周軍，朱臻，b，蔡丹陽，鄭濼濼，紀福艷

(浙江農林大學 a.經濟管理學院，b.浙江省重點培育智庫——浙江農林大學浙江省鄉(xiāng)村振興研究院，浙江 臨安 311300)

南方集體林區(qū)林權制度改革后，家庭經營成為當地主要經營方式[1]，而城鎮(zhèn)化進程的加快促使山區(qū)男性青壯年勞動力外移，進而造成家庭內部勞動力在傳統農林業(yè)經營上的分工[2]，而山區(qū)女性作為農林業(yè)生產的主要力量之后對于農林業(yè)可持續(xù)經營、全面實現鄉(xiāng)村振興具有重要而獨特的作用。截至2019年5月，關于農業(yè)勞動力女性化的研究，國內外已有相當豐碩的研究成果。國內研究農業(yè)女性化問題主要集中于農業(yè)經濟領域。部分學者對農業(yè)勞動力女性化成因做了相關研究[3]，如非農勞動力市場的發(fā)育不完善使得農村女性向城鎮(zhèn)轉移明顯滯后于男性[2]；從農業(yè)勞動力女性化視角研究了對農業(yè)生產效率的影響[4-5]；林業(yè)勞動力女性化對林業(yè)生產的影響[6]。國外研究農業(yè)女性化問題主要從經濟、政策和文化層面3種視角討論了農業(yè)女性化的驅動力[7]，并從農業(yè)女性化視角研究了對婦女福利的影響[8]；實證分析了非農就業(yè)對農業(yè)剩余女性勞動力時間再配置的影響[9]。綜上所述，國內外關于農村營林女性化問題研究較少，尚未從非農視角探討非農就業(yè)對農村勞動力營林女性化的作用機制。為此，基于2018年浙江省14個縣(市)681戶營林調查戶樣本數據，討論非農就業(yè)對家庭女性勞動力營林投入以及不同林種結構下女性勞動力營林投入的影響，分析南方集體林區(qū)營林勞動力女性化趨勢，為揭示其背后原因及作用機制提供經驗證據。

1 數據與方法

1.1 數據來源

數據來源于2018年中央財政林業(yè)補貼項目社會經濟效益跟蹤監(jiān)測和2018年浙江省經濟林產業(yè)持續(xù)發(fā)展綜合調研。為研究浙江省非農就業(yè)背景下農村女性勞動力參與營林生產的情況，研究采取典型抽樣和隨機抽樣相結合的原則，根據浙江省典型山區(qū)和地理位置，選擇浙江省杭州市臨安區(qū)、杭州市淳安縣、杭州市桐廬縣、杭州市建德市、麗水市云和縣、麗水市青田縣、麗水市松陽縣、麗水市遂昌縣、紹興市諸暨市、紹興市嵊州市、衢州市常山縣、衢州市龍游縣、衢州市開化縣和湖州市安吉縣14個縣(市)為樣本縣(市)，根據農戶人均可支配收入分組對每個縣(市)采用分層抽樣，選取1～2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取2～4個村，每個村隨機選取20戶農戶，一共發(fā)放問卷690份，收回有效問卷681份，有效率為98.70%，其中開展用材林和經濟林經營的農戶分別為245戶和436戶。調查內容包括2017年農戶家庭特征和營林投入，尤其是女性營林投工情況和2016年家庭非農就業(yè)情況等內容。

