农村移民对城市已婚女性劳动供给决策的影响 徐雯王思 ( 湖南大学经济管理研究中心, 湖南省 长沙市,410000) 摘要 : 过去 20 年内, 我国的劳动力市场发生了较大变革, 整体劳动供给都在下降 而在劳动力市场中, 女性劳动供给相比于男性劳动供给来说下降程度更甚 但纵观全球范围, 中国女性劳动供给仍旧处于世界范围内的第一梯队水平 从劳动供给角度考虑, 女性由于家庭照顾责任等现实原因可能会被迫减少在劳动力市场上的劳动供给 有相关研究结论认为家庭中有两个以上孩子的已婚女性选择放弃已有工作机会的比重达 51%, 是已婚男性的 3 倍以上 我国正逐步加深老龄化程度, 基于传统的家庭角色, 已婚女性在工作的同时还要兼顾照料家里老人的责任 从市场雇主的需求角度考虑, 雇主会倾向于减少对已婚女性的招募, 以减少职工怀孕和分娩期间的劳动力成本 同时, 目前中国城乡发展之间的不平衡仍然存在, 每年进入城市的农村移民体量庞大 本文从农村移民的角度, 重点分析农村移民对于城市已婚女性的劳动供给决策产生的实际影响, 包括密集程度 ( 供给时间 ) 和广泛程度 ( 劳动参与 ) 两个方面, 并提出了相应的对策 本文首先整理了目前的一些研究背景资料, 对农村移民 女性的劳动参与率和劳动时间等概念分别进行了界定 ; 其次, 在结合国内外现存研究成果, 从宏观的角度阐述了我国女性劳动参与率和劳动供给时间的现状分析 本文进一步阐述了农村移民对城市已婚女性劳动供给决策产生影响的理论机制 在进行了相关理论机制分析的基础上, 本文采用 2005 年全国 1% 人口抽样调查数据 ( 小普查 ), 在控制了其他控制变量之后, 分别实证讨论了农村移民对城市已婚女性的劳动供给, 包括劳动参与率和劳动时间两个方面的不同影响 研究发现 :OLS 估计结果显示农村移民份额会提高城市已婚女性的劳动参与率和劳动供给时间, 农村移民份额每增长 1 个百分点时, 女性劳动参与率会上升 0.193 个百分点, 城市已婚女性劳动供给每周小时数会增加 4.9% 最后, 本文根据得出的研究结果给出了相应的一些政策建议思考与研究不足分析 关键词 : 农村移民 ; 城市已婚女性 ; 劳动参与率 ; 劳动供给时间中图分类号 :F 文献标识码 :A 1 引言 改革开放以来, 我国的经济运转和社会发展都产生了翻天覆地的变化, 城市的快速发展, 地区之间的经济发展不平衡加速刺激了各地区之间的人口流动 特别是在户籍制度经历进一步改革之后, 曾经阻碍人口流动的最大传统制度因素被打破, 省际人口产生了前所未有的大规模流动 不仅包括各省份内部的人口流动移民, 还包括了不同省份之间的人口流动移民, 并且这段时期的全国人口流动呈现出较强的倾向性 : 农村人口大量迁往城市地区, 中西部地区的人口大量迁往东部沿海地区 大规模的移民流不可避免地会对流入地和流出地产生不同程度的影响 在人口流动趋势不断加强的背景下, 我们有必要对移民带来的影响进行深入的研究, 在解决掉移民带来的一些问题的同时, 发挥移民的作用, 让其成为我国现代化强国建设过程的中坚力量 根据国际劳工组织的统计数据, 中国的女性劳动参与率长期居于世界前列, 但是自 1990 年以来, 中国的女性劳动参与率有呈现出在逐年递减的趋势 在老龄化程度加剧加之 人口红利 下降的背景下, 如何保持我国较高的女性劳动参与率, 以保障我国的劳动力资源能得到充分开发, 这与当前中国可持续发展的经济动力有关, 并且对于分析我国女性劳动参与率变化趋势的原因, 有一定的现实意义 从实际角度看, 本文通过从农村移民的角度对已婚女性的劳动参与进行深入研究, 根据实际特征进行实证分析, 提出切实可行的移民管理建议 从而为我国今后在制定相关政策提供一定参考, 对移民进行更有效更合理的管理, 促进女性就业, 进一步保证社会的安定与和 - 1 -
谐, 促进经济的可持续发展 2 文献回顾 目前国外涉及移民的相关文献大体聚焦于国际案例上, 主要围绕跨国移民群体对移入国的劳动力市场所产生的影响展开研究 由于美国的移民数量之多, 美国居民的劳动参与和工资水平是否受外来移民的影响是大部分学者和政治家们的研究重点, 因此积累了很多文献, 但这些文献所支持的观点却不完全相同, 大致有以下两类 第一, 外来移民对当地居民的劳动参与和工资水平存在负效应 Grossman(1982) 通过分析本地劳动力的工资和外来移民的数量之间的关系, 来研究外来移民对本地劳动力就业市场产生的实际影响, 得出以下结论, 外来移民与本地劳动力直接存在明显替代关系 Friedberg 和 Hunt(1995) 的研究结果显示外来移民实际上对本地劳动力市场只能产生极有限的影响,10% 的移民增长仅仅会使本地工人的工资下降 1% 第二, 外来移民对当地居民的劳动参与和工资水平存在正效应 Card(1990) 在对 Miami( 迈阿密 ) 地区的劳动力市场进行相关研究后认为, 短时间内移民数量的骤增并不会导致本地工人就业机会和工资水平的下降 Peri(2007) 在对 California( 加利福尼亚州 ) 的劳动力市场中的移民数据进行相关分析后得出结论, 在同等受教育程度及类似工作经验的前提下, 外来移民不会增加本地居民失业的概率, 相反在一定程度上还可以促进本地居民的劳动参与和工资水平 近年来, 国内对于移民的探讨更多是结合国情, 大体上可以分为三类 : 一是研究移民的空间分布差异 ; 二是研究移民与经济增长 ; 三是研究移民的形成机制与影响因素 第一, 移民的空间分布差异 张善余 (1990) 的研究表明改革开放之后, 我国流动人口的迁移模式从由东向西的开发型逐渐转变为由西向东的经济型 段成荣等人 (2009) 的研究结论表明我国的人口流动呈现出进一步集中且不断向少数东部沿海城市集中的趋势 王桂新等人 (2012) 利用 2000 和 2010 年的全国人口普查数据研究得出,20 世纪 90 年代之后的省级人口迁移模式具有非常明显地向东部沿海地区聚集的空间地理特征 第二, 移民与经济增长 王桂新等 (2001) 在研究上海的劳动力市场时验证了外来移民劳动力和本地居民劳动力之间是互补关系, 农村移民会对本地居民的劳动参与和工资产生正向的促进作用 刘学军和赵耀辉 (2009) 在已有研究方法的基础上, 发现流动人口对城市内部的劳动参与和工资水平有显著的负作用, 但作用不是很大 第三, 移民的形成机制与影响因素 王桂新 潘泽瀚 (2013) 通过对 六普 数据进行研究发现, 省内的人口迁移和省际间人口迁移的影响因素不同, 省内的人口迁移主要受省内的人口规模大小的影响 ; 而省际间人口流动则还会与移民移入省份的经济发展状况 人口规模 气候条件以及不同省份之间的地理距离 