家庭中的劳动教育范例(3篇)
家庭中的劳动教育范文
[关键词]农村弱势群体教育培训
弱势群体尤其是农村弱势群体的大量存在是构建和谐社会中最不和谐的一个音符。在公平成为社会发展大趋势的今天，农村弱势群体却依然面临严峻的不公平。农村弱势群体一出生便被赋予不平等的社会出身和自然天赋，这些差别他们不仅不能加以选择，而且还将对他们的一生产生深刻的影响。生活于贫困中的他们，从小就受到贫困文化的熏陶，缺少向上的动力；经济的贫困，导致他们缺少受教育的机会；文化技术层次低下，使得他们在激烈的市场竞争中处于弱势地位，只能进入低收入职业，处于社会的低位上；这种职业和地位使得他们更为贫困。低社会资源——低教育水平——较差职位——低收入——低社会资源的恶性循环是农村弱势群体贫穷的主要表现。
一、农村弱势群体的解读
农村弱势群体是指由于各种资源和机会的不利，而在经济收入、发展机会、社会地位、竞争能力等方面处于劣势的劳动者所构成的相对落后于社会发展先进水平的农民群体。资源的不利不但体现在经济利益上处于劣势，还体现在权利、信息、能力等诸方面存在不足。有统计数据表明，2002年我国农村弱势群体有8752万人，他们不具备学历教育、职业技能、社会关系、家庭出身、年龄等方面的任何优势，与权利、热门行业几乎无缘，他们的基本生活处于温饱线上下，有的甚至生活都难以维持。
“弱势群体”不是一个简单的要求救济、扶助的工具，而是弱者追求社会公平，争取在社会、经济、文化等方面平等权利的一个坚强武器。弱势群体的产生，是对社会不断加剧的“两极分化”、“贫困差距”现象不满的表现。关注弱势群体，实质上是对社会分化状况的一定程度的接受和正视。
二、农村弱势群体的教育及培训现状
由于城乡教育发展的不平行、不平等，农村教育，尤其是贫困地区的农村教育一直处于弱势地位。为了更好地了解农村弱势群体的教育及培训现状，2006年暑假，笔者对湖南省15个贫困县的90户农村弱势群体家庭，及220名农村弱势群体家庭劳动力的教育及培训情况进行了抽样调查。结果表明：
（一）低社会资源——低教育水平
1.农村弱势群体家庭教育水平分布
农村弱势群体的受教育水平很低。调查发现，有24.61％的农户家庭成员最高文化程度是小学，有37.8％的农户家庭成员最高文化程度是初中，只有26％的农户
家庭成员最高文化程度是高中，而大专及以上文化程度的仅有11.6％。教育年限只是一个方面，高辍学率更是贫困对个人教育造成的重大影响。调查中发现，有70户家庭的小孩发生过辍学，其中，辍学发生在小学阶段的占16.36％，初中阶段的占54.55％，高中阶段的占23.64％，大专及本科阶段的占5.45％。
教育的贫困在一定程度上是由收入贫困带来的。问到小孩学费的负担情况时，有22.98％的家庭无能力支付小孩学费，31.17％的家庭只能支付部分学费。在问及小孩辍学的原因时，选择经济困难的有56.86％、学习成绩差的有39.22％、小孩厌学的有23.64％。
2.农村弱势群体家庭劳动力教育及培训
随着农村改革的日益深化，农村经济日益趋向生产过程机械化、农村社会城镇化、生产组织社会化，对农村劳动力提出了人力资源知识化的要求。劳动力的教育水平直接影响着其就业层次和收入水平。农村弱势群体家庭劳动力的教育及培训情况并不乐观，主要表现在以下两个方面：
(1)劳动力受教育水平偏低。调查统计表明，教育年限在6年以下的劳动力有110人，占调查总人数的50％，这其中有2名是20岁以下的青少年，13名是20—30岁之间的青年，30-40岁之间的有26名，40-50岁之间有39人;教育年限在6-9年的占34.10％;教育年限在9—12年的占11.80％;教育年限在12年以上的仅占4.1％。
(2)劳动力培训情况不容乐观。相关研究已经表明，对农村劳动力进行培训有利于农户收入的增加和资源配置的改善。培训是提升农民素质，提高其就业能力，扩大收入途径的主要渠道之一。对农村弱势群体而言，培训是帮扶其摆脱贫困、实现自救的有效途径。在笔者调查的220名劳动力中，仅有29人参加过培训，占13.2％;未经培训的劳动力占到了86.8％。
3.农村弱势群体对教育及培训的态度
收入的贫困和机会的缺失，使得农村弱势群体没有受到平等的教育，但他们对于教育及培训的态度却非常积极。在问到教育投资的作用时，52.94％的家庭认为教育投资会增加家庭收入，仅有9.41％的家庭认为教育投资不能增加家庭收入，还有37.65％的家庭态度不明朗，选择“不知道”。可见大部分家庭都对教育抱有很大的期望，对教育的作用是了解的。在培训方面，有89.16％的家庭表示，只要经济条件许可，愿意让家庭成员接受培训。农村弱势群体有接受教育和培训的需要，但是缺乏接受教育和培训的机会和经费。
