2023年度家庭勞動總結【五篇】（全文完整）

我們以農村家庭為研究對象，基于家庭理性假設，即“多子”是農村家庭追求整體收入或效用最大化的結果，探討農村家庭“多子”與“多?！敝g的關系。需要說明的是，農村家庭追求整體收益的過程和結果實質是有獨立思維下面是小編為大家整理的2023年度家庭勞動總結【五篇】（全文完整）,供大家參考。

家庭勞動總結范文第1篇

一、研究框架

我們以農村家庭為研究對象，基于家庭理性假設，即“多子”是農村家庭追求整體收入或效用最大化的結果，探討農村家庭“多子”與“多?！敝g的關系。需要說明的是，農村家庭追求整體收益的過程和結果實質是有獨立思維決策能力的成年家庭成員之間協商的過程和結果，我們認為調查研究過程中被調查人（有獨立思維決策能力的成年家庭成員）能夠提供有代表性的家庭整體狀況信息，但是農村家庭的理性決策是建立在預期收益與成本比較基礎之上的，真實效果如何，需要驗證。本文對“多?！眱热莸目疾熘饕w現在農村家庭收入，農村家庭主要成員生活滿意度和家庭城市化可能性三個方面。家庭總收入是衡量家庭收益常用指標，由于農村家庭人口數量及結構的不同，總收入指標并不能有效說明家庭成員享有的福利水平及家庭每位勞動力創造家庭福利的能力，本研究在探討“多子”變量對家庭總收入的影響外，對家庭人員享有的收入水平和勞動力年均收入規律也進行了探討。這三個方面從不同角度來衡量農村家庭成員的收益，互相補充，共同構成家庭主要成員福利評價體系。本研究中需要界定的另一方面重要內容是“多子”的概念，首先，考慮到生育性別的不可選擇性，這里的“子”并沒有性別上的意義，但從計劃生育政策對農村家庭的引導來推測，一般情況下，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，對于獨生子女農村家庭，獨生子為男性的可能性較大；
其次，本研究中關于“子”的概念沒有代際之間的關系，在傳統農村生活模式的家庭中，幾代人生活在一起的現象較為普遍，因此在研究中嚴格規定某一代人在什么情況下屬于父輩，什么情況下屬于子代較為困難，從動態特征角度考察也沒有必要，由于“多子”的結果往往是家庭人口數量的增加，本文“多子”的概念更傾向于家庭人口數量的表達；
本研究對“多子”變量的考察主要體現在家庭人口數量和人口結構，主要表現為家庭人口數、家庭勞動力數和未成年子女數三個指標，這三個指標的不同組合模式可以從不同角度說明不同家庭的性別偏好和其他人口特征。相應地，在考察“多子”變量對農村家庭收入的影響方面利用一般線性回歸模型，分別從家庭年收入、家庭人均年收入和勞動力年均收入三個方面進行回歸估計，模型表達式為：lnYij=α+β′+ui（1）模型1中j的取值為1、2和3，相應地表示三個獨立模型，Y1，Y2和Y3分別表示家庭年收入、家庭人均年收入和勞動力年均收入，研究中的相應因變量均經對數處理；
X表示影響收入的因素列向量，包括家庭人口特征變量，主要就業類型變量和地區特征變量等，本研究主要針對家庭人口特征變量的影響展開討論。β表示相應的參數列向量，u表示殘差向量，i表示第i個觀測樣本。我們在SAS9.2軟件包中，用最小二乘法OrdinaryLeastSquares（OLS）估計參數。我們用常用的Logit回歸模型來評價“多子”變量對家庭生活滿意度和鄉城遷移可能性的影響，模型表達式為（2）。模型2中j的取值為1或2，表示兩個獨立模型，當取1時，該模型用于估計家庭生活滿意度，我們構建生活滿意度因變量Y，如果農村家庭成員對生活滿意，即主觀收益＞主觀成本，則變量取值為1，如果不滿意，即主觀收益＜主觀成本，則變量取值為0。X為自變量列向量，β為參數列向量，i表示第i個觀測樣本。當j取2時，該模型用于估計鄉城遷移可能性，相應地構建鄉城遷移因變量Y，如果農村家庭已經成為城市居民，則該依變量取1，否則取0。在參數估計過程中，我們將模型（2）兩邊取對數后變形為下式（3）：變形后的等式（3）為參數線性表達式，j等于1時表示該模型為生活滿意度模型，等于2時表示該模型為鄉城遷移可能性模型，等式（3）中的自變量系數取反對數后，表示在保持其他自變量不變的情況下，該自變量變化一個單位，會引起所要考察結果（Y＝1）概率與其相對應結果（Y＝0）概率之比的變化，我們稱為可能性比變化；
X是自變量特征向量，包括家庭人口特征變量，主要就業類型變量和地區特征變量等，本研究主要針對家庭人口特征變量的影響展開討論；
β為參數向量（含常數項），i表示第i個觀測樣本。我們在SAS9.2軟件包中，用最大可能法估計BinaryLogit模型參數。多重共線性是依據截面資料建立模型過程中常遇到的問題，診斷多重共線性的方法也較多，但目前還沒有一種令人滿意的解決方法，常用的方法有提取主成份、從模型中刪除存在嚴重共線性特征的變量等[9]，本研究在多重共線性診斷的基礎上，采用刪除嚴重共線性特征變量的方法展開研究，保留變量容忍度均為0.85以上。

二、數據來源及描述

本研究所采用的數據來源于筆者2011年8月組織的對陜西城鄉居民遷移狀況的隨機問卷調查。問卷內容由家庭基本信息和就業基本信息兩部分組成。家庭基本信息包括被調查者家庭人口數、主要勞動力平均年齡、受教育狀況、收入狀況和居住地點變更情況等。就業基本信息主要包括就業地點變更情況和就業部門情況等。研究中涉及的家庭背景信息由被調查者在問卷中提供，涉及的區域特征信息由研究人員根據被調查者提供的地址信息進行追蹤調查，主要來源于地區統計部門的權威數據。本次調查數據庫包括農村居民調查部分和城市調查部分，分別面向農村居民和城市居民展開調查。兩部分調查分別發放問卷1000份，農村居民調查問卷回收820份，回收率為82%，城市居民調查問卷回收784份，回收率為78.4%。與現有文獻研究對象不同的是，我們不僅將農村被調查居民作為研究對象，我們還在城市居民調查數據庫中提取近三年來從農村遷入城市、已經市民化的居民信息作為本研究的樣本，我們提取已經城市化農戶樣本信息94份，與農村居民調查數據庫合并組成本研究數據庫。由于部分被調查數據表現出明顯的不合理，例如極端高（低）的家庭收入，或者重要內容部分缺失，這些數據被剔除。最終確定的本研究數據庫樣本量為680個，從研究樣本規模來看，符合大樣本要求，樣本分布于西安、延安、三原、吳起、子長、佳縣、禮泉、扶風兩市六縣，下表1為根據樣本描述的研究變量定義及相關統計信息（僅顯示本研究關注的相關變量信息）。從樣本統計信息來看，研究變量類型分布均衡，與陜西整體乃至全國實際相接近，能夠反映陜西乃至全國農村人口特征的一般情況。

