中国农村贫困地区劳动力劳动时间分配的性别差异77105.docx

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1、中国农村贫困地区劳动力劳动时间分配的性别差异中国农业科学院农业经济与发展研究所 王姮内容提要：在农民民进城打打工潮不不断发展展的过程程中，我我们观察察到很多多农村地地区的农农业劳动动主要是是由留守守女性来来承担的的。而在在贫困地地区未外外出打工工的农村村常住人人口中，是是否存在在这种分分工现象象呢？我我们选取取了5992户住住户的常常住劳动动力样本本，研究究其劳动动时间分分配状况况，在控控制了不不同地域域及家庭庭固定效效应、劳劳动力的的家庭特特征和个个人特征征等因素素的情况况下，结结果发现现，农业业劳动时时间、挣挣工资的的劳动时时间和私私营活动动时间以以及参与与概率均均存在显显著的而而且相当当

2、大的性性别差异异。关键词：性性别差异异 劳动动时间分分配 农农村贫困困地区Gendeer DDisppariity in Labbor Timme AAlloocattionn inn Chhinaa Pooor Rurral AreeasInstiitutte oof AAgriicullturral Ecoonommicss annd DDeveeloppmennt Chineese Acaademmy oof AAgriicullturral SciienccesHeng WanngAbstrractt: Gennderr diispaaritty iin llaboor ttimee

3、allloccatiion is onee off thhe mmostt immporrtannt ffacttorss leeadiing to gennderr diispaaritty iin iincoome. Soome facctorrs, succh aas iindiividduall annd ffamiily chaaraccterristticss, aand loccal ecoonommic sittuattionn giive risse tto ggendder dissparrityy inn tiime alllocaatioon. Thiis ppapee

4、r uusess 5992 hhoussehooldss suurveey ddataa frrom Chiina Rurral Povvertty SSurvvey in fouur nnatiionaal ddesiignaatedd pooor couuntiies in 20001, aimms tto eexpllainn thhe ggendder inccomee diiffeerenncess caauseed bby ttimee allloccatiion in diffferrentt inncomme-ggeneerattionn acctivvitiies. Thhe

5、 rresuultss shhow thaat ttherre aare siggnifficaant gennderr diiffeerenncess inn thhe pprobbabiilitty oof ppartticiipattionn annd ttimee allloccatiion in Agrricuultuurall acctivvitiies, seelf-empployymennt aand wagge-eearnningg. Key wwordds: Gennderr Diispaaritty Laaborr Tiime Alllocaatioon Pooor Ru

6、rral Areeas在农村贫困困地区，许许多因素素都会对对男女不不同性别别的劳动动时间分分配产生生重要影影响，劳劳动时间间分配的的性别差差异也是是影响男男女收入入差距的的重要因因素。本本研究力力图通过过贫困地地区的劳劳动时间间的分配配分析，来来验证农农村贫困困地区男男女在不不同类型型劳动时时间上的的分配是是存在差差异的，从从而为农农村地区区存在两两性收入入差距提提供证据据。本文文是从一一个崭新新的视角角劳动动力劳动动时间分分配的性性别差异异来验证证贫困地地区的性性别收入入差距问问题。在在分析中中，考虑虑了贫困困地区劳劳动力农农业劳动动时间和和非农业业劳动时时间（包包括私营营劳动时时间和挣挣工

7、资活活动）的的一些影影响因素素，这些些因素包包括地域域特征、家家庭特征征（如人人均耕地地面积、家家庭规模模、6岁岁以下幼幼童数等等等）和和个人特特征（如如性别、年年龄、受受教育年年限）等等等。本本文通过过控制这这些地域域、家庭庭特征、个个人特征征，建立立贫困地地区劳动动力时间间分配性性别差异异模型，为为劳动力力劳动时时间分配配的性别别差异提提供实证证证据。本文以下部部分包括括：第二二部分相相关文献献；第三三部分为为数据来来源及数数据描述述；第四四部分为为实证分分析及结结果；第第五部分分为结论论。1、相关文文献从性别差异异的角度度研究中中国贫困困地区劳劳动力劳劳动时间间分配的的文章并并不多见见。

