非农就业对家庭营林劳动力投工女性化的影响研究*

周军，朱臻，b，蔡丹阳，郑泺泺，纪福艳

(浙江农林大学 a.经济管理学院，b.浙江省重点培育智库——浙江农林大学浙江省乡村振兴研究院，浙江 临安 311300)

南方集体林区林权制度改革后，家庭经营成为当地主要经营方式[1]，而城镇化进程的加快促使山区男性青壮年劳动力外移，进而造成家庭内部劳动力在传统农林业经营上的分工[2]，而山区女性作为农林业生产的主要力量之后对于农林业可持续经营、全面实现乡村振兴具有重要而独特的作用。截至2019年5月，关于农业劳动力女性化的研究，国内外已有相当丰硕的研究成果。国内研究农业女性化问题主要集中于农业经济领域。部分学者对农业劳动力女性化成因做了相关研究[3]，如非农劳动力市场的发育不完善使得农村女性向城镇转移明显滞后于男性[2]；从农业劳动力女性化视角研究了对农业生产效率的影响[4-5]；林业劳动力女性化对林业生产的影响[6]。国外研究农业女性化问题主要从经济、政策和文化层面3种视角讨论了农业女性化的驱动力[7]，并从农业女性化视角研究了对妇女福利的影响[8]；实证分析了非农就业对农业剩余女性劳动力时间再配置的影响[9]。综上所述，国内外关于农村营林女性化问题研究较少，尚未从非农视角探讨非农就业对农村劳动力营林女性化的作用机制。为此，基于2018年浙江省14个县(市)681户营林调查户样本数据，讨论非农就业对家庭女性劳动力营林投入以及不同林种结构下女性劳动力营林投入的影响，分析南方集体林区营林劳动力女性化趋势，为揭示其背后原因及作用机制提供经验证据。

1 数据与方法

1.1 数据来源

数据来源于2018年中央财政林业补贴项目社会经济效益跟踪监测和2018年浙江省经济林产业持续发展综合调研。为研究浙江省非农就业背景下农村女性劳动力参与营林生产的情况，研究采取典型抽样和随机抽样相结合的原则，根据浙江省典型山区和地理位置，选择浙江省杭州市临安区、杭州市淳安县、杭州市桐庐县、杭州市建德市、丽水市云和县、丽水市青田县、丽水市松阳县、丽水市遂昌县、绍兴市诸暨市、绍兴市嵊州市、衢州市常山县、衢州市龙游县、衢州市开化县和湖州市安吉县14个县(市)为样本县(市)，根据农户人均可支配收入分组对每个县(市)采用分层抽样，选取1～2个乡镇，每个乡镇随机选取2～4个村，每个村随机选取20户农户，一共发放问卷690份，收回有效问卷681份，有效率为98.70%，其中开展用材林和经济林经营的农户分别为245户和436户。调查内容包括2017年农户家庭特征和营林投入，尤其是女性营林投工情况和2016年家庭非农就业情况等内容。

1.2 理论假说

研究主要讨论的是非农就业所造成的家庭内部劳动力的分工现象。家庭劳动力分工是家庭内部的决策行为。研究采用劳动力转移新经济学理论(The New Economics of Labor Migration，简称NELM)[10]和家庭内部劳动力分工理论[11]来构建家庭劳动力转移背景下对家庭农林业经营决策行为的分析框架。从NELM理论出发，分析非农就业对林农营林生产决策行为影响：一方面，非农就业所带来的劳动力流失效应，即劳动力非农化所带来的营林劳动力流失，引起农林业生产非集约化以及抛弃土地的可能[12]；另一方面，非农就业所带来的收入效应，即农户家庭可以从家庭劳动力非农就业中获得汇款收益。非农收入增加可能会使农户的主要生计方式发生改变并对林业投资产生影响[13]。综上所述，需要考虑这两种效应的综合效应来判断非农就业所带来的影响。从家庭内部劳动力分工理论出发，Becker指出劳动分工提高生产力和生产效率，家庭作为微观的生产部门，男女之间存在的比较优势，通过男女分工实现家庭效率最大化[11]。在南方集体林区，自20世纪80年代林业“三定”到2012年新一轮集体林区林权制度主体改革基本完成，山林确权到户促使了林权明晰化，由此也带来了大量小规模林农的产生。这些小规模林农受家庭资源禀赋以及南方丘陵地区地形限制，家庭山林经营主要依托于家庭自用劳动力投入为主，而截止2019年5月非农就业机会的增多则促使其家庭内部完成劳动力分工，以便于配置到不同行业中。研究主要从劳动力流失效应分析其对妇女营林劳动投入的影响，由于非农就业相对较高的比较收益，会导致家庭内部更为优质的青壮年男性劳动力被分配到非农就业中，而将比较收益相对较低的传统农林业经营交给农村留守妇女[9]，由此可能导致家庭女性参与营林劳动投入时间的增多。同时，由于不同营林项目自身特点，导致女性劳动力在不同营林项目上的需求和配置是存在差异的。经济林经济效益高，且在抚育和采摘环节中对于人工技术的要求明显高于用材林，而非机械可以替代，因此需要更多的劳动力投入，由此在非农就业加速的背景下，经济林营林活动的女性化将更加明显。综上所述，对核心解释变量提出以下研究假说：

