汪 偉，崔亞東

（1.上海財經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟與管理學(xué)院，上海 200433；2.上海財經(jīng)大學(xué) 上海市金融信息技術(shù)研究重點實驗室，上海 200433）

一、引言

勞動供給行為特別是過度勞動現(xiàn)象一直為社會所關(guān)注，根據(jù)圖1 所示，在2005?2019 年期間，中國城鎮(zhèn)職工每周平均工作時間總體超過45 小時，遠(yuǎn)高于我國《勞動合同法》規(guī)定的每周40 小時正常標(biāo)準(zhǔn)。在勞動者群體中，農(nóng)民工的過度勞動現(xiàn)象尤為嚴(yán)重，在工作時間超過40 小時和超過48 小時的就業(yè)人員中，農(nóng)民工的占比均高于城鎮(zhèn)戶口職工。

圖1 就業(yè)人員歷年工作時間變化趨勢

目前，學(xué)術(shù)界對于農(nóng)民工勞動供給行為的研究已經(jīng)十分豐富，從工資角度，常進雄和趙海濤（2014）認(rèn)為，如果農(nóng)村戶籍勞動力的工資能夠增加到無歧視程度，農(nóng)村戶籍勞動力的非農(nóng)勞動供給將增加31.11%。從健康角度，秦立建等（2012）認(rèn)為，當(dāng)外出務(wù)工農(nóng)民工遭受健康沖擊時，由于身體健康水平下降，其外出務(wù)工勞動時間也會隨之下降。從勞動保護角度，杜鵬程等（2018）評估了我國新《勞動合同法》實施對農(nóng)民工福利水平的影響，發(fā)現(xiàn)該法案實施可以使農(nóng)民工的工作時間減少23%。此外，還有一些研究從工作轉(zhuǎn)換（明娟和曾湘泉，2015）以及子女隨遷（喻開志等，2022）等角度討論了農(nóng)民工勞動供給行為。

針對農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象的研究則在近幾年開始受到學(xué)者們的關(guān)注，已有文獻主要從以下幾個角度進行了討論：第一是從勞動權(quán)益保障角度。根據(jù)歷年《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》，農(nóng)民工大多集中分布于低端服務(wù)業(yè)、制造業(yè)以及建筑業(yè)等行業(yè)，這些行業(yè)的用工規(guī)范性較差，勞動合同簽訂率普遍較低，導(dǎo)致農(nóng)民工的各項勞動權(quán)益難以獲得有效保障（朱明寶和楊云彥，2017），從而引發(fā)農(nóng)民工工作時間長、勞動強度大等問題（劉璐寧和孟續(xù)鐸，2018）。然而，在2008 年《勞動合同法》正式施行以來，我國各項勞動保障制度已經(jīng)明顯改善（杜鵬程等，2018），但是根據(jù)圖1 所示，在2008 年之后，中國農(nóng)民工周工作時間仍普遍高于45 小時，超過國家規(guī)定的每周最多工作44 小時的標(biāo)準(zhǔn)。因此，僅從勞動權(quán)益保障角度無法有效解釋中國農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象。第二是從最低工資角度。有研究認(rèn)為，最低工資上升增加了企業(yè)用工成本，但由于中國最低工資制度采用月最低工資而不是小時最低工資標(biāo)準(zhǔn)，這會促使企業(yè)增加用工時長而非增加勞動力雇傭以降低用工成本（楊娟和李實，2016），進而導(dǎo)致農(nóng)民工過度勞動。上述解釋也存在缺陷，根據(jù)中國各省區(qū)社保局?jǐn)?shù)據(jù)，在2005?2007 年間，中國各省區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)已有了明顯提高，如果最低工資提升能夠解釋農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象，那么圖1 中2005?2007 年農(nóng)民工工作時間出現(xiàn)明顯下降就難以解釋，因此從最低工資視角只能解釋2008 年之后的過度勞動現(xiàn)象，卻無法對2008 年之前的現(xiàn)象提供合理的解釋。第三是從農(nóng)民工居住方式角度。魏萬青（2011）、吳煒和朱力（2011）等認(rèn)為農(nóng)民工過度勞動是由其居住方式所導(dǎo)致，雇主或單位提供宿舍的居住方式，實質(zhì)是將宿舍作為生產(chǎn)空間的延伸，但這些研究大多缺少理論分析或者使用不具有普遍性的局部區(qū)域數(shù)據(jù)論證，其解釋力不足。第四則是從農(nóng)民工個體特征角度。已有研究認(rèn)為，家庭壓力、就業(yè)穩(wěn)定性、收入水平以及健康狀況等因素也對農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象具有一定的解釋力（秦立建等，2012）。從農(nóng)民工個體特征解釋農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象的研究，也為本文提供了思路。

