鐘晨瑋,袁國敏

(南京財經(jīng)大學 公共管理學院,南京 210023)

一、引言

古典經(jīng)濟學將勞動供給曲線概括為向后彎曲的“倒C型”勞動供給曲線,他們覺得勞動供給曲線是替代效應與收入效應聯(lián)合作用所形成的,即當工資水平較低時,閑暇并不值錢,工資率上升帶來的替代效應比收入效應大,因此勞動者會選擇加大工作時間以提升自己的收入,勞動力供給增加;相反,在工資水平較高的情況下,替代效應比收入效應小,勞動者將選擇縮減工作時間,使得勞動力供給減少。勞動經(jīng)濟學家們把此類勞動供給行為工資率之間的關系的變化情況概括為向后彎曲的勞動供給曲線。

隨著經(jīng)濟理論的不斷發(fā)展,更多情況被經(jīng)濟學家引入到自己的模型以及理論中,越來越多的學者提出向后彎曲的勞動供給曲線不符合現(xiàn)實狀況,對此提出了質(zhì)疑和挑戰(zhàn)。不少針對貧困人口勞動力的研究陸續(xù)得出,對于農(nóng)村人口勞動力或者是貧困人口勞動力,他們的勞動力供給曲線是一條向右下方彎曲的勞動供給曲線而不是古典的經(jīng)濟學中所認為的向右上方傾斜。

許多學者對于低收入群體進行了研究,得出了與以往情況不同的向右下方傾斜的勞動供給曲線。Dunn在關于美國紡織工人的研究中得出,不管是依據(jù)性別、種族抑或是年齡進行區(qū)分,最后得出的勞動供給曲線均為向右下傾斜的性質(zhì),僅僅斜率大小有所區(qū)別,工資減少將會使得工作時間增加[1]。Sharif利用相關數(shù)據(jù)估算印度地區(qū)土地很少包括沒有土地的家庭的市場勞動供給以及自我雇傭的12個勞動供給函數(shù),研究表明,在生存收入水平之下,收入效應發(fā)揮著主要作用,因此收入較低者的工資同勞動供給呈反比[2]。

也有不少學者通過實證研究,突出了自己對勞動力供給曲線的看法,構建了他們眼中的勞動力供給曲線。

郭繼強研究得出由于勞動者存在最低必需支出的限制,認為經(jīng)典勞動供給曲線因此會存在一個拐點,在此拐點后的勞動供給曲線將會向右下方傾斜,因此最低工資制為阻礙勞動力市場供求向下發(fā)散的主要方法[3]。

羅小蘭運用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查的數(shù)據(jù)對中國勞動力市場進行了實證分析,構建了經(jīng)濟學理論知識框架以分析中國農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的勞動供給行為。研究表明在全體樣本和分性別樣本下,中國農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的非農(nóng)勞動時間都與工資呈反方向變化,農(nóng)村非農(nóng)勞動供給曲線呈現(xiàn)向右下傾斜的曲線[4]。

Dessing在研究中提出向后彎曲的倒C型勞動供給曲線不符合現(xiàn)實情況,他劃分了低收入和中高收入群體的勞動供給曲線,再把它們合成到同一個勞動供給曲線中,得出了“S型”供給曲線,這與“倒S型”只是在表述上存在差異[5]?！暗筍型”供給曲線的經(jīng)濟含義是,個體在較低的工資水平上時必須提供全部的勞動時間從而保證其能夠獲得收入維持基本的生活需求,此時個體勞動行為選擇只存在收入效應。然而當收入可以達到維持基本生活的收入水平,個體會將把一部分時間當作閑暇時間,此時的替代效應大于收入效應。而當收入超過基本生活水平之后,經(jīng)典的勞動供給理論占據(jù)主導,閑暇時間的機會成本將會增加,收入效應將會再次超過替代效應。所以隨著工資由低到高的變化,勞動供給曲線將會呈現(xiàn)出“倒S型”的特征。

周清杰研究了低技能勞動的勞動供給,提出了“Z字形”的勞動供給曲線,“Z字型”的勞動供給曲線與Dessing的研究在本質(zhì)上形成統(tǒng)一,驗證了了Dessing的理論在中國勞動力市場上的存在[6]。

