家庭劳动总结范文第1篇

一、研究框架

我们以农村家庭为研究对象，基于家庭理性假设，即“多子”是农村家庭追求整体收入或效用最大化的结果，探讨农村家庭“多子”与“多福”之间的关系。需要说明的是，农村家庭追求整体收益的过程和结果实质是有独立思维决策能力的成年家庭成员之间协商的过程和结果，我们认为调查研究过程中被调查人（有独立思维决策能力的成年家庭成员）能够提供有代表性的家庭整体状况信息，但是农村家庭的理性决策是建立在预期收益与成本比较基础之上的，真实效果如何，需要验证。本文对“多福”内容的考察主要体现在农村家庭收入，农村家庭主要成员生活满意度和家庭城市化可能性三个方面。家庭总收入是衡量家庭收益常用指标，由于农村家庭人口数量及结构的不同，总收入指标并不能有效说明家庭成员享有的福利水平及家庭每位劳动力创造家庭福利的能力，本研究在探讨“多子”变量对家庭总收入的影响外，对家庭人员享有的收入水平和劳动力年均收入规律也进行了探讨。这三个方面从不同角度来衡量农村家庭成员的收益，互相补充，共同构成家庭主要成员福利评价体系。本研究中需要界定的另一方面重要内容是“多子”的概念，首先，考虑到生育性别的不可选择性，这里的“子”并没有性别上的意义，但从计划生育政策对农村家庭的引导来推测，一般情况下，多胎生育家庭往往第一胎是女孩，以后的孩子中很可能有男孩，对于独生子女农村家庭，独生子为男性的可能性较大；其次，本研究中关于“子”的概念没有代际之间的关系，在传统农村生活模式的家庭中，几代人生活在一起的现象较为普遍，因此在研究中严格规定某一代人在什么情况下属于父辈，什么情况下属于子代较为困难，从动态特征角度考察也没有必要，由于“多子”的结果往往是家庭人口数量的增加，本文“多子”的概念更倾向于家庭人口数量的表达；本研究对“多子”变量的考察主要体现在家庭人口数量和人口结构，主要表现为家庭人口数、家庭劳动力数和未成年子女数三个指标，这三个指标的不同组合模式可以从不同角度说明不同家庭的性别偏好和其他人口特征。相应地，在考察“多子”变量对农村家庭收入的影响方面利用一般线性回归模型，分别从家庭年收入、家庭人均年收入和劳动力年均收入三个方面进行回归估计，模型表达式为：lnYij=α+β′+ui（1）模型1中j的取值为1、2和3，相应地表示三个独立模型，Y1，Y2和Y3分别表示家庭年收入、家庭人均年收入和劳动力年均收入，研究中的相应因变量均经对数处理；X表示影响收入的因素列向量，包括家庭人口特征变量，主要就业类型变量和地区特征变量等，本研究主要针对家庭人口特征变量的影响展开讨论。β表示相应的参数列向量，u表示残差向量，i表示第i个观测样本。我们在SAS9.2软件包中，用最小二乘法OrdinaryLeastSquares（OLS）估计参数。我们用常用的Logit回归模型来评价“多子”变量对家庭生活满意度和乡城迁移可能性的影响，模型表达式为（2）。模型2中j的取值为1或2，表示两个独立模型，当取1时，该模型用于估计家庭生活满意度，我们构建生活满意度因变量Y，如果农村家庭成员对生活满意，即主观收益＞主观成本，则变量取值为1，如果不满意，即主观收益＜主观成本，则变量取值为0。X为自变量列向量，β为参数列向量，i表示第i个观测样本。当j取2时，该模型用于估计乡城迁移可能性，相应地构建乡城迁移因变量Y，如果农村家庭已经成为城市居民，则该依变量取1，否则取0。在参数估计过程中，我们将模型（2）两边取对数后变形为下式（3）：变形后的等式（3）为参数线性表达式，j等于1时表示该模型为生活满意度模型，等于2时表示该模型为乡城迁移可能性模型，等式（3）中的自变量系数取反对数后，表示在保持其他自变量不变的情况下，该自变量变化一个单位，会引起所要考察结果（Y＝1）概率与其相对应结果（Y＝0）概率之比的变化，我们称为可能性比变化；X是自变量特征向量，包括家庭人口特征变量，主要就业类型变量和地区特征变量等，本研究主要针对家庭人口特征变量的影响展开讨论；β为参数向量（含常数项），i表示第i个观测样本。我们在SAS9.2软件包中，用最大可能法估计BinaryLogit模型参数。多重共线性是依据截面资料建立模型过程中常遇到的问题，诊断多重共线性的方法也较多，但目前还没有一种令人满意的解决方法，常用的方法有提取主成份、从模型中删除存在严重共线性特征的变量等[9]，本研究在多重共线性诊断的基础上，采用删除严重共线性特征变量的方法展开研究，保留变量容忍度均为0.85以上。

二、数据来源及描述

本研究所采用的数据来源于笔者2023年8月组织的对陕西城乡居民迁移状况的随机问卷调查。问卷内容由家庭基本信息和就业基本信息两部分组成。家庭基本信息包括被调查者家庭人口数、主要劳动力平均年龄、受教育状况、收入状况和居住地点变更情况等。就业基本信息主要包括就业地点变更情况和就业部门情况等。研究中涉及的家庭背景信息由被调查者在问卷中提供，涉及的区域特征信息由研究人员根据被调查者提供的地址信息进行追踪调查，主要来源于地区统计部门的权威数据。本次调查数据库包括农村居民调查部分和城市调查部分，分别面向农村居民和城市居民展开调查。两部分调查分别发放问卷1000份，农村居民调查问卷回收820份，回收率为82%，城市居民调查问卷回收784份，回收率为78.4%。与现有文献研究对象不同的是，我们不仅将农村被调查居民作为研究对象，我们还在城市居民调查数据库中提取近三年来从农村迁入城市、已经市民化的居民信息作为本研究的样本，我们提取已经城市化农户样本信息94份，与农村居民调查数据库合并组成本研究数据库。由于部分被调查数据表现出明显的不合理，例如极端高（低）的家庭收入，或者重要内容部分缺失，这些数据被剔除。最终确定的本研究数据库样本量为680个，从研究样本规模来看，符合大样本要求，样本分布于西安、延安、三原、吴起、子长、佳县、礼泉、扶风两市六县，下表1为根据样本描述的研究变量定义及相关统计信息（仅显示本研究关注的相关变量信息）。从样本统计信息来看，研究变量类型分布均衡，与陕西整体乃至全国实际相接近，能够反映陕西乃至全国农村人口特征的一般情况。

