張 琪 初立明

一、引言

工作時間是測度勞動積累的時間尺度，工資性收入是勞動價值的貨幣性回報，是勞動者的生活之源、發(fā)展之本，工作時間投入是勞動者按勞付酬的基本要素之一。從保護(hù)勞動者健康的角度來說，世界各國對工時作出標(biāo)準(zhǔn)化限制，工時制度的演變呈現(xiàn)不斷縮短的特征，同樣工資性收入具有剛性特點，最低工資標(biāo)準(zhǔn)和勞動者收入在不斷提高。因此，工作時間投入的邊際效應(yīng)遞增，工作時間投入的價值回報具有溢價效應(yīng)。青年女性是勞動力群體中的中堅力量，同時面臨著生命歷程中婚姻、生育、撫育等重要階段，工作和家庭之間存在一定的時間沖突，那么青年女性在勞動時間投入上如何更好地選擇才能平衡兩者間的關(guān)系，同時能夠獲得足夠的勞動回報來滿足家庭生活需要，需要我們對該群體的工作時間投入效果和回報進(jìn)行深入研究。因此，本文以青年女性為研究對象，探討工作時間投入與工作收入回報之間的關(guān)系，側(cè)重衡量工作時間帶來的工資性收入溢價效應(yīng)程度，目的是通過有效估計工作時間經(jīng)濟(jì)回報，對青年女性時間配置和收入增加提出建議和對策。

二、文獻(xiàn)述評

理論方面，工作時間與工資性收入二者間的關(guān)系是勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典議題，關(guān)注勞動者勞動投入的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)研究，并對工作時間對收入影響給出兩種解釋：第一，根據(jù)時間配置理論，勞動者會以效用最大化來分配時間。時間是一種稀缺資源，可以分為市場活動時間和非市場活動時間，一項活動時間配置的增加就意味著另一項活動時間配置的減少，勞動者決策行為過程追求有限資源的最佳配置，以獲得最大效用。[1]第二，根據(jù)工資補(bǔ)償理論，工作的貨幣收入和非貨幣收入都會影響勞動者的效用。優(yōu)良的工作環(huán)境通過非貨幣的形式，彌補(bǔ)勞動者較低工資所減少的效用，而惡劣的工作環(huán)境則需通過提高工資水平增加勞動者的效用。勞動者選擇增加工作時間的前提是獲得更高水平的工資作為回報，既是自身投入與實際產(chǎn)出一致的體現(xiàn)，也是工作價值的實現(xiàn)。因此，從理論上分析，勞動者增加工作時間會提高工作收入。

實證方面，工作時間影響因素是研究工作時間的熱點議題，工作時間后續(xù)研究相對較少。工作時間影響因素包括宏微觀各種因素，勞動力市場就業(yè)形勢、年齡、受教育程度、婚姻狀況、工作家庭沖突等都會對工作時間產(chǎn)生一定影響。[2-6]一般來說，工作時間既能帶來物質(zhì)回報，如工資、獎金、福利，也能帶來非物質(zhì)回報，如心理上滿足，實現(xiàn)個人價值，相關(guān)主題包括健康、工作幸福感和工作家庭平衡。[7-10]從工資收入的影響研究看，明瑟方程[11]為其奠定了理論模型，已有研究也驗證了教育、健康、工作經(jīng)驗、婚姻、職業(yè)等因素對個人收入的影響效應(yīng)[12-17]。而專門探討工作時間與工資性收入關(guān)系的文獻(xiàn)并不多見，但在研究工資性收入時都將工作時間納入控制因素考慮，高度肯定兩者之間的相互關(guān)系。

總結(jié)工作時間或收入的研究文獻(xiàn)，涉及工作時間與工資性收入的關(guān)系，主要有三種情況：第一，兩者之間顯著正向相關(guān)。工作時間投入增加會獲得更多的收入[18-19]，有學(xué)者利用CFPS數(shù)據(jù)研究個人所得稅對勞動收入影響發(fā)現(xiàn)，工作時間每增加1%，勞動收入高出約30%[20]；第二，兩者之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。有學(xué)者利用一手調(diào)研數(shù)據(jù)研究人力資本投資對就業(yè)影響發(fā)現(xiàn)，工作時間增加，勞動力基本技能越熟練，但過度增加工作時間，會導(dǎo)致人力資本再投資不足，勞動力掌握了工作的基本技能后，勞動效率和報酬隨工作時間增加緩慢或者不再增加，兩者關(guān)系呈現(xiàn)倒“U”型；[21]第三，兩者關(guān)系不確定。有學(xué)者研究工作時間對工作滿意度影響時發(fā)現(xiàn)，將工作收入作為中介變量，增加工作時間并不能提升工作收入，但是按低中高收入分為三個群體可以發(fā)現(xiàn)，低收入群體增加工作時間能夠增加工作收入，中等收入群體工作時間對工作收入影響不顯著，高收入群體工作時間與工作收入的關(guān)系負(fù)向顯著。[22]

