吳傳琦 張 琪

一、問題提出

當前，我國步入經濟社會高質量發(fā)展階段，市場經濟體制得到長足發(fā)展，市場經濟活力不斷增強，各類行業(yè)部門經濟迅速發(fā)展(1)黨的十四大正式建立社會主義市場經濟體制，十八屆三中全會提出發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，十九大報告提出深化供給側結構性改革。2020年4月9日，中共中央、國務院印發(fā)《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》，這是中央關于要素市場化配置的第一份文件，對于形成生產要素從低質低效領域向優(yōu)質高效領域流動的機制，提高要素質量和配置效率，引導各類要素協(xié)同向先進生產力集聚，加快完善社會主義市場經濟體制具有重大意義.。然而，不同部門、行業(yè)或職業(yè)的市場化程度和發(fā)展階段不盡相同，市場化程度差異導致了各類行業(yè)部門的經濟發(fā)展異質性。經濟高質量發(fā)展時期，經濟轉型發(fā)展不可避免，勞動供給結構性短缺問題和就業(yè)結構性矛盾并存，不同行業(yè)職業(yè)的勞動供給和就業(yè)狀況不同，勞動供給形態(tài)和情形同樣有所差異，保持合理的勞動供給水平對于我國經濟社會高質量發(fā)展至關重要，工資作為勞動力市場中的杠桿，對勞動供給自然起著調節(jié)作用，這種調節(jié)作用也體現(xiàn)到市場化程度不一的各個部門當中。因此，在不同部門市場化程度差異背景之下，工資和勞動供給存在著怎樣的非線性關系？這種非線性關系在不同部門行業(yè)當中是否存在異質性？工資對個人勞動供給有著怎樣的激勵效果？政府和市場分別對勞動供給作何影響？這些問題值得深入探討。

由此，本文以勞動供給為研究重點，以工資為研究切入點，從部門市場化程度差異的獨特視角，實證分析工資對個人勞動供給的非線性影響及其異質性，針對結論就政府與市場在經濟運行中的相互關系、行業(yè)間工資門檻差異、工資工時制度等問題展開延展性思考。

本文余下的結構安排如下，第二部分為文獻研究與評述；第三部分為工資與個人勞動供給的理論機制分析；第四部分介紹文章的數(shù)據(jù)與模型；第五部分為工資對個人勞動供給影響的實證分析，就市場部門和公共部門進行異質性分析，并進行穩(wěn)健性檢驗；第六部分基于實證分析總結歸納結論，就勞動力市場政策、就業(yè)質量、工資激勵水平等議題展開政策討論。

二、文獻研究

學界一般將勞動供給定義為勞動時間或勞動參與，有關勞動供給以及工資對其影響的研究，國外相對起步較早且更加成熟，歷經了由理論探討到實證分析的過程。理論研究方面，上世紀后半葉，有學者對勞動力工資和勞動時間供給的關系進行研究(Knop，1959)；貝克爾(Becker)系統(tǒng)探討了工資和勞動時間供給的關系，認為工資收入水平是影響工作時間的重要因素(Becker，1976)；國內也有學者對工資與勞動時間供給的關系展開了理論研究，他們基于貝克爾的個人消費模型，假設消費者永遠追求個人效用最大且其效用不隨工資率變化而變化，那么工資率與工作時間呈現(xiàn)同方向變動，即工資率上升會導致工作時間的增加，工資率下降會導致工作時間的下降(李顯方，1994；李忠民、張世英，1995)。許多學者進一步利用數(shù)理或計量模型探討工資如何對勞動供給產生影響，也有學者對勞動供給模型進行修訂和再推演，這也一定程度上為后來的實證研究提供了思路(Moffitt，1984；Tummers and Woittiez，1991；Sapsford and Tzannatos，1993；Luo，2014)。

理論研究階段以后，一些國外學者對貝克爾的理論進行了實證討論，發(fā)現(xiàn)工資率的提升可以帶動工作時間的提升，這種效應在不同群體、不同職業(yè)間是共有的，也就是說提升工資可以提高社會整體勞動供給(Altonji and Paxson，1988；Rosen，2000；Pistaferri，2003)；然而，當勞動需求持續(xù)擴張時，工資的微調并不一定帶來勞動供給的微調，也就是說工資的激勵效應有一定的滯后效應，加之家庭分工的約束，只有工資上升到新的保留工資水平時，勞動供給才會增加(丁守海，2011)；而正是由于群體異質性的存在，有學者從政治經濟學角度探討了勞動時間供給，認為單純的將個體勞動供給加總起來可能并不一定呈現(xiàn)出宏觀的勞動供給現(xiàn)象，可能會產生突變性質(陳瑞琳，2017)。因此，從異質性角度探討工資對勞動供給的關系成為了近些年來學界研究的熱點。

