鄉城流動人口、城城流動人口超時工作的影響因素研究

陳湘滿，羅慧中

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

一、引言和文獻綜述

我國勞動者加班現象(實際日工作時間大于8小時)十分普遍，根據《中國勞動統計年鑒-2019》[1]顯示，2018年中國勞動者每周平均工作時間為46.5小時，工作時間大于40小時的比例為51.4%。按照52周折算，并扣除13天法定假期，相當于年工作時長2310小時，高于美國(1786小時)以及韓國(1999小時)[2]。長期超時工作，會給勞動者的身體健康帶來嚴重的問題，勞動者容易出現熬夜、腰肌勞損甚至猝死等情況。Yu, Jungok(2017)[3]和Artazcoz,(2016)[4]的研究發現，如果每周工作時間超過60小時，會影響女性的新陳代謝。女性飲酒比例增加，男性群體中吸煙比例增加。員工容易出現精神狀態不佳，甚至出現抑郁癥、自殺等問題。

超時工作這一問題一直普遍存在于流動人口中，特別是在農村戶籍的流動人口中超時工作更為常見。2019年《中國勞動統計年鑒》[1]顯示，2018年農業戶口的勞動者中，工作時間超過40小時所占的比例為63%，遠遠大于非農業戶口中的比例(45.9%)。在現行的城鄉二元結構中，流動人口一直處于相對弱勢的地位，在工作機會、勞動強度以及社會福利上遭遇到了許多不平等待遇。2018年進入城市工作的農民工為1.35億人[5]。面對如此龐大的流動人口，如果無法解決流動人口的就業質量和福利差異等問題，不僅影響流動人口的落戶意愿，不利于城鎮化的進一步發展，也會影響經濟的增長效率。此外，當工作時間占據流動人口生活中的絕大部分時，他們會缺少與工作環境以外人群進行互動和交流的機會，這會延緩他們產生對流動地的認同感，不利于人口的市民化。

對于流動人口出現長時間的勞動的現象，學者們提出了以下幾點原因：第一，劉林平(2010)[6]的研究發現，面對不斷升高的城市生活成本以及家庭撫養壓力，由于流動人口占有的生產資料較少，通過超時工作來增加收入是必然的選擇。具體來看，男性、年齡45歲以上、受教育程度較低以及低工資水平的流動人口出現超時工作的可能性更高(朱玲(2007)[7]；馬秀穎(2013)[8]；郭鳳鳴(2018)[9])。第二，勞資雙方地位差距十分明顯。相對于企業的強勢地位，勞動者處于相對弱勢的地位。一些私營或者個體業主為追求高效率、低成本，進而延長勞動時間。然而勞動者由于缺少與企業對抗能力，以及現行法律法規中存在的制度性歧視和監管不到位，使得本來就處于弱勢地位的農民工更加難以保護自己的合法權益，只能被動接受這一安排。研究發現，在私營企業或者個體企業工作、未簽訂勞動合同都是容易出現超時工作的特征(謝勇(2013)[10]；溫馨(2016)[11]；郭鳳鳴(2016)[12])。第三，流動人口所處的職位以及行業也對超時工作有顯著的影響。流動人口從事的職業主要分布于制造業或者餐飲等技術含量較低的服務業。這類職位往往具有強度大、時間長的特點，因此處于這類職業的勞動者出現過度勞動的可能性更高(PARK, Jungsun(2012)[13]；樊明(2018)[14])。并且由于受到教育程度或職業技能的限制，使得他們缺少在不同工作之間的流動性。因此他們不得不接受越來越低的工資，在是否加班上缺少自主選擇的權利(董延芳(2018)[15]；樂章(2019)[16])。