關(guān)于工作時間對青年女性工資性收入的影響。已有研究發(fā)現(xiàn)，工作時間也是研究女性收入應(yīng)控制的因素。[23-25]在經(jīng)濟(jì)環(huán)境、企業(yè)競爭、人力成本提高等因素影響下，青年勞動者是主動或被動增加工作時間的主要群體[26]，而由于受生育和家務(wù)勞動、社會觀念等因素影響，女性大多在勞動密集型的加工行業(yè)、餐飲業(yè)等行業(yè)工作[27]。技術(shù)進(jìn)步以及產(chǎn)業(yè)升級，企業(yè)對勞動力的需求也逐步多樣化，在服務(wù)業(yè)中，女性的社交能力、細(xì)心等比較優(yōu)勢會逐步顯現(xiàn)[28]，如果女性增加市場工作投入，生產(chǎn)率上升更明顯。與男性相比，增加工作時間投入對女性收入提高有好處[29]。

綜上所述，工作時間與工資性收入之間的關(guān)系是勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典命題，效用最大化、工資補(bǔ)償理論和明瑟方程分別給出了兩者關(guān)系的理論闡釋和模型，中外學(xué)者借助統(tǒng)計方法對工作時間或工資性收入進(jìn)行多樣化、多視角的量化研究，而專門研究工作時間與工資性收入兩者關(guān)系的研究成果并不多，但所有研究都不回避兩者之間的影響關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)兩者之間關(guān)系的復(fù)雜性，理論上兩者之間的正向影響關(guān)系，現(xiàn)實中受制于工時制度、分配方式以及偏好選擇等因素，出現(xiàn)了結(jié)果的多樣性以及人群的差異性。青年人作為加班的主要群體，女性勞動力相對男性在職場上有自己的特殊性，青年女性又肩負(fù)工作和家庭兩個主陣地，研究青年女性群體工作時間與工作收入之間的關(guān)系、檢驗工作時間投入的工作收入溢價效應(yīng)很有必要。

因此，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，選擇微觀數(shù)據(jù)庫，使用工具變量方法剔除兩者之間的內(nèi)生性，就青年女性的工時和工作收入問題，進(jìn)行總體分析和異質(zhì)性分析，嘗試回答：第一，青年女性工作時間投入會產(chǎn)生多大的經(jīng)濟(jì)回報？溢出效應(yīng)有多大？與男性相比有差異嗎？與前人研究有何差異？第二，工作時間、工資分配方式的不同，青年女性工作時間溢價效應(yīng)是否相同？第三，不同勞動生產(chǎn)率的行業(yè)，青年女性工作時間溢價效應(yīng)是否存在分層現(xiàn)象？

與既有文獻(xiàn)相比，本文可能的貢獻(xiàn)為：第一，本文選擇青年女性這一特殊群體，專門分析與解釋女性工作時間投入對工資性收入的影響效應(yīng)；第二，結(jié)合性別差異、標(biāo)準(zhǔn)工時以及工資分配方式，多角度分析青年女性工作時間投入產(chǎn)生的溢價效應(yīng)；第三，基于不同行業(yè)勞動生產(chǎn)率的事實，實證檢驗行業(yè)創(chuàng)造價值水平不同的青年女性工作時間溢價效應(yīng)的異質(zhì)性。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用數(shù)據(jù)為中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS),該數(shù)據(jù)是北京大學(xué)每兩年一次開展的調(diào)查，調(diào)查范圍覆蓋全國25個省市，調(diào)查對象為樣本家庭戶及家庭成員，調(diào)查內(nèi)容包含社會經(jīng)濟(jì)、家庭、人口等方面，內(nèi)容豐富，目標(biāo)樣本規(guī)模為16000戶，為開展勞動問題、家庭問題研究提供了可靠的數(shù)據(jù)支持。本文選擇最新發(fā)布的2018年調(diào)查數(shù)據(jù)，由于本研究主要關(guān)注非農(nóng)就業(yè)的青年女性群體，故按照國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計口徑，選擇成人問卷中16-34歲的群體。非農(nóng)就業(yè)以受訪者回答“有工作”且“從事農(nóng)業(yè)工作”回答“否”定義為非農(nóng)就業(yè)，在刪除各變量缺失值后，最終獲得1420個有效樣本。

