中国城镇居民的劳动供给行为

            ——倒S型劳动供给曲线在中国城镇劳动力市场上的实证检验
            
            　　摘  要：依据加年中国家庭收入项目（CHIP）数据，本文应用微观经济计量方法估计了城镇居民的就业方程和工作时间方程。研究结果表明，随着教育年限的增加，个体就业概率不断增加；随着家庭其他收入的增加，个体就业倾向逐渐降低，工作时间逐渐减少；随着家庭人口数的增加，就业个体的工作时间逐渐增加。低收入群体女性和男性工作时间的工资弹性分别为-0.32377和-0.3167，而女性中高收入群体工作时间的工资弹性为0.1429，说明倒S型劳动供给曲线在2002年中国城镇劳动力市场是存在的。因此，政府部门应结合经济发展水平适时地提高最低工资标准，完善社会保障制度，同时加大对低收入群体教育和培训投入力度，促进低收入群体社会福利水平的改善。
            　　关键词：劳动力市场，劳动供给，工作时间，城镇居民

            　　一、引言
            　　不同收入群体的劳动供给行为存在明显差异。上个世纪三十年代，Robins指出个体劳动供给行为是替代效应和收入效应联合作用的结果，如果替代效应大于收入效应，劳动供给将增加；如果收入效应大于替代效应，劳动供给将较少。在工资水平较低的环境中，替代效应起主要作用，随着小时工资的上升，个体倾向于增加工作时间（即工作时间工资弹性为正值）；在工资水平较高的环境中，收入效应起主要作用，随着小时工资的上升，个体倾向于减少工作时间（即工作时间工资弹性为负值）。经济学者将这种个体劳动供给行为随小时工资上升而变动的规律称为向后弯曲的倒C型劳动供给曲线。
            　　本世纪初，针对低工资水平环境下工作时间工资弹性为负值的经济现象，Dessing提出了倒S型劳动供给曲线理论。Dessing认为，在较低的工资水平环境中，个体必须供给全部的时间从事市场活动从而保证其能够获得维持基本生活需要的收入，即当收入低于维持生活收入水平时，只存在着收入效应，闲暇被看作是一种奢侈品；当收入达到维持基本生活收入水平后，个体决定将一部分市场工作时间转化为闲暇或家庭劳动时间，此时闲暇或者家庭劳动所产生的效用要大于市场活动所产生的效用，即随着小时工资的提高，个体市场工作时间将会减少，产生斜率为负值的劳动供给曲线；当收入超过维持基本生活收入水平后，经典劳动供给理论发挥作用，即随着工资水平的提高，闲暇的机会成本增加，替代效应将会大于收入效应，劳动供给曲线的斜率为正；当小时工资超过一定水平后，收入效应再次大于替代效应，劳动供给曲线斜率为负。因此，小时工资由低到高，劳动供给曲线将呈现倒S型。菲律宾劳动力市场数据证实倒S型劳动供给曲线理论是成立的。
            　　倒S型劳动供给曲线是发展中国家的普遍规律，还是某些发展中国家的特例，已经成为发展经济学关注的主题之一。中国作为一个发展中国家，倒S型劳动供给曲线是否存在是中国学者关注的一个问题。郭继强和罗小兰的研究结果表明，城市农民工和非农就业农村劳动力工作时间呈现出向右下倾斜的运动趋势。中国城镇居民劳动供给行为影响因素有哪些，倒S型劳动供给曲线理论在中国最主要的劳动力市场——城镇劳动力市场是否成立，是本文试图解答的问题。本文第二部分将对数据进行统计描述，第三部分论述回归模型的设定，第四部分对回归结果进行分析，最后给出研究结论。
            　　二、数据统计描述
            　　本文使用的数据来自于2002年中国家庭收入项目调查，该数据集覆盖了我国东、中、西三大地区12个省份和直辖市的60多个城市近万个家庭，调查内容包括个人及家庭的基本信息，收入、消费和财产情况，同时对就业个体、失业个体以及离退休人员的相关信息分别进行了调查。由于已婚样本占据了调查样本的绝大多数，并且考虑到已婚个体劳动供给行为与未婚个体存在较大差异，本文仅关注调查样本中已婚个体的劳动供给行为。首先，把样本范围限制为调查期间的劳动年龄人口，即女性年龄小于55岁，男性年龄小于60岁，并且删除身份为离休、退休、提前退休、丧失劳动能力、在校学生、待分配和待升学人口；其次，考虑到非正规就业个体的劳动供给行为与正规就业个体的劳动供给行为存在差异，在样本中进一步删除失业期间从事过非正规就业的个体样本；再次，按照夏庆杰等提供的每人每天3美元的低收入标准，将样本划分为低收入群体和中高收入群体；最后，删除信息缺失样本，得到女性样本总数为4004，其中低收入群体样本数为399，中高收入群体样本数为3605，男性总样本数为4357，其中低收入群体样本数为385，中高收入群体样本数为3972。
            　　表1给出了低收入群体和中高收入群体劳动力市场状态分布，其中高收入群体的就业率明显高于低收入群体的就业率，男性就业率明显高于女性就业率。

