青年女性工作时间的溢价效应

张 琪 初立明

一、引言

工作时间是测度劳动积累的时间尺度，工资性收入是劳动价值的货币性回报，是劳动者的生活之源、发展之本，工作时间投入是劳动者按劳付酬的基本要素之一。从保护劳动者健康的角度来说，世界各国对工时作出标准化限制，工时制度的演变呈现不断缩短的特征，同样工资性收入具有刚性特点，最低工资标准和劳动者收入在不断提高。因此，工作时间投入的边际效应递增，工作时间投入的价值回报具有溢价效应。青年女性是劳动力群体中的中坚力量，同时面临着生命历程中婚姻、生育、抚育等重要阶段，工作和家庭之间存在一定的时间冲突，那么青年女性在劳动时间投入上如何更好地选择才能平衡两者间的关系，同时能够获得足够的劳动回报来满足家庭生活需要，需要我们对该群体的工作时间投入效果和回报进行深入研究。因此，本文以青年女性为研究对象，探讨工作时间投入与工作收入回报之间的关系，侧重衡量工作时间带来的工资性收入溢价效应程度，目的是通过有效估计工作时间经济回报，对青年女性时间配置和收入增加提出建议和对策。

二、文献述评

理论方面，工作时间与工资性收入二者间的关系是劳动经济学的经典议题，关注劳动者劳动投入的收入效应和替代效应研究，并对工作时间对收入影响给出两种解释：第一，根据时间配置理论，劳动者会以效用最大化来分配时间。时间是一种稀缺资源，可以分为市场活动时间和非市场活动时间，一项活动时间配置的增加就意味着另一项活动时间配置的减少，劳动者决策行为过程追求有限资源的最佳配置，以获得最大效用。[1]第二，根据工资补偿理论，工作的货币收入和非货币收入都会影响劳动者的效用。优良的工作环境通过非货币的形式，弥补劳动者较低工资所减少的效用，而恶劣的工作环境则需通过提高工资水平增加劳动者的效用。劳动者选择增加工作时间的前提是获得更高水平的工资作为回报，既是自身投入与实际产出一致的体现，也是工作价值的实现。因此，从理论上分析，劳动者增加工作时间会提高工作收入。

实证方面，工作时间影响因素是研究工作时间的热点议题，工作时间后续研究相对较少。工作时间影响因素包括宏微观各种因素，劳动力市场就业形势、年龄、受教育程度、婚姻状况、工作家庭冲突等都会对工作时间产生一定影响。[2-6]一般来说，工作时间既能带来物质回报，如工资、奖金、福利，也能带来非物质回报，如心理上满足，实现个人价值，相关主题包括健康、工作幸福感和工作家庭平衡。[7-10]从工资收入的影响研究看，明瑟方程[11]为其奠定了理论模型，已有研究也验证了教育、健康、工作经验、婚姻、职业等因素对个人收入的影响效应[12-17]。而专门探讨工作时间与工资性收入关系的文献并不多见，但在研究工资性收入时都将工作时间纳入控制因素考虑，高度肯定两者之间的相互关系。

总结工作时间或收入的研究文献，涉及工作时间与工资性收入的关系，主要有三种情况：第一，两者之间显著正向相关。工作时间投入增加会获得更多的收入[18-19]，有学者利用CFPS数据研究个人所得税对劳动收入影响发现，工作时间每增加1%，劳动收入高出约30%[20]；第二，两者之间呈现倒U型关系。有学者利用一手调研数据研究人力资本投资对就业影响发现，工作时间增加，劳动力基本技能越熟练，但过度增加工作时间，会导致人力资本再投资不足，劳动力掌握了工作的基本技能后，劳动效率和报酬随工作时间增加缓慢或者不再增加，两者关系呈现倒“U”型；[21]第三，两者关系不确定。有学者研究工作时间对工作满意度影响时发现，将工作收入作为中介变量，增加工作时间并不能提升工作收入，但是按低中高收入分为三个群体可以发现，低收入群体增加工作时间能够增加工作收入，中等收入群体工作时间对工作收入影响不显著，高收入群体工作时间与工作收入的关系负向显著。[22]