（二）低教育水平——较差职位——低收入
许多研究证明，发展农村非农产业，改变农民的就业结构，促进农民就业，是农民脱贫致富、贫困地区发展的根本出路。但是农村弱势群体劳动力大部分集中在效益偏低的农业领域，既使有部分人进入了非农领域，非农收入也并不高。这一方面是由于贫困地区非农产业发展落后、劳动就业制度、劳动信息、劳动力流动成本等客观因素的制约，但更重要的是农村弱势群体本身在非农就业方面的主观障碍——教育及培训。
1.动力非农化水平不高
农村弱势群体家庭劳动力大部分集中在比较效益较低的农业领域。在参与调查的劳动力中，有123名劳动力专门从事种植业和养殖业，占56％;有97名劳动力从事非农工作，占44％。
2.劳动力非农收入偏低
调查发现，与农业劳动力相比，非农劳动力的收入水平略高一点，但优势不显著。非农劳动力的收入优势主要体现在3000元以上阶段和1000元以下阶段。非农劳动力有39.78％的人数年收入在3000元以上，而农业劳动力仅有10.24％;非农劳动力只有21.51％的人数年收入在1000元以下，而农业劳动力有40.97％。但是，年收入水平在1000元以下有21.51％，而3000元以上只有39.78％的非农收入是非常低的。
3.非农劳动力的教育及培训水平低
教育和培训水平的低下，严重影响了农村弱势群体的非农就业水平。在参与调查的从事非农职业的97名劳动力中，有31.96％的人教育年限在6年以下，仅有7.22％的人教育年限在12年以上。对于培训，情况则更差，只有18名非农劳动力参加过培训，仅占18.56％，未接受培训的占了81.44％。
贫困地区农村的非农经济发展现状在一定程度上制约了农村弱势群体的非农就业和非农收入水平的提高。但是从劳动力自身素质来看，能力低下是最根本的原因。农村弱势群体家庭贫困根源在于“低教育水平——较差职位——低收入”的不断循环。
三、相关思考
党和国家高度重视农村弱势群体的帮扶问题。在过去几十年的扶贫历程中，中央和各级政府采取了各种政策、措施，投入了大量的人力、物力、财力来帮助农村弱势群体摆脱贫困，帮扶方式也由救济式扶贫一开发式扶贫一转移式扶贫一输血式扶贫发展到了现在的造血式扶贫。然而，笔者认为，要帮扶农村弱势群体摆脱贫困现状，根本是自救，关键是教育，而农村弱势群体家庭劳动力的非农职业培训是重中之重。
（一）自救是根本
农村弱势群体并不是天生的素质差、技能低，他们只是因为无法改变的社会出身剥夺了其受教育的权利。为其创造一定的条件，他们就可以充分发挥自己的聪明才智，实现自己的人生价值。因此，帮扶农村弱势群体的根本是如何促进他们发挥自身的最大价值，通过自己的勤奋努力来改变自身的命运。贫穷不是弱者获得怜悯的武器，而应是他们奋斗的动力，只有把他们那双伸向救济的手变成创造价值的劳动之手的时候，才是他们真正摆脱贫穷的时候。
（二）教育是关键
教育水平的低下直接导致了农民的就业弱势地位，从而影响了农村弱势群体的家庭收入。舒尔茨在《人的投资：人口质量经济学》中断言：“改善人类福利的决定性的生产要素不是空间、能源和耕地，决定性要素是人口质量的改善和知识的增进。”因此，让农村弱势群体摆脱贫困，关键是要为其创造接受各类型各层次教育的机会，以更新其观念，提高其生存和发展的技能，最终通过自身的努力，重新获得创造和增加收入的机会。
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1家庭教育中性教育严重缺失
性”一直以来都是家长对孩子难以启齿的话题，因此造成性教育成为家庭教育内容中的一大缺失。2007年《全国未成年人家庭教育状况抽样调查报告》中指出，当今家庭教育中性教育严重缺失。例如：家长在回答碰到性骚扰该怎么办”的问题时，有54．0％的家长回答没讲过；在回答青春期生理变化怎么应对”的问题时，有41．6％的家长回答没讲过。儿童出现青春期生理变化，往往不知怎么办”、父母不在身边，感觉无助”。感到心里害怕”的比例，女生高出男生10个百分点。
2父亲在家庭教育中的投入令人担忧
2005年东北师范大学儿童发展与教育中心随机调查了吉林省长春市年龄为313岁的儿童的父母共360人，结果发现：父亲对儿童的投入不足，尤其在与母亲投入的相比之下，更显薄弱。在小学儿童组，有9％的父亲回答每天陪伴孩子的时间为0，．％父亲每天最多只有1小时的时间能陪伴自己的孩子。在学校生活方面，在对你经常去学校开家长会吗？”的回答中，15名学龄前儿童的父亲中，7．％表示从来没有过，5．6％表示很少去。
