chǔ)，違反了西方經(jīng)濟學(xué)個體決策的原則，另一方面在經(jīng)驗研究上，聯(lián)合限制和斯拉斯基限制被很多實證結(jié)果所拒絕。隨著經(jīng)濟理論的發(fā)展和深入，目前在模擬家庭內(nèi)部決策方面，博弈論 （包括合作博弈和非合作博弈）已經(jīng)替代傳統(tǒng)理論成為主導(dǎo)的分析方法，并且得到了大量經(jīng)驗研究的支持。

按照博弈論的觀點，夫妻共同建立家庭 （以一個夫妻兩人家庭為例）以后，各項資源包括時間資源配置的個人決策被夫妻聯(lián)合決策所取代，家庭聯(lián)合生產(chǎn)決策及其所產(chǎn)生的收益分配必然取決于個人在家庭中的地位，也就是所謂的議價能力的相對大小。這種個人議價能力的基礎(chǔ)正是個人的保留效用。在家庭內(nèi)部盡管影響夫妻個人議價能力的因素眾多，比如社會或外部的支持、社會規(guī)范和社會制度、貢獻與需求的觀念等等，但個人的獲利能力或經(jīng)濟資產(chǎn)是決定其議價能力的基礎(chǔ) （Agarwal，1997），而獲利能力最直接的體現(xiàn)就是個人在市場工作中所取得的報酬①嚴格來說還應(yīng)該包括非勞動收入，但產(chǎn)生非勞動收入的源泉是家庭經(jīng)濟資產(chǎn)，而這種家庭資產(chǎn)往往難以準確地界定其歸屬，通常被視作為一種夫妻共同財產(chǎn)，況且大部分家庭資產(chǎn)本身就是市場工作的附屬福利，家庭積蓄也來源于市場工資收入用于消費后的剩余。，大部分經(jīng)濟資產(chǎn)也來源于此，因此市場工作報酬直接或間接地決定了個人議價能力的大小，從而奠定了勞動者在家庭內(nèi)部的分工地位。

在經(jīng)濟學(xué)意義上，市場工作和家務(wù)勞動因其給勞動者帶來負效用而通常被定義為 “低檔品”或“劣質(zhì)品”，閑暇帶來正效用則是典型的 “奢侈品”，或者至少應(yīng)該是 “正常品”。勞動力從事市場工作的目的是為了獲得工資性收入，但與此同時給勞動者本人產(chǎn)生的是 “負效用”，而家務(wù)勞動也完全不同于體育鍛煉，因為家庭勞動往往需要身體保持一定的體位或局限于某種固定的姿勢，重復(fù)做單一的活動，根據(jù)生物學(xué) “用進廢退”的規(guī)律，將導(dǎo)致身體某些器官的不平衡發(fā)展，甚至造成身體患上多種慢性疾病。這也就決定了勞動者從事市場工作和家務(wù)勞動的福利效應(yīng)必然與享受閑暇具有實質(zhì)性的差別，因而在家庭內(nèi)部分工的博弈中處于相對弱勢的一方往往承擔(dān)家務(wù)勞動也較多。

綜上所述，由于各項活動的重要性程度不同，在個人可支配時間總量既定的前提下，鑒于不同的經(jīng)濟社會發(fā)展階段特征，在當(dāng)前我國城鄉(xiāng)勞動力的時間配置決策中，首先將市場工作分離出來是有一定的合理性的，因此，市場工作時間一方面對于勞動力家務(wù)時間和閑暇的配置存在著擠出效應(yīng)，另一方面，市場工作的時間靈活性尤其是市場工作的報酬決定了勞動者在家庭內(nèi)部分工博弈中的相對議價能力，與市場工作時間相對剛性不同，家務(wù)時間和閑暇有著更為靈活的調(diào)節(jié)機制，通過這種家庭成員間的相互合作與博弈，從而決定勞動力對非市場工作時間的配置選擇。

