工資率提升對農(nóng)民工超時勞動的影響

郭鳳鳴

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

一、引言

隨著中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的不斷推進(jìn)，越來越多的農(nóng)村勞動力進(jìn)入城鎮(zhèn)勞動力市場，成為城鎮(zhèn)勞動力市場的一個重要群體。盡管農(nóng)民工群體在城鎮(zhèn)勞動力市場中發(fā)揮了重要的作用，但其一直處于就業(yè)的劣勢地位，就業(yè)質(zhì)量不容樂觀。［1］根據(jù)國家統(tǒng)計局2016年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告，農(nóng)民工周工作時間超過44小時的比例有78.4%，表明農(nóng)民工面臨嚴(yán)重的超時勞動問題。［2］盡管工作時間的延長可以帶來收入的提升，但長期嚴(yán)重的超時勞動不僅損害農(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)社會問題，不利于經(jīng)濟(jì)社會的持續(xù)健康發(fā)展。［7］

根據(jù)勞動供給理論，市場工資率和非勞動收入是影響勞動者工作時間選擇的主要因素。［8］加班工資作為法定工作時間之外的邊際工資，將對農(nóng)民工超時勞動選擇和超時勞動程度產(chǎn)生重要影響。勞動供給理論認(rèn)為工資率提升一方面產(chǎn)生收入效應(yīng)，促進(jìn)閑暇消費增加，工作時間減少；另一方面使得閑暇更昂貴，產(chǎn)生工作時間增加來換取更多消費的替代效應(yīng)。［9］傳統(tǒng)勞動供給理論認(rèn)為個體勞動供給曲線是反“C”形的，即工作時間隨工資率提升表現(xiàn)出先增加后減少的變動趨勢。隨著研究的深入，有學(xué)者提出倒“S”形勞動供給曲線，即工作時間隨工資率的提升表現(xiàn)出先減少后增加再減少的變動趨勢。在理論上，加班工資對農(nóng)民工工作時間的影響是不確定的，因而基于勞動力市場調(diào)查數(shù)據(jù)分析加班工資對農(nóng)民工工作時間和超時勞動選擇的影響，不僅有助于深入理解農(nóng)民工工作時間的選擇行為，而且有助于緩解農(nóng)民工超時勞動相關(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，在認(rèn)識到超時勞動的危害后，大量學(xué)者開始關(guān)注個體因素和企業(yè)因素對農(nóng)民工超時勞動的影響。［10-13］考慮工資對農(nóng)民工超時勞動影響的研究主要分為兩個方面：第一，月工資對超時勞動的影響，如王瓊和葉靜怡分析指出收入越高進(jìn)城務(wù)工人員工作時間越長；［14］劉璐寧和孟續(xù)鐸也指出月收入增加，農(nóng)民工勞動超時概率也顯著增加；［15］羅俊峰和童玉芬也認(rèn)為月收入的提高會使得流動人口工作時間延長；［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)工作時間延長的結(jié)論。［17］事實上，由于加班工資的存在，工作時間的增加會伴隨月工資增加，月工資與工作時間之間的正向關(guān)系是基本確定的。第二，工資率對超時勞動的影響，如羅小蘭研究指出農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力工作時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)民工超時勞動的可能性下降；［19］夏怡然也指出低收入農(nóng)民工的勞動供給時間與工資率呈反向變動；［20］謝勇和史曉晨對江蘇省農(nóng)民工調(diào)研發(fā)現(xiàn)工資率較低的農(nóng)民工勞動時間明顯較長，超時勞動的可能性更高。［21］盡管工資率對農(nóng)民工工作時間影響的相關(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)民工群體超時勞動多為提升收入。按照勞動供給理論，為提升收入愿意承受重度超時勞動的勞動者，其閑暇的價值較低，因而工資率提升帶來的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)，即面對加班工資的提升，其工作時間應(yīng)進(jìn)一步增加，超時勞動加重。只有達(dá)到工作時間的極限，加班工資增加的收入效應(yīng)才可能大于替代效應(yīng)，工作時間隨加班工資提升而減少，但對農(nóng)民工群體來說這一作用應(yīng)是較小的。事實上，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)生性主要來源于兩個方面：第一，勞動力的能力偏差。能力是影響勞動者就業(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，同時也更可能擁有工作時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間較長，且工資較低的工作。因而，將不同能力水平的勞動力進(jìn)行比較，可能得到工資率和工作時間之間負(fù)向變動的估計結(jié)果。第二，工資率計算的除法偏差。與西方國家勞動者明確的工資率和嚴(yán)格的工作時間制度不同，中國勞動力市場的工資支付通常采取月工資的形式，因而勞動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數(shù)來計算工資率。這將導(dǎo)致工作時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間的不可度量因素相關(guān)。工作時間上正向（負(fù)向）的度量偏差，或一些不可度量因素對工作時間的正向（負(fù)向）影響，均會導(dǎo)致工資率計算的負(fù)向（正向）偏差，進(jìn)而導(dǎo)致工資率和工作時間之間存在反向關(guān)系。