三、估計結果分析

1.農村家庭人口特征對家庭相關收入的影響估計我們利用模型表達式1來估計相關因素對農村家庭收入、農村家庭人均收入和農村家庭勞動力年均收入三個方面的影響，估計結果見表2（僅顯示與本研究相關的變量系數），表中每一列描述一個模型估計結果，三個依變量均經自然對數處理。從三個模型的回歸結果來看，家庭勞動力數的增長能夠有效增加家庭收入和家庭成員福利水平（家庭成員人均收入），但是從第一個模型可以看出，假設對于原來只有兩個主要勞動力的家庭來說，家庭勞動力數量增加1位，其家庭總收入只增長20%，對比表1可以看出，增加勞動力帶來的家庭收入增長并沒有達到每勞動力平均收入水平（30%），說明其邊際增長是下降的，模型3也說明了增加一個勞動力會引起勞動力年均收入減少，這也是所謂農業生產勞動力投入“高度內卷化”[10]的微觀體現。未成年子女數變量對家庭總收入、家庭人均收入和家庭勞動力年均收入三個方面的影響系數為正，但不顯著，可以認為幾乎沒有影響，一個可能的解釋是，農村家庭未成年子女生活消費量較老年人低，或者是作為半勞動力在一定程度上參與家庭勞動[11]，但參與能力較弱。三個家庭人口特征變量的不同組合方式，可以說明農村家庭的不同年齡結構特征，例如，在家庭人口數不變的情況下，未成年子女數增加，說明該類家庭為年輕型家庭，相反則為老年結構型家庭。在保持其他變量不變的情況下，家庭人口數的增加只能體現在老年非勞動人口數的增加，從估計結果來看，家庭老年非勞動人口數的增加會引起家庭人均收入和勞動力年均收入的顯著減少，說明家庭勞力不僅在經濟上支持老年人生活，在其他方面也投入了精力，因而引起每勞動力收入下降。進一步說明農村家庭孩子收入效用（即孩子在成長到一定年齡后可以為家庭做出經濟貢獻）和保險效用（孩子可以起到風險防范作用）的存在。2.農村家庭人口特征對家庭成員生活滿意度的影響估計農村家庭追求效用最大化的內容是廣泛的，農戶追求收益最大化行為的收益不僅包括貨幣收入，還應包括非貨幣收益，我們用生活滿意指標來衡量總體的收益。雖然非貨幣性收益與成本難以計量，但是可以明確的是，如果農村家庭衡量的決策行為收益大于行為成本的話，那么勞動力的主觀感受應該是滿意的。在調查問卷中的生活滿意選項分為5級，即非常不滿意、不滿意、一般、滿意、非常滿意，相應的分值為1－5分，本研究中，我們將5個等級的滿意度進一步分為兩級，低于3分的歸為不滿意一類，大于等于3分的歸為滿意一類。我們利用模型表達式2來估計不同人口特征要素對農村家庭成員生活滿意度的影響，估計結果見表3（僅顯示與本研究相關的變量系數）。在表3中的未成年子女變量系數未達到統計顯著水平，不能夠拒絕零假設，這與相關文獻的研究結論[14]（即子女能夠給家庭主要成員帶來快樂和心理的滿足，孩子的消費效用是存在的）不一致，需要進一步的研究，同時其他兩個人口特征變量也未達到統計顯著性水平，說明“人丁興旺”的家庭生活方式并不能給農村家庭生活帶來長期的滿足。但值得注意的是，主要勞動力受教育水平較高的家庭，其家庭成員生活滿意度較高，結合表1的估計結果，一種可能的解釋是，這種滿意度來源于較高的收入能力。3.農村家庭人口特征對家庭居住地鄉城遷移可能性的影響估計城市化理論認為，人口的集中能夠有效降低市場交易成本[15]，農村人口城市化，是經濟發展過程中追求自身利益的結果。成為城市居民意味著除家庭收入之外，還有城市建設帶來的公共設施福利，鄉城遷移可能性越大，表示農村家庭享受城市公共福利的可能性就越大。表4為利用模型表達式2對農村家庭鄉城遷移可能性的估計結果，除家庭人口特征變量外，模型中還包括了其他一些家庭特征變量（家庭年收入、家庭人口數、家庭主要勞動力數、上學子女數等）和家庭居住地區平均變量，主要包括地區人均GDP，地區人均受教育水平和道路交通及地形特征等。從估計結果來看，家庭勞動力變量系數具有顯著的統計差異，且為負值，說明隨著家庭勞動力數的增加，家庭向城市遷移的可能性會下降。陳順玉認為，部分農民的非鄉城遷移，不是中國農民傳統的“鄉土情結”，而是農民自己做出的理性選擇[16]。我們認為，較多勞動力的農村家庭不愿意城市化的原因在于，在較為嚴格的戶籍制度限制下，不徹底的城市化狀態難以享受到城市居民的各種福利待遇和社會保障，同時較多的家庭勞動力意味著較多的本地社會資本，較高的家庭總體收入，追求較多家庭勞動力的“幾代同堂”的農村生活方式是針對較弱的農村社會保障制度的理性反應。另外，未成年子女數變量的系數不顯著，不能拒絕零假設，說明子女的教育問題并不能有效地影響農村家庭向城市遷移，或者說，一些學者提出的子女受教育是農村家庭城市化的一個推力因素的說法有待進一步驗證。家庭人口數的增加沒有對鄉城遷移能力表現出明顯的正向影響，但其負向影響則通過家庭勞動力數量變量表現了出來。

四、簡要結論與政策建議

家庭勞動總結范文第2篇

關鍵詞：灌溉方式；
時間分配；
集體灌溉；
家庭灌溉；
灌溉偏好；
灌溉時間；
從事農外創收性活動時間；
家庭內部生產時間；
休閑時間

中圖分類號：F069.9；
F30 文獻標志碼：A文章編號：16748131（2013）04002110

一、引言

蕭伯納認為“經濟是充分利用時間的藝術”，時間分配歷來是重要的經濟學研究領域。新消費理論認為，隨著時間價值的不斷提高，人們更偏好于用節省時間的方式來滿足穩定的需求，而滿足的方式是通過對能夠滿足需要的工具的投資，即人們的偏好受到外部環境約束。關于生產者時間分配，國內外有著較為成熟的研究。Ilahi（2000）對巴基斯坦地區婦女的時間分配進行了研究，研究的核心問題是公共供水基礎設施的數量和質量如何影響婦女時間分配①；
Gronau（1977）的研究采用時間三分法，將時間分為市場工作時間、家庭內部生產時間和休閑時間；
劉秀梅等（2004）在研究內蒙古中部南部農業區農戶非農時間供給行為時同樣采用三分法，將其家庭時間分為消費時間（閑暇）、農業勞動時間和非農業勞動時間；
齊心等（2003）對中國北方農民的生活時間配置的研究則采用的是四分法，即按照生產勞動時間、生理必需時間、家務勞動時間和閑暇時間來考察和研究農民的生活時間結構。

國內外關于時間分配影響因素的研究同樣較多。例如：Bloch（1973）和Gronau（1976）認為家庭規模及結構會影響農民的時間分配，家庭中孩子的數量與妻子的家庭生產時間正相關，與其市場勞動供給時間和休閑時間負相關，但孩子數量的增加將使丈夫的休閑時間減少；
Kimhi（2001）也認為家庭結構對農民的勞動時間有影響，同時制度因素、文化背景或勞動力的差異都會影響勞動時間分配，但農田和資本規模并不影響農戶的時間分配；
Ilahi（2000）則認為基礎設施的數量和質量會影響人們的時間分配；
王琪延等（1999）對北京市居民的時間分配進行了研究；
王雅林（2003）對上海、天津、哈爾濱城市居民時間分配進行了考察；
劉秀梅等（2004）根據理性假說理論構建了一個用于解釋農戶家庭勞動時間配置決策基本原理框架；
朱農（2005）分析了影響家庭非農決策的因素；
弓秀云等（2009）采用Heckman兩階段模型，對影響家庭非農勞動供給的因素做了實證分析。

鄭風田，裴培，丁冬，普：農田灌溉方式變化對農戶時間分配的影響

總體上看，在有關時間分配的研究中，很少有關于生產方式或技術不同對生產者時間分配的影響的研究，尤其缺乏對某一具體技術變化引起生產者時間分配變化的實證研究。有鑒于此，本文將基于我國農業灌溉方式“大水利”被“小水利”替代的實踐對于“大水利”被“小水利”替代，學者們存在共識。自20世紀80年代農村家庭承包責任制實行后，特別是2002年農村稅費改革后，灌區農戶集體使用大中型農田水利工程的灌溉方式大為減少；
相反，農戶更多地選擇自組織建設小型水利設施的灌溉方式。小型水利設施大量涌現，尤其是2004年水費收取制度調整后（羅興佐，2005）。對于“小水利”擠占“大水利”的后果，學者們認為在個體化基礎上的灌溉方式無法將大江大河的水引入農田，“不合作”所帶來的農業風險并不亞于旱災，小水利設施只能在風調雨順的年份起到對農業用水略作調節的作用，無法真正抵抗旱災（譚同學，2006）；
由于存在插花田，即使農戶擁有潛水泵，也不能解決所有責任田的灌溉問題，農戶灌溉合作難引發了農戶用水難和泵站經營難的雙重困境（趙曉峰，2009）；
不僅如此，農民自己對灌溉方式的家庭化發展并不滿意，雖然這種家庭化的灌溉方式免去了合作灌溉中與其他農戶協商、爭水等的麻煩，但卻既費時又費工（羅興佐，2005）。，通過對湖北省600個農戶的實地調研，研究灌溉方式的不同對農戶的時間分配會產生怎樣的影響，具體地分析大的抽水灌溉設備和灌溉渠道等被農民自購的小型抽水灌溉設備取代后，農民用于灌溉的時間分配是否發生了變化？農民將更多時間用于灌溉是否對其從事農外創收性活動產生影響？以期能豐富有關研究，并為有關決策提供參考。

二、理論框架與研究假設

灌溉是農業發展、農村安定、農民安居的重要保障，但家庭聯產承包責任制以及稅費改革的施行對我國農田灌溉造成了很大的沖擊。目前，我國基層財力、人力的缺乏大大限制了農村水利基礎設施的新建和維護，進而導致了農村公共水利基礎設施的供給困境。在公共水利基礎設施供給失效的情況下，農戶資源稟賦的差異和意愿的分散使得其灌溉需求難以統一，集體灌溉很難實現，越來越多的農戶通過修建私人水利設施來滿足自己的灌溉需求，家庭化的灌溉方式日益盛行。本文研究的目的在于分析并驗證這種可能使農戶灌溉變得更加困難和復雜的灌溉方式演變是否會影響農戶的時間分配。為便于分析，本文采用時間四分法，即將農戶時間分為灌溉時間、從事農外創收性活動時間本研究中所指的農外創收性勞動時間除包括農戶的打工時間、從事商業活動時間外，還包括農戶進行規模養殖等種植業以外的農業生產活動的時間。、家庭內部生產時間和休閑時間。