羅芳認為基于傳統(tǒng)的新古典經(jīng)濟學勞動供給理論在“倒S型”曲線上的研究分為兩種思想,一種是選擇無視現(xiàn)實提出“倒C型”勞動供給曲線,另一種是承認“倒S型”勞動供給曲線,但解釋“倒S型”曲線是貧困文化決定的非理性行為。從理論和實證的角度闡釋了“倒S型”勞動供給曲線的存在,還在面臨維持生存約束的假設下,以湖北省為例檢驗了貧困農(nóng)戶的勞動供給特點,認為窮人是理性的、與富人同偏好、對勞動力價格敏感,實證結論與理論分析得出的勞動供給曲線一致[7]。

周闖根據(jù)2002年中國家庭收入項目的數(shù)據(jù),估計了城鎮(zhèn)居民的就業(yè)方程和工作時間方程,研究發(fā)現(xiàn):個體就業(yè)概率隨著教育年限的增加而不斷增加;個體就業(yè)傾向和工作時間也會隨著家庭其他收入的增加而逐漸降低或者逐漸減少;就業(yè)個體的工作時間會隨著家庭人口數(shù)的增加而逐漸增加,文章驗證了“倒S型”勞動供給曲線在2002年的中國勞動供給市場中是存在的[8]。

許多國外的研究表明許多發(fā)展中國家具有“倒S型”的勞動供給曲線,這也成為了中國學者們關注的議題。但是國內(nèi)對于此方面的研究結果尚未形成統(tǒng)一結論,那么在中國影響勞動力供給和工資的因素有哪些,我國目前的勞動供給曲線是怎樣的,“倒S型”的勞動供給曲線在中國的城鎮(zhèn)勞動力市場上是否存在?本文通過對于2013年中國家庭收入調(diào)查項目數(shù)據(jù)的整理與分析,運用了全國性的樣本數(shù)據(jù)對中國的勞動力供給情況作出分析和判斷,試圖作出一些解答。

二、數(shù)據(jù)描述

數(shù)據(jù)來源于中國家庭收入調(diào)查項目(CHIP)2013年的數(shù)據(jù),涉及了31個省市自治區(qū),調(diào)查內(nèi)容包括被調(diào)查者及其家庭的基本信息、教育情況、收入、消費及財產(chǎn)情況、社會保障現(xiàn)狀等許多指標。

調(diào)查樣本的絕大多數(shù)為已婚樣本,并且考慮到已婚的個體由于家庭責任感較強導致其勞動供給行為與未婚個體存在比較大的差異,因此本文把同類效應引入模型考察個人的勞動力供給,試圖把家庭中勞動力供給的互相影響的部分放入到模型中。本文主要關注2013年中國城鎮(zhèn)人口的勞動力供給行為,基于此把樣本范圍限制為CHIP數(shù)據(jù)庫2013年數(shù)據(jù)調(diào)查期間的勞動年齡人口,刪除樣本的職業(yè)身份是離休、退休、提前退休、喪失勞動能力、在校學生、待分配和待升學人口的樣本,并把年齡限制控制在女性樣本年齡小于55歲,男性樣本的年齡小于60歲;其次,考慮到數(shù)據(jù)中可能會存在一些非正規(guī)就業(yè)的個體勞動力,他們的勞動供給行為與正規(guī)就業(yè)個體的勞動供給行為存在一定差異,所以在樣本中刪除了非正規(guī)就業(yè)的個體樣本。2013年,我國各地的最低工資平均的時薪為11.86元,本文以此作為劃分低收入和中高收入的標準。

根據(jù)上述標準,對數(shù)據(jù)進行處理后得到處于就業(yè)狀態(tài)的男性數(shù)據(jù)樣本5 090個,處于就業(yè)狀態(tài)的女性數(shù)據(jù)樣本3 897個,就業(yè)總樣本的年齡數(shù)據(jù)狀態(tài)分布基本服從正態(tài)分布。

