工資率提升對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的影響

郭鳳鳴

（吉林大學(xué) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心，吉林 長(zhǎng)春 130012）

一、引言

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的不斷推進(jìn)，越來(lái)越多的農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)入城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)，成為城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的一個(gè)重要群體。盡管農(nóng)民工群體在城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)中發(fā)揮了重要的作用，但其一直處于就業(yè)的劣勢(shì)地位，就業(yè)質(zhì)量不容樂(lè)觀。［1］根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2016年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告，農(nóng)民工周工作時(shí)間超過(guò)44小時(shí)的比例有78.4%，表明農(nóng)民工面臨嚴(yán)重的超時(shí)勞動(dòng)問(wèn)題。［2］盡管工作時(shí)間的延長(zhǎng)可以帶來(lái)收入的提升，但長(zhǎng)期嚴(yán)重的超時(shí)勞動(dòng)不僅損害農(nóng)民工身體健康，而且阻礙其自身發(fā)展，［3］降低其就業(yè)和生活質(zhì)量，［4-6］甚至引發(fā)社會(huì)問(wèn)題，不利于經(jīng)濟(jì)社會(huì)的持續(xù)健康發(fā)展。［7］

根據(jù)勞動(dòng)供給理論，市場(chǎng)工資率和非勞動(dòng)收入是影響勞動(dòng)者工作時(shí)間選擇的主要因素。［8］加班工資作為法定工作時(shí)間之外的邊際工資，將對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)選擇和超時(shí)勞動(dòng)程度產(chǎn)生重要影響。勞動(dòng)供給理論認(rèn)為工資率提升一方面產(chǎn)生收入效應(yīng)，促進(jìn)閑暇消費(fèi)增加，工作時(shí)間減少；另一方面使得閑暇更昂貴，產(chǎn)生工作時(shí)間增加來(lái)?yè)Q取更多消費(fèi)的替代效應(yīng)。［9］傳統(tǒng)勞動(dòng)供給理論認(rèn)為個(gè)體勞動(dòng)供給曲線是反“C”形的，即工作時(shí)間隨工資率提升表現(xiàn)出先增加后減少的變動(dòng)趨勢(shì)。隨著研究的深入，有學(xué)者提出倒“S”形勞動(dòng)供給曲線，即工作時(shí)間隨工資率的提升表現(xiàn)出先減少后增加再減少的變動(dòng)趨勢(shì)。在理論上，加班工資對(duì)農(nóng)民工工作時(shí)間的影響是不確定的，因而基于勞動(dòng)力市場(chǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)分析加班工資對(duì)農(nóng)民工工作時(shí)間和超時(shí)勞動(dòng)選擇的影響，不僅有助于深入理解農(nóng)民工工作時(shí)間的選擇行為，而且有助于緩解農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)相關(guān)政策建議的提出，改善農(nóng)民工就業(yè)環(huán)境，促進(jìn)就業(yè)質(zhì)量提升。

近年來(lái)，在認(rèn)識(shí)到超時(shí)勞動(dòng)的危害后，大量學(xué)者開始關(guān)注個(gè)體因素和企業(yè)因素對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的影響。［10-13］考慮工資對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)影響的研究主要分為兩個(gè)方面：第一，月工資對(duì)超時(shí)勞動(dòng)的影響，如王瓊和葉靜怡分析指出收入越高進(jìn)城務(wù)工人員工作時(shí)間越長(zhǎng)；［14］劉璐寧和孟續(xù)鐸也指出月收入增加，農(nóng)民工勞動(dòng)超時(shí)概率也顯著增加；［15］羅俊峰和童玉芬也認(rèn)為月收入的提高會(huì)使得流動(dòng)人口工作時(shí)間延長(zhǎng)；［16］王素娟和雷婷婷的研究盡管關(guān)注的群體不是農(nóng)民工，但同樣得出工資提高促進(jìn)工作時(shí)間延長(zhǎng)的結(jié)論。［17］事實(shí)上，由于加班工資的存在，工作時(shí)間的增加會(huì)伴隨月工資增加，月工資與工作時(shí)間之間的正向關(guān)系是基本確定的。第二，工資率對(duì)超時(shí)勞動(dòng)的影響，如羅小蘭研究指出農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力工作時(shí)間與工資呈反向變化；［18］朱玲研究指出工資率提升使得農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的可能性下降；［19］夏怡然也指出低收入農(nóng)民工的勞動(dòng)供給時(shí)間與工資率呈反向變動(dòng)；［20］謝勇和史曉晨對(duì)江蘇省農(nóng)民工調(diào)研發(fā)現(xiàn)工資率較低的農(nóng)民工勞動(dòng)時(shí)間明顯較長(zhǎng)，超時(shí)勞動(dòng)的可能性更高。［21］盡管工資率對(duì)農(nóng)民工工作時(shí)間影響的相關(guān)研究結(jié)果基本一致，但這一結(jié)果的可信性有待深入討論。