現(xiàn)有文獻雖然對農(nóng)民工勞動供給行為以及過度勞動現(xiàn)象給出了不同解釋，然而這些研究均忽略了流動性約束的影響。本文認(rèn)為，流動性約束可能是促使中國農(nóng)民工增加勞動供給，從而產(chǎn)生過度勞動的重要原因之一。流動性約束是指人們無法通過借貸提前使用未來的收入和財富來維持正常消費水平的一種狀態(tài)（Zeldes，1989）。根據(jù)生命周期理論（Modigliani 和Brumberg，1954），在完全資本市場上，個體可以根據(jù)其一生收入，以效用最大化為目標(biāo)來平滑消費。在個體當(dāng)期收入無法滿足當(dāng)期消費時，個體只需向資本市場借貸提前預(yù)支未來收入，就可以平滑消費。而當(dāng)資本市場不完全時，個體無法通過借貸提前預(yù)支未來收入，便產(chǎn)生了流動性約束問題。已有研究認(rèn)為，相較于高收入群體，低收入群體更容易受到流動性約束（Deidda，2014；甘犁等，2018）。與城鎮(zhèn)職工相比，農(nóng)民工在勞動力市場普遍處于劣勢（張世偉和武娜，2015），再加上較弱的議價能力（盧海陽和鄭旭媛，2019），勞動權(quán)益難以得到有效保障，故而農(nóng)民工只能獲得較低的工資收入（李培林和李煒，2010）。由于工資收入水平普遍較低，所以在信息不對稱的借貸市場中，農(nóng)民工無法為借款者提供良好的償付能力預(yù)期，從而難以獲得貸款（楊汝岱等，2011）。故而與城鎮(zhèn)職工相比，農(nóng)民工更容易面臨流動性約束問題。此外，利用2017 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)和2018 年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，本文從農(nóng)民工的工資收入、家庭資產(chǎn)以及借貸難度等方面與城鎮(zhèn)職工進行了對比，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工的工資收入和家庭資產(chǎn)均占到城鎮(zhèn)職工的一半左右，并且農(nóng)民工借貸行為被拒絕的比例是城鎮(zhèn)職工的1 至2 倍。因此，與城鎮(zhèn)職工相比，農(nóng)民工面臨著更為嚴(yán)重的流動性約束問題。

對于收入水平較低的農(nóng)民工來說，在面臨流動性約束時，其儲蓄通常是不足的，這就需要增加勞動供給以提高收入水平來應(yīng)對。一些研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工工資結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出基本工資占比下降、加班工資占比上升的趨勢（蔡禾和李超海；2015），這說明農(nóng)民工傾向于通過延長工作時間來獲取收入。當(dāng)面臨流動性約束時，除了選擇加班，農(nóng)民工還可能兼職多份工作以增加工資收入。由于農(nóng)民工從事的工作本身勞動強度普遍較大（張世偉和楊正雄，2016；朱明寶和楊云彥，2017），從事多份工作無疑會增加農(nóng)民工的勞動強度，這就極易產(chǎn)生過度勞動現(xiàn)象。

目前，較少有文獻考察流動性約束對勞動者勞動供給的影響，在僅有的幾篇國外研究中，則更多聚焦于就業(yè)效應(yīng)和工作時間效應(yīng)，卻較少關(guān)注勞動強度效應(yīng)。如Rossi 和Trucchi（2016）使用意大利數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)受到流動性約束的工人會增加勞動參與，特別是對于男性工人。Kumar 和Liang（2018）使用美國CPS數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)放松流動性約束后，居民勞動參與率顯著降低。Yue 等（2021）認(rèn)為當(dāng)家庭戶主受到流動性約束時，將會促使其他家庭成員加入勞動力市場，特別是對于配偶和子女。此外，也有研究發(fā)現(xiàn)，從整個生命周期來看，當(dāng)受到流動性約束時，勞動者退休前的消費要小于退休后的消費，這會使得勞動者提前退休，減少勞動供給（Crawford 和Lilien，1981）。

鑒于以往研究的不足，本文通過構(gòu)建理論模型并運用2017 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），從理論和實證兩個方面考察了流動性約束對農(nóng)民工勞動供給的影響，并進一步分析了農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象。研究結(jié)果表明，受到流動性約束的農(nóng)民工將會增加勞動供給，更容易出現(xiàn)過度勞動。而流動性約束導(dǎo)致農(nóng)民工的消費水平和家庭資產(chǎn)出現(xiàn)下降，為了降低流動性約束對消費和家庭資產(chǎn)的負(fù)面影響，農(nóng)民工會傾向于增加勞動時間和提高勞動強度來應(yīng)對，進而誘發(fā)過度勞動。異質(zhì)性分析表明，當(dāng)受到流動性約束時，所處金融信貸環(huán)境較差、勞動權(quán)益難以得到保障、收入較低、家庭贍養(yǎng)壓力較大、社保繳費負(fù)擔(dān)較重以及生活成本較高地區(qū)的農(nóng)民工群體更可能增加勞動供給，從而出現(xiàn)過度勞動。本文可能存在的邊際貢獻主要有兩點：其一，豐富了連接金融市場與勞動力市場的理論研究；其二，為考察中國農(nóng)民工勞動供給行為提供了新視角，同時也為緩解農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象提供了新思路。

二、流動性約束對農(nóng)民工勞動供給影響的理論分析

本文主要借鑒艾春榮和汪偉（2010）以及Rossi 和Trucchi（2016）的研究，構(gòu)建一個兩期世代交疊模型分析流動性約束對農(nóng)民工勞動供給的影響。假設(shè)有代表性的農(nóng)民工一生中經(jīng)歷成年期和老年期兩期。農(nóng)民工在成年期擁有一單位時間稟賦，一部分時間用于閑暇，另一部分時間提供到勞動力市場并獲得工資收入，由于農(nóng)民工工資收入普遍較低，因此本文假定農(nóng)民工有較大概率從事低工資工作，還有一定概率從事高工資工作。農(nóng)民工的工資收入一部分用于滿足當(dāng)期消費，一部分贍養(yǎng)父母，其余部分為養(yǎng)老而儲蓄。農(nóng)民工在老年期也會從子女手中獲取贍養(yǎng)費，在生命終止時消費掉所有的養(yǎng)老資源。農(nóng)民工生命周期的預(yù)算約束為：

其中，c1t為農(nóng)民工在成年期（工作期）的消費，c2t+1為 老年期（退休期）的消費。l1t為農(nóng)民工在成年期（工作期）的閑暇時間，1?l1t為勞動時間，由于農(nóng)民工必須勞動才能獲得工資收入，所以假設(shè)1?l1t>0。p為農(nóng)民工從事低工資工作的概率，1 ?p為從事高工資工作的概率，農(nóng)民工工資由勞動力市場決定，低工資率為，高工資率為wˉ，所以農(nóng)民工在勞動力市場獲得的期望工資率為，期望工資為為農(nóng)民工生育子女的數(shù)量，gt是每個子女贍養(yǎng)父母的費用，st為農(nóng)民工在工作期的儲蓄，假設(shè)儲蓄的收益率R為外生給定。