通常人們會認為個體所屬行業(yè)、單位的類型以及雇主的偏好等外部勞動需求因素會決定個體的工作時間。但是也有不少學者研究指出,根據(jù)反向的效應,個體也可以通過選擇職業(yè)或者選擇雇主以間接地決定其工作時間,即隨著中國經(jīng)濟體制改革和城鎮(zhèn)勞動力市場的市場化發(fā)展,個體不僅能夠在所屬的工作單位內(nèi)選擇適合個人的工作時間,而且還可以在不同類型的單位和雇主之間做出選擇。因此我國的勞動力市場中勞動者的可選擇性還是比較強的,個體對于自身的勞動力供給具有比較好的把控力。

表1列出不同性別下的低收入群體和中高收入群體的個體特征統(tǒng)計性描述結果,可以得出在平均年齡這一項上,低收入群體和中高收入群體沒有顯著差別,而男性被調(diào)查者的平均年齡略大于女性,這也是由于樣本的年齡限制造成的;中高收入群體的教育年限和黨員比例是明顯高于低收入群體的,且中高收入群體自評的健康狀況明顯比低收入群體差,這說明了中高收入群體在人力資本方面占有優(yōu)勢,這也是其收入明顯高于低收入群體的重要原因,理論推斷與經(jīng)濟現(xiàn)實是一致的。但是值得注意的是,中高收入者的健康狀況明顯要比的低收入群體更加好,一方面可能是由于更高薪的工作需要付出更多的心血,因而高薪工作對于身體素質(zhì)有更加高的要求。另一方面可能的原因是中高收入群體也擁有更多的資源因此對于自己的身體狀況更加上心,對與健康的看重導致其對于自身健康狀況的上升。顯然,中高收入群體平均時薪和正式工作的收入都大幅度地高于低收入群體。雖然低收入群體小時工資明顯偏低,但無論是男性還是女性,低收入群體的工作時間是明顯高于中高收入群體。

我們假定一家的戶主作為該戶的主要勞動力,那么一家人之間的勞動供給行為是否存在相互影響呢?對就業(yè)狀態(tài)下的被調(diào)查人群進行分析,得出的結果如表2所示,主要的關系存在于兩代之間,即夫妻和子女關系是家庭勞動力關系中最為重要的部分。

三、模型構建

1.基于Hedonic模型的個體收入方程模型

為了研究我國勞動力供給市場中工資的決定因素及其伴隨著的同群效應,本文首先運用了Hedonic 模型來描繪我國勞動力在勞動力市場中的表現(xiàn)。Hedonic模型認為商品的價格主要是由商品的各個特征屬性所決定的。那么在工資模型上,勞動者的工資主要由例如教育、年齡、性別、能力等因素的勞動者特征和該勞動者所從事工作的特征所決定。在本研究中,我們利用得出的平均小時工資來衡量各個被調(diào)查者在勞動力市場中的工資狀況。 根據(jù)上述的推論,本文建立了如下的勞動力市場 Hedonic工資模型:

ln(wi)=β0+Xiβ+Ziφ+εi.

其中,wi為第i名被調(diào)查者的平均小時工資收入;Xi是反映第i個被調(diào)查者個人特征的一組變量,這些變量包括被調(diào)查者的性別、教育年限、健康指數(shù)、工作經(jīng)歷等等;Zi為一組反映第i個被調(diào)查者所從事工作的工作特征變量,主要包括被調(diào)查者所從事的行業(yè)、工作時間、性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模等變量;β和φ為相應的系數(shù)矩陣;εi為模型的殘差項。當勞動者進入到勞動力供給市場中,勞動者的工資收入正是其本人與所在的勞動力市場表現(xiàn)的綜合的客觀體現(xiàn)。所以根據(jù)建立的Hedonic 工資模型,就可以描繪出被調(diào)查者在勞動力供給市場中的工資狀況。