交通便利程度等客观因素相关 张耀军等 (2014) 从省内和省外分别进行分析, 发现当地第三产业的发展规模以及高工资水平是城市具备移民吸引力的关键因素 国外学者们对移民与女性劳动参与之间关系的研究更多集中在女性生育率与劳动参与率的相关关系上, 研究移民对女性劳动参与的影响的文献不是很多 国内学者们几乎没有从移民角度研究对女性劳动参与的影响 Cortes 和 Tessada(2011) 研究了农村移民对美国高技能女性劳动力供给的影响, 得出迁往美国大城市地区的农村移民导致工资最高的女性工作时间增加的结论 Farré 等 (2010) 使用西班牙的数据, 研究发现, 女性移民增加了家庭服务 ( 保姆 管家和内部个人护理人员 ) 的可用性并降低了价格, 但是移民对女性劳动力供应的影响是混合的, 并且在很大程度上取决于对本地人的教育及其家庭责任 Barone 和 Moetti(2011) 研究了专门从事家庭生产的女性移民的流入是否以及如何影响意大利妇女的劳动力供应 结果表明, 当提供家庭服务的移民人数较高时, 意大利土著妇女在工作上花费的时间 ( 密集程度 ) 更多, 而不影响其劳动力参与 ( 广泛程度 ), 并且这种影响集中在高技能妇女身上, 她们的时间具有较高的机会成 - 2 -
本 Cortes 和 Pan(2013) 通过研究外籍家庭佣工对香港妇女劳动供给决策的影响, 表明在香港的外劳计划使孩子年幼的女性劳动力相对于孩子年长的女性劳动力参与率提高了 10 个百分点 Furtado(2014) 发现, 女性每周工作 50 小时或更长时间以应对移民的可能性增加 3 理论机制分析 由于我国的户籍制度仍未完全放开, 流动人口进入城市后会由于受户口等限制, 而无法进入到部分职业, 这在一定程度上会限制农村移民的就业范围, 换句话说, 外来农村移民和本地劳动力之间的关系更有可能是互补关系 假设二者之间为互补关系, 那么农村移民的进入会给本地经济带来一连串的连锁反应 : 促进移入地的资本扩张 扩大市场上的消费需求等一系列调整, 会对本地劳动力的劳动参与和工资水平产生正向作用 借鉴上述理论思路, 即地区的总生产函数为 : C Q F K C, L ) (4.11) ( C K 是资本存量, 代表城市 C 中非劳动力要素的投入 ; L 是劳动力存量, 代表城市 C 中所有劳动力要素的数量 ;Q 是产量 ( 产值 ) 本文更关注的的是外来移民和本地劳动力关系到底如何, 为了更加直观地反映推导过程, 将总生产函数设置为柯布 - 道格拉斯函数 (Cobb-Douglas prodution funtion), 且要求满足一次齐次性质, 即 : C Q AK 1 L (4.12) A 为技术技术, 为要素产出弹性 L N M,N 是本地居民中的劳动力数量,M 是外来移民中的劳动力数量 假设市场完全竞争, 那么每种要素所获得的报酬正是其边际生产 价值, 如下 : Q 1 r MPK Q( ) (4.13) K K w MP Q( ) (4.14) L L 假设资本自由流动, 供给完全弹性, 这就相当于表示资本的长期价格不会发生变化 ( dr 0 ) 将式(4.13) 左侧的 r 视为常数, 再通过隐函数求导可得到 : dk dm dr 0 K L 0 通过对式 (4.14) 进行工资率 w 对于外来移民的弹性计算, 可以得到 : d ln w 1 dk M d ln M K dm MN L (4.15) (4.16) 因此, 移民对本地劳动力的影响, 通过两个渠道产生 : 第一, 增加劳动力市场的供给 ; 带来资本流入, 这对 w 的影响是正的 推论 : 农村移民的涌入, 由于互补效应的存在, 会提高本地已婚妇女的劳动供给, 包括 - 3 -
密集程度 ( 供给时间 ) 和广泛程度 ( 劳动参与 ) 两个方面 4 计量方法与数据分析 ( 一 ) 计量方法本文使用女性是否参与劳动作为女性劳动参与的测度指标之一, 虽然该变量为 0-1 二值变量, 但由于因变量分布较为均衡, 故采用 OLS 模型进行估计也会有较好的分析效果, 具体计量模型如下 : FLFP i RIshare 0 1 X 3 1 i X u i ln( workhours ) i 2 0 1RIshare 2Xi 4 X i 其中, 被解释变量 ln( workhours) i 表示女性的平均每周劳动供给时间的对数值, 恒大 于零 ; RIshare 表示 C 地的农村移民比例 ; X 2 i 表示个人 & 家庭特征的控制变量, 包括年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育程度, 家庭成员数等, 家中是否有 6 岁以下孩子 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 ; X 表示涉及城市特征的控制变量, 包括建成区域面 积.( 单位 : 平方公里 ), 人口密度 ( 单位 : 人 / 平方公里 )., 人均地区生产总值 GDP( 单 位 : 元 ),. 地区生产总值年均增长率 (%) 等 此外, 工作单位的类型如何和个人工资月收 入高低是针对已经在工作的群体而言因此只将其放入第二个计量模型中进行回归分析 在以上模型中, 1 的预期值为正值, 表示随着农村移民占比的增加, 城市已婚女性的 劳动参与率也相应程度地增加 1 的预期值为正值, 表示随着农村移民占比的增加, 城市 已婚就业女性的劳动供给时间也会相应程度地增加 ( 二 ) 模型的内生性问题 在构建模型的时候, 注意到上述模型会存在一定的内生性问题 第一, 移民并非随机分 布在劳动力市场上, 因此很难将移民对当地人的影响与其他相关现象隔离开来 也就是说, 可能存在一些当地遗漏的变量 ( 例如, 当地的便利设施 ), 这些变量可能吸引移民, 同时影 响当地居民的劳动力供给决策 第二, 移民比例可能与女性劳动供给存在双向因果关系 对 于女性劳动参与率较高的省份, 经济发展更好, 对移民的吸引力就会相对更强一些 同时, 劳动力供给也是当地省份经济发展的重要因素, 移民也会影响到该地区的经济发展水平 因 此, 移民比例属于内生变量, 如果用最小二乘法进行估计, 会导致结果的不一致性 为了处理内生性问题, 本文选择采用工具变量法 按照惯例, 合格的工具变量的选取必 须满足两个要求才可以 : 一是外生性, 工具变量必须和扰动. 项没有相关关系 ; 另一个是相 关性, 工具变量必须和内生变量有相关关系 移民的流动很大程度会和已有的社会关系网络有较高的关联度 假定流出地的劳动力是 - 4 -
