国外已婚女性劳动供给影响因素分析

提要本文利用Current PopulationSurvey，1993的数据，采用Tobit截断回归模型来实证分析已婚女性劳动供给影响因素。回归结果表明，受教育程度与已婚女性劳动供给正相关，女性受教育程度是已婚女性劳动供给的主要影响因素；已婚女性年龄与其劳动供给之间呈负相关；家庭中未成年子女个数与其劳动供给之间呈负相关；丈夫月收入与已婚女性劳动时间供给影响不显著。

关键词：Tobit模型；已婚女性劳动供给

中图分类号：F24文献标识码：A

一、引言

近年来，随着女性就业人数的增加和女性就业难问题的出现，关于女性是否应该回家的讨论也在如火如荼地进行着。正是带着这些问题，本文研究以统计调查数据为样本，探测已婚女性参与市场劳动的影响因素，分析各因素对不同已婚女性劳动供给的影响差异。

二、文献综述

从国外的研究文献来看，已婚女性的劳动供给主要与以下因素有关：

（一）孩子。Bowen and Finnegan（1969）发现，孩子的人数与已婚妇女（14～54岁）劳动参与率之间负相关。Daniel and Anders（2001）发现，父母在市场劳动和照顾孩子之间的选择是互相依赖的。

（二）年龄。生命周期理论认为，在人生的不同时期，人们的市场生产率（工资）与家务劳动生产率是不同的，因此人们可能会在其生活的不同时期向劳动市场提供不同的劳动时间。Bowen and Finnegan（1969）对美国1960年人口普查微观数据进行处理后发现，女性劳动参与率与年龄的关系呈明显的倒U形曲线。

（三）教育水平。人力资本理论认为，劳动者所拥有的人力资本数量会影响他的生产率，进而影响到他的收入水平。Morgan（1962）和Cain（1966）认为，教育水平决定了一个人的预期工资。Diah （1998）利用雅加达1985年已婚女性的数据研究发现，发展中国家受教育程度较低的已婚女性劳动参与率接近于受过高等教育的已婚女性，而中等教育程度的已婚女性劳动参与率较低。

（四）家庭经济状况。在实证研究中，很多学者用丈夫的工资收入这一变量来表示家庭经济状况。UgoColombino&Bianca De Stavola（1985）对意大利1959～1981年、20～59岁的已婚女性劳动力供给进行了研究，发现丈夫的工资对女性劳动力供给至少有和女性工资同样强的负向影响。Sunghee（1991）认为，处于社会较低层家庭中的已婚女性由于肩负着增加家庭收入的任务，市场工作变得尤其重要。

（五）已婚女性自身工资水平。Jacob Mincer（1962）发现，女性的自身工资水平对其劳动参与率有重要影响。Cem（2002）的研究表明，更高的工资率与全职工作的更大可能性相关，兼职的高收入与选择兼职的可能性呈正相关，而且家务劳动的需求也是已婚女性选择兼职的一个考虑因素。

三、研究方法与模型

（一）变量选择。已婚女性劳动供给的影响因素是多方面的，本文结合已婚女性就业的实际情况，从以下几个角度选取变量：

1、未成年孩子个数。国外学者得出的一般结论是未成年孩子的数量越多，已婚女性的市场劳动时间越少，二者是负相关关系。所以，本文也将此因素作为已婚妇女的劳动时间供给的主要影响之一引入模型。

2、年龄。在人生的不同时期，人们参与社会劳动的生产率，即市场生产率（工资）与家务劳动生产率是不同的，因此人们可能会在其生活的不同时期提供给劳动力市场不同的劳动时间数量。

3、教育水平。与其他研究一样，我们把教育水平变量纳入模型。

4、丈夫月收入。本文参考其他研究的做法，将丈夫月收入作为已婚女性劳动供给的一个影响因素。

（二）模型选择及说明。事实上，由于存在着大量已婚女性不提供市场劳动的现象，因此劳动供给时间作为被解释变量使得观察值受到了某种限制，是不连续的。本研究规定，只要已婚女性没有实际向劳动力市场提供劳动，则将其劳动供给时间赋值为零。因此，本文得到的数据就不是一般连续性数据资料，对于这种设限资料或设限样本，Tobin认为是一种受限的偏态分布，并提出所谓的Tobit截断回归模型加以分析。对于本文所研究的数据资料，我们认为利用Tobit模型会有更好的拟合效果。本文主要从已婚女性的未成年子女个数、年龄、教育水平、丈夫的工资收入四个变量对已婚女性劳动供给状况的影响程度进行研究，从而找出已婚女性劳动供给的决定因素。我们假设：已婚女性劳动供给数量与女性的教育水平存在正相关关系，与女性的年龄存在负相关关系，与丈夫的工资收入存在负相关关系，与未成年子女个数存在负相关关系。根据以上假设，本研究构造如下模型：