為了能夠定量地分析這種變化所帶來的影響，本研究基于加里?貝克爾的時間和家庭生產分析框架，在時間分配理論的基礎上對這一問題進行探討。該理論的核心是假定家庭既是生產者又是消費者，這些家庭根據傳統廠商理論的成本最小化原則通過產品與時間等投入要素的組合進行商品生產。

農戶灌溉用水方程為：

因所有時間因變量（twi，tmi，tli，thi）都服從總時間約束，所以只需任選其中的三個因變量來進行估算即可。根據本研究主題的需要，選擇twi、tmi、tli。

根據勞動經濟學理論，影響人力資本的因素（年齡、性別、受教育程度等）會影響一個人對于市場活動的參與概率及參與時間，進而影響到其時間配置情況；
當地的市場發育狀況也有類似效應。同時，農戶耕地擁有數量、耕地的水源條件等會直接影響農戶的灌溉時間；
而家庭收入、家庭財產則不僅會影響到農戶對于農外創收性活動的選擇行為，還會因此影響農戶的休閑活動；
家庭中未成年子女的數量有可能會加重家庭內的家務勞動負擔。同時，隨著農外就業機會的增加，農戶的時間價值在增加，時間增值將影響農戶的行為選擇，從而影響其在不同活動上的時間分配?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設：

H：農戶采用的灌溉方式影響農戶時間分配。

Ha：農田水利灌溉方式的家庭化發展將會增加農戶用于灌溉的時間。

Hb：由于農戶的時間分配服從時間稟賦，農戶灌溉時間上的變化將會引起農戶其他生產或非生產性活動時間的變化。

三、樣本選擇與樣本描述

1.取樣方法

本文樣本來自2011年對湖北省S縣600戶農戶的實地調查。調查時由樣本鎮的鎮長協助，按照各村的灌溉條件分為好、中、差三個級別（三個級別的村莊數量分別占比30%、40%、30%），同時結合每個調查鄉鎮的水系分布狀況和所轄村莊的經濟發展狀況，共抽取20個樣本村莊。樣本村基本涵蓋了當地的主要灌溉水利狀況，具有廣泛的代表性。然后，在樣本村莊內抽選農戶，每個樣本村30個農戶，對農戶的選擇也由村干部協助，將被調查農戶按照灌溉條件分為好、中、差三個級別（三個級別的農戶數目分別占比30%、40%、30%），然后從每一級中分別選擇選擇9、12、9個農戶。

被調查農戶平均年齡在40～50歲之間，受教育程度平均為初中水平，平均每戶擁有15畝左右的耕地，以水田為主（90%以上的耕地為水田），家庭總收入中農業收入占相當大的比重。此外，還對不同農戶對不同灌溉方式的選擇意愿進行了調查，結果顯示，一半以上的農戶更愿意采用集體統一灌溉方式，占有效樣本總量的51%；
另外，還有11%的農戶對兩種灌溉方式沒有明顯的偏好，認為家庭灌溉和集體灌溉各有利弊。

2.變量說明

本研究將農戶的時間分成四部分：灌溉活動上的時間、從事農外創收性活動時間、家庭內部生產時間、休閑時間。根據研究需要，從中選取灌溉時間、從事農外創收性活動的時間、休閑時間作為本研究的被解釋變量，分別用twi，tmi，tli表示；
選擇農戶的灌溉方式作為解釋變量，該變量是虛擬變量，用Irii表示：如果農戶的農田灌溉以集體灌溉方式為主農戶灌溉大多數是集體灌溉與家庭灌溉相結合，但這兩種灌溉方式有主次之分。農戶以何種灌溉方式為主，本文依照農戶主觀判斷進行界定。，則Irii=1；
反之，如果以家庭單獨灌溉為主，則Irii=0。同時，引入其他可能對農戶的時間分配造成影響的控制變量?？刂谱兞康倪x擇是在實地調研的基礎上，充分考慮調查地點的實際情況，并結合已有的經驗研究確定的，在不同的被解釋變量對應的回歸模型中，控制變量的選擇有所差異，但有相當一部分重合。

在分析不同的灌溉方式對于農戶灌溉時間的影響分析中，被解釋變量為灌溉時間（twi，灌溉時間=每次灌溉花費的時間×年灌溉次數），解釋變量為農戶采用的灌溉方式（Irii），此外，本文還引入了年齡（age）、性別（sex）、受教育程度（edu）、家庭總收入（income）、家庭總財產（possession）、水田面積（waterland）、農地離灌溉水源地的距離（dis）、村水源條件（vilg）、與本村農戶相比水源條件（wcond）、與本小組內成員相比水源條件（wpcond）、所在鄉鎮（town）等控制變量。農村家庭在農業生產方面的重要決策權主要在戶主一方，尤其是農田管理、灌溉方式的選擇上，通常戶主是家庭的主要決策人，因此，這里農戶層面的特質選擇了戶主的年齡、性別和受教育程度，對戶主的特征進行控制，來消除農戶層面的差異對于農田灌溉的影響；
同時，本文選擇了所在鄉鎮、村級水源條件、與本村農戶相比水源條件、與本組農戶相比水源條件、農田離水源地的距離來控制農戶灌溉條件的差異對農戶灌溉時間的影響；
經濟異質性的變量本文選擇了農戶的家庭總收入和總家庭財產；
土地方面，考慮到旱地對于灌溉的要求不高，且灌溉頻次較低，一般為1次/季，而水田則需要耗費農戶大量的時間進行灌溉等農田管理，同時，考慮到被調查地是南方水稻區，農田以水田為主調查數據顯示，有85%的家庭水田占耕地的比重在80%以上。，因此，本文認為水田的數量對于農戶的灌溉時間有較大影響，故將其引入。

在分析不同的灌溉方式對于農戶農外創收性勞動時間的影響中，我們先對影響農戶非農勞動供給決策的因素進行分析，其中被解釋變量為農戶是否從事非農活動（是為1，否為0），用Di表示；
解釋變量為灌溉方式（Irii）；
控制變量為年齡（age）、性別（sex）、受教育程度（edu）、家庭勞動力數量（lab）、家庭總收入（income）作為家庭初始資產變量，預期家庭人均純收入高的家庭，有較強能力從事回報率較高的非農業。、總家庭財產（possession）、到市場的距離（market）用來反映家庭的外部環境，即農戶從事農外創收性活動的外部選擇機會，使用離縣城的距離作為其變量。弓秀云等（2009）的研究表明，離縣城遠的家庭，縣域經濟對其的輻射能力弱，獲取信息也不方便，從事非農勞動供給的交易成本較高，因此會減少非農勞動供給。等。眾所周知，非農部門的工資率對農戶非農的就業決策有很大影響，這里之所以沒有將非農部門的工資率納入解釋變量，主要是因為本文的研究是基于相似地域的同一時期內有著較高同質性的農戶數據，因此，本文假定對他們而言同一時期內非農部門的工資率大致相同。進而，在分析農田水利灌溉方式差異如何影響農戶從事農外創收性活動的時間時，被解釋變量是農戶從事農外創收性勞動的時間（tmi，包括養殖業、自營工商業、外出打工時間），解釋變量為灌溉方式（Irii）。此外，根據理論研究以及實地調研，確定年齡（age）、性別（sex）、受教育程度（edu）、是否擔任過村干部（leader）、是否是黨員（party）、家庭總收入（income）、總家庭財產（possession）、家庭耕地面積（land）、到市場的距離（market）、家庭勞動力數量（lab）、家庭中未成年子女的數量（chil）等影響農戶農外創收性勞動時間的重要因素為控制變量。其中，年齡、性別、受教育程度、是否擔任過村干部、是否為黨員作為農戶層面的特征變量，用以消除不同農戶層面的差異對農外創收性勞動時間的影響；
家庭總收入、總家庭財產作為農戶間經濟異質性的變量；
農業勞動與農外勞動存在一定程度上的替代關系，因此選擇家庭耕地數量作為農戶農業勞動機會的變量；
同時，離市場的距離是衡量農外勞動機會的重要變量，通常情況下認為，市場距離的增加會減少勞動者的市場勞動參與率和參與時間，因此，將這一變量引入模型也是必要的。

研究不同灌溉方式如何影響農戶休閑時間時，被解釋變量為農戶休閑時間（tli，農忙、農閑時段休閑時間加總），解釋變量為灌溉方式（Irii），控制變量為年齡（age）、性別（sex）、受教育程度（edu）、家庭收入（income）、家庭財產（possession）、家庭耕地面積（land）、市場距離（market）、家庭勞動力數量（lab）、未成年子女數量（chil）等。