在給定預(yù)算約束條件下，通過構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，求解農(nóng)民工效用最大化問題，可以得到：

根據(jù)庫恩?塔克條件，可以得到：

由于農(nóng)民工必須工作才能獲得工資收入，即 (1?l1t)>0，所以 λ=0，贍養(yǎng)父母費用支出為正，所以 θ=0 。在完全資本市場中，農(nóng)民工可以進行借貸，不存在流動性約束問題，故而 γ=0，根據(jù)（6）式?（11）式可以得到：

（12）式表明，在完全資本市場中，由于不存在流動性約束，無論從事低工資的工作還是高工資工作，農(nóng)民工完全可以在保持閑暇時間不變的條件下，通過借貸來改變當(dāng)期儲蓄，平滑工作期和退休期的消費，從而使（12）式成立。

當(dāng)資本市場不完全時，此時由于存在借貸門檻約束，農(nóng)民工可能面臨流動性約束，這要求st=，γ >0。那么在面臨流動性約束情況下，根據(jù)（6）?（11）式可以得到（13）式：①本文設(shè)定右上角標(biāo)注c 的表達(dá)式為存在流動性約束的情況，沒有標(biāo)注c 的為不存在流動性約束的情況。

在流動性約束條件下，農(nóng)民工效用最大值不會高于不存在流動性約束條件下對應(yīng)的效用最大值，即：

同時，由于農(nóng)民工在退休期的收入無法提前預(yù)支，工作期的消費受到限制，所以存在流動性約束的工作期的消費小于等于沒有流動性約束時的工作期的消費，即所以得到下式：

在其他變量不變的條件下，農(nóng)民工工資從事低工資工作的概率p越高，（15）式右邊會變得更小，這種約束關(guān)系將會進一步增強。為了緩解或擺脫流動性約束的限制，將工作期消費水平維持在不存在流動性約束條件下的水平，農(nóng)民工需要減少閑暇，增加勞動時間來提高收入水平，使（15）式右邊變大，進而使（15）式相等。

當(dāng)工作期的消費維持不變時，（14）式將變?yōu)椋?/p>

在（16）式中，由于閑暇減少，即l1t減少為，所以U受流動性約束影響，農(nóng)民工退休期的消費不低于不存在流動性約束時的狀況，從而有U。綜合來看，通過減少閑暇，增加勞動時間，可以使（16）式以等號成立。

以上理論分析表明，當(dāng)農(nóng)民工受到流動性約束時，需要通過增加勞動供給來應(yīng)對，從而容易引發(fā)過度勞動。接下來，本文進一步對理論模型的結(jié)論進行實證檢驗。

三、實證設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自2017 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）。該數(shù)據(jù)具有分層抽樣、大樣本等優(yōu)良性質(zhì)，可以有效降低樣本選擇的系統(tǒng)性偏差。按照國家統(tǒng)計局定義標(biāo)準(zhǔn)，本文將農(nóng)民工樣本界定為年齡在16?65 歲之間，具有農(nóng)村戶籍且從事非農(nóng)工作的勞動群體。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量

關(guān)于農(nóng)民工勞動供給的度量，本文使用農(nóng)民工每周的工作時間表示（張川川等，2014）。關(guān)于過度勞動的界定，參照現(xiàn)有研究方法（祝仲坤，2020；張熠等，2021），如果農(nóng)民工每周工作時間超過50 小時，則定義為存在過度勞動，賦值為1，如果農(nóng)民工每周工作時間小于等于50 小時，則定義為不存在過度勞動，賦值為0。

2.核心解釋變量

核心解釋變量指標(biāo)是農(nóng)民工是否受到流動性約束。由于流動性約束的定義是由于代表性行為人無法通過借貸來實現(xiàn)跨期替代而出現(xiàn)的一種狀態(tài)，根據(jù)Zeldes（1989）的定義方式，本文使用農(nóng)民工家庭金融資產(chǎn)總價值是否小于兩個月家庭永久收入表示，若農(nóng)民工家庭金融資產(chǎn)總價值低于兩個月家庭永久收入，則表明農(nóng)民工存在流動性約束，賦值為1，否則賦值為0。家庭永久收入指標(biāo)測算采用Rossi 和Trucchi（2016）的計算方式：

在（17）式中，yp表示永久收入，r表示利率，T表示預(yù)期壽命，t表示農(nóng)民工年齡，Ht表示未來預(yù)期收入的現(xiàn)值，At表示家庭凈財富，即家庭總資產(chǎn)減去家庭總負(fù)債。關(guān)于利率r，本文根據(jù)1980?2017 年世界銀行統(tǒng)計的中國貸款利率，取其平均值為7.056%。在2017 年，我國預(yù)期壽命約為76 歲，因此T取值為76。關(guān)于未來預(yù)期收入，本文根據(jù)農(nóng)民工在2011 年、2013 年、2015 年以及2017 年的收入，并結(jié)合農(nóng)民工的個體、家庭、行業(yè)以及地區(qū)特征進行回歸估計得到。

3.控制變量

控制變量包括農(nóng)民工個體、家庭、行業(yè)以及地區(qū)特征。關(guān)于農(nóng)民工個體特征，本文選取了農(nóng)民工的年齡、性別、政治面貌、婚姻狀況、受教育水平、健康狀況、收入、社會保險參保情況等變量（Rossi 和Trucchi，2016；Yue 等，2021）。一般認(rèn)為，男性、非黨員、低學(xué)歷、低收入農(nóng)民工群體的勞動時間可能更長（秦立建等，2012；孫文凱和王格非，2020）。此外，已有研究表明，個體年齡可能與勞動供給存在非線性關(guān)系（Yue 等，2021），因此本文也在估計方程中控制年齡的二次項。還有研究認(rèn)為，勞動保障在不同部門存在差別，體制外單位可能對農(nóng)民工勞動權(quán)益保障相對較差（吳煒和陳麗，2014），強制加班現(xiàn)象可能更為普遍（羅連化和周先波，2019）。因此，本文將農(nóng)民工就業(yè)單位性質(zhì)也考慮在內(nèi)，分為體制內(nèi)單位（機關(guān)團體或事業(yè)單位、國有及國有控股企業(yè)、集體企業(yè)）和體制外單位（私營企業(yè)、外資企業(yè)以及個體工商戶等）。