8、一些学者曾曾经对中中国贫困困地区劳劳动时间间分配影影响因素素进行过过研究。都都阳（220000）通过过影子工工资率和和影子收收入来观观察农户户及其家家庭成员员的劳动动供给行行为，发发现贫困困地区的的劳动供供给具有有以下特特征：在在贫困地地区农户户的家庭庭决策中中生产决决策和消消费决策策是相互互影响的的；在劳劳动力市市场不能能良好运运转的情情况下，家家庭劳动动供给的的联合决决策特征征是相互互影响的的；影子子价格对对劳动供供给有正正向影响响。李实实（20001）在在“农村妇妇女的就就业与收收入”中提及及家庭内内部劳动动分工的的理论模模型，他他认为根根据古典典经济学学理论，家家庭内部部男女劳劳动力之

9、之间的分分工，主主要受家家庭成员员福利最最大化的的目标函函数的影影响，影影响家庭庭福利函函数的两两个决定定性因素素是家庭庭收入和和家庭劳劳动。杨杨学成等等（19998）认认为农民民兼业化化程度是是由多种种因素综综合作用用的结果果，由于于不同村村庄在自自然禀赋赋、农民民素质、经经济地理理位置、农农村经济济状况等等多方面面各不相相同，因因而兼业业化业存存在较大大的差异异。Kiimihh（19994）发发现教育育水平对对农业和和非农业业就业有有正向影影响，尤尤其是非非农就业业；家庭庭的规模模越大越越能减少少农业就就业；离离城镇的的距离越越远，非非农就业业就越少少。恰亚诺夫（119966）对单单个农民

10、民农场运运行机制制进行了了静态分分析，认认为农民民农场经经济活动动量取决决于家庭庭规模和和构成，其其上限由由家庭劳劳动力最最大可利利用数量量决定，下下限由维维持家庭庭生存的的最低物物质水平平决定。KKimiih对以以色列农农户农业业劳动和和非农业业劳动的的时间分分配进行行了研究究，发现现家庭结结构对农农民的劳劳动时间间有所影影响，还还有农田田和资本本规模并并不影响响农户的的时间分分配。制制度因素素、文化化背景或或劳动力力的差异异都会影影响劳动动时间分分配。2、数据来来源及数数据描述述本研究的数数据主要要来源于于福特基基金会资资助的“中国农农村贫困困”课题所所做的第第二轮调调查，调调查时间间是2

11、0001年年1月。样样本选定定四个国国定贫困困县（四四川渠县县、贵州州威宁、甘甘肃通渭渭和陕西西商州）440个村村的5992户农农户。该数据资料料的最大大特点是是调查变变量相对对广泛，问卷的内容包含农户家庭成员的基本情况，内容主要包括家庭成员的教育水平、年龄、土地情况、不同来源的收入情况、家庭成员劳动时间分配、家庭财产等等各个方面，涉及了贫困地区农民重要的家庭特征、个人特征以及地域特征。这些数据可以用来对农户农业劳动时间与非农劳动时间分配的影响因素，以及农户收入水平的影响因素进行分析。农户样本的抽取在国家统计局住户调查户的基础上，采取随机抽样的方法，每个调查村还增加了5户，每个抽样村实际调查1

12、5户。抽样过程符合随机抽样的基本原则。农户调查采取问卷调查的方式，最后形成有效问卷592份。对个人情况的统计分为两类：在家超过6个月的和离家超过6个月，本数据调查了在家居住超过6个月的家庭成员对各类劳动的参与情况。表1展示了了不同类类型劳动动的小时时收入均均值、以以及按性性别分组组计算的的不同类类型劳动动的参加加人数和和时间分分配的均均值及差差异。计计算该表表使用的的样本包包括了调调查数据据中所有有参与劳劳动的男男性和女女性。劳劳动报酬酬率从高高到低的的排列顺顺序依次次是挣工工资活动动、私营营活动和和农业劳劳动。在在5922户农户户中，参参加农业业劳动的的男性113766人，为为女性11432