國內外大多針對不同群體進行分類研究，對二者關系的實證研究大多停留在線性關系研究階段。工資水平的提高會引起農民工群體的收入效應大于替代效應，因此工資水平和工作時間呈現(xiàn)負相關的變化(郭鳳鳴，2014)；工資水平對于貧困家庭的勞動供給刺激作用較強，而對于富裕家庭刺激有所弱化(沈煜、丁守海，2017)；中等收入群體工資水平對工作時間具有顯著正影響，而高收入群體則沒有顯著相關性(王素娟、雷婷婷，2017)；工資水平的提升有助于我國東北地區(qū)城鎮(zhèn)居民勞動供給的增加(張世偉、郭鳳鳴，2010)；限制勞動力工作的時間會導致福利的降低，特別是在低技能勞動者中體現(xiàn)的尤為明顯(Davoine and Mankart，2017)。此外，最低工資標準和影子工資率亦對勞動供給產生了一定影響，最低工資標準對勞動供給起到了延長效應(蘭嵐等，2015；郭鳳鳴、張世偉，2017)，但造成女性勞動力供給顯著降低(賈朋、張世偉，2012；賈朋、張世偉，2013)，也有學者研究發(fā)現(xiàn)最低工資標準提升有利于已婚女性勞動參與的增加(馬雙等，2017)；影子工資率對貧困地區(qū)農戶的勞動供給有著正影響(都陽，2000)，對于林業(yè)農戶的勞動供給則有著負向影響(弓秀云、秦富，2008)。另有研究表明，在“男主外、女主內”的傳統(tǒng)觀念影響下，性別在勞動時間投入當中越來越多的產生著不平等效應，這也引發(fā)了學界對于工資與勞動時間關系性別差異的研究(Dan et al.,2009；Gielen，2009；張琪、吳傳琦，2019)，例如工資水平的提升對于農村女性勞動力工作時間提升的邊際效應明顯(張世偉等，2011)。

門檻模型是由美國經濟學家漢森(Hansen)提出的(Hansen，2000)，門檻回歸為研究工資水平對勞動供給的非線性影響提供了思路。然而遺憾的是，利用門檻回歸探討工資非線性激勵效應的研究并不多。有限的研究中，傳統(tǒng)消費者選擇理論認為，工資到達一定水平后，消費者會放棄追求工作而去追求閑暇，這會導致工作時間的減少(Mankiw，2015)，而這也從一定程度上揭示了工資對勞動時間供給的影響存在拐點；有學者對澳大利亞女性勞動力的勞動供給曲線進行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)當支付較高薪酬時，女性工作者的工作時間傾向于減少(Miller,1985)；魏珊等發(fā)現(xiàn)農民工勞動供給存在工資門檻，在拐點工資水平下，農民工勞動供給和工資水平呈現(xiàn)顯著反向相關關系(魏珊、宋曉陽，2017)；許秀川等對耕地面積、勞動供給和工資水平進行了定量分析，發(fā)現(xiàn)跨過工資門檻后，耕地面積對農業(yè)勞動力供給彈性增大(許秀川等，2016)。

綜上所述，國內外有關工資對勞動供給影響的研究較為成熟，從多個角度探討了二者關系及其異質性，基本結論為工資率的提升會促進勞動供給的增加，然而通過非線性估計方法研究二者關系的研究相對缺乏。本文探討工資對勞動供給的影響，重點關注勞動時間這一維度，勞動時間很大程度上體現(xiàn)了工作強度和工作深度，因此更具代表性。

與以往的研究相比，本文可能的邊際貢獻在于：從我國現(xiàn)實國情出發(fā)，基于我國部門市場化程度差異這一特征，將生產部門劃分為市場部門和公共部門，借助微觀數(shù)據(jù)庫，將門檻模型引入到微觀勞動經濟領域中，實證分析工資對勞動供給的門檻效應及異質性影響，并基于研究結論對不同行業(yè)工資激勵效應差異、工資工時制度、市場和政府關系等展開延展性討論。

三、概念界定與理論機制

(一)重要概念界定

從我國不同部門市場化程度差異角度出發(fā)，關于部門異質性的探討是本文研究的切入點，因此，本部分界定市場化程度及相關重要概念。市場化一般指建立國家調節(jié)的市場經濟體制，并由此形成統(tǒng)一的市場運行機制和市場體系。借鑒《勞動經濟手冊》(Handbook of Labor Economics)中對于部門分割理論的討論，又基于我國的現(xiàn)實情況，市場化程度在工作性質和單位類型得以較好的體現(xiàn)，因此本文對于市場部門和公共部門的界定是通過工作性質來確定的。

具體的，文章基于社會工作性質和數(shù)據(jù)可得性，從市場化程度角度，將黨政機關、人民團體及其他機構、事業(yè)單位、國營企業(yè)、集體企業(yè)、自治組織界定為公共部門(public sector)，相對應的，民營企業(yè)、私營企業(yè)、外企、合資企業(yè)、民辦非企業(yè)、個體工商戶、自由工作者的市場化率更高，因此將其界定為市場部門(marketing sector)(2)參照Handbook of Labor Economics中RONALD G. EHRENBERG & JOSHUA L. SCHWARZ所著Public-Sector Labor Markets部分，并結合我國實際和數(shù)據(jù)可得性進行部門劃分的概念界定。。這里需要說明的是，在我國，事業(yè)單位、國營企業(yè)、集體企業(yè)某種程度上具有部分市場化特征，然而，對比民企、私企、外企等部門，其市場化特征較弱，且其管理體制、運營模式等相對統(tǒng)一，同時為了突出異質性對比分析結果，因此，在本文中將這部分樣本歸為公共部門。

(二)基于市場化程度差異的“工資-個人勞動供給”理論機制分析

工資是平衡勞動力供求的杠桿，對勞動供給產生著直接影響，二者皆為勞動力市場中的重要元素。勞動供給理論將其分為市場勞動供給以及個人勞動供給，而市場勞動供給是由個人勞動供給總和形成的，并認為工資率是影響勞動供給的主要決定因素(張世偉等，2011)。勞動力個人供給曲線的總和形成了市場勞動總供給曲線，同樣地，微觀層面的個人勞動供給時間加總之后便形成了市場中總體的勞動供給。根據(jù)Becker(1976)、李顯方(1994)、李忠民、張世英(1995)等的研究，工資率和勞動供給呈現(xiàn)相同方向變動，而經典消費者選擇理論則強調勞動力工作與閑暇的關系，當工資水平足夠高時，勞動力則會選擇閑暇而非勞動供給。