作為非市場工作，家務(wù)勞動由于其本身所具有的相對封閉性、不計酬和特殊的流動性特征，使得家庭經(jīng)濟與市場經(jīng)濟有著它們各自獨立的價值結(jié)構(gòu)、工作結(jié)構(gòu)與報酬結(jié)構(gòu)。研究勞動者對家務(wù)時間的配置選擇，不僅需要考慮可支配時間既定下市場工作時間和其他非市場工作時間 （閑暇）的制約，而且需要較多地聚焦于家庭內(nèi)部的分工 （Bego n～aávarez and Daniel Miles，2003；Parkman，2004；齊良書，2005）?？紤]到問題的簡化、數(shù)據(jù)的可得性以及避免勞動力時間配置決策中諸多因素存在的內(nèi)生性問題，我們在此僅通過一個實證分析，來揭示勞動力的市場工作如何通過勞動報酬來決定其在家庭內(nèi)部分工中的博弈地位，也即形成議價能力，進而影響家庭內(nèi)部家務(wù)勞動分工的決策機制，以此來說明市場工作在勞動者時間要素配置中的重要作用，并通過城鄉(xiāng)家庭的一個比較來進一步解讀時間配置的城鄉(xiāng)差別。

二、市場工作、議價能力與城鄉(xiāng)勞動力家務(wù)時間配置的實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于美國北卡羅來納大學(xué)人口中心、美國營養(yǎng)和食品研究所、中國疾病控制和防治中心共同主持的2009年中國營養(yǎng)與健康調(diào)查 （CHNS）①中國營養(yǎng)與健康調(diào)查官方網(wǎng)址：http：∥www.cpc.unc.edu／china；，所有數(shù)據(jù)資料均從CHNS官方網(wǎng)站下載獲取，并根據(jù)本文研究的需要進行了必要的處理。調(diào)查范圍涵蓋了中國9個省、自治區(qū)②9個省、自治區(qū)分別為遼寧、山東、江蘇、廣西、黑龍江、河南、湖南、湖北和貴州；的城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，包含了城鄉(xiāng)家庭關(guān)于時間配置及個人和家庭特征的詳細信息，具有相當(dāng)?shù)拇硇?。根?jù)本文研究的需要，從中選取了數(shù)據(jù)集中夫妻年齡在65歲以下的已婚家庭作為研究對象，共得到3309個家庭樣本，但由于部分數(shù)據(jù)信息缺失的原因，男女勞動者的樣本數(shù)并不完全相等。

（二）計量模型設(shè)定

按照博弈論的觀點，結(jié)合已有的研究成果，我們將計量模型設(shè)為：

ti表示丈夫和妻子的家務(wù)勞動負擔(dān)率，其中家務(wù)勞動時間是指為家庭購買食物 （如果是在上下班途中為家庭購買食物，則不計在內(nèi)）、為家人做飯、洗熨衣物和打掃房間的時間；i表示性別，h表示丈夫或男性已婚勞動者，w表示妻子或已婚女性勞動者；β0為常數(shù)項，β1至β4為各變量的待估系數(shù)。

Bpi表示議價能力，我們以勞動者個人收入占家庭總收入之比表示，為了避免出現(xiàn)多重共線性問題，模型中不再列入夫妻雙方的收入變量，μ為誤差項；同時，為了隔離其他因素的干擾，我們還設(shè)置了以下因素作為模型的控制變量：其中ici是代表個人特征的向量，我們以年齡、年齡平方和受教育程度表示，以此反映勞動者個人的效用偏好以及家務(wù)勞動的生產(chǎn)率水平；sci是代表配偶個人特征的向量，以配偶的年齡、年齡平方、受教育程度、就業(yè)和居住狀況表示，Q則表示家庭特征向量及家庭外部環(huán)境參數(shù)，我們選取了家庭共同性非勞動收入、家庭大額消費支出、家庭規(guī)模、婚姻持續(xù)期、未成年兒童占家庭總?cè)丝诒戎匾约俺青l(xiāng)和地區(qū)差別作為解釋變量，sci和Q綜合地代表了家庭能力、人力資本、社會和自然狀態(tài)等。

（三）初步統(tǒng)計結(jié)果

勞動者各項時間項目的含義同上，同時我們在統(tǒng)計中，家庭大額消費支出包括婚禮支出 、親戚間禮物贈與、教育支出和其它隨禮支出；考慮到各地不同的消費物價水平，所有的支出項目均以2008年遼寧農(nóng)村地區(qū)的物價水平為基準進行了折算，使得所有的家庭消費支出具有可比性③下同，所有涉及貨幣表示的變量均按此方法進行了可比性調(diào)整；；將全部家庭按戶籍劃分為城市家庭和農(nóng)村家庭，按所在地區(qū)分為東部、中部和西部地區(qū)④東中西部地區(qū)的劃分根據(jù)國家統(tǒng)計局2003年標準，9個省、自治區(qū)中遼寧、江蘇、山東和廣西屬于東部地區(qū)，黑龍江、湖南、湖北和河南屬于中部地區(qū)，貴州屬于西部地區(qū)；，并以東部地區(qū)為參照組。主要變量的描述性統(tǒng)計見表1：