四、實證分析

本文基于調研數據，實證分析農田水利灌溉方式轉變對農戶時間分配的影響，主要包括兩個問題：采用不同灌溉方式的農戶的灌溉時間有無顯著差異？灌溉方式轉變對農戶分配到其他活動（創收、休閑）的時間有無影響？

1.不同的灌溉方式對農戶灌溉時間的影響分析

為考察不同灌溉方式對農戶灌溉時間的影響，構建多元線性回歸模型如下：

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

其中，twi表示灌溉時間，Irii表示農戶灌溉方式，i代表農戶，εi表示隨機誤差項。引入的其他解釋變量包括所屬鄉鎮、村水源條件、戶主年齡、戶主性別、戶主受教育程度、農田離灌溉水源地的距離、與本村農戶比水源條件、與本組農戶比水源條件、家庭總收入、總家庭財產、水田面積、面積最大的水田畝數等。

本文首先對變量進行了皮爾森相關性檢驗，結果顯示與本村農戶相比水源條件和與本小組農戶相比水源條件、面積最大的水田畝數和水田面積間存在相關性；
家庭總收入與水田數量之間存在一定程度的正相關性，這可能是因為當地農民的收入來源單一；
水田面積與農民總收入之間存在顯著的相關性。在后繼回歸分析中，筆者對變量重新進行了篩選，僅保留家庭總財產作為農民經濟異質性的變量，將家庭總收入剔除。為了弱化極端值的離群趨勢，使數據分布曲線更加平滑，對家庭總財產取對數，回歸結果見表3的模型a和模型b。

回歸結果顯示，模型具有統計學意義，在控制了影響農戶灌溉時間的其他因素之后，灌溉方式對農戶灌溉時間的影響依然非常顯著，且其相關系數是所有解釋變量中最高的，說明采用統一灌溉方式的農戶比采用家庭單獨灌溉的農戶在農田灌溉方面平均可以節約235.71小時。此外，農田離灌溉水源地的距離、農戶所在鄉鎮、與本村農戶相比水源條件等反映農戶灌溉條件的解釋變量均表現出了較好的統計特性，均對農戶的灌溉時間有著顯著影響。

本文繼續對被解釋變量灌溉時間取對數，重新建模，回歸結果見表3模型c和模型d，模型的擬合優度和系數的顯著性具有較大提高。對被解釋變量灌溉時間取對數重新回歸之后，發現解釋變量水田數量獲得了較好的統計特性，水田數量對農戶灌溉時間的影響由不顯著變為顯著。這說明之前該變量的不顯著可能是由于樣本量較小，或者是數據抽樣誤差導致的。

2.不同的灌溉方式對農戶農外創收性勞動時間的影響分析

本文構建了影響農戶從事農外創收性活動決策的模型和農戶農外創收性勞動時間的影響因素模型。影響農戶從事農外創收性活動決策的Logit模型表達式如下：

Di=f（Irii，xk）+εi

其中，Di為農戶是否從事農外創收性活動，Irii為農戶灌溉方式，xk（k=1，2，…n）為控制變量：性別、年齡、受教育程度、灌溉方式、距離最近集市的距離、未成年子女數量、耕地數量、家庭總收入、總家庭財產等?；貧w結果如表4。

從表4可以獲知：耕地擁有量越多、年齡越大的農戶參與農外創收性勞動的概率越低，家庭總收入和總家庭財產較高的農戶參與農外創收性勞動的概率較高；
采用集體統一灌溉方式的農戶比采用家庭灌溉方式的農戶更有可能從事農外創收性勞動。但變量的系數在統計上不顯著，原因可能是由于解釋變量對被解釋變量產生影響是一個小概率事件，也有可能是由于樣本量偏小或者數據誤差造成的。該回歸結果只能作為判斷解釋變量對農外創收性勞動參與概率的影響符號的參考，很難說明各個因素對農外創收性勞動參與概率的具體影響大小。

接下來，就灌溉方式對農戶農外創收性勞動時間的影響進行分析。由于樣本中有相當一部分觀察值為0，如果采用普通最小二乘對農戶農外創收性勞動時間的影響因素模型直接回歸，那么估計將是有偏的，并且不滿足一致性要求，故采用Tobit模型如下：

其中，twi表示從事創收性活動的時間，Irii表示農戶的灌溉方式，xk（k=1，2，…n）表示一組解釋變量：戶主年齡、戶主性別、戶主的受教育程度、灌溉方式、耕地數量、農外創收性收入、家庭總收入、家庭總財產、家庭距離最近集市的距離、家庭中未成年子女的數量、戶主的其他個人特征（包括是否為黨員、是否曾經擔任過村干部）等。

對變量進行皮爾森相關性檢驗，發現農外創收性收入這一變量與家庭總收入、家庭總財產相關性過大。根據結果，在后繼回歸分析中將農外創收性收入變量剔除，僅將家庭總收入和總家庭財產作為衡量家庭經濟狀況的變量，得到模型a；
將變量是否擔任過村干部和是否為黨員從模型中剔除得到模型b（見表5）。

結果顯示，解釋變量對被解釋變量的影響符號與預期基本一致，灌溉方式對農戶時間分配的影響不能被忽略。分析表明，灌溉方式的不同對農戶農外創收性勞動的時間有較大影響，采用集體統一灌溉方式的農戶在農外創收性勞動上投入的時間要遠遠多于采用家庭灌溉的農戶；
耕地數量與農戶從事農外創收性勞動的時間呈負相關，家庭總收入與農外創收性勞動時間正相關；
在模型b中，受教育程度對農戶農外創收性勞動時間表現出顯著的正向影響本文的回歸結果與現有研究結論保持一致，例如：Kimhi（2001）研究認為，離城鎮的距離越遠，非農就業就越少，教育水平對農業和非農業就業有正向影響，尤其是非農就業；
Shahidur（1998）認為，離市場距離的增加會減女對于市場工作的參與率，也因此會減少市場工作的時間。。

3.不同的灌溉方式對農戶休閑時間的影響分析

為觀察不同灌溉方式對農戶的休閑時間的影響，構建OLS模型：

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

其中，被解釋變量為農戶休閑時間，解釋變量是灌溉方式，控制變量為性別、受教育程度、家庭耕地數量、家庭總收入、總家庭財產、家庭距離最近集市的距離、家庭中未成年子女數量、戶主其他個人特征（是否為黨員等）、是否參與農外創收性勞動等?；貧w結果如表6。

結果顯示，除灌溉方式外，其他變量對被解釋變量休閑時間的影響符號與預期大致相同；
灌溉方式對農戶休閑時間的影響與預期相反，即采用集體統一灌溉的農戶反而比采用家庭單獨灌溉的農戶擁有更少的休閑時間，但結果不顯著，這與預期并不一致；
家庭耕地數量、當年是否參與農外創收性勞動、家庭總收入是影響農戶休閑時間長短的重要變量；
農外勞動對農戶的休閑時間具有較高的替代效應；
家庭耕地數量對農戶休閑時間的增加有積極作用。

五、結論

農業是國家之命脈，灌溉是農業的咽喉。農村舊有稅費制度及以工代賑等政策所支撐的農村水利體系隨著農業稅和“兩工”取消已遭到破壞。與此同時，農戶的灌溉行為開始不局限于集體灌溉，而向以家庭灌溉為主的多種灌溉方式并存轉型。本文研究表明，農田水利灌溉方式的轉變對農民時間分配有較大的影響。灌溉方式由集體統一灌溉向家庭灌溉的轉變，不僅增加了農戶在農田水利灌溉上的時間支出，也減少了農戶在農外創收性勞動上的時間投入。此外，在本文研究中，灌溉方式與農戶的休閑時間二者之間則呈現非顯著負相關關系，這值得今后進一步研究。

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家庭勞動總結范文第3篇

關鍵詞:勞動力;勞動力供給;總量分析

中圖分類號:F241文獻標識碼:A文章編號:1000-176X(2009)11-0010-04

經濟增長與發展離不開資源投入。投入的資源包括人力資本、自然資源、貨幣資本和技術等。其中的人力資本主要是勞動力。一個國家的勞動力是否得到充分利用,將關系到該國家經濟增長的速度和發展水平。中國是一個發展中的人口大國,其中農民大約10億人,城鎮居民大約2億多人。在人口的分布上,主要集中在東部、中部地區。勞動力供給數量巨大,而勞動力需求相對短缺,所以,勞動力供給總量的增加或減少,對促進或延緩本地區或本國的經濟發展將產生重要影響。

一、勞動力供給總量的影響因素

勞動力是一個國家或地區經濟發展的人力資本。勞動力在本質上是人的體力和智力的總和,是活的生命體。只有達到一定的年齡(通常16歲以上)、具有勞動能力并愿意工作的人才是勞動力。經濟學把人口中具有勞動能力的人口部分稱作勞動力。一國的勞動力與非勞動力人口一般根據本國的統計制度,通過人口普查、勞動力調查進行統計和估算。