從以往的研究來看，學者們主要從流動人口的個體特征以及工作特征，對超時工作的影響因素進行了研究。對于流動特征，如流動范圍、離開戶籍地的年限等因素研究得較少。因此本文將在前人的基礎上加入流動特征的相關因素，希望提供更為準確地解釋。同時，以往研究主體主要集中在農村戶籍的流動人口，對于城—城流動的流動人口的研究較少。城—城流動也是流動人口中的重要部分。并且隨著近年來城鎮化的快速發展，這一部分流動人口的數量也在不斷增加。他們與鄉-城流動人口一樣是城市中的外來人口。但由于本身就擁有城鎮戶籍，在進入新城市的過程中遇到問題和面對的處境可能與鄉-城流動人口完全不同。因此將流動人口區分為不同流動類型，可以區分流動人口結構中的異質性，使得研究結果更加具有針對性。

二、流動人口超時工作現狀分析

(一)數據來源

本文選擇2017年國家衛生和健康委員會流動人口司組織進行的流動人口動態監測數據。調查涉及的對象為“在本地居住一個月及以上，非本區(縣、市)戶籍的15周歲以上的男性和女性流動人口”，調查的內容包括個人信息、家庭信息、工作情況以及社會保障。調查范圍涵蓋全國31個省、自治區、直轄市和新疆建設兵團。選擇這一數據的優勢在于：第一，數據在調查過程中采用了分層、多階段、與規模成比例的PPS抽樣方法，可以準確、全面并且客觀地反映全國流動人口的情況。第二，調查中包含有流動人口的豐富的信息，得以區分不同戶籍性質的流動人口，使群內比較成為可能。

文章研究的問題是勞動者的超時加班的影響因素，以“前一周是否有做過一小時以上有收入的工作”為篩選指標，選取回答為“是”的流動人口，并且選擇就業身份為雇員、年齡在15～60歲范圍內的流動人口。同時為了分析不同戶籍的流動人口，將流動人口的戶籍流出地與流入地進行匹配，刪去樣本中的缺失值與異常值，最終納入分析的變量總數為6126個。

(二)現狀分析

根據我國的相關政策與法規，無論是標準工時還是綜合工時的工作，工作時間40小時是法定標準工時的界限。根據以上標準，將周工作時間超過40小時定義為超時工作。此外最近“996”這一工作制度成為了社會討論的熱點。這一制度是指工作時間從早上九點到晚上九點，每周工作6天。按照這樣的工作制度，需要每周工作6×12=72小時。在這一制度下，許多勞動者都表示自己的身心都受到了巨大的壓力。因此，為了更好地描述超時工作以及不同超時工作程度的影響因素，文章以40小時和72小時為劃分節點，將流動人口的工作時間劃分為三個階段。具體為周工作時間≤40小時(適度工作)、40至72小時(超時工作)和>72小時(嚴重超時工作)。

1.流動人口超時工作的整體情況

表1描述了流動人口周工作時間的整體情況。從表1可以看出，2017年流動人口周平均工作時間為51.7小時，遠高于法定的周工作時間。并且數據顯示，工作時間在法定范圍內的比例僅為35.6%，接近65%的人群處于超時勞動的狀態。反映出流動人口群體中過度勞動問題比較嚴重。工資的數據說明，超時勞動以及嚴重超時勞動的人口獲得的工資以及小時工資明顯低于適度勞動的人群。說明對于流動人口而言，加班工資的制度并不合理，長時間的工作并沒有為他們帶來工資上較大的補償。

表1 流動人口工時分布的整體情況

2. 按照流動人口個人特征的工作時間分布

男性中出現超時勞動的比例高于女性，超時勞動以及嚴重超時勞動人數所占的比例都明顯高于女性，分別高出7和0.5個百分點(表2)。從年齡來看，在年齡超過45歲的人群中，超時工作人數所占的比例相對較高，為78.1%。25～34歲適度工作的人數占比最高，為40.7%。從受教育程度來看，超時工作人數的比例與受教育程度整體上呈現出明顯的反向關系，平均周工作時間隨著受教育程度的不斷提高而逐漸減少。初中、小學及以下文化水平的流動人口超時工作的人數更多，高學歷流動人口的工作時長明顯更低。