家庭特征變量主要包括家庭老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比，以此反映家庭養(yǎng)老與撫幼負(fù)擔(dān)。通常，家庭養(yǎng)老與撫幼負(fù)擔(dān)壓力增大會促使農(nóng)民工為獲取更多收入而增加勞動時間（常進雄和趙海濤，2014；孫文凱和王格非，2020）。行業(yè)特征則根據(jù)農(nóng)民工所屬工作的行業(yè)類別，定義行業(yè)虛擬變量。歷年《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》顯示，農(nóng)民工的擇業(yè)范圍主要集中分布在建筑業(yè)、制造業(yè)以及服務(wù)業(yè)等行業(yè)，而這些行業(yè)往往工作時間較長、勞動強度較大（朱明寶和楊云彥，2017）。關(guān)于農(nóng)民工的地區(qū)特征，本文根據(jù)農(nóng)民工所處的地區(qū)歸屬，將地區(qū)劃分為東部、中部以及西部地區(qū)，定義相應(yīng)的虛擬變量。相較于西部地區(qū)，在經(jīng)濟發(fā)達(dá)的中東部地區(qū)，競爭壓力更大，農(nóng)民工的勞動時間可能更長（郭鳳鳴，2020）。

（三）計量模型

為考察流動性約束對農(nóng)民工勞動供給和過度勞動的影響，本文設(shè)定如下多元回歸及Probit模型：

其中，被解釋變量中的laborsupplyi表示農(nóng)民工的勞動時間，overworki表示農(nóng)民工是否存在過度勞動，核心解釋變量為liquidityi，表示農(nóng)民工是否面臨流動性約束，本文重點關(guān)注其系數(shù) β1和 β2，β1反映了流動性約束對農(nóng)民工勞動時間的影響，β2則表示受到流動性約束的農(nóng)民工出現(xiàn)過度勞動的概率變化，根據(jù)理論模型的結(jié)論，預(yù)期 β1和 β2的符號為正。Xi表示一組反映農(nóng)民工的個體、家庭、行業(yè)和地區(qū)特征的變量，γ表示其影響系數(shù)，α為截距項，εi為隨機誤差項。

（四）統(tǒng)計描述

按照前文變量設(shè)定，經(jīng)過數(shù)據(jù)整理，本文共篩選出20 589 個農(nóng)民工樣本。其中，沒有流動性約束的農(nóng)民工樣本數(shù)為10 541 個，存在流動性約束的農(nóng)民工樣本數(shù)為10 048 個。存在流動性約束的農(nóng)民工占比達(dá)到48.8%，表明有接近一半的農(nóng)民工受到流動性約束。

農(nóng)民工勞動供給和過度勞動描述性統(tǒng)計如表1 所示，總體上，農(nóng)民工每周工作時間為44.879小時，超過《勞動合同法》規(guī)定的44 小時，這一現(xiàn)象不僅體現(xiàn)在受到流動性約束的農(nóng)民工群體中，而且沒有受到流動性約束的農(nóng)民工群體每周工作時間也接近45 小時。按照前文的定義，以農(nóng)民工每周工作時間是否超過50 小時作為過度勞動的標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果顯示，每周工作時間超過50 小時的農(nóng)民工占比達(dá)到18.5%。此外，按照《勞動合同法》規(guī)定，勞動者每周工作時間最長不超過44 小時，因此本文也將農(nóng)民工每周工作時間是否超過44 小時作為過度勞動的標(biāo)準(zhǔn)。結(jié)果顯示，每周工作時間超過44 小時的農(nóng)民工占比達(dá)到43.5%，說明如果按照《勞動合同法》的規(guī)定，樣本中有接近一半的農(nóng)民工存在過度勞動。以農(nóng)民工是否受到流動性約束進行分組，結(jié)果表明與未受到流動性約束的農(nóng)民工相比，受到流動性約束的農(nóng)民工群體出現(xiàn)過度勞動的比例更高。

表1 農(nóng)民工勞動供給和過度勞動的描述性統(tǒng)計

農(nóng)民工勞動供給狀況也可能體現(xiàn)在工作數(shù)量以及勞動強度等方面（Jirjahn，2008），表1 也描述了農(nóng)民工是否有兼職工作以及勞動強度狀況等數(shù)據(jù)特征。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，有10.1%的農(nóng)民工除有主要工作外，還會從事其他兼職工作，而這一現(xiàn)象在受到流動性約束的農(nóng)民工群體中比例更高。關(guān)于農(nóng)民工的勞動強度，本文使用工作崗位等級與每周工作時間的乘積表示。有研究認(rèn)為，勞動者從事的工作越低端，需要投入的工作量越大（王歡等，2016）。借鑒上述文獻，本文使用農(nóng)民工的工作崗位等級表示其需要投入的工作量。具體來說，將工作崗位等級分成5 個層級，即單位負(fù)責(zé)人=1、專業(yè)技術(shù)人員=2、辦事人員=3、生活服務(wù)人員=4 和生產(chǎn)人員=5，數(shù)值越大，表示需要投入的工作量越大。農(nóng)民工的工作崗位等級越低，工作時間越長，二者的乘積越大，則其勞動強度越大。表1 的描述統(tǒng)計顯示，與未受到流動性約束的農(nóng)民工群體相比，受到流動性約束的農(nóng)民工群體具有更高的勞動強度。