二、《爱弥儿》对当今家庭教育的启示
1让孩子在自然民主的环境中成长
卢梭提倡孩子在自然的环境中成长，在自然中获得发展。家长对孩子进行教育时，要考虑孩子的真情实感，为孩子创设一个自然民主的环境，让其得到学习和锻炼。家长应当鼓励孩子真正的走出去，孩子只有亲自去实践，亲自去体会才能拥有最真实、最纯净的感受。在自然环境中，要让孩子的触觉、视觉、听觉都获得发展，孩子亲近自然才能拓宽视野，才能更加真切的领悟生命的真谛。在社会环境中，要让孩子逐步学会与人相处，不要过多掺杂家长的意志，让孩子自己体会其中的人情冷暖、酸甜苦辣，每一次与人接触都会成为孩子一笔宝贵的财富。
2点燃孩子的智慧之光
在《爱弥儿》中我们可以看到，对于孩子的智力培养，重点不是掌握了多少知识，而是掌握知识的能力。孩子的智慧就像一支亟待点燃的蜡烛，需要家长去点亮，去呵护。作为家长首先要树立正确的教育理念，以发展的眼光去发现孩子的潜能，不要只看重孩子一时的辉煌战绩”。其次，配合学校教育、密切与老师的联系，掌握孩子学习的真实情况。家校合作是提高孩子学习的有效途径，是家庭教育和学校教育共同对孩子发生作用的桥梁。另外，家长要对孩子进行赏识教育，善于发现孩子的长处，不要拿自己的孩子与其他孩子作比较，增强孩子的自信心，从而提高孩子学习的动机。
3塑造孩子的良好品德
卢梭认为应该使青年的心中产生善良、博爱、怜悯、仁慈以及所有一切自然而然使人感到喜悦的温柔动人的情感，并防止产生妒忌、贪婪、仇恨以及所有一切有毒害的欲念。孩子如果在道德上出现偏差，将会严重影响孩子的成人、成才之路，对孩子实施正确的道德教育刻不容缓。塑造孩子良好的品德，要从以下几方面入手。其一，家长要正确的选择爱孩子的方式，不能一味的溺爱孩子，严慈相济，理智施爱，奖惩得当，让孩子形成正确的是非观念。其二，家长要以身作则，身教重于言传。父母是孩子第一任老师，这一地位是任何人都取代不了的，家长的一言一行是孩子效仿的对象，因此父母在家中要注意自己的言行举止，给孩子做出榜样。其三，家长应适时让孩子接触道德境界高的人或事，有助于孩子良好品质的形成。《荀子•劝学》中有云：蓬生麻中，不扶而直，白沙在涅，与之俱黑。”孩子能否在良好的道德氛围中成长，在很大程度上决定了孩子未来的发展。
4让孩子学会自理，学会自立
家庭教育中，劳动是不可缺少的，孩子只有学会劳动才能成为自食其力的人。劳动教育的顺利实施需要家长认识到劳动对孩子成长的重要作用。在劳动中，孩子能够实现手脑并用，将思维与行动相统一，有利于孩子思维的发展和动手能力的提高。家长不要将劳动只视为一种体力劳动，而要看到劳动在孩子成长中双重影响。另外，家长要为孩子提供一个劳动环境，要有意识的为孩子提供一个可操作的劳动环境，既能符合孩子所能承受的劳动负荷使其得到锻炼，又能让孩子获得情感体验激发孩子的劳动热情。
5要加强家庭教育中的性教育
冲动是青春期的特征，卢梭十分注重对青少年进行性教育。他主张对青少年性成熟时期以适当的性道德和性知识的教育，使青少年对性”的自然发展有一个正确的认识，从而能够行为端正”。在家庭教育中进行性教育，家长首先要掌握有关性教育的知识，注意教育的方式，分阶段对孩子进行教育。另外，家长应正视性教育，要积极主动的向孩子传授有关性教育的知识，经常与孩子进行交流，及时发现孩子在成长中的问题，帮助其解决问题，从而形成正确的性道德。
6父亲的责任不能推卸
卢梭说我相信，我可以这样预先断定，即：做父亲的人在认识到一个好教师的整个价值的时候，他将毅然决定不用任何教师；因为，他为了找到这样一个教师而花费的力量，将比他自己做教师花费的力量多得多。”在《爱弥儿》中我们可以看到，父亲是孩子的第一任教师，这个位置是无可替代的。古语云养不教，父之过”，父亲放弃教育子女的责任是一个极大的错误。关于青少年家庭环境的研究发现，父亲的文化水平往往影响家庭文化氛围。父亲的文化程度不同，在一定程度上影响家庭的生活方式和亲子关系。
三、结语
家庭中的劳动教育范文篇3
关键词农村迁移家庭；劳动供给；劳动力市场；工资
中图分类号F241.2文献标识码A文章编号1002-2104(2011)08-0035-08doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.08.006