綜上所述，為了消除加班工資（超時勞動的工資率）的內(nèi)生性，本文一方面基于不同職業(yè)崗位對技能要求的不同，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)其他勞動者的平均工資率作為當(dāng)前個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，通過回歸農(nóng)民工超時勞動和工作時間方程，估計工資率對農(nóng)民工超時勞動的影響，并提出緩解農(nóng)民工群體超時勞動的相關(guān)政策建議。

二、數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述

本文所用數(shù)據(jù)來源于2017年流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查。該調(diào)查給出了我國31個省份流動人口基本人口學(xué)特征、就業(yè)特征和接受社會健康和公共服務(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)戶口的個體；其次，選擇勞動年齡人口，即控制男性在16 至60 歲之間、女性在16 至55 歲之間；再次，超時勞動主要基于工作時間來評定，因而保留周工作時間在24 小時以上的全日制就業(yè)樣本；最后，去除信息缺失樣本。最終得到男性樣本58 719個，女性樣本43 136個。

《中華人民共和國勞動法》（下稱《勞動法》）第36條規(guī)定：國家實行勞動者每日工作時間不超過8小時、平均每周工作時間不超過44小時的工時制度。第38條規(guī)定：用人單位應(yīng)當(dāng)保證勞動者每周至少休息1 日。第41 條規(guī)定：用人單位由于生產(chǎn)經(jīng)營需要，經(jīng)與工會和勞動者協(xié)商后可以延長工作時間，一般每日不得超過1小時；因特殊原因需要延長工作時間的，在保障勞動者身體健康的條件下延長工作時間每日不得超過3 小時，但是每月不得超過36 小時。由于農(nóng)民工群體普遍工作時間較長，大部分農(nóng)民工周工作時間在標(biāo)準(zhǔn)工作時間44 小時以上，因而以《勞動法》規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)工作時間作為其超時勞動的標(biāo)準(zhǔn)難免過低，不僅難以準(zhǔn)確把握農(nóng)民工超時勞動現(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)《勞動法》對勞動者加班時間的限制，本文將每周工作6天，每天加班1個小時計算所得周工作時間50小時作為超時勞動的度量標(biāo)準(zhǔn)，且這一標(biāo)準(zhǔn)與國際上依工作時間度量勞動者過度勞動相關(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 個小時計算所得周工作時間62小時作為重度超時勞動的度量標(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)計結(jié)果。農(nóng)民工周平均工作時間在50 小時以上。低技能群體的周平均工作時間超過60 小時，這將使得閑暇時間嚴(yán)重減少。低技能農(nóng)民工群體超時勞動概率在72%以上，而重度超時勞動的概率也在43%左右；高技能農(nóng)民工群體超時勞動的概率明顯較低，在46%左右，重度超時勞動概率不足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)民工群體的超時勞動更加嚴(yán)重，且兩群體間勞動者超時勞動比例存在明顯差異。從工資率的統(tǒng)計結(jié)果來看，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，而周平均工作時間較少，超時勞動和重度超時勞動的概率也較低，因而將高技能群體和低技能群體放在一起分析工資率對農(nóng)民工超時勞動的影響，可能得出工資率越高，工作時間越少，而超時勞動程度越低的結(jié)論。然而，不同技能群體之間的工資率和超時勞動差異可能與群體間個體能力差異有關(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，可以選擇工作環(huán)境更好的工作，即工作時間較短的工作。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)民工超時勞動狀況統(tǒng)計