表2 流動人口工時分布的個人特征對比

續表

平均周工作小時≤40小時40～72小時>72小時人數比重人數比重人數比重受教育業程度小學及以下60.713815.0%59064.0%19421.0%初中55.991821.8%289968.9%3929.3%高中50.0115638.5%170856.8%1414.7%大專及以上44.7171459.0%115739.8%331.1%

3. 按照流動人口就業特征的工作時間分布

從就業身份來看，生產類職業的工作時間最長，平均周工作時長為55.9小時，比管理類職業的周工作時間長14小時。服務類職業中超時工作的人數占比也較高，為67.2%。從流動人口就業的行業來看，第二產業與基礎服務業①中的平均工作時長為53小時，遠高于現代服務業的平均工作時長。同時在基礎服務行業中，超時工作的人數占比最大，為63.5%。從就業單位的性質來看，公有制企業的平均周工作時長最短(46小時)，個體和私營企業工作時間最長(52.7小時)。具體來看，個體經營和私營企業中出現超時工作的比例為60.5%，出現嚴重超時工作的概率為8.0%。這一比例遠遠高于公有制企業的41.1%和2.8%。表3顯示，無勞動合同或簽訂口頭勞動合同的人口的工作時間更長，平均工作時間為58.2小時。其中出現超時勞動人口的比例也更大，為71.7%。從月收入對比可以發現，工資5000元及以下的流動人口接近有70%的人口處于超時工作，而對比月收入在5000元以上的流動人口，超時工作的比例約為60%。月收入之間的對比可以發現，隨著工資的提高，超時工作出現的概率會下降。

表3 流動人口工時分布的就業特征對比

4. 按照流動人口流動特征的工作時間分布

從表4中可以看出，跨省流動人群的工作時長比省內以及地區內流動更長，為53.6小時，并且超時工作人數所占的比例也更高。從流動人口的離開戶籍的時間來看，隨著流動時間的不斷增加，平均工作時間以及超時工作人數的占比也不斷增加。對比不同戶籍類型的流動人口可以明顯看出，城—城流動的人口中周工作時間明顯低于鄉—城流動，兩者周工作時間的平均值分別為46.7和52.3，相差6小時左右。在城—城流動人口中，51.6%的人口周工作時間小于等于40小時，這一比例遠高于鄉—城流動的流動人口(33.9%)。鄉—城流動人口中處于超時工作的人數占比超過66%，反映出鄉—城流動人口的勞動強度更大，也進一步指出了需要區分不同戶籍的必要性。

表4 流動人口工時分布的就業特征對比

三、流動人口超時工作影響因素的實證分析

(一)研究方法

為了進一步研究不同因素對于流動人口超時工作的影響程度，同時鑒于本文研究變量為多分類變量，屬于有序的等級評價。因此選擇ologit模型來解決有序響應的問題，具體的模型公式為：

(二)變量設定及定義

因變量為超時工作時間的不同程度。根據上文中對于工作時間長度的劃分，將周工作時間40與72小時作為分界點，劃分為3個階段。將工作時間小于等于40小時賦值為0，工作時間在40至72小時的變量賦值為1，工作時間大于72小時的變量賦值為2。

核心解釋變量為流動特征，具體包括3個方面。對于流動人口戶籍地的劃分，參考楊菊華(2011)[17]，按照戶籍地以及現居地劃分為城—城流動人口和鄉—城流動人口。經過數據比對后，樣本中城—城流動的人數為597人，鄉—城流動的人數為5529人。離開戶籍地的時間為首次離開戶籍地的時間與2017年的差值。劃分為小于等于兩年、三至五年和五年以上。流動范圍具體分為跨省流動、省內跨市流動和市內跨縣流動，根據流入地區與戶籍地之間的差別進行判斷。

控制變量包括流動人口的人口學特征和工作特征。具體包括的影響因素有：年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、職業類型、行業類型、單位類型、工資收入和是否簽訂勞動合同。