(二)變量選取與數(shù)據(jù)說明

被解釋變量。本文主要關(guān)注的是工作時間的收入溢價效應(yīng)，故選擇工資性收入為被解釋變量，測量指標(biāo)為問卷中的工作年收入，包括所有工資、獎金、現(xiàn)金福利、實物補(bǔ)貼都算在內(nèi)，并扣除稅和五險一金后個體過去12個月從工作中獲得的總收入?？紤]到被解釋變量收入有部分取值為0，直接取對數(shù)會刪除部分有效樣本，因此采取收入加1后再取對數(shù)。

解釋變量。本文的解釋變量為工作時間，對于工作時間的測量，采用周工作時間，選擇問卷中“一般每周工作多少個小時”這道題目的答案。

控制變量。結(jié)合明瑟方程以及已有的參考文獻(xiàn)，本文在基準(zhǔn)模型中主要控制了如下變量：包括女性的個體特征變量、工作特征變量、家庭特征變量及地區(qū)變量。其中，個體特征變量包括，戶口、受教育水平、健康水平、婚姻狀況；工作特征變量包括：工作經(jīng)驗、是否簽訂勞動合同；家庭特征變量包括：家庭規(guī)模、子女?dāng)?shù)量、家務(wù)勞動時間。同時加入行業(yè)類型、省份地區(qū)的啞變量，以此控制行業(yè)和地區(qū)間的差異。表1給出了具體的變量定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果。

(三)模型設(shè)定

本文采用半對數(shù)OLS法估計青年女性工作時間對工資性收入的影響?；貧w模型以明瑟方程為基礎(chǔ)并加入反映個體工作時間的相應(yīng)變量，得到擴(kuò)展的明瑟方程?；鶞?zhǔn)回歸的計量模型如下：

Lnincomei=α+βWorkinghoursi+γXi+εi

(2)

Lnincomei為女性i的年均收入對數(shù)。α為常數(shù)項；Workinghoursi為核心解釋變量——工作時間，β為其系數(shù)；Xi為可能影響女性收入的控制變量，包括戶口、受教育水平、健康水平、婚姻狀況、工作經(jīng)驗、是否簽訂勞動合同、家庭規(guī)模、子女?dāng)?shù)量、家務(wù)勞動時間、行業(yè)固定效應(yīng)以及省份固定效應(yīng)；γ為各控制向量的相應(yīng)系數(shù)向量；εi為隨機(jī)誤差項。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

從收入視角來看，已有研究也證明了工資提升對勞動者工作時間具有激勵作用[30]，因此，采用OLS回歸方法會造成系數(shù)的有偏估計，為盡可能控制青年女性工作時間與收入可能存在的互為因果問題對回歸結(jié)果造成的影響，本文選擇的工具變量是同省份女性工作時間，并進(jìn)行兩階段回歸，以控制由互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。選擇省份層面的女性工作時間作為工具變量，是考慮到青年女性收入水平的內(nèi)生性，個體的工作時間不但受個人行為選擇的影響，也受到地區(qū)、單位工作時間等條件的影響，即環(huán)境因素會對個體有示范效應(yīng)。而且同省份同性別工作時間與個人收入沒有直接關(guān)系。因此，本文通過同省份女性工作時間作為模型研究的工具變量。

四、實證分析

(一)描述性分析

根據(jù)表1和表2可以看出：第一，從變量均值看，青年女性工作時間均值為45.46小時，2018年國家統(tǒng)計局公布的城鎮(zhèn)女性就業(yè)人員調(diào)查周平均工作時間為45.50小時，本文女性工作時間平均值與國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)基本一致。青年女性工資性收入均值為3.14萬元，《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》公布的2018年城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員平均工資為8.24萬元，城鎮(zhèn)私營單位就業(yè)人員平均工資為4.96萬元，本文青年女性工資性收入與統(tǒng)計年鑒的數(shù)據(jù)在統(tǒng)計內(nèi)容與統(tǒng)計對象方面都有差別，統(tǒng)計年鑒中工資是貨幣形式和實物形式支付的稅前工資總額，因而表現(xiàn)為青年女性工資性收入低于國家公布的數(shù)據(jù)。