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

從表1的初步統(tǒng)計結(jié)果來看，樣本家庭中丈夫的家務(wù)勞動負擔(dān)率為14%，相應(yīng)的妻子則為86%，表明在家庭內(nèi)部的家務(wù)勞動分工中存在著十分明顯的性別不平等現(xiàn)象，但由于其中包含了較多的零記錄和缺失值，這一比例是不夠準確的。如果只統(tǒng)計夫妻雙方都有記錄的樣本，丈夫的家務(wù)勞動負擔(dān)率約為30.5%，相應(yīng)的妻子為69.5%，和Alenezi根據(jù)1979－1991年收入動態(tài)化的面板調(diào)查 （PSID）數(shù)據(jù)所得出的比例較為接近 （丈夫為25.3%，妻子為74.7%）（Alenezi and Walden，2004）。

相對議價能力指標Bpi中，丈夫的均值為57.9%，相應(yīng)妻子則為42.1%，表明丈夫的獲利能力和對家庭收入的貢獻均要高于妻子，從而在夫妻博弈中擁有更高的保留效用和討價還價能力。此外，樣本家庭中丈夫的年齡均值約比妻子大3.6歲，在受教育程度上，也要略高于妻子，與此同時，有近40%的妻子處于無工作狀態(tài)，這些有可能是造成妻子議價能力相對低下的主要原因。

（四）計量統(tǒng)計方法

在我們所選取的3309個樣本家庭中，約有10%的女性和高達57%的男性未對其家務(wù)時間作出有效回答，導(dǎo)致了計量方程中部分數(shù)據(jù)缺失，因此存在所謂的非隨機樣本選擇問題，如果去掉這些缺失數(shù)據(jù)直接進行估計可能使我們的估計量出現(xiàn)偏誤。通常解決這一問題的方法是采用赫克曼樣本選擇模型，也稱為Heckman兩階段法 （Heckman，1979）。第一階段，我們利用所有樣本的觀測值估計一個家務(wù)勞動參與率的probit模型，得到影響家務(wù)勞動參與的解釋變量參數(shù)和每個觀測值的逆米爾斯比率 （λ）；第二階段，將前面所得到的逆米爾斯比率 （λ）和其他解釋變量一起對家務(wù)勞動負擔(dān)率這個被解釋變量作回歸，并可通過λ估計量的T統(tǒng)計量對是否存在樣本選擇問題進行檢驗。運用Heckman兩階段法能夠有效地糾正樣本選擇問題，得到各解釋變量的一致估計，并近似服從正態(tài)分布（伍德里奇，2007）。同時，在第二階段，考慮到被解釋變量是一個介于0和1之間的比例，存在歸并問題，也就是小于0和大于1的家務(wù)勞動負擔(dān)率將被分別歸并為0和1，直接采用普通最小二乘法（OLS）進行估計會存在偏差，因此我們采用最大似然估計的Tobit方法 （Tobin，1958）。

（五）實證結(jié)果分析

計量回歸的結(jié)果見表2。在家務(wù)勞動負擔(dān)率的估計中，赫克曼兩階段法第二階段的Tobit模型中，逆米爾斯比率 （λ）的回歸系數(shù)在1%置信水平上高度顯著，因此我們不能拒絕樣本選擇偏誤問題。

從估計結(jié)果來看，在控制住其他因素的影響后，個人相對議價能力的提高，均能顯著地降低本人在家庭內(nèi)部分工中的家務(wù)勞動負擔(dān)率 （系數(shù)值分別為－0.151和－0.312，并且均在1%水平上顯著），這種效應(yīng)在妻子身上表現(xiàn)得更為強烈，降低家務(wù)勞動負擔(dān)率的幅度更大 （系數(shù)值差不多為2倍左右）。這一結(jié)果表明，家務(wù)活動作為一種無酬勞動，在經(jīng)濟學(xué)意義上通常被認為是一種 “低檔品”，隨著個人議價能力的相對提高，會顯著地減少這種 “低檔品”供給，在家務(wù)內(nèi)部分工性別不平等較為嚴重的背景下，提高女性勞動者的市場工作機會、提高其工資性收入水平可以較為顯著地提高家庭內(nèi)部的分工地位，改善其福利狀況。