男性平均工作時間長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間選擇權(quán)。在低技能群體中，男性和女性農(nóng)民工超時勞動概率相差5個百分點，重度超時勞動概率相差約3個百分點，但在高技能群體中，男性和女性農(nóng)民工超時勞動概率相差15個百分點，而重度超時勞動概率相差約10個百分點。同樣表明高技能群體中，男性和女性超時勞動差異更大。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)民工群體的工作時間和超時勞動比例存在明顯差異，且在不同技能群體中，男性和女性農(nóng)民工的工作時間和超時勞動概率差異明顯不同，符合勞動供給理論中女性勞動供給彈性通常高于男性的預(yù)期，因而準(zhǔn)確把握農(nóng)民工超時勞動現(xiàn)狀，應(yīng)對男性和女性農(nóng)民工分別進(jìn)行分析。

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

表2 農(nóng)民工個體基本特征的統(tǒng)計結(jié)果（%）

從農(nóng)民工個體特征來看，非超時勞動農(nóng)民工群體的受教育年限普遍高于超時勞動農(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，工作時間縮短，超時勞動概率下降；非超時農(nóng)民工群體的年齡普遍低于超時勞動農(nóng)民工群體，這可能與年輕一代農(nóng)民工需要將更多的時間用于照顧年幼孩子以及更加注重工作時間的合法性有關(guān)；農(nóng)民工群體非勞動收入普遍較低，且超時勞動群體的非勞動收入更低，表明非勞動收入越低的農(nóng)民工越可能超時勞動，符合勞動供給理論預(yù)期；超時勞動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勞動；超時勞動農(nóng)民工群體在個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，由于個體工商戶和其他不便分類企業(yè)對相關(guān)法律執(zhí)行較差，農(nóng)民工更可能超時勞動；超時勞動群體合同簽訂比例較低，表明勞動合同簽訂促進(jìn)加班制度合法化，農(nóng)民工超時勞動概率下降；超時和未超時勞動群體在不同地區(qū)的分布基本均衡，表明區(qū)域因素對農(nóng)民工超時勞動的影響可能較小。

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，在國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位和國有企業(yè)就業(yè)的比例明顯較低，而在個體工商戶就業(yè)的比例明顯較高，固定期限和無固定期限合同簽訂率均明顯較低。這一統(tǒng)計結(jié)果表明高技能群體和低技能群體存在明顯的可觀測特征差異，因而也可能存在明顯的能力差異。因此，對農(nóng)民工超時勞動的分析應(yīng)考慮針對高技能和低技能群體分別進(jìn)行。

三、模型設(shè)定

農(nóng)民工超時勞動選擇的潛變量模型可以設(shè)定為：

其中表示決定個體勞動是否超時的潛在變量；由于無法被觀察，只能觀察個體是否超時勞動的二元狀態(tài)，因而用Yi表示指示個體超時勞動的二元變量（0表示非超時勞動，1表示超時勞動）；α1表示常數(shù)項，lnwi表示工資率對數(shù)，X1i表示其他影響個體超時勞動的變量向量，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，因而直接估計超時勞動選擇方程可能得到不一致的估計結(jié)果。工資率變量的內(nèi)生性可能來源于兩個方面：一是由于個體的能力無法控制，而能力又是影響勞動者工資率的重要變量，導(dǎo)致工資率可能與誤差項相關(guān)；二是由于個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間得到，因而月工作時間的度量偏差會直接影響工資率的度量，導(dǎo)致工資率與誤差項相關(guān)。解決內(nèi)生性問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表示工資率對數(shù)的工具變量；其余變量含義與超時勞動選擇方程中相同?；诜匠蹋?）獲得相應(yīng)估計系數(shù)并對個體工資率進(jìn)行預(yù)測，進(jìn)而基于預(yù)測值lnw^i回歸超時勞動選擇方程：

超時勞動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)民工工作時間方程可以設(shè)定為線性模型：