其他變量描述性統(tǒng)計如表2 所示。以周平均工作時間50 小時作為過度勞動的標(biāo)準(zhǔn)，過度勞動的農(nóng)民工群體與沒有過度勞動農(nóng)民工群體的其余各項特征也存在較大差異，比如年齡偏大、男性、已婚、非黨員、低學(xué)歷、低收入并受雇于體制外單位農(nóng)民工群體的過度勞動可能性更大。本文將農(nóng)民工個體、家庭、行業(yè)以及地區(qū)特征作為控制變量引入估計方程中，這樣可以獲得更為精確的估計。

表2 其他變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表2 其他變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)估計結(jié)果

表3 呈現(xiàn)了流動性約束對農(nóng)民工勞動供給和過度勞動影響的基準(zhǔn)估計結(jié)果。第（1）和第（4）列是分別利用OLS和Probit方法估計得到的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)在受到流動性約束時，農(nóng)民工每周工作時間將會增加0.630 個小時，出現(xiàn)過度勞動的概率將會上升2.6%，并且這兩項估計結(jié)果均在1%的顯著性水平下顯著。在控制了農(nóng)民工的個體、家庭、行業(yè)以及地區(qū)特征后，第（2）和第（5）列的估計結(jié)果顯示，流動性約束變量的估計系數(shù)下降到0.335 和0.013，但仍然非常顯著。

表3 基準(zhǔn)估計結(jié)果

僅基于OLS和Probit估計并不能準(zhǔn)確識別流動性約束與農(nóng)民工勞動供給行為的因果關(guān)系，流動性約束與農(nóng)民工勞動供給行為之間可能存在內(nèi)生性問題。原因主要有以下幾點：其一，前文的理論分析表明，為了應(yīng)對流動性約束，農(nóng)民工需要增加勞動供給，反過來，農(nóng)民工通過增加勞動供給可以獲取更多的收入從而有助于緩解流動性約束，這就產(chǎn)生了雙向因果內(nèi)生性問題。其二，當(dāng)農(nóng)民工面臨流動性約束時，數(shù)據(jù)中只能觀測到農(nóng)民工面臨流動性約束時的特征，卻無法觀測到農(nóng)民工沒有面臨流動性約束情況時的特征，這就會產(chǎn)生樣本選擇偏差問題。其三，農(nóng)民工勞動供給行為受到很多因素影響，而這些因素可能與農(nóng)民工受到的流動性約束相關(guān)，因此可能存在遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題。本文使用DWH統(tǒng)計量進行了內(nèi)生性檢驗，發(fā)現(xiàn)其均在5%的顯著性水平下顯著，這表明流動性約束與農(nóng)民工勞動供給行為之間的確存在內(nèi)生性問題，OLS和Probit估計得到的結(jié)果并不準(zhǔn)確。

借鑒Yue 等（2021）的研究，本文使用農(nóng)民工所在地縣級平均流動性約束水平作為工具變量。在相關(guān)性方面，縣級平均流動性約束水平反映了一個地區(qū)的金融環(huán)境和金融發(fā)展?fàn)顩r，金融借貸環(huán)境越完善，金融發(fā)展?fàn)顩r越好，農(nóng)民工受到的借貸歧視越少，農(nóng)民工面臨的流動性約束越?。–ampbell 和Mankiw，1991；吳雨等，2020）。在排他性方面，縣級平均流動性約束水平反映了地區(qū)金融發(fā)展環(huán)境，其直接影響更多地表現(xiàn)為影響農(nóng)民工家庭金融資產(chǎn)配置，而并不直接影響農(nóng)民工的勞動供給行為。在外生性方面，縣級平均流動性約束水平屬于地區(qū)層面宏觀數(shù)據(jù)，在很大程度上獨立于農(nóng)民工個體行為，這符合工具變量的外生性要求。此外，本文進行了一系列工具變量有效性檢驗，包括弱工具變量檢驗（Cragg-Donald Wald F statistic）和不可識別檢驗（Kleibergen-Paap rk LM statistic），縣級平均流動性約束水平通過了各項檢驗，這也保證了其作為工具變量的合理性和可靠性?？紤]到過度勞動和流動性約束均為0?1 虛擬變量，本文使用Eprobit估計進行工具變量法檢驗（張衛(wèi)東等，2021）。表3 第（3）和第（6）列的估計結(jié)果表明，當(dāng)受到流動性約束時，農(nóng)民工仍然會增加工作時間，出現(xiàn)過度勞動。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過更換變量的測度指標(biāo)，替換估計方法以及改變研究樣本等方式，進一步檢驗基準(zhǔn)估計結(jié)果所得結(jié)論。①限于篇幅，分析表格省略，讀者若有興趣可向作者索取。

1.替換指標(biāo)

（1）被解釋變量。前文的實證分析表明，受到流動性約束的農(nóng)民工將會增加勞動供給，更可能出現(xiàn)過度勞動。為了應(yīng)對流動性約束，本文認(rèn)為農(nóng)民工除了延長勞動時間，還可能從事多份工作或者增加勞動強度。同時，我國《勞動合同法》規(guī)定，勞動者每周工作時間最多不超過44 小時，所以本文以農(nóng)民工每周工作時間是否超過44 小時作為過度勞動新的衡量標(biāo)準(zhǔn)。接下來，本文以農(nóng)民工是否有兼職工作、勞動強度以及新的過度勞動指標(biāo)作為被解釋變量，進一步檢驗流動性約束對農(nóng)民工勞動供給和過度勞動的影響。根據(jù)估計結(jié)果，在受到流動性約束時，農(nóng)民工不僅可能會從事多份工作，同時也會顯著提高勞動強度，并且出現(xiàn)過度勞動的可能性依然顯著上升，這再次驗證了前文的觀點。