表2 核心變量描述性統(tǒng)計

第二，比較分析發(fā)現(xiàn)，青年女性的工作時間和收入對數(shù)均低于青年男性，青年女性工作時間平均值超過標(biāo)準(zhǔn)工時，是青年男性的88.75%，青年女性平均收入的對數(shù)為男性的95.16%。標(biāo)準(zhǔn)工時分段顯示，42.58%的青年女性周工時未超過40小時，均值為28.29小時，57.42%的青年女性周工時超過40小時，均值為58.19小時，相對來說，青年女性高工時均值是低工時的2倍左右。

第三，從相關(guān)性來看，工作時間大體在35-70區(qū)間，工資性收入對數(shù)大體在8-11區(qū)間，女性工作時間與收入擬合直線朝右上方傾斜，這意味著女性工作時間與工資性收入存在正相關(guān)，即隨著女性工作時間的增加而增加?？偟膩碚f，變量的散點圖表明女性工作時間與工資性收入正向相關(guān)，具體關(guān)系還需控制其他因素進(jìn)一步回歸分析。

(二)回歸分析

根據(jù)描述性統(tǒng)計的結(jié)果，青年女性的工作收入隨工作時間增加而增加，這種關(guān)系大致符合預(yù)期假設(shè)，關(guān)于二者之間關(guān)系如何仍需要進(jìn)一步多變量分析的檢驗。為避免截面數(shù)據(jù)回歸存在的異方差問題，采用計算異方差—穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的方式進(jìn)行估計。表3第(1)列采用OLS方法，納入可能影響收入的控制變量的結(jié)果，第(2)列考慮到收入離群值可能產(chǎn)生的干擾，對收入進(jìn)行上下1%縮尾處理的結(jié)果，第(3)列在縮尾數(shù)據(jù)和考慮工作時間與工作收入互為因果關(guān)系的基礎(chǔ)上，加入工具變量后的回歸結(jié)果。由于因變量取對數(shù)，因而工作時間的溢價效應(yīng)需要進(jìn)行換算，具體換算公式為(eβ-1)，β為工作時間回歸系數(shù)，下表同。

表3可以發(fā)現(xiàn)：第一，從工作時間的溢價效應(yīng)看，模型1和模型2的回歸分析結(jié)果比較一致，回歸系數(shù)為0.0106，在1%水平上正向顯著，溢價效應(yīng)為1.07%(e0.0106-1)，說明數(shù)據(jù)縮尾處理沒有改變估計結(jié)果，與個別專家(如楊菊華)的研究結(jié)論接近；模型3剔除了內(nèi)生性的影響之后，也在1%水平上顯著為正，但回歸結(jié)果增加為0.13，說明不考慮互為因果影響，會低估

表3 工作時間對青年女性工作收入回歸結(jié)果估計

工作時間的溢價效應(yīng)。從解釋變量回歸結(jié)果來看，青年女性工作時間的長短在一定程度上可以提高其收入水平，據(jù)數(shù)據(jù)顯示，工作時間每增加1小時，工資性收入溢出13.88%。青年女性增加工作時間投入，工作量隨之加大，有助于獲得更多報酬，這也一定程度上解釋了目前職場上的過勞現(xiàn)象，即普通勞動者通過增加工作時間來提高收入水平。

第二，從各控制變量來看，系數(shù)符號與明瑟方程理論一致。受教育水平、健康水平、勞動合同均對青年女性收入有正向影響，處于在婚狀態(tài)、家庭規(guī)模、子女?dāng)?shù)量以及家務(wù)勞動時間均對青年女性收入有負(fù)向影響。從教育收益率來看，受教育水平有助于提升勞動力創(chuàng)新力，收入隨之提升。從工作經(jīng)驗收益率來看，回歸呈倒“U”型，即工作收入隨工作時間的增幅有一個先上升再下降的趨勢。家務(wù)勞動時間對收入影響基本不顯著，這一結(jié)論與卿石松和田艷芳[34]的研究類似，原因可能是日常家務(wù)是通過擠占閑暇時間完成的，不會影響市場工作時間。根據(jù)回歸結(jié)果，女性結(jié)婚后，家庭規(guī)模越大、子女?dāng)?shù)量越多，會分散女性大量精力投入到家庭中，對女性工資性收入有負(fù)向影響。

