论工资对劳动供给影响的弱化——基于家庭贫富状况的比较

沈 煜 丁守海

一、引言

传统经济学理论认为，在替代效应和收入效应的双重作用下，劳动供给曲线表现为一条向后弯曲的倒C 型曲线 （Robins，1930[1]）。 最初，劳动者的工资水平较低，工作代替闲暇的效应起主要作用，劳动者倾向于增加工作时间来获取收入。然而，随着工作时间与收入水平的持续提高，个体对闲暇的消费要求也会持续增长。当闲暇这种特殊商品的收入效应超过替代效应时，就会出现随着工资增高，劳动供给反而减少的情况。尽管这一曲线的推导还暗含着其他理想化的假设，但工资对劳动供给的激励可能会减弱的结论仍与生活中的众多经验相吻合。

以我国劳动力市场上的农民工为例。每年春节过后浩浩荡荡往外涌的 “民工潮”，曾一度成为我国的社会常态。当时，农民工数量多、工资低的特征是诸多用工单位的共识。1992年至2004年期间，珠三角地区农民工名义工资涨幅仅为68元 （黄泰岩，2005[2]），扣除通货膨胀因素后，实际工资甚至有所降低。不过，这一无限劳动力供给的神话并未得以延续。自2005年起，农民工工资开始进入高速上涨通道，连续五年的平均涨幅超过13%。[3]但另一方面，劳动力市场上的民工数量不仅没有增多，反而有所减少，许多地区发生了严重的民工荒问题。到今天民工短缺的问题仍然未能解决。2014年，我国农民工增速已经连续下滑五年，同比增速仅为2010年的1/3。①新华网，《2014年中国农民工总量增长1.9%》，2015年4月29日。另据国家统计局数据，2011年、2012年、2013年和2014年农民工总量增速分别比上年回落1.0、0.5、1.5和0.5个百分点。

那么，造成这一现象的原因是什么呢？Roger（2010）[4]指出在讨论劳动供给意愿时必须对家庭的经济基础进行区分。丁守海 （2010）[5]也证明在家庭行为的约束下，随着劳动供给的增加，劳动力的保留工资不断提高，幅度不断扩大。只有当工资上升到新的保留工资水平时，劳动供给才会增加；否则，工资上涨并不能带来供给增长。这些研究说明，家庭因素，尤其是家庭经济状况对劳动供给决策的影响是不容忽视的。又如，OECD的数据还显示，2013年德国工人平均每周工作27.37小时，远低于同时期绝大部分发展中国家工人的劳动时间。有人将外部原因归结于发展中国家与欧洲的差距，但是我们也不能否认其居民收入和家庭贫富状况也是潜在的影响因素之一。

综上所述，再结合我国发生 “民工荒”的宏观背景——2004年正是国内生产总值与国民总收入首次迈入10%的高速增长阶段，因此，要研究我国工资对劳动供给促进作用的变化，就不能忽略劳动者在这一阶段迅速扩张的家庭财富。在借鉴前人研究与实际国情的基础上，本文提出假设：工资对劳动供给的影响可能会随着家庭物质条件的改善而减弱。

二、文献回顾

对劳动供给的理论研究经历了漫长的过程，最早可追溯至古典经济学。古典主义认为，劳动力所付出的劳动也是一种特殊商品，而且这种商品的供给随价格 （工资）的上升而增加。后来，家庭经济学引入了时间变量，Becker（1965）[6]提出家庭单位是理性的经济主体，而家庭活动则可视作为获取产出而付出的各种投入的组合。因此，经济主体可以通过比较不同活动的边际产出与边际效用的大小，在市场型劳动、家庭生产与闲暇三者之间做出决策，从而使家庭资源的效用达到最大化。这也是历史上首次利用经济学框架分析婚姻市场、生育行为、家庭劳务分工、养老选择等家庭行为对劳动供给的影响。

不过，这一理论的疏漏之处在于它忽略了不同家庭间的经济状况差异。现实生活中可能会存在某些经济状况较差的家庭，对于这些家庭来说，就算其闲暇大于工作的边际效用，但迫于经济压力，他们也无法选择闲暇，而是不得不工作 （Roger，2010[4]）。 后来，也有研究发现，尽管在非洲极端贫困地区存在着在家庭经济状况变差时，劳动力为了节约消耗体力而减少劳动供给的特例，但通常情况下，当家庭物质基础较好时家庭成员会更容易减少劳动供给以享受闲暇（丁守海和蒋家亮，2012[7]）。因此，在讨论劳动供给意愿时，我们有必要对家庭的经济基础进行区分。这些研究为本文的主题提供了理论支撑。