关于工作时间对青年女性工资性收入的影响。已有研究发现，工作时间也是研究女性收入应控制的因素。[23-25]在经济环境、企业竞争、人力成本提高等因素影响下，青年劳动者是主动或被动增加工作时间的主要群体[26]，而由于受生育和家务劳动、社会观念等因素影响，女性大多在劳动密集型的加工行业、餐饮业等行业工作[27]。技术进步以及产业升级，企业对劳动力的需求也逐步多样化，在服务业中，女性的社交能力、细心等比较优势会逐步显现[28]，如果女性增加市场工作投入，生产率上升更明显。与男性相比，增加工作时间投入对女性收入提高有好处[29]。

综上所述，工作时间与工资性收入之间的关系是劳动经济学经典命题，效用最大化、工资补偿理论和明瑟方程分别给出了两者关系的理论阐释和模型，中外学者借助统计方法对工作时间或工资性收入进行多样化、多视角的量化研究，而专门研究工作时间与工资性收入两者关系的研究成果并不多，但所有研究都不回避两者之间的影响关系，并发现两者之间关系的复杂性，理论上两者之间的正向影响关系，现实中受制于工时制度、分配方式以及偏好选择等因素，出现了结果的多样性以及人群的差异性。青年人作为加班的主要群体，女性劳动力相对男性在职场上有自己的特殊性，青年女性又肩负工作和家庭两个主阵地，研究青年女性群体工作时间与工作收入之间的关系、检验工作时间投入的工作收入溢价效应很有必要。

因此，本文在前人研究的基础上，选择微观数据库，使用工具变量方法剔除两者之间的内生性，就青年女性的工时和工作收入问题，进行总体分析和异质性分析，尝试回答：第一，青年女性工作时间投入会产生多大的经济回报？溢出效应有多大？与男性相比有差异吗？与前人研究有何差异？第二，工作时间、工资分配方式的不同，青年女性工作时间溢价效应是否相同？第三，不同劳动生产率的行业，青年女性工作时间溢价效应是否存在分层现象？

与既有文献相比，本文可能的贡献为：第一，本文选择青年女性这一特殊群体，专门分析与解释女性工作时间投入对工资性收入的影响效应；第二，结合性别差异、标准工时以及工资分配方式，多角度分析青年女性工作时间投入产生的溢价效应；第三，基于不同行业劳动生产率的事实，实证检验行业创造价值水平不同的青年女性工作时间溢价效应的异质性。

三、研究设计

(一)数据来源

本文使用数据为中国家庭追踪调查(CFPS),该数据是北京大学每两年一次开展的调查，调查范围覆盖全国25个省市，调查对象为样本家庭户及家庭成员，调查内容包含社会经济、家庭、人口等方面，内容丰富，目标样本规模为16000户，为开展劳动问题、家庭问题研究提供了可靠的数据支持。本文选择最新发布的2018年调查数据，由于本研究主要关注非农就业的青年女性群体，故按照国家统计局的统计口径，选择成人问卷中16-34岁的群体。非农就业以受访者回答“有工作”且“从事农业工作”回答“否”定义为非农就业，在删除各变量缺失值后，最终获得1420个有效样本。

(二)变量选取与数据说明

被解释变量。本文主要关注的是工作时间的收入溢价效应，故选择工资性收入为被解释变量，测量指标为问卷中的工作年收入，包括所有工资、奖金、现金福利、实物补贴都算在内，并扣除税和五险一金后个体过去12个月从工作中获得的总收入。考虑到被解释变量收入有部分取值为0，直接取对数会删除部分有效样本，因此采取收入加1后再取对数。