由于受到本地供给冲击而流出, 并非是受到流入地的劳动力需求的影响, 例如流出地洪水 泥石流等自然灾害的发生, 可能导致一些劳动力群体外流, 但这和移民流入地当时是否存在劳动力需求并不相关 本文借鉴赵西亮 (2018) 的思路, 构造了一个类似的供给推动工具, 主要是通过使用 2005 年的 1% 人口抽样调查 ( 小普查 ) 中 20% 的随机子样本数据和 2000 年全国第五次人口普查报告中的一个 0.95 的随机子样本数据, 构建的具体供给推动工具表达式为 : Mpush M M M ot 1 ot t 1 o 1 Pt ot 1 N M 1 ot 1 M ot 1 其中 o 表示流出地, 共有 M 个流出地, 表示流入地, 共有 N 个流入地,t-1 代表的是 2000 年,t 代表的是 2005 年, M ot 1 代表 2000 年从 o 流出地流转到 流入地的总移民数量, ot 1 代表的是 2000 年由 o 流出地流出的总人数中, 流转到 流入地的份额 M ot 代表的是 2000 年 -2005 年这五年间由 o 流出地总流出的移民数量, 那么 ot 1 M ot 就是 2000 年 -2005 年这五年间由 o 流出地到 流入地的移民总预测数量 再汇总 流入地中各个流出地的预测 移民数量就可以得知 流入地总的预测新增移民数 M t 1 代表的是 2000 年 流入地实际 的总移民数量, P t 代表的是 2005 年 流入地的总劳动力数量 ( 包括移民和本地居民 ) 因 此, Mpush 是通过以上方法预测出来的的 流入地的移民份额, 且该预测份额仅仅是通过 各移民流出地的信息来进行构建得出的, 与流入地实际的劳动力需求并无直接相关关系, 因 此满足工具变量定义中对于外生性的条件要求 图 4-1 2005 年各地实际农村移民份额和预测农村移民份额关系图 - 5 -
注 : 图中直线为 45 度线图 4-1 是各地实际的农村移民份额和预测得出的农村移民份额的相关关系图, 图中实线代表的是 45 线 由图 4-1 可知, 预测得出的农村移民份额, 对各地实际的移民份额的预测度极高, 虽然二者之间还存在些许差异, 但它们的相关系数为 0.7, 表示预测得出的农村移民份额已经和各地实际的移民份额相关度极高 ( 三 ) 数据来源和说明本文的实证分析数据同时涉及微观和宏观两个方面 首先是宏观方面的数据, 本文使用的是全国第五次人口. 普查数据 ( 五普 ) 全国第六次人口. 普查数据 ( 六普 ) 和 2005 年 -2007 年的 中国城市统计年鉴 数据 其次是微观方面的数据, 本文选择的是用 2005 年的 1% 人口抽样调查.( 小普查 ) 中 20% 的随机子样本数据 ( 四 ) 因变量 核心解释变量和控制变量本文的因变量有两个, 分别涉及劳动参与的两个方面 : 一是女性劳动参与率, 二是劳动供给时间 其中用 为取得报酬而提供了一小时以上的劳动 作为提供劳动参与的替代, 回答为 是 的设定为 1, 否 设定为 0 劳动供给时间的数据来自问卷中上周工作时间的调查, 单位为小时 本文的核心解释变量是各地区农村移民的占比, 其计算公式为 : Rural Immigrant RIshare Total labor fore 其中, Rural Ιmmigrant 表示进入 C 地的农村移民数量, Total labor fore 表示 C 地的年末劳动力数量 本文的控制变量涉及个人 家庭和工作特征三个方面 个人方面包含年龄 受教育程度 身体健康状况 ; 家庭方面包含家庭成员数 是否照顾 60 岁以上老人 6 岁以下儿童以及丈 夫的月收入 ; 工作特征包括个体所处的企业类型是否是国企事业单位 ( 五 ) 描述性统计 经过数据的筛选和整理, 表 5-3 分别给出了本文用到的两个样本所包含的各主要变量的 描述性统计 根据表 5-3 中的数据, 可以发现, 女性劳动参与率的城市平均水平为 68%, 被调查的城市已婚女性样本平均年龄为 37-38 岁左右, 与世界劳工组织报告的数据较为接 近, 保证结果有一定的可比性 我们可以看出城市已婚女性的平均年龄为 37 岁 -38 岁之间, 高于农村移民 平均教育 年限约为 11 年, 受教育水平也高于农村移民的 8.7 年, 其中初中及以下教育年限群体的比 重为 42.8%, 高中教育年限的群体比重为 32.8%, 高中以上者比重为 24.4% 从工作时间 看, 城市已婚女性平均每周 45.7 小时, 低于农村移民 ; 而月收入为 1042 元, 高于农村移民 - 6 -
从小时工资看, 城市已婚女性的小时工资为 5.5 元, 高于农村移民 从上述描述性统计分析中可知, 农村移民份额 个人特征 家庭特征以及城市特征确实 存在差异, 这也进一步证明了本文从农村移民份额角度出发对已婚女性劳动供给决策进行分 析的研究意义 表 5-1 主要变量描述性统计 变量名称 定义 均值 标准差最小值最大值观测值数 因变量 劳动参与率 1= 工作 0.68 0.466 0 1 49,493 年龄 连续变量 38.20 7.243 20 54 49,493 教育年限 连续变量 11.11 3.131 0 19 49,493 样本 1 控制变量 身体健康状况 1= 健康 0.99 0.119 0 1 49,493 家庭成员数连续变量 3.16 1.257 1 10 49,493 照顾 60 岁以上老人 1= 是 0.06 0.236 0 1 49,493 照顾 6 岁以下孩子 1= 是 0.18 0.388 0 1 49,493 丈夫的月收入连续变量 1337.44 1308.354 29 70000 49,493 因变量 每周工作小时数连续变量 45.71 10.853 3 99 33,147 月收入连续变量 1,042 919.580 15 20,000 33,147 年龄连续变量 37.85 7.029 20 54 33,147 教育年限连续变量 11.76 3.119 0 19 33,147 样本 2 控制变量 身体健康状况 1= 健康 0.99 0.083 0 1 33,147 家庭成员数连续变量 3.13 0.879 1 10 33,147 照顾 60 岁以上老人 1= 是 0.06 0.243 0 1 33,147 照顾 6 岁以下孩子 1= 是 0.18 0.383 0 1 33,147 丈夫的月收入连续变量 1367.8 1329.457 29 70000 33147 1= 国企 国企事业单位事业单位数据来源 :2005 年 1% 人口抽样调查 ( 小普查 ) 0.514 0.500 0 1 33147 5 农村移民对城市已婚女性劳动供给决策实证分析 ( 一 ) 农村移民对城市已婚女性劳动参与率影响的实证分析 - 7 -