13、2人，不不论是在在参加农农业劳动动的人数数上还是是平均劳劳动时间间上，女女性均高高于男性性，而且且男性和和女性的的农业劳劳动时间间在1%的显著著水平上上存在差差异。虽虽然从挣挣工资劳劳动和私私营活动动的平均均时间来来看，两两性的时时间分配配差异不不显著，但但是从参参与挣工工资活动动和私营营活动的的人数上上看，男男性人数数远远多多于女性性。从图图1、图图2和图图3我们们分别可可以看到到男性和和女性在在农业劳劳动时间间、私营营劳动时时间和挣挣工资时时间分布布上的这这种差异异。表2为模拟拟使用的的主要变变量的解解释。表表3为变变量的简简单统计计描述。该该表统计计的所使使用的数数据范围围是所有有年龄大

14、大于166岁小于于65岁岁的观测测对象。本本文后面面模拟分分析部分分使用的的即为该该样本范范围。3、实证分分析及结结果我们分别建建立了挣挣工资劳劳动时间间、私营营活动时时间和农农业劳动动时间的的模拟方方程，我我们的主主要目的的是考察察性别虚虚变量的的系数的的大小及及其显著著性，以以考察劳劳动时间间的性别别差异。（1）挣工工资劳动动时间的的模拟在贫困地区区农村居居民各种种类型的的劳动中中，挣工工资活动动是平均均单位时时间收入入最高的的一类劳劳动，因因此，该该类劳动动对家庭庭生活状状况的改改善是非非常重要要的。家家庭成员员在劳动动市场上上参与竞竞争，以以尽力获获得挣工工资的机机会，因因此，劳劳动者

15、个个人特征征应该是是重要的的影响因因素，此此外，在在模型中中我们还还考虑了了家庭特特征以及及地域固固定效应应等因素素。我们们分别使使用了TTobiit模型型和Prrobiit模型型进行模模拟。在Tobiit模型型中，假假设一个个潜在变变量y*为：在Probbit 模型中中，在估估计时通通常假定定各观察察值之间间是相互互独立的的，然而而在本研研究中来来自同一一家庭劳劳动力之之间的决决策可能能具有相相关性，与与这一假假定不符符。为此此，我们们在估计计时使用用稳健标标准差。表表4至表6分别给给出了贫贫困地区区农村居居民挣工工资活动动时间的的Tobbit模模型、参参与挣工工资活动动的Prrobiit模

16、型型的回归归结果、PProbbit模模型的边边际效应应。根据Tobbit模模型的回回归结果果，在控控制县固固定效应应的模型型中，性性别虚变变量的系系数为-50332.4479，并并在1%的水平平上显著著。通过过计算，在在挣工资资活动时时间为正正和其他他条件不不变的条条件下，性性别为女女性会降降低预期期挣工资资劳动9913.21003小时时，在11%的水水平上显显著；而而对所有有参加和和不参加加挣工资资劳动的的人同时时考虑时时，性别别为女性性会降低低预期挣挣工资劳劳动6559.778644小时，在在1%的的水平上上显著。说说明女性性参与挣挣工资劳劳动时间间低于男男性。在在分别控控制了县县、乡镇镇

17、、村固固定效应应后，该该系数变变化不大大。也就就是说，女女性挣工工资活动动时间低低于男性性的现象象在县、乡乡镇、村村内都是是存在的的，而且且差别程程度变化化不大。根据表5和和表6的的结果显显示，控控制县固固定效应应模型中中，女性性参与挣挣工资劳劳动的概概率比男男性低226.93%；控制制乡镇固固定效应应模型中中，女性性参与挣挣工资劳劳动的概概率比男男性低226.59%；控制制村固定定效应模模型中，女女性参与与挣工资资劳动的的概率比比男性低低26.79%。也就就是说，女女性挣工工资活动动参与概概率低于于男性的的现象在在县、乡乡镇、村村内都是是存在的的，而且且差别程程度变化化不大。而而控制了了家庭