學(xué)界普遍認(rèn)為農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)多為提升收入。按照勞動(dòng)供給理論，為提升收入愿意承受重度超時(shí)勞動(dòng)的勞動(dòng)者，其閑暇的價(jià)值較低，因而工資率提升帶來(lái)的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，即面對(duì)加班工資的提升，其工作時(shí)間應(yīng)進(jìn)一步增加，超時(shí)勞動(dòng)加重。只有達(dá)到工作時(shí)間的極限，加班工資增加的收入效應(yīng)才可能大于替代效應(yīng)，工作時(shí)間隨加班工資提升而減少，但對(duì)農(nóng)民工群體來(lái)說(shuō)這一作用應(yīng)是較小的。事實(shí)上，工資率的內(nèi)生性可能是導(dǎo)致研究結(jié)果與理論存在顯著偏差的主要原因。［22］工資率的內(nèi)生性主要來(lái)源于兩個(gè)方面：第一，勞動(dòng)力的能力偏差。能力是影響勞動(dòng)者就業(yè)和工資獲得的重要變量。能力較高的農(nóng)民工更可能擁有工資較高的工作，同時(shí)也更可能擁有工作時(shí)間較短的舒適工作環(huán)境，而能力較低的農(nóng)民工可能只能找到工作時(shí)間較長(zhǎng)，且工資較低的工作。因而，將不同能力水平的勞動(dòng)力進(jìn)行比較，可能得到工資率和工作時(shí)間之間負(fù)向變動(dòng)的估計(jì)結(jié)果。第二，工資率計(jì)算的除法偏差。與西方國(guó)家勞動(dòng)者明確的工資率和嚴(yán)格的工作時(shí)間制度不同，中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的工資支付通常采取月工資的形式，因而勞動(dòng)者的工資率并不明確。為了分析的需要，相關(guān)學(xué)者通常用月工資除以月工作小時(shí)數(shù)來(lái)計(jì)算工資率。這將導(dǎo)致工作時(shí)間的度量偏差完全體現(xiàn)在工資率上，因而工資率與影響工作時(shí)間的不可度量因素相關(guān)。工作時(shí)間上正向（負(fù)向）的度量偏差，或一些不可度量因素對(duì)工作時(shí)間的正向（負(fù)向）影響，均會(huì)導(dǎo)致工資率計(jì)算的負(fù)向（正向）偏差，進(jìn)而導(dǎo)致工資率和工作時(shí)間之間存在反向關(guān)系。

綜上所述，為了消除加班工資（超時(shí)勞動(dòng)的工資率）的內(nèi)生性，本文一方面基于不同職業(yè)崗位對(duì)技能要求的不同，將總體樣本分為高技能和低技能兩組進(jìn)行分析，減少能力偏差的影響；另一方面應(yīng)用相同職業(yè)其他勞動(dòng)者的平均工資率作為當(dāng)前個(gè)體加班工資的工具變量，消除能力偏差和除法偏差的影響。在此基礎(chǔ)上，通過(guò)回歸農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)和工作時(shí)間方程，估計(jì)工資率對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的影響，并提出緩解農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)的相關(guān)政策建議。

二、數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)描述

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查。該調(diào)查給出了我國(guó)31個(gè)省份流動(dòng)人口基本人口學(xué)特征、就業(yè)特征和接受社會(huì)健康和公共服務(wù)等相關(guān)信息。該調(diào)查不僅覆蓋范圍廣泛，調(diào)查信息詳細(xì)，而且樣本量充足，可以全面體現(xiàn)農(nóng)民工群體的現(xiàn)狀。為了滿足研究的需要，本文對(duì)樣本進(jìn)行了篩選。首先，本文關(guān)注農(nóng)民工群體，因而只保留農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)體；其次，選擇勞動(dòng)年齡人口，即控制男性在16 至60 歲之間、女性在16 至55 歲之間；再次，超時(shí)勞動(dòng)主要基于工作時(shí)間來(lái)評(píng)定，因而保留周工作時(shí)間在24 小時(shí)以上的全日制就業(yè)樣本；最后，去除信息缺失樣本。最終得到男性樣本58 719個(gè)，女性樣本43 136個(gè)。

《中華人民共和國(guó)勞動(dòng)法》（下稱《勞動(dòng)法》）第36條規(guī)定：國(guó)家實(shí)行勞動(dòng)者每日工作時(shí)間不超過(guò)8小時(shí)、平均每周工作時(shí)間不超過(guò)44小時(shí)的工時(shí)制度。第38條規(guī)定：用人單位應(yīng)當(dāng)保證勞動(dòng)者每周至少休息1 日。第41 條規(guī)定：用人單位由于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)需要，經(jīng)與工會(huì)和勞動(dòng)者協(xié)商后可以延長(zhǎng)工作時(shí)間，一般每日不得超過(guò)1小時(shí)；因特殊原因需要延長(zhǎng)工作時(shí)間的，在保障勞動(dòng)者身體健康的條件下延長(zhǎng)工作時(shí)間每日不得超過(guò)3 小時(shí)，但是每月不得超過(guò)36 小時(shí)。由于農(nóng)民工群體普遍工作時(shí)間較長(zhǎng)，大部分農(nóng)民工周工作時(shí)間在標(biāo)準(zhǔn)工作時(shí)間44 小時(shí)以上，因而以《勞動(dòng)法》規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)工作時(shí)間作為其超時(shí)勞動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)難免過(guò)低，不僅難以準(zhǔn)確把握農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)現(xiàn)狀，而且可能導(dǎo)致影響因素分析結(jié)果存在較大偏差。據(jù)《勞動(dòng)法》對(duì)勞動(dòng)者加班時(shí)間的限制，本文將每周工作6天，每天加班1個(gè)小時(shí)計(jì)算所得周工作時(shí)間50小時(shí)作為超時(shí)勞動(dòng)的度量標(biāo)準(zhǔn)，且這一標(biāo)準(zhǔn)與國(guó)際上依工作時(shí)間度量勞動(dòng)者過(guò)度勞動(dòng)相關(guān)研究的標(biāo)準(zhǔn)相一致。［23-24］將每周工作6 天，每天加班3 個(gè)小時(shí)計(jì)算所得周工作時(shí)間62小時(shí)作為重度超時(shí)勞動(dòng)的度量標(biāo)準(zhǔn)。

