中国城镇劳动力市场是否存在倒S供给曲线

钟晨玮,袁国敏

(南京财经大学 公共管理学院,南京 210023)

一、引言

古典经济学将劳动供给曲线概括为向后弯曲的“倒C型”劳动供给曲线,他们觉得劳动供给曲线是替代效应与收入效应联合作用所形成的,即当工资水平较低时,闲暇并不值钱,工资率上升带来的替代效应比收入效应大,因此劳动者会选择加大工作时间以提升自己的收入,劳动力供给增加;相反,在工资水平较高的情况下,替代效应比收入效应小,劳动者将选择缩减工作时间,使得劳动力供给减少。劳动经济学家们把此类劳动供给行为工资率之间的关系的变化情况概括为向后弯曲的劳动供给曲线。

随着经济理论的不断发展,更多情况被经济学家引入到自己的模型以及理论中,越来越多的学者提出向后弯曲的劳动供给曲线不符合现实状况,对此提出了质疑和挑战。不少针对贫困人口劳动力的研究陆续得出,对于农村人口劳动力或者是贫困人口劳动力,他们的劳动力供给曲线是一条向右下方弯曲的劳动供给曲线而不是古典的经济学中所认为的向右上方倾斜。

许多学者对于低收入群体进行了研究,得出了与以往情况不同的向右下方倾斜的劳动供给曲线。Dunn在关于美国纺织工人的研究中得出,不管是依据性别、种族抑或是年龄进行区分,最后得出的劳动供给曲线均为向右下倾斜的性质,仅仅斜率大小有所区别,工资减少将会使得工作时间增加[1]。Sharif利用相关数据估算印度地区土地很少包括没有土地的家庭的市场劳动供给以及自我雇佣的12个劳动供给函数,研究表明,在生存收入水平之下,收入效应发挥着主要作用,因此收入较低者的工资同劳动供给呈反比[2]。

也有不少学者通过实证研究,突出了自己对劳动力供给曲线的看法,构建了他们眼中的劳动力供给曲线。

郭继强研究得出由于劳动者存在最低必需支出的限制,认为经典劳动供给曲线因此会存在一个拐点,在此拐点后的劳动供给曲线将会向右下方倾斜,因此最低工资制为阻碍劳动力市场供求向下发散的主要方法[3]。

罗小兰运用中国健康和营养调查的数据对中国劳动力市场进行了实证分析,构建了经济学理论知识框架以分析中国农村转移劳动力的劳动供给行为。研究表明在全体样本和分性别样本下,中国农村转移劳动力的非农劳动时间都与工资呈反方向变化,农村非农劳动供给曲线呈现向右下倾斜的曲线[4]。

Dessing在研究中提出向后弯曲的倒C型劳动供给曲线不符合现实情况,他划分了低收入和中高收入群体的劳动供给曲线,再把它们合成到同一个劳动供给曲线中,得出了“S型”供给曲线,这与“倒S型”只是在表述上存在差异[5]。“倒S型”供给曲线的经济含义是,个体在较低的工资水平上时必须提供全部的劳动时间从而保证其能够获得收入维持基本的生活需求,此时个体劳动行为选择只存在收入效应。然而当收入可以达到维持基本生活的收入水平,个体会将把一部分时间当作闲暇时间,此时的替代效应大于收入效应。而当收入超过基本生活水平之后,经典的劳动供给理论占据主导,闲暇时间的机会成本将会增加,收入效应将会再次超过替代效应。所以随着工资由低到高的变化,劳动供给曲线将会呈现出“倒S型”的特征。

周清杰研究了低技能劳动的劳动供给,提出了“Z字形”的劳动供给曲线,“Z字型”的劳动供给曲线与Dessing的研究在本质上形成统一,验证了了Dessing的理论在中国劳动力市场上的存在[6]。

罗芳认为基于传统的新古典经济学劳动供给理论在“倒S型”曲线上的研究分为两种思想,一种是选择无视现实提出“倒C型”劳动供给曲线,另一种是承认“倒S型”劳动供给曲线,但解释“倒S型”曲线是贫困文化决定的非理性行为。从理论和实证的角度阐释了“倒S型”劳动供给曲线的存在,还在面临维持生存约束的假设下,以湖北省为例检验了贫困农户的劳动供给特点,认为穷人是理性的、与富人同偏好、对劳动力价格敏感,实证结论与理论分析得出的劳动供给曲线一致[7]。