（2）解釋變量。參照現(xiàn)有研究，本文考慮其他兩種流動性約束的定義。第一種是借鑒Hayashi（1985）做法，本文使用農(nóng)民工家庭財富是否低于兩個月家庭收入表示。當(dāng)農(nóng)民工家庭財富低于兩個月家庭收入時，表明農(nóng)民工存在流動性約束問題，取值為1。若農(nóng)民工家庭財富大于等于兩個月家庭收入時，即農(nóng)民工不存在流動性約束，則取值為0。其中，農(nóng)民工家庭財富用家庭總資產(chǎn)減去家庭總負(fù)債表示。第二種定義是借鑒Guiso 等（1996）的研究，根據(jù)CHFS問卷問題“您家是否曾向銀行或信用社申請貸款，但是被拒絕？”如果貸款申請被拒絕則表明農(nóng)民工受到流動性約束，賦值為1，否則賦值為0。估計結(jié)果顯示，無論是使用第一種還是第二種方法定義流動性約束指標(biāo)，當(dāng)受到流動性約束時，農(nóng)民工依然會增加工作時間，更可能出現(xiàn)過度勞動。

2.替換估計方法

前文描述性統(tǒng)計表明，受到流動性約束的農(nóng)民工與沒有受到流動性約束的農(nóng)民工相比，各項特征普遍存在明顯差異。同時在流動性約束與農(nóng)民工勞動供給行為分析中，我們只能看到農(nóng)民工受到流動性約束時的情況，并不能同時觀察到其沒有受到流動性約束時的情況，由此就產(chǎn)生了樣本選擇偏差問題。在現(xiàn)有研究中，處理效應(yīng)模型是解決樣本選擇偏差問題的有效方法（Maddala，1983）。因此，本文使用處理效應(yīng)模型再次檢驗流動性約束對農(nóng)民工勞動供給和過度勞動的影響。估計結(jié)果顯示，使用處理效應(yīng)模型得到的核心解釋變量流動性約束的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，因此本文的估計結(jié)果在考慮了可能存在的樣本選擇偏差后仍然是穩(wěn)健的。

3.改變研究樣本

在現(xiàn)有研究中，學(xué)者們主要從居住地、戶籍以及工作類型三個方面定義農(nóng)民工（蔣南平和鄭萬軍，2017；張車偉等，2022），而本文對于農(nóng)民工的定義并沒有考慮居住地因素。本文在原有樣本的基礎(chǔ)上，將農(nóng)民工樣本限定為在城市居住、從事非農(nóng)工作的農(nóng)村戶籍勞動者，最終共獲得19 024個樣本。此外，如果按照戶籍類型劃分，一些具有高學(xué)歷、在城市居住并從事非農(nóng)工作的農(nóng)村戶籍勞動者也會被包含在內(nèi)，然而這類勞動者群體與傳統(tǒng)意義上的農(nóng)民工并不相符。為此，在考慮居住地等因素的基礎(chǔ)上，本文進一步剔除了原有樣本中教育程度為大學(xué)及以上學(xué)歷的樣本，僅保留高中及以下學(xué)歷的樣本，最終共獲得15 009 個樣本。利用重新獲得的研究樣本，本文再次檢驗了流動性約束對農(nóng)民工勞動供給行為的影響。估計結(jié)果表明，在受到流動性約束時，農(nóng)民工仍然會增加工作時間，從而出現(xiàn)過度勞動，因此本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（三）影響機制分析

通常，人們在受到流動性約束時的應(yīng)對方式是增加收入。為實現(xiàn)這一目的，人們可以采取兩種方式應(yīng)對：第一種方式是“節(jié)流”，通過減少消費支出，從而緩解流動性約束。但是，杜森貝利的棘輪效應(yīng)理論認(rèn)為，人們的消費習(xí)慣形成之后具有不可逆性，所以人們可能更傾向于增加勞動供給而不是減少消費來應(yīng)對流動性約束。那么，當(dāng)流動性約束導(dǎo)致農(nóng)民工的消費水平下降時，為了降低流動性約束對消費的負(fù)面影響，農(nóng)民工可能會更傾向于通過增加勞動供給和提高勞動強度來應(yīng)對流動性約束。同時，對農(nóng)民工群體而言，農(nóng)民工在城市的生活消費非常節(jié)儉（王湘紅和陳堅，2016），特別是對存在過度勞動的農(nóng)民工而言，他們的消費支出比不存在過度勞動的農(nóng)民工會更少。①本文利用2017 年CHFS 數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)，不存在過度勞動的農(nóng)民工群體的消費支出是存在過度勞動的農(nóng)民工群體的1.163 倍。因此，農(nóng)民工通過減少消費支出應(yīng)對流動性約束的效果可能較差，這就會促使他們通過增加勞動時間和提高勞動強度來應(yīng)對流動性約束，此時農(nóng)民工過度勞動的可能性也會上升。第二種方式是“開源”，農(nóng)民工不僅可以通過增加勞動供給以獲取更多工資收入來應(yīng)對流動性約束，同時還可以通過變現(xiàn)家庭資產(chǎn)來應(yīng)對。但是，相較于沒有過度勞動的農(nóng)民工，存在過度勞動的農(nóng)民工的家庭資產(chǎn)相對更少，②本文利用2017 年CHFS 數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)，不存在過度勞動的農(nóng)民工群體的家庭人均凈資產(chǎn)是存在過度勞動的農(nóng)民工群體的1.834 倍。那么該類群體通過變現(xiàn)家庭資產(chǎn)的方式可能很難起到緩解流動性約束的作用。所以，存在過度勞動的農(nóng)民工可能更傾向于通過增加勞動時間和提高勞動強度來應(yīng)對流動性約束，此時農(nóng)民工過度勞動的概率也會上升。