表1 給出了基于不同技能水平分類的農(nóng)民工群體基本信息統(tǒng)計(jì)結(jié)果。農(nóng)民工周平均工作時(shí)間在50 小時(shí)以上。低技能群體的周平均工作時(shí)間超過(guò)60 小時(shí)，這將使得閑暇時(shí)間嚴(yán)重減少。低技能農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)概率在72%以上，而重度超時(shí)勞動(dòng)的概率也在43%左右；高技能農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)的概率明顯較低，在46%左右，重度超時(shí)勞動(dòng)概率不足20%。這一結(jié)果表明與高技能農(nóng)民工群體相比，低技能農(nóng)民工群體的超時(shí)勞動(dòng)更加嚴(yán)重，且兩群體間勞動(dòng)者超時(shí)勞動(dòng)比例存在明顯差異。從工資率的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，高技能農(nóng)民工群體平均工資率較低技能群體高3 元左右，這一結(jié)果符合人力資本理論的預(yù)期。比較高技能群體和低技能群體的農(nóng)民工可以發(fā)現(xiàn)高技能群體的工資率較高，而周平均工作時(shí)間較少，超時(shí)勞動(dòng)和重度超時(shí)勞動(dòng)的概率也較低，因而將高技能群體和低技能群體放在一起分析工資率對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的影響，可能得出工資率越高，工作時(shí)間越少，而超時(shí)勞動(dòng)程度越低的結(jié)論。然而，不同技能群體之間的工資率和超時(shí)勞動(dòng)差異可能與群體間個(gè)體能力差異有關(guān)，即高技能群體的能力較強(qiáng)，因而其在獲得高工資的同時(shí)，可以選擇工作環(huán)境更好的工作，即工作時(shí)間較短的工作。為了減小能力偏差的影響，將農(nóng)民工群體分為低技能群體和高技能群體分別進(jìn)行分析是合理的。

表1 農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)狀況統(tǒng)計(jì)

男性平均工作時(shí)間長(zhǎng)于女性且在高技能群體中這一差異更加明顯，表明與低技能女性相比高技能女性可能具有更多的工作時(shí)間選擇權(quán)。在低技能群體中，男性和女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率相差5個(gè)百分點(diǎn)，重度超時(shí)勞動(dòng)概率相差約3個(gè)百分點(diǎn)，但在高技能群體中，男性和女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率相差15個(gè)百分點(diǎn)，而重度超時(shí)勞動(dòng)概率相差約10個(gè)百分點(diǎn)。同樣表明高技能群體中，男性和女性超時(shí)勞動(dòng)差異更大。在低技能群體或高技能群體中男性的平均工資率均高于女性。男性和女性農(nóng)民工群體的工作時(shí)間和超時(shí)勞動(dòng)比例存在明顯差異，且在不同技能群體中，男性和女性農(nóng)民工的工作時(shí)間和超時(shí)勞動(dòng)概率差異明顯不同，符合勞動(dòng)供給理論中女性勞動(dòng)供給彈性通常高于男性的預(yù)期，因而準(zhǔn)確把握農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)現(xiàn)狀，應(yīng)對(duì)男性和女性農(nóng)民工分別進(jìn)行分析。

勞動(dòng)者工作時(shí)間不僅受工資率的影響，還可能與其他個(gè)體特征和工作特征有關(guān)。表2給出了未超時(shí)和超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工基本特征的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。不論是在低技能還是高技能群體中，與未超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工相比，超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工工資率更低。從統(tǒng)計(jì)上來(lái)看，工資率與超時(shí)勞動(dòng)存在負(fù)向關(guān)系。然而，這一負(fù)向關(guān)系可能是工資率計(jì)算的除法偏差和（或）能力偏差導(dǎo)致，因而在超時(shí)勞動(dòng)選擇的估計(jì)中應(yīng)考慮消除能力偏差和除法偏差的影響。

表2 農(nóng)民工個(gè)體基本特征的統(tǒng)計(jì)結(jié)果（%）

從農(nóng)民工個(gè)體特征來(lái)看，非超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工群體的受教育年限普遍高于超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工群體，而教育水平的提升一般有助于農(nóng)民工群體選擇更好的工作環(huán)境，工作時(shí)間縮短，超時(shí)勞動(dòng)概率下降；非超時(shí)農(nóng)民工群體的年齡普遍低于超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工群體，這可能與年輕一代農(nóng)民工需要將更多的時(shí)間用于照顧年幼孩子以及更加注重工作時(shí)間的合法性有關(guān)；農(nóng)民工群體非勞動(dòng)收入普遍較低，且超時(shí)勞動(dòng)群體的非勞動(dòng)收入更低，表明非勞動(dòng)收入越低的農(nóng)民工越可能超時(shí)勞動(dòng)，符合勞動(dòng)供給理論預(yù)期；超時(shí)勞動(dòng)群體的已婚比例較高，表明家庭負(fù)擔(dān)的增加可能加重超時(shí)勞動(dòng)；超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工群體在個(gè)體工商戶和其他不便分類的企業(yè)中就業(yè)的比例較高，在其他所有制類型企業(yè)中就業(yè)的比例較低，由于個(gè)體工商戶和其他不便分類企業(yè)對(duì)相關(guān)法律執(zhí)行較差，農(nóng)民工更可能超時(shí)勞動(dòng)；超時(shí)勞動(dòng)群體合同簽訂比例較低，表明勞動(dòng)合同簽訂促進(jìn)加班制度合法化，農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率下降；超時(shí)和未超時(shí)勞動(dòng)群體在不同地區(qū)的分布基本均衡，表明區(qū)域因素對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的影響可能較小。