20世纪80年代以来，随着中国城市经济体制改革的不断深化，大量农业生产剩余的劳动力向城市迁移。到2006年为止，中国有1.2亿“离土离乡”外出进城打工的农民工［1］。在农村劳动力向城市流动的大潮中，以夫妻二人共同外出打工的家庭迁移已经成为农民工流动的重要模式［2］。农村迁移家庭通常采取在城市定居的方式，他们没有城市户口，不在城市各种社会保障体系的覆盖范围之内，主要在非正规部门就业。随着中国工业化和城市化进程的不断加快，在城市定居的农村迁移家庭不断增加，农村迁移家庭的经济活动及其影响日益受到经济学界的关注。
本文关注于农村迁移家庭在城市劳动力市场中的劳动供给行为，劳动供给是劳动力市场中任何群体赖以生存的基本条件。按照Heckman［3］的观点，劳动供给的变化可以分为劳动参与（广度）和工作时间（深度）的变化，因而劳动供给行为可以分为劳动参与行为和工作时间选择行为。城市劳动力市场中农村迁移家庭的市场工资水平受到哪些因素的影响，市场工资对他们的劳动参与和工作时间选择的影响程度如何，除市场工资外还有哪些因素会影响他们的劳动参与和工作时间选择？对这些问题的解答将有助于对农村迁移家庭生活状况的了解和就业政策的设计。
早在20世纪80年代，西方经济学者就开始对居民劳动供给行为展开广泛的经验研究。1999年，Blundell和MaCurdy［4］通过对大量经验研究结果分析后指出，劳动参与工资弹性远大于工作时间工资弹性，女性劳动参与工资弹性远大于男性劳动参与工资弹性，这已成为许多国家劳动力市场中的典型化事实。本世纪初，随着中国劳动力市场微观数据的日益丰富，中国学者陆续开展了一些关于中国居民劳动供给行为的经验研究。目前，相关研究主要集中于城镇居民的劳动供给行为分析方面，大多数研究得出的结论与国外研究基本一致［5-16］。2005年，郭继强［17］分析了城市农民工工作时间选择行为，指出农民工劳动供给曲线向右下倾斜，但城市中农村迁移家庭劳动供给行为却尚未受到学术界的关注。
由于市场工资是劳动参与和工作时间选择的主要决定因素，因而本文首先分析农村迁移家庭中男性和女性市场工资的决定因素，特别是人力资本在决定农村迁移家庭城市工资水平过程中发挥的作用。其次，分析农村迁移家庭中男性和女性劳动参与和工作时间选择的影响因素，特别是工资和收入对劳动参与和工作时间选择的影响，估算劳动参与和工作时间的工资弹性和收入弹性。本文第一部分对数据进行统计描述，第二部分论述回归模型的设定，第三部分对回归结果进行分析，最后给出研究结论。
张世伟等：城市中农村迁移家庭的劳动供给行为分析
中国人口•资源与环境2011年第8期1数据描述
本文所使用的数据是中国社会科学院经济研究所2002年“中国城乡居民收入分配”课题组农村进入城市暂住户调查数据（CHIP），数据包括东部、中部和西部地区的12个省和直辖市中2000个农村进入城市暂住户信息，每户包含家庭成员特征和家庭消费支出等方面的信息。在调查的2000户家庭中，1522户是夫妻双方同时从农村迁入城市的家庭，本文的分析关注于这部分家庭中男性和女性的劳动供给行为。调查数据中个体的全部工作时间分为在城镇工作或就业时间、在家乡从事非农经营活动时间、在家乡从事农业劳动时间、在城镇寻找工作时间和因病休假时间。在数据处理过程中删除了夫妻中任何一方各项工作时间总和不等于全部工作时间、城镇工作时间大于零而收入等于零或者城镇工作时间等于零而城镇工作收入大于零的家庭，删除了夫妻双方任一方所需信息缺失家庭，最后得到1292个家庭样本。根据Eissa［18］的观点，本文将劳动参与界定为2002年在城镇有过工作经历，在男性样本中1285个个体参与劳动供给，劳动参与率为99.45%；在女性样本中1034个个体参与劳动供给，劳动参与率为80.03%，说明农村迁移家庭劳动参与率明显高于城镇家庭劳动参与率，主要源于城镇就业是农村家庭迁移的主要目的。
劳动供给理论认为工资和非劳动收入是劳动参与和工作时间的主要决定因素，因而本文首先给出工资和非劳动收入对工作时间和劳动参与影响的统计描述。尽管现实经济中个体的工作时间通常受到其所属行业、单位类型和雇主偏好等需求因素的限制，但Killingsworth［19］认为个体可以通过选择职业和雇主间接地决定工作时间。通过表1给出的农村迁移家庭中男性和女性职业性质的分布情况可以发现，男性中私营或个体经营所占比例为68.41%，临时工或短期合同工所占比例为23.11%，女性则分别为71.95%和21.37%，男性和女性的职业性质均以私营或个体经营和临时工或短期合同工为主，说明农村迁移家庭中个体主要在非正规部门中就业。由于非正规就业是目前农村迁移家庭中个体的主要就业形式，因而相对于城市正式职工而言，具有较大的自由来选择工作时间，如从事个体经营的个体可以根据盈利情况调整经营时间等，因而可以认为迁移家庭中男性和女性可以连续地做出工作时间的选择决策。