表1 低收入群體和中高收入群體個體特征的描述性統(tǒng)計

注:低收入及中高收入群體后的括號內(nèi)為各群體樣本量,其余括號內(nèi)為標準差。

表2 各家庭之間戶主與被調(diào)查者的關系

2.個體工作時間的2SLS估計模型

本文希望分析中國2013年的城鎮(zhèn)居民的勞動供給行為, 運用微觀經(jīng)濟計量方法檢驗“倒S型”勞動供給曲線理論在中國城鎮(zhèn)勞動力市場上成立與否。本文將個體的就業(yè)方程設定為:

其中,hi代表個體每天平均工作時間,Xi表示影響個體i工作時間的個體特征變量,wi表示個體i的小時工資,β和γ表示回歸系數(shù),εi表示方程的隨機擾動項。由于經(jīng)典的明瑟方程提出了在估計工資收入時容易遺漏內(nèi)生性的“能力”變量,從而導致這樣方法下的最小二乘估計存在偏差,因此使用工具變量的方法進行調(diào)整。

影響個體就業(yè)和工資的因素有許多。根據(jù)勞動供給生命周期理論, 在個體不同的年齡階段,個體就業(yè)行為會存在較大差異;根據(jù)人力資本理論,教育程度的高低和健康狀況反映了個體的人力資本水平,人力資本水平作為個人特征的重要部分影響到個人的就業(yè);作為戶主的個體在家庭中將會承擔較大的責任,將更多從事市場勞動,因此會提供更多的個人勞動供給;黨員可以體現(xiàn)個體的社會地位,降低一些國有企業(yè)的入職難度,將對個體就業(yè)行為產(chǎn)生一定影響。本方程將部分就業(yè)特征變量引入,其中就業(yè)身份變量包含雇主、雇員、自營勞動者以及家庭幫工。工作類型和工作行業(yè)分別用以形容勞動者所從事工作的單位類型已經(jīng)行業(yè)所屬類型。

根據(jù)勞動供給理論,影響個體就業(yè)的許多因素也是影響個體工作時間的主要因素。人力資本理論下,大眾普遍認為工作經(jīng)驗是影響工作時間的一個重要因素,因此本文也將個體工作年限作為一個解釋變量引入到了工作時間方程中。此外,小時工資在確定工作時間時容易存在內(nèi)生性問題,需要對小時工資找到恰當?shù)墓ぞ咦兞繉?nèi)生性加以控制。因此本文根據(jù)現(xiàn)實情況選取了工作經(jīng)驗平方和工作經(jīng)驗與年齡交叉項這兩個變量作為小時工資的工具變量加入到模型中,運用了2SLS對模型進行了改進。

四、結果分析

依據(jù)中國城鎮(zhèn)勞動力市場2013年的數(shù)據(jù),本文應用了微觀經(jīng)濟的計量方法對個體的工作收入和工作時間方程進行了分析。表3給出了基于Hedonic模型的個體工作收入的估計結果,可以發(fā)現(xiàn)年齡和教育年限系數(shù)為正,說明隨著工作年限和教育年限的增加,個體的工作收入會增加,這與我們的預期是一致的。教育對工資的影響對于女性來說略大于男性,說明對于女性來所增加教育年限是提高工資水平比較有效的方式;健康狀況會拖累工作的選擇,從而導致工資的下降;出乎意料的是,兄弟姐妹數(shù)量的增加會導致小時工資的降低,可能的原因是兄弟姐妹數(shù)量的增多導致其教育質(zhì)量的降低,從而降低了人力資本,導致小時工資的降低;工作時間對于個體收入起到一個負向的作用,可能的原因是前文所提及的替代效應作用較大,這暗示著“倒C型”勞動供給曲線下半部分在我國2013年的城鎮(zhèn)勞動力市場中是存在的。

如表4所示,本文對低收入群體和中高收入群體的工作時間方程分別進行了估計,比較這兩個群體在勞動供給行為在中的差異。本文為了檢驗模型的內(nèi)生性進行了豪斯曼檢驗,得到檢驗的卡方值為88.48,對應的P值為0.000,因此認為模型是具有內(nèi)生性的,需要加入工具變量。過度識別約束檢驗并沒有被拒絕,這說明工具變量與工作時間方程的隨機擾動項并不相關,工具變量的選取是恰當?shù)?。OLS和2SLS兩種結果分別在表4中給出。