1.OLS 模型模型估计结果 表 5-1 报告了 OLS 计量模型下农村移民对城市已婚女性劳动参与率的部分估计结果, 从 表 5-1 的结果可以看出, 在逐步控制个人及家庭特征 城市特征等其他变量的情况下, 农村 移民份额可以显著提高女性劳动参与率 如表 5-1 中第 (3) 列所示, 在同时控制了个人及 家庭特征 城市特征等其他变量的情况下农村移民份额的系数为 0.193, 说明农村移民份额 每增长 1 个百分点时, 城市已婚女性的劳动参与率提高 0.193 个百分点, 说明农村移民份额 对于城市已婚女性劳动参与率的影响程度较大 表 5-1 农村移民份额对劳动参与率 (FLFP) 的影响 -OLS 模型 OLS (1) (2) (3) 农村移民份额 0.114*** 0.151*** 0.148*** (0.043) (0.051) (0.043) 样本数 49,493 49,493 49,493 R-squared/Pseudo R-squared 0.0018 0.095 0.0966 个人 & 家庭特征 NO YES YES 城市特征 NO NO YES 注 : 括号内的稳健标准差为聚类到地级市 ;*** 表示 p<0.01,** 表示 p<0.05,* 表示 p<0.1;(1) 列没有任何控制变量 ;(2) 列的控制变量包括 : 年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育年限, 家庭成员数等, 家中是否有 6 岁以下孩子或 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 国企事业单位等个体 & 家庭特征 ;(3) 列的控制变量包括 : 人均 GDP( 元 ) GDP 增长率 ; 建成区域面积 ( 平方公里 ) 人口密度 ( 人 / 平方公里 ) 等城市特征 2.2SLS 模型估计结果 表 5-2 农村移民份额对劳动参与率 (FLFP) 的影响 -2SLS 模型 2SLS( 预测移民份额 ) (1) (2) (3) 农村移民份额 0.178*** 0.203*** 0.202*** (0.06) (0.055) (0.057) 样本数 49,493 49,493 49,493 R-squared/Pseudo R-squared 0.0013 0.0949 0.0964 个人 & 家庭特征 NO YES YES 城市特征 NO NO YES 注 : 括号内的稳健标准差为聚类到地级市 ;*** 表示 p<0.01,** 表示 p<0.05,* 表示 p<0.1;(1) 列没有任何控制变量 ;(2) 列的控制变量包括 : 年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育年限, 家庭成员数等, 家中是否有 6 岁以下孩子或 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 国企事业单位等个体 & 家庭特征 ;(3) - 8 -
列的控制变量包括 : 人均 GDP( 元 ) GDP 增长率 ; 建成区域面积 ( 平方公里 ) 人口密度 ( 人 / 平方公里 ) 等城市特征 表 5-2 报告了 2SLS 计量模型下农村移民对城市已婚女性劳动参与率的估计结果, 采用 的工具变量为预测农村移民份额 对比工具变量的回归结果与 OLS 模型的回归结果, 可以看 到在逐步控制个人及家庭特征和城市特征之后, 解释变量农村移民份额的系数是非常显著 的, 而且系数比 OLS 模型下的更大一些 如第 (3) 列所示, 农村移民份额的系数为 0.202, 在 1% 的显著性水平上显著, 说明农村移民份额每增长 1 个百分点时, 劳动参与率亦会随之 增长 0.202 个百分点 ( 二 ) 农村移民对城市已婚女性劳动供给时间影响的实证分析 1.OLS 模型结果 表 5-3 显示的是农村移民份额对城市已婚女性劳动供给时间的影响, 表 5-3 的第 (1) 列数据显示, 在没有个人及家庭特征和城市特征等控制变量时, 农村移民份额在 10% 的水平 上正显著, 系数为 0.064, 说明在农村移民份额增加 1 个百分点的时候, 城市已婚女性劳动 供给每周小时数会增加 6.4% 而在逐步增加控制变量之后, 从第 (2) 到第 (3) 列, 农村移民份额的显著性在增加, 但是其系数大小在减少, 证明个人及家庭特征和城市特征对于城市已婚女性的劳动参与率的 作用从解释变量当中被剥离出来, 在第 (3) 列中, 农村移民份额的系数变为 0.049, 在 5% 的水平上显著, 说明此时农村移民份额增加 1 个百分点, 城市已婚女性劳动供给每周小时数 会增加 4.9%, 此时是更纯粹的农村移民份额对于城市已婚女性劳动供给时间的影响 表 5-3 农村移民份额对劳动供给时间 (ln(workhours)) 的影响 -OLS 模型 OLS (1) (2) (3) 农村移民份额 0.064* 0.042* 0.049** (0.035) (0.023) (0.020) 样本数 33,147 33,147 33,147 R-squared/Pseudo R-squared 0.0021 0.089 0.0916 个人 & 家庭特征 NO YES YES 城市特征 NO NO YES 注 : 括号内的稳健标准差为聚类到地级市 ;*** 表示 p<0.01,** 表示 p<0.05,* 表示 p<0.1;(1) 列没有任何控制变量 ;(2) 列的控制变量包括 : 年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育年限, 家庭成员数等, 家中是否有 6 岁以下孩子或 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 国企事业单位等个体 & 家庭特征 ;(3) 列的控制变量包括 : 人均 GDP( 元 ) GDP 增长率 ; 建成区域面积 ( 平方公里 ) 人口密度 ( 人 / 平方公里 ) 等城市特征 2.2SLS 模型结果 表 5-4 报告了 2SLS 计量模型下农村移民份额对城市已婚女性劳动参与率的估计结果, - 9 -