1.2 理論假說

研究主要討論的是非農就業(yè)所造成的家庭內部勞動力的分工現象。家庭勞動力分工是家庭內部的決策行為。研究采用勞動力轉移新經濟學理論(The New Economics of Labor Migration，簡稱NELM)[10]和家庭內部勞動力分工理論[11]來構建家庭勞動力轉移背景下對家庭農林業(yè)經營決策行為的分析框架。從NELM理論出發(fā)，分析非農就業(yè)對林農營林生產決策行為影響：一方面，非農就業(yè)所帶來的勞動力流失效應，即勞動力非農化所帶來的營林勞動力流失，引起農林業(yè)生產非集約化以及拋棄土地的可能[12]；另一方面，非農就業(yè)所帶來的收入效應，即農戶家庭可以從家庭勞動力非農就業(yè)中獲得匯款收益。非農收入增加可能會使農戶的主要生計方式發(fā)生改變并對林業(yè)投資產生影響[13]。綜上所述，需要考慮這兩種效應的綜合效應來判斷非農就業(yè)所帶來的影響。從家庭內部勞動力分工理論出發(fā)，Becker指出勞動分工提高生產力和生產效率，家庭作為微觀的生產部門，男女之間存在的比較優(yōu)勢，通過男女分工實現家庭效率最大化[11]。在南方集體林區(qū)，自20世紀80年代林業(yè)“三定”到2012年新一輪集體林區(qū)林權制度主體改革基本完成，山林確權到戶促使了林權明晰化，由此也帶來了大量小規(guī)模林農的產生。這些小規(guī)模林農受家庭資源稟賦以及南方丘陵地區(qū)地形限制，家庭山林經營主要依托于家庭自用勞動力投入為主，而截止2019年5月非農就業(yè)機會的增多則促使其家庭內部完成勞動力分工，以便于配置到不同行業(yè)中。研究主要從勞動力流失效應分析其對婦女營林勞動投入的影響，由于非農就業(yè)相對較高的比較收益，會導致家庭內部更為優(yōu)質的青壯年男性勞動力被分配到非農就業(yè)中，而將比較收益相對較低的傳統農林業(yè)經營交給農村留守婦女[9]，由此可能導致家庭女性參與營林勞動投入時間的增多。同時，由于不同營林項目自身特點，導致女性勞動力在不同營林項目上的需求和配置是存在差異的。經濟林經濟效益高，且在撫育和采摘環(huán)節(jié)中對于人工技術的要求明顯高于用材林，而非機械可以替代，因此需要更多的勞動力投入，由此在非農就業(yè)加速的背景下，經濟林營林活動的女性化將更加明顯。綜上所述，對核心解釋變量提出以下研究假說：

H1：男性非農勞動力所占比例越高，參與營林勞動的家庭女性投工就越高

H2：非農就業(yè)導致經濟林經營中的農村家庭女性勞動力投工比用材林經營需求更明顯

1.3 變量選擇

被解釋變量。營林女性化程度的衡量問題從女性投工的數量和結構兩個層面維度的代理變量來反映，因此研究主要選取家庭女性勞動力單位面積投工量和家庭女性勞動力營林投工比例表示營林勞動力投工女性化程度。

解釋變量。截至2019年5月，學術界從多個維度來測度農戶家庭非農就業(yè)水平，如非農就業(yè)時間所占比例、家庭非農收入[14]、家庭非農就業(yè)人數、非農就業(yè)距離[15]等指標。從NELM理論出發(fā)，需考慮勞動力轉移的流失效應、收入效應和綜合效應，因此選用家庭是否有勞動力外出務工作為綜合效應指標[16]，男性非農勞動力所占比例和家庭非農收入所占比例作為分效應指標[17]。同時，考慮到非農就業(yè)對營林生產的影響可能是滯后性的，因此在調查中主要收集了2016年非農就業(yè)指標考察對2017年農戶家庭營林勞動力投工女性化的影響。另外，農戶決策不是家庭成員個人行為，而是整個家庭的集體決策[10]。戶主作為家庭主要決策人，其年齡、受教育程度、擔任村干部經歷和家庭勞動力稟賦是影響農戶生產決策的重要因素[18]。農戶擁有更大的土地面積就意味著需要更多的資金和勞動力投入，林地特征因素還包括林地質量和林地離家距離[19]。營林的外部性和長周期性需要政府穩(wěn)定的資金扶持；同時營林勞動力市場價格的高低直接影響著雇工的可能性，繼而影響到家庭自用工的投入[6]。因此，將戶主年齡、戶主受教育年限、戶主是否擔任過村干部、家庭總人口、家庭林地面積、最大地塊質量、最大地塊離家距離、是否獲得林業(yè)政策扶持和村雇工平均價格放入模型中予以控制(表1)。