H1：男性非农劳动力所占比例越高，参与营林劳动的家庭女性投工就越高

H2：非农就业导致经济林经营中的农村家庭女性劳动力投工比用材林经营需求更明显

1.3 变量选择

被解释变量。营林女性化程度的衡量问题从女性投工的数量和结构两个层面维度的代理变量来反映，因此研究主要选取家庭女性劳动力单位面积投工量和家庭女性劳动力营林投工比例表示营林劳动力投工女性化程度。

解释变量。截至2019年5月，学术界从多个维度来测度农户家庭非农就业水平，如非农就业时间所占比例、家庭非农收入[14]、家庭非农就业人数、非农就业距离[15]等指标。从NELM理论出发，需考虑劳动力转移的流失效应、收入效应和综合效应，因此选用家庭是否有劳动力外出务工作为综合效应指标[16]，男性非农劳动力所占比例和家庭非农收入所占比例作为分效应指标[17]。同时，考虑到非农就业对营林生产的影响可能是滞后性的，因此在调查中主要收集了2016年非农就业指标考察对2017年农户家庭营林劳动力投工女性化的影响。另外，农户决策不是家庭成员个人行为，而是整个家庭的集体决策[10]。户主作为家庭主要决策人，其年龄、受教育程度、担任村干部经历和家庭劳动力禀赋是影响农户生产决策的重要因素[18]。农户拥有更大的土地面积就意味着需要更多的资金和劳动力投入，林地特征因素还包括林地质量和林地离家距离[19]。营林的外部性和长周期性需要政府稳定的资金扶持；同时营林劳动力市场价格的高低直接影响着雇工的可能性，继而影响到家庭自用工的投入[6]。因此，将户主年龄、户主受教育年限、户主是否担任过村干部、家庭总人口、家庭林地面积、最大地块质量、最大地块离家距离、是否获得林业政策扶持和村雇工平均价格放入模型中予以控制(表1)。

表1 变量定义与测量Table 1 Definition and measurement of variables

1.4 模型构建

研究选取家庭女性劳动力单位面积投工量和家庭女性劳动力营林投工比例作为反映营林劳动力投工女性化程度的被解释变量，由于这两个指标中有相当部分取0的情况，数据类型属于“截断数据”，因此适合采用Tobit模型进行估计。同时，Tobit模型中解释变量影响事件(受限因变量)发生概率的大小，也影响其强度的大小[20]。讨论非农就业对家庭营林劳动力投工女性化程度的影响可以采用Tobit模型，模型形式如下：

⑴

⑵

⑶

式中yi为被解释变量；表示第i个农户家庭2017年家庭女性劳动力在最大林地上的单位面积营林投工量和家庭女性劳动力营林投工占总投工比例；Xi表示非农就业为核心解释变量；Zi为其余解释变量。α为常数项；βi和为γi为待估参数；μi为随机干扰项，其中μi服从均值为0，方差为σ2的正态分布。