(三)進(jìn)一步分析

根據(jù)表3估計結(jié)果，青年女性工作時間溢價效應(yīng)約為14%。那么，青年男性的工作時間溢價效應(yīng)是多少？受工時制度影響，工作時間增加幅度可能不同，各行業(yè)勞動力就業(yè)有不同特點，勞動生產(chǎn)率與行業(yè)創(chuàng)造價值也存在差異，這些可能都對勞動力工作時間溢價效應(yīng)產(chǎn)生影響。因此，分別按性別、標(biāo)準(zhǔn)工時(40小時)、勞動生產(chǎn)率等方面進(jìn)行異質(zhì)性的討論。其中，以調(diào)查樣本的平均收入為標(biāo)準(zhǔn)，將低于平均值的批發(fā)零售業(yè)、社會服務(wù)業(yè)及居民服務(wù)業(yè)、住宿和餐飲業(yè)定義為低薪服務(wù)業(yè)，將高于平均值的房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)、交通運(yùn)輸業(yè)、倉儲和郵政業(yè)、信息傳播業(yè)、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)定義為高薪服務(wù)業(yè)；由于住宿和餐飲業(yè)存在計時付酬，比較制造業(yè)與住宿和餐飲業(yè)目的是考察不同工資分配方式情況下青年女性工作時間溢價效應(yīng)。具體估計結(jié)果見表4。

表4 青年女性工作時間溢價效應(yīng)進(jìn)一步分析

第一，分性別看，青年女性工作時間溢價效應(yīng)更強(qiáng)，比男性高6.01%。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度分析，勞動者作為理性經(jīng)濟(jì)人，以效用最大化進(jìn)行決策，加大工作時間投入帶來的回報女性大于男性，延長工作時間對女性更有利。但實際上，女性受到家庭影響，男性受到制度影響，提高工作時間來獲得更高收入都會受到約束，男性的工作時間和工作收入已經(jīng)高于女性，增加工作時間投入和提高工作收入都受到限制，工作時間的溢價效應(yīng)低于女性。

第二，分工時看，未超過40小時的青年女性工作時間溢價效應(yīng)更高，是周工時超過40小時的4.7倍。勞動者周工時較短，更易于通過增加工作時間獲取報酬。中國現(xiàn)行的工時制度包括標(biāo)準(zhǔn)工時制度、綜合工時制度及不定時工時制度，形成通過限制工作時間的長度和提供恰當(dāng)?shù)挠嘘P(guān)工作時間安排的管理框架。根據(jù)《勞動法》對標(biāo)準(zhǔn)工時制度的規(guī)定，將周工作時間根據(jù)是否低于40小時進(jìn)行分組，在標(biāo)準(zhǔn)工時內(nèi)，勞動者加大工作量概率更大，產(chǎn)生的工作時間溢價可能更高，因而，青年女性周工時低于標(biāo)準(zhǔn)工時的范圍內(nèi)，更傾向于通過增加工作時間投入的途徑來提高收入。

第三，分行業(yè)看，低薪或高薪服務(wù)行業(yè)的青年女性工作時間溢價效應(yīng)高于平均水平。無論低薪服務(wù)業(yè)還是高薪服務(wù)業(yè)，青年女性工作時間對收入影響均在1%水平上顯著，低薪服務(wù)業(yè)的青年女性的工作時間溢價效應(yīng)為15.6%，高薪服務(wù)業(yè)的青年女性的工作時間溢價效應(yīng)為23.24%。低薪服務(wù)業(yè)特征是行業(yè)進(jìn)入門檻低、盈利水平弱、受上下游市場影響較大，以批發(fā)零售業(yè)、住宿和餐飲業(yè)等服務(wù)業(yè)為代表，勞動生產(chǎn)率相對較低，工作時間溢價效應(yīng)較小，與平均水平相當(dāng)。高薪服務(wù)業(yè)的特征是勞動生產(chǎn)率高、發(fā)展空間大，以金融業(yè)、信息傳播業(yè)和交通運(yùn)輸業(yè)為代表行業(yè)，青年女性工作時間經(jīng)濟(jì)價值高，表現(xiàn)出明顯的工作時間溢價效應(yīng)。