18、固固定效应应后，该该概率差差别达到到了58.388%,说说明家庭庭内部的的分工极极大地降降低了女女性参与与挣工资资劳动的的可能性性。表4中性别别虚变量量的系数数除以约约为-11.45527、-1.49661、-1.51440，与与proobitt模型的的估计值值-0.95995、-0.96663与-0.98002相比比，符号号一致，相相差也不不是很大大，表明明Tobbit模模型合适适。但仍仍说明性性别因素素对女性性参与挣挣工资劳劳动的概概率以及及参与时时间均有有影响。（2）私营营活动时时间的模模拟在贫困地区区农村居居民各种种类型的的劳动中中，私营营活动是是平均单单位时间间收入仅仅次于挣挣工资活

19、活动的一一类劳动动，从家家庭外部部来看，该该类活动动是家庭庭参与市市场的经经营活动动。因此此，劳动动者的家家庭特征征和地域域经济特特征将是是影响该该项劳动动时间的的主要因因素。据据此分析析，在私私营活动动时间的的模拟方方程中，除除性别因因素外，我我们考虑虑了地域域固定效效应、劳劳动者家家庭及个个人特征征，我们们分别使使用了TTobiit模型型和Prrobiit模型型进行模模拟。在在估计时时Proobitt 模型型我们了了使用稳稳健标准准差。表表7至表表9分别别给出了了贫困地地区农村村居民私私营活动动时间TTobiit模型型、Prrobiit模型型的回归归结果、PProbbit模模型的边边际效应

20、应。根据Tobbit模模型的回回归结果果，在控控制县固固定效应应的模型型中，性性别虚变变量的系系数为-14227.0098，并并在1%的水平平上显著著。通过过计算，在在私营活活动时间间为正并并控制其其他条件件不变的的条件下下，性别别为女性性会降低低预期私私营活动动2511.63329小小时，在在1%的的水平上上显著；而对所所有参加加和不参参加农业业劳动的的人同时时考虑时时，性别别为女性性会降低低预期私私营活动动1655.04485小小时，在在1%的的水平上上显著。在在分别控控制了县县、乡镇镇、村固固定效应应后，该该系数变变化不大大。也就就是说，女女性私营营活动时时间低于于男性的的现象在在县、乡

21、乡镇、村村内都是是存在的的，而且且差别程程度变化化不大。根据表8和和表9的的结果显显示，控控制县固固定效应应模型中中，女性性参与私私营活动动的概率率比男性性低100.844%；控控制乡镇镇固定效效应模型型中，女女性参与与私营活活动的概概率比男男性低112.113%；控制制村固定定效应模模型中，女女性参与与私营活活动的概概率比男男性低112.19%。也就就是说，女女性对私私营活动动参与概概率低于于男性的的现象在在县、乡乡镇、村村内都是是存在的的，而且且差别程程度变化化不大。而而控制了了家庭固固定效应应后，该该概率达达到了443.887%,说明家家庭内部部的分工工极大地地降低了了女性参参与私营营活

22、动的的可能性性。表7中性别别虚变量量的系数数除以约约为-00.74474、-0.90000、-0.8983，与probit模型的估计值-0.4165、-0.4819、-0.4888相比，符号一致，相差也不是很大，表明Tobit模型合适。但仍说明性别因素对女性参与私营活动的概率以及参与时间均有影响。（3）农业业劳动时时间的模模拟在贫困地区区农村居居民各种种类型的的劳动中中，农业业劳动是是平均单单位时间间收入最最低的生生产劳动动，该类类活动是是农村家家庭及成成员普遍遍参与的的生产经经营活动动。劳动动者的许许多个人人特征、家家庭特征征和地域域经济特特征都会会对该项项劳动时时间的产产生重要要影响。据据

23、此分析析，在农农业劳动动时间的的模拟方方程中，除除性别因因素外，我我们考虑虑了地域域固定效效应、劳劳动者的的个人特特征及其其家庭特特征，建建立Toobitt模型。表10显示示了贫困困地区农农村居民民农业劳劳动时间间模拟方方程的回回归结果果。在控控制县固固定效应应的模型型中，性性别虚变变量的系系数为2245.00008，并并在1%的水平平上显著著。在农农业劳动动时间为为正和其其他条件件不变的的条件下下，性别别为女性性会增加加预期工工作小时时数1999.220566小时，在在1%的的水平上上显著；而对所所有参加加和不参参加农业业劳动的的人同时时考虑时时，性别别为女性性会增加加预期工工作小时时数23