三、估计结果分析

1.农村家庭人口特征对家庭相关收入的影响估计我们利用模型表达式1来估计相关因素对农村家庭收入、农村家庭人均收入和农村家庭劳动力年均收入三个方面的影响，估计结果见表2（仅显示与本研究相关的变量系数），表中每一列描述一个模型估计结果，三个依变量均经自然对数处理。从三个模型的回归结果来看，家庭劳动力数的增长能够有效增加家庭收入和家庭成员福利水平（家庭成员人均收入），但是从第一个模型可以看出，假设对于原来只有两个主要劳动力的家庭来说，家庭劳动力数量增加1位，其家庭总收入只增长20%，对比表1可以看出，增加劳动力带来的家庭收入增长并没有达到每劳动力平均收入水平（30%），说明其边际增长是下降的，模型3也说明了增加一个劳动力会引起劳动力年均收入减少，这也是所谓农业生产劳动力投入“高度内卷化”[10]的微观体现。未成年子女数变量对家庭总收入、家庭人均收入和家庭劳动力年均收入三个方面的影响系数为正，但不显著，可以认为几乎没有影响，一个可能的解释是，农村家庭未成年子女生活消费量较老年人低，或者是作为半劳动力在一定程度上参与家庭劳动[11]，但参与能力较弱。三个家庭人口特征变量的不同组合方式，可以说明农村家庭的不同年龄结构特征，例如，在家庭人口数不变的情况下，未成年子女数增加，说明该类家庭为年轻型家庭，相反则为老年结构型家庭。在保持其他变量不变的情况下，家庭人口数的增加只能体现在老年非劳动人口数的增加，从估计结果来看，家庭老年非劳动人口数的增加会引起家庭人均收入和劳动力年均收入的显著减少，说明家庭劳力不仅在经济上支持老年人生活，在其他方面也投入了精力，因而引起每劳动力收入下降。进一步说明农村家庭孩子收入效用（即孩子在成长到一定年龄后可以为家庭做出经济贡献）和保险效用（孩子可以起到风险防范作用）的存在。2.农村家庭人口特征对家庭成员生活满意度的影响估计农村家庭追求效用最大化的内容是广泛的，农户追求收益最大化行为的收益不仅包括货币收入，还应包括非货币收益，我们用生活满意指标来衡量总体的收益。虽然非货币性收益与成本难以计量，但是可以明确的是，如果农村家庭衡量的决策行为收益大于行为成本的话，那么劳动力的主观感受应该是满意的。在调查问卷中的生活满意选项分为5级，即非常不满意、不满意、一般、满意、非常满意，相应的分值为1－5分，本研究中，我们将5个等级的满意度进一步分为两级，低于3分的归为不满意一类，大于等于3分的归为满意一类。我们利用模型表达式2来估计不同人口特征要素对农村家庭成员生活满意度的影响，估计结果见表3（仅显示与本研究相关的变量系数）。在表3中的未成年子女变量系数未达到统计显著水平，不能够拒绝零假设，这与相关文献的研究结论[14]（即子女能够给家庭主要成员带来快乐和心理的满足，孩子的消费效用是存在的）不一致，需要进一步的研究，同时其他两个人口特征变量也未达到统计显著性水平，说明“人丁兴旺”的家庭生活方式并不能给农村家庭生活带来长期的满足。但值得注意的是，主要劳动力受教育水平较高的家庭，其家庭成员生活满意度较高，结合表1的估计结果，一种可能的解释是，这种满意度来源于较高的收入能力。3.农村家庭人口特征对家庭居住地乡城迁移可能性的影响估计城市化理论认为，人口的集中能够有效降低市场交易成本[15]，农村人口城市化，是经济发展过程中追求自身利益的结果。成为城市居民意味着除家庭收入之外，还有城市建设带来的公共设施福利，乡城迁移可能性越大，表示农村家庭享受城市公共福利的可能性就越大。表4为利用模型表达式2对农村家庭乡城迁移可能性的估计结果，除家庭人口特征变量外，模型中还包括了其他一些家庭特征变量（家庭年收入、家庭人口数、家庭主要劳动力数、上学子女数等）和家庭居住地区平均变量，主要包括地区人均GDP，地区人均受教育水平和道路交通及地形特征等。从估计结果来看，家庭劳动力变量系数具有显著的统计差异，且为负值，说明随着家庭劳动力数的增加，家庭向城市迁移的可能性会下降。陈顺玉认为，部分农民的非乡城迁移，不是中国农民传统的“乡土情结”，而是农民自己做出的理性选择[16]。我们认为，较多劳动力的农村家庭不愿意城市化的原因在于，在较为严格的户籍制度限制下，不彻底的城市化状态难以享受到城市居民的各种福利待遇和社会保障，同时较多的家庭劳动力意味着较多的本地社会资本，较高的家庭总体收入，追求较多家庭劳动力的“几代同堂”的农村生活方式是针对较弱的农村社会保障制度的理性反应。另外，未成年子女数变量的系数不显著，不能拒绝零假设，说明子女的教育问题并不能有效地影响农村家庭向城市迁移，或者说，一些学者提出的子女受教育是农村家庭城市化的一个推力因素的说法有待进一步验证。家庭人口数的增加没有对乡城迁移能力表现出明显的正向影响，但其负向影响则通过家庭劳动力数量变量表现了出来。

四、简要结论与政策建议

家庭劳动总结范文第2篇

关键词：灌溉方式；时间分配；集体灌溉；家庭灌溉；灌溉偏好；灌溉时间；从事农外创收性活动时间；家庭内部生产时间；休闲时间

中图分类号：F069.9；F30 文献标志码：A文章编号：16748131（2023）04002110

一、引言

萧伯纳认为“经济是充分利用时间的艺术”，时间分配历来是重要的经济学研究领域。新消费理论认为，随着时间价值的不断提高，人们更偏好于用节省时间的方式来满足稳定的需求，而满足的方式是通过对能够满足需要的工具的投资，即人们的偏好受到外部环境约束。关于生产者时间分配，国内外有着较为成熟的研究。Ilahi（2000）对巴基斯坦地区妇女的时间分配进行了研究，研究的核心问题是公共供水基础设施的数量和质量如何影响妇女时间分配①；Gronau（1977）的研究采用时间三分法，将时间分为市场工作时间、家庭内部生产时间和休闲时间；刘秀梅等（2004）在研究内蒙古中部南部农业区农户非农时间供给行为时同样采用三分法，将其家庭时间分为消费时间（闲暇）、农业劳动时间和非农业劳动时间；齐心等（2003）对中国北方农民的生活时间配置的研究则采用的是四分法，即按照生产劳动时间、生理必需时间、家务劳动时间和闲暇时间来考察和研究农民的生活时间结构。

国内外关于时间分配影响因素的研究同样较多。例如：Bloch（1973）和Gronau（1976）认为家庭规模及结构会影响农民的时间分配，家庭中孩子的数量与妻子的家庭生产时间正相关，与其市场劳动供给时间和休闲时间负相关，但孩子数量的增加将使丈夫的休闲时间减少；Kimhi（2001）也认为家庭结构对农民的劳动时间有影响，同时制度因素、文化背景或劳动力的差异都会影响劳动时间分配，但农田和资本规模并不影响农户的时间分配；Ilahi（2000）则认为基础设施的数量和质量会影响人们的时间分配；王琪延等（1999）对北京市居民的时间分配进行了研究；王雅林（2003）对上海、天津、哈尔滨城市居民时间分配进行了考察；刘秀梅等（2004）根据理性假说理论构建了一个用于解释农户家庭劳动时间配置决策基本原理框架；朱农（2005）分析了影响家庭非农决策的因素；弓秀云等（2009）采用Heckman两阶段模型，对影响家庭非农劳动供给的因素做了实证分析。

郑风田，裴培，丁冬，普：农田灌溉方式变化对农户时间分配的影响

总体上看，在有关时间分配的研究中，很少有关于生产方式或技术不同对生产者时间分配的影响的研究，尤其缺乏对某一具体技术变化引起生产者时间分配变化的实证研究。有鉴于此，本文将基于我国农业灌溉方式“大水利”被“小水利”替代的实践对于“大水利”被“小水利”替代，学者们存在共识。自20世纪80年代农村家庭承包责任制实行后，特别是2002年农村税费改革后，灌区农户集体使用大中型农田水利工程的灌溉方式大为减少；相反，农户更多地选择自组织建设小型水利设施的灌溉方式。小型水利设施大量涌现，尤其是2004年水费收取制度调整后（罗兴佐，2005）。对于“小水利”挤占“大水利”的后果，学者们认为在个体化基础上的灌溉方式无法将大江大河的水引入农田，“不合作”所带来的农业风险并不亚于旱灾，小水利设施只能在风调雨顺的年份起到对农业用水略作调节的作用，无法真正抵抗旱灾（谭同学，2006）；由于存在插花田，即使农户拥有潜水泵，也不能解决所有责任田的灌溉问题，农户灌溉合作难引发了农户用水难和泵站经营难的双重困境（赵晓峰，2009）；不仅如此，农民自己对灌溉方式的家庭化发展并不满意，虽然这种家庭化的灌溉方式免去了合作灌溉中与其他农户协商、争水等的麻烦，但却既费时又费工（罗兴佐，2005）。，通过对湖北省600个农户的实地调研，研究灌溉方式的不同对农户的时间分配会产生怎样的影响，具体地分析大的抽水灌溉设备和灌溉渠道等被农民自购的小型抽水灌溉设备取代后，农民用于灌溉的时间分配是否发生了变化？农民将更多时间用于灌溉是否对其从事农外创收性活动产生影响？以期能丰富有关研究，并为有关决策提供参考。

二、理论框架与研究假设

灌溉是农业发展、农村安定、农民安居的重要保障，但家庭联产承包责任制以及税费改革的施行对我国农田灌溉造成了很大的冲击。目前，我国基层财力、人力的缺乏大大限制了农村水利基础设施的新建和维护，进而导致了农村公共水利基础设施的供给困境。在公共水利基础设施供给失效的情况下，农户资源禀赋的差异和意愿的分散使得其灌溉需求难以统一，集体灌溉很难实现，越来越多的农户通过修建私人水利设施来满足自己的灌溉需求，家庭化的灌溉方式日益盛行。本文研究的目的在于分析并验证这种可能使农户灌溉变得更加困难和复杂的灌溉方式演变是否会影响农户的时间分配。为便于分析，本文采用时间四分法，即将农户时间分为灌溉时间、从事农外创收性活动时间本研究中所指的农外创收性劳动时间除包括农户的打工时间、从事商业活动时间外，还包括农户进行规模养殖等种植业以外的农业生产活动的时间。、家庭内部生产时间和休闲时间。