表1 變量定義與測量Table 1 Definition and measurement of variables

1.4 模型構建

研究選取家庭女性勞動力單位面積投工量和家庭女性勞動力營林投工比例作為反映營林勞動力投工女性化程度的被解釋變量，由于這兩個指標中有相當部分取0的情況，數據類型屬于“截斷數據”，因此適合采用Tobit模型進行估計。同時，Tobit模型中解釋變量影響事件(受限因變量)發(fā)生概率的大小，也影響其強度的大小[20]。討論非農就業(yè)對家庭營林勞動力投工女性化程度的影響可以采用Tobit模型，模型形式如下：

⑴

⑵

⑶

式中yi為被解釋變量；表示第i個農戶家庭2017年家庭女性勞動力在最大林地上的單位面積營林投工量和家庭女性勞動力營林投工占總投工比例；Xi表示非農就業(yè)為核心解釋變量；Zi為其余解釋變量。α為常數項；βi和為γi為待估參數；μi為隨機干擾項，其中μi服從均值為0，方差為σ2的正態(tài)分布。

考慮非農就業(yè)和女性營林投工之間存在一定的內生性，因此采用IV Tobit解決其中存在的內生性問題，并在模型使用兩步法進行估計，具體形式如下。

Ei=α0+α1δi+α2Zi+εi

⑷

Yi=β0+β1Ei′+β2Zi+εi

⑸

式中Ei為非農就業(yè)相關指標(是否非農就業(yè)戶和男性非農勞動力所占比例)；δi為工具變量，用“村莊的勞動力外出務工比例”來反映，該工具變量往往可以表示樣本戶所在村農戶外出就業(yè)的社會網絡關系[21]，因此與樣本戶的非農就業(yè)變量相關，但與原模型中的女性營林投入不存在相關性。

研究利用STATA 14.0軟件采用Tobit模型對農戶樣本進行綜合效應和分效應回歸，分析非農就業(yè)對家庭營林勞動力投工女性化的影響。

2 結果與分析

從模型回歸的結果來看，多重共線性診斷結果中方差膨脹因子VIF最大值和VIF均值分別為2.87和1.44均小于5，因此，在模型中變量間不存在嚴重的多重共線性問題。所有模型回歸結果中的似然比統計量(LR)均是可接受的，且P值均在1%水平上顯著，說明構建的模型具有統計意義。在IV Tobit模型第一步回歸中F檢驗值均大于10且在1%水平上顯著，說明不存在弱工具變量問題。

2.1 經濟林農戶家庭林業(yè)收入和女性勞動力營林投工明顯高于用材林農戶家庭

表2 描述性統計分析Table 2 Descriptive statistical analysis of variables

2017年經濟林和用材林農戶家庭有林業(yè)收入的樣本比例分別為78.21%和17.55%，戶均年林業(yè)收入分別為4.4萬元和3362元，且經濟林和用材林農戶家庭有女性勞動力參與營林投工的比例分別為46.56%和20.41%?？梢?，經濟林農戶家庭林業(yè)收入和女性勞動力營林投工方面都要明顯高于用材林農戶家庭。用材林農戶家庭獲得林業(yè)政策扶持的比例要高于經濟林農戶家庭3%(表2)，這是因為中央財政林業(yè)補貼項目在浙江省開化縣和建德市等地區(qū)(用材林經營為主)有效開展的緣故。用材林家庭林地面積(R1)比經濟林家庭要大0.64 hm2，且最大地塊離家距離(R3)比經濟林家庭更近，這是因為用材林經營從成本收益考慮農戶多會選擇交通便捷的地塊經營，而經濟林價值較高，農戶對離家較遠的地塊也會充分經營利用。2016年用材林家庭非農就業(yè)程度要高于經濟林農戶，其家庭非農收入所占比例要高于經濟林農戶10%，但經濟林家庭以男性為主外出務工情況更為明顯。經濟林用工價格要高于用材林，這是因為經濟林經濟效益價值較高，在撫育管理和采摘環(huán)節(jié)需要的勞動力明顯且對人工技術的要求也更高。