在我國市場化背景下，不同行業(yè)部門市場化程度有所差異，這導致不同行業(yè)部門的勞動供給狀態(tài)不同，由此形成的工資激勵效應也不盡相同。因此本文關注微觀層面的個人勞動供給，探尋其工資非線性影響及其激勵效應(3)本文關注的部門市場化程度差異下的勞動供給同樣滿足經濟學個人層面的經典假設，即理性經濟人假設以及個人效用最大化假設。。由市場化所帶來的市場部門與公共部門的勞動供給自然有所區(qū)別，二者的勞動力個人供給曲線顯示出其中的差別，圖1展示了在我國市場化背景下，市場部門和非市場部門的個人勞動供給曲線及其差異。從圖1中不難看出，在經濟學經典假設和我國市場化背景下，由于市場部門的市場化率、資本流量與存量等相對較高，因此相應的市場競爭使得商品價格相對更高，勞動力價格即工資率也更高，因此市場部門的總體勞動供給曲線在圖形中應在公共部門之上，并且斜率(即工資激勵效應)也相對更高。公共部門對于本文關注的個人勞動供給曲線而言，在工資率較低時，勞動供給隨著工資率的提升而增加，體現(xiàn)為市場部門的斜率要高于公共部門，但當工資率分別到達w3和w4時，這時工資率已經足夠高，勞動者的收入效應大于替代效應，因此勞動力會更多的選擇閑暇，則會導致個人供給曲線向后彎曲，如圖1所示，此時市場部門的拐點E要在公共部門的拐點F之上。

本文重點關注工資對個人勞動供給的影響效應，在圖1中，可以將個人勞動供給曲線細分為幾個階段：第一階段是市場部門的OH段與公共部門的OG段，此時工資激勵效應較低，因此曲線斜率也較低，但是市場部門斜率要高于公共部門，即kOH>kOG；第二階段是市場部門的HE段與公共部門的GF段，隨著工資水平的提升，其對于勞動供給可能會產生“突變”效應，此時，兩部門第二階段斜率要高于各自的第一階段斜率，市場部門斜率仍然高于公共部門，即kHE>kGF；第三階段是市場部門的EN段與公共部門的FM段，在這一階段，隨著工資水平的提升，兩部門勞動力會選擇追求閑暇而非工作，因此勞動供給會逐漸下降，此時市場部門的勞動供給會下降更快，即kEN>kFM。勞動供給的工資激勵效應即影響系數(shù)，在供給曲線的第一階段和第二階段，工資率和勞動供給均呈現(xiàn)正向相關關系，因此滿足f′(L3OE)>0、f′(L4OF) >0且f″(L3OE)>0、f″(L4OF) >0；在供給曲線的第三階段，工資率的提升導致勞動供給的下降，因此滿足f′(L3EN)<0、f′(L4FM) <0且f″(L3EN)<0、f″(L4FM) <0。

圖1 市場部門與公共部門的個人勞動供給理論模型

由此，根據(jù)已有研究(Altonji and Paxson，1988；Rosen，2000)和上述分析，本文提出以下研究假設：

H1：市場化程度差異背景下，我國市場部門與公共部門的個人勞動供給有所差異；

H2：工資對市場部門與公共部門的個人勞動供給均有非線性影響；

H3：市場部門與公共部門的個人勞動供給均存在工資“激勵”拐點和工資“懲罰”拐點，且市場部門的工資拐點較高；

H4：不同性別、不同行業(yè)等的勞動力工資對勞動供給產生異質性影響。

市場化背景下，不同生產部門或行業(yè)的市場化率不同，事業(yè)單位、國企的勞動供給相對穩(wěn)定，而民營企業(yè)、外企等的勞動供給相對彈性化，工資分別對這兩大部門產生什么樣的非線性影響，這兩大部門的勞動供給工資激勵拐點有何區(qū)別，以經典的勞動供給曲線為參照，兩部門的勞動供給曲線是否“向后彎曲”了，這些問題有待進一步挖掘。本文將個人勞動供給定義為勞動力工作時間，以市場化程度差異所帶來的不同生產部門為研究界限，從微觀層面探討工資對個人勞動供給的異質性影響。

四、數(shù)據(jù)與模型

(一)模型建構

貝克爾等人研究發(fā)現(xiàn)工資收入水平是影響勞動供給的重要因素之一(Becker，1976)，本文從微觀角度將被解釋變量個人勞動供給定義為勞動力工作時間，建立以下基礎模型：

T=c0+α·W1+φm·Xm+μ

(1)

其中，公式(1)為工作時間模型，T代表工作時間，W代表工資，X代表式中的其他控制變量，α代表式中工資系數(shù)，φm代表式中其他控制變量系數(shù)矩陣，μ代表式中誤差項，c0代表式中常數(shù)項。

公式中被解釋變量為工作時間，為連續(xù)變量，因此首先采用加權最小二乘法(WLS)進行回歸，探討工資對個人勞動供給的線性影響。為了進一步探討工資和個人勞動供給的非線性關系，本文針對(1)式進一步采用Hansen門檻估計模型(Threshold Estimation)進行分析。這是由漢森(Bruce E. Hansen)在2000年提出的針對于截面數(shù)據(jù)的門限回歸模型，這是一種非線性模型，以探究變量之間的非線性關系，確定不同的臨界點，進而利用門檻變量的觀測值估計出合適的門限值，后被廣泛應用于金融、宏觀經濟、微觀經濟等領域(4)Hansen, B.E.， 1999，“Threshold Effects in Non-dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference”，Journal of Econometrics，93: 345-368.。這種方法相對于線性參數(shù)估計方法的優(yōu)點在于可以更加精確的探究被解釋變量與解釋變量之間的相互關系，考慮到本文微觀數(shù)據(jù)的變量之間存在非線性關系，采用門檻模型可以更好擬合變量之間的關系。