为了能够定量地分析这种变化所带来的影响，本研究基于加里?贝克尔的时间和家庭生产分析框架，在时间分配理论的基础上对这一问题进行探讨。该理论的核心是假定家庭既是生产者又是消费者，这些家庭根据传统厂商理论的成本最小化原则通过产品与时间等投入要素的组合进行商品生产。

农户灌溉用水方程为：

因所有时间因变量（twi，tmi，tli，thi）都服从总时间约束，所以只需任选其中的三个因变量来进行估算即可。根据本研究主题的需要，选择twi、tmi、tli。

根据劳动经济学理论，影响人力资本的因素（年龄、性别、受教育程度等）会影响一个人对于市场活动的参与概率及参与时间，进而影响到其时间配置情况；当地的市场发育状况也有类似效应。同时，农户耕地拥有数量、耕地的水源条件等会直接影响农户的灌溉时间；而家庭收入、家庭财产则不仅会影响到农户对于农外创收性活动的选择行为，还会因此影响农户的休闲活动；家庭中未成年子女的数量有可能会加重家庭内的家务劳动负担。同时，随着农外就业机会的增加，农户的时间价值在增加，时间增值将影响农户的行为选择，从而影响其在不同活动上的时间分配。基于上述分析，本文提出研究假设：

H：农户采用的灌溉方式影响农户时间分配。

Ha：农田水利灌溉方式的家庭化发展将会增加农户用于灌溉的时间。

Hb：由于农户的时间分配服从时间禀赋，农户灌溉时间上的变化将会引起农户其他生产或非生产性活动时间的变化。

三、样本选择与样本描述

1.取样方法

本文样本来自2023年对湖北省S县600户农户的实地调查。调查时由样本镇的镇长协助，按照各村的灌溉条件分为好、中、差三个级别（三个级别的村庄数量分别占比30%、40%、30%），同时结合每个调查乡镇的水系分布状况和所辖村庄的经济发展状况，共抽取20个样本村庄。样本村基本涵盖了当地的主要灌溉水利状况，具有广泛的代表性。然后，在样本村庄内抽选农户，每个样本村30个农户，对农户的选择也由村干部协助，将被调查农户按照灌溉条件分为好、中、差三个级别（三个级别的农户数目分别占比30%、40%、30%），然后从每一级中分别选择选择9、12、9个农户。

被调查农户平均年龄在40～50岁之间，受教育程度平均为初中水平，平均每户拥有15亩左右的耕地，以水田为主（90%以上的耕地为水田），家庭总收入中农业收入占相当大的比重。此外，还对不同农户对不同灌溉方式的选择意愿进行了调查，结果显示，一半以上的农户更愿意采用集体统一灌溉方式，占有效样本总量的51%；另外，还有11%的农户对两种灌溉方式没有明显的偏好，认为家庭灌溉和集体灌溉各有利弊。

2.变量说明

本研究将农户的时间分成四部分：灌溉活动上的时间、从事农外创收性活动时间、家庭内部生产时间、休闲时间。根据研究需要，从中选取灌溉时间、从事农外创收性活动的时间、休闲时间作为本研究的被解释变量，分别用twi，tmi，tli表示；选择农户的灌溉方式作为解释变量，该变量是虚拟变量，用Irii表示：如果农户的农田灌溉以集体灌溉方式为主农户灌溉大多数是集体灌溉与家庭灌溉相结合，但这两种灌溉方式有主次之分。农户以何种灌溉方式为主，本文依照农户主观判断进行界定。，则Irii=1；反之，如果以家庭单独灌溉为主，则Irii=0。同时，引入其他可能对农户的时间分配造成影响的控制变量。控制变量的选择是在实地调研的基础上，充分考虑调查地点的实际情况，并结合已有的经验研究确定的，在不同的被解释变量对应的回归模型中，控制变量的选择有所差异，但有相当一部分重合。

在分析不同的灌溉方式对于农户灌溉时间的影响分析中，被解释变量为灌溉时间（twi，灌溉时间=每次灌溉花费的时间×年灌溉次数），解释变量为农户采用的灌溉方式（Irii），此外，本文还引入了年龄（age）、性别（sex）、受教育程度（edu）、家庭总收入（income）、家庭总财产（possession）、水田面积（waterland）、农地离灌溉水源地的距离（dis）、村水源条件（vilg）、与本村农户相比水源条件（wcond）、与本小组内成员相比水源条件（wpcond）、所在乡镇（town）等控制变量。农村家庭在农业生产方面的重要决策权主要在户主一方，尤其是农田管理、灌溉方式的选择上，通常户主是家庭的主要决策人，因此，这里农户层面的特质选择了户主的年龄、性别和受教育程度，对户主的特征进行控制，来消除农户层面的差异对于农田灌溉的影响；同时，本文选择了所在乡镇、村级水源条件、与本村农户相比水源条件、与本组农户相比水源条件、农田离水源地的距离来控制农户灌溉条件的差异对农户灌溉时间的影响；经济异质性的变量本文选择了农户的家庭总收入和总家庭财产；土地方面，考虑到旱地对于灌溉的要求不高，且灌溉频次较低，一般为1次/季，而水田则需要耗费农户大量的时间进行灌溉等农田管理，同时，考虑到被调查地是南方水稻区，农田以水田为主调查数据显示，有85%的家庭水田占耕地的比重在80%以上。，因此，本文认为水田的数量对于农户的灌溉时间有较大影响，故将其引入。

在分析不同的灌溉方式对于农户农外创收性劳动时间的影响中，我们先对影响农户非农劳动供给决策的因素进行分析，其中被解释变量为农户是否从事非农活动（是为1，否为0），用Di表示；解释变量为灌溉方式（Irii）；控制变量为年龄（age）、性别（sex）、受教育程度（edu）、家庭劳动力数量（lab）、家庭总收入（income）作为家庭初始资产变量，预期家庭人均纯收入高的家庭，有较强能力从事回报率较高的非农业。、总家庭财产（possession）、到市场的距离（market）用来反映家庭的外部环境，即农户从事农外创收性活动的外部选择机会，使用离县城的距离作为其变量。弓秀云等（2009）的研究表明，离县城远的家庭，县域经济对其的辐射能力弱，获取信息也不方便，从事非农劳动供给的交易成本较高，因此会减少非农劳动供给。等。众所周知，非农部门的工资率对农户非农的就业决策有很大影响，这里之所以没有将非农部门的工资率纳入解释变量，主要是因为本文的研究是基于相似地域的同一时期内有着较高同质性的农户数据，因此，本文假定对他们而言同一时期内非农部门的工资率大致相同。进而，在分析农田水利灌溉方式差异如何影响农户从事农外创收性活动的时间时，被解释变量是农户从事农外创收性劳动的时间（tmi，包括养殖业、自营工商业、外出打工时间），解释变量为灌溉方式（Irii）。此外，根据理论研究以及实地调研，确定年龄（age）、性别（sex）、受教育程度（edu）、是否担任过村干部（leader）、是否是党员（party）、家庭总收入（income）、总家庭财产（possession）、家庭耕地面积（land）、到市场的距离（market）、家庭劳动力数量（lab）、家庭中未成年子女的数量（chil）等影响农户农外创收性劳动时间的重要因素为控制变量。其中，年龄、性别、受教育程度、是否担任过村干部、是否为党员作为农户层面的特征变量，用以消除不同农户层面的差异对农外创收性劳动时间的影响；家庭总收入、总家庭财产作为农户间经济异质性的变量；农业劳动与农外劳动存在一定程度上的替代关系，因此选择家庭耕地数量作为农户农业劳动机会的变量；同时，离市场的距离是衡量农外劳动机会的重要变量，通常情况下认为，市场距离的增加会减少劳动者的市场劳动参与率和参与时间，因此，将这一变量引入模型也是必要的。

研究不同灌溉方式如何影响农户休闲时间时，被解释变量为农户休闲时间（tli，农忙、农闲时段休闲时间加总），解释变量为灌溉方式（Irii），控制变量为年龄（age）、性别（sex）、受教育程度（edu）、家庭收入（income）、家庭财产（possession）、家庭耕地面积（land）、市场距离（market）、家庭劳动力数量（lab）、未成年子女数量（chil）等。

四、实证分析

本文基于调研数据，实证分析农田水利灌溉方式转变对农户时间分配的影响，主要包括两个问题：采用不同灌溉方式的农户的灌溉时间有无显著差异？灌溉方式转变对农户分配到其他活动（创收、休闲）的时间有无影响？

1.不同的灌溉方式对农户灌溉时间的影响分析

为考察不同灌溉方式对农户灌溉时间的影响，构建多元线性回归模型如下：

twi=f（Irii，age，sex，edu，town，vilg，dis，wcond，Ln（possession），Ln（income），waterland）+εi