24、32.999633小时，在在1%的的水平上上显著，该该影响比比参加农农业劳动动时间为为正时更更大。说说明性别别因素对对女性参参与农业业劳动的的概率以以及参与与时间均均有影响响。在分分别控制制了县、乡乡镇、村村、家庭庭固定效效应后，该该系数变变化不大大。也就就是说，女女性农业业劳动的的时间高高于男性性的现象象在县、乡乡镇、村村内和家家庭内都都是存在在的，而而且差别别程度变变化不大大。4、结论我们的实证证分析发发现：首首先，在在县、乡乡镇、村村都存在在挣工资资劳动时时间较大大的性别别差异，女女性远远远低于男男性，另另外，无无论在县县、乡镇镇、村女女性参与与挣工资资活动的的概率显显著地大大幅低于于男

25、性，而而家庭内内的分工工使该性性别差异异极大扩扩张；其其次，在在县、乡乡镇、村村都存在在女性私私营活动动劳动时时间和对对私营活活动的参参与概率率远低于于男性的的现象，而而家庭内内的分工工极大地地扩大了了参与概概率的差差异；第第三，无无论在县县、乡镇镇、村还还是家庭庭内，都都存在女女性农业业劳动时时间远高高于男性性的现象象。也就就是说，相对于男性，女性更多地从事收入最低的农业劳动，更少地从事收入相对较高的挣工资劳动和私营活动。本文的政策策意义在在于从劳劳动时间间分配的的视角验验证了贫贫困地区区农村居居民收入入的性别别差距。由由于劳动动时间和和劳动类类型分配配上存在在差异，使使女性比比男性更更容易

26、处处于贫困困状态。因因此，改改善贫困困地区女女性劳动动的参与与状态会会有助于于促进她她们收入入的提高高。参考文献恰亚诺夫, 19996. “农民经济组织” ，中央编译出版社，北京都阳，20000.影子工工资率对对农户劳劳动供给给水平的的影响度度对贫困困地区农农户劳动动力配置置的经验验研究, 中国国农村观观察, 20000（55）：336-442.李实，20001.农村妇妇女的就就业与收收入基于山山西若干干样本村村的实证证分析，中国社会科学，2001（3）：56-69. 杨学成,赵赵瑞莹,19998. 转型时时期农民民兼业问问题的实实证研究究,中国国农村观观察，119988（3）：42-47A.

27、Kimmhi, Elliell Raapapportt, 220011.Tiime Alllocaatioon BBetwweenn Faarm andd Offf-ffarmm Acctivvitiies in Isrraelli FFarmm Hoouehholdds-119955, AAgriicullturre EEconnomiics, 20001(11) 图1 不同同性别的的农业劳劳动时间间的 KKernnel 密度图图图2不同性性别的私私营劳动动时间的的 Keerneel 密密度图图3 不同同性别的的挣工资资时间的的 Keerneel 密密度图表1 劳动时时间分配配的性别别差异不

28、同类型的的劳动该类型劳动动的平均均单位时时间收入入（元/小时）（1）参加该项劳劳动的男男性观测测对象数数（人）(2)男性劳动时时间均值值（小时/年年）（3）参加该项劳劳动的女女性观测测对象数数（小时时/年）(4)女性劳动时时间（人）（5）男性和女性性的劳动动时间差差异（小时/年年）（6）农业劳动0.4213761125.92 (8551.778688)14321328.0766 (8766.01186)-202.15661(6.19964)*私营活动0.752841167.5566 (10337.4493)921021.5222 (8874.23663)146.003466(1.21171)挣

29、工资活动动0.964382337.2888 （19443.9984）502590.4 (18111.6682) -253.11223(0.87781) 注：其其中（11）列不不同类型型劳动的的平均单单位时间间收入的的计算包包括了参参加劳动动的男性性和女性性。私营营活动收收入是税税后净收收入。该该表统计计使用的的是调查查中所有有观测对对象的数数据计算算而来。 （3）和（55）列的的括号里里报告的的是标准准差，（6）列的括号里报告的是t统计量绝对值。*表示10%的显著性水平；*表示5%的显著性水平；*表示1%的显著性水平。表2 变量量解释变量名变量解释农业劳动时时间（小小时）全年种植业业、林业业和