第四，分產(chǎn)業(yè)看，青年女性工作時間溢價效應(yīng)在住宿和餐飲業(yè)更明顯。一方面，制造業(yè)與住宿和餐飲業(yè)分別屬于第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，制造行業(yè)的勞動者工作場所多為生產(chǎn)線，更多存在按月計酬，住宿和餐飲行業(yè)的勞動者直接服務(wù)消費(fèi)者，行業(yè)工資水平較低，增加工作時間投入直接體現(xiàn)在按時付酬中。因此青年女性工作時間的溢價效應(yīng)為30.73%，高于制造業(yè)青年女性工作時間的溢價效應(yīng)，并高于平均水平。根據(jù)調(diào)查樣本中住宿和餐飲行業(yè)青年女性周工時59.45小時，表明住宿和餐飲行業(yè)的青年女性需要超高的工作時間來滿足生活需要。

五、結(jié)論與討論

本文依托明瑟方程模型，考慮收入影響因素，引入性別視角，構(gòu)建女性工作時間投入的收入模型。在此基礎(chǔ)上，使用CFPS2018年數(shù)據(jù)，匹配成人數(shù)據(jù)庫與家庭數(shù)據(jù)庫，對青年女性工作時間溢出效應(yīng)進(jìn)行測算。研究發(fā)現(xiàn)：第一，青年女性工作時間投入對工作收入有溢價效應(yīng)，且溢價效應(yīng)高于男性。女性工作時間每增加1小時，產(chǎn)生的溢價效應(yīng)約為13.88%，高出男性6.01%，證明增加工作時間投入有助于提高青年女性收入；第二，周工時未超過40小時的青年女性收入對工作時間更有依賴性，青年女性周工時低于等于標(biāo)準(zhǔn)工時的范圍內(nèi)，更傾向于通過增加工作時間的途徑來提高收入；第三，勞產(chǎn)率高的行業(yè)的青年女性工作時間溢價效應(yīng)更明顯，高薪服務(wù)行業(yè)的青年女性工作時間溢價效應(yīng)高于平均水平8.67%；第四，住宿和餐飲行業(yè)的青年女性工作時間溢價效應(yīng)最高，達(dá)到30%，與長工作時間投入有密切關(guān)系，住宿和餐飲行業(yè)特點勞動密集型行業(yè)，增加工作時間投入直接體現(xiàn)在按時付酬中。

上述研究說明，工作時間具有收入溢價效應(yīng)，這種溢價效應(yīng)在性別、行業(yè)等方面存在差異，女性群體工作時間的溢價效應(yīng)更高，非標(biāo)準(zhǔn)工時等靈活就業(yè)人群溢價效應(yīng)更高，住宿和餐飲等服務(wù)業(yè)存在以時長換收入狀況，溢價效應(yīng)顯著高于制造業(yè)。這一研究結(jié)論，是“按勞分配”原則的現(xiàn)實反映，更凸顯出“勞”字內(nèi)涵的豐富性，無論是工作時間、勞動效率、人力資本，還是行業(yè)特征，均具有溢價效應(yīng)。同時，研究結(jié)論也折射出勞動時間、就業(yè)方式、收入狀況等問題，故提出如下建議：

第一，從工作時間看，應(yīng)重點關(guān)注工作時間過長的勞動者群體。標(biāo)準(zhǔn)工時制度是綜合考慮勞動者的身心健康、企業(yè)用工成本、國際發(fā)展趨勢等因素制定的，適度的工作時長是保障勞動者合法權(quán)益的重要體現(xiàn)。雖然勞動時間投入能帶來收入溢價效應(yīng)，但在勞動者平均工時超出標(biāo)準(zhǔn)工時的情況下，長期增加工作時間會對自身健康產(chǎn)生不利影響，也易于降低勞動效率與勞動質(zhì)量。從中國目前現(xiàn)實看，近80%的農(nóng)民工周工時超過44小時[31]，80%白領(lǐng)經(jīng)常加班②，“996”“打工人”“碼農(nóng)”等詞語頻上熱搜，過勞死現(xiàn)象也引起人們廣泛關(guān)注，反映出勞動者迫于職業(yè)和掙錢壓力，用生命健康換取基本生存的問題。如何通過有效的工作設(shè)計和合理安排，在保證效率和收入的同時降低工時，避免內(nèi)卷，需要政府、用人單位和勞動者高度重視過勞問題，進(jìn)一步規(guī)范勞動力市場用工制度，嚴(yán)格限制過度加班加點現(xiàn)象，以促進(jìn)勞動者和勞動力市場的健康持續(xù)發(fā)展。