从实证方面来看，国内文献已逐渐在劳动供给的研究中加入了家庭因素，尤其是家庭资产对个体劳动意愿的影响。如周闯和张世伟 （2009）[8]利用CHIP的截面数据，证实了我国存在倒S型劳动供给曲线；弓秀云和秦富 （2007）[9]则证明了经济实力雄厚的家庭可能会花费更多的时间用在非农劳动方面。此外，丁仁船 （2009）[10]还证明了男性的工作时间与家庭贫富状况无关，女性的劳动时间则与家庭财产收入呈负向增长的关系。不过，上述文献仍然是从家庭纯收入或家庭成员的工资性收入出发来度量财富状况，但在现实生活中，工资性收入往往只是家庭收入的来源之一，若仅以此为依据，将难以有效区分劳动者的贫富状况。

相比之下，国外研究有所创新，利用家庭的房屋、财产等不动产来度量家庭贫富状况的情况更为多见。Henley（2004）[11]通过英国的调查数据，揭示了房产增值、意外财产等会对劳动者的工作时间产生明显的影响，比如，当房产升值时，劳动者会显著减少工作时间。Huizen（2014）[12]发现，在荷兰，若遗产赠予、地方房价等财富存量的价值降低时，劳动者会增加每周的工作时间，反之，劳动者则会相应减少工作时间。尽管这些研究与本文并不完全类似，但它们涉及衡量家庭贫富状况的部分将有助于本文后续的实证分析。

简而言之，现有的文献已经从理论上推断出：当家庭物质基础较为丰厚时，工资对劳动供给的激励作用可能会减弱。实证分析方面，已有研究的模型构建与变量设置对本文的研究亦多有启发与参考。目前，我国贫富差距不断扩大，社会保障制度尚不完善，在这一背景下，家庭物质基础较薄弱的劳动者在参与劳动时，可能更加关注工作薪酬的多少；而受 “士农工商”等传统价值观念的影响，家庭物质基础较为雄厚的劳动者，则往往更关注工作性质与个人的闲暇享受。因此，本文将借鉴国外研究成果，通过劳动者家庭的贫富状况差异划分，考察不同劳动群体间工资对劳动供给激励作用的差异。

三、数据说明与统计描述

本文所用数据来源于中国健康与营养调查（CHNS）。CHNS是由北卡罗来纳大学与中国疾病控制和预防中心合作的项目，调查内容涵盖广泛，迄今共进行了9次 （最近一次为2011年）。调查地区包括北京、辽宁、黑龙江、上海、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州及重庆。相较于 CHIP、CHARLS与CHFS等国内具有影响力的家庭调查数据来说，CHNS的拒访率比较低，城乡拒访率的差距也不大，通过横向对比能够发现其入户调查的成功性。同时，CHNS以社区、家庭为单位，对个人的基本信息进行了非常详尽的跟踪调查，如薪资条件、工作时间、婚姻状况、家庭财产等，既不像CHIP的时间比较久远，也不像CHFS更注重于家庭金融资产与风险的调查，因而更适用于本研究。

对样本的选择主要基于以下三个考虑：一是数据的科学性。此前的年份调查中只包括中、东部区域的部分省份 （区），2011年后才加入了北京、上海等直辖市，因而样本覆盖的范围更为广阔，样本信息更为丰富。二是数据的可得性。早期的调查项目不包括本文所需的一些变量，如工资薪酬、家庭财产状况等，无法进行命题相关的实证研究。三是控制外部影响。2008年发生的国际金融危机对全国各省份的经济状况都有很大的影响，但影响程度又因地理位置或发展程度而有所差异，故选经济复苏之后的截面数据能够为我们剔除外部影响。不过，由于数据库的样本量、调查项目、调查结果等较多，因此，获取与整理数据的工作也非常繁复。综合上述因素，本文选取了2011年的截面数据，除去信息缺失的样本，筛选出年龄在18岁以上的劳动人口，经处理后最终所得样本量为80 642个。

从样本的区域分布来看，东部样本为13 157个，西部、中部地区分别为20 889个、37 331个，东北地区样本数量最少，为9 265个。①其中：东部包括北京、上海、山东和江苏；中部包括河南、湖北和湖南；西部包括广西、贵州和重庆；东北包括辽宁和黑龙江。从城乡分布来看，位于城市的样本量为15 133个，位于农村的样本量为65 509个。从各变量来看 （见表1），样本劳动时间的平均值为1 656.88，平均月薪的均值是937.317，而二者的标准差分别为 962.186和1 951.37。另外，样本的平均年龄为42岁，平均受教育8.3年，男女比例近乎各占一半，已婚劳动者为63.7%，相对贫穷的劳动者占41.6%。