2.2 非農就業(yè)會促進家庭女性勞動力營林投工的增加

從男性非農勞動力所占比例(X2)這個變量來看，在40%～60%區(qū)間段戶均家庭女性單位面積投工量(Y1)最高，而在80%～100%區(qū)間段時女性營林投工比例(Y2)最高(表3)，總體而言，隨著男性勞動力外出務工增多，營林女性化程度有一定增加的趨勢。從家庭非農收入所占比例(X3)這個變量來看，在20%～40%時家庭女性單位面積投工量最大，對應的女性營林投工比例也最高，從總體來看，隨著家庭非農收入所占比例的提高，女性營林投工比例有一定下降趨勢。從非農綜合效應來看，總體上外出務工戶(X1)要比非外出務工戶的平均女性勞動力單位面積投工量高40.09工日/hm2，家庭女性營林投工比例比非外出務工戶高7.76%，即外出務工戶營林女性化程度要高于非外出務工戶，非農就業(yè)可以促進女性營林投工的增加。

2.3 經濟林經營戶中家庭女性勞動力營林投工顯著高于用材林經營戶

從經營的不同林種來看，調查中農戶經營的林種主要是以杉木和馬尾松為主的用材林，以及以山核桃、香榧和竹林為主的經濟林。用材林經營具有周期長和投入集中于初始階段的特點，且營林勞動力的投入相對而言不如經濟林多，而經濟林則具有經濟價值高、周期短、管理精細等特點，對于勞動力需求更為明顯。從農戶家庭女性勞動力單位面積營林投工量和女性勞動力營林投工比例可以看出，經濟林農戶家庭都要顯著高于用材林農戶家庭(表3)。據問卷調查數據顯示，有62%的農戶表示經濟林對家庭收入的作用很大，有24%的農戶家庭表示有繼續(xù)擴大經濟林經營規(guī)模的意愿，這是因為經濟林經濟效益較高，已成為農戶家庭主要經濟收入來源之一。因此經濟林農戶家庭女性勞動力更愿意參與經濟林的經營生產。