勞動力供給是指一定的市場工資率下,勞動力供給的決策主體(家庭或個人)愿意并且能夠提供的勞動時間。反映勞動參與或者供給變化的一個總量指標是勞動力供給總量,另一個指標是勞動參與率。所謂勞動參與率是指勞動力在一定范圍內人口所占的比率,是反映、測度人口參與社會勞動的指標。一定范圍內的人口可以按照若干標志進行分類,如總人口、不同年齡組人口或不同性別人口等。

勞動力供給是勞動者主體進行提供勞動時間決策的結果。在勞動者進行決策時,決策主體一般面臨兩種選擇:其一是勞動參與決策,即是否進入勞動力市場尋求有酬勞動;其二是勞動時間決策,即在個人可支配時間中,閑暇與勞動時間的選擇。影響勞動力決策

的因素很多。其中決定勞動力供給的首要因素是一定時期的人口數量。其次,收入的多少、工資率的高低、稅收等都對勞動力供給決策產生作用。

1.人口數量多少決定勞動力總量的大小

(1)人口數量的增長決定勞動力供給的增長

不同的國家由于人口數量的大小不同,勞動力的供給量也有很大差異。中國和印度是世界上人口最多的兩個國家,決定了這兩個國家的勞動力供給十分充足,并成為擁有廉價勞動力的國家。而英、美、德、日等西方發達國家,由于人口數量相對少,勞動力供給也相對不足,勞動力是其相對短缺的資源。

(2)勞動人口參與率的高低決定勞動力供給總量

一般地說,勞動參與的人口越多,勞動力供給總量越大。勞動參與有一個生命周期的變化。從中國勞動參與率生命周期看,男性和女性勞動力參與率的生命周期都呈現倒“U”型,青年與老年勞動力參與率較低,22―55歲年齡段勞動力參與率一般在90%以上;男性勞動力參與率高于女性勞動力參與率,20―49歲男性勞動力90%以上參與勞動,20―40歲女性88%參與勞動。與國際上其他國家比較,中國勞動參與率比較高,因而勞動力供給總量也大。

2.工資率決定勞動時間供給

在人口一定的情況下,勞動力供給則受其他因素的影響。經濟學理論分析勞動力供給的主要原因在于市場工資,并把市場工資率作為影響勞動力供給的惟一因素。勞動者需要提供勞動以便獲得生活資料,成年人要養家糊口。當工資率變化時,勞動力供給相應地發生變化。勞動力供給量的變動對工資率變動的反應程度被稱做勞動力供給彈性。一般地說,工資率提高,勞動供給增加。因此,勞動供給曲線是一條向右上方傾斜的曲線。但是,閑暇也是影響勞動力供給決策的重要因素。勞動者需要通過閑暇來豐富生活,提高生活質量。因此,當工資收入比較高時,勞動者將放棄一定的勞動量進行休閑和娛樂。斯蒂格利茨指出,勞動力供給取決于收入與閑暇的對比。當收入提高時會產生收入效應和替代效應,從而共同影響勞動者提供勞動的決策。隨著收入的提高,勞動者提供的勞動最初是增加的,但是其后是減少的,因此勞動供給曲線是一條向后彎曲的曲線。

在社會經濟生活中,家庭在消費與勞動力供給方面是基本的決策主體。在以家庭為單位的經濟選擇和經濟行為中,家庭成員之間存在著一定的分工協助關系。在一個家庭中,假設已經有成員就業,其他成員是否參與勞動將取決于是否取得最大效益。因此,一般而言,個人勞動力供給決策受到工資率的影響。當制度勞動時間為t,工資率為w0,如果決策主體家庭成員處于就業―非就業無差異境界時,此時的工資率w0即為最低勞動供給價格。當工資率大于w0時,選擇就業;當工資率小于w0時,選擇不就業。不同家庭的最低勞動供給價格呈正態分布,如圖1所示。

圖1中,橫軸為工資率W,縱軸為以最低勞動供給價格為標識的家庭戶的密度分布Q。在工資率較低時,如為W1,密度分布較低。在工資率較高時,如為W2,密度分布也較低,基本上呈正態分布。當工資率為W0時,一般都是,凡是最低勞動供給價格比W0低家庭,其家庭成員就要就業了。在圖中斜線所示的部分與正態分布線和橫軸圍成的總面積之比,就是當工資率為W0時家庭中非就業人員就業的概率。這一就業概率與相同統計范圍內的勞動力參與率相似?？梢?工資率對于勞動供給有著非常大的影響。

工資率的變化會產生收入效應和替代效應,并最后影響到勞動力供給決策。研究表明,工資率的變化對勞動供給決策主體的最終影響取決于兩種效應的相互關系。而這兩者的相互關系實際上取決于主體的閑暇―收入偏好,或者說取決于主體的效用函數。如果替代效應小于收入效應,那么隨著工資率的提高,勞動時間供給就會減少。一般地說,當工資率較低且收入較少時,由于工資率提高而產生的替代效應大于收入效應,因而隨著工資率的提高,勞動供給增加;而工資率較高而且收入也在較高水平時,替代效應小于收入效應,因而隨著工資率的提高,勞動供給時間反而減少。

3.稅收對勞動力供給的影響

稅收對勞動力供給產生一定的影響。影響勞動力供給的因素中,稅收是一個重要的方面。國外學者中,布里克(Break,1974),阿特金森與斯蒂格利茨(Atkinson,Stiglitz,1980)進行的經驗研究中發現,征收所得稅的替代效應與收入效應趨于相互抵消。哈伯格(Harberger,1974)的稅收歸宿一般均衡模型中得出的結論是:所得稅和一般勞動稅是無法轉嫁的,并且稅負不同將影響勞動者的勞動供給。稅收對勞動供給的影響分為替代效應和收入效應兩種。替代效應是指由于征稅使價格下降、閑暇價格上漲,促使人們以閑暇代替工作;收入效應是指征稅后減少了可支配收入,促使其為了維持既定的收入和消費水平而放棄閑暇,增加工作時間。但是,稅收對勞動供給者的總效應是不確定的,這是由不同勞動者的替代效應和收入效應的對比關系所決定的。通常在邊際效應遞減規律的作用下,對高收入者而言,稅收的替代效應大于收入效應,而對于低收入者而言,結果相反。

國內學者對此也做了一些研究。第一種觀點認為稅收會從控制人口數量和影響人們的行為來影響勞動的總供給量以及從影響勞動者素質和社會保障稅方面來影響勞動供給結構。第二種觀點認為中國對勞動征稅的收入效應大于替代效應,對勞動征稅增加了勞動供給。第三種觀點認為中國城鎮居民的勞動稅率與失業呈現反相關的關系,說明了中國稅收的收入效應大于替代效應。因此提高稅率,減少了勞動者的可支配收入,勞動者為了維持既定的消費水平和收入水平,不得不減少或者放棄閑暇,增加勞動供給。

二、中國的勞動力供給總量

從總的水平看,在給定人口數量的情況下,決定勞動力供給的主要因素之一是總人口中勞動年齡人口所占的比重,而勞動年齡人口的比重又和以前生育率水平的變化有直接的聯系。中國勞動力供給總量上一直很大,這與中國是一個人口大國有密切的關系。分析中國勞動力供給可以看出有以下特點:

1.勞動力隨著總人口增加而增加

根據國家統計局統計數據,中國人口總量在建國后一直呈上升趨勢,2001年總人口為127 627萬人,是1953年的2.19倍;就業人數在2001年比1953年增加2.42倍,達到73 025萬人,是所有發達國家勞動力的總和。改革開放以來,中國的大量勞動年齡人口比例持續增長,至2010年達到高峰,為71.08%,勞動年齡人口規模2020年左右達到高峰,約為9.97億人。勞動力人口比例2005年達到高峰,為62.55%,然后保持相對穩定,至2010年開始趨于下降,勞動人口總量2015年左右達到高峰,約為8.66億人。今后十幾年中,每年新增勞動年齡人口達到1 000萬人,如表1所示。

2.勞動力供給總量增加趨緩以致過剩

隨著計劃生育的繼續開展,中國人口出生率降低,總人口增加的速度放慢,勞動力供給開始由加速變為減速。一方面,我國勞動力供給大于勞動力需求,另一方面,我國勞動力存在階段性和結構性供給不足。在總量上,我國勞動力供給既有城鎮勞動年齡的勞動力供給,也包括大批的農村勞動年齡勞動力供給。城鎮勞動力中,很多下崗職工處于失業和半失業狀態,加上新增加的各類大中專院校畢業生,形成巨大的就業壓力;每年從農村中轉移出大批勞動力進入城鎮尋找就業機會。2009年,中國高校畢業生大幅度增加,達到600多萬人,而實際就業率只達到30%。每年有數百萬的大學畢業生不能及時就業。