            　　在现实经济中，人们通常认为个体的工作时间受到其所属行业、单位类型和雇主偏好等劳动需求因素的限制。但Killingsworth、Blundell和MaCurdy指出，个体可以通过选择职业和雇主间接地决定其工作时间。随着中国经济体制改革的不断深化和城镇劳动力市场的不断发育，个体不仅能够在其所属的工作单位选择工作时间，而且可以在不同单位类型和雇主之间做出选择。在本文所使用的调查数据中，2002年底就业并且工作经验小于10年的个体中，有22.3%的个体变动过工作，说明个体有充分的自由选择工作时间。

            　　表2给出了低收入群体和中高收入群体个体特征的统计描述，可以发现低收入群体和中高收入群体的平均年龄没有显著差别；中高收入群体的教育年限、在职培训时间、工作经验和党员比例明显高于低收入群体，且中高收入群体的健康状况略优于低收入群体，中高收入群体在人力资本的各个方面均占有优势，导致其工资收入明显高于低收入群体，工资收入高意味着家庭资产高，配偶较高的工资收入意味着家庭其他收入较高，理论推断与经济现实是一致的。低收入群体家庭人口数高于中高收入群体家庭人口数，自然中高收入群体人均收入明显高于低收入群体人均收入。尽管低收入群体小时工资明显偏低，但其工作时间却高于中高收入群体，暗示着倒S型劳动供给曲线在城镇劳动力市场可能存在。
            　　三、回归模型设定
            　　本文应用微观经济计量方法分析城镇居民的劳动供给行为，进而检验倒S型劳动供给曲线理论在中国城镇劳动力市场是否成立。依据Heckman两阶段法，本文首先将个体的就业方程设定为：
            　　Pi*=Z’iα +ui
                                        （1）       
            　　其中，Pi*表示不可观测的决定个体i是否就业的变量，Pi表示个体就业状态（1表示就业，0表示未就业），zi表示可观测的个体属性特征向量，α表示个体属性向量回归系数，uiN（0，1）表示随机扰动项。个体就业概率可以表示为：
            　　Pr(pi=1)=Φ (A’ iα)　　（2）
            　　其中，Φ（·）是服从标准正态分布的分布函数。根据就业方程可以得到逆米尔斯比：
                     (3)
            　　其中，φ（·）是标准正态分布的概率密度函数。然后将个体的工作时间方程设定为：
            　　hi=X’iβ+γln(wi)+δλi+εi    （4）
            　　其中，hi表示个体i的工作时间，Xi表示影响个体i工作时间的个体属性变量，wi表示个体i的小时工资，β、γ和δ表示回归系数，εi一(0，σ2ε)表示随机扰动项。
            　　根据劳动供给生命周期理论，个体在不同的年龄阶段其就业行为会存在差异；根据人力资本理论，教育年限和健康状况反映了个体的人力资本水平，人力资本水平会影响个体就业；根据家庭劳动供给理论，家庭其他收入、家庭人口数和家庭资产等家庭因素会影响个体就业；年轻时的下乡经历将会影响到个体所受的教育质量，从而也会影响个体就业；作为户主，个体在家庭中承担了较大的责任，将具有较大的动机从事市场劳动；党员体现了个体的社会地位，将对个体就业行为产生影响；地区经济发展水平影响劳动需求，进而将影响个体的就业。因此，本文选取年龄、教育年限、健康（虚拟变量，以非健康为参照组）、家庭其他收入、家庭人口数、家庭资产、下乡（虚拟变量，以没下过乡为参照组）、户主（虚拟变量，以非户主为参照组）、党员（虚拟变量，以非党员为参照组）和省份（虚拟变量，以北京为参照组）作为就业方程的解释变量。
            　　根据劳动供给理论，影响个体就业的许多因素也是影响个体工作时间的主要因素。然而，在个体工作时间方程解释变量的选取过程中需要注意，首先，用于解决样本选择偏差问题的逆米尔斯比在引入工作时间方程后，为避免逆米尔斯比与工作时间方程中其他解释变量的完全共线性，就业方程的解释变量不能全部包含在工作时间方程中。由于没有理论证据表明省份变量会影响个体的工作时间，因而在工作时间方程中包括了就业方程中除省份变量的所有解释变量。其次，人力资本理论认为工作经验是影响工作时间的一个主要影响因素，本文将个体工作年限作为解释变量引入工作时间方程中。最后，小时工资和家庭其他收入在确定工作时间时存在内生性问题，需要对小时工资和家庭其他收入找到恰当的工具变量对内生性加以控制。参照Li和Zax的研究，本文选取工作经验平方、工作经验与年龄交叉项、在职培训和非公部门就业比例作为工资的工具变量；同时，考虑到收入的前期值与收入的当期值相关，但却可能与当期的工作时间不相关，本文选取2000年和2001年家庭其他成员收入作为家庭其他收入的工具变量。
            　　四、结果分析