周闯根据2002年中国家庭收入项目的数据,估计了城镇居民的就业方程和工作时间方程,研究发现:个体就业概率随着教育年限的增加而不断增加;个体就业倾向和工作时间也会随着家庭其他收入的增加而逐渐降低或者逐渐减少;就业个体的工作时间会随着家庭人口数的增加而逐渐增加,文章验证了“倒S型”劳动供给曲线在2002年的中国劳动供给市场中是存在的[8]。

许多国外的研究表明许多发展中国家具有“倒S型”的劳动供给曲线,这也成为了中国学者们关注的议题。但是国内对于此方面的研究结果尚未形成统一结论,那么在中国影响劳动力供给和工资的因素有哪些,我国目前的劳动供给曲线是怎样的,“倒S型”的劳动供给曲线在中国的城镇劳动力市场上是否存在?本文通过对于2013年中国家庭收入调查项目数据的整理与分析,运用了全国性的样本数据对中国的劳动力供给情况作出分析和判断,试图作出一些解答。

二、数据描述

数据来源于中国家庭收入调查项目(CHIP)2013年的数据,涉及了31个省市自治区,调查内容包括被调查者及其家庭的基本信息、教育情况、收入、消费及财产情况、社会保障现状等许多指标。

调查样本的绝大多数为已婚样本,并且考虑到已婚的个体由于家庭责任感较强导致其劳动供给行为与未婚个体存在比较大的差异,因此本文把同类效应引入模型考察个人的劳动力供给,试图把家庭中劳动力供给的互相影响的部分放入到模型中。本文主要关注2013年中国城镇人口的劳动力供给行为,基于此把样本范围限制为CHIP数据库2013年数据调查期间的劳动年龄人口,删除样本的职业身份是离休、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的样本,并把年龄限制控制在女性样本年龄小于55岁,男性样本的年龄小于60岁;其次,考虑到数据中可能会存在一些非正规就业的个体劳动力,他们的劳动供给行为与正规就业个体的劳动供给行为存在一定差异,所以在样本中删除了非正规就业的个体样本。2013年,我国各地的最低工资平均的时薪为11.86元,本文以此作为划分低收入和中高收入的标准。

根据上述标准,对数据进行处理后得到处于就业状态的男性数据样本5 090个,处于就业状态的女性数据样本3 897个,就业总样本的年龄数据状态分布基本服从正态分布。

通常人们会认为个体所属行业、单位的类型以及雇主的偏好等外部劳动需求因素会决定个体的工作时间。但是也有不少学者研究指出,根据反向的效应,个体也可以通过选择职业或者选择雇主以间接地决定其工作时间,即随着中国经济体制改革和城镇劳动力市场的市场化发展,个体不仅能够在所属的工作单位内选择适合个人的工作时间,而且还可以在不同类型的单位和雇主之间做出选择。因此我国的劳动力市场中劳动者的可选择性还是比较强的,个体对于自身的劳动力供给具有比较好的把控力。

表1列出不同性别下的低收入群体和中高收入群体的个体特征统计性描述结果,可以得出在平均年龄这一项上,低收入群体和中高收入群体没有显著差别,而男性被调查者的平均年龄略大于女性,这也是由于样本的年龄限制造成的;中高收入群体的教育年限和党员比例是明显高于低收入群体的,且中高收入群体自评的健康状况明显比低收入群体差,这说明了中高收入群体在人力资本方面占有优势,这也是其收入明显高于低收入群体的重要原因,理论推断与经济现实是一致的。但是值得注意的是,中高收入者的健康状况明显要比的低收入群体更加好,一方面可能是由于更高薪的工作需要付出更多的心血,因而高薪工作对于身体素质有更加高的要求。另一方面可能的原因是中高收入群体也拥有更多的资源因此对于自己的身体状况更加上心,对与健康的看重导致其对于自身健康状况的上升。显然,中高收入群体平均时薪和正式工作的收入都大幅度地高于低收入群体。虽然低收入群体小时工资明显偏低,但无论是男性还是女性,低收入群体的工作时间是明显高于中高收入群体。

我们假定一家的户主作为该户的主要劳动力,那么一家人之间的劳动供给行为是否存在相互影响呢?对就业状态下的被调查人群进行分析,得出的结果如表2所示,主要的关系存在于两代之间,即夫妻和子女关系是家庭劳动力关系中最为重要的部分。