其中l(wèi)nhi表示個體i的工作時間對數(shù)，α2表示常數(shù)項，表示基于式（4）得到的個體i預(yù)測工資率對數(shù)，β20表示其估計系數(shù)；X2i表示影響個體i工作時間的變量向量，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。由于模型為雙對數(shù)形式，因而回歸系數(shù)β20即為工作時間的工資彈性。

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

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)前個體外）平均工資率對數(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)民工平均工資率對數(shù)作為個體工資率的工具變量。相同職業(yè)類型的其他農(nóng)民工平均工資率會對個體工資率產(chǎn)生影響，但這一變量又不會直接影響農(nóng)民工的超時勞動，因而其滿足工具變量的基本假設(shè)。

為了準(zhǔn)確度量工資率對農(nóng)民工超時勞動和工作時間的影響，還應(yīng)控制其他影響農(nóng)民工超時勞動和工作時間選擇的變量。根據(jù)以往研究經(jīng)驗，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、加班工資對農(nóng)民工超時勞動的影響

1.加班工資對農(nóng)民工超時勞動概率的影響

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)民工群體超時勞動選擇方程的回歸結(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?？梢园l(fā)現(xiàn)同職業(yè)他人平均工資率與回歸樣本中個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，勞動力個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法檢驗工具變量的內(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)他人工資與勞動力個體的能力水平等不可觀測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)民工超時勞動選擇方程回歸結(jié)果

方程（2）為用基于方程（1）獲得的工資率估計值回歸個體超時勞動選擇的結(jié)果。從勞動力個體特征的系數(shù)來看，受教育水平越高，農(nóng)民工超時勞動概率越低；隨著年齡的增加，農(nóng)民工的超時勞動概率先下降后上升；非勞動收入提高，女性農(nóng)民工超時勞動概率下降，符合勞動供給理論關(guān)于女性勞動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)，因而其超時勞動更加嚴(yán)重；不同類型企業(yè)中，農(nóng)民工超時勞動概率存在明顯差異，與就業(yè)于國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位和國有企業(yè)的農(nóng)民工相比，就業(yè)于私營個體部門的農(nóng)民工超時勞動概率較高，就業(yè)于外資合資企業(yè)的農(nóng)民工超時勞動概率較低，這與不同類型企業(yè)對相關(guān)法律的執(zhí)行力度不同有關(guān)，國家機(jī)關(guān)事業(yè)單位和國有企業(yè)以及外資合資企業(yè)對相關(guān)法律的執(zhí)行較嚴(yán)格，更加注重勞動者工作時間的合法化，而個體和私營企業(yè)中更多非正規(guī)就業(yè)的存在使得勞動者工作時間無法保證；與無合同的農(nóng)民工相比，簽訂固定期限勞動合同和無固定期限勞動合同的農(nóng)民工超時勞動的概率均明顯較低，而簽訂試用期合同的男性農(nóng)民工超時勞動的概率較高，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者為了獲得正式合同而工作更長的時間；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)民工群體超時勞動均更加嚴(yán)重，這與不同地區(qū)對勞動者工作權(quán)益的保護(hù)力度不同有關(guān)。

工資率提升會導(dǎo)致農(nóng)民工超時勞動概率增加，且工資率提升對男性超時勞動概率的影響小于女性。工資率的增加可能導(dǎo)致農(nóng)民工群體工作時間延長，超時勞動更加嚴(yán)重。在男性和女性各自超時勞動的概率均值上，男性超時勞動的工資率彈性為0.841，而女性超時勞動的工資率彈性為1.318，即平均來看，工資率提升10%導(dǎo)致男性和女性農(nóng)民工超時勞動概率分別增加8.41%和13.18%。男性農(nóng)民工超時勞動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)民工超時勞動選擇方程的回歸結(jié)果。從方程（1）的結(jié)果來看，所用工具變量與個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，勞動力個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)果來看，教育和年齡對低技能農(nóng)民工超時勞動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)民工的超時勞動隨教育年限和年齡的變動較小，這也是低技能農(nóng)民工群體平均超時勞動概率較高的原因。不同類型企業(yè)和簽訂不同類型合同的低技能農(nóng)民工超時勞動差異也與高技能農(nóng)民工群體相一致。