其中采用的工具变量为预测农村移民份额. 表 6-4 的结果显示, 在加入工具变量以后, 农村 移民份额对城市已婚女性劳动时间的影响不再显著, 但对比表 5-4 中农村移民份额的系数, 其系数的正负性仍和 OLS 模型的结果一致, 农村移民份额的提高有助于城市已婚女性提高自 己的劳动供给时间 表 5-4 农村移民份额对劳动供给时间 (ln(workhours)) 的影响 -2SLS 模型 2SLS( 预测移民份额 ) (1) (2) (3) 农村移民份额 0.05 0.029 0.039 (0.035) (0.027) (0.027) 样本数 33,147 33,147 33,147 R-squared/Pseudo R-squared 0.002 0.089 0.0915 个人 & 家庭特征 NO YES YES 城市特征 NO NO YES 注 : 括号内的稳健标准差为聚类到地级市 ;*** 表示 p<0.01,** 表示 p<0.05,* 表示 p<0.1;(1) 列没有任何控制变量 ;(2) 列的控制变量包括 : 年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育年限, 家庭成员数等, 家中是否有 6 岁以下孩子或 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 国企事业单位等个体 & 家庭特征 ;(3) 列的控制变量包括 : 人均 GDP( 元 ) GDP 增长率 ; 建成区域面积 ( 平方公里 ) 人口密度 ( 人 / 平方公里 ) 等城市特征 ( 三 ) 稳健性检验 为了验证 6.1 和 6.2 小节中基础回归结果分析的稳健性程度, 本文接下来将从采用以往 文献中使用过的其他工具变量进行回归 第一, 采用历史气温作为工具变量 查阅以往关于 移动人口的相关文献,Deshenes and Moretti(2007)[55] 陆铭等 (2014) 等均认为移民 会存在前往较为温暖的地区的趋势, 气温会影响移民数量的多少, 而过去的历史气温不会直 接影响当前的女性劳动力市场, 因此从理论上来看, 历史气温可以作为移民份额的工具变量 之一 本文拟采用的历史气温数据是来自于名为 铁路桥涵设计基本规范 TB10002.1-2005, 由中国铁道出版社出版, 根据在 1974 年统计到的各地气象站的往年的观测数据记录, 精心 绘制得到的全国 1 月份的平均气温图 第二, 本文还借鉴了 Combes et al.(2015) 中的 4 个工具变量, 命名为产业结构工具 变量组, 涉及 1990 年的城市特征, 包括人均电话数量 人均医生数量 非农就业比重和制 造业就业比重, 具体数据摘取自 中国城市统计年鉴 1991 之所以选择产业结构工具变 量组, 其中一个原因是出于考虑到城市的产业结构与该当地的就业增长密切相关, 尤其是医 疗资源和通信基础设施水平会直接影响移民的意向地点选择, 换句话说, 这些会对移民份额 产生一定程度的影响, 但是这些 1990 年的城市数据, 并不会对当前的女性劳动力市场产生 很大的影响 - 10 -
表 5-5 是分别利用产业结构和历史气温的作为工具变量加入到模型中得到的第一阶段回归结果的展示, 前六列是女性劳动参与率, 后六列是女性劳动供给时间 可以看到, 在产业结构工具变量组中, 人均电话数量表现出和农村移民份额有显著的正相关关系, 其它三个工具变量没有表现出直接的相关性 从过度识别检验的结果可以看出, 产业结构确实对农村移民份额有明显的正效应, 并且 Shea 偏 R2 和值显著, 显示能够拒绝弱工具变量的假设 而对于历史气温工具变量, 可以看出 1974 年一月历史气温在两个样本中都对农村移民份额有明显的正效应,Shea 偏 R2 和值也拒绝了弱工具变量的假设 由此, 证明产业结构和历史气温也是适用于移民份额的工具变量 - 11 -
表 5-6 是稳健性检验运用不同工具变量对于女性劳动参与率的回归结果, 前三列以产业结构组为工具变量 从表中可以看出, 第 (1) (3) 列的结果与前文表 5-2 的结果基本相似, 均为正向显著, 只不过在表 5-6 中, 农村移民份额的系数大小更小, 即表现出来对于城市已婚女性劳动参与率的影响力更小 不同的是第 (2) 列, 在表 6-2 中是在 1% 的水平上显著的, 然而在 Combes(2015) 的产业结构工具变量下, 在仅控制个人及家庭特征时, 没有表现出显著性影响 表 5-6 稳健性检验不同工具变量的回归结果 -FLFP 2SLS(1990set) 2SLS( 气温 ) (1) (2) (3) (1) (2) (3) 农村移民份额 0.156* 0.141 0.192* 0.310*** 0.509*** 0.479*** (0.087) (0.102) (0.113) (0.108) (0.125) (0.104) 样本数 53,299 53,299 53,299 53,299 53,299 53,299 R-squared 0.0019 0.0972 0.0989. 0.0842 0.0909 个人 & 家庭特征 NO YES YES NO YES YES 城市特征 NO NO YES NO NO YES 注 : 括号内的稳健标准差为聚类到地级市 ;*** 表示 p<0.01,** 表示 p<0.05,* 表示 p<0.1;(1) 列没有任何控制变量 ;(2) 列的控制变量包括 : 年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育年限, 家庭成员数等, 家中是否有 6 岁以下孩子或 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 国企事业单位等个体 & 家庭特征 ;(3) 列的控制变量包括 : 人均 GDP( 元 ) GDP 增长率 ; 建成区域面积 ( 平方公里 ) 人口密度( 人 / 平方公里 ) 等城市特征 可以看到表 5-6 的后三列是以 1974 年一月份历史气温作为工具变量的结果, 对比表 5-2 的结果, 以历史气温为工具变量的系数也均在 1% 的显著性水平上显著, 且系数均为正数, 略大于表 5-2 中的系数 表 5-7 是稳健性检验运用不同工具变量对于女性劳动供给时间的回归结果, 前三列以产业结构组为工具变量, 后三列是以历史气温作为工具变量的结果 从表 5-7 中可以看出, 在这两个工具变量回归下, 农村移民份额的系数均不显著, 结果与表 5-5 较为接近 因而, 无论是使用 Combesetal.(2015) 的产业结构工具变量组, 还是 Deshenes and Moretti(2009) 陆铭等(2014) 的历史气温工具, 稳健性检验得到的结果与本章的前两节中的基本结果大体一致, 表明本文的计量模型具有稳健性, 同时也证明本文的基本回归结果是可靠的 - 12 -