其中，twi表示灌溉时间，Irii表示农户灌溉方式，i代表农户，εi表示随机误差项。引入的其他解释变量包括所属乡镇、村水源条件、户主年龄、户主性别、户主受教育程度、农田离灌溉水源地的距离、与本村农户比水源条件、与本组农户比水源条件、家庭总收入、总家庭财产、水田面积、面积最大的水田亩数等。

本文首先对变量进行了皮尔森相关性检验，结果显示与本村农户相比水源条件和与本小组农户相比水源条件、面积最大的水田亩数和水田面积间存在相关性；家庭总收入与水田数量之间存在一定程度的正相关性，这可能是因为当地农民的收入来源单一；水田面积与农民总收入之间存在显著的相关性。在后继回归分析中，笔者对变量重新进行了筛选，仅保留家庭总财产作为农民经济异质性的变量，将家庭总收入剔除。为了弱化极端值的离群趋势，使数据分布曲线更加平滑，对家庭总财产取对数，回归结果见表3的模型a和模型b。

回归结果显示，模型具有统计学意义，在控制了影响农户灌溉时间的其他因素之后，灌溉方式对农户灌溉时间的影响依然非常显著，且其相关系数是所有解释变量中最高的，说明采用统一灌溉方式的农户比采用家庭单独灌溉的农户在农田灌溉方面平均可以节约235.71小时。此外，农田离灌溉水源地的距离、农户所在乡镇、与本村农户相比水源条件等反映农户灌溉条件的解释变量均表现出了较好的统计特性，均对农户的灌溉时间有着显著影响。

本文继续对被解释变量灌溉时间取对数，重新建模，回归结果见表3模型c和模型d，模型的拟合优度和系数的显著性具有较大提高。对被解释变量灌溉时间取对数重新回归之后，发现解释变量水田数量获得了较好的统计特性，水田数量对农户灌溉时间的影响由不显著变为显著。这说明之前该变量的不显著可能是由于样本量较小，或者是数据抽样误差导致的。

2.不同的灌溉方式对农户农外创收性劳动时间的影响分析

本文构建了影响农户从事农外创收性活动决策的模型和农户农外创收性劳动时间的影响因素模型。影响农户从事农外创收性活动决策的Logit模型表达式如下：

Di=f（Irii，xk）+εi

其中，Di为农户是否从事农外创收性活动，Irii为农户灌溉方式，xk（k=1，2，…n）为控制变量：性别、年龄、受教育程度、灌溉方式、距离最近集市的距离、未成年子女数量、耕地数量、家庭总收入、总家庭财产等。回归结果如表4。

从表4可以获知：耕地拥有量越多、年龄越大的农户参与农外创收性劳动的概率越低，家庭总收入和总家庭财产较高的农户参与农外创收性劳动的概率较高；采用集体统一灌溉方式的农户比采用家庭灌溉方式的农户更有可能从事农外创收性劳动。但变量的系数在统计上不显著，原因可能是由于解释变量对被解释变量产生影响是一个小概率事件，也有可能是由于样本量偏小或者数据误差造成的。该回归结果只能作为判断解释变量对农外创收性劳动参与概率的影响符号的参考，很难说明各个因素对农外创收性劳动参与概率的具体影响大小。

接下来，就灌溉方式对农户农外创收性劳动时间的影响进行分析。由于样本中有相当一部分观察值为0，如果采用普通最小二乘对农户农外创收性劳动时间的影响因素模型直接回归，那么估计将是有偏的，并且不满足一致性要求，故采用Tobit模型如下：

其中，twi表示从事创收性活动的时间，Irii表示农户的灌溉方式，xk（k=1，2，…n）表示一组解释变量：户主年龄、户主性别、户主的受教育程度、灌溉方式、耕地数量、农外创收性收入、家庭总收入、家庭总财产、家庭距离最近集市的距离、家庭中未成年子女的数量、户主的其他个人特征（包括是否为党员、是否曾经担任过村干部）等。

对变量进行皮尔森相关性检验，发现农外创收性收入这一变量与家庭总收入、家庭总财产相关性过大。根据结果，在后继回归分析中将农外创收性收入变量剔除，仅将家庭总收入和总家庭财产作为衡量家庭经济状况的变量，得到模型a；将变量是否担任过村干部和是否为党员从模型中剔除得到模型b（见表5）。

结果显示，解释变量对被解释变量的影响符号与预期基本一致，灌溉方式对农户时间分配的影响不能被忽略。分析表明，灌溉方式的不同对农户农外创收性劳动的时间有较大影响，采用集体统一灌溉方式的农户在农外创收性劳动上投入的时间要远远多于采用家庭灌溉的农户；耕地数量与农户从事农外创收性劳动的时间呈负相关，家庭总收入与农外创收性劳动时间正相关；在模型b中，受教育程度对农户农外创收性劳动时间表现出显著的正向影响本文的回归结果与现有研究结论保持一致，例如：Kimhi（2001）研究认为，离城镇的距离越远，非农就业就越少，教育水平对农业和非农业就业有正向影响，尤其是非农就业；Shahidur（1998）认为，离市场距离的增加会减女对于市场工作的参与率，也因此会减少市场工作的时间。。

3.不同的灌溉方式对农户休闲时间的影响分析

为观察不同灌溉方式对农户的休闲时间的影响，构建OLS模型：

tli=f（Irii，sex，edu，land，Ln（possession），Ln（income），market，chil，party，Di）+εi

其中，被解释变量为农户休闲时间，解释变量是灌溉方式，控制变量为性别、受教育程度、家庭耕地数量、家庭总收入、总家庭财产、家庭距离最近集市的距离、家庭中未成年子女数量、户主其他个人特征（是否为党员等）、是否参与农外创收性劳动等。回归结果如表6。

结果显示，除灌溉方式外，其他变量对被解释变量休闲时间的影响符号与预期大致相同；灌溉方式对农户休闲时间的影响与预期相反，即采用集体统一灌溉的农户反而比采用家庭单独灌溉的农户拥有更少的休闲时间，但结果不显著，这与预期并不一致；家庭耕地数量、当年是否参与农外创收性劳动、家庭总收入是影响农户休闲时间长短的重要变量；农外劳动对农户的休闲时间具有较高的替代效应；家庭耕地数量对农户休闲时间的增加有积极作用。

五、结论

农业是国家之命脉，灌溉是农业的咽喉。农村旧有税费制度及以工代赈等政策所支撑的农村水利体系随着农业税和“两工”取消已遭到破坏。与此同时，农户的灌溉行为开始不局限于集体灌溉，而向以家庭灌溉为主的多种灌溉方式并存转型。本文研究表明，农田水利灌溉方式的转变对农民时间分配有较大的影响。灌溉方式由集体统一灌溉向家庭灌溉的转变，不仅增加了农户在农田水利灌溉上的时间支出，也减少了农户在农外创收性劳动上的时间投入。此外，在本文研究中，灌溉方式与农户的休闲时间二者之间则呈现非显著负相关关系，这值得今后进一步研究。

参考文献：

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家庭劳动总结范文第3篇

关键词:劳动力;劳动力供给;总量分析

中图分类号:F241文献标识码:A文章编号:1000-176X(2009)11-0010-04

经济增长与发展离不开资源投入。投入的资源包括人力资本、自然资源、货币资本和技术等。其中的人力资本主要是劳动力。一个国家的劳动力是否得到充分利用,将关系到该国家经济增长的速度和发展水平。中国是一个发展中的人口大国,其中农民大约10亿人,城镇居民大约2亿多人。在人口的分布上,主要集中在东部、中部地区。劳动力供给数量巨大,而劳动力需求相对短缺,所以,劳动力供给总量的增加或减少,对促进或延缓本地区或本国的经济发展将产生重要影响。

一、劳动力供给总量的影响因素

劳动力是一个国家或地区经济发展的人力资本。劳动力在本质上是人的体力和智力的总和,是活的生命体。只有达到一定的年龄(通常16岁以上)、具有劳动能力并愿意工作的人才是劳动力。经济学把人口中具有劳动能力的人口部分称作劳动力。一国的劳动力与非劳动力人口一般根据本国的统计制度,通过人口普查、劳动力调查进行统计和估算。

劳动力供给是指一定的市场工资率下,劳动力供给的决策主体(家庭或个人)愿意并且能够提供的劳动时间。反映劳动参与或者供给变化的一个总量指标是劳动力供给总量,另一个指标是劳动参与率。所谓劳动参与率是指劳动力在一定范围内人口所占的比率,是反映、测度人口参与社会劳动的指标。一定范围内的人口可以按照若干标志进行分类,如总人口、不同年龄组人口或不同性别人口等。