表2给出了参与样本中男性和女性工作时间、小时工资、非劳动收入的均值（和标准差）（非劳动收入由家庭城镇年总收入减去个体城镇年劳动收入得到；家庭城镇年总收入为家庭成员在城镇中个人打工收入、家庭经营收入、财产收入、礼金收入和其他收入之和，个体城镇年劳动收入为个体打工收入和经营收入之和）、工作时间与小时工资和工作时间与非劳动收入的相关系数，可以发现无论是男性还是女性，年均工作时间均接近3500个小时，远大于城市职工的年均工作时间，说明农村迁移劳动力工作强度非常大；参与样本中工作时间和小时工资在统计上均呈显著的负相关性，相关系数分别为-0.5092和-0.4348，工作时间和非劳动收入均呈不显著的负相关性。然而，上述关系仅仅是描述性的，由于个体间存在差异，在实际分析中应该通过回归模型对其他影响工作时间的因素加以控制，并考虑小时工资和非劳动收入的内生性问题。
城市中农村迁移家庭的工资收入和劳动供给与个体属性密切相关。表3给出样本个体属性的描述性统计量，可以发现个体平均年龄35岁左右，说明迁移劳动力多数为青壮年；平均受教育年限仅为7.74年左右，说明迁移劳动力受教育水平较低，大多数未达到初中毕业；迁移劳动力绝大多数身体健康；工作经验和职业培训时间均较少，分别仅为7.30年和0.7个月；迁移家庭平均人口数为3-97人，说明绝大多数家庭有两个孩子，且一半以上的孩子寄养在农村老家；迁移家庭的平均年收入为18582元，外出前他们外出前年收入的3379元，说明城乡收入差距很大，是农村劳动力迁移的最主要动力。当然，平均年最低生活费用10000元以上说明城市生活成本较高。
2回归模型设定
劳动供给行为的分析需要对两个方程加以估计：劳动参与方程和工作时间方程。根据Heckman两阶段估计方法，劳动供给分析以简化式劳动参与方程为出发点，通过简化式劳动参与方程的估计结果来校正工资方程和工作时间方程中的样本选择偏差。假设个体的简化式劳动参与方程可以表示为：
其中，pi*表示不可观测的决定个体i是否参与劳动的变量，pi表示个体是否参与劳动（1为参与，0为未参与），yi表示个体i非劳动收入，zi表示可观测的个体属性，由于未参与个体的市场工资不可观测，简化式劳动参与方程中不包含市场工资变量，α表示系数，在假定ui~N(0,1)的情况下，个体i劳动参与的概率可以表示为：
其中，Φ(•)表示服从标准正态分布的分布函数。基于Probit模型可以获得系数α的估计值。根据简化式劳动参与方程的估计结果可以计算校正工资方程和工作时间方程估计的逆米尔斯比：
其中，wi表示参与个体i小时工资，xwi表示影响个体i市场工资的个体属性，β表示系数。在工资方程解释变量中包含了逆米尔斯比之后，可以假定随机扰动项εwi~(0,σ2w)。使用工资方程可以对个体市场工资进行预测，并将所有个体预测的市场工资作为解释变量引入劳动参与方程（结构式）中（Blundell和Smith［20］认为对所有个体均采用预测的市场工资估计结构式劳动参与方程可以得到一致的估计量）：
其中，i表示个体i预测的小时工资，γ表示系数。使用逆米尔斯比对工作时间方程进行校正，校正后的工作时间方程可以表示为：
其中，hi表示个体i工作时间，xhi表示影响个体i工作时间的个体属性，θ表示系数，在解释变量中包含了逆米尔斯比之后，可以假定随机扰动项εhi~N(0,σ2h)。
在估计出劳动参与方程和工作时间方程后，可以估算劳动参与弹性和工作时间弹性。劳动参
其中，epw表示劳动参与的工资弹性，epy表示劳动参与的收入弹性，pfl表示劳动参与率，表示非劳动收入的均值。工作时间的工资弹性和收入弹性的估计值分别可以表示为：
其中，ehw表示工作时间工资弹性，ehy表示工作时间收入弹性，表示参与样本工作时间均值。
从样本的统计中发现男性参与样本占总样本的比例高达99.45%，基本均参与城镇劳动市场，因而只需对男性工作时间方程加以估计，同时在对男性工资方程和工作时间方程的估计中不必考虑样本选择偏差问题。但女性参与城镇劳动力市场的比例为80.03%，需要对女性劳动参与方程和工作时间方程加以估计，并且在工资方程和工作时间方程的估计中需要考虑样本选择偏差问题。