表1 主要变量描述性统计结果

四、变量说明与模型构建

为了研究在不同家庭的贫富状况下劳动者所愿意提供的工作时间与工作薪酬之间的关系，在借鉴已有成果的基础上，本文认为影响劳动力工作时间的影响因素包括三个方面。一是家庭因素，包括家庭经济基础等。二是劳动者自身的人力资本水平，包括性别、年龄、受教育程度、工作经验等。三是地区分布，如劳动者所处的省份、城乡等区域特征等。

首先，对劳动者家庭贫富状况的度量是核心解释变量。目前，这在国内尚无统一的标准，现有的研究仍多以工资性收入来衡量家庭经济状况。国外文献中，利用住房的价值来判断家庭贫富的情况则较为常见。然而，本文无法直接借鉴这一评判标准，因为在中国受传统文化、社会氛围与户籍制度的影响，国人对房屋的重视远超过其他财产。尽管时下国内一线城市的房价不断突破人们的心理底线，连创新高，但几代人耗尽积蓄、背负巨额贷款买房的例子仍然屡见不鲜。在这样的情况下，用房产的有无或者房产价值的多少来作为国内劳动者家庭贫富状况的代理变量极有可能会出现偏差。

因此，为了更客观、准确地度量样本的家庭贫富状况，本文选用2011年中央扶贫开发工作会议上确定的贫困标准：年人均纯收入2 300元——处于此线以下的即为贫困人群。在设计贫富状况变量时，当人均纯收入处于2 300元以下时，poor＝1，认为劳动者的家庭状况相对贫穷；当人均纯收入处于2 300元以上时，poor＝0，认为其家庭条件相对富裕。

本文采用哑元变量来度量劳动者的家庭贫富状况，主要出于两个考虑。一是被调查者倾向于保护其资产隐私，不愿意告知具体细节，我们只能根据调查项目中已有的数据进行推理与计算。二是家庭贫富状况往往与劳动供给相互关联，比如，勤劳的人往往更富有。而选取哑元变量会有助于弱化这种情况，因为非连续性使个体的劳动供给对家庭贫富状况的影响是间断的，这在一定程度上能够缓解内生性。此外，尽管劳动供给也可能会对家庭贫富状况产生一定的边际影响，但它对一个家庭能否步入富裕型家庭并不起绝对作用，因为富裕与贫穷的结果，除了劳动供给，还受到其他诸多因素的影响。

其次，理论上来看，劳动者的工作时间与其工资水平是相互关联的，如果我们选择劳动者的年收入，或其他和工作时间高度相关的工资变量，那么不可避免地会使模型的主要解释变量成为内生变量，最终导致回归结果存在偏误。为了解决时间与工资相关的内生性问题，本文选用了平均月薪这一指标，即在竞争性市场中，劳动者在正常劳作 （即市场上平均的劳作时间）的情况下能拿到的平均薪酬水平。而在竞争性市场上，工资是取决于总劳动供给与总劳动需求的共同作用，单个劳动者只能是工资的接受者，因此，工资可以视作外生的。当然，在所选取的样本中，也会有劳动者在非竞争性市场中就业，但由于条件有限，本文未能将二者区分开来，不过，由于我们在进行样本筛选时，除去了大量丢失值，并对数据进行了适当的选择与处理，因而可以认为这对回归结果带来的影响处于可控范围之内。

再次，模型中的控制变量包括劳动者的婚姻状况 （虚拟变量，以未婚作为参照组）、性别 （虚拟变量，以女性为参照组）、受教育年限等其他可能影响工作时间的因素。尽管CHNS数据未提供样本工作经验的信息，但在劳动经济学的研究中，年龄也可作为工作经验的代理变量使用 （余吉祥，2009[13]）。另外，为了控制住地区间经济发展的差异对劳动供给的影响，本文还加入了城乡 （虚拟变量，以农村作为参照组）、地区分布 （虚拟变量，以东北地区作为参照组）等解释变量。最终，得到计量模型如下：