劳动力供给是劳动者主体进行提供劳动时间决策的结果。在劳动者进行决策时,决策主体一般面临两种选择:其一是劳动参与决策,即是否进入劳动力市场寻求有酬劳动;其二是劳动时间决策,即在个人可支配时间中,闲暇与劳动时间的选择。影响劳动力决策

的因素很多。其中决定劳动力供给的首要因素是一定时期的人口数量。其次,收入的多少、工资率的高低、税收等都对劳动力供给决策产生作用。

1.人口数量多少决定劳动力总量的大小

(1)人口数量的增长决定劳动力供给的增长

不同的国家由于人口数量的大小不同,劳动力的供给量也有很大差异。中国和印度是世界上人口最多的两个国家,决定了这两个国家的劳动力供给十分充足,并成为拥有廉价劳动力的国家。而英、美、德、日等西方发达国家,由于人口数量相对少,劳动力供给也相对不足,劳动力是其相对短缺的资源。

(2)劳动人口参与率的高低决定劳动力供给总量

一般地说,劳动参与的人口越多,劳动力供给总量越大。劳动参与有一个生命周期的变化。从中国劳动参与率生命周期看,男性和女性劳动力参与率的生命周期都呈现倒“U”型,青年与老年劳动力参与率较低,22―55岁年龄段劳动力参与率一般在90%以上;男性劳动力参与率高于女性劳动力参与率,20―49岁男性劳动力90%以上参与劳动,20―40岁女性88%参与劳动。与国际上其他国家比较,中国劳动参与率比较高,因而劳动力供给总量也大。

2.工资率决定劳动时间供给

在人口一定的情况下,劳动力供给则受其他因素的影响。经济学理论分析劳动力供给的主要原因在于市场工资,并把市场工资率作为影响劳动力供给的惟一因素。劳动者需要提供劳动以便获得生活资料,成年人要养家糊口。当工资率变化时,劳动力供给相应地发生变化。劳动力供给量的变动对工资率变动的反应程度被称做劳动力供给弹性。一般地说,工资率提高,劳动供给增加。因此,劳动供给曲线是一条向右上方倾斜的曲线。但是,闲暇也是影响劳动力供给决策的重要因素。劳动者需要通过闲暇来丰富生活,提高生活质量。因此,当工资收入比较高时,劳动者将放弃一定的劳动量进行休闲和娱乐。斯蒂格利茨指出,劳动力供给取决于收入与闲暇的对比。当收入提高时会产生收入效应和替代效应,从而共同影响劳动者提供劳动的决策。随着收入的提高,劳动者提供的劳动最初是增加的,但是其后是减少的,因此劳动供给曲线是一条向后弯曲的曲线。

在社会经济生活中,家庭在消费与劳动力供给方面是基本的决策主体。在以家庭为单位的经济选择和经济行为中,家庭成员之间存在着一定的分工协助关系。在一个家庭中,假设已经有成员就业,其他成员是否参与劳动将取决于是否取得最大效益。因此,一般而言,个人劳动力供给决策受到工资率的影响。当制度劳动时间为t,工资率为w0,如果决策主体家庭成员处于就业―非就业无差异境界时,此时的工资率w0即为最低劳动供给价格。当工资率大于w0时,选择就业;当工资率小于w0时,选择不就业。不同家庭的最低劳动供给价格呈正态分布,如图1所示。

图1中,横轴为工资率W,纵轴为以最低劳动供给价格为标识的家庭户的密度分布Q。在工资率较低时,如为W1,密度分布较低。在工资率较高时,如为W2,密度分布也较低,基本上呈正态分布。当工资率为W0时,一般都是,凡是最低劳动供给价格比W0低家庭,其家庭成员就要就业了。在图中斜线所示的部分与正态分布线和横轴围成的总面积之比,就是当工资率为W0时家庭中非就业人员就业的概率。这一就业概率与相同统计范围内的劳动力参与率相似。可见,工资率对于劳动供给有着非常大的影响。

工资率的变化会产生收入效应和替代效应,并最后影响到劳动力供给决策。研究表明,工资率的变化对劳动供给决策主体的最终影响取决于两种效应的相互关系。而这两者的相互关系实际上取决于主体的闲暇―收入偏好,或者说取决于主体的效用函数。如果替代效应小于收入效应,那么随着工资率的提高,劳动时间供给就会减少。一般地说,当工资率较低且收入较少时,由于工资率提高而产生的替代效应大于收入效应,因而随着工资率的提高,劳动供给增加;而工资率较高而且收入也在较高水平时,替代效应小于收入效应,因而随着工资率的提高,劳动供给时间反而减少。

3.税收对劳动力供给的影响

税收对劳动力供给产生一定的影响。影响劳动力供给的因素中,税收是一个重要的方面。国外学者中,布里克(Break,1974),阿特金森与斯蒂格利茨(Atkinson,Stiglitz,1980)进行的经验研究中发现,征收所得税的替代效应与收入效应趋于相互抵消。哈伯格(Harberger,1974)的税收归宿一般均衡模型中得出的结论是:所得税和一般劳动税是无法转嫁的,并且税负不同将影响劳动者的劳动供给。税收对劳动供给的影响分为替代效应和收入效应两种。替代效应是指由于征税使价格下降、闲暇价格上涨,促使人们以闲暇代替工作;收入效应是指征税后减少了可支配收入,促使其为了维持既定的收入和消费水平而放弃闲暇,增加工作时间。但是,税收对劳动供给者的总效应是不确定的,这是由不同劳动者的替代效应和收入效应的对比关系所决定的。通常在边际效应递减规律的作用下,对高收入者而言,税收的替代效应大于收入效应,而对于低收入者而言,结果相反。

国内学者对此也做了一些研究。第一种观点认为税收会从控制人口数量和影响人们的行为来影响劳动的总供给量以及从影响劳动者素质和社会保障税方面来影响劳动供给结构。第二种观点认为中国对劳动征税的收入效应大于替代效应,对劳动征税增加了劳动供给。第三种观点认为中国城镇居民的劳动税率与失业呈现反相关的关系,说明了中国税收的收入效应大于替代效应。因此提高税率,减少了劳动者的可支配收入,劳动者为了维持既定的消费水平和收入水平,不得不减少或者放弃闲暇,增加劳动供给。

二、中国的劳动力供给总量

从总的水平看,在给定人口数量的情况下,决定劳动力供给的主要因素之一是总人口中劳动年龄人口所占的比重,而劳动年龄人口的比重又和以前生育率水平的变化有直接的联系。中国劳动力供给总量上一直很大,这与中国是一个人口大国有密切的关系。分析中国劳动力供给可以看出有以下特点:

1.劳动力随着总人口增加而增加

根据国家统计局统计数据,中国人口总量在建国后一直呈上升趋势,2001年总人口为127 627万人,是1953年的2.19倍;就业人数在2001年比1953年增加2.42倍,达到73 025万人,是所有发达国家劳动力的总和。改革开放以来,中国的大量劳动年龄人口比例持续增长,至2023年达到高峰,为71.08%,劳动年龄人口规模2023年左右达到高峰,约为9.97亿人。劳动力人口比例2005年达到高峰,为62.55%,然后保持相对稳定,至2023年开始趋于下降,劳动人口总量2023年左右达到高峰,约为8.66亿人。今后十几年中,每年新增劳动年龄人口达到1 000万人,如表1所示。

2.劳动力供给总量增加趋缓以致过剩

随着计划生育的继续开展,中国人口出生率降低,总人口增加的速度放慢,劳动力供给开始由加速变为减速。一方面,我国劳动力供给大于劳动力需求,另一方面,我国劳动力存在阶段性和结构性供给不足。在总量上,我国劳动力供给既有城镇劳动年龄的劳动力供给,也包括大批的农村劳动年龄劳动力供给。城镇劳动力中,很多下岗职工处于失业和半失业状态,加上新增加的各类大中专院校毕业生,形成巨大的就业压力;每年从农村中转移出大批劳动力进入城镇寻找就业机会。2009年,中国高校毕业生大幅度增加,达到600多万人,而实际就业率只达到30%。每年有数百万的大学毕业生不能及时就业。

造成劳动力供给总量过剩的原因有:第一,人口规模巨大。我国人口规模过大是一个客观事实。如此大的人口规模决定我国必然在长期内存在劳动力供给超过劳动力需求。第二,劳动力参与率过高是造成劳动力供给过度的又一个原因。在人口总量和劳动力资源一定的情况下,劳动供给总量决定于劳动力资源的利用程度,即劳动力参与率。用公式表示就是:劳动力供给总量=劳动力资源量×劳动力参与率。我国一直是劳动力参与率很高的国家,不仅在城镇,而且在农村都是如此。例如,15―19岁年龄组劳动力以及妇女劳动力参与率,和其他国家比较,我国都非常高。如表2、表3所示。造成劳动力参与率高的主要原因是我国很多家庭的人均收入较低,为了增加家庭收入,不得不让那些具有一定体力的家庭成员参加劳动。我国人均收入偏低,使得在业人口养育家庭的压力过大,致使适龄劳动力过早地参与劳动,加入劳动力供给队伍,扩大了劳动力供给总量。