因此，根據(jù)Hansen門檻回歸模型，對勞動供給基礎模型(1)進行一定改進，建立如下門檻回歸計量模型：

T=k+ρ1·W(W≤γ1)+ρ2·W(γ1

+ρm·W(W>γm-1)+φn·Xn+τ(m≥3)

(2)

其中，γ1，γ2，…γm-1為待估計的工資門檻值，ρt(t=1，2，…m)為門檻變量系數(shù)，φn(n=1，2，3...)為控制變量系數(shù)，k為截距項，τ為殘差項。本文基于我國部門市場化程度差異，將樣本所從事的工作分劃為市場部門與公共部門，分別對兩部門進行實證分析，并做一定的穩(wěn)健性檢驗，探討其異質性(5)公式(2)中，本文m和n的值取決于門檻回歸中門檻變量的門檻值多少和控制變量數(shù)量，在文章實證分析部分和變量選取部分予以賦值。。

模型的建構和數(shù)據(jù)的處理采用的計算機軟件為Stata 15.0。

(二)數(shù)據(jù)來源

基于理論分析和研究假設，本文運用中山大學2012年、2014年、2016年三期中國勞動力動態(tài)調查數(shù)據(jù)(CLDS)進行實證分析。該數(shù)據(jù)庫每兩年調查一次，專門針對勞動力各項指標進行調查，數(shù)據(jù)庫為樣本跟蹤調查，能夠比較全面且有代表性的對勞動力各項指標進行觀測和收集，本文將三期數(shù)據(jù)合并成為混合平衡橫截面數(shù)據(jù)進行分析。

為了突出勞動力市場中的異質性，本文選取16歲-65歲的勞動力作為研究目標，16歲之前的樣本還未進入勞動力市場，而65歲之后的樣本基本已經退出勞動力市場，因此不予考慮(6)我國法定退休年齡為男性60歲，女性55歲(部分企業(yè)單位為50歲)，這與人口學中勞動年齡人口的界定基本相符，然而，考慮到延遲退休政策的實行以及老齡化社會的到來，許多超出退休年齡的勞動力依然“退而不休”并活躍在勞動力市場當中，加之這部分勞動力在總樣本中均有勞動供給以及工資性收入，因此本文將研究對象年齡界定為16-65歲。。對于工作時間方程選取的是有工作且擁有工資性收入的勞動力樣本，進行數(shù)據(jù)去尾、剔除缺漏值、剔除不合邏輯樣本等處理后，擁有樣本量9050個，其中，市場部門勞動力樣本5444個，公共部門勞動力樣本3606個，涵蓋我國29個省、市、自治區(qū)，是具有代表性的微觀調查數(shù)據(jù)。

(三)變量選取與數(shù)據(jù)說明

被解釋變量。本文選取個人勞動供給(勞動力工作時間)為被解釋變量，探討工資對于勞動供給的門檻效應。利用上一份工作的一周工作時長為工作時間的代替變量，變量為連續(xù)變量。

核心解釋變量(門檻變量)。本文核心解釋變量為工資，利用調查年工資性收入作為工資的代替變量，變量為連續(xù)變量并取自然對數(shù)處理。關于變量的選擇，周工作時間、年工資收入、月工資收入均為是國際上通用的指標，考慮到津貼、獎金、年終獎等是以年為單位發(fā)放的，加之數(shù)據(jù)可得性，因此使用年工資性收入作為代替指標更為合理，再者，本文主要探討的是工資非線性效應，因此計量單位的選擇對實證結果沒有實質性影響。

控制變量。通過理論研究和文獻分析，本文選取基本信息、人力資本以及工作信息三類控制變量，基本信息主要包含性別、年齡、家人數(shù)等個人信息，人力資本主要包含受教育程度、健康水平，工作信息主要包含工作單位屬性、工作滿意度、工作環(huán)境?？刂谱兞恐?，除年齡(調查當期年齡)和家人數(shù)為連續(xù)變量外，其余均為賦值離散變量。

變量指標賦值情況見表1，變量客觀性事實描述見表2。

表1 變量分類及賦值情況

五、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

圖2展示了本文所選樣本主要變量工資和勞動時間供給的散點圖及擬合曲線。從圖中可以看出，市場部門和公共部門勞動力群體的工資和勞動時間供給曲線均呈現(xiàn)先增后減的“倒U型”趨勢，二次擬合之后，二者體現(xiàn)為非線性關系，這也為門檻非線性回歸提供了數(shù)據(jù)支持，工資的上升首先使得勞動供給的增加，而后導致其下降，這與本文的假設相符(7)這里需要說明的是，經典勞動供給曲線是以勞動供給為橫軸、以工資為縱軸的坐標系，本研究重點探討工資對勞動供給的影響，在本研究的計量表達式中，工資為主要解釋變量，勞動供給為被解釋變量，一般而言，放到坐標系中，解釋變量(工資)為橫軸、被解釋變量(勞動供給)為縱軸。本研究在探討工資與勞動供給的數(shù)量關系和實證分析時進行靈活化處理，將橫縱軸進行相互轉換，因此，體現(xiàn)到圖形中，圖1為經典個人勞動供給曲線，圖2為轉換坐標系的二者關系散點圖，這也同樣可以解釋為什么圖2是“向下彎曲”而不是“向后彎曲”。。