三、模型构建

1.基于Hedonic模型的个体收入方程模型

为了研究我国劳动力供给市场中工资的决定因素及其伴随着的同群效应,本文首先运用了Hedonic 模型来描绘我国劳动力在劳动力市场中的表现。Hedonic模型认为商品的价格主要是由商品的各个特征属性所决定的。那么在工资模型上,劳动者的工资主要由例如教育、年龄、性别、能力等因素的劳动者特征和该劳动者所从事工作的特征所决定。在本研究中,我们利用得出的平均小时工资来衡量各个被调查者在劳动力市场中的工资状况。 根据上述的推论,本文建立了如下的劳动力市场 Hedonic工资模型:

ln(wi)=β0+Xiβ+Ziφ+εi.

其中,wi为第i名被调查者的平均小时工资收入;Xi是反映第i个被调查者个人特征的一组变量,这些变量包括被调查者的性别、教育年限、健康指数、工作经历等等;Zi为一组反映第i个被调查者所从事工作的工作特征变量,主要包括被调查者所从事的行业、工作时间、性质、企业规模等变量;β和φ为相应的系数矩阵;εi为模型的残差项。当劳动者进入到劳动力供给市场中,劳动者的工资收入正是其本人与所在的劳动力市场表现的综合的客观体现。所以根据建立的Hedonic 工资模型,就可以描绘出被调查者在劳动力供给市场中的工资状况。

表1 低收入群体和中高收入群体个体特征的描述性统计

注:低收入及中高收入群体后的括号内为各群体样本量,其余括号内为标准差。

表2 各家庭之间户主与被调查者的关系

2.个体工作时间的2SLS估计模型

本文希望分析中国2013年的城镇居民的劳动供给行为, 运用微观经济计量方法检验“倒S型”劳动供给曲线理论在中国城镇劳动力市场上成立与否。本文将个体的就业方程设定为:

其中,hi代表个体每天平均工作时间,Xi表示影响个体i工作时间的个体特征变量,wi表示个体i的小时工资,β和γ表示回归系数,εi表示方程的随机扰动项。由于经典的明瑟方程提出了在估计工资收入时容易遗漏内生性的“能力”变量,从而导致这样方法下的最小二乘估计存在偏差,因此使用工具变量的方法进行调整。

影响个体就业和工资的因素有许多。根据劳动供给生命周期理论, 在个体不同的年龄阶段,个体就业行为会存在较大差异;根据人力资本理论,教育程度的高低和健康状况反映了个体的人力资本水平,人力资本水平作为个人特征的重要部分影响到个人的就业;作为户主的个体在家庭中将会承担较大的责任,将更多从事市场劳动,因此会提供更多的个人劳动供给;党员可以体现个体的社会地位,降低一些国有企业的入职难度,将对个体就业行为产生一定影响。本方程将部分就业特征变量引入,其中就业身份变量包含雇主、雇员、自营劳动者以及家庭帮工。工作类型和工作行业分别用以形容劳动者所从事工作的单位类型已经行业所属类型。

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。人力资本理论下,大众普遍认为工作经验是影响工作时间的一个重要因素,因此本文也将个体工作年限作为一个解释变量引入到了工作时间方程中。此外,小时工资在确定工作时间时容易存在内生性问题,需要对小时工资找到恰当的工具变量对内生性加以控制。因此本文根据现实情况选取了工作经验平方和工作经验与年龄交叉项这两个变量作为小时工资的工具变量加入到模型中,运用了2SLS对模型进行了改进。

四、结果分析

依据中国城镇劳动力市场2013年的数据,本文应用了微观经济的计量方法对个体的工作收入和工作时间方程进行了分析。表3给出了基于Hedonic模型的个体工作收入的估计结果,可以发现年龄和教育年限系数为正,说明随着工作年限和教育年限的增加,个体的工作收入会增加,这与我们的预期是一致的。教育对工资的影响对于女性来说略大于男性,说明对于女性来所增加教育年限是提高工资水平比较有效的方式;健康状况会拖累工作的选择,从而导致工资的下降;出乎意料的是,兄弟姐妹数量的增加会导致小时工资的降低,可能的原因是兄弟姐妹数量的增多导致其教育质量的降低,从而降低了人力资本,导致小时工资的降低;工作时间对于个体收入起到一个负向的作用,可能的原因是前文所提及的替代效应作用较大,这暗示着“倒C型”劳动供给曲线下半部分在我国2013年的城镇劳动力市场中是存在的。