考虑非农就业和女性营林投工之间存在一定的内生性，因此采用IV Tobit解决其中存在的内生性问题，并在模型使用两步法进行估计，具体形式如下。

Ei=α0+α1δi+α2Zi+εi

⑷

Yi=β0+β1Ei′+β2Zi+εi

⑸

式中Ei为非农就业相关指标(是否非农就业户和男性非农劳动力所占比例)；δi为工具变量，用“村庄的劳动力外出务工比例”来反映，该工具变量往往可以表示样本户所在村农户外出就业的社会网络关系[21]，因此与样本户的非农就业变量相关，但与原模型中的女性营林投入不存在相关性。

研究利用STATA 14.0软件采用Tobit模型对农户样本进行综合效应和分效应回归，分析非农就业对家庭营林劳动力投工女性化的影响。

2 结果与分析

从模型回归的结果来看，多重共线性诊断结果中方差膨胀因子VIF最大值和VIF均值分别为2.87和1.44均小于5，因此，在模型中变量间不存在严重的多重共线性问题。所有模型回归结果中的似然比统计量(LR)均是可接受的，且P值均在1%水平上显著，说明构建的模型具有统计意义。在IV Tobit模型第一步回归中F检验值均大于10且在1%水平上显著，说明不存在弱工具变量问题。

2.1 经济林农户家庭林业收入和女性劳动力营林投工明显高于用材林农户家庭

表2 描述性统计分析Table 2 Descriptive statistical analysis of variables

2017年经济林和用材林农户家庭有林业收入的样本比例分别为78.21%和17.55%，户均年林业收入分别为4.4万元和3362元，且经济林和用材林农户家庭有女性劳动力参与营林投工的比例分别为46.56%和20.41%。可见，经济林农户家庭林业收入和女性劳动力营林投工方面都要明显高于用材林农户家庭。用材林农户家庭获得林业政策扶持的比例要高于经济林农户家庭3%(表2)，这是因为中央财政林业补贴项目在浙江省开化县和建德市等地区(用材林经营为主)有效开展的缘故。用材林家庭林地面积(R1)比经济林家庭要大0.64 hm2，且最大地块离家距离(R3)比经济林家庭更近，这是因为用材林经营从成本收益考虑农户多会选择交通便捷的地块经营，而经济林价值较高，农户对离家较远的地块也会充分经营利用。2016年用材林家庭非农就业程度要高于经济林农户，其家庭非农收入所占比例要高于经济林农户10%，但经济林家庭以男性为主外出务工情况更为明显。经济林用工价格要高于用材林，这是因为经济林经济效益价值较高，在抚育管理和采摘环节需要的劳动力明显且对人工技术的要求也更高。

2.2 非农就业会促进家庭女性劳动力营林投工的增加

从男性非农劳动力所占比例(X2)这个变量来看，在40%～60%区间段户均家庭女性单位面积投工量(Y1)最高，而在80%～100%区间段时女性营林投工比例(Y2)最高(表3)，总体而言，随着男性劳动力外出务工增多，营林女性化程度有一定增加的趋势。从家庭非农收入所占比例(X3)这个变量来看，在20%～40%时家庭女性单位面积投工量最大，对应的女性营林投工比例也最高，从总体来看，随着家庭非农收入所占比例的提高，女性营林投工比例有一定下降趋势。从非农综合效应来看，总体上外出务工户(X1)要比非外出务工户的平均女性劳动力单位面积投工量高40.09工日/hm2，家庭女性营林投工比例比非外出务工户高7.76%，即外出务工户营林女性化程度要高于非外出务工户，非农就业可以促进女性营林投工的增加。

2.3 经济林经营户中家庭女性劳动力营林投工显著高于用材林经营户

从经营的不同林种来看，调查中农户经营的林种主要是以杉木和马尾松为主的用材林，以及以山核桃、香榧和竹林为主的经济林。用材林经营具有周期长和投入集中于初始阶段的特点，且营林劳动力的投入相对而言不如经济林多，而经济林则具有经济价值高、周期短、管理精细等特点，对于劳动力需求更为明显。从农户家庭女性劳动力单位面积营林投工量和女性劳动力营林投工比例可以看出，经济林农户家庭都要显著高于用材林农户家庭(表3)。据问卷调查数据显示，有62%的农户表示经济林对家庭收入的作用很大，有24%的农户家庭表示有继续扩大经济林经营规模的意愿，这是因为经济林经济效益较高，已成为农户家庭主要经济收入来源之一。因此经济林农户家庭女性劳动力更愿意参与经济林的经营生产。