表 5-7 稳健性检验 - 不同工具变量回归结果 -ln(workhours) 2SLS(1990set) 2SLS( 气温 ) (1) (2) (3) (1) (2) (3) 农村移民份额 0.01-0.009 0.02 0.058-0.009-0.003 (0.041) (0.037) (0.052) (0.049) (0.041) (0.039) 样本数 35,546 35,546 35,546 35,546 35,546 35,546 R-squared 0.0006 0.0917 0.095 0.0019 0.0917 0.0944 个人 & 家庭特征 NO YES YES NO YES YES 城市特征 NO NO YES NO NO YES 注 : 括号内的稳健标准差为聚类到地级市 ;*** 表示 p<0.01,** 表示 p<0.05,* 表示 p<0.1;(1) 列没有任何 控制变量 ;(2) 列的控制变量包括 : 年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育年限, 家庭成员数等, 家 中是否有 6 岁以下孩子或 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 国企事业单位等个体 & 家庭特征 ;(3) 列的控制变量包括 : 人均 GDP( 元 ) GDP 增长率 ; 建成区域面积 ( 平方公里 ) 人口密度( 人 / 平方公里 ) 等城市特征 ( 四 ) 异质性分析基于以上基础回归结果和稳健性检验, 基本可以认为农村移民可能会对城市已婚女性劳动力供给决策产生一定影响, 但考虑实际情形, 由于年龄 受教育程度因素的影响, 女性群体在劳动力市场中的就业竞争力是不一相同的, 对此, 在制定政策时需要去平衡农村移民与本地女性就业之间的关系, 要思考究竟是想尽可能多地挽留女性继续留存在当地劳动力市场中, 还是参考不同女性的就业竞争力的异质性去制定多一些个性化政策? 下面依次将样本依照年龄 受教育程度进行具体分组异质性分析, 来回答这个问题 1. 年龄异质性分析第一, 在劳动力市场中, 年龄是劳动力的社会经验和认知水平的重要体现, 在很大程度上影响着劳动力的工作能力, 雇主对于不同年龄的劳动力会有不同的偏好 ; 同时, 年龄也会影响劳动力本身的供给 表 5-8 报告了农村移民份额对区分不同年龄段的城市已婚女性劳动供给决策的实际影响大小 从结果中我们可以看出, 农村移民份额显著提高了 30-49 岁这一年龄区间的城市已婚女性的劳动参与率, 而对于劳动供给时间, 在各年龄段则没有明显差别, 仅对 40-44 年龄组的女性有显著正向作用 随着现在年轻人逐渐崇尚晚婚晚育,30-49 岁对于职场女性来说, 正是家庭照顾负担大的阶段, 上有老人下有儿童, 因此, 在这一双重压力的情况下, 农村移民的进入可以极大程度上缓解城市已婚女性的家庭压力, 通过雇佣外来农村移民承担家庭照顾任务, 从而家庭照顾负担中解放出来投入到职场当中去, 也就是劳动参与率提高的主要原因 ; 而在 20-29 年龄段和 50-54 年龄段的女性来说, 家庭照顾负担没有那么大, 自己完全可 - 13 -
以调节好家庭和工作之间的平衡, 此时, 农村移民的进入对于这一部分的女性来说, 帮助就 没有那么明显 对于劳动供给时间的作用不明显的原因可能在于, 我国整体劳动力市场当中, 雇主对工 作时间规定比较严格, 职场中的女性本身而言, 没有很大的弹性可调节时间, 因而, 即使农 村移民大量涌入城市, 对于城市已婚女性的劳动供给时间也没有显著性的作用 表 5-8 区分不同年龄段对女性劳动供给决策的影响 FLFP 2SLS ln(workhours) (1) (2) (3) (1) (2) (3) 20-24 0.148 0.086 0.109 0.153** 0.094 0.107 (0.124) (0.133) (0.170) (0.078) (0.100) (0.112) 25-29 0.089 0.111 0.072 0.050 0.023 0.021 (0.074) (0.068) (0.078) (0.032) (0.028) (0.027) 30-34 0.201*** 0.263*** 0.286*** 0.031 0.030 0.036 (0.079) (0.071) (0.071) (0.040) (0.032) (0.031) 35-39 0.164** 0.191*** 0.164** 0.018 0.018 0.021 (0.063) (0.065) (0.067) (0.018) (0.035) (0.039) 40-44 0.252*** 0.275*** 0.294*** 0.085* 0.069* 0.095** (0.069) (0.065) (0.071) (0.048) (0.036) (0.039) 45-49 0.093 0.124* 0.137* 0.070 0.043 0.069 (0.057) (0.066) (0.078) (0.044) (0.042) (0.052) 50-54 0.135 0.191** 0.142 0.013-0.003-0.017 (0.084) (0.084) (0.103) (0.054) (0.058) (0.068) 个人及家庭特征 NO YES YES NO YES YES 城市特征 NO NO YES NO NO YES 注 :*** 表示 p<0.01,** 表示 p<0.05,* 表示 p<0.1;(1) 列没有任何控制变量 ;(2) 列的控制变量包括 : 年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育年限, 家庭成员数等, 家中是否有 6 岁以下孩子或 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 国企事业单位等个体 & 家庭特征 ;(3) 列的控制变量包括 : 人均 GDP( 元 ) GDP 增长率 ; 建成区域面积 ( 平方公里 ) 人口密度 ( 人 / 平方公里 ) 等城市特征 2. 教育程度异质性分析 第二, 受教育程度通常被认为是人力资本的代理变量, 可以较好地反映不同劳动力的人 力资本具体情况 在讨论过程中, 本文将样本根据不同的受教育程度进行划分, 讨论不同受 教育程度子样本中农村移民份额对城市已婚女性劳动决策的影响 根据本文的样本中受教育 程度的具体分布情况, 确定了本文中的低技能组农村移民的学历是初中及以下, 中技能组农 - 14 -