圖2 工資和個人勞動供給散點圖及擬合曲線

不同的是，市場部門勞動力樣本更加分散，而公共部門勞動力樣本更加集中，相對而言，市場部門的勞動時間供給和擬合曲線的上升斜率略大于公共部門，這也一定程度上體現(xiàn)出在市場化程度差異的環(huán)境下，市場部門的市場化率更高、工資和勞動供給的靈活性更強，具體的工資激勵效應在后文的回歸分析中將展開討論。

(二)OLS回歸分析

通過前文的表述以及貝克爾的工作時間理論，工資是影響個人勞動供給的重要影響因素，本文在門檻回歸之前，首先進行OLS線性回歸分析，考察樣本中工資對個人勞動供給的影響。為避免數(shù)據(jù)的異方差問題，本文同時采用加權最小二乘法進行回歸分析，同時控制地區(qū)層面的固定效應(門檻回歸部分同樣控制)?？紤]到工資和個人勞動時間供給之間存在著相互影響和互為因果的關系，推測二者可能存在內生性，目前減弱模型內生性問題的有效辦法之一是尋找工具變量(陳云松，2012；連玉君，2015)，因此，本文進一步尋找工資的工具變量進行二階段回歸。

合格的工具變量應滿足外生性和相關性兩個原則，即工具變量應與內生解釋變量相關，同時對于被解釋變量來講應是外生的。目前，采用行業(yè)或地區(qū)相關指標的均值、政府政策、外生情形、消費投資行為等作為工具變量的情況居多(封進，2014；李任玉等，2015；李樹等，2015)?；诖?，本文選取以市級為單位的樣本平均工資作為核心解釋變量工資的工具變量，理論上滿足工具變量的選取要求。經過估計，模型測算的Wald F統(tǒng)計量的值均大于10%水平下的臨界值，因此不存在弱工具變量的問題。從Hansen J統(tǒng)計量的檢驗結果p值來看，各個樣本分組工具變量均不存在過度識別問題，進一步從實證分析角度說明了工具變量的選擇具有一定合理性。對基礎模型進行的OLS和2SLS回歸分析結果如表3所示。

表3的回歸結果顯示，不論是全樣本還是分部門樣本，一階段回歸和二階段回歸結果相仿，只是二階段回歸的工資系數(shù)略小于一階段回歸，這說明工資激勵效應一定程度上被高估。

總體來看，在控制其他變量不變的情況下，核心解釋變量工資與個人勞動供給存在著正向相關關系，工資水平的提升會激勵勞動力工作時間的增加，這也一定程度上印證了本文工資激勵的猜想。核心解釋變量平方項系數(shù)為負，代表工資與勞動時間“庫茲涅茨曲線”存在的可能性。分樣本回歸結果顯示，公共部門勞動力工資激勵效應要略低于市場部門，這或許與兩部門工資和勞動供給本身的差異有關，本文界定的市場部門以外企、私企、個體工商戶為主，這些部門或行業(yè)的市場化率較高，其部門效益更容易收到金融市場和經濟走勢的影響，雖然工資水平可能與公共部門相差不大，甚至低于公共部門，但是正是由于市場部門自身的原因，這部分勞動力群體的勞動時間供給彈性更高，加班現(xiàn)象更加常見，受到法定工作時間的約束相對較小，這可能是兩部門產生差異的直接原因。

表3 全樣本OLS與分樣本2SLS回歸結果

其他變量對個人勞動供給同樣產生一定影響并存在部門異質性。男性勞動力、城鎮(zhèn)職工工作時間相對較高，而隨著年齡和人力資本的提升，勞動力的勞動時間供給趨向于下降，值得一提的是，政治面貌明顯影響公共部門的個人勞動時間供給，但對公共部門的影響不顯著，簽署書面合同則會更加激勵市場部門勞動力的勞動供給。

(三)門檻值估計分析

通過線性回歸分析得到，工資水平的提升對個人勞動供給有著正向激勵作用。然而線性回歸只能擬合解釋變量工資與被解釋變量個人勞動時間供給平均值之間的關系，為進一步深入研究，本文采用Hansen門檻回歸模型進行分析，尋找核心解釋變量工資水平的“突變點”，探討工資對個人勞動供給的非線性關系。在門檻值搜尋過程中，發(fā)現(xiàn)各個樣本能夠搜尋到三個工資門檻值并在統(tǒng)計意義上顯著，各個樣本門檻值搜尋結果以及相關指標統(tǒng)計見表4。

表4 各樣本門檻值統(tǒng)計

通過表4的門檻值統(tǒng)計結果可以發(fā)現(xiàn)，全樣本、公共部門勞動力樣本和市場部門勞動力樣本均有三個工資門檻，也就是說，工資對勞動供給的影響存在三個顯著的“突變點”。各樣本的三個“突變點”及其規(guī)律不盡相同，縱向對比不難發(fā)現(xiàn)，各樣本門檻值的共同點在于，單一工資門檻最高，三重工資門檻最低，雙重工資門檻介于兩者之間；橫向對比可以發(fā)現(xiàn)，各樣本門檻值的異質性在于，市場部門的工資門檻要普遍高于公共部門，這可能與公共部門工資水平普遍低于市場部門有關。第四門檻值均在三門檻值之上，但由于不再顯著，因此也不予以討論。兩部門最高的單一工資門檻分別換算成為年收入大約為70263元和24101元，最低的雙重工資門檻分別為34544元和15678元，我們可以發(fā)現(xiàn)，公共部門的工資門檻值普遍較低，相當于當年最低工資水平值，這說明最低工資水平在公共部門起到了一定的激勵作用，而市場部門的工資門檻值普遍較高，最高的單一工資門檻值要高于社會平均工資，這一方面意味著市場部門的工資水平較高，另一方面可以看出，市場部門中的各類行業(yè)或職業(yè)在市場化過程中，更加融入到了社會主義市場經濟體制中。那么，在三個工資門檻前后，工資激勵到底發(fā)生了何種變化，這種變化在部門之間存在怎樣的異質性，本文將進行下一步門檻回歸分析。