與高技能群體相比，低技能群體的受教育年限普遍較短，年齡較大，已婚比例較高，在國(guó)家機(jī)關(guān)事業(yè)單位和國(guó)有企業(yè)就業(yè)的比例明顯較低，而在個(gè)體工商戶就業(yè)的比例明顯較高，固定期限和無(wú)固定期限合同簽訂率均明顯較低。這一統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明高技能群體和低技能群體存在明顯的可觀測(cè)特征差異，因而也可能存在明顯的能力差異。因此，對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的分析應(yīng)考慮針對(duì)高技能和低技能群體分別進(jìn)行。

三、模型設(shè)定

農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)選擇的潛變量模型可以設(shè)定為：

其中表示決定個(gè)體勞動(dòng)是否超時(shí)的潛在變量；由于無(wú)法被觀察，只能觀察個(gè)體是否超時(shí)勞動(dòng)的二元狀態(tài)，因而用Yi表示指示個(gè)體超時(shí)勞動(dòng)的二元變量（0表示非超時(shí)勞動(dòng)，1表示超時(shí)勞動(dòng)）；α1表示常數(shù)項(xiàng)，lnwi表示工資率對(duì)數(shù)，X1i表示其他影響個(gè)體超時(shí)勞動(dòng)的變量向量，β10和β11分別表示相應(yīng)變量的系數(shù)。假定μ1i服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，則選擇模型為Probit模型：

其中Φ(·)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累積分布函數(shù)。由于工資率變量可能存在內(nèi)生性，因而直接估計(jì)超時(shí)勞動(dòng)選擇方程可能得到不一致的估計(jì)結(jié)果。工資率變量的內(nèi)生性可能來(lái)源于兩個(gè)方面：一是由于個(gè)體的能力無(wú)法控制，而能力又是影響勞動(dòng)者工資率的重要變量，導(dǎo)致工資率可能與誤差項(xiàng)相關(guān)；二是由于個(gè)體的工資率不是直接調(diào)查獲得的，通常由月工資除以月工作時(shí)間得到，因而月工作時(shí)間的度量偏差會(huì)直接影響工資率的度量，導(dǎo)致工資率與誤差項(xiàng)相關(guān)。解決內(nèi)生性問(wèn)題可以借助于工具變量方法，基于工具變量的2SLS第一階段方程可以表示為：

其中l(wèi)nw0i表示工資率對(duì)數(shù)的工具變量；其余變量含義與超時(shí)勞動(dòng)選擇方程中相同。基于方程（4）獲得相應(yīng)估計(jì)系數(shù)并對(duì)個(gè)體工資率進(jìn)行預(yù)測(cè)，進(jìn)而基于預(yù)測(cè)值lnw^i回歸超時(shí)勞動(dòng)選擇方程：

超時(shí)勞動(dòng)概率均值上的工資彈性可以表示為：

其中Φ-1(·)表示函數(shù)Φ(·)的逆函數(shù)。φ(·)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布密度函數(shù)。

農(nóng)民工工作時(shí)間方程可以設(shè)定為線性模型：

其中l(wèi)nhi表示個(gè)體i的工作時(shí)間對(duì)數(shù)，α2表示常數(shù)項(xiàng)，表示基于式（4）得到的個(gè)體i預(yù)測(cè)工資率對(duì)數(shù)，β20表示其估計(jì)系數(shù)；X2i表示影響個(gè)體i工作時(shí)間的變量向量，β21表示這些變量的回歸系數(shù)向量，μ2i～N(0,)表示服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于模型為雙對(duì)數(shù)形式，因而回歸系數(shù)β20即為工作時(shí)間的工資彈性。

如前文所述，超時(shí)勞動(dòng)選擇方程的被解釋變量為是否超時(shí)勞動(dòng)，農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)則取值為1，非超時(shí)勞動(dòng)取值為0。為驗(yàn)證工資率對(duì)超時(shí)勞動(dòng)程度的影響，本文還分析了工資率對(duì)超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工群體工作時(shí)間的影響。因而，工作時(shí)間方程的被解釋變量為超時(shí)勞動(dòng)農(nóng)民工群體的工作時(shí)間。

本文借鑒Camerer（1997）的做法，以同工作性質(zhì)農(nóng)民工群體（除當(dāng)前個(gè)體外）平均工資率對(duì)數(shù)作為解釋變量lnwi的工具變量。由于本文所用調(diào)查數(shù)據(jù)給出了農(nóng)民工就業(yè)職業(yè)的詳細(xì)信息，因而本文選擇相同職業(yè)類型的其他農(nóng)民工平均工資率對(duì)數(shù)作為個(gè)體工資率的工具變量。相同職業(yè)類型的其他農(nóng)民工平均工資率會(huì)對(duì)個(gè)體工資率產(chǎn)生影響，但這一變量又不會(huì)直接影響農(nóng)民工的超時(shí)勞動(dòng)，因而其滿足工具變量的基本假設(shè)。