3.常态性结构性、季节性劳动力供给不足

经济发展存在结构性、周期性的特征,对劳动力的需求也存在结构性、周期性的特征。2003年春季开始,我国沿海部分地区出现以招工难为特征的“民工荒”,就是经济发展中出现的结构性、季节性对劳动力需求所致。这种现象在其后由沿海经济发达地区蔓延到部分内陆省份,给企业正常经营带来困难。为了应对劳动力市场上供求关系的转变,企业开始从工资水平、社会保障、工作条件等多个方面做出调整,以便吸引劳动力。造成这类劳动力供给不足的原因是多方面的:一是经济发展对劳动力的需求增加。经济发展是不断地进行扩大投资、出口和消费所带动的。经济增长是投入要素不断增加的结果。企业扩大生产规模需要更多的劳动力,结果导致需求增加。二是近年来劳动力参与率有所下降。劳资双方对工资率缺乏一致的看法,难以达成就业协议。我国长期以来劳动力供给大于需求,被认为是劳动力过剩国家,对劳动者实现低工资策略,工资增长缓慢,然而随着经济增长和经济发展,物价水平上升,劳动力的生产成本增加,低工资难以适应经济发展的变化,因而劳动者要求提高工资的呼声提高。在不能得到工资水平提高的情况下,劳动力供给意愿降低。因为决定劳动参与率的两个因素分别是市场工资率和个人的保留工资水平。在保留工资水平一定的情况下,市场工资率越高,个人参与劳动力市场的可能性也就越大;在市场工资率一定的情况下,个人保留工资越高,其参与劳动力市场的可能性就越小。因而,解决问题的办法就是提高工资待遇水平,提高工资是劳动参与率提高的重要条件。

参考文献:

[1] 王长胜.中国与世界经济发展报告[M].北京:社会科学文献出版社,2008.

[2] 袁伦渠.劳动经济学[M].大连:东北财经大学出版社,2002.66-67.

家庭劳动总结范文第4篇

[论文摘要]传统 经济 学认为，家务劳动不像其他可以流转的商品或服务那样具有交换价值，只是在家庭内部有价值，各国也未将家务劳动价值纳入国民生产总值核算体系。法经济学分析 指出，家务劳动是一种需要成本、能创造收益、具有价值的劳动。我国婚姻家庭法应本着由夫妻共同分担家务劳动成本，共同分享家务劳动收益的原则，准确界定夫 妻家务劳动收益的范围，增设夫妻家务劳动价值的量化方法，增加评价家务劳动价值的考虑因素，放宽夫妻家务劳动成本分担、收益分享的条件。

家 务劳动是为直接满足本家庭成员精神生活和物质生活的需要而进行的劳动。这种通常由家庭成员在家庭内部从事的未支付报酬的劳动，主要包括下列活动:煮饭、清 洁、整理房间、洗衣物、购物、修理和维护住房、照顾家庭成员、从事园艺、宠物照料及家庭安排等。传统经济学家认为家务劳动只在家庭内部有价值，但随着社会的 发展 ，人类的分工越来越细，家务劳动作为人类劳动的一种特殊形式，是一种需要成本、能产生收益，具有社会价值的劳动。夫妻间从事家务劳动的通常是女性。通过立 法承认夫妻家务劳动具有的价值是 法律 公平正义的要求，体现了对女性的保护，有助于实现男女实质平等，被誉为是对经济上依存于丈夫的家庭主妇的“自卑 治疗 剂”。

一、夫妻家务劳动的成本构成分析

一个无可否认的事实是，从事家务劳动需要一定的成本，这些成本主要包括家务劳动的精力成本及机会成本。但在现实生活中，这些隐性成本往往为人们所忽略。

(一)夫妻家务劳动的精力成本分析

在时间总量不变的情况下，在某种劳动中的精力成本越大，则投人到另外一种劳动或其他活动的时间就会减少。以全职夫妇为例，在夫妻工作时 间相同时，从事家务劳动的时间越长，自由支配时间就越少。而自由时间可以用来进行人力资本的投资，也可以用于“劳动者体力的恢复，智力的提高和个性的和谐 发展’。非家务方利用工作之余的自由支配时间休息，可以促使其体力的恢复，产生新的精力，因而在市场投人方面具有较大的精力优势。家务劳动方，因在工作之 余从事家务需要花费一定的精力，该方就会有更少的自由支配时间恢复其体力，影响其市场投人的精力，在市场投人方面失去其精力优势。当从事家务劳动和社会劳 动都需要花费一定的精力时，从事家务劳动的精力强度大于闲暇时间的精力强度，故从事家务劳动的女性往往选择精力强度不大的工作，甚至因其长期从事家务劳动 而根本无精力投人社会工作或早早地退出社会工作。而从事社会劳动的精力成本往往与工资水平存在一定的关联性，由于家务劳动主要由女方承担，在已婚男女参与 同样的社会工作时，女性的社会收人往往较之男性低，其中原因之一就在于，已婚女性在婚后较之婚前在市场精力投人的降低。其次是女性在婚后需要花费更多时间 从事家务劳动，因而可能会减少对自身人力资本的投资。在一切资本中，只有对人的投资才是最有价值的资本。对特殊的人力资本投资的积极性与花费在该项活动上 的时间正相关，“当家庭部门用的时间更多时，主要提高家庭生产率的资本投资的积极性会更大一些;而当工作时间更多时，对主要提高市场生产率的资本投资积极 性会更强一些。由于妻子的主要时间是从事家务，其对社会工作进行人力资本投资的积极性较男性低，加上女性社会劳动精力投资较男性更少， 自然 会降低他们的社会收人，而低收人反过来进一步减少他们投人市场的精力及对市场人力资本的投入，加大女性从事家务劳动的成本。

马克思的劳动价值论认为，只有劳动才创造价值。劳动不是价值本身，而是作为价值的活的源泉。劳动和劳动结果相统一，是劳动者的基本权利和劳动解放的标志。

家 务劳动和社会劳动同属于人类劳动方式之一，只是劳动地点及劳动内容等存在差异，属于不同的劳动分工，二者都需要精力成本。如果女性在家庭中以家务劳动这种 精力成本进行投资而不能分享该投资的收益，会造成对女性的系统性剥夺，既违背了家庭作为一个经济单位的利益分享规则，也会减弱该方投资家务劳动的积极性， 对家庭这一经济组织体也可能造成破坏(导致解体)。如果不对夫妻一方的家务劳动成本给予回报，家务劳动方在夫妻时间配置博弈中处于不利境地，在婚姻解体时也会削减该方在离婚博弈中的能力。

(二)夫妻家务劳动的机会成本分析

家 庭是一个经济组织体，但其具有强烈的伦理性，家庭成员之间具有显著的利他性特征。夫妻间可能会因为一方在家庭中具有比较优势而放弃社会工作选择家务劳动， 或者基于婚姻家庭的利他思想而由一方主动承担主要家务劳动，“夫妻一方在从事这项工作的同时，另一种更有价值的活动被放弃了”，因而家务劳动存在机会成 本。由于从事家务劳动需要花费一定的时间投人，在时间总数不变的情况，家务劳动者就只能通过改变时间分配的方式以承担家务劳动，如通过不断减少参与社会活 动的时间或者减少甚至放弃参与其他社会工作的时间等方式以保证有足够时间从事家务劳动。因此，从事家务劳动的时间越多、年限越长，其机会成本就越大。

夫 妻从事家务劳动的选择取决于家务劳动的边际效用价值，“价值并不是商品内在的客观属性，它不过是表示人的欲望同物品满足这种欲望的能力的关系，即人对物品 效用的感觉和评价。效用是价值的源泉，效用大则价值大，反之，价值则小。边际效用价值是每增加一个单位物品所引起总效用价值的增量，它遵循效用递减 规律 。如果夫妻一方从事家务劳动的效用价值比从事社会劳动的效用价值大，其就会选择从事家务劳动，反之就会选择从事社会劳动，而且只有当家务劳动的边际效用为 正时夫妻才会选择从事家务劳动。如果家务劳动和社会劳动的效用价值相等时，则无论从事社会劳动和家务劳动都无区别。因此，理性人假设下，夫妻从事家务劳动 的效用价值应当大于从事社会劳动的效用价值且其边际效用价值为正，而家务劳动的效用价值越大，表明家务劳动方的机会成本也就越大。