解释变量。本文的解释变量为工作时间，对于工作时间的测量，采用周工作时间，选择问卷中“一般每周工作多少个小时”这道题目的答案。

控制变量。结合明瑟方程以及已有的参考文献，本文在基准模型中主要控制了如下变量：包括女性的个体特征变量、工作特征变量、家庭特征变量及地区变量。其中，个体特征变量包括，户口、受教育水平、健康水平、婚姻状况；工作特征变量包括：工作经验、是否签订劳动合同；家庭特征变量包括：家庭规模、子女数量、家务劳动时间。同时加入行业类型、省份地区的哑变量，以此控制行业和地区间的差异。表1给出了具体的变量定义及描述性统计结果。

(三)模型设定

本文采用半对数OLS法估计青年女性工作时间对工资性收入的影响。回归模型以明瑟方程为基础并加入反映个体工作时间的相应变量，得到扩展的明瑟方程。基准回归的计量模型如下：

Lnincomei=α+βWorkinghoursi+γXi+εi

(2)

Lnincomei为女性i的年均收入对数。α为常数项；Workinghoursi为核心解释变量——工作时间，β为其系数；Xi为可能影响女性收入的控制变量，包括户口、受教育水平、健康水平、婚姻状况、工作经验、是否签订劳动合同、家庭规模、子女数量、家务劳动时间、行业固定效应以及省份固定效应；γ为各控制向量的相应系数向量；εi为随机误差项。

表1 变量定义及描述性统计

从收入视角来看，已有研究也证明了工资提升对劳动者工作时间具有激励作用[30]，因此，采用OLS回归方法会造成系数的有偏估计，为尽可能控制青年女性工作时间与收入可能存在的互为因果问题对回归结果造成的影响，本文选择的工具变量是同省份女性工作时间，并进行两阶段回归，以控制由互为因果导致的内生性问题。选择省份层面的女性工作时间作为工具变量，是考虑到青年女性收入水平的内生性，个体的工作时间不但受个人行为选择的影响，也受到地区、单位工作时间等条件的影响，即环境因素会对个体有示范效应。而且同省份同性别工作时间与个人收入没有直接关系。因此，本文通过同省份女性工作时间作为模型研究的工具变量。

四、实证分析

(一)描述性分析

根据表1和表2可以看出：第一，从变量均值看，青年女性工作时间均值为45.46小时，2018年国家统计局公布的城镇女性就业人员调查周平均工作时间为45.50小时，本文女性工作时间平均值与国家统计局公布的数据基本一致。青年女性工资性收入均值为3.14万元，《中国人口和就业统计年鉴》公布的2018年城镇非私营单位就业人员平均工资为8.24万元，城镇私营单位就业人员平均工资为4.96万元，本文青年女性工资性收入与统计年鉴的数据在统计内容与统计对象方面都有差别，统计年鉴中工资是货币形式和实物形式支付的税前工资总额，因而表现为青年女性工资性收入低于国家公布的数据。

表2 核心变量描述性统计

第二，比较分析发现，青年女性的工作时间和收入对数均低于青年男性，青年女性工作时间平均值超过标准工时，是青年男性的88.75%，青年女性平均收入的对数为男性的95.16%。标准工时分段显示，42.58%的青年女性周工时未超过40小时，均值为28.29小时，57.42%的青年女性周工时超过40小时，均值为58.19小时，相对来说，青年女性高工时均值是低工时的2倍左右。

第三，从相关性来看，工作时间大体在35-70区间，工资性收入对数大体在8-11区间，女性工作时间与收入拟合直线朝右上方倾斜，这意味着女性工作时间与工资性收入存在正相关，即随着女性工作时间的增加而增加。总的来说，变量的散点图表明女性工作时间与工资性收入正向相关，具体关系还需控制其他因素进一步回归分析。