2.4 非農就業(yè)對農戶家庭勞動力投工女性化有顯著正向影響

總體樣本回歸結果顯示，兩分效應模型中男性非農勞動力所占比例的回歸系數均大于0(表4)，男性非農勞動力所占比例對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均具有極顯著的正向影響，與研究假說H1相符。該結論與已有的研究結果基本一致[5]。原因可能是：隨著城鎮(zhèn)化進程的加快，農村勞動力大量向城鎮(zhèn)轉移，農村家庭外出務工勞動力中多以青壯年男性勞動力為主，因此為彌補營林勞動力的不足，家庭女性勞動力會逐漸承擔起林業(yè)生產的任務。而兩分效應模型中家庭非農收入所占比例的回歸系數均小于0，家庭非農收入所占比例對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均具有顯著的負向影響。這也與已有學者的研究結論相吻合[13]。原因可能是：非農就業(yè)帶來的非農收入的增加可能會使農戶的主要生計方式發(fā)生改變，農戶可以從非農就業(yè)中獲得比傳統農林業(yè)更高的勞動報酬，因而減少了對林業(yè)生產經營的勞動力投入。兩綜合效應模型中是否非農就業(yè)戶的回歸系數均大于0，是否非農就業(yè)戶對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均具有顯著的正向影響，這與已有學者的研究結論相一致[22]。原因可能是：從非農就業(yè)帶來的勞動力流失效應和收入效應形成的綜合效應來看，非農就業(yè)帶來的男性勞動力流失是導致女性營林投工增加的主要原因。這與Stark[10]和Becker[11]的觀點相符，勞動力的轉移會改變家庭的生產決策，因此女性會在營林勞動力供給稀缺的情況下參與家庭營林生產，這也是家庭內部勞動力分工的結果。另外，戶主年齡(F1)和家庭總人口(F4)對女性營林投工均具有顯著正向影響。隨著戶主(多為男性)年齡的增長，家庭勞動力的老齡化會導致家庭女性逐漸投入營林生產。家庭總人口越多，往往會將更多的勞動力分配到比較收益較高的非農就業(yè)上，由此帶來女性營林投工的增加。家庭林地面積和最大地塊離家距離則與被解釋變量有顯著負向影響，而最大地塊質量(R2)則有一定程度的正向影響。林地面積越大，需要的勞動力越多，但由于受到家庭自用勞動力的條件約束，女性勞動力營林投工就會越少；林地質量越好越能促進女性營林投入；而地塊離家越遠則會因交通不便而減少了女性營林投入。而戶主受教育年限(F2)、戶主是否擔任過村干部(F3)、是否獲得林業(yè)政策扶持(T1)和村雇工平均價格(T2)對家庭女性營林投工的作用均不顯著。其中，從政策效應作用的結果來看并不顯著，這可能是由于林業(yè)補貼標準相對較低且覆蓋面不夠所導致的，因此政府應適當提高林業(yè)補貼標準，擴大林業(yè)補貼覆蓋面，提高林農營林積極性。從IV Tobit回歸結果來看，“是否非農就業(yè)戶”和“男性非農勞動力所占比例”對家庭女性勞動力營林投工在1%水平上均具有極顯著的正向影響。說明即使將內生性問題考慮在內，非農就業(yè)對家庭女性營林投工的影響依然是十分穩(wěn)健的。

表4 總體樣本綜合效應和分效應模型基準回歸結果Table 4 Benchmark regression results of comprehensive effect and fractional effect models of the overall sample

說明：*、**、***分別表示10%、5%和1%水平上顯著(一定程度、顯著和極顯著)。

2.5 非農就業(yè)對經濟林家庭勞動力投工女性化有顯著正向影響

經濟林農戶樣本基準回歸結果如表5所示。兩分效應模型中男性非農勞動力所占比例的回歸系數均大于0，男性非農勞動力所占比例對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均具有極顯著的正向影響，與研究假說H1相符。這與已有的研究結果基本一致[6]。原因可能是：一方面，非農就業(yè)引起家庭男性勞動力的流失，家庭女性參與營林生產彌補勞動力不足的問題；另一方面，經濟林相比于傳統用材林而言具有更高的經濟價值，經濟林經營對勞動力的需求也更大，因此女性更愿意參與經濟林的生產經營。而兩分效應模型中家庭非農收入所占比例的回歸系數均小于0，家庭非農收入所占比例對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均具有顯著的負向影響，原因與表4中分析類似。兩綜合效應模型中是否非農就業(yè)戶的回歸系數均大于0，是否非農就業(yè)戶對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均具有顯著的正向影響，原因與表4中分析類似，即引起集體林區(qū)經濟林經營中女性營林投工增加的主要原因依然是男性勞動力的流失效應。另外，戶主年齡、家庭總人口、家庭林地面積、最大地塊質量和最大地塊離家距離5個變量作用顯著；而戶主受教育年限、戶主是否擔任過村干部、是否獲得林業(yè)政策扶持和村雇工平均價格對家庭女性營林投工的作用不顯著。從IV Tobit回歸結果來看，是否非農就業(yè)戶和男性非農勞動力所占比例對家庭女性勞動力營林投工在1%水平上均具有極顯著的正向影響，說明非農就業(yè)對經濟林家庭農戶女性勞動力營林投工的影響具有穩(wěn)健性。