按照Mincer方程的基本设定，在工资方程的解释变量中选取了反映人力资本水平的受教育年限、工作经验、工作经验平方和职业培训时间，其中受教育年限反映了个体的人力资本积累情况，工作经验和职业培训反映了个体人力资本的积累情况（工作经验是指个体在城镇就业时间，职业培训指个体在城镇接受培训时间，尽管在农村的工作经验和培训时间可能会对个体工资水平产生影响，但在调查的数据集中却无从获得相关的信息，因而在分析中并没有考虑这方面的影响）。考虑到不同地区经济发展水平可能会对迁移个体在城镇的工资水平产生影响，在工资方程的解释变量中还包含了农村迁移家庭迁入地所在省份的变量。依据劳动经济学理论，在简化式劳动参与方程中除选取非劳动收入外，还选取了年龄、受教育年限、健康、户主、非劳动收入、城镇生活人口数、城镇生活家庭月最低生活费用、农村老家人口数和农村迁移家庭迁入地所在省份变量作为解释变量。年龄反映了劳动参与的生命周期模式；受教育年限和健康反映了人力资本投资水平和健康资本对劳动参与的影响；户主、城镇生活人口数、城镇生活月最低生活费用和农村老家人口数则反映了城镇以及农村老家家庭情况对劳动参与的影响，省份变量反映了不同地区经济环境差异对劳动参与的影响。
在工作时间方程估计中，解释变量除选取了小时工资和非劳动收入外，还包含了年龄、受教育年限、健康、工作经验、户主、城镇生活人口数、城镇生活月最低生活费用和农村老家人口数。年龄反映了工作时间的生命周期形式；受教育年限、健康和工作经验反映了人力资本水平对工作时间的影响；户主身份、城镇生活人口数、城镇生活月最低生活费用和农村老家人口数反映了家庭情况对工作时间的影响。
工作时间方程的估计中需要解决小时工资和非劳动收入的内生性问题［21］。解决解释变量内生性问题的基本方法是2SLS估计法，因而需要对小时工资和非劳动收入选取恰当的工具变量。选取工具变量的基本要求是工具变量与内生的解释变量相关而与被解释变量不相关。按照传统工作时间方程估计中工具变量的选取方法，本文首先选择年龄平方、受教育年限平方和工作经验平方作为小时工资可能的工具变量；其次，考虑到需求因素和人力资本积累水平会对个体的市场工资产生影响，选取了迁移家庭所在城市的劳动参与率和职业培训时间作为小时工资可能的工具变量；最后，在调查中要求每个个体对外出打工之前所能够赚取的年收入进行了估计，这个收入可能直接与城镇工作的小时工资相关而与城镇工作时间并不相关，因而，将其作为小时工资的另一个可能的工具变量。非劳动收入可能的工具变量选取了配偶打工前能够赚取的年收入、配偶的年龄、教育、工作经验、职业培训时间和相应各变量的平方项。由于这些工具变量均可能与个体的工作时间相关，因而可能并不是恰当的工具变量。工具变量内生性问题可以通过过度识别约束检验来判断。过度识别约束检验是检验工具变量内生性的必要条件，如果过度识别约束检验被拒绝，那么所选取工具变量是内生的，是不恰当的。实际中通过过度识别约束检验，不断选取各种工具变量组合来确定合理的工具变量。需要说明的是，由于女性和男性的工作时间选择行为并不相同，因而某一在女性工作时间方程估计中被选做合理工具变量的变量可能作为男性工作时间方程估计过程中的工具变量就是不恰当的，即女性工作时间方程估计中的工具变量和男性工作时间方程估计中的工具变量可能是不相同的。
3回归结果分析
表4给出了女性工资方程、女性劳动参与方程和男性工资方程的估计结果。从女性简化式劳动参与方程的估计结果中可以发现，年龄对劳动参与没有显著影响，主要源于农村迁移家庭以青壮年为主（表3数据描述显示迁移家庭中女性的平均年龄为34.22岁，且标准差仅为7.10岁），劳动参与并没有呈现出生命周期模式；受教育年限系数显著为正，说明人力资本对女性劳动参与具有明显的促进作用，受教育年限每增加1年，女性劳动参与率大约增加0.0086；与身体不健康的女性相比，健康女性劳动参与率大约会增加0.3414；与非户主的女性相比，女性户主劳动参与率大约会增加0.1456，意味着户主在家庭生活中承担较大的责任；非劳动收入对女性劳动参与没有影响，说明女性的劳动参与并不具有收入效应；城镇生活人口数降低了女性劳动参与，城镇生活人口数每增加一人，女性劳动参与率大约降低0.0236，说明迁移家庭中女性仍然承担了城镇生活中的主要家务活动；城镇生活家庭月生活最低费用并没有对女性劳动参与产生影响，一个可能的解释是女性可以增加家务活动时间从而替代通过市场购买获得的商品和服务；农村老家人口数则增加了女性劳动参与率，农村老家人口数增加一人，女性劳动参与率大约增加0.0253，说明农村人口生活负担将会促进迁移女性积极地参与城镇劳动力市场以获得更多的收入。