(二)回归分析

根据描述性统计的结果，青年女性的工作收入随工作时间增加而增加，这种关系大致符合预期假设，关于二者之间关系如何仍需要进一步多变量分析的检验。为避免截面数据回归存在的异方差问题，采用计算异方差—稳健标准误的方式进行估计。表3第(1)列采用OLS方法，纳入可能影响收入的控制变量的结果，第(2)列考虑到收入离群值可能产生的干扰，对收入进行上下1%缩尾处理的结果，第(3)列在缩尾数据和考虑工作时间与工作收入互为因果关系的基础上，加入工具变量后的回归结果。由于因变量取对数，因而工作时间的溢价效应需要进行换算，具体换算公式为(eβ-1)，β为工作时间回归系数，下表同。

表3可以发现：第一，从工作时间的溢价效应看，模型1和模型2的回归分析结果比较一致，回归系数为0.0106，在1%水平上正向显著，溢价效应为1.07%(e0.0106-1)，说明数据缩尾处理没有改变估计结果，与个别专家(如杨菊华)的研究结论接近；模型3剔除了内生性的影响之后，也在1%水平上显著为正，但回归结果增加为0.13，说明不考虑互为因果影响，会低估

表3 工作时间对青年女性工作收入回归结果估计

工作时间的溢价效应。从解释变量回归结果来看，青年女性工作时间的长短在一定程度上可以提高其收入水平，据数据显示，工作时间每增加1小时，工资性收入溢出13.88%。青年女性增加工作时间投入，工作量随之加大，有助于获得更多报酬，这也一定程度上解释了目前职场上的过劳现象，即普通劳动者通过增加工作时间来提高收入水平。

第二，从各控制变量来看，系数符号与明瑟方程理论一致。受教育水平、健康水平、劳动合同均对青年女性收入有正向影响，处于在婚状态、家庭规模、子女数量以及家务劳动时间均对青年女性收入有负向影响。从教育收益率来看，受教育水平有助于提升劳动力创新力，收入随之提升。从工作经验收益率来看，回归呈倒“U”型，即工作收入随工作时间的增幅有一个先上升再下降的趋势。家务劳动时间对收入影响基本不显著，这一结论与卿石松和田艳芳[34]的研究类似，原因可能是日常家务是通过挤占闲暇时间完成的，不会影响市场工作时间。根据回归结果，女性结婚后，家庭规模越大、子女数量越多，会分散女性大量精力投入到家庭中，对女性工资性收入有负向影响。

(三)进一步分析

根据表3估计结果，青年女性工作时间溢价效应约为14%。那么，青年男性的工作时间溢价效应是多少？受工时制度影响，工作时间增加幅度可能不同，各行业劳动力就业有不同特点，劳动生产率与行业创造价值也存在差异，这些可能都对劳动力工作时间溢价效应产生影响。因此，分别按性别、标准工时(40小时)、劳动生产率等方面进行异质性的讨论。其中，以调查样本的平均收入为标准，将低于平均值的批发零售业、社会服务业及居民服务业、住宿和餐饮业定义为低薪服务业，将高于平均值的房地产业、金融业、交通运输业、仓储和邮政业、信息传播业、计算机服务和软件业定义为高薪服务业；由于住宿和餐饮业存在计时付酬，比较制造业与住宿和餐饮业目的是考察不同工资分配方式情况下青年女性工作时间溢价效应。具体估计结果见表4。

表4 青年女性工作时间溢价效应进一步分析

第一，分性别看，青年女性工作时间溢价效应更强，比男性高6.01%。从经济学角度分析，劳动者作为理性经济人，以效用最大化进行决策，加大工作时间投入带来的回报女性大于男性，延长工作时间对女性更有利。但实际上，女性受到家庭影响，男性受到制度影响，提高工作时间来获得更高收入都会受到约束，男性的工作时间和工作收入已经高于女性，增加工作时间投入和提高工作收入都受到限制，工作时间的溢价效应低于女性。