            　　依据中国城镇劳动力市场数据，本文应用微观经济计量方法对就业方程和工作时间方程进行回归。表3给出了就业方程的估计结果，可以发现教育年限和身体健康系数为正，说明人力资本会增加个体的就业概率，这与人力资本理论预期是一致的；户主身份意味着更多的责任，将会促进个体的就业；党员作为一种社会地位的体现，有助于个体的就业；家庭其他收入对个体就业概率具有负向影响，源于收入效应发挥作用；家庭资产对个体就业概率具有正向影响，可能源于资产积累动力带动了个体就业愿望；省份代理变量的系数均显著，说明地区的经济环境差异对个体就业概率产生明显影响；随着年龄的增长，女性就业概率增加呈现先增加后减少的倒U型趋势，而男性就业概率呈现逐渐下降趋势；随着家庭人口的增长，女性由于需要承担更多的家庭生产活动而倾向于退出劳动力市场，男性由于需要维持更多的家庭生活支出而倾向于参与劳动力市场；女性的下乡经历对其就业具有正向影响，可能源于具有下乡经历的女性在2002年时年龄均已经超过40岁，其就业状态相对稳定。

            　　为比较低收入群体和中高收入群体劳动供给行为的差异，本文对这两个群体的工作时间方程分别进行估计（参见表4）。从女性低收入群体工作时间方程的2SLS估计结果可以发现，内生性检验并没有拒绝小时工资和家庭其他收入是外生的假设，说明小时工资和家庭其他收入与工作时间方程的随机扰动项并不相关；逆米尔斯比系数在10%水平下显著，说明进行样本选择偏差的修正是必要的。此外，F统计量为0.84说明使用2SLS所得方程的拟合效果较差。从女性低收入群体工作时间方程的OLS估计结果可以发现，小时工资的系数为负，说明随着小时工资的降低，工作时间增多，即闲暇是一种奢侈品，工作时间的工资弹性为负，在样本均值处可以得到女性低收入群体劳动供给时间的工资弹性为-0.3237；家庭其他收入的系数为负，说明当家庭其他收入增加时，会产生收入效应，减少工作时间；教育年限和家庭人口数会影响女性低收入群体的工作时间，平均来看，教育年限增加1年，女性低收入群体的年工作时间将增加62.22小时，家庭人口数增加1位，年工作时间将增加282.95小时。从女性中高收入群体工作时间方程的估计结果可以发现，内生性检验拒绝了小时工资和家庭其他收入是外生的假设，说明小时工资和家庭其他收入与随机扰动项相关，采用2SLS方法估计工作时间方程是恰当的；过度识别约束检验并没有被拒绝，说明工具变量与工作时间方程的随机扰动项并不相关，工具变量的选取是恰当的。小时工资系数为正，说明对于中高收入群体来说，闲暇是正常品，工资增加使闲暇的机会成本增加，从而减少闲暇的需求，增加工作时间。在样本均值处可以计算女性中高收入群体工作时间的工资弹性为0.1429；同时，家庭其他收入的增加会产生收入效应，降低工作时间；家庭人口数增加1位，女性中高收入群体的平均工作时间增加仅42.19小时，小于低收入群体因家庭人口数增加1位所增加的工作时间。