由女性简化式劳动参与方程的估计结果可以计算逆米尔斯比进而修正工资方程的估计（在计算逆米尔斯比、预测未参与个体市场工资、估算教育收益率、劳动参与弹性和工作时间弹性时，需去除回归方程中不显著变量。限于篇幅，文中未列出去除不显著变量的各方程估计结果，有兴趣读者可以向作者索取）。从女性工资方程估计结果可以发现，逆米尔斯比的系数在10%的水平下显著，说明对工资方程进行样本选择偏差的修正是必要的。受教育年限、工作经验、工作经验平方以及职业培训时间均显著，工资水平随受教育年限和职业培训时间的增加而增加；而随着经验的增加，女性工资水平呈现出先上升后下降的倒U趋势。上述结果说明农村迁移家庭女性的人力资本在决定其城市工作的工资水平时已经发挥了明显作用，但3.71%的教育收益率要远小于城镇女性的教育收益率。
由于男性基本均参与劳动力市场活动，因而可以应用OLS方法对男性工资方程进行估计。估计结果表明，受教育年限对工资具有显著的正向影响，随着经验的增加，男性工资水平同样呈现出先上升后下降的倒U趋势，而职业培训时间对男性工资的影响并不显著。上述结果同样说明男性人力资本在决定其城市工作的工资水平时发挥了明显的作用。尽管农村迁移家庭男性的教育收益率为4.97%，远小于城镇男性的教育收益率，但却大于农村迁移家庭女性的教育收益率，这与城镇女性的教育收益率大于城镇男性的教育收益率的经验事实存在差异。
根据女性工资方程可以预测样本中所有女性的小时工资，将小时工资（对数）预测值作为解释变量可以估计结构式劳动参与方程，进而估算劳动参与的工资弹性值。通过比较结构式劳动参与方程和简化式劳动参与方程的估计结果可以发现，二者主要差异在于受教育年限和健康对劳动参与的影响。在结构式劳动参与方程中，教育对劳
动参与的影响变成了负效应，健康对劳动参与概率的影响与简化式相比明显降低，主要源于结构式劳动参与方程中受教育年限和健康对劳动参与的部分影响是通过市场工资的形式加以体现。结构式劳动参与方程中小时工资对数对劳动参与具有显著影响，边际效应为0.4245（去掉不显著变量的影响之后，边际效应约为0.4318）。根据式（7）可以计算农村迁移家庭女性劳动参与工资弹性为0.5395。非劳动收入对劳动参与影响不显著，说明女性劳动参与不具有收入弹性。
表5给出了农村迁移家庭女性和男性工作时间方程的2SLS估计结果。通过过度识别约束检验反复尝试不同工具变量的组合，最终确定职业培训时间、年龄平方、外出打工前收入和丈夫外出打工前收入作为女性2SLS估计过程中的工具变量。从女性工作时间方程的估计结果可以发现，逆米尔斯比系数并不显著，说明女性工作时间方程估计中，样本选择偏差问题并不显著；Hausman内生性检验被拒绝，说明小时工资和非劳动收入是内生的。小时工资对数的系数为-1031.47，且在1%的水平下显著，说明农村迁移家庭中女性劳动供给曲线向右下倾斜，即工资越低，工作时间越长。向右下倾斜的工作时间曲线已经有很多经验证据，但多数只存在于低收入群体中。Dessing［22］认为在较低的工资水平上，个体必须尽可能多地增加工作时间从事劳动力市场活动从而保证能够获得维持基本生活需要的收入。表1的统计结果说明城市中农村迁移家庭的主要就业方式为收入较低的临时工或个体经营，同时由于户籍制度的限制，他们无法享受城镇中各种社会保障制度带来的社会福利，工资水平越低，维持基本生活的难度越大，因而需要工作更长的时间。非劳动收入的系数为-0.0143，且在5%的水平下显著，说明当非劳动收入增加，女性可以减少工作时间转而从事家务活动。从其他影响工作时间的解释变量的显著性来看，年龄的系数为负并在10%的水平下显著，说明女性的工作时间略微呈现出生命周期模式；表示人力资本的受教育年限对工作时间没有影响，而工作经验和健康均能增加女性的工作时间；表示家庭基本情况的户主身份会增加女性的工作时间，城镇生活人口数和农村老家人口数对工作时间均没有影响，城镇生活家庭月最低生活费用的增加会促使女性工作更多的时间从而获得满足家庭基本生活的费用。