2.4 非农就业对农户家庭劳动力投工女性化有显著正向影响

总体样本回归结果显示，两分效应模型中男性非农劳动力所占比例的回归系数均大于0(表4)，男性非农劳动力所占比例对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均具有极显著的正向影响，与研究假说H1相符。该结论与已有的研究结果基本一致[5]。原因可能是：随着城镇化进程的加快，农村劳动力大量向城镇转移，农村家庭外出务工劳动力中多以青壮年男性劳动力为主，因此为弥补营林劳动力的不足，家庭女性劳动力会逐渐承担起林业生产的任务。而两分效应模型中家庭非农收入所占比例的回归系数均小于0，家庭非农收入所占比例对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均具有显著的负向影响。这也与已有学者的研究结论相吻合[13]。原因可能是：非农就业带来的非农收入的增加可能会使农户的主要生计方式发生改变，农户可以从非农就业中获得比传统农林业更高的劳动报酬，因而减少了对林业生产经营的劳动力投入。两综合效应模型中是否非农就业户的回归系数均大于0，是否非农就业户对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均具有显著的正向影响，这与已有学者的研究结论相一致[22]。原因可能是：从非农就业带来的劳动力流失效应和收入效应形成的综合效应来看，非农就业带来的男性劳动力流失是导致女性营林投工增加的主要原因。这与Stark[10]和Becker[11]的观点相符，劳动力的转移会改变家庭的生产决策，因此女性会在营林劳动力供给稀缺的情况下参与家庭营林生产，这也是家庭内部劳动力分工的结果。另外，户主年龄(F1)和家庭总人口(F4)对女性营林投工均具有显著正向影响。随着户主(多为男性)年龄的增长，家庭劳动力的老龄化会导致家庭女性逐渐投入营林生产。家庭总人口越多，往往会将更多的劳动力分配到比较收益较高的非农就业上，由此带来女性营林投工的增加。家庭林地面积和最大地块离家距离则与被解释变量有显著负向影响，而最大地块质量(R2)则有一定程度的正向影响。林地面积越大，需要的劳动力越多，但由于受到家庭自用劳动力的条件约束，女性劳动力营林投工就会越少；林地质量越好越能促进女性营林投入；而地块离家越远则会因交通不便而减少了女性营林投入。而户主受教育年限(F2)、户主是否担任过村干部(F3)、是否获得林业政策扶持(T1)和村雇工平均价格(T2)对家庭女性营林投工的作用均不显著。其中，从政策效应作用的结果来看并不显著，这可能是由于林业补贴标准相对较低且覆盖面不够所导致的，因此政府应适当提高林业补贴标准，扩大林业补贴覆盖面，提高林农营林积极性。从IV Tobit回归结果来看，“是否非农就业户”和“男性非农劳动力所占比例”对家庭女性劳动力营林投工在1%水平上均具有极显著的正向影响。说明即使将内生性问题考虑在内，非农就业对家庭女性营林投工的影响依然是十分稳健的。

表4 总体样本综合效应和分效应模型基准回归结果Table 4 Benchmark regression results of comprehensive effect and fractional effect models of the overall sample

说明：*、**、***分别表示10%、5%和1%水平上显著(一定程度、显著和极显著)。

2.5 非农就业对经济林家庭劳动力投工女性化有显著正向影响

经济林农户样本基准回归结果如表5所示。两分效应模型中男性非农劳动力所占比例的回归系数均大于0，男性非农劳动力所占比例对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均具有极显著的正向影响，与研究假说H1相符。这与已有的研究结果基本一致[6]。原因可能是：一方面，非农就业引起家庭男性劳动力的流失，家庭女性参与营林生产弥补劳动力不足的问题；另一方面，经济林相比于传统用材林而言具有更高的经济价值，经济林经营对劳动力的需求也更大，因此女性更愿意参与经济林的生产经营。而两分效应模型中家庭非农收入所占比例的回归系数均小于0，家庭非农收入所占比例对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均具有显著的负向影响，原因与表4中分析类似。两综合效应模型中是否非农就业户的回归系数均大于0，是否非农就业户对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均具有显著的正向影响，原因与表4中分析类似，即引起集体林区经济林经营中女性营林投工增加的主要原因依然是男性劳动力的流失效应。另外，户主年龄、家庭总人口、家庭林地面积、最大地块质量和最大地块离家距离5个变量作用显著；而户主受教育年限、户主是否担任过村干部、是否获得林业政策扶持和村雇工平均价格对家庭女性营林投工的作用不显著。从IV Tobit回归结果来看，是否非农就业户和男性非农劳动力所占比例对家庭女性劳动力营林投工在1%水平上均具有极显著的正向影响，说明非农就业对经济林家庭农户女性劳动力营林投工的影响具有稳健性。