表5 經濟林樣本綜合效應和分效應模型基準回歸結果Table 5 Benchmark regression results of comprehensive effect and fractional effect models of economic forest samples

說明：*、**、***分別表示10%、5%和1%水平上顯著(一定程度、顯著和極顯著)。

2.6 非農就業(yè)對用材林家庭勞動力投工女性化影響不顯著

從用材林樣本基準回歸結果來看(表6)，兩分效應模型中男性非農勞動力所占比例的回歸系數分別為0.247 2和1.199 5，均大于0，男性非農勞動力所占比例對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均有正向影響，但作用不顯著。兩分效應模型中家庭非農收入所占比例的回歸系數分別為-1.848 4和-0.461 2，均小于0，而家庭非農收入所占比例對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均有負向影響，但作用不顯著。兩綜合效應模型中是否非農就業(yè)戶的回歸系數分別為-0.699 9和-0.008 8，均小于0，是否非農就業(yè)戶對家庭女性勞動力單位面積投工量和女性勞動力營林投工比例均有負向影響，作用仍不顯著?？梢?，非農就業(yè)導致經濟林經營中的農村家庭女性勞動力投工比用材林更明顯，與研究假說H2相符。這與已有學者的研究結果基本相吻合[23]。原因可能是：用材林經營具有周期長，勞動力的投入多集中于初始階段的特點，對勞動力的需求不如經濟林大，由此造成非農就業(yè)背景下用材林農戶家庭營林勞動力的“性別替代”沒有經濟林明顯。另外，戶主受教育年限、家庭總人口、家庭林地面積、最大地塊質量、最大地塊離家距離和是否獲得林業(yè)政策扶持6個變量作用顯著，其中，政策效應方面，由于中央財政林業(yè)補貼項目(如造林，撫育等林業(yè)補貼)在浙江省尤其是在開化縣和建德市等地區(qū)有效地開展，因此很大程度上促進了林區(qū)用材林農戶家庭女性營林投入的積極性；而戶主年齡、戶主是否擔任過村干部和村雇工平均價格對家庭女性營林投工的影響作用不顯著。從IV Tobit回歸結果來看，非農就業(yè)對農戶家庭女性勞動力營林投工的影響作用不顯著與基準回歸結果類似，再次說明了非農就業(yè)對用材林家庭女性營林投工的影響具有穩(wěn)健性。

表6 用材林樣本綜合效應和分效應模型基準回歸結果Table 6 Benchmark regression results of comprehensive effect and fractional effect models of timber forest samples

說明：*、* *、* * *分別表示10%、5%和1%水平上顯著(一定程度、顯著和極顯著)。

3 結論和建議

3.1 結論

非農就業(yè)的綜合效應對女性勞動力營林投工有顯著的正向影響；收入效應對女性勞動力營林投工有顯著的負向影響；而勞動力流失效應對女性勞動力營林投工具有極顯著的正向影響；由非農就業(yè)引起的經濟林農戶家庭女性勞動力營林投工比用材林農戶家庭更明顯。

3.2 建議

第一，政府應完善農村醫(yī)療保險和居家養(yǎng)等農村勞動力社會保障制度，緩解因家庭養(yǎng)老帶來的經濟問題，將農村家庭女性勞動生產力從繁重的家務生活中進一步釋放出來，從而提高女性勞動力營林積極性，為家庭林業(yè)經營作出更大的貢獻。

第二，政府應加大對農村女性勞動力林業(yè)生產技能培訓，大力推廣林業(yè)生產技術服務，提升女性勞動力自身素質和營林技術水平，激發(fā)農村女性勞動力營林積極性。

第三，從增加林農收入和促進林區(qū)女性勞動力就業(yè)來看，大力發(fā)展集體林區(qū)經濟林產業(yè)是有益的，因此經濟林經營更適合廣大農村女性勞動力參與。在規(guī)?；洜I和雇工勞動日益普遍的集體林區(qū)，能力素質較高的家庭女性適合成為營林管理監(jiān)督的重要力量。