(四)門檻回歸分析

前文介紹了各個部門的門檻值搜尋結果，要探討工資水平在提升的過程中如何對勞動力個人勞動供給產生“突變”性影響，便需要在三個工資門檻值前后進行回歸分析。門檻回歸繼續(xù)基于本文選取的IV進行回歸，全樣本回歸結果和分樣本回歸結果分別見表5和表6(8)本文在使用門檻模型時，在技術層面將其分為兩步：先探測門檻值，再進行門檻值前后的回歸分析。由此保證了在非線性門檻回歸分析中使用IV法的可靠性。。

表5 全樣本門檻回歸結果

表5和表6的門檻回歸分析結果與OLS線性回歸結果不盡相同，因此進一步采用非線性回歸進行分析是有必要的。具體的：

第一，全樣本回歸中，門檻變量工資在三門檻前后均體現(xiàn)為對勞動供給的正向激勵作用。從全樣本回歸結果不難發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量不變的條件下，雖然核心解釋變量工資對個人勞動供給的影響在不同門檻的作用下產生了一些差異，但是工資水平的提升使得工作時間增加這一假設得到非線性回歸的驗證。三門檻的存在使得工資提升1%，工作時間相應提升了59.4%、451.9%、79.5%，可以看出第二工資門檻產生的激勵“突變”作用最大，并且隨著工資門檻的提升，工資激勵效應也會相應提升，這意味著工資水平不斷提升，勞動力趨向于增加工作時間的投入，這與經典勞動力個人供給曲線的前半部分相吻合。從數(shù)據(jù)結果看，我國個人勞動力供給曲線之所以還未向后彎曲，這與我國經濟發(fā)展水平和社會發(fā)展階段是直接相關的，從目前的社會經濟發(fā)展階段來看，我國處于發(fā)展中國家，經濟發(fā)展從高速轉變?yōu)楦哔|量發(fā)展，這離不開包含勞動在內的各種生產要素的共同協(xié)作努力，雖然我國已經成為世界第二大經濟體，但是我國的人均GDP僅為59660元，排名全球第70位(9)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網站http://www.stats.gov.cn/、世界銀行數(shù)據(jù)庫https://data.worldbank.org.cn/。。就業(yè)是最大的民生，而工資作為就業(yè)平衡杠桿，在提升居民綜合生活水平和獲得感中提到了重要作用，因此，工資體現(xiàn)為正激勵作用與我國的國民經濟發(fā)展現(xiàn)狀直接相關。

表6 市場部門與公共部門分樣本門檻回歸結果

第二，分樣本回歸中，市場部門工資激勵效應明顯高于公共部門。從數(shù)據(jù)結果看，在控制其他變量不變的情況下，工資對個人勞動供給依然體現(xiàn)為正向激勵效應，并且隨著工資門檻提升，工資激勵效應呈現(xiàn)上升的態(tài)勢。然而，橫向對比可以發(fā)現(xiàn)，在我國獨有的市場化程度差異背景下，兩部門的工資激勵效應差異顯著，市場部門的工資激勵效應普遍高于公共部門，市場化的機制使得市場部門工資彈性更高，但兩部門依然沒有工資激勵“懲罰效應”，這說明我國勞動力個人供給曲線“向后彎曲”的階段沒有在市場部門和公共部門中得以體現(xiàn)。值得一提的是，在分樣本回歸過程中，市場部門勞動力群體在第四工資門檻作用下，體現(xiàn)為工資負激勵效應，但工資門檻和系數(shù)均不顯著，這可能是由樣本量小、樣本分布等原因造成的，這也一定程度上體現(xiàn)了我國收入分配不均衡問題，高收入人群的收入效應已經遠遠大于替代效應，或許這部分人早已實現(xiàn)了勞動力個人供給曲線向后彎曲，但是總體來看，我國勞動力的勞動供給體現(xiàn)為工資激勵的正效應。由此，應努力縮小地區(qū)、行業(yè)收入分配不均衡，擴大中等收入群體規(guī)模，打造“橄欖型”收入分配格局，適當提升工資水平并保持合理的勞動供給，提升居民幸福感和獲得感，努力跨越中等收入陷阱。分樣本門檻回歸的結果和全樣本門檻回歸結果相仿，這在一定程度上加強了實證分析的穩(wěn)健性。

第三，在不同門檻的作用下，其他控制變量對勞動供給的影響略有差異。隨著工資門檻值的提升，年齡上升導致勞動供給逐漸下降并且這種效應越來越明顯，婚姻和家庭等因素也逐漸變得重要起來，城鄉(xiāng)差異依然存在，人力資本越高的群體個人勞動時間供給則越少。總之，工資的不斷提升使得收入效應逐漸大于替代效應，這使得人們有時間來追求閑暇而不是一味地工作。