表2 議價能力對城鄉(xiāng)勞動力家務(wù)時間配置的影響

從城鄉(xiāng)比較來看，城市男性勞動力的家務(wù)勞動負擔(dān)率要高于農(nóng)村男性勞動力 （系數(shù)值為0.041，在10%水平上顯著），與此相對應(yīng)的，城市女性勞動力的家務(wù)勞動負擔(dān)率比農(nóng)村女性勞動力低得多（系數(shù)值為－0.068，并且達到了1%的顯著性水平），相比較而言，城市家庭中的家務(wù)勞動在性別分工上比農(nóng)村家庭要更為平等一些。一個可能的解釋是，除了城市勞動力通常受教育程度更高之外 （勞動者尤其是男性勞動者的受教育程度越高，一般更具有性別平等意識），另一個不能忽視原因就是市場工作的城鄉(xiāng)差別：一方面農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在生產(chǎn)經(jīng)營場所上具有獨特性 （部分生產(chǎn)勞動可以轉(zhuǎn)移到家庭進行）、在勞動紀律和組織管理上擁有更大的自主性，也就是說市場工作對家務(wù)勞動的 “時間約束”程度更小，有酬的市場工作尤其是在收入水平相對較低的階段，作為在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中更具效率和優(yōu)勢的農(nóng)村男性勞動力，在進行市場工作決策時通過增加市場工作時間以提高經(jīng)濟收入，從而壓縮或減少家務(wù)時間的決策是可以理解的，即使對于農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力來說也是如此，因為大多處于城市二級或次級勞動力市場之中，相比于主要在城市一級勞動力市場就業(yè)的城鎮(zhèn)勞動力，農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的勞動休假制度更不規(guī)范、工作時間經(jīng)常性被調(diào)整被延長，壓縮了家務(wù)時間；另一方面，在從事市場工作獲得收入的能力上，無論是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)還是城市非農(nóng)工作，農(nóng)村家庭男女勞動力的性別收入差距也要大于城鎮(zhèn)家庭，農(nóng)村女性勞動力更多地承擔(dān)家務(wù)勞動，既是一種理性的家庭分工選擇，但在客觀上也進一步提高了農(nóng)村男性勞動力的相對議價能力。

三、結(jié)論與啟示

第一，由于市場工作受到更為嚴格的監(jiān)督、市場工作時間具有更強的約束剛性，而且獲取市場工作報酬是家庭生存與發(fā)展最重要的經(jīng)濟保障，因此在勞動力的時間配置決策中，首先應(yīng)當(dāng)將市場工作及其時間配置從時間項目中分離出來。

第二，市場工作影響勞動力家務(wù)勞動和閑暇時間的配置決策，一方面在時間數(shù)量上扣減了勞動者的可支配時間量，市場工作的勞動強度、時間長度和靈活性制約了勞動者從事家務(wù)勞動或者享受閑暇的范圍及其替代方式，另一方面勞動者的市場工作報酬通過議價能力奠定了其在家庭內(nèi)部分工中的地位，從而對家庭內(nèi)部的分工與協(xié)作機制起著調(diào)節(jié)作用，隨著勞動者本人相對議價能力的提高，可以顯著地降低家務(wù)勞動負擔(dān)率，有著較為明顯的福利效應(yīng)。

第三，當(dāng)前我國城鄉(xiāng)勞動力在市場工作的就業(yè)機會、職業(yè)類型和收入待遇上仍存在明顯的差異，這種城鄉(xiāng)差別是造成城市家庭內(nèi)部的家務(wù)勞動相對于農(nóng)村家庭在性別分工上更為平等的重要原因，城市勞動力的勞動休假制度更加規(guī)范、工作時間更有規(guī)律性，使得城市家庭更便于協(xié)調(diào)家務(wù)勞動的需求矛盾，而農(nóng)村家庭內(nèi)部更高的性別收入差距則進一步加劇了家務(wù)分工上的性別不平等。

本文的一個啟示是，既然市場工作對于勞動力的時間配置決策具有十分重要的影響，那么提高或者改善勞動者時間福利的政策也應(yīng)該從市場工作入手，因此促進城鄉(xiāng)一體化的勞動力市場是實現(xiàn)城鄉(xiāng)勞動力福利均等化的一個必要條件，而為婦女創(chuàng)造和提供更多的市場工作機會、縮小男女性別工資差距則是提高婦女地位、促進家庭內(nèi)部性別分工更趨平等的一種有效手段。

［1］ Alenezi，M.and Walden，M.L.A Newlook at Husbands＇and Wives＇Time Allocation［J］.The Journal of Consumer Affairs，2004，（38）：81－106.