造成勞動力供給總量過剩的原因有:第一,人口規模巨大。我國人口規模過大是一個客觀事實。如此大的人口規模決定我國必然在長期內存在勞動力供給超過勞動力需求。第二,勞動力參與率過高是造成勞動力供給過度的又一個原因。在人口總量和勞動力資源一定的情況下,勞動供給總量決定于勞動力資源的利用程度,即勞動力參與率。用公式表示就是:勞動力供給總量=勞動力資源量×勞動力參與率。我國一直是勞動力參與率很高的國家,不僅在城鎮,而且在農村都是如此。例如,15―19歲年齡組勞動力以及婦女勞動力參與率,和其他國家比較,我國都非常高。如表2、表3所示。造成勞動力參與率高的主要原因是我國很多家庭的人均收入較低,為了增加家庭收入,不得不讓那些具有一定體力的家庭成員參加勞動。我國人均收入偏低,使得在業人口養育家庭的壓力過大,致使適齡勞動力過早地參與勞動,加入勞動力供給隊伍,擴大了勞動力供給總量。

3.常態性結構性、季節性勞動力供給不足

經濟發展存在結構性、周期性的特征,對勞動力的需求也存在結構性、周期性的特征。2003年春季開始,我國沿海部分地區出現以招工難為特征的“民工荒”,就是經濟發展中出現的結構性、季節性對勞動力需求所致。這種現象在其后由沿海經濟發達地區蔓延到部分內陸省份,給企業正常經營帶來困難。為了應對勞動力市場上供求關系的轉變,企業開始從工資水平、社會保障、工作條件等多個方面做出調整,以便吸引勞動力。造成這類勞動力供給不足的原因是多方面的:一是經濟發展對勞動力的需求增加。經濟發展是不斷地進行擴大投資、出口和消費所帶動的。經濟增長是投入要素不斷增加的結果。企業擴大生產規模需要更多的勞動力,結果導致需求增加。二是近年來勞動力參與率有所下降。勞資雙方對工資率缺乏一致的看法,難以達成就業協議。我國長期以來勞動力供給大于需求,被認為是勞動力過剩國家,對勞動者實現低工資策略,工資增長緩慢,然而隨著經濟增長和經濟發展,物價水平上升,勞動力的生產成本增加,低工資難以適應經濟發展的變化,因而勞動者要求提高工資的呼聲提高。在不能得到工資水平提高的情況下,勞動力供給意愿降低。因為決定勞動參與率的兩個因素分別是市場工資率和個人的保留工資水平。在保留工資水平一定的情況下,市場工資率越高,個人參與勞動力市場的可能性也就越大;在市場工資率一定的情況下,個人保留工資越高,其參與勞動力市場的可能性就越小。因而,解決問題的辦法就是提高工資待遇水平,提高工資是勞動參與率提高的重要條件。

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家庭勞動總結范文第4篇

[論文摘要]傳統 經濟 學認為，家務勞動不像其他可以流轉的商品或服務那樣具有交換價值，只是在家庭內部有價值，各國也未將家務勞動價值納入國民生產總值核算體系。法經濟學分析 指出，家務勞動是一種需要成本、能創造收益、具有價值的勞動。我國婚姻家庭法應本著由夫妻共同分擔家務勞動成本，共同分享家務勞動收益的原則，準確界定夫 妻家務勞動收益的范圍，增設夫妻家務勞動價值的量化方法，增加評價家務勞動價值的考慮因素，放寬夫妻家務勞動成本分擔、收益分享的條件。

    家 務勞動是為直接滿足本家庭成員精神生活和物質生活的需要而進行的勞動。這種通常由家庭成員在家庭內部從事的未支付報酬的勞動，主要包括下列活動:煮飯、清 潔、整理房間、洗衣物、購物、修理和維護住房、照顧家庭成員、從事園藝、寵物照料及家庭安排等。傳統經濟學家認為家務勞動只在家庭內部有價值，但隨著社會的 發展 ，人類的分工越來越細，家務勞動作為人類勞動的一種特殊形式，是一種需要成本、能產生收益，具有社會價值的勞動。夫妻間從事家務勞動的通常是女性。通過立 法承認夫妻家務勞動具有的價值是 法律 公平正義的要求，體現了對女性的保護，有助于實現男女實質平等，被譽為是對經濟上依存于丈夫的家庭主婦的“自卑 治療 劑”。

一、夫妻家務勞動的成本構成分析

    一個無可否認的事實是，從事家務勞動需要一定的成本，這些成本主要包括家務勞動的精力成本及機會成本。但在現實生活中，這些隱性成本往往為人們所忽略。

    (一)夫妻家務勞動的精力成本分析

    在時間總量不變的情況下，在某種勞動中的精力成本越大，則投人到另外一種勞動或其他活動的時間就會減少。以全職夫婦為例，在夫妻工作時 間相同時，從事家務勞動的時間越長，自由支配時間就越少。而自由時間可以用來進行人力資本的投資，也可以用于“勞動者體力的恢復，智力的提高和個性的和諧 發展’。非家務方利用工作之余的自由支配時間休息，可以促使其體力的恢復，產生新的精力，因而在市場投人方面具有較大的精力優勢。家務勞動方，因在工作之 余從事家務需要花費一定的精力，該方就會有更少的自由支配時間恢復其體力，影響其市場投人的精力，在市場投人方面失去其精力優勢。當從事家務勞動和社會勞 動都需要花費一定的精力時，從事家務勞動的精力強度大于閑暇時間的精力強度，故從事家務勞動的女性往往選擇精力強度不大的工作，甚至因其長期從事家務勞動 而根本無精力投人社會工作或早早地退出社會工作。而從事社會勞動的精力成本往往與工資水平存在一定的關聯性，由于家務勞動主要由女方承擔，在已婚男女參與 同樣的社會工作時，女性的社會收人往往較之男性低，其中原因之一就在于，已婚女性在婚后較之婚前在市場精力投人的降低。其次是女性在婚后需要花費更多時間 從事家務勞動，因而可能會減少對自身人力資本的投資。在一切資本中，只有對人的投資才是最有價值的資本。對特殊的人力資本投資的積極性與花費在該項活動上 的時間正相關，“當家庭部門用的時間更多時，主要提高家庭生產率的資本投資的積極性會更大一些;而當工作時間更多時，對主要提高市場生產率的資本投資積極 性會更強一些。由于妻子的主要時間是從事家務，其對社會工作進行人力資本投資的積極性較男性低，加上女性社會勞動精力投資較男性更少， 自然 會降低他們的社會收人，而低收人反過來進一步減少他們投人市場的精力及對市場人力資本的投入，加大女性從事家務勞動的成本。

    馬克思的勞動價值論認為，只有勞動才創造價值。勞動不是價值本身，而是作為價值的活的源泉。勞動和勞動結果相統一，是勞動者的基本權利和勞動解放的標志。

    家 務勞動和社會勞動同屬于人類勞動方式之一，只是勞動地點及勞動內容等存在差異，屬于不同的勞動分工，二者都需要精力成本。如果女性在家庭中以家務勞動這種 精力成本進行投資而不能分享該投資的收益，會造成對女性的系統性剝奪，既違背了家庭作為一個經濟單位的利益分享規則，也會減弱該方投資家務勞動的積極性， 對家庭這一經濟組織體也可能造成破壞(導致解體)。如果不對夫妻一方的家務勞動成本給予回報，家務勞動方在夫妻時間配置博弈中處于不利境地，在婚姻解體時也會削減該方在離婚博弈中的能力。

    (二)夫妻家務勞動的機會成本分析

    家 庭是一個經濟組織體，但其具有強烈的倫理性，家庭成員之間具有顯著的利他性特征。夫妻間可能會因為一方在家庭中具有比較優勢而放棄社會工作選擇家務勞動， 或者基于婚姻家庭的利他思想而由一方主動承擔主要家務勞動，“夫妻一方在從事這項工作的同時，另一種更有價值的活動被放棄了”，因而家務勞動存在機會成 本。由于從事家務勞動需要花費一定的時間投人，在時間總數不變的情況，家務勞動者就只能通過改變時間分配的方式以承擔家務勞動，如通過不斷減少參與社會活 動的時間或者減少甚至放棄參與其他社會工作的時間等方式以保證有足夠時間從事家務勞動。因此，從事家務勞動的時間越多、年限越長，其機會成本就越大。

    夫 妻從事家務勞動的選擇取決于家務勞動的邊際效用價值，“價值并不是商品內在的客觀屬性，它不過是表示人的欲望同物品滿足這種欲望的能力的關系，即人對物品 效用的感覺和評價。效用是價值的源泉，效用大則價值大，反之，價值則小。邊際效用價值是每增加一個單位物品所引起總效用價值的增量，它遵循效用遞減 規律 。如果夫妻一方從事家務勞動的效用價值比從事社會勞動的效用價值大，其就會選擇從事家務勞動，反之就會選擇從事社會勞動，而且只有當家務勞動的邊際效用為 正時夫妻才會選擇從事家務勞動。如果家務勞動和社會勞動的效用價值相等時，則無論從事社會勞動和家務勞動都無區別。因此，理性人假設下，夫妻從事家務勞動 的效用價值應當大于從事社會勞動的效用價值且其邊際效用價值為正，而家務勞動的效用價值越大，表明家務勞動方的機會成本也就越大。