村移民的学历是达到高中, 高技能组农村移民的学历是大专及以上 表 5-9 报告了具体的估 计结果 表 5-9 区分不同教育程度对女性劳动供给决策的影响 FLFP 2SLS ln(workhours) (1) (2) (3) (1) (2) (3) 低技能组 0.246*** 0.359*** 0.313*** 0.162*** 0.108*** 0.115*** (0.070) (0.067) (0.076) (0.036) (0.037) (0.040) 中技能组 0.086 0.102 0.107* 0.016-0.013 0.001 (0.070) (0.061) (0.065) (0.030) (0.026) (0.028) 高技能组 -0.080-0.075-0.020 0.011 0.025 0.026 (0.055) (0.051) (0.048) (0.211) (0.024) (0.028) 个人及家庭特征 NO YES YES NO YES YES 城市特征 NO NO YES NO NO YES 注 : 括号内的稳健标准差为聚类到地级市 ;*** 表示 p<0.01,** 表示 p<0.05,* 表示 p<0.1;(1) 列没有任何控制变量 ;(2) 列的控制变量包括 : 年龄 年龄平方项, 身体健康状况,. 受教育年限, 家庭成员数等, 家中是否有 6 岁以下孩子或 60 岁以上父母需要照顾, 丈夫收入状况 国企事业单位等个体 & 家庭特征 ;(3) 列的控制变量包括 : 人均 GDP( 元 ) GDP 增长率 ; 建成区域面积 ( 平方公里 ) 人口密度 ( 人 / 平方公里 ) 等城市特征 ; 低技能组农村移民的学历是初中及以下, 中技能组农村移民的学历是达到高中, 高技能组农村移民的学历是大专及以上 根据表 5-9 的结果, 我们可以看出, 农村移民份额显著提高了低技能组和中技能组的城 市已婚女性的劳动参与率, 而对于劳动供给时间, 则仅显著提高低技能组的劳动供给时间 这可能与农村移民涌入带来当地房价上涨有关, 房价的上涨, 首当其冲的就是收入不太高的 低技能本地居民, 致使他们的生活压力增大, 因而单靠家庭中的男性成员的收入难以维持原 本的生活水平, 因此会增加女性的参与劳动率与劳动供给时间 6. 结论与政策建议 ( 一 ) 结论 自 90 年代开始, 我国的劳动力市场整体劳动供给下降, 尤其是女性劳动供给受到的冲 击相比于男性劳动供给来说程度更甚 首先, 从宏观角度, 结合已有文献分析了我国近些年 来的女性劳动供给现状 从劳动参与率角度来看, 女性劳动参与率虽然总体上表现出连年下 降的趋势, 但置于不同年龄段中, 对应的女性劳动供给情况也会有所不同 我国女性劳动参 与率的生命周期曲线表现出为倒 U 字型态势, 随着年龄的增加, 劳动参与率先增加后减 少 此外, 伴随着女性群体的受教育程度的不断提高, 整体的劳动参与率表现出逐渐上升的 态势 从劳动供给时间角度来看, 在城镇就业人员当中, 女性的每周平均劳动供给时间少于 男性, 且二者的变化趋势基本趋于一致, 增减幅度均不是很大 - 15 -
其次, 在理论机制分析的基础上, 本文主要是通过运用 2005 年的 1% 人口抽样调查.( 小普查 ) 中 20% 的随机子样本数据和 2005 年 -2007 年 中国城市统计年鉴 来进行实证分析 研究我国的农村移民究竟对城市已婚女性劳动供给决策的具体影响如何, 得出以下结论 :OLS 的估计结果显示农村移民份额确实能够影响城市已婚女性劳动供给, 同时包括广泛程度 ( 劳动参与 ) 和密集程度 ( 供给时间 ) 两个方面 农村移民份额每增加 1 个百分点, 女性劳动参与率会增加 0.193 个百分点, 城市已婚女性劳动供给每周小时数会增加 4.9% 农村移民对城市已婚女性的劳动参与决策的影响具有异质性 : 第一, 农村移民份额可以显著提高 30 岁 -49 岁这一年龄区间的城市已婚女性的劳动参与率, 对于其他年龄段的则没有显著性作用 而对于劳动供给时间, 在各年龄段则没有明显差别, 仅对 40-44 年龄组的女性有显著正向作用 第二, 农村移民份额显著提高了低技能组和中技能组的城市已婚女性的劳动参与率, 而对于劳动供给时间, 则仅显著提高低技能组的劳动供给时间 ( 二 ) 政策建议移民政策所涵盖的内容非常广泛, 对城市已婚女性劳动供给决策产生的影响只是其中的一个方面 任何一个政策的制定都是需要建立在同时满足各种经济增长和社会建设目标的前提条件上 而本文涉及的农村移民研究还只是处于初阶的探索阶段, 暂时没有考虑技术进步以及政策设计等其他因素对模型的影响 虽然目前并不能据此提出完善的政策建议, 但以上实证研究结果可以进一步深化我们对相关问题和政策的思考 : 1. 改善已婚女性群体的就业环境已婚女性劳动参与率的生命周期表现出倒 U 字形的变化趋势, 女性年龄的上升, 可能会伴随着工作竞争能力的下降和家庭照顾责任的增加, 在劳动市场上往往还会处于不利地位, 更可能被挤出劳动力市场 因此, 政府首先应优化就业环境, 加大对用人单位的监督力度, 而对于女性友好型企业则应当提供适当的减税降费政策优惠, 倒逼企业自身实现对女性就业条件的优化 ; 同时还可以拓宽已婚女性的就业渠道, 促进已婚女性群体多渠道类型就业 2. 创新城市发展模式, 协调区域间产业发展沿海发达城市的资源配置高效率是其能够大量的外来移民的主要原因, 这对城市已婚女性的劳动供给有一定正向作用 ; 而有些地区的经济发展缓慢, 缺乏支柱性产业, 女性就业的可选岗位少, 劳动参与率低 政府应大力支持城市创新发展模式, 鼓励以点带面地发展区域城市集群, 加强发达地区对周边地区的经济发展驱动作用, 扩宽女性的求职就业范围 对于不够发达的地区, 资源的天平应考虑向其适当倾斜, 创新当地的人才引进政策, 吸引高层次人才, 提供更宽松的经济环境政策, 以缩小区域间的差距, 促进区域一体化建设 - 16 -