第二，分工时看，未超过40小时的青年女性工作时间溢价效应更高，是周工时超过40小时的4.7倍。劳动者周工时较短，更易于通过增加工作时间获取报酬。中国现行的工时制度包括标准工时制度、综合工时制度及不定时工时制度，形成通过限制工作时间的长度和提供恰当的有关工作时间安排的管理框架。根据《劳动法》对标准工时制度的规定，将周工作时间根据是否低于40小时进行分组，在标准工时内，劳动者加大工作量概率更大，产生的工作时间溢价可能更高，因而，青年女性周工时低于标准工时的范围内，更倾向于通过增加工作时间投入的途径来提高收入。

第三，分行业看，低薪或高薪服务行业的青年女性工作时间溢价效应高于平均水平。无论低薪服务业还是高薪服务业，青年女性工作时间对收入影响均在1%水平上显著，低薪服务业的青年女性的工作时间溢价效应为15.6%，高薪服务业的青年女性的工作时间溢价效应为23.24%。低薪服务业特征是行业进入门槛低、盈利水平弱、受上下游市场影响较大，以批发零售业、住宿和餐饮业等服务业为代表，劳动生产率相对较低，工作时间溢价效应较小，与平均水平相当。高薪服务业的特征是劳动生产率高、发展空间大，以金融业、信息传播业和交通运输业为代表行业，青年女性工作时间经济价值高，表现出明显的工作时间溢价效应。

第四，分产业看，青年女性工作时间溢价效应在住宿和餐饮业更明显。一方面，制造业与住宿和餐饮业分别属于第二产业和第三产业，制造行业的劳动者工作场所多为生产线，更多存在按月计酬，住宿和餐饮行业的劳动者直接服务消费者，行业工资水平较低，增加工作时间投入直接体现在按时付酬中。因此青年女性工作时间的溢价效应为30.73%，高于制造业青年女性工作时间的溢价效应，并高于平均水平。根据调查样本中住宿和餐饮行业青年女性周工时59.45小时，表明住宿和餐饮行业的青年女性需要超高的工作时间来满足生活需要。

五、结论与讨论

本文依托明瑟方程模型，考虑收入影响因素，引入性别视角，构建女性工作时间投入的收入模型。在此基础上，使用CFPS2018年数据，匹配成人数据库与家庭数据库，对青年女性工作时间溢出效应进行测算。研究发现：第一，青年女性工作时间投入对工作收入有溢价效应，且溢价效应高于男性。女性工作时间每增加1小时，产生的溢价效应约为13.88%，高出男性6.01%，证明增加工作时间投入有助于提高青年女性收入；第二，周工时未超过40小时的青年女性收入对工作时间更有依赖性，青年女性周工时低于等于标准工时的范围内，更倾向于通过增加工作时间的途径来提高收入；第三，劳产率高的行业的青年女性工作时间溢价效应更明显，高薪服务行业的青年女性工作时间溢价效应高于平均水平8.67%；第四，住宿和餐饮行业的青年女性工作时间溢价效应最高，达到30%，与长工作时间投入有密切关系，住宿和餐饮行业特点劳动密集型行业，增加工作时间投入直接体现在按时付酬中。

上述研究说明，工作时间具有收入溢价效应，这种溢价效应在性别、行业等方面存在差异，女性群体工作时间的溢价效应更高，非标准工时等灵活就业人群溢价效应更高，住宿和餐饮等服务业存在以时长换收入状况，溢价效应显著高于制造业。这一研究结论，是“按劳分配”原则的现实反映，更凸显出“劳”字内涵的丰富性，无论是工作时间、劳动效率、人力资本，还是行业特征，均具有溢价效应。同时，研究结论也折射出劳动时间、就业方式、收入状况等问题，故提出如下建议：