通过过度识别约束检验不断尝试不同工具变量的组合，最终确定城市劳动参与率、职业培训时间、年龄平方、外出打工前收入、妻子外出打工前收入、妻子职业培训时间和妻子工作经验作为男性2SLS估计过程中的工具变量。从男性工作时间方程的估计结果可以发现，Hausman内生性检验被拒绝，说明小时工资和非劳动收入是内生的。小时工资对数系数为-1356.85，且在1%水平下显著，说明迁移家庭中男性工作时间曲线依然向右下倾斜。非劳动收入对男性工作时间影响并不显著，说明非劳动收入的变动并不会影响男性的工作时间。从工作时间方程中其他解释变量的显著性来看，年龄系数为负并在10%水平下显著，说明男性的工作时间同样略微呈现出生命周期模式；表示人力资本水平的受教育年限、工作经验和健康变量对男性工作时间均具有正向影响，说明人力资本的投资和积累能够使迁移个体获得更长时间工作的机会从而能够增加收入水平；表示家庭基本情况的户主、城镇生活人口数、农村老家人口数和城镇生活家庭月最低生活费用的四个变量中，只有城镇生活家庭月最低生活费用对男
性工作时间具有正向影响，说明维持家庭最低生活水平费用的提高，会促使男性增加工作时间。根据式（8）可以计算农村迁移家庭中女性和男性工作时间的工资弹性分别为-0.2613和-0.3443，男性工作时间不具有收入弹性，而女性工作时间的收入弹性为-0.0733，工作时间对于非劳动收入的反应要远小于对小时工资的反应。
4结论
中国改革开放以来，大量农村剩余劳动力迁移到城市，在城市中生活和就业。依据中国微观数据，本文应用微观经济计量方法分析了城市中农村迁移家庭的劳动供给行为。工资方程的估计结果表明：农村迁移家庭中女性和男性的教育收益率分别为3.71%和4.97%，明显低于城市居民的教育回报率，这一方面可能源于城市劳动力市场存在户籍歧视，另一方面可能源于农村教育质量较低。同时，男性工作时间方程的估计结果表明：随着教育年限的增长，男性工作时间将明显增加，主要源于教育有助于工资率的提升。由于农村迁移人口平均受教育程度较低且受教育质量较低，政府发展农村的教育，将能够有效地促进农村迁移家庭收入的提升。
女性劳动参与方程、女性工作时间方程和男性工作时间方程的估计结果表明：身体健康不仅有助于女性的劳动参与，而且有助于女性和男性工作时间的增加。由于农村医疗卫生服务条件较差，政府发展农村的医疗卫生服务，将会提高农村居民的身体素质，有助于农村劳动力向城市迁移，进而有助于农村迁移家庭劳动供给和收入的增加。
工作时间方程的估计结果表明：随着年龄的增长，个体倾向于减少工作时间；但随着经验的增长，个体倾向于增加工作时间。由于经验的边际贡献大于年龄的边际贡献，说明向城市迁移时相对较年轻的个体在劳动供给方面占有优势，政府应鼓励年轻的农村剩余劳动力尽早向城市迁移，尽早地融入城市将有助于其工作经验的积累，进而有助于其收入水平的提升。
工作时间方程的估计结果表明：女性工作时间的工资弹性和收入弹性分别约为-0.2613和-0.0733，而男性工作时间的工资弹性约为-0.3443，虽然女性和男性工作时间的工资弹性均较小，但仍说明农村迁移家庭中女性和男性的工作时间曲线均向右下倾斜。向右下倾斜的工作时间曲线暗示着农村迁移家庭的收入水平较低，为维持家庭在城市的基本生活需要，农村迁移劳动力不得不工作较长的时间。长时间的工作使得迁移劳动力缺少机会进行人力资本投资，而较低的人力资本水平又进一步限制了他们收入水平的提升，导致许多农村迁移家庭陷入贫困陷阱。同时，女性劳动参与方程的估计结果表明：劳动参与的工资弹性为0.5395，远大于工作时间的工资弹性，说明市场工资水平的提升，能够有效地促进女性的劳动参与和就业，进而促进女性劳动供给的增加。
中国作为一个发展中国家，促进农村剩余劳动力向城市合理有序的迁移，不仅有助于抑制城乡居民收入差距的持续扩大，而且有助于促进经济持续稳定的增长。因此，政府部门应该努力发展农村的教育和医疗卫生服务，适当提升城市最低工资标准，为进行个体经营的农村迁移劳动力提供优惠政策，消除针对农村劳动力的就业歧视和工资歧视，将城市社会保障体系逐渐覆盖全部农村迁移人口，促进农村迁移人口人力资本水平、工资水平和就业水平的提升，促使农村迁移人口尽快摆脱贫困陷阱，达到农村迁移家庭和城市居民的和谐和融合，进而达到提高中国社会整体社会福利水平的政策目标。
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AnAnalysisofLaborSupplyBehaviorsofRuralMigrantHouseholdsinChina’sCities
ZHANGShiweiJIAPengZHOUChuang
(CenterforQuantitativeEconomicsofJilinUniversity,ChangchunJilin130012,China)