表5 经济林样本综合效应和分效应模型基准回归结果Table 5 Benchmark regression results of comprehensive effect and fractional effect models of economic forest samples

说明：*、**、***分别表示10%、5%和1%水平上显著(一定程度、显著和极显著)。

2.6 非农就业对用材林家庭劳动力投工女性化影响不显著

从用材林样本基准回归结果来看(表6)，两分效应模型中男性非农劳动力所占比例的回归系数分别为0.247 2和1.199 5，均大于0，男性非农劳动力所占比例对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均有正向影响，但作用不显著。两分效应模型中家庭非农收入所占比例的回归系数分别为-1.848 4和-0.461 2，均小于0，而家庭非农收入所占比例对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均有负向影响，但作用不显著。两综合效应模型中是否非农就业户的回归系数分别为-0.699 9和-0.008 8，均小于0，是否非农就业户对家庭女性劳动力单位面积投工量和女性劳动力营林投工比例均有负向影响，作用仍不显著。可见，非农就业导致经济林经营中的农村家庭女性劳动力投工比用材林更明显，与研究假说H2相符。这与已有学者的研究结果基本相吻合[23]。原因可能是：用材林经营具有周期长，劳动力的投入多集中于初始阶段的特点，对劳动力的需求不如经济林大，由此造成非农就业背景下用材林农户家庭营林劳动力的“性别替代”没有经济林明显。另外，户主受教育年限、家庭总人口、家庭林地面积、最大地块质量、最大地块离家距离和是否获得林业政策扶持6个变量作用显著，其中，政策效应方面，由于中央财政林业补贴项目(如造林，抚育等林业补贴)在浙江省尤其是在开化县和建德市等地区有效地开展，因此很大程度上促进了林区用材林农户家庭女性营林投入的积极性；而户主年龄、户主是否担任过村干部和村雇工平均价格对家庭女性营林投工的影响作用不显著。从IV Tobit回归结果来看，非农就业对农户家庭女性劳动力营林投工的影响作用不显著与基准回归结果类似，再次说明了非农就业对用材林家庭女性营林投工的影响具有稳健性。

表6 用材林样本综合效应和分效应模型基准回归结果Table 6 Benchmark regression results of comprehensive effect and fractional effect models of timber forest samples

说明：*、* *、* * *分别表示10%、5%和1%水平上显著(一定程度、显著和极显著)。

3 结论和建议

3.1 结论

非农就业的综合效应对女性劳动力营林投工有显著的正向影响；收入效应对女性劳动力营林投工有显著的负向影响；而劳动力流失效应对女性劳动力营林投工具有极显著的正向影响；由非农就业引起的经济林农户家庭女性劳动力营林投工比用材林农户家庭更明显。

3.2 建议

第一，政府应完善农村医疗保险和居家养等农村劳动力社会保障制度，缓解因家庭养老带来的经济问题，将农村家庭女性劳动生产力从繁重的家务生活中进一步释放出来，从而提高女性劳动力营林积极性，为家庭林业经营作出更大的贡献。

第二，政府应加大对农村女性劳动力林业生产技能培训，大力推广林业生产技术服务，提升女性劳动力自身素质和营林技术水平，激发农村女性劳动力营林积极性。

第三，从增加林农收入和促进林区女性劳动力就业来看，大力发展集体林区经济林产业是有益的，因此经济林经营更适合广大农村女性劳动力参与。在规模化经营和雇工劳动日益普遍的集体林区，能力素质较高的家庭女性适合成为营林管理监督的重要力量。