(五)穩(wěn)健性檢驗與進一步分析

本文在門檻回歸的基礎之上，進一步分樣本進行了穩(wěn)健性檢驗，實證分析結果與表5全樣本和表6分部門樣本的結果基本一致(10)出于文章簡潔性和版面考慮，本文的穩(wěn)健性檢驗采用文字敘述形式，未將實證結果利用表格展示出，感興趣者可向作者索取。。具體地，在控制其他變量不變的情況下，農民工勞動供給的工資門檻相對低于城鎮(zhèn)職工，男性工資門檻高于女性，第三產業(yè)就業(yè)勞動力的工資門檻相對也要高于第一、第二產業(yè)的勞動力，相應地，勞動供給工資門檻較高的群體，這部分勞動力的工資激勵水平也相對較高，但是，無論如何分樣本回歸，工資對勞動供給的“懲罰效應”均不存在或不顯著，這說明不同勞動力群體的工資門檻及其激勵效應存在異質性，并且目前來看，我國勞動力個人供給曲線還未整體向后彎曲。

由于人力資本差異性、就業(yè)性別歧視、職業(yè)隔離等原因，農民工、女性等群體在勞動力市場的競爭中不占優(yōu)勢，因此導致其工資水平較低，這自然造成了其工資門檻和工資激勵水平較低，也就是說，在相同情況下，即便就業(yè)單位給予這部分群體較低的工資，這部分群體也會參與工作，相應地，若從這部分勞動力自身考慮，他們自身的競爭力較弱，因此自身期望工資較低，這樣就會大大降低他們的工作選擇自由度，較低的實際支付工資和自身期望工資便造成了這部分群體的“雙向就業(yè)選擇難題”，這部分群體的生活保障以及這種“雙向就業(yè)選擇難題”亟待改善。因此，農民工勞動力群體、女性勞動力群體等就業(yè)弱勢群體勞動供給的工資激勵值得持續(xù)關注。

通過本文的回歸分析以及穩(wěn)健性檢驗，可以看出不同工資水平下，工資對勞動供給的“激勵效應”不盡相同，在市場化作用下，進一步細分市場部門勞動力與公共部門勞動力之后，其工資激勵效應有著較為明顯的差異，市場部門的工資門檻明顯高于公共部門，而工資對勞動供給的激勵效應也相對較高，這也一定程度上驗證了本文的理論假設。圖3展示了根據(jù)本文數(shù)據(jù)結果擬合的工資與勞動供給的曲線，從回歸分析結果中，我們只能得出OA和OB兩條勞動供給曲線，分別代表公共部門和市場部門勞動力的個人供給曲線，至于圖中的虛線AC、BD段甚至是CE、DF段，也就是勞動力供給曲線是否繼續(xù)上升或向后彎曲、抑或是如何彎曲，目前的數(shù)據(jù)分析還未得到相應的結論。值得一提的是，在門檻探尋過程中，不論是全樣本還是分樣本，第四工資門檻以及之后的門檻效應便不再顯著，分樣本回歸中，市場部門勞動力群體在第四工資門檻作用下，體現(xiàn)為工資“負激勵”效應，但工資門檻和系數(shù)均不顯著，也就是說，“向后彎曲”的工資門檻值在門檻模型中沒有明顯體現(xiàn)出來，這可能是由于樣本量不足、樣本工資水平高低差異等原因造成的，但通過實證分析可能得出的一個結論便是，“向后彎曲”的個人勞動力供給曲線在發(fā)展中國家已經開始出現(xiàn)，只是這個“拐點”在極個別行業(yè)或極少數(shù)人群中得以展現(xiàn)，收入分配差距過大、經濟發(fā)展區(qū)域不平衡等可能作為這一現(xiàn)象的一種解釋，但是相對落后的經濟發(fā)展水平和當前的社會發(fā)展階段是造成這類現(xiàn)象的根本原因。發(fā)達國家的經驗告訴我們，隨著生產力的發(fā)展和社會經濟水平的不斷提升，實際勞動時間和法定勞動時間均會降低，OECD官方數(shù)據(jù)庫2016年數(shù)據(jù)也顯示出發(fā)達國家的工作時間明顯低于發(fā)展中國家(11)相關數(shù)據(jù)和統(tǒng)計結果來自OECD官方網站2016年數(shù)據(jù)庫。，也就是說越來越多的勞動力回去追求閑暇而舍棄一部分工作時間，這與本文的研究結論并不矛盾。然而，中國作為世界第二大經濟體，也是世界上最大的發(fā)展中國家，目前處在經濟發(fā)展轉型期，在人口紅利逐漸消失、勞動力結構性短缺的今天，要想保持高質量的經濟發(fā)展水平，充足的勞動供給是必要的，因此，從目前我國的國情來看，工資水平的提升還是會對勞動供給起著促進作用。

圖3 市場部門與公共部門個人勞動供給擬合曲線

(六)模型檢驗

本文采用最小二乘法、加權最小二乘法、門檻模型等進行回歸分析，且?guī)追N計量模型的回歸結果相差不大，由于使用了WLS加權最小二乘法，因此有效避免了樣本中可能存在的異方差問題。針對變量之間的多重共線性問題，本文采用了VIF方差膨脹因子衡量法，各個樣本組的各個變量值以及VIF平均值均遠小于10，因此變量之間不會相互干擾，回歸結果具有一定解釋作用(12)出于版面考量和簡潔性，本文未將模型檢驗結果展示出來，感興趣者可單獨向作者索取。。工具變量的使用加強了回歸結果的穩(wěn)健性。

六、結論與討論

本文基于三期勞動力動態(tài)調查數(shù)據(jù)，結合漢森門檻回歸模型，依托我國部門市場化程度差異性，分別探討了工資對勞動力個人供給的非線性門檻效應及其部門異質性，主要得出以下研究結論：