LW=α+β1GS+β2AGE+β3EDU+β4HW+ε

其中：LW为城镇已婚女性劳动供给数量（以月工作天数计算。当女性参与市场劳动时，LW取实际观测值；当女性不参与市场劳动时，LW取值为0）；GS为未成年子女个数；EDU为已婚女性的教育水平；AGE为已婚女性的年龄；HW为丈夫的月工资收入。

（三）研究样本及数据来源。本文的研究数据来源于Current PopulationSurvey（1993）。本研究利用Eviews3.0统计分析软件来分析，并对模型估计结果进行讨论，找出已婚女性劳动供给的决定因素；数据来源：U.S.Bureau of the Census（Current PopulationSurvey，1993）。

四、模型估计

从数据库中选取了50份有效的样本数据。通过对数据的初步分析显示，此时若仅仅采用参与市场劳动的已婚女性作为样本来分析城镇已婚女性就业影响因素显然是不合适的，这也说明了选用Tobit模型的必要性。为了避免已婚女性劳动供给函数模型的多重共线性问题，本研究对自变量进行相关分析后发现，各自变量之间的相关系数绝对值均小于0.15，符合Guief2ord（1965）的相关系数标准。因此，这四个自变量的相关性较小，都可以进入回归方程。

怀特检验的统计量值为12.15，检验的相伴概率是0.14，大于置信度0.1，所以不能拒绝零假设，即认为残差不存在异方差性，模型通过怀特检验。

回归分析结果显示，GS、AGE、EDU回归系数的P值均小于显著性水平0.1，这说明这三个变量的回归系数都通过了显著性检验，而HW回归系数的P值大于显著性水平0.1，这说明HW的回归系数没有通过显著性检验。因此，可以认为除了丈夫收入之外的其他三个变量GS、AGE、EDU对城镇已婚女性劳动供给有显著影响，能够较好地解释说明已婚女性劳动供给的变化，但是丈夫收入对已婚女性劳动供给无显著影响。

五、讨论

根据模型估计的结果，各因素对已婚女性劳动供给数量的影响效果具体分析如下：

（一）受教育程度与已婚女性劳动供给呈正相关关系。女性受教育程度是已婚女性劳动供给的主要影响因素，受教育程度与城镇已婚女性劳动供给正相关，且在1%水平上显著。已婚女性劳动供给与其受教育程度之间的相关性，在一定程度上验证了受教育程度较高的已婚女性的预期工资要高于那些受教育程度较低的已婚女性，从而促使其在劳动力市场上比后者也更为积极。

（二）已婚女性年龄与其劳动供给呈负相关关系。已婚女性年龄与其劳动供给之间呈负相关，总体说来，女性年龄越大，其参与市场劳动的时间越短，这一点与一般预期相符。

（三）未成年子女个数与已婚女性劳动供给呈负相关。本文的回归分析结果表明，未成年子女个数的参数估计值符号为负，这与本文中的假设保持一致，且回归系数通过显著性检验。这一结果可以解释未成年子女个数越多进入市场劳动概率越小，因为要照顾孩子数越多花费的时间越多，以至没有时间去工作，除非丈夫不能负担整个家庭的消费支出，这时她们为了维持整个家庭而不得不去工作，但这种情况不是社会的主要现象，所以这一变量与已婚女性劳动供给呈负相关。

（四）丈夫月收入对已婚女性劳动供给具有一定的影响，但不显著。回归分析结果表明，丈夫月收入与已婚女性劳动供给呈正相关，只是回归系数没有通过显著性检验，这一结果验证了本文的假设。家庭劳动供给理论认为，研究个人劳动供给时应考虑家庭背景的影响。而消费理论认为，家庭总消费与其总收入呈正相关关系。认识到家庭中的闲暇和工作选择以及工作方面的家庭――市场两分法，有助于我们解释已婚妇女的劳动力供给行为。同时，根据统计学的有关理论，并不表明已婚女性劳动供给与丈夫收入这一变量没有关系，而是其他一些因素影响了两者关系的显著性。比如，我们的样本容量不够大，只取了50个有效的样本，所以可能会导致这一变量对已婚女性劳动供给的影响不显著。

（作者单位：宁波大学商学院）

参考文献：

[1]Bowen，William G.&T.Adrich Finegan，The Economics of Labor Force Participation.Princeton.NJ：Princeton University Press，1969.

[2]唐广，陈士芳.我国城镇已婚女性劳动供给影响因素实证研究.经济问题探索，2007.