总 之，家庭“这一生产单位的最重要的投入完全不是市场产品，而是家庭成员的时间，特别是传统家庭中妻子的家务劳动。贝克尔认为，家庭是由多个人组成的生产单 位，家庭中每一成员都在彼此了解、相互信赖下尽其所能，自觉履行投人义务，只有这样才能实现婚姻的最大化效益。家务劳动具有精力成本和机会成本，是对婚姻 的一种投资。一旦夫妻一方的收益大于边际成本，则意味着该投资是有效益的，就会鼓励投资者继续投资。反之，该方就会减少投资，甚至不再投人而宁愿选择经济 组织体的解体。作为经济单位的家庭，要求夫妻共同投资、风险共担、利益共享，才能实现婚姻的最大化效益并能更长久维持婚姻关系。

二、夫妻家务劳动产生的收益

收 益通常包括物质收益和精神收益。家务劳动所创造的精神方面的收益，主要是由于家务劳动的分担如家庭安排、照顾子女等可以减轻非家务劳动方精神上的压力，带 来清闲的享受，而有些活动如清洁、整理房间、清洗衣物等，则本身可以为家庭成员带来精神方面的愉悦。物质上的收益，主要包括家务劳动带来的分工收益、家务 劳动使得家庭经营成本的降低、家务劳动的交换价值及非家务劳动方在家务劳动时间内获得的人力资本等。由于精神收益纯属主观感受，难以客观衡量，本文主要分 析物质性收益。

(一)比较优势分工带来的收益

夫妻之间如何发挥各自的优势，实行劳动分工，以增加家庭的产出?通常认 为，女性在家务劳动方面具有相对的优势，而男性在社会劳动方面能产生较高的生产力。男女只有各自发挥自己的比较优势，才能增加家庭的产出，实现经济收益的 最大化。“家庭作为一种社会机构保持下来，表明了它具有重要的经济化效能，而更为重要的因素是家庭促进了劳动的分工，取得了来自专业化的收益。家庭通过丈 夫在劳动市场从事专职工作，妻子在家从事家务劳动这种互补活动的专业化而促进了家庭收益的最大化。因此，在男女之间根据各自的优势实行分工，有利于增加家 庭的产出，提高家庭的经济效益。根据比较优势理论，家庭的最佳方案是机会成本较低的配偶专于家庭生产。由于女性的工资普遍较男性低，其机会成本相对较低， 这样现实生活中从事家务劳动的任务就主要由妻子承担，丈夫则利用其在社会劳动方面的优势参与更多的社会劳动。妇女的时间主要分配于家庭部门，男性的时间主 要分配在市场部门的分工模式被认为是获得家庭福利目标函数最大化的一种有效途径。

既然夫妻一方在家庭中根据各自的优势进行分工由一方从事家务劳动，另一方利用其在市场的优势参与社会劳动，夫妇双方通过共同努力，实现家庭产出的最大化。由于家庭分工是根据夫妻的比较优势，发挥各自所长的结果，所以，任何一方的劳动都应具有相应的价值。

(二)家庭经营成本的降低(防止积极财产流出)

在 传统的“男主外，女主内”思想影响下，许多已婚妻子担当着从事家务劳动的主要责任。妻子从事的家务劳动自然可以减少家庭中雇佣保姆的费用，降低家庭经营成 本，防止家庭中积极财产外流。“妻为家事劳动，则不须支付对价于他人，家计费用即可减少，则其减少部分，对家庭而言，就是家事劳动的价值。家事劳动之防止 家庭中的积极财产流出之功能，即为其获得评价之主要根据。由于降低家庭经营成本是通过投人家务劳动的方式实现的，该降低的成本则为家务劳动的收益之一。

(三)家务劳动的交换价值

虽然家务劳动不具有一般商品的直接交换价值，但通过夫妻之间的资源交换以及“置换”方式，仍然可以实现其交换价值。

1.理性人假设中夫妻之间的资源交换

理 性经济人假设认为，从事经济活动的所有人都是理性的，他们具有抽象人的基本特征，即假定每一个从事经济活动的人都是理性、利己的，并且力图以最小经济代价 去获得最大经济利益。在婚姻家庭中，夫妻会考虑婚姻的成本及从婚姻中获取的收益。家庭是一个资源交换的场所，只不过这种交换既包括情感等非物质的交换，也 包括物质上的交换。现实中的男女有的偏重前者，有的更看重后者。“人是理性的动物，而社会生活是要求互惠关系的，人们的选择是建立在要得到最大的奖赏和最 少的代价之下的，以便取得最大的利润或最好的结果。在家庭中，需要通过家庭成员共同投人共同经营，彼此分享家庭收益，获得对方经济上的供养及情感方面的爱 与呵护。家庭成员应当共同投资于家庭，以获取投资的收益以分享，这样才有利于实现家庭收益的最大化，增进家庭幸福。家务劳动是对婚姻非物质性的投资，对该 投资除了精神与情感方面的回报，尚需要换取其投资应得的经济收益，此种收益是通过家务劳动换取非家务劳动方的社会劳动价值实现的。

2.家务劳动的交换价值

核算国民生产总值的方法主要有两种，即以萨伊的生产要素理论为基础核算国民生产总值和以马克思的劳动价值理论为基础的 计算 方法。这两种计算方法都未将家务劳动价值核算在国民生产总值内。而 现代 经济 学家认为，家务劳动实际也具有交换价值，符合商品的特征。只不过家庭这种生产单位生产的主要“商品”是子女，而不是传统的商品。“忙于抚养孩子的妻子用从事家务劳动的时间‘换得’丈夫在市场上的工作， 而丈夫则‘购买’妻子照顾他们共同的子女。通过这样的方式，实现妻子家务劳动的交换价值。对于此，家务劳动虽然没有直接的交换价值，但其通过“置换”方式 仍然可以实现其交换价值。事实上，家务劳动价值对准确计算国民生产总值具有非同一般的影响，联合国第四次世界妇女大会有关资料资示，仅一项没有报酬的家务 劳动价值就约占国民收入总值的10--35%。

(四)非家务劳动方获得的人力资本

夫妻获得的收益除了经济上的现实利 益，还包括一种并非直接以金钱形式体现的资本收益，即人力资本收益。“人力资本是一个人拥有的从事具有经济价值的活动的能力、知识和技能，它主要靠学习、 训练和经历来获取和积累，是决定劳动生产率的一个主要因素。在夫妻一方从事家务劳动的过程中，由于夫妻经济方面的共同投人及一方对家务劳动的分担，使得非 家务劳动方有更多的时间和精力投人到自身的 教育 、培训中，积极提高自身的职业素 质和技能，而这些素质和技能使得人力资本投人方在将来的生活和工作中终身受益。“学校教育通过提供知识、技能和分析问题的方法提高了人们的收人水平和生产 力水平。”“收人分配的不平等与教育和其他培训的不平等之间有着正相关关系……失业与受教育程度通常有很强的负相关关系。在这些资本投资过程中，夫妻对人 力资本在金钱方面的共同投资，极易获得夫妻及世人所认可。但夫妻在人力资本获得方身上投人的机会成本和精力成本这些隐性成本往往为人们所忽略。在婚姻期间 夫妻双方共同分享该人力资本投资的收益，而一旦夫妻离婚，非人力资本方就不能分享该人力资本带来的收益。基于婚姻共同体的收益分享理论，此种情况下，此种 人力资本一定范围的收益应当作为夫妻的共同投资所得。

三、夫妻家务劳动成本的分担与收益的分享:婚姻家庭法相关立法

家务劳动是一种需要成本、能创造收益、具有价值的劳动，这种承认应体现在婚姻法立法中。我国婚姻家庭法应从以下方面考虑由夫妻共同分担家务劳动成本，共同分享家务劳动的收益。

(一)准确界定夫妻家务劳动收益的范围

我 国婚姻法规定，除另有约定外，夫妻在婚姻关系存续期间的收人为夫妻共同财产，但现行婚姻家庭法并未将知识产权的财产期待利益(包括尚未投人生成的知识产权 和继续性使用的知识产权后期使用的财产性收益)纳人夫妻共同财产范围，也未规定夫妻之间可以在一定程度上分享一方获得的管理技 能、专业技能、执照、文凭、资格等人力资本收益。我国现行婚姻家庭法的规定实际上缩小了夫妻共同收益的范围，减少了家务劳动的投资回报。因为夫妻一方在婚 姻期间创造知识产权或获得人力资本的过程，需要夫妻共同的经济投人，家务劳动方在履行协助义务、抚养子女、照料老人等行为中通常也存在机会成本及精力成 本。离婚时如果不对家务劳动方的这些成本给予回报，必然会损害其经济利益，降低投人方的自我评价，也不符合家庭经济单位的利益分享规则。因此，我国婚姻法 应明确知识产权的财产期待利益为夫妻共同收益。同时，宜借鉴经济学中对管理技能、专业技能等人力资本的估算方法，规定夫妻婚姻期间获得的人力资本在离婚后 一定年限内的收益为夫妻共同收益。