表4 低技能農(nóng)民工超時勞動選擇方程回歸結(jié)果

低技能群體工資率對數(shù)的回歸系數(shù)與高技能群體存在差異。工資率提升對男性農(nóng)民工超時勞動不存在顯著影響，但使得女性農(nóng)民工超時勞動概率增加，這可能是由于低技能的男性農(nóng)民工超時勞動相當(dāng)嚴(yán)重，即使工資率變動也不會對其工作時間和超時勞動產(chǎn)生明顯的影響，而低技能女性農(nóng)民工的勞動供給更加富有彈性，因而工資率變動使得其增加工作時間，超時勞動更加嚴(yán)重。在就業(yè)概率均值上，低技能女性農(nóng)民工超時勞動的工資彈性為0.933，即工資率提升10%，低技能女性超時勞動概率平均提升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)民工超時勞動更加嚴(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)民工超時勞動加劇，低技能女性農(nóng)民工超時勞動也加劇，因而提升加班工資并不能有效緩解農(nóng)民工超時勞動。

2.加班工資對農(nóng)民工超時勞動程度的影響

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

表5 農(nóng)民工重度超時勞動選擇方程回歸結(jié)果

從工資率回歸系數(shù)來看，對于高技能農(nóng)民工，工資率提升并未對其重度超時勞動產(chǎn)生顯著影響，但工資率提升使得低技能男性農(nóng)民工重度超時勞動概率下降，使得低技能女性農(nóng)民工重度超時勞動概率上升。在重度超時勞動概率均值上，低技能男性重度超時勞動的工資彈性為-0.111，而低技能女性重度超時勞動的工資率彈性為0.458，即工資率提升10%導(dǎo)致低技能男性和女性農(nóng)民工重度超時勞動概率分別下降1.11%和上升4.58%。這一結(jié)果表明在高技能群體中，重度超時勞動的農(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)民工個體特征關(guān)系較小，因而工資率的提升對其重度超時勞動概率影響不顯著。在低技能群體中，由于男性超時勞動程度較嚴(yán)重，因而工作時間可能隨著工資率提升而減少，重度超時勞動的概率下降；但對于低技能的女性農(nóng)民工來說，其重度超時勞動的程度較男性低，因而工資率提升帶來的替代效應(yīng)仍然大于收入效應(yīng)，進(jìn)而會導(dǎo)致其重度超時勞動概率上升。

3.加班工資對農(nóng)民工超時勞動時間的影響

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

表6 農(nóng)民工超時勞動時間方程回歸結(jié)果

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

五、回歸結(jié)果的對比和檢驗

為了對比和檢驗，本文進(jìn)一步提供了超時勞動選擇的Probit 模型回歸結(jié)果以及工作時間方程的OLS 估計結(jié)果，以驗證工具變量方法消除工資率內(nèi)生性的作用效果?？梢园l(fā)現(xiàn)不考慮內(nèi)生性，直接回歸超時勞動選擇和超時勞動時間方程的結(jié)果均顯示工資率的系數(shù)顯著為負(fù)，即工資率提升會導(dǎo)致農(nóng)民工群體的超時勞動概率和超時勞動程度下降。然而，結(jié)合工具變量模型的回歸結(jié)果可以推測，這一結(jié)果一方面可能是勞動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算的除法偏差導(dǎo)致的。

直接回歸農(nóng)民工超時勞動時間方程和重度超時勞動時間方程，可以發(fā)現(xiàn)工資率的系數(shù)均顯著為負(fù)，即小時工提升會導(dǎo)致農(nóng)民工群體超時勞動時間減少。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勞動時間減少的結(jié)論是可信的，但對女性農(nóng)民工超時勞動時間的影響為正。與工具變量模型的回歸結(jié)果相比可以發(fā)現(xiàn)直接對超時勞動時間方程進(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?；貧w結(jié)果與預(yù)期基本一致。對于男性農(nóng)民工來說，工資率對其超時勞動和重度超時勞動概率及超時勞動時間和重度超時勞動時間均存在顯著的負(fù)向影響，與樣本的統(tǒng)計結(jié)果相一致，即高技能群體的工作時間較短，工資率較高，而低技能群體的工作時間較長，工資率卻較低，忽略這兩類群體的能力差異，可能錯誤識別出工資率和工作時間以及超時勞動之間的負(fù)向關(guān)系。對于女性來說，不同技能水平農(nóng)民工之間的能力差異導(dǎo)致的負(fù)向估計偏差抵消了低技能女性群體中工資率對超時勞動的正向影響，導(dǎo)致超時勞動選擇方程和重度超時勞動選擇方程的回歸系數(shù)均不顯著，同時能力差異導(dǎo)致的負(fù)向估計偏差也使得工資率對女性農(nóng)民工超時勞動時間的影響被低估。