    總 之，家庭“這一生產單位的最重要的投入完全不是市場產品，而是家庭成員的時間，特別是傳統家庭中妻子的家務勞動。貝克爾認為，家庭是由多個人組成的生產單 位，家庭中每一成員都在彼此了解、相互信賴下盡其所能，自覺履行投人義務，只有這樣才能實現婚姻的最大化效益。家務勞動具有精力成本和機會成本，是對婚姻 的一種投資。一旦夫妻一方的收益大于邊際成本，則意味著該投資是有效益的，就會鼓勵投資者繼續投資。反之，該方就會減少投資，甚至不再投人而寧愿選擇經濟 組織體的解體。作為經濟單位的家庭，要求夫妻共同投資、風險共擔、利益共享，才能實現婚姻的最大化效益并能更長久維持婚姻關系。

二、夫妻家務勞動產生的收益

    收 益通常包括物質收益和精神收益。家務勞動所創造的精神方面的收益，主要是由于家務勞動的分擔如家庭安排、照顧子女等可以減輕非家務勞動方精神上的壓力，帶 來清閑的享受，而有些活動如清潔、整理房間、清洗衣物等，則本身可以為家庭成員帶來精神方面的愉悅。物質上的收益，主要包括家務勞動帶來的分工收益、家務 勞動使得家庭經營成本的降低、家務勞動的交換價值及非家務勞動方在家務勞動時間內獲得的人力資本等。由于精神收益純屬主觀感受，難以客觀衡量，本文主要分 析物質性收益。

    (一)比較優勢分工帶來的收益

    夫妻之間如何發揮各自的優勢，實行勞動分工，以增加家庭的產出?通常認 為，女性在家務勞動方面具有相對的優勢，而男性在社會勞動方面能產生較高的生產力。男女只有各自發揮自己的比較優勢，才能增加家庭的產出，實現經濟收益的 最大化。“家庭作為一種社會機構保持下來，表明了它具有重要的經濟化效能，而更為重要的因素是家庭促進了勞動的分工，取得了來自專業化的收益。家庭通過丈 夫在勞動市場從事專職工作，妻子在家從事家務勞動這種互補活動的專業化而促進了家庭收益的最大化。因此，在男女之間根據各自的優勢實行分工，有利于增加家 庭的產出，提高家庭的經濟效益。根據比較優勢理論，家庭的最佳方案是機會成本較低的配偶專于家庭生產。由于女性的工資普遍較男性低，其機會成本相對較低， 這樣現實生活中從事家務勞動的任務就主要由妻子承擔，丈夫則利用其在社會勞動方面的優勢參與更多的社會勞動。婦女的時間主要分配于家庭部門，男性的時間主 要分配在市場部門的分工模式被認為是獲得家庭福利目標函數最大化的一種有效途徑。

    既然夫妻一方在家庭中根據各自的優勢進行分工由一方從事家務勞動，另一方利用其在市場的優勢參與社會勞動，夫婦雙方通過共同努力，實現家庭產出的最大化。由于家庭分工是根據夫妻的比較優勢，發揮各自所長的結果，所以，任何一方的勞動都應具有相應的價值。

    (二)家庭經營成本的降低(防止積極財產流出)

    在 傳統的“男主外，女主內”思想影響下，許多已婚妻子擔當著從事家務勞動的主要責任。妻子從事的家務勞動自然可以減少家庭中雇傭保姆的費用，降低家庭經營成 本，防止家庭中積極財產外流。“妻為家事勞動，則不須支付對價于他人，家計費用即可減少，則其減少部分，對家庭而言，就是家事勞動的價值。家事勞動之防止 家庭中的積極財產流出之功能，即為其獲得評價之主要根據。由于降低家庭經營成本是通過投人家務勞動的方式實現的，該降低的成本則為家務勞動的收益之一。

    (三)家務勞動的交換價值

    雖然家務勞動不具有一般商品的直接交換價值，但通過夫妻之間的資源交換以及“置換”方式，仍然可以實現其交換價值。

    1.理性人假設中夫妻之間的資源交換

    理 性經濟人假設認為，從事經濟活動的所有人都是理性的，他們具有抽象人的基本特征，即假定每一個從事經濟活動的人都是理性、利己的，并且力圖以最小經濟代價 去獲得最大經濟利益。在婚姻家庭中，夫妻會考慮婚姻的成本及從婚姻中獲取的收益。家庭是一個資源交換的場所，只不過這種交換既包括情感等非物質的交換，也 包括物質上的交換?，F實中的男女有的偏重前者，有的更看重后者。“人是理性的動物，而社會生活是要求互惠關系的，人們的選擇是建立在要得到最大的獎賞和最 少的代價之下的，以便取得最大的利潤或最好的結果。在家庭中，需要通過家庭成員共同投人共同經營，彼此分享家庭收益，獲得對方經濟上的供養及情感方面的愛 與呵護。家庭成員應當共同投資于家庭，以獲取投資的收益以分享，這樣才有利于實現家庭收益的最大化，增進家庭幸福。家務勞動是對婚姻非物質性的投資，對該 投資除了精神與情感方面的回報，尚需要換取其投資應得的經濟收益，此種收益是通過家務勞動換取非家務勞動方的社會勞動價值實現的。 

    2.家務勞動的交換價值

    核算國民生產總值的方法主要有兩種，即以薩伊的生產要素理論為基礎核算國民生產總值和以馬克思的勞動價值理論為基礎的 計算 方法。這兩種計算方法都未將家務勞動價值核算在國民生產總值內。而 現代 經濟 學家認為，家務勞動實際也具有交換價值，符合商品的特征。只不過家庭這種生產單位生產的主要“商品”是子女，而不是傳統的商品。“忙于撫養孩子的妻子用從事家務勞動的時間‘換得’丈夫在市場上的工作， 而丈夫則‘購買’妻子照顧他們共同的子女。通過這樣的方式，實現妻子家務勞動的交換價值。對于此，家務勞動雖然沒有直接的交換價值，但其通過“置換”方式 仍然可以實現其交換價值。事實上，家務勞動價值對準確計算國民生產總值具有非同一般的影響，聯合國第四次世界婦女大會有關資料資示，僅一項沒有報酬的家務 勞動價值就約占國民收入總值的10--35%。

    (四)非家務勞動方獲得的人力資本

    夫妻獲得的收益除了經濟上的現實利 益，還包括一種并非直接以金錢形式體現的資本收益，即人力資本收益。“人力資本是一個人擁有的從事具有經濟價值的活動的能力、知識和技能，它主要靠學習、 訓練和經歷來獲取和積累，是決定勞動生產率的一個主要因素。在夫妻一方從事家務勞動的過程中，由于夫妻經濟方面的共同投人及一方對家務勞動的分擔，使得非 家務勞動方有更多的時間和精力投人到自身的 教育 、培訓中，積極提高自身的職業素 質和技能，而這些素質和技能使得人力資本投人方在將來的生活和工作中終身受益。“學校教育通過提供知識、技能和分析問題的方法提高了人們的收人水平和生產 力水平。”“收人分配的不平等與教育和其他培訓的不平等之間有著正相關關系……失業與受教育程度通常有很強的負相關關系。在這些資本投資過程中，夫妻對人 力資本在金錢方面的共同投資，極易獲得夫妻及世人所認可。但夫妻在人力資本獲得方身上投人的機會成本和精力成本這些隱性成本往往為人們所忽略。在婚姻期間 夫妻雙方共同分享該人力資本投資的收益，而一旦夫妻離婚，非人力資本方就不能分享該人力資本帶來的收益?；诨橐龉餐w的收益分享理論，此種情況下，此種 人力資本一定范圍的收益應當作為夫妻的共同投資所得。

    三、夫妻家務勞動成本的分擔與收益的分享:婚姻家庭法相關立法

    家務勞動是一種需要成本、能創造收益、具有價值的勞動，這種承認應體現在婚姻法立法中。我國婚姻家庭法應從以下方面考慮由夫妻共同分擔家務勞動成本，共同分享家務勞動的收益。

    (一)準確界定夫妻家務勞動收益的范圍

    我 國婚姻法規定，除另有約定外，夫妻在婚姻關系存續期間的收人為夫妻共同財產，但現行婚姻家庭法并未將知識產權的財產期待利益(包括尚未投人生成的知識產權 和繼續性使用的知識產權后期使用的財產性收益)納人夫妻共同財產范圍，也未規定夫妻之間可以在一定程度上分享一方獲得的管理技 能、專業技能、執照、文憑、資格等人力資本收益。我國現行婚姻家庭法的規定實際上縮小了夫妻共同收益的范圍，減少了家務勞動的投資回報。因為夫妻一方在婚 姻期間創造知識產權或獲得人力資本的過程，需要夫妻共同的經濟投人，家務勞動方在履行協助義務、撫養子女、照料老人等行為中通常也存在機會成本及精力成 本。離婚時如果不對家務勞動方的這些成本給予回報，必然會損害其經濟利益，降低投人方的自我評價，也不符合家庭經濟單位的利益分享規則。因此，我國婚姻法 應明確知識產權的財產期待利益為夫妻共同收益。同時，宜借鑒經濟學中對管理技能、專業技能等人力資本的估算方法，規定夫妻婚姻期間獲得的人力資本在離婚后 一定年限內的收益為夫妻共同收益。