30、畜牧牧业劳动动时间之之和私营活动时时间（小小时）全年私营活活动时间间之和挣工资活动动时间（小小时）全年挣工资资活动时时间之和和是否参加挣挣工资活活动参加挣工资资活动为为1，否否则为00是否参加私私营活动动参加挣工资资活动为为1，否否则为00人均耕地面面积（亩亩）家庭耕地面面积除以以家庭规规模年龄年龄=出生生年份-20000受教育年限限接受正规教教育的年年限劳动经验（年年）劳动经验eexp采采用如下下计算方方法，其其中，aage是是年龄，edu是受教育年限：家庭财产（百百元）家庭所有的的大于330元的的耐用消消费品、固固定资产产以及房房屋价值值之和最近集市的的距离（公公里）家庭与集市市的距离离最

31、近公路的的距离（公公里）家庭与公路路的距离离6岁以下幼幼童数（人人）家庭中小于于等于66岁的孩孩子的个个数6岁至122岁儿童童数（人人）家庭中大于于6岁并并小于等等于122岁孩子子的个数数表3 变变量的统统计描述述变量观测值均值标准差最小值最大值农业劳动时时间（小小时）25281283.7566853.44826605160私营活动时时间（小小时）2528164.117177553.11393304500挣工资活动动时间（小小时）2528442.2235881246.91770160300人均耕地面面积（亩亩）27110.964471.007718440.04229.3755受教育年限限（年）

32、25964.346668773.63885855013劳动经验（年年）259623.500539912.4008044049家庭财产（百百元）269911.311157716.32277990.13301.8802家庭规模（人人）27158.389968772.829945216最近集市的的距离（公公里）27153.9711753.09884766025最近公路的的距离（公公里）27151.310009223.317707060年龄（岁）271538.800663312.911868816656岁以下幼幼童数（人人）27151.009920881.51117788086岁至122岁儿童童数（人

33、人）27151.019952111.51116806婚姻状况27150.841125220.3655508801表4 贫贫困地区区农村居居民挣工工资活动动时间TTobiit模型型模拟结结果控制各县的的固定效效应模型型（1）控制各乡镇镇的固定定效应模模型（2）控制各村的的固定效效应模型型（3）性别虚变量量-50322.4799 (342.38886)*-49877.4844（340.81995）*-49900.6766(340.45663)*受教育年限限178.220755 (40.220588)*200.110611 (440.558633)*192.885911 (40.779333)*劳动

34、经验-197.96999 (337.04221)-328.52117 (3443.39449)-434.02004 (344.46666)劳动经验的的平方项项-5.40056 (0.99957)*-4.86631 (00.99980)*-4.76602 (1.00011)*年龄409.991499 (3329.81002)513.9916 (3335.73444)616.661755 (3336.52661)*家庭人均耕耕地-719.42445 (1993.229666)*-719.2399 (2116.94223)*-754.15333 (2218.55117)*家庭财产-0.67796 (

35、8.449533)-1.31158 (8.44362)-4.03386(8.59948)家庭规模38.06681 (51.115200)34.85506 (51.332999)32.50087 (51.444711)最近集市的的距离13.48876 (36.333855)-57.229877 (55.995888)-67.999399 (64.770700)最近公路的的距离24.11138 (32.443944)-1.13349 (34.19553)-6.80018 (34.887311)家庭6岁以以下幼童童数-210.07223 (90.558511)*-193.68999 (90.6601

36、44)*-188.94446 (90.446133)*家庭6岁至至12岁岁儿童数数-24.881622 (822.99985)-13.001844 (83.25338)16.50043 (84.07992)婚姻状况309.662166 (446.0144)511.883155 (449.88119)586.446455 (450.95229)常数项-95944.7444 (52511.2588)*-100887.06 (53611.6955)*-117330.77 (53711.4633)*/sigmma3464.13993333.75663296.2677Pseuddo RR20.05993