其中，hour为劳动时间，wage表示平均月薪。poor×wage为月薪与虚拟变量的交叉乘积变量，当poor＝1时，表示劳动者的家庭状况相对贫穷；poor＝0时，表示劳动者的家庭状况相对富裕。δi是控制变量，ε为残差。当劳动者的家庭相对贫穷时，工资水平每提高一单位，劳动时间对其的反应系数为α＋β；而当劳动者的家庭相对富裕时，劳动时间对工资的反应系数则为α。因此，如果家庭贫富状况会影响到工资薪酬与劳动供给间的关系时，β将显著不为0；相反，如果β为0或不显著，则说明命题不成立。主要变量定义详见表2。

表2 主要变量定义

五、实证检验

（一）异方差检验与回归结果

由于本文所选取的样本是截面数据而非时间序列，故不需要进行平稳性检验。而对截面数据来说，最主要的问题是防止出现异方差。通常，我们可选用怀特检验或BP检验方法来识别异方差。相对来说，由于怀特检验方法在应用过程中更具有普遍意义，能够检验包括交叉线与平方项在内的任何形式的异方差，因此本文选用这一方法对异方差进行检验。怀特检验的原假设H0：截面数据是同方差。检验结果如表3所示，相关Stata操作结果显示P值为0，表明在99%的置信水平上命题不成立。所以拒绝原假设H0，异方差的确存在。

表3 截面数据的异方差检验结果

当异方差存在时，根据最小二乘法所得的估计结果仍然具有无偏性和一致性，但是不再具有有效性。为修正异方差对有效性的破坏，可采用的方法有可行广义最小二乘法 （feasible generalized lease square，FGLS）、稳健性标准差等。其中，FGLS属于非线性估计方法，根据这种方法所得到的估计结果不仅不具有无偏性，还需要估计模型的条件方差函数。可是，由于条件方差函数的具体形式很难得到，而一旦函数的形式设定不正确，其标准差就可能失效，甚至造成不正确的统计推断。相较之下，稳健性标准差法适用的范围更为广阔和稳健，既无需知道条件方差函数的形式，其回归系数和标准差的估计也一致 （Stock和Watson，2004[14]）。 所以本文选取稳健性标准差法，所得结果如表4所示。

表4 模型的回归结果

我们对三个模型进行了回归。在模型 （1）中，控制变量除了年龄、受教育年限等劳动者人力资本特征，还加入了区分城乡差异的哑元变量。模型 （2）则用东、西、中、东北地区的行政划分替代了城乡差别。模型 （3）在前面的基础上，既加入了城乡的虚拟变量，也有不同区域划分的变量。可以发现，作为核心解释变量的平均月薪变量，在1%的水平上通过了显著性检验，且在三个模型中的系数为正。

同时，平均月薪与贫富状况的交叉乘积变量系数β在三个模型中都显著为正，这说明，针对家庭较为贫穷的劳动者群体，随着工资的提高，其对劳动供给的影响要更为显著。也就是说，随着薪酬上涨，整体上家庭相对贫穷的劳动者群体会做出提高工作时间的反应，而且要强于家庭相对富裕的群体 （（0.015＋0.281）÷0.015≈19.667）。这与前面的预测非常一致，验证了工资对劳动供给的刺激有所减弱这一结论。

其次，从控制变量来看，年龄、受教育年限会对劳动者的劳动供给产生正向影响。在其他因素不变的情况下，男性劳动者倾向于比女性劳动者付出更多的劳动时间，城镇劳动者相较于农村劳动者要付出略多的劳动时间。不过，其中对劳动供给的影响最显著的还是区域分布状况。目前，各地区发展还不均衡，在文化、社会、风俗传统等方面也有相当程度的差异，为进一步探讨家庭贫富状况与工资、劳动供给间的相关关系，接下来，本文将按照地区分组进行回归。

（二）基于区域分布的进一步分析

在表5中，东部、西部、中部和东北部的交叉乘积变量均在10%以内的显著性水平上通过了检验，且数值为正。平均月薪变量也在东部地区与中部地区显著。这一结果再次验证了前文的猜想，即在同一地区，外部条件不变的情况下，家庭相对富裕的劳动者在工资的刺激作用下会付出更少的工作时间。

表5 基于区域分布的稳健性标准差回归结果

接下来，我们再根据数据具体比较不同劳动群体的工作时间。总体样本中，同条件下家庭相对贫穷的劳动者愿意付出的劳动时间约是同条件下相对富裕的劳动者的20倍；在中部地区，则为7倍 （≈（0.050＋0.300）÷0.050）；而在东部地区，这一差距更大，因为工资对家庭相对富裕劳动者的刺激作用为负，无法再激励其增加工作时间了。