從工作時間方程的最小二乘估計結果,小時工資的系數(shù)為負數(shù),這表明了隨著個體的小時工資的降低,工作時間會不斷的增多,即認為閑暇是一種奢侈品,這與“倒S型”與“倒C型”的理論相適應,工作時間的工資彈性為負。但是使用工具變量以后,可以得出小時工資的系數(shù)變成為正,特別是對于低收入群體來說,系數(shù)比中高收入群體高得多,我們可以得出,低收入群體勞動供給曲線的斜率比中高收入群體的陡的多,低收入群體和中高收入群體的勞動供給曲線還是存在較大差異的。

表3 個體工作收入方程模型

注:括號內(nèi)為標準差;③表示 p<0.01, ②表示 p<0.05, ①表示 p<0.1,下同。

OLS模型過大地放大了性別對于工作時間的影響,從上文的統(tǒng)計性描述也表明了,顯然男性的平均工作時間大于女性,在通過工具變量調(diào)整以后的系數(shù)更加接近真實值。

教育年限會影響個體的工作時間,顯然OLS的模型低估了教育對于個體工作時間的影響。從表4可以得出每增加1年的教育年限,低收入群體的年工作時間平均將減少53.5個小時, 說明教育從多個方面對于個體的勞動供給行為具有比較大的影響作用,特別是低收入的貧困階層。

黨員的身份對于工作時間存在一個負向的影響,可能的原因是黨員大多供職于公職機關、事業(yè)單位以及國有企業(yè),這些單位的工作時間比較固定,因此在模型得出的時候帶來的平均效應來看,黨員身份對于個體工作時間的影響呈現(xiàn)負向作用。

戶主身份對于工作時間的影響比較明顯,需要承擔起較大的家庭壓力,也就付出了更多的勞動時間,提供了更多的勞動供給,這一點在中高人群中的作用更加明顯。

表4 個體工作時間模型

五、結論

研究結果表明,個體勞動供給行為在低收入群體和中高收入群體間是顯著不同的。隨著教育年限的增加,低收入群體工作時間逐漸降低,說明教育有助于個體從低收入群體走向高收入群體,從而工資彈性系數(shù)轉(zhuǎn)變,使得勞動供給行為轉(zhuǎn)變。顯然我們得出,人力資源的優(yōu)勢是在勞動力供給中不可忽視的一部分,工作經(jīng)驗、黨員身份、戶主身份、教育程度、健康狀況、兄弟姐妹數(shù)量等等都對勞動供給存在很大的影響。但是無論是男性還是女性,低收入群體的工作時間明顯高于中高收入群體,低收入群體的小時工資與工作時間的關系明顯不同于中高收入群體。

基于上述的研究結果,中高收入階層的工作時間對于工資的敏感系數(shù)相較于低收入階層不敏感,但卻同屬正向系數(shù),說明中高收入群體間的收入效應雖然較小,但仍未能超越替代效應,因此也未能超越勞動供給曲線的拐點,成為正向的系數(shù)。本文的研究認為在2013年中國全國范圍內(nèi),各群體的收入水平還是較低,尚未超越“倒C型”勞動供給曲線的拐點,沒有證據(jù)證明“倒S型”曲線在中國存在。

中國目前的城鎮(zhèn)勞動力市場在較低的工資水平上,一方面,低收入城鎮(zhèn)居民需要通過盡量地增加勞動供給的方式來獲得工資收入以滿足家庭的基本生活需求,因此導致了個體的工資水平越低,則工作時間越長的情況,進而導致低收入群體的社會福利狀況不斷地惡化。另一方面,即使是我國所謂的中高收入群體沒有上升越過收入供給曲線的拐點,但是基于這個事實,首先政府部門應該結合現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展水平制定合理的最低工資標準,堅持初次分配的合理和有效;其次我國應當盡力完善社會保障制度,盡量做到再分配層次的公平;最后,政府和社會都要加大對低收入群體的教育培訓的投入力度,提高低收入群體的人力資本水平,使得整體收入向上提高,使得勞動力群體早日超越“倒C型”勞動供給曲線的拐點。