第二，從就業(yè)方式看，應(yīng)該重點關(guān)注靈活就業(yè)人員的權(quán)益保障。就業(yè)是最大的民生，從“六穩(wěn)”到“六?！?，就業(yè)問題均擺在首位。被稱為吸納就業(yè)“海綿”的靈活就業(yè)方式，不同于傳統(tǒng)的正規(guī)部門就業(yè)方式，具有勞動時間、付酬方式、工作場所等方面的靈活性。從我國目前現(xiàn)實看，勞動力市場存在大量的靈活就業(yè)人員，就業(yè)人員規(guī)模達(dá)2億人左右，其中小商小販多，生活服務(wù)業(yè)就業(yè)人員多③，尤其是互聯(lián)網(wǎng)背景下誕生的新業(yè)態(tài)從業(yè)人員，更是面臨與平臺勞動關(guān)系松散不明確、工資待遇低、職業(yè)傷害認(rèn)定和勞動保障缺失等問題[32]，反映出當(dāng)前靈活就業(yè)人員“弱從屬、保障難”的困境，進(jìn)而導(dǎo)致勞動者被迫用過度勞動換取收入，用長期的健康生命隱患換取目前的生活改善。如何針對靈活就業(yè)人群，在充分調(diào)研基礎(chǔ)上，理清其在勞動力市場面對的難題，抓住主要矛盾，進(jìn)一步完善勞動關(guān)系、工資工時、保險保障等方面的制度和政策，健全最低工資和支付保障制度，完善休息制度，補(bǔ)齊勞動者權(quán)益保障短板，盡快破解靈活就業(yè)人員的權(quán)益保障問題，促進(jìn)公平發(fā)展。

第三，從收入狀況看，應(yīng)該重點關(guān)注低收入人群的增收難題。市場經(jīng)濟(jì)條件下，工資收入是絕大多數(shù)勞動者的主要生活來源，也是勞動者價值和貢獻(xiàn)的重要體現(xiàn)。在全面追求共同富裕背景下，如何縮小收入差距，擴(kuò)大中等收入群體，需要重點解決好低收入人群的增收問題。從中國目前現(xiàn)實看，2019年中國居民人均年可支配收入是3萬元，平均月收入約1000元的中低收入及以下人群達(dá)6億人，④表明中低收入人群仍占主體；從行業(yè)收入看，2020年交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)、信息傳播、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)工資水平均為8萬元左右，規(guī)模以上企業(yè)所處的制造業(yè)平均工資為6.13萬元，住宿和餐飲業(yè)平均工資為3.96萬元⑤，說明制造業(yè)、住宿、餐飲業(yè)等行業(yè)的收入較低，工作時間溢價效應(yīng)低，反映出當(dāng)前中低收入人群增收渠道單一、勞動生產(chǎn)率低的問題。如何正確處理效率和公平的關(guān)系，加大普惠性人力資本投入，提高職業(yè)技能、勞動效率，增加低收入群體收入，改善中小企業(yè)主和個體工商戶營商環(huán)境，著力擴(kuò)大中等收入群體規(guī)模，使中低收入群體持續(xù)增收。要推動制造業(yè)、低薪服務(wù)業(yè)等行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，著力低收入群體的收入水平、擴(kuò)大中等收入群體獲得高回報，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

注釋：

① 按照CFPS 中已有的分類設(shè)置虛擬變量，本文研究對象為非農(nóng)就業(yè)女性勞動力，因此共19類，包括:采礦業(yè)，制造業(yè)，電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，建筑業(yè)，交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、計算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商業(yè)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)，居民服務(wù)和其他服務(wù)業(yè)，教育，衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)，文化、體育和娛樂業(yè)，公共管理與社會組織，其他行業(yè)。

② 智聯(lián)招聘：2019年白領(lǐng)996工作制專題調(diào)研報告http://jl.news.163.com/19/0419/18/ED558BU604118JDC.html

③ 人社部：中國靈活就業(yè)從業(yè)人員規(guī)模達(dá)2億左右http://www.chinanews.com/gn/2020/08-08/9259418.shtml

④ 中國網(wǎng)：5月28日李克強(qiáng)總理在十三屆全國人大三次會議答記者問http://www.china.com.cn/zhibo/content_76095353.htm

⑤ 國家統(tǒng)計局：2020年規(guī)模以上企業(yè)分崗位就業(yè)人員年平均工資情況http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202105/t20210519_1817669.html