為此，本文分別使用農(nóng)民工月人均消費支出和家庭人均凈資產(chǎn)的自然對數(shù)作為被解釋變量，進一步檢驗流動性約束對農(nóng)民工的消費支出和家庭資產(chǎn)的影響。表4 第（1）、（2）、（7）、（8）列顯示，流動性約束對農(nóng)民工消費支出和家庭資產(chǎn)的影響顯著為負(fù)，說明在受到流動性約束時，除了選擇增加勞動供給，農(nóng)民工也可以選擇減少消費支出和變現(xiàn)家庭資產(chǎn)來應(yīng)對。

根據(jù)勞動時間長短，本文將農(nóng)民工劃分為過度勞動和非過度勞動兩組樣本，檢驗流動性約束對不同類型農(nóng)民工群體的消費支出和家庭資產(chǎn)的影響。表4 第（3）?（6）列的結(jié)果顯示，無論農(nóng)民工是否存在過度勞動，受到流動性約束的農(nóng)民工會減少消費支出，而組間差異估計表明，①本文使用流動性約束與過度勞動的交乘項進行組間差異檢驗。在最小二乘估計結(jié)果中，交乘項估計系數(shù)為0.034，在1%的水平上顯著。在工具變量法估計結(jié)果中，交乘項估計系數(shù)為0.048，同樣也在1%的水平上顯著，說明相較于無過度勞動農(nóng)民工，過度勞動農(nóng)民工在受到流動性約束時，消費的減少程度更小。與沒有過度勞動的農(nóng)民工群體相比，流動性約束對存在過度勞動的農(nóng)民工的消費支出的負(fù)面影響更小。在家庭資產(chǎn)方面，表4 第（9）?（12）列的結(jié)果顯示，流動性約束僅會促使沒有過度勞動的農(nóng)民工變現(xiàn)家庭資產(chǎn)，卻不會改變存在過度勞動農(nóng)民工的家庭資產(chǎn)。以上結(jié)果說明，在受到流動性約束時，農(nóng)民工通過增加勞動供給可以降低流動性約束對自身消費和家庭資產(chǎn)的負(fù)面影響。因此，相較于其他方式，農(nóng)民工更可能選擇增加勞動供給，從而增加其過度勞動的可能性。

表4 流動性約束與農(nóng)民工消費、家庭資產(chǎn)

五、異質(zhì)性分析②限于篇幅，分析表格省略，讀者若有興趣可向作者索取。

（一）金融信貸環(huán)境

1.金融信貸可及性

本文使用數(shù)字普惠金融信貸指數(shù)表示金融信貸環(huán)境和發(fā)展程度。本文以各省區(qū)數(shù)字普惠金融信貸指數(shù)的平均值為標(biāo)準(zhǔn)，將高于該平均值地區(qū)定義為金融信貸可及性較強地區(qū)，否則為金融信貸可及性較弱地區(qū)。估計結(jié)果顯示，與金融信貸可及性較強地區(qū)的農(nóng)民工群體相比，在受到流動性約束時，金融信貸可及性較弱地區(qū)的農(nóng)民工更可能增加工作時間，從而出現(xiàn)過度勞動。

2.民間借貸和非正規(guī)金融借貸

本文借鑒樊穎和楊贊（2018）的研究，使用家庭“紅白喜事”收支總和代表農(nóng)民工的社會資本。通過將高于“紅白喜事”收支總和中位數(shù)的群體定義為社會資本較強群體，低于等于中位數(shù)的群體則定義為社會資本較弱群體，以此進一步考察在不同社會資本狀況下，流動性約束對農(nóng)民工勞動供給行為的影響。估計結(jié)果顯示，流動性約束更可能促使社會資本較弱的農(nóng)民工增加工作時間，并且更容易出現(xiàn)過度勞動。

（二）勞動權(quán)益

1.勞動保護

本文根據(jù)農(nóng)民工就業(yè)單位性質(zhì)來區(qū)分其勞動權(quán)益保護狀況。將體制內(nèi)單位定義為勞動權(quán)益保護較好的部門，將體制外單位定義為勞動權(quán)益保護較差的部門。原因可能是與體制外單位相比，體制內(nèi)單位普遍實行“朝九晚五”工作制度，并且《勞動合同法》執(zhí)行更為嚴(yán)格，農(nóng)民工勞動權(quán)益能夠得到更好地保障。另外，工會具有維護勞動者權(quán)益的作用，中國工會更多建立在體制內(nèi)單位，所以體制內(nèi)單位的勞動者權(quán)益能夠受到更好地保護（李明和徐建煒，2014）。為此，本文將樣本劃分為體制內(nèi)單位和體制外單位兩種群體，檢驗在不同勞動權(quán)益保護環(huán)境下，流動性約束對農(nóng)民工勞動供給行為的影響。估計結(jié)果顯示，當(dāng)受到流動性約束時，體制外單位的農(nóng)民工會增加工作時間，從而出現(xiàn)過度勞動，而體制內(nèi)單位農(nóng)民工卻不會。

2.收入

本文根據(jù)農(nóng)民工月收入的中位數(shù)，將樣本群體劃分為低收入和高收入群體，以此檢驗流動性約束對不同收入水平農(nóng)民工群體的勞動供給行為的影響。估計結(jié)果表明，在受到流動性約束時，與高收入農(nóng)民工群體相比，低收入農(nóng)民工群體更可能增加工作時間，從而出現(xiàn)過度勞動。

（三）家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)

本文根據(jù)農(nóng)民工與父母之間的家庭經(jīng)濟往來討論家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)異質(zhì)性。我們對農(nóng)民工的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)給出如下定義，如果農(nóng)民工給父母的金錢超過父母給他們的金錢，則將樣本設(shè)定為家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)較重群體，反之則設(shè)定為家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)較輕群體，以此考察流動性約束對家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)不同的農(nóng)民工勞動供給行為的影響。估計結(jié)果表明，流動性約束將會促使家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)較重的農(nóng)民工增加工作時間，從而出現(xiàn)過度勞動，但不會對家庭贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)較輕的農(nóng)民工產(chǎn)生影響。