表7 農(nóng)民工超時勞動選擇和超時勞動時間方程回歸結(jié)果

表8 不分組的農(nóng)民工超時勞動選擇和超時勞動時間方程回歸結(jié)果

六、結(jié)論

本文基于2017年流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)分析工資率對農(nóng)民工超時勞動選擇和超時勞動時間的影響。由于能力偏差和工資率計算除法偏差的存在，直接估計工資率對農(nóng)民工超時勞動的影響，將得到負(fù)向的估計結(jié)果。為了消除能力偏差和工資率計算過程中的除法偏差，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)勞動者平均工資率作為個體工資率的工具變量。本文的研究結(jié)論如下：

第一，對于高技能農(nóng)民工群體，工資率提升使得男性和女性超時勞動概率均明顯增加，但對超時勞動程度影響不顯著。具體來看，工資率提升10%會導(dǎo)致男性和女性農(nóng)民工超時勞動概率分別增加8.41%和13.18%，但是對于超時勞動群體來說，工資率對男性和女性農(nóng)民工重度超時勞動概率和超時勞動時間的影響均不顯著。這一結(jié)果意味著提升農(nóng)民工群體的加班工資只對工作時間相對較少的高技能農(nóng)民工群體存在影響，即使得其工作時間增加，超時勞動概率增加，但是對于已經(jīng)超時勞動的農(nóng)民工群體來說，工資率的增加不會對其超時勞動程度產(chǎn)生顯著的影響。

第二，對于低技能男性農(nóng)民工群體，工資率提升有助于其超時勞動程度的下降。工資率提升對男性超時勞動概率不存在顯著影響，但對于超時勞動的男性農(nóng)民工群體，工資率提升會導(dǎo)致其重度超時勞動概率下降，超時勞動時間減少，但作用程度均較小。具體來看，工資率提升10%會導(dǎo)致低技能男性農(nóng)民工重度超時勞動概率下降1.11%，而使得其超時勞動時間和重度超時勞動時間分別減少0.89%和1.04%。

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

本文的研究結(jié)論表明：首先，加班工資提升對農(nóng)民工群體超時勞動的緩解作用較小。盡管加班工資的提升可能使得超時勞動較嚴(yán)重的低技能男性農(nóng)民工超時勞動程度下降，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勞動概率均明顯增加，且使得低技能女性農(nóng)民工群體超時勞動程度加重。其次，加班工資提升還應(yīng)與加強(qiáng)工作時間限制相結(jié)合，才能有效緩解農(nóng)民工群體超時勞動。由于農(nóng)民工群體自身對超時勞動的選擇更多依賴于市場工資，因而只有將加班工資提升和強(qiáng)化工作時間限制相結(jié)合，才能在保證農(nóng)民工效用水平的條件下，使其超時勞動得到有效緩解。最后，提升就業(yè)和生活保障有利于從根本上緩解超時勞動。強(qiáng)制的工作時間約束可能損害企業(yè)的利益，對農(nóng)民工群體當(dāng)前效用的影響也可能為負(fù)。緩解農(nóng)民工超時勞動現(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)民工群體超時勞動更加嚴(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勞動，甚至用所有可用時間來賺取工資，以預(yù)防工作丟失帶來的損失；另一方面是由于農(nóng)民工群體享受的福利和保障均較少，因而其只有通過超時勞動來增加收入以彌補福利和保障的缺失。

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，加強(qiáng)對工作時間的限制，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)民工群體的超時勞動，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)社會的持續(xù)健康發(fā)展。