37、0.067760.06994LR chhi2620.553706.337725.117样本数243424342434注：括号中中是标准准差。*表示110%的的显著性性水平上上显著；*表表示5%的显著著性水平平上显著著；*表示示1%的的显著性性水平上上显著。表5 贫困困地区农农村居民民是否参参与挣工工资活动动的Prrobiit模型型模拟结结果控制各县固固定效应应模型（1）控制各乡镇镇固定效效应模型型（2）控制各村固固定效应应模型（3）控制家庭固固定效应应模型（4）性别虚变量量-0.95595（0.06683）*-0.96663（0.06627）*-0.98802（0.06692）*-1.6992

38、8（0.11140）*受教育年限限0.02114 (00.01107)*0.02999 (0.01111)*0.02991 (0.01111)*0.12228 (0.02265)*劳动经验-0.07733 (0.110255)-0.06623 (0.110511)-0.09983 (0.110588)0.18116 (0.224766)劳动经验的的平方项项-0.00003(0.00002)-0.00003(0.00002)-0.00002(0.00002)0.00008(0.00005)*年龄0.08886 (0.110100)0.07555 (0.110388)0.11003 (0.1104

39、44)-0.21100 (0.224655)家庭人均耕耕地-0.13337(0.05540)*-0.17789(0.06645)*-0.16626(0.06629)*-家庭财产0.00116(0.00021)0.00222(0.00023)0.00223(0.00023)-家庭规模0.01005(0.01138)0.01118(0.01142)0.01228(0.01143)-最近集市的的距离-0.00056(0.00094)-0.03350(0.01143)*-0.05533(0.01178)*-最近公路的的距离0.01006(0.00064)*0.00447(0.00073)0.00118

40、(0.00080)-家庭6岁以以下幼童童数-0.00022(0.02240)-0.00008(0.02245)-0.00022(0.02245)-家庭6岁至至12岁岁儿童数数0.02221(0.02215)*0.01338(0.02221)*0.01552(0.02224)*-婚姻状况-0.32212 (0.10089)*-0.31183 (0.11144)*-0.30038 (0.11142)*-0.64451 (0.25550)*常数项-1.82254 (1.6039)-0.87730 (1.6585)-1.41175 (1.66995)4.99990 (3.96336)Pseuddo R

41、R20.127780.153350.160040.39335Wald chii2339.225405.114426.446533.220样本数2580258025801226注：括号中中是稳健健标准差差。*表表示100%的显显著性水水平上显显著；*表示示5%的的显著性性水平上上显著；*表示11%的显显著性水水平上显显著。表6 贫困困地区农农村居民民是否参参与挣工工资活动动Proobitt模型的的边际效效应控制各县固固定效应应模型（1）控制各乡镇镇固定效效应模型型（2）控制各村固固定效应应模型（3）控制家庭固固定效应应模型（4）性别虚变量量-0.26693*-0.26659*-0.26679*-

42、0.58838*受教育年限限0.00660*0.00882*0.00880*0.04771*劳动经验-0.02207-0.01172-0.022690.06998劳动经验的的平方项项-0.00001-0.00001-0.000010.00003*年龄0.025500.020080.03002-0.08807家庭人均耕耕地-0.03377*-0.04494*-0.04445*家庭财产0.000050.000060.00006-家庭规模0.003300.003330.00335-最近集市的的距离-0.00016-0.00097*-0.01146*-最近公路的的距离0.00330*0.001130.

43、00005-家庭6岁以以下幼童童数-0.00006-0.00002-0.00006-家庭6岁至至12岁岁儿童数数0.006620.003380.00442-婚姻状况-0.09991*-0.09963*-0.09911*-0.25528*表7 贫贫困地区区农村居居民私营营活动时时间Toobitt模型模模拟结果果控制县的固固定效应应模型（1）控制乡镇的的固定效效应模型型（2）控制村的固固定效应应模型（3）性别虚变量量-14277.0988（154.96449）*-15900.9888（154.53551）*-15711.0588（154.6199）*受教育年限限49.17758(23.448899)*27.04452