（四）社保繳費負(fù)擔(dān)

本文根據(jù)農(nóng)民工社會保險的繳納額與家庭總收入比值的中位數(shù)將樣本劃分為繳費負(fù)擔(dān)較重和繳費負(fù)擔(dān)較輕兩類農(nóng)民工群體，以此考察流動性約束對社會保險繳費負(fù)擔(dān)不同的農(nóng)民工勞動供給行為的影響。估計結(jié)果表明，在受到流動性約束時，與社會保險繳費負(fù)擔(dān)較輕的農(nóng)民工相比，社會保險繳費負(fù)擔(dān)較重的農(nóng)民工更可能增加工作時間，從而出現(xiàn)過度勞動。

（五）地區(qū)生活成本異質(zhì)性

本文選擇家庭每月人均用于衣食住行等基本生活需要的消費開支作為農(nóng)民工生活成本的指標(biāo)，數(shù)值越大，則說明農(nóng)民工的生活成本越高。然后，本文利用此消費支出計算農(nóng)民工所在城市的平均生活成本，并將平均生活成本中位數(shù)以上的城市定義為高生活成本地區(qū)，中位數(shù)及以下的城市定義為低生活成本地區(qū)。利用上述劃分標(biāo)準(zhǔn)進行檢驗。結(jié)果表明在受到流動性約束時，生活成本較高地區(qū)的農(nóng)民工更可能增加工作時間，從而出現(xiàn)過度勞動。這表明地區(qū)生活成本過高會擠占農(nóng)民工過多的收入，加劇農(nóng)民工流動性約束問題，從而促使農(nóng)民工增加勞動供給，進而出現(xiàn)過度勞動。

六、結(jié)論與啟示

勞動供給行為特別是過度勞動現(xiàn)象一直為社會所關(guān)注，而農(nóng)民工又是過度勞動的主要群體，同時收入水平普遍不高的農(nóng)民工群體也更容易面臨流動性約束問題。為此，本文通過構(gòu)建理論模型并運用2017 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），從理論和實證兩個方面考察了流動性約束對農(nóng)民工勞動供給的影響，并進一步分析了農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象。研究結(jié)果表明，受到流動性約束的農(nóng)民工將會增加勞動供給，更容易出現(xiàn)過度勞動。而流動性約束導(dǎo)致農(nóng)民工的消費水平和家庭資產(chǎn)出現(xiàn)下降，為了降低流動性約束對消費和家庭資產(chǎn)的負(fù)面影響，農(nóng)民工會傾向于增加勞動時間和提高勞動強度，進而出現(xiàn)過度勞動。異質(zhì)性分析表明，當(dāng)受到流動性約束時，所處金融信貸環(huán)境較差、勞動權(quán)益難以得到保障、收入較低、家庭贍養(yǎng)壓力較大、社保繳費負(fù)擔(dān)較重以及生活成本較高地區(qū)的農(nóng)民工群體更可能增加勞動供給，從而出現(xiàn)過度勞動。本文從流動性約束視角研究農(nóng)民工勞動供給行為，一方面豐富了金融市場與勞動力市場的理論研究，另一方面為考察農(nóng)民工勞動供給行為提供了新視角，同時也為緩解農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象提供了以下的政策啟示：

第一，勞動權(quán)益得不到保障、勞動待遇差是農(nóng)民工受到流動性約束，增加勞動供給，從而產(chǎn)生過度勞動現(xiàn)象的重要原因。政府在加快勞動保護立法的同時應(yīng)更加重視勞動保護執(zhí)法，通過規(guī)范企業(yè)加班工資制度和欠薪保障制度，切實保障農(nóng)民工的勞動權(quán)益。另外，政府可以開展多種形式的職業(yè)培訓(xùn)提高農(nóng)民工的職業(yè)技能，這樣有利于農(nóng)民工積累人力資本和提高收入，有效緩解農(nóng)民工的流動性約束，從而減少農(nóng)民工過度勞動。

第二，緩解農(nóng)民工過度勞動現(xiàn)象不僅可以從勞動力市場的勞動保護機制入手，同時也可以從金融市場中尋找解決思路。借貸歧視、借貸門檻較高以及借貸渠道狹窄是農(nóng)民工更容易受到流動性約束，從而產(chǎn)生過度勞動現(xiàn)象的重要原因。因此，在金融信貸方面，政府可以制定更為適合農(nóng)民工的信貸幫扶政策，鼓勵各類正規(guī)金融機構(gòu)適當(dāng)放寬對農(nóng)民工的信貸額度，同時規(guī)范和引導(dǎo)民間金融特別是普惠金融的發(fā)展，從而拓寬農(nóng)民工的借貸渠道，這樣可以緩解農(nóng)民工的流動性約束，減少農(nóng)民工過度勞動。

第三，過高的城市生活成本，再加上較重的家庭贍養(yǎng)壓力和社保繳費負(fù)擔(dān)，會進一步加劇農(nóng)民工的流動性約束，從而導(dǎo)致他們過度勞動。因此，針對農(nóng)民工的民生政策設(shè)計尤為重要。一方面，政府可以動態(tài)監(jiān)測農(nóng)民工的城市生活成本，加大財政對經(jīng)濟困難農(nóng)民工的轉(zhuǎn)移支付力度。另一方面，政府可以通過精確評估農(nóng)民工的社保繳費承受能力和家庭贍養(yǎng)壓力，制定更為符合農(nóng)民工實際的社保繳費率和養(yǎng)老金待遇水平，并同時加快農(nóng)村社會養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)，上述舉措有助于減輕農(nóng)民工的生活負(fù)擔(dān)，緩解農(nóng)民工的流動性約束，進而減少農(nóng)民工過度勞動。