為了準(zhǔn)確度量工資率對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)和工作時(shí)間的影響，還應(yīng)控制其他影響農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)和工作時(shí)間選擇的變量。根據(jù)以往研究經(jīng)驗(yàn)，本文選取的控制變量包括受教育年限、年齡（以及年齡的平方）、非勞動(dòng)收入、婚姻狀況、就業(yè)企業(yè)類型、合同類型以及就業(yè)地區(qū)（虛擬變量，以東部地區(qū)作為參照）。

四、加班工資對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的影響

1.加班工資對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率的影響

基于高技能農(nóng)民工群體的數(shù)據(jù)，表3 給出了高技能農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)選擇方程的回歸結(jié)果。方程（1）是用工具變量回歸內(nèi)生變量工資率的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)同職業(yè)他人平均工資率與回歸樣本中個(gè)體的工資率存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，即同職業(yè)他人工資越高，勞動(dòng)力個(gè)體的工資率明顯越高，因而可以認(rèn)為工具變量與內(nèi)生變量之間存在明顯的相關(guān)性。內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示拒絕工資率外生的原假設(shè)，因而工具變量模型回歸結(jié)果更可信。單一工具變量的回歸無(wú)法檢驗(yàn)工具變量的內(nèi)生性，但依據(jù)本文工具變量的設(shè)定，可以認(rèn)為同職業(yè)他人工資與勞動(dòng)力個(gè)體的能力水平等不可觀測(cè)因素之間不存在明顯的相關(guān)性。除工具變量之外，其他因素對(duì)農(nóng)民工工資率的影響基本符合相關(guān)理論的預(yù)期。

表3 高技能農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)選擇方程回歸結(jié)果

方程（2）為用基于方程（1）獲得的工資率估計(jì)值回歸個(gè)體超時(shí)勞動(dòng)選擇的結(jié)果。從勞動(dòng)力個(gè)體特征的系數(shù)來(lái)看，受教育水平越高，農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率越低；隨著年齡的增加，農(nóng)民工的超時(shí)勞動(dòng)概率先下降后上升；非勞動(dòng)收入提高，女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率下降，符合勞動(dòng)供給理論關(guān)于女性勞動(dòng)供給彈性普遍大于男性的預(yù)期；已婚使得女性需要承擔(dān)更多的家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，因而其超時(shí)勞動(dòng)更加嚴(yán)重；不同類型企業(yè)中，農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率存在明顯差異，與就業(yè)于國(guó)家機(jī)關(guān)事業(yè)單位和國(guó)有企業(yè)的農(nóng)民工相比，就業(yè)于私營(yíng)個(gè)體部門的農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率較高，就業(yè)于外資合資企業(yè)的農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率較低，這與不同類型企業(yè)對(duì)相關(guān)法律的執(zhí)行力度不同有關(guān)，國(guó)家機(jī)關(guān)事業(yè)單位和國(guó)有企業(yè)以及外資合資企業(yè)對(duì)相關(guān)法律的執(zhí)行較嚴(yán)格，更加注重勞動(dòng)者工作時(shí)間的合法化，而個(gè)體和私營(yíng)企業(yè)中更多非正規(guī)就業(yè)的存在使得勞動(dòng)者工作時(shí)間無(wú)法保證；與無(wú)合同的農(nóng)民工相比，簽訂固定期限勞動(dòng)合同和無(wú)固定期限勞動(dòng)合同的農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的概率均明顯較低，而簽訂試用期合同的男性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的概率較高，這一結(jié)果也符合理論預(yù)期，簽訂試用期合同可能促使勞動(dòng)者為了獲得正式合同而工作更長(zhǎng)的時(shí)間；與就業(yè)于東部地區(qū)的農(nóng)民工相比，就業(yè)于中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)的農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)均更加嚴(yán)重，這與不同地區(qū)對(duì)勞動(dòng)者工作權(quán)益的保護(hù)力度不同有關(guān)。

工資率提升會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率增加，且工資率提升對(duì)男性超時(shí)勞動(dòng)概率的影響小于女性。工資率的增加可能導(dǎo)致農(nóng)民工群體工作時(shí)間延長(zhǎng)，超時(shí)勞動(dòng)更加嚴(yán)重。在男性和女性各自超時(shí)勞動(dòng)的概率均值上，男性超時(shí)勞動(dòng)的工資率彈性為0.841，而女性超時(shí)勞動(dòng)的工資率彈性為1.318，即平均來(lái)看，工資率提升10%導(dǎo)致男性和女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率分別增加8.41%和13.18%。男性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的工資彈性小于女性農(nóng)民工，符合理論預(yù)期。

基于低技能農(nóng)民工群體的數(shù)據(jù)，表4給出了低技能農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)選擇方程的回歸結(jié)果。從方程（1）的結(jié)果來(lái)看，所用工具變量與個(gè)體工資率存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，即同職業(yè)他人工資越高，勞動(dòng)力個(gè)體的工資率明顯越高，因而可以認(rèn)為工具變量與內(nèi)生變量之間存在明顯的相關(guān)性。內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，拒絕工資率外生的原假設(shè)，因而工具變量模型回歸結(jié)果更可信。從方程（2）的結(jié)果來(lái)看，教育和年齡對(duì)低技能農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的影響方向與高技能群體相一致，但作用程度更小，即低技能農(nóng)民工的超時(shí)勞動(dòng)隨教育年限和年齡的變動(dòng)較小，這也是低技能農(nóng)民工群體平均超時(shí)勞動(dòng)概率較高的原因。不同類型企業(yè)和簽訂不同類型合同的低技能農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)差異也與高技能農(nóng)民工群體相一致。