第一，我國市場部門與公共部門勞動力的個人勞動供給有所差異。通過統(tǒng)計數(shù)據(jù)對比分析發(fā)現(xiàn)，市場部門勞動力的周工作時間比公共部門勞動力多出11.9%，兩部門工作時間均超出了我國法定工作時間，過度勞動問題值得關注；第二，工資與個人勞動供給呈現(xiàn)非線性關系并且存在部門異質性。通過門檻回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，工資對個人勞動時間供給的影響存在三個“突變點”，工資門檻均使得工資“激勵效應”加強并呈現(xiàn)逐步增加的趨勢，公共部門和市場部門的工資“激勵效應”分別增加了163.0%和98.9%，其中，市場部門第四工資門檻對工作時間產生“懲罰效應”，但已不顯著，這一定程度上驗證了勞動力個人供給曲線的前半部分，這種規(guī)律對于全樣本和分部門樣本都適用。第三，勞動供給的工資門檻存在性別、城鄉(xiāng)和行業(yè)異質性。進一步分析發(fā)現(xiàn)，男性、城鎮(zhèn)勞動力和第三產業(yè)等較高收入群體的工資門檻同樣較高，也就是說，企業(yè)給予更低的工資時，女性、農村勞動力等便會參與工作，這部分群體的就業(yè)質量有待提升；第四，其他控制變量對個人勞動供給產生影響。隨著年齡增長、人力資本積累，個人勞動時間供給趨于降低，簽署書面勞工合同使得市場部門勞動力個人時間供給顯著增加，而政治面貌顯著影響公共部門勞動供給?？傮w來看，無論是市場部門還是公共部門，我國勞動力個人供給曲線均未“向后彎曲”，經濟高質量發(fā)展、提升居民幸福感是當前我國需持續(xù)關注的?；趯嵶C分析結論，本文有幾點延展性思考：

首先，關于市場化差異背景下不同部門工資激勵效應的討論。本文理論機制和實證分析結論得出，市場化差異背景下不同部門的工資激勵效應不同，不論是市場部門還是公共部門，工資水平的提升會激勵勞動者增加勞動供給，而市場部門的工資彈性水平更高。這意味著，當前我國發(fā)展階段和居民收入水平決定了我國的工資激勵正效應，勞動力個人供給曲線還未向后彎曲，多數(shù)勞動者會增加工作投入而非追求閑暇，這種效應對于市場部門勞動力而言更加奏效。勞動供給對應勞動需求，勞動供給是經濟發(fā)展的重要動力。因此，宏觀層面，國家應持續(xù)深化市場部門市場化改革，推進公共部門產業(yè)結構升級，統(tǒng)籌部門發(fā)展與勞動供給的關系，促進金融發(fā)展服務于各部門實體經濟，創(chuàng)造更多就業(yè)崗位，適當增加勞動供給。營造良好平等的市場就業(yè)環(huán)境，增加體面就業(yè)崗位，破除勞動力自由流動的阻礙，提升工資收入水平，縮小工資收入差距，增加居民幸福感，努力提升就業(yè)質量。在就業(yè)結構性矛盾下，深化人才培養(yǎng)模式，通過教育改革增加人力資本存量(辜勝阻等，2013)；微觀層面，不同部門屬性的企業(yè)在人力資源配置過程中，應遵循人盡其用的原則，設置合理的就業(yè)崗位比例，將企業(yè)金融發(fā)展應用于薪酬制定和就業(yè)崗位評估過程中，工資門檻的激勵作用也為企業(yè)薪酬制定提供一定參考，而勞動力個人應努力提升人力資本，掌握先進技能，適應產業(yè)結構升級，把握時代就業(yè)節(jié)奏，實現(xiàn)合理的勞動供給。

其次，關于個人勞動供給和勞動力市場政策的討論。通過本文的實證分析可以得出，我國勞動力市場中過度勞動問題普遍存在，尤其是市場部門勞動力，其工作時間超出法定工作時間24.35%，過度勞動對勞動力身心健康不利并且會造成一定經濟損失(楊河清，2014；吳偉炯，2016)。發(fā)達國家的經驗告訴我們，法定勞動時間和實際工作時間隨著經濟發(fā)展和居民福利增加逐步趨于縮減(賴德勝等，2015)，而我國是一個人口大國，在經濟發(fā)展過程中，充足的勞動供給是必要的，勞動力資源是我國的一大經濟發(fā)展動力。然而，隨著科技進步、產業(yè)轉型升級和新舊動能轉換時代的到來，我國要化“供給紅利”為“科技紅利”，在市場化改革進程中，增加先進科技研發(fā)投入，例如利用人工智能機器人代替繁重的體力勞動工作者，全面提升勞動生產率，促進產業(yè)轉型升級和經濟高質量發(fā)展，為勞動力市場運行和政策制定營造堅實的經濟背景；政府應對當前的工時制度進行再審視，對勞動力市場進行適當干預，適當推行或在市場部門試點彈性工作制度，有效緩解過度勞動問題及其帶來的經濟個人損失。

最后，關于局限性和進一步研究的展望。本研究立足于市場部門和公共部門工資對個人勞動供給的影響，亦存在數(shù)據(jù)方法不全面、研究不細致等不足之處。部分行業(yè)或職業(yè)的工資激勵效應和過度勞動成因及其經濟個人損失值得深入探究，互聯(lián)網發(fā)展與人工智能的逐漸成熟對就業(yè)水平和個人勞動供給是否有大的沖擊，而這其中的部門異質性又將會是怎樣，總之，還有很多問題值得進一步探索和驗證。