［2］ Agarwal，B.Bargaining and Gender Relations：Within and Beyond the Household［J］.Feminist Economic，1997，（3）：1－51.

［3］ Becker，Gary.A Theory of Social Interactions［J］.Journal of Political Economy，1974，（82）：1063－1094.

［4］ Becker，Gary.A Treatiseon the Family［M］.MA：Harvard University Press，1981.

［5］ DeJanvry，A.，M.Fafchamps，and E.Sadoulet.Peasant Household Behaviour with Missing Markets：Some Paradoxes Ex－plained［J］.Economic Journal，1991，101：1400－17.

［6］ Gronau，R.Home Production－A Forgotten Industry［J］.Review of Economics and Statistics，1980，（62）：408－416.

［7］ Jacoby，H.G.Productivity of Men and Women and the Sexual Division of Labor in Peasant Agriculture of the Peruvian Sierra［J］.Journal of Development Economics，1992，37，265－287.

［8］ James J.Heckman.Sample Selection Bias as a Specification Error［J］.Econometrica，1979，（47）：153－161.

［9］ Lopez，R.E.Estimating Labor Supply and Production Decisions of Self－employed Farm Producers［J］.European E－conomic Review，1984，24，61－82.

［10］ Lundberg，Shelly and Pollak，Robert A.Separate Spheres Bargaining and the Marriage Market［J］.Journal of Political Economy，1993，100（6）：988－1010.

［11］ Lundberg，Shelly.And Pollak，Robert.A.Noncooperative Bargaining Models of Marriage［J］.American Economic Review，1994，84（2）：132－137.

［12］ Manser，Marilyn and Brown，Murray.Marriage and Household Decision Making：A Bargaining Analysis［J］.International Economic Review，1980，21（1）：31－44.

［13］ McElroy，Marjorie B and Horney，Mary J.Nash－Bargaining Household Decisions：Toward a Generalization of the Theory of Demand［J］.International Economic Review，1981，22（2）：333－349.

［14］ Pitt，Mark M.and Rosenzweig，Mark R.Agricultural Prices，F(xiàn)ood Consumption and the Health and Productivity of Farmers［M］∥Inderjit Singh，Lynn Squire and John Strauss.Agriculltulral Houlsehlold Models：Extensions and Applications.Baltimore：Johns Hopkins Press，1986.

［15］ Ravi，Kanbur，Lawrence，Haddad.Are Better Off Households More Unequal or Less Unequal：A Bargaining Theoretic Approach to“Kuznets Effects”at the Micro Level［J］.Oxford Economic Papers.1994.

［16］ Roberts，Kenneth.and Michael Morris.Fortune，Risk and Remittances：An Application of Option Theory to Participation in Village Based Migration Networks［C］.New Orleans：The Annual Meeting of the Population Association of America，1996.

［17］ Samuelson，Paul A.Social Indifference Curves［J］.Quarterly Journal of Economics，1956，（70）：1－22.

［18］ Schultz，T.P.Testing the Neoclassical Model of Family Labor Supply and Fertility［J］.The Journal of Human Resources，1990，（25）：599－634.

［19］ Skoufias，Emmanuel.Market wages，family composition and the time allocation of children in agricultural households［J］.Journal of Development Studies，1994，30（2）：335－360.

［20］ Tobin，J.Estimation of Relationships with Limited Dependent Variables［J］.Econometrica，1958，（26）：24－36.

［21］ 貝克爾.家庭論［M］.王獻生等，譯.上海：商務(wù)印書館，2010.

［22］ 暢紅琴，董曉媛，F(xiàn)olina Macphail.經(jīng)濟發(fā)展對中國農(nóng)村家庭時間分配性別模式的影響［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009，（12）：77－89.

［23］ 郭繼強.中國城市次級勞動力市場中民工勞動供給分析——兼論向右下方傾斜的勞動供給曲線［J］.中國社會科學(xué)，2005，（5）：16－26.

［24］ J.M.伍德里奇.計量經(jīng)濟學(xué)導(dǎo)論［M］.費劍平，譯.北京：中國人民大學(xué)出版社，2007.

［25］ 齊良書.議價能力變化對家務(wù)勞動時間配置的影響［J］.經(jīng)濟研究，2005，（9）：78－90.

［26］ 魏永明.對 Gronau時間分配三分法模型的再探討［J］.企業(yè)經(jīng)濟，2003，（3）：90－91.