表4 低技能農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)選擇方程回歸結(jié)果

低技能群體工資率對(duì)數(shù)的回歸系數(shù)與高技能群體存在差異。工資率提升對(duì)男性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)不存在顯著影響，但使得女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率增加，這可能是由于低技能的男性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)相當(dāng)嚴(yán)重，即使工資率變動(dòng)也不會(huì)對(duì)其工作時(shí)間和超時(shí)勞動(dòng)產(chǎn)生明顯的影響，而低技能女性農(nóng)民工的勞動(dòng)供給更加富有彈性，因而工資率變動(dòng)使得其增加工作時(shí)間，超時(shí)勞動(dòng)更加嚴(yán)重。在就業(yè)概率均值上，低技能女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的工資彈性為0.933，即工資率提升10%，低技能女性超時(shí)勞動(dòng)概率平均提升9.33%。低技能女性的工資彈性小于高技能女性，這與低技能女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)更加嚴(yán)重有關(guān)。綜上，加班工資增加將使得高技能男性和女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)加劇，低技能女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)也加劇，因而提升加班工資并不能有效緩解農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)。

2.加班工資對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)程度的影響

為了探究農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的程度，本文進(jìn)一步對(duì)超時(shí)勞動(dòng)的農(nóng)民工群體進(jìn)行回歸，分析工資率提升對(duì)其重度超時(shí)勞動(dòng)的影響（見表5）。教育水平的提升同樣使得農(nóng)民工重度超時(shí)勞動(dòng)概率下降，表明教育有助于緩解超時(shí)勞動(dòng)的結(jié)論是穩(wěn)健的。在低技能群體中，年齡的增長(zhǎng)使得女性農(nóng)民工重度超時(shí)勞動(dòng)概率下降，但在高技能群體中重度超時(shí)勞動(dòng)的選擇與年齡無(wú)關(guān)。

表5 農(nóng)民工重度超時(shí)勞動(dòng)選擇方程回歸結(jié)果

從工資率回歸系數(shù)來(lái)看，對(duì)于高技能農(nóng)民工，工資率提升并未對(duì)其重度超時(shí)勞動(dòng)產(chǎn)生顯著影響，但工資率提升使得低技能男性農(nóng)民工重度超時(shí)勞動(dòng)概率下降，使得低技能女性農(nóng)民工重度超時(shí)勞動(dòng)概率上升。在重度超時(shí)勞動(dòng)概率均值上，低技能男性重度超時(shí)勞動(dòng)的工資彈性為-0.111，而低技能女性重度超時(shí)勞動(dòng)的工資率彈性為0.458，即工資率提升10%導(dǎo)致低技能男性和女性農(nóng)民工重度超時(shí)勞動(dòng)概率分別下降1.11%和上升4.58%。這一結(jié)果表明在高技能群體中，重度超時(shí)勞動(dòng)的農(nóng)民工群體的選擇更可能是相關(guān)工作的需要，與工資率和農(nóng)民工個(gè)體特征關(guān)系較小，因而工資率的提升對(duì)其重度超時(shí)勞動(dòng)概率影響不顯著。在低技能群體中，由于男性超時(shí)勞動(dòng)程度較嚴(yán)重，因而工作時(shí)間可能隨著工資率提升而減少，重度超時(shí)勞動(dòng)的概率下降；但對(duì)于低技能的女性農(nóng)民工來(lái)說(shuō)，其重度超時(shí)勞動(dòng)的程度較男性低，因而工資率提升帶來(lái)的替代效應(yīng)仍然大于收入效應(yīng)，進(jìn)而會(huì)導(dǎo)致其重度超時(shí)勞動(dòng)概率上升。

3.加班工資對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間的影響

超時(shí)勞動(dòng)是基于農(nóng)民工群體的工作時(shí)間來(lái)確定的。本文參考西方國(guó)家基于工作時(shí)間度量過(guò)度勞動(dòng)的設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，并結(jié)合我國(guó)《勞動(dòng)法》中對(duì)工作時(shí)間的限制設(shè)定了超時(shí)勞動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)，但是勞動(dòng)者的工作時(shí)間可能還受到企業(yè)行為的影響，即為了遵守法律規(guī)定，企業(yè)會(huì)盡可能將工作時(shí)間限制在非超時(shí)勞動(dòng)范圍內(nèi)，因而工資率對(duì)超時(shí)勞動(dòng)邊緣的農(nóng)民工工作時(shí)間的影響可能小于對(duì)農(nóng)民工平均工作時(shí)間的影響。本文基于超時(shí)勞動(dòng)樣本進(jìn)一步回歸了農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程，估計(jì)工資率提升對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間的影響（見表6）。