            　　从男性低收入群体工作时间方程的2SLS估计结果可以发现，内生性检验同样没有拒绝小时工资和家庭其他收入是外生的假设，说明可以采用OLS方法对男性低收入群体的工作时间方程进行估计；逆米尔斯比的系数并不显著，说明并不存在样本选择偏差问题。从男性低收入群体工作时间方程的OLS估计结果可以发现，小时工资和家庭其他收入的系数均为负值，说明男性低收入群体工作时间的工资弹性也为负值，在样本均值处可以得到弹性值为-0.3167，家庭其他收入的增加也会对工作时间产生收入效应，减少工作时间；随着年龄的增加，男性低收入群体工作时间呈减少趋势；家庭人口数增加1位，男性低收入群体的工作时间平均增加282.70小时；身体健康将使年平均工作时间增加331.51小时。从男性中高收入群体工作时间方程的估计结果可以发现，内生性检验的拒绝和过度识别约束检验的接受说明应用2SLS估计男性中高收入群体的工作时间方程是恰当的，逆米尔斯比的系数并不显著，说明并不存在样本选择偏差问题。小时工资的系数为正，但并不显著，说明男性中高收入群体的工作时间缺乏工资弹性；家庭其他收入的系数为负，说明收入效应会减少工作时间；教育年限和党员身份降低了平均劳动供给时间，家庭人口数增加了工作时间，但男性中高收入群体平均增加的工作时间要小于低收入群体平均增加的工作时间。
            　　五、结论
            　　研究结果表明，随着教育年限的增加，个体就业概率不断增加，女性低收入群体工作时间逐渐增加，说明教育有助于个体劳动供给的增加；随着家庭其他收入的增加，个体就业倾向逐渐降低，工作时间逐渐减少，且低收入群体工作时间的收入弹性远大于高收入群体工作时间的收入弹性，说明收入效应对低收入群体影响显著；随着家庭人口数的增加，女性个体就业倾向降低，而男性个体就业倾向增加，就业个体工作时间增加，但低收入群体工作时间增量远大于中高收入群体工作时间增量，说明低收入群体需要通过增加更多的工作时间来获得更多的收入以维持家庭基本生活需求。
            　　通过对低收入群体和中高收入群体工作时间的工资弹性估算可以发现，低收入群体女性和男性工作时间的工资弹性分别为-0.3237和-0.3167，说明对于低收入群体来说，闲暇是一种奢侈品，随着小时工资的降低，工作时间逐渐增加；女性中高收入群体工作时间的工资弹性为0.1429，而男性中高收入群体工作时间缺乏工资弹性，说明对于中高收入群体来说，闲暇是一种正常品，随着小时工资的增加，闲暇的机会成本增加，从而减少了对闲暇的需求，增加工作时间。因而，倒S型劳动供给曲线在2002年中国城镇劳动力市场是存在的。
            　　中国城镇劳动力市场存在倒S型劳动供给曲线的事实说明在较低的工资水平上，城镇居民低收入群体不得不通过尽可能多地增加劳动供给获得工资收入以满足家庭的基本生活需求，工资水平越低，低收入群体的工作时间越长，这将使低收入群体的社会福利状况进一步恶化。因此，政府部门应该结合经济发展水平适时地提高最低工资标准，完善社会保障制度；同时，要加大对低收入群体教育和培训的投入力度，使他们通过人力资本水平的提升获得较高的工资收入以超越倒S型劳动供给曲线的拐点，进而较大幅度地改善他们的社会福利水平。