那么，为何会产生如此大的差异呢？我们认为主要原因是，东部、中部及总体在发展程度上还存在相当程度的差距。显然，中部地区整体发展较弱，而东部地区经济条件更好，财富更为集中，所以更容易在东部地区的家庭贫富状况相对雄厚的劳动者群体中发生工资对劳动供给的激励弱化甚至抑制的现象。另外，由于参与回归的调查样本仅为部分省市，无法完整体现该区的发展水平，甚至会加剧各区发展的不均衡性。比如，东部样本中共选取了四个省份，还包含了该区最为发达的北京市与上海市，这极有可能会加大东部地区与其他地区的财富水平差距。因此，不难理解为何在东部家庭相对贫穷的劳动者与家庭相对富裕的劳动者在劳动供给上的差异要超过中部地区，而中部地区的对应差异又要低于包括相对更落后的西部、东北在内的总体样本。

最后，再来看西部地区和东北地区。从数值来看，两地的交叉变量回归系数分别显著为正，这与上文的结论是相符合的。然而，其平均月薪的P值均超过了0.1，说明无法确定月薪的变化会使工作时间发生显著变化，这意味着，即使加薪，家庭相对富裕的劳动者也未必会增加劳动供给。对此，本文推测，一方面，相对于东部和中部，西部与东北的自然条件更为恶劣，经济发展也更为落后，市场活力更低，家庭相对富裕的劳动者在工作与闲暇间可能会更倾向于享受闲暇，加薪的刺激作用也无法使其增加劳动时间。另一方面，CHNS数据库中包含的西部地区、东北地区所符合条件的样本数量比较少，样本信息还不够丰富和完整，这也可能会导致变量不显著。

六、结论性评语

在个人禀赋的限制下，工资的增加会对劳动者的工作时间产生正向影响；而基于家庭贫富状况存量的差异，工资对劳动供给的影响可能会随着家庭贫富状况的增加而减弱。传统的经济学理论与近来的相关文献之所以无法解释我国2004年后出现且一直未得到解决的 “民工荒”现象，其关键就是没有考虑到来自家庭方面的制约，尤其是家庭物质基础对个体的劳动意愿所可能产生的影响。我们猜想，随着我国经济的飞速发展，居民的收入水平持续提高，家庭物质条件不断改善，在这样的背景下，工资性收入刺激劳动供给增长的效应不断弱化，于是就出现了工资不断上升而企业用工短缺的现象。

本文通过CHNS的数据证明了这一判断。回归结果表明，相较于家庭相对贫穷的劳动者群体，工资对家庭相对富裕的劳动者的刺激作用有所减弱。在总体样本中，面对工资激励，家庭相对贫穷的劳动者所付出的劳动供给约为家庭相对富裕的劳动者的20倍；在中部地区，前者约为后者的7倍。而在东部地区，工资对家庭相对富裕的劳动群体甚至存在负向的激励作用。此外，同条件下，年龄、受教育程度对劳动供给有正向影响，男性劳动者也倾向于比女性劳动者花费更多的工作时间。

我国是一个人口大国，就业问题的重要性不言而喻。因此，基于家庭贫富状况的积累会弱化工资对劳动供给的刺激作用这一结论，为更快释放我国失业风险，缓解就业压力，优化劳动力市场结构，针对目前“就业难”与 “用工荒”并存的现象，本文提出以下政策建议。第一，鉴于工资对家庭相对富裕劳动者的刺激效应不高，用人单位可对管理制度进行革新与完善以提高劳动参与率。比如，采取提供商业保险及多种补贴等更加多元化的方式来支付薪酬；对女性员工延长产假、提供母婴室，对男性员工提供陪产假；完备办公设施、优化办公环境等更加实际又人性化的举措吸引就业。第二，针对低收入人群，或家庭相对贫穷的劳动群体，政府可引导其进行理性消费，将储蓄用于提高自身职业能力的技能培训和改善子女的受教育环境和水平上来。这样不仅能削弱工资的收入效应，增强对劳动供给的刺激作用，还能够提高人力资本水平，增加有效劳动供给，刺激劳动供给意愿。第三，考虑到我国是一个地广物博的国家，不同地区的社会氛围、文化传统、城市建设水平间存在一定差异，政府企业可根据自身分布的地域特点来引进人才。比如，就薪酬激励效应更强的中部地区，当地企业则可适当提高薪资水平吸引就业。第四，在社会保障制度尚未完全覆盖的现状下，地方政府也可制定更积极的社保政策引导就业偏好。

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