    (二)增設夫妻家務勞動價值的量化方法

    關于家務勞動的計算方法，國外實踐中采用替代成本法則和機會成本法則等進行計算。在從事家務勞動一方的機會成本能夠確定的情況，借鑒機會成本法則計算夫妻家務勞動的價值較為合理。如果能確定家務勞動方因從事家務勞動而失去從事社會工 作的機會，宜以該喪失的機會作為家務勞動價值的補償。如果機會成本的確立存在難度，則需要考慮相關因素，宜參照替代法則計算，但不宜采取簡單的使用家政服 務人員的工資標準計算家務勞動的價值(目前我國有學者提出用家政服務人員的工資標準計算家務勞動價值的主張)，因為此種計算方法在很多情況下會降低家務勞 動的價值。

    對于知識產權財產性收益，經濟學主要采用收益法、成本法及市價法等進行評估。對人力資本價值的評價，在穩健、可行和公允的情 況較多采用對未來收益進行折現的收益現值法或凈現值法進行計算。雖然這些計算方法還無法達到精確的程度，但不失為經濟學計算人力資本和知識產權重要的方 法，在家庭法領域具有一定的可借鑒性。

    (三)增加評價家務勞動價值的考慮因素

    在衡量夫妻家務勞動價值時，應增設具體的考慮因素，包括非家務勞動方從家務勞動中的受益的大小，受益的期限及婚姻存續時間等因素衡量家務勞動的價值。

    在 評估人力資本價值時，應考慮以下因素:首先應考慮對人力資本方進行人力資本投資時的年齡，因為該年齡決定了人力資本投資后新增收人流的期限長短;其次應考 慮人力資本的折舊現象，一定周期之后又需要新的人力資本的投人，該投資并非總是一勞永逸的;最后應考慮人力資本的取得需要夫妻共同投資、社會其他方面投 資、人力資本獲得方的主觀努力及實現人力資本的前景等。因此，在采納收益現值法或凈現值法進行人力資本價值估價時，宜確定一定年限內人力資本的收益作為夫 妻共同收益的范圍，而不是所有的現值折算為夫妻共同收益。對此，可以參照《中華人民共和國勞動合同法》 等相關 法律 對高級管理人員離職后競業禁止的年限限制(通常認為該期限與相關人員在前 企業 積累的人力資本或知悉的經營信息等相關)的規定，確定夫妻離婚后一定期限內獲得的人力資本收益為夫妻共同收益。筆者認為，結合人力資本的上述特點，宜以人 力資本持有人未來3-5年時間的預期收益折現為夫妻共同收益，對非人力資本獲得方給予相應價值的補償。

家庭勞動總結范文第5篇

為貫徹《中共中央關于構建社會主義和諧社會若干重大問題的決定》關于“擴大再就業政策扶持范圍，健全再就業援助制度，著力幫助零就業家庭和就業困難人員就業”的精神，落實國務院領導同志提出的“爭取到今年底基本解決零就業家庭就業問題”的要求，現就全面推進零就業家庭就業援助工作通知如下：

一、明確零就業家庭援助工作的目標任務

各地要在今年7月底前全面部署實施零就業家庭援助工作，并初步摸清本地區零就業家庭數量，到今年年底基本消除城鎮現有零就業家庭。其中，有條件的地區要力爭全部消除，不具備條件的地區年底前要大部分消除，并力爭在年上半年全部消除。各地要積極探索建立動態援助的長效工作機制，做到零就業家庭“產生一戶，援助一戶，消除一戶，穩定一戶”。

二、建立申報認定制度

零就業家庭是指城鎮家庭中，所有法定勞動年齡內、具有勞動能力和就業愿望的家庭成員均處于失業狀態，且無經營性、投資性收入的家庭。

符合上述條件的家庭，可按照自愿原則，向戶籍所在地的街道(鄉鎮)勞動保障工作機構申請零就業家庭登記認定。具體條件和登記認定程序由地方勞動保障部門規定。

實行零就業家庭的退出制度。被認定的零就業家庭中有一人穩定就業或無正當理由不接受就業援助服務的，在一定期限后不再作為零就業家庭對待。具體標準由各地自行制定。

各地要進一步規范零就業家庭審核認定程序，建立統一的登記臺賬和數據庫，并及時調整更新，實施動態管理。

三、針對零就業家庭特點，多渠道開發就業崗位

各地勞動保障部門要大力開發就業崗位，多渠道幫扶零就業家庭成員實現就業。要通過開發公益性就業崗位和實行相關補貼，安置年齡偏大、家庭困難的零就業家庭成員就業。要實行相應政策扶持，鼓勵各類用人單位吸納零就業家庭成員實現穩定就業；
開發適用性強的創業項目，指導零就業家庭成員自主創業；
扶持興辦勞動密集型小企業，推廣適于家庭手工加工的項目，引導零就業家庭成員靈活就業；
組織勞務輸出項目，組織零就業家庭成員轉移就業。

四、擴大再就業政策扶持范圍，完善政策措施

各地要對符合條件的零就業家庭成員認真落實各項就業扶持政策。要根據黨的十六屆六中全會精神，結合本地實際，將再就業政策扶持范圍擴大到零就業家庭成員，進一步明確扶持政策，鼓勵零就業家庭成員自謀職業和自主創業，鼓勵企業吸納零就業家庭成員，提高公益性崗位安置和靈活就業人員的穩定性。要針對政策落實中的問題，改進操作辦法，確保政策能夠落到扶持對象身上。

五、依托基層平臺，強化就業服務

各地要依托街道社區勞動保障工作平臺，摸清零就業家庭和就業困難人員的底數，建立就業援助目標責任制度，將援助任務落實到人。及時為援助對象上門開展“送政策、送崗位、送服務”活動，實行動態管理和“一對一”服務。要將促進零就業家庭和就業困難人員就業作為創建“充分就業社區”工作的重要內容和檢查驗收的重要指標。市、區公共就業服務機構要加強與街道社區平臺的工作聯系，積極搜集和提供適合零就業家庭的空崗信息。對特別困難、經街道社區認定的重點對象，市、區公共就業服務機構要給予強化服務和托底安置。

六、建立最低生活保障、失業保險與就業聯動機制

各地要進一步完善相關政策，探索低保、失業保險和最低工資之間的政策銜接，形成鼓勵和吸引有勞動能力的低保人員積極主動就業的激勵機制。

各地要會同有關部門，合理確定最低生活保障待遇、失業保險金和最低工資標準，探索低保人員就業后其待遇在一定時期內合理延續的辦法，保證就業后的困難人員總體收入水平和待遇不降低，增強有勞動能力的低保對象和失業人員的就業意愿。要抓緊制定工作方案，明確政策措施，力爭年底前使每個城市都能建立起失業保險、低保制度與就業工作的聯動機制。

對有勞動能力和就業愿望的零就業家庭人員，應組織他們進行失業登記，提供就業服務。對正在享受失業保險待遇的人員和有勞動能力的低保人員，要將他們組織到職業介紹、職業培訓、公益性勞動等就業準備活動中。

各地勞動保障部門要與民政、財政等部門密切配合，完善相關管理辦法和操作流程，建立溝通機制，依托街道社區平臺，實現資源整合、信息共享，加強對低保人員的跟蹤服務和動態管理。

七、建立零就業家庭就業援助長效機制

規范企業裁員行為，加強失業調控。各地要加強對企業裁員行為的指導，盡量避免裁減家庭成員中已經有失業人員的職工，嚴格控制夫妻雙方同時失業，從源頭上控制零就業家庭的產生。

完善調查登記制度，實施動態管理。街道社區勞動保障工作人員要定期上門調查走訪，準確掌握零就業家庭的總量、具體情況和就業愿望等，建立基本臺賬，指定專人負責，跟蹤服務，對新出現的零就業家庭及時登記，實行動態管理。

制定即時援助預案，出現一戶解決一戶。各地要制定工作預案，對新出現的零就業家庭，及時啟動援助預案，實施有效的就業援助，確保一定期限內實現就業。

提高靈活就業人員的就業穩定性。各地對靈活就業的零就業家庭人員，要幫助其接續社會保險關系，落實崗位補貼和社會保險補貼，提高其就業穩定性。

八、加強組織領導，建立調度制度

解決好零就業家庭問題，是解決民生問題與構建社會主義和諧社會的重要內容，是建立促進就業長效機制的重要方面。各地勞動保障部門要加強領導，將零就業家庭就業援助納入本地就業再就業工作的目標責任體系，明確工作任務和進度，落實責任。積極協調財政、民政等有關部門，建立就業援助工作專項資金保障制度和協調聯動制度。