表6 農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程回歸結(jié)果

農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程的回歸結(jié)果顯示第一步回歸中檢驗(yàn)工具變量解釋強(qiáng)度的F統(tǒng)計(jì)量值均大于10，拒絕工具變量為弱工具的假設(shè)。不論是對(duì)于超時(shí)勞動(dòng)群體，還是重度超時(shí)勞動(dòng)群體，工資率提升對(duì)高技能男性和女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間均不存在顯著影響。對(duì)于低技能群體，工資率提升會(huì)使得超時(shí)勞動(dòng)的男性農(nóng)民工工作時(shí)間略有減少，重度超時(shí)勞動(dòng)的農(nóng)民工工作時(shí)間也減少，進(jìn)一步表明工資率提升帶來(lái)的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，即對(duì)于低技能的男性農(nóng)民工來(lái)說(shuō)，其超時(shí)勞動(dòng)問(wèn)題嚴(yán)重，閑暇時(shí)間已經(jīng)非常少，因而工資率提升使其更愿意通過(guò)減少一些工作時(shí)間來(lái)?yè)Q取閑暇。然而，低技能男性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)和重度超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間的工資彈性僅為-0.089 和-0.104，表明盡管工資率提升使得低技能男性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間減少，但是這一作用是較小的，與理論預(yù)期相符。對(duì)于女性來(lái)說(shuō)，工資率提升會(huì)導(dǎo)致低技能女性工作時(shí)間增加，但對(duì)超時(shí)勞動(dòng)群體的平均影響大于對(duì)重度超時(shí)勞動(dòng)群體的平均影響，這一結(jié)果與超時(shí)勞動(dòng)選擇方程和超時(shí)勞動(dòng)程度方程的回歸結(jié)果相一致，也是符合理論預(yù)期的。低技能女性農(nóng)民工由于超時(shí)勞動(dòng)程度較男性農(nóng)民工輕，因而工資率提升帶來(lái)的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)。工資率提升使得低技能女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間增加，超時(shí)勞動(dòng)更加嚴(yán)重，但對(duì)于超時(shí)勞動(dòng)越嚴(yán)重的個(gè)體，其作用越小。

五、回歸結(jié)果的對(duì)比和檢驗(yàn)

為了對(duì)比和檢驗(yàn)，本文進(jìn)一步提供了超時(shí)勞動(dòng)選擇的Probit 模型回歸結(jié)果以及工作時(shí)間方程的OLS 估計(jì)結(jié)果，以驗(yàn)證工具變量方法消除工資率內(nèi)生性的作用效果。可以發(fā)現(xiàn)不考慮內(nèi)生性，直接回歸超時(shí)勞動(dòng)選擇和超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程的結(jié)果均顯示工資率的系數(shù)顯著為負(fù)，即工資率提升會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民工群體的超時(shí)勞動(dòng)概率和超時(shí)勞動(dòng)程度下降。然而，結(jié)合工具變量模型的回歸結(jié)果可以推測(cè)，這一結(jié)果一方面可能是勞動(dòng)者存在明顯的能力偏差導(dǎo)致的，另一方面可能是由于工資率計(jì)算的除法偏差導(dǎo)致的。

直接回歸農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程和重度超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程，可以發(fā)現(xiàn)工資率的系數(shù)均顯著為負(fù)，即小時(shí)工提升會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間減少。這也是大量研究認(rèn)為農(nóng)民工群體處于“倒S”形勞動(dòng)供給曲線下方的原因。然而，這一結(jié)果也受能力偏差和工資率計(jì)算的除法偏差影響。消除工資率內(nèi)生性的工具變量模型回歸結(jié)果顯示，工資率提升使得男性超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間減少的結(jié)論是可信的，但對(duì)女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間的影響為正。與工具變量模型的回歸結(jié)果相比可以發(fā)現(xiàn)直接對(duì)超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程進(jìn)行回歸的結(jié)果存在一定偏差。

由于不同技能組之間存在明顯的能力差異，因而將不同技能群體放在一起回歸將存在能力偏差。為了檢驗(yàn)不同技能組之間能力偏差的存在，本文進(jìn)一步給出了基于總體樣本的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果與預(yù)期基本一致。對(duì)于男性農(nóng)民工來(lái)說(shuō)，工資率對(duì)其超時(shí)勞動(dòng)和重度超時(shí)勞動(dòng)概率及超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間和重度超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間均存在顯著的負(fù)向影響，與樣本的統(tǒng)計(jì)結(jié)果相一致，即高技能群體的工作時(shí)間較短，工資率較高，而低技能群體的工作時(shí)間較長(zhǎng)，工資率卻較低，忽略這兩類群體的能力差異，可能錯(cuò)誤識(shí)別出工資率和工作時(shí)間以及超時(shí)勞動(dòng)之間的負(fù)向關(guān)系。對(duì)于女性來(lái)說(shuō)，不同技能水平農(nóng)民工之間的能力差異導(dǎo)致的負(fù)向估計(jì)偏差抵消了低技能女性群體中工資率對(duì)超時(shí)勞動(dòng)的正向影響，導(dǎo)致超時(shí)勞動(dòng)選擇方程和重度超時(shí)勞動(dòng)選擇方程的回歸系數(shù)均不顯著，同時(shí)能力差異導(dǎo)致的負(fù)向估計(jì)偏差也使得工資率對(duì)女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間的影響被低估。

表7 農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)選擇和超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程回歸結(jié)果

表8 不分組的農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)選擇和超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間方程回歸結(jié)果