表5給出了相關變量的描述性統計分析結果。整體來看，城—城流動人口的受教育程度高于鄉—城流動人口，主要在服務業和專業技術類職位工作。同時數據也顯示，絕大部分鄉—城流動人口在制造業行業或者服務類職業就業，工作單位性質主要為私營或個人經營。鄉—城流動人口簽訂就業合同的比例以及平均月收入都明顯低于城—城流動人口。說明鄉—城流動人口在就業職位以及就業保障上與城—城流動人口存在明顯的差異。

表5 流動人口超時工作變量的描述性統計

(三)多變量響應回歸分析

1. 模型檢驗

在有序多分類Logistic回歸中，需要保證變量之間沒有多重共線性，以免對檢驗結果造成偏差。一般通過計算各變量的膨脹因子來進行識別。從表6中可以看出，全樣本模型中的各變量的VIF均小于10且均值小于5，說明變量之間的相關性較低②。同時在有序多分類Logistic回歸中必須對自變量系數進行平穩性檢驗。表6顯示，無論是對于全樣本或者是分樣本，模型的設定均在1%的水平上顯著，構建的回歸方程具有統計學意義。

表6 有序logit(Ologit)回歸

續表

(1)(2)(3)(4)全樣本城—城流動 鄉—城流動VIF(0.098)(0.309)(0.103)45及以上-0.278??-0.415-0.244?1.82(0.120)(0.384)(0.127)教育程度(小學及以下=對照組)初中-0.539???-0.112-0.546???2.2(0.133)(0.519)(0.134)高中-1.033???-1.061??-1.007???2.32(0.141)(0.496)(0.144)大專及以上-1.603???-1.674???-1.569???2.91(0.148)(0.504)(0.151)職業(生產類=對照組)專業技術類-0.312???0.788??-0.380???2.02(0.094)(0.352)(0.098)服務類-0.1021.087???-0.1643.19(0.100)(0.381)(0.104)管理類-0.667???0.226-0.707???1.36(0.199)(0.540)(0.224)其他-0.435???1.076?-0.534???1.33(0.157)(0.552)(0.163)行業(第二產業=對照組)基礎服務業0.146?0.1360.1272.18(0.085)(0.287)(0.090)現代服務業-0.427???-0.127-0.490???1.64(0.090)(0.258)(0.097)性質(國有、集體、機關單位=對照組)私營與個人0.298???0.0410.334???2.62(0.102)(0.283)(0.110)外資0.5580.143-0.602???2.58(0.432)(0.415)(0.141)其他0.2600.5690.2141.31(0.196)(0.512)(0.210)合同(無固定期限=對照組)有固定期限-0.214??0.394-0.265???2.56(0.091)(0.333)(0.096)無勞動合同0.501???1.161???0.452???2.62(0.103)(0.409)(0.107)收入(小于3000=對照組)3000～50000.238???0.2030.236???1.39(0.068)(0.240)(0.072)5000及以上0.081-0.1630.1131.73(0.083)(0.263)(0.087)流動范圍(跨省=對照組)

續表

(1)(2)(3)(4)全樣本城—城流動 鄉—城流動VIF跨地區流動-0.172???0.002-0.197???1.47(0.066)(0.199)(0.071)地區內流動-0.1570.122-0.1931.32(0.129)(0.475)(0.137)離開戶籍地時間(2年及以下)3～5年0.114-0.2970.161?1.68(0.091)(0.314)(0.095)5年以上0.255???0.0850.265???2.09(0.082)(0.263)(0.086)cut1-2.185???-1.312???-2.667???(0.323)(0.425)(0.270)cut21.794???3.154???1.304???(0.322)(0.967)(0.268)省份固定效應控制控制控制Pseudo R20.11380.13800.1096Wald chi2(25)1012.66???108.05???899.13???N61265975529