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The Impat of Rural Immigration on the Labor Supply Deision of Urban Married Women XU Wen, WANG Si (CEFMs of Hunan University, Changsha/Hunan, 410000) Abstrat:In the past 20 years, China's labor market has undergone major hanges, and the overall labor supply has been delining. In the labor market, the labor supply of women has delined even more than that of men. However, looking at the global sale, China's female labor supply is still at the first ehelon level in the world. From the perspetive of labor supply, women may be fored to redue labor supply in the labor market due to pratial reasons suh as family are responsibilities. Related researh has onluded that the proportion of married women with more than two hildren in their families who hoose to give up existing job opportunities is 51%, whih is more than three times that of married men. China is gradually deepening its aging population. Based on traditional family roles, married women have to take are of the elderly at home while working. Considering the needs of market employers, employers will tend to redue the reruitment of married women in order to redue labor osts during pregnany and hildbirth. At the same time, the imbalane between China's urban and rural development still exists, and the number of rural migrants entering the ity eah year is huge. From the perspetive of rural migrants, this artile fouses on analyzing the atual impat of rural migrants on the labor supply deision-making of urban married women, inluding two aspets: intensity (time of supply) and extensive degree (labor partiipation), and proposes orresponding ountermeasures. This artile first ollates some urrent researh bakground materials, and defines the onepts of rural immigration, woman s labor partiipation rate, and labor time respetively; seond, ombining existing researh results at home and abroad, expounds the Chinese woman s labor partiipation from a maro perspetive. Analysis of the urrent situation of labor supply rate and labor supply time. This artile further elaborates the theoretial mehanism of rural immigration's influene on urban married woman's labor supply deision. Based on the analysis of relevant theoretial mehanisms, this artile uses the 2005 national 1% population sample survey data ("small ensus"), and after ontrolling for other ontrol variables, empirially disusses the labor of rural immigrants on urban married women. Supply inludes the different effets of labor partiipation rate and labor time. The study found that: OLS estimates show that the share of rural immigrants will inrease the labor partiipation rate and labor supply time of urban married women. When the share of rural immigrants inreases by 1%, the labor partiipation rate of women will inrease by 0.193%. Urban married woman's labor The number of hours provided per week will inrease by 4.9%. Finally, this artile gives some orresponding poliy suggestions and researh defiienies analysis based on the researh results obtained. Keywords: rural migrants; urban married women; labor partiipation rate; labor supply time - 18 -