六、結(jié)論

本文基于2017年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)分析工資率對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)選擇和超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間的影響。由于能力偏差和工資率計(jì)算除法偏差的存在，直接估計(jì)工資率對(duì)農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)的影響，將得到負(fù)向的估計(jì)結(jié)果。為了消除能力偏差和工資率計(jì)算過(guò)程中的除法偏差，本文首先將不同能力水平的高技能群體和低技能群體進(jìn)行分類，并借鑒相關(guān)研究的做法，選擇相同職業(yè)勞動(dòng)者平均工資率作為個(gè)體工資率的工具變量。本文的研究結(jié)論如下：

第一，對(duì)于高技能農(nóng)民工群體，工資率提升使得男性和女性超時(shí)勞動(dòng)概率均明顯增加，但對(duì)超時(shí)勞動(dòng)程度影響不顯著。具體來(lái)看，工資率提升10%會(huì)導(dǎo)致男性和女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率分別增加8.41%和13.18%，但是對(duì)于超時(shí)勞動(dòng)群體來(lái)說(shuō)，工資率對(duì)男性和女性農(nóng)民工重度超時(shí)勞動(dòng)概率和超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間的影響均不顯著。這一結(jié)果意味著提升農(nóng)民工群體的加班工資只對(duì)工作時(shí)間相對(duì)較少的高技能農(nóng)民工群體存在影響，即使得其工作時(shí)間增加，超時(shí)勞動(dòng)概率增加，但是對(duì)于已經(jīng)超時(shí)勞動(dòng)的農(nóng)民工群體來(lái)說(shuō)，工資率的增加不會(huì)對(duì)其超時(shí)勞動(dòng)程度產(chǎn)生顯著的影響。

第二，對(duì)于低技能男性農(nóng)民工群體，工資率提升有助于其超時(shí)勞動(dòng)程度的下降。工資率提升對(duì)男性超時(shí)勞動(dòng)概率不存在顯著影響，但對(duì)于超時(shí)勞動(dòng)的男性農(nóng)民工群體，工資率提升會(huì)導(dǎo)致其重度超時(shí)勞動(dòng)概率下降，超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間減少，但作用程度均較小。具體來(lái)看，工資率提升10%會(huì)導(dǎo)致低技能男性農(nóng)民工重度超時(shí)勞動(dòng)概率下降1.11%，而使得其超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間和重度超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間分別減少0.89%和1.04%。

第三，對(duì)于低技能女性農(nóng)民工群體，工資率提升使其超時(shí)勞動(dòng)概率和重度超時(shí)勞動(dòng)概率均明顯增加，超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間也明顯增加。具體來(lái)看，工資率提升10%會(huì)導(dǎo)致低技能女性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)概率增加9.33%，重度超時(shí)勞動(dòng)概率增加4.58%，而超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間和重度超時(shí)勞動(dòng)時(shí)間分別增加1.81%和1.36%。這一結(jié)果意味著提升加班工資只會(huì)使得超時(shí)勞動(dòng)較嚴(yán)重的男性農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)程度略微下降，但會(huì)使得女性農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)更加嚴(yán)重。

本文的研究結(jié)論表明：首先，加班工資提升對(duì)農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)的緩解作用較小。盡管加班工資的提升可能使得超時(shí)勞動(dòng)較嚴(yán)重的低技能男性農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)程度下降，但這一作用是較小的；加班工資提升將導(dǎo)致高技能群體和低技能群體超時(shí)勞動(dòng)概率均明顯增加，且使得低技能女性農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)程度加重。其次，加班工資提升還應(yīng)與加強(qiáng)工作時(shí)間限制相結(jié)合，才能有效緩解農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)。由于農(nóng)民工群體自身對(duì)超時(shí)勞動(dòng)的選擇更多依賴于市場(chǎng)工資，因而只有將加班工資提升和強(qiáng)化工作時(shí)間限制相結(jié)合，才能在保證農(nóng)民工效用水平的條件下，使其超時(shí)勞動(dòng)得到有效緩解。最后，提升就業(yè)和生活保障有利于從根本上緩解超時(shí)勞動(dòng)。強(qiáng)制的工作時(shí)間約束可能損害企業(yè)的利益，對(duì)農(nóng)民工群體當(dāng)前效用的影響也可能為負(fù)。緩解農(nóng)民工超時(shí)勞動(dòng)現(xiàn)狀，還應(yīng)依賴于促進(jìn)農(nóng)民工就業(yè)和生活水平提升的相關(guān)政策。工資率提升使得農(nóng)民工群體超時(shí)勞動(dòng)更加嚴(yán)重的結(jié)論表明工資率提升的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)。提升收入對(duì)于農(nóng)民工群體如此重要一方面是由于農(nóng)民工群體的就業(yè)穩(wěn)定性較差，因而只要工作就要超時(shí)勞動(dòng)，甚至用所有可用時(shí)間來(lái)賺取工資，以預(yù)防工作丟失帶來(lái)的損失；另一方面是由于農(nóng)民工群體享受的福利和保障均較少，因而其只有通過(guò)超時(shí)勞動(dòng)來(lái)增加收入以彌補(bǔ)福利和保障的缺失。

綜上所述，政府部門應(yīng)在保證農(nóng)民工獲得合理加班工資的同時(shí)，加強(qiáng)對(duì)工作時(shí)間的限制，并為農(nóng)民工提供更好的就業(yè)和生活保障，進(jìn)而從根本上緩解農(nóng)民工群體的超時(shí)勞動(dòng)，提升農(nóng)民工群體的就業(yè)和生活質(zhì)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的持續(xù)健康發(fā)展。