注：①表中估計系數為各變量的邊際效應。②“***”、“**”和“*”分別代表了在1%、5%與10%的水平上顯著。③括號內為異方差穩健標準誤

2. 全樣本分析

從數據結果可以看出，對比男性，女性出現超時工作的概率會下降0.32。一般而言，女性還需要在家庭中承擔如家務勞動、教育子女等“二次工作”，在家庭生活中的時間的付出要超過男性。因此女性勞動者超時工作的可能性相比男性較低。與15～24歲的流動人口相比，25～34歲，35～44歲和45歲及以上的勞動人口中超時勞動等級增加的概率會分別下降0.37，0.47和0.28，并且數據都在5%的顯著性水平下通過檢驗。說明對于流動人口而言，超時工作的可能性隨著年齡的不斷增加而不斷減小。從受教育的程度來看，數據表現出超時工作的概率與受教育水平時間的明顯負向關系。與小學及以下的受教育程度相比，初中、高中和大專及以上的受教育程度人口超時工作高等級的概率會分別下降54%、103%和160%。根據人力資本理論，勞動者受教育水平越低，通常從事勞動越簡單，相應勞動生產率越低，勞動時間普遍越長，越容易出現超時勞動的現象。而隨著勞動者技能的不斷提高，勞動者的工作效率得以提升，工作時間會逐漸下降。

回歸的結果顯示，職業類型也是影響流動人口超時工作的重要因素。對比生產類職位而言，從事專業技術和管理類職業的流動人口工作時間的等級更低，出現更高等級的超時工作的概率分別下降31.2%和66.7%。同時數據顯示，生產類職業、服務類職業對于超時工作等級的影響并不顯著。可能的原因是，與生產類行業類似，服務類職業也需要長時間工作時間。從流動人口的就業行業來看，對比第二產業，現代服務業出現超時工作的概率有明顯的下降，具體的邊際效應為0.427。基礎服務業與第二產業之間的關系僅在10%的水平下顯著。數據結果顯示，制造業以及低技術含量的服務業較容易出現過度勞動。從不同的單位性質來看，僅有個人與私營企業的邊際效應在1%的水平下顯著，邊際效應為0.298。說明對比公有制企業，個人以及民營企業超時工作的概率顯著提高。是否簽訂勞動合同也是影響超時勞動等級的因素。對比勞動合同無固定期限的人群，有固定期限的流動人口出現超時工作的概率會下降0.214。同時沒有簽訂勞動合同的流動人口出現超時工作的概率則會提升0.501。工資也是影響超時工作程度的因素之一。對比月收入在3000元以下的群體，月收入在3000元至5000元范圍內的流動人口出現超時工作程度的概率會提高0.238。說明對于流動人口而言，高工資的獲得主要通過延長工作時間。

從流動特征的角度來看，不同戶籍地的流動人口在超時工作的概率上有明顯的差異。鄉—城流動的人口出現超時工作的概率要比城—城流動人口高22.3%。從流動范圍來看，對于遠距離的跨省流動，跨地區流動出現更高程度超時工作的概率要下降0.172。從離開戶籍地的時間來看，對比2年及以下的流動人口，流動時間超過5年的人群出現更高等級的超時工作的概率會上漲0.255。數據的結果表示，隨著離開戶籍地的時間越長，超時工作的可能性更高。

3. 分樣本分析

在后續的分析中，按照流動人口不同的戶籍地分別分析了城—城流動與鄉—城流動人群超時勞動程度的影響因素。從個人特征來看，性別的影響在鄉—城流動中更為明顯。在鄉—城流動中，女性中出現高強度超時工作的概率要下降0.317。此外，年齡和教育程度對鄉—城流動的人口超時工作的強度的影響效果更為顯著。