如表4所示,本文对低收入群体和中高收入群体的工作时间方程分别进行了估计,比较这两个群体在劳动供给行为在中的差异。本文为了检验模型的内生性进行了豪斯曼检验,得到检验的卡方值为88.48,对应的P值为0.000,因此认为模型是具有内生性的,需要加入工具变量。过度识别约束检验并没有被拒绝,这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。OLS和2SLS两种结果分别在表4中给出。

从工作时间方程的最小二乘估计结果,小时工资的系数为负数,这表明了随着个体的小时工资的降低,工作时间会不断的增多,即认为闲暇是一种奢侈品,这与“倒S型”与“倒C型”的理论相适应,工作时间的工资弹性为负。但是使用工具变量以后,可以得出小时工资的系数变成为正,特别是对于低收入群体来说,系数比中高收入群体高得多,我们可以得出,低收入群体劳动供给曲线的斜率比中高收入群体的陡的多,低收入群体和中高收入群体的劳动供给曲线还是存在较大差异的。

表3 个体工作收入方程模型

注:括号内为标准差;③表示 p<0.01, ②表示 p<0.05, ①表示 p<0.1,下同。

OLS模型过大地放大了性别对于工作时间的影响,从上文的统计性描述也表明了,显然男性的平均工作时间大于女性,在通过工具变量调整以后的系数更加接近真实值。

教育年限会影响个体的工作时间,显然OLS的模型低估了教育对于个体工作时间的影响。从表4可以得出每增加1年的教育年限,低收入群体的年工作时间平均将减少53.5个小时, 说明教育从多个方面对于个体的劳动供给行为具有比较大的影响作用,特别是低收入的贫困阶层。

党员的身份对于工作时间存在一个负向的影响,可能的原因是党员大多供职于公职机关、事业单位以及国有企业,这些单位的工作时间比较固定,因此在模型得出的时候带来的平均效应来看,党员身份对于个体工作时间的影响呈现负向作用。

户主身份对于工作时间的影响比较明显,需要承担起较大的家庭压力,也就付出了更多的劳动时间,提供了更多的劳动供给,这一点在中高人群中的作用更加明显。

表4 个体工作时间模型

五、结论

研究结果表明,个体劳动供给行为在低收入群体和中高收入群体间是显著不同的。随着教育年限的增加,低收入群体工作时间逐渐降低,说明教育有助于个体从低收入群体走向高收入群体,从而工资弹性系数转变,使得劳动供给行为转变。显然我们得出,人力资源的优势是在劳动力供给中不可忽视的一部分,工作经验、党员身份、户主身份、教育程度、健康状况、兄弟姐妹数量等等都对劳动供给存在很大的影响。但是无论是男性还是女性,低收入群体的工作时间明显高于中高收入群体,低收入群体的小时工资与工作时间的关系明显不同于中高收入群体。

基于上述的研究结果,中高收入阶层的工作时间对于工资的敏感系数相较于低收入阶层不敏感,但却同属正向系数,说明中高收入群体间的收入效应虽然较小,但仍未能超越替代效应,因此也未能超越劳动供给曲线的拐点,成为正向的系数。本文的研究认为在2013年中国全国范围内,各群体的收入水平还是较低,尚未超越“倒C型”劳动供给曲线的拐点,没有证据证明“倒S型”曲线在中国存在。

中国目前的城镇劳动力市场在较低的工资水平上,一方面,低收入城镇居民需要通过尽量地增加劳动供给的方式来获得工资收入以满足家庭的基本生活需求,因此导致了个体的工资水平越低,则工作时间越长的情况,进而导致低收入群体的社会福利状况不断地恶化。另一方面,即使是我国所谓的中高收入群体没有上升越过收入供给曲线的拐点,但是基于这个事实,首先政府部门应该结合现在经济发展水平制定合理的最低工资标准,坚持初次分配的合理和有效;其次我国应当尽力完善社会保障制度,尽量做到再分配层次的公平;最后,政府和社会都要加大对低收入群体的教育培训的投入力度,提高低收入群体的人力资本水平,使得整体收入向上提高,使得劳动力群体早日超越“倒C型”劳动供给曲线的拐点。