第一，从工作时间看，应重点关注工作时间过长的劳动者群体。标准工时制度是综合考虑劳动者的身心健康、企业用工成本、国际发展趋势等因素制定的，适度的工作时长是保障劳动者合法权益的重要体现。虽然劳动时间投入能带来收入溢价效应，但在劳动者平均工时超出标准工时的情况下，长期增加工作时间会对自身健康产生不利影响，也易于降低劳动效率与劳动质量。从中国目前现实看，近80%的农民工周工时超过44小时[31]，80%白领经常加班②，“996”“打工人”“码农”等词语频上热搜，过劳死现象也引起人们广泛关注，反映出劳动者迫于职业和挣钱压力，用生命健康换取基本生存的问题。如何通过有效的工作设计和合理安排，在保证效率和收入的同时降低工时，避免内卷，需要政府、用人单位和劳动者高度重视过劳问题，进一步规范劳动力市场用工制度，严格限制过度加班加点现象，以促进劳动者和劳动力市场的健康持续发展。

第二，从就业方式看，应该重点关注灵活就业人员的权益保障。就业是最大的民生，从“六稳”到“六保”，就业问题均摆在首位。被称为吸纳就业“海绵”的灵活就业方式，不同于传统的正规部门就业方式，具有劳动时间、付酬方式、工作场所等方面的灵活性。从我国目前现实看，劳动力市场存在大量的灵活就业人员，就业人员规模达2亿人左右，其中小商小贩多，生活服务业就业人员多③，尤其是互联网背景下诞生的新业态从业人员，更是面临与平台劳动关系松散不明确、工资待遇低、职业伤害认定和劳动保障缺失等问题[32]，反映出当前灵活就业人员“弱从属、保障难”的困境，进而导致劳动者被迫用过度劳动换取收入，用长期的健康生命隐患换取目前的生活改善。如何针对灵活就业人群，在充分调研基础上，理清其在劳动力市场面对的难题，抓住主要矛盾，进一步完善劳动关系、工资工时、保险保障等方面的制度和政策，健全最低工资和支付保障制度，完善休息制度，补齐劳动者权益保障短板，尽快破解灵活就业人员的权益保障问题，促进公平发展。

第三，从收入状况看，应该重点关注低收入人群的增收难题。市场经济条件下，工资收入是绝大多数劳动者的主要生活来源，也是劳动者价值和贡献的重要体现。在全面追求共同富裕背景下，如何缩小收入差距，扩大中等收入群体，需要重点解决好低收入人群的增收问题。从中国目前现实看，2019年中国居民人均年可支配收入是3万元，平均月收入约1000元的中低收入及以下人群达6亿人，④表明中低收入人群仍占主体；从行业收入看，2020年交通运输、仓储和邮政业、信息传播、计算机服务和软件业工资水平均为8万元左右，规模以上企业所处的制造业平均工资为6.13万元，住宿和餐饮业平均工资为3.96万元⑤，说明制造业、住宿、餐饮业等行业的收入较低，工作时间溢价效应低，反映出当前中低收入人群增收渠道单一、劳动生产率低的问题。如何正确处理效率和公平的关系，加大普惠性人力资本投入，提高职业技能、劳动效率，增加低收入群体收入，改善中小企业主和个体工商户营商环境，着力扩大中等收入群体规模，使中低收入群体持续增收。要推动制造业、低薪服务业等行业高质量发展，着力低收入群体的收入水平、扩大中等收入群体获得高回报，实现经济高质量发展。

注释：

① 按照CFPS 中已有的分类设置虚拟变量，本文研究对象为非农就业女性劳动力，因此共19类，包括:采矿业，制造业，电力、燃气及水的生产和供应业，建筑业，交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业，租赁和商业服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、环境和公共设施管理业，居民服务和其他服务业，教育，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育和娱乐业，公共管理与社会组织，其他行业。

② 智联招聘：2019年白领996工作制专题调研报告http://jl.news.163.com/19/0419/18/ED558BU604118JDC.html

③ 人社部：中国灵活就业从业人员规模达2亿左右http://www.chinanews.com/gn/2020/08-08/9259418.shtml

④ 中国网：5月28日李克强总理在十三届全国人大三次会议答记者问http://www.china.com.cn/zhibo/content_76095353.htm

⑤ 国家统计局：2020年规模以上企业分岗位就业人员年平均工资情况http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202105/t20210519_1817669.html