從就業狀況的因素來看，不同職業類型對于兩種流動人口呈現完全相反的影響結果。對于城—城流動人口，專業技術類以及服務類職業出現超時長工作的可能性更高，分別相對于從事生產行業的流動人口提高了0.788和1.087。而對于鄉—城流動人口，生產類職業出現高強度超時工作的可能性最高。說明兩種流動類型人口從事的職業類型存在差別，城—城流動人口從事生產類職業的人數較少。從行業和單位性質來看，這兩種影響因素對于城—城流動人口的影響并不顯著。可能的原因是城—城流動人口在行業和單位上分布得更為平均。而從鄉—城流動人口的角度來看，第二產業的從業人員、在私營和個人性質的企業就業的人口都更加容易出現高強度的超時工作。勞動合同同樣也是影響因素，并且對于城—城流動人口的影響程度更大。數據顯示，對比勞動合同沒有固定期限，無勞動合同的流動人口中出現高強度超時勞動的可能性會上升1.16。從流動特征來看，流動范圍和流動時間對于鄉—城流動人口的影響更為顯著。跨省流動并且離開戶籍地時間超時5年的流動人口超時工作的概率更高。

四、結論與建議

本文基于2017年流動人口動態監測數據，借助多分類有序Logistic回歸模型，分析了流動人口中超時工作的影響因素，并得出以下幾個結論：

(1)流動人口中超時工作的現象十分普遍，出現工作時間的概率明顯受到個人特征、就業特征以及流動特征的影響。其中性別、年齡和受教育程度、職位類型和勞動保障都對流動人口的超時工作選擇產生顯著的影響。離開戶籍較遠以及時間更長的流動人口出現超時勞動的可能性更高。

(2)鄉—城流動人口工作時間明顯超過城—城流動人口，并且兩者在超時工作的影響因素上存在差異。但無論是城—城流動人口還是鄉—城流動人口，教育程度、職業類型以及勞動合同的簽訂都對其超時工作的程度產生了顯著的影響。

基于上述結論，本文針對流動人口中過度勞動的問題提出如下建議：①加強對于流動人口的正規教育以及職業技能培訓，幫助提升流動人口自身的人力資本素質。上述的研究發現，無論從哪一個樣本，教育程度的提高都可以明顯降低流動人口的工作時間。教育程度的提高，可以幫助勞動者獲得更多的工作機會或者進入技術或管理類的職位，不必局限于低勞動回報的崗位之中，可以幫助他們擺脫不得不通過延長工作時間來獲得收入增加的惡性循環。②加強對于鄉—城流動人口的勞動權益的保護。從上述的回歸模型可以得出，鄉—城流動人口出現超時工作的概率更高，平均工作時間也更長。并且鄉—城流動人口較少出現在管理類以及現代服務業中，就業職位中存在有不平等的現象。政府需要進一步完善針對鄉—城流動人口的勞動權益的保障措施，消除鄉—城流動人口就業中存在的差異。③政府應該加強對特定行業的監管和監督，完善勞動者維權途徑。生產類職業與服務類職業是超時工作出現的主要職業類型。由于此類職業自身的性質，往往要求勞動者需要長時間的工作。然而上文的分析可以看出，在此類行業中工作的流動人口的合法的休息權益并沒有得到切實的保護，勞動者不得不接受長時間工作的安排。因此，對于此類職業需要制定更加細致并且有效的監管制度。同時結果顯示，簽訂勞動合同可以明顯減少超時工作出現的概率。因此政府應該提供完善、便捷、快速的勞動者權益維護機制，加強對于勞動者合法權益保護的宣傳以及相關權益的處理渠道，幫助勞動者以法律武器捍衛自身的合法權益。

注 釋：

①為了簡化研究過程，按照《國民經濟行業分類》(GB/T 4754—2017)將具體行業歸類為第二產業。其中將服務業分為：基礎服務業(批發零售、交通運輸和郵政、住宿餐飲、居民服務和修理、水利)和現代服務業(信息技術、金融、房地產、租賃、科研和技術服務、教育、文體和娛樂、公共管理、衛生和社會工作)。

②由于文章版面的限制，文章并沒有給出分樣本回歸的VIF檢驗結果。但經檢驗，分樣本中的各變量均通過檢驗，不存在多重共線性。