(二)增设夫妻家务劳动价值的量化方法

关于家务劳动的计算方法，国外实践中采用替代成本法则和机会成本法则等进行计算。在从事家务劳动一方的机会成本能够确定的情况，借鉴机会成本法则计算夫妻家务劳动的价值较为合理。如果能确定家务劳动方因从事家务劳动而失去从事社会工 作的机会，宜以该丧失的机会作为家务劳动价值的补偿。如果机会成本的确立存在难度，则需要考虑相关因素，宜参照替代法则计算，但不宜采取简单的使用家政服 务人员的工资标准计算家务劳动的价值(目前我国有学者提出用家政服务人员的工资标准计算家务劳动价值的主张)，因为此种计算方法在很多情况下会降低家务劳 动的价值。

对于知识产权财产性收益，经济学主要采用收益法、成本法及市价法等进行评估。对人力资本价值的评价，在稳健、可行和公允的情 况较多采用对未来收益进行折现的收益现值法或净现值法进行计算。虽然这些计算方法还无法达到精确的程度，但不失为经济学计算人力资本和知识产权重要的方 法，在家庭法领域具有一定的可借鉴性。

(三)增加评价家务劳动价值的考虑因素

在衡量夫妻家务劳动价值时，应增设具体的考虑因素，包括非家务劳动方从家务劳动中的受益的大小，受益的期限及婚姻存续时间等因素衡量家务劳动的价值。

在 评估人力资本价值时，应考虑以下因素:首先应考虑对人力资本方进行人力资本投资时的年龄，因为该年龄决定了人力资本投资后新增收人流的期限长短;其次应考 虑人力资本的折旧现象，一定周期之后又需要新的人力资本的投人，该投资并非总是一劳永逸的;最后应考虑人力资本的取得需要夫妻共同投资、社会其他方面投 资、人力资本获得方的主观努力及实现人力资本的前景等。因此，在采纳收益现值法或净现值法进行人力资本价值估价时，宜确定一定年限内人力资本的收益作为夫 妻共同收益的范围，而不是所有的现值折算为夫妻共同收益。对此，可以参照《中华人民共和国劳动合同法》 等相关 法律 对高级管理人员离职后竞业禁止的年限限制(通常认为该期限与相关人员在前 企业 积累的人力资本或知悉的经营信息等相关)的规定，确定夫妻离婚后一定期限内获得的人力资本收益为夫妻共同收益。笔者认为，结合人力资本的上述特点，宜以人 力资本持有人未来3-5年时间的预期收益折现为夫妻共同收益，对非人力资本获得方给予相应价值的补偿。

家庭劳动总结范文第5篇

为贯彻《中共中央关于构建社会主义和谐社会若干重大问题的决定》关于“扩大再就业政策扶持范围，健全再就业援助制度，着力帮助零就业家庭和就业困难人员就业”的精神，落实国务院领导同志提出的“争取到今年底基本解决零就业家庭就业问题”的要求，现就全面推进零就业家庭就业援助工作通知如下：

一、明确零就业家庭援助工作的目标任务

各地要在今年7月底前全面部署实施零就业家庭援助工作，并初步摸清本地区零就业家庭数量，到今年年底基本消除城镇现有零就业家庭。其中，有条件的地区要力争全部消除，不具备条件的地区年底前要大部分消除，并力争在年上半年全部消除。各地要积极探索建立动态援助的长效工作机制，做到零就业家庭“产生一户，援助一户，消除一户，稳定一户”。

二、建立申报认定制度

零就业家庭是指城镇家庭中，所有法定劳动年龄内、具有劳动能力和就业愿望的家庭成员均处于失业状态，且无经营性、投资性收入的家庭。

符合上述条件的家庭，可按照自愿原则，向户籍所在地的街道(乡镇)劳动保障工作机构申请零就业家庭登记认定。具体条件和登记认定程序由地方劳动保障部门规定。

实行零就业家庭的退出制度。被认定的零就业家庭中有一人稳定就业或无正当理由不接受就业援助服务的，在一定期限后不再作为零就业家庭对待。具体标准由各地自行制定。

各地要进一步规范零就业家庭审核认定程序，建立统一的登记台账和数据库，并及时调整更新，实施动态管理。

三、针对零就业家庭特点，多渠道开发就业岗位

各地劳动保障部门要大力开发就业岗位，多渠道帮扶零就业家庭成员实现就业。要通过开发公益性就业岗位和实行相关补贴，安置年龄偏大、家庭困难的零就业家庭成员就业。要实行相应政策扶持，鼓励各类用人单位吸纳零就业家庭成员实现稳定就业；开发适用性强的创业项目，指导零就业家庭成员自主创业；扶持兴办劳动密集型小企业，推广适于家庭手工加工的项目，引导零就业家庭成员灵活就业；组织劳务输出项目，组织零就业家庭成员转移就业。

四、扩大再就业政策扶持范围，完善政策措施

各地要对符合条件的零就业家庭成员认真落实各项就业扶持政策。要根据党的十六届六中全会精神，结合本地实际，将再就业政策扶持范围扩大到零就业家庭成员，进一步明确扶持政策，鼓励零就业家庭成员自谋职业和自主创业，鼓励企业吸纳零就业家庭成员，提高公益性岗位安置和灵活就业人员的稳定性。要针对政策落实中的问题，改进操作办法，确保政策能够落到扶持对象身上。

五、依托基层平台，强化就业服务

各地要依托街道社区劳动保障工作平台，摸清零就业家庭和就业困难人员的底数，建立就业援助目标责任制度，将援助任务落实到人。及时为援助对象上门开展“送政策、送岗位、送服务”活动，实行动态管理和“一对一”服务。要将促进零就业家庭和就业困难人员就业作为创建“充分就业社区”工作的重要内容和检查验收的重要指标。市、区公共就业服务机构要加强与街道社区平台的工作联系，积极搜集和提供适合零就业家庭的空岗信息。对特别困难、经街道社区认定的重点对象，市、区公共就业服务机构要给予强化服务和托底安置。

六、建立最低生活保障、失业保险与就业联动机制

各地要进一步完善相关政策，探索低保、失业保险和最低工资之间的政策衔接，形成鼓励和吸引有劳动能力的低保人员积极主动就业的激励机制。

各地要会同有关部门，合理确定最低生活保障待遇、失业保险金和最低工资标准，探索低保人员就业后其待遇在一定时期内合理延续的办法，保证就业后的困难人员总体收入水平和待遇不降低，增强有劳动能力的低保对象和失业人员的就业意愿。要抓紧制定工作方案，明确政策措施，力争年底前使每个城市都能建立起失业保险、低保制度与就业工作的联动机制。

对有劳动能力和就业愿望的零就业家庭人员，应组织他们进行失业登记，提供就业服务。对正在享受失业保险待遇的人员和有劳动能力的低保人员，要将他们组织到职业介绍、职业培训、公益性劳动等就业准备活动中。

各地劳动保障部门要与民政、财政等部门密切配合，完善相关管理办法和操作流程，建立沟通机制，依托街道社区平台，实现资源整合、信息共享，加强对低保人员的跟踪服务和动态管理。

七、建立零就业家庭就业援助长效机制

规范企业裁员行为，加强失业调控。各地要加强对企业裁员行为的指导，尽量避免裁减家庭成员中已经有失业人员的职工，严格控制夫妻双方同时失业，从源头上控制零就业家庭的产生。

完善调查登记制度，实施动态管理。街道社区劳动保障工作人员要定期上门调查走访，准确掌握零就业家庭的总量、具体情况和就业愿望等，建立基本台账，指定专人负责，跟踪服务，对新出现的零就业家庭及时登记，实行动态管理。

制定即时援助预案，出现一户解决一户。各地要制定工作预案，对新出现的零就业家庭，及时启动援助预案，实施有效的就业援助，确保一定期限内实现就业。

提高灵活就业人员的就业稳定性。各地对灵活就业的零就业家庭人员，要帮助其接续社会保险关系，落实岗位补贴和社会保险补贴，提高其就业稳定性。

八、加强组织领导，建立调度制度

解决好零就业家庭问题，是解决民生问题与构建社会主义和谐社会的重要内容，是建立促进就业长效机制的重要方面。各地劳动保障部门要加强领导，将零就业家庭就业援助纳入本地就业再就业工作的目标责任体系，明确工作任务和进度，落实责任。积极协调财政、民政等有关部门，建立就业援助工作专项资金保障制度和协调联动制度。