［职工队伍研究］
［摘 要］基于2013年流动人口动态监测调查数据，分析了政府培训对农民工过度劳动的影响。研究结果表明农民工群体的过度劳动问题严重；政府培训有助于降低农民工群体过度劳动的概率；政府培训通过提升工资和增加就业机会降低男性农民工过度劳动的概率，而主要通过提升工资来降低女性农民工过度劳动的概率；政府培训明显降低了农民工群体过度劳动的程度，且对过度劳动越严重的农民工作用越明显。因而，政府部门一方面应增加针对农民工群体的培训数量，并提升对女性农民工群体培训的专业性，以降低农民工群体过度劳动的概率；另一方面针对过度劳动较严重的农民工群体，可以采取更加优惠的培训政策，以增加其接受培训的机会，降低其过度劳动的程度。
［关键词］政府培训；过度劳动；农民工；无条件分位数回归
一、引言
改革开放以来，大量的农村劳动力向城镇转移，成为城镇劳动力市场中的农民工群体。农民工在城镇劳动力市场的就业，为城乡收入差距的缩小和中国经济的快速发展做出了重要贡献。[1-2]党的十九大报告明确指出，要坚持就业优先战略和积极就业政策，重点促进农民工等群体多渠道实现更高质量和更充分的就业。高质量的就业不仅体现在农民工工资水平的提升，还应体现在工作时间和就业稳定性等就业环境的改善上。[3]根据Erhel的观点，工作时间是度量劳动者就业质量的一个重要指标。[4]然而，由于农民工普遍技能水平较低，且在城镇劳动力市场中就业受到多方面的限制，大量农民工靠增加工作时间来提升收入，[5]导致该群体过度劳动现象严重。因而，分析农民工过度劳动选择的主要影响因素，寻求缓解农民工过度劳动的政策途径不仅有助于提升农民工就业质量，而且有助于农民工的就业稳定，促进中国经济的持续健康发展。
近年来，学界对农民工过度劳动问题的关注越发增多。部分学者研究发现，不同于城镇职工中技能水平越高的群体过度劳动越严重的特征，技能水平越低的农民工群体过度劳动越严重。[6]这一发现暗示着技能水平的提升可能有助于缓解农民工的过度劳动。技能培训是提升农民工技能水平最直接的办法，尤其是政府部门组织的技能培训。[7]尽管经济学者认为政府培训的经济效益小于企业培训，但是在中国目前发展阶段，针对农民工群体的基本技能培训还需要政府部门来完成。[8]政府培训对农民工工资的提升作用已经得到部分学者的证实。[9]那么，政府培训在提升工资的同时是否也降低了农民工群体过度劳动的程度，改善了其就业质量？以及政府培训对农民工过度劳动影响的作用机制如何？对于这些问题的解答，将有助于从政策实施的角度提出缓解农民工过度劳动的相关建议。
根据人力资本理论，培训带来的技能水平提升有助于劳动者工资的提高，而政府培训对农民工工资的提升作用也已经得到大量学者的证实。[10-12]根据劳动供给理论，工资是影响劳动者工作时间的重要变量。“倒S”形劳动供给理论表明，随着工资的提升，劳动者的工作时间呈现出先下降后上升再下降的变动趋势。由于农民工工资水平普遍较低，大量研究指出农民工群体的工作时间随着工资的提升表现出下降的趋势。[13-14]因而，工资变动对农民工过度劳动也将产生影响。由于已有理论和实证均已证明政府培训对农民工工资的提升作用以及工资变动对农民工工作时间的影响，因而政府培训通过工资对农民工过度劳动将产生间接影响。
农民工的工作时间不仅与农民工的劳动供给行为有关，还受到劳动需求的影响。技能水平较低的农民工普遍处于城镇劳动力市场的低端，其工作时间也可能更多的受到企业的限制。政府培训可能带来农民工技能水平的提升，在农民工就业市场面临“技工荒”的现实条件下，接受政府培训将为农民工带来更多的就业机会和更强的讨价还价能力，[15-16]使得农民工更可能按照自己的意愿选择工作时间。因而，政府培训可能对农民工过度劳动具有直接的缓解作用。
在实证研究方面，近年来过度劳动问题逐渐得到了中国学者的关注。但相关研究集中关注教师和企业白领等知识性人才的过度劳动问题，[17-20]对于农民工群体的过度劳动研究较少，[21]因而考虑政府培训对农民工过度劳动影响的文献也较少，更没有关注政府培训对过度劳动影响的直接效应和间接效应。因此，本研究基于2013年流动人口动态监测调查数据，建立农民工过度劳动选择模型和工作时间模型，分析政府培训对农民工过度劳动和工作时间的影响，并分解该影响的直接效应和间接效应，进而基于研究结果，探究政府培训对农民工过度劳动影响的作用机制，并提出相关缓解农民工过度劳动的政策建议。本研究接下来的结构安排如下：第二部分对数据进行统计描述；第三部分介绍模型的设定；第四部分对过度劳动选择和工作时间方程的回归结果进行分析；最后，给出研究结论。
二、数据的统计描述
首先，将农民工政府培训选择设定为Logistic模型：
表1给出了接受过政府培训和没有接受过政府培训的农民工样本的基本特征统计。②本研究所用的政府培训变量指近三年是否接受过政府部门组织的培训。由于政府培训度量的是调查时点之前三年内的情况，而识别农民工过度劳动状况的数据来源于当前工作的平均工作时间，因而可以忽略农民工过度劳动对政府培训的反向影响。整体来看，仅有13.43%的农民工接受过政府培训。接受政府培训的农民工数量较少可能与政府提供的培训数量较少有关，也可能与农民工群体没有意识到政府培训带来的收益有关，更重要的是政府部门和农民工群体本身无法准确估计政府培训的收益。农民工群体的小时工资普遍较低，平均周工作时间在50小时以上，远超过劳动法规定的标准工作时间。以周工作时间大于50小时作为过度劳动的识别标准统计得出，① 《劳动法》第36条规定：劳动者每日工作时间不超过八小时、平均每周工作时间不超过四十四小时。《劳动法》第 41条规定：用人单位由于生产经营需要，经与工会和劳动者协商后可以延长工作时间，一般每日不得超过一小时；因特殊原因需要延长工作时间的，在保障劳动者身体健康的条件下延长工作时间每日不得超过三小时，但是每月不得超过三十六小时。根据以上规定，参考标准工作时间四十四小时，以及由于生产经营需要产生的每天一小时加班时间，同时参考国外有关于过度劳动的研究，研究将周工作时间大于五十小时作为是否过度劳动的衡量标准。农民工群体过度劳动的比例较高。比较接受政府培训和未接受政府培训的农民工群体可以发现，与未接受政府培训群体相比，接受政府培训的农民工平均小时工资较高，而周工作小时数较少，过度劳动的比例也较低。这一结果暗示政府培训可能有助于农民工小时工资的增加、工作时间的减少和过度劳动程度的降低。
表1 农民工过度劳动状况统计
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
总 体 男 性 女 性未培训 培 训 未培训 培 训 未培训 培 训小时工资 12.69 14.00 13.95 15.93 11.17 11.88工作周小时数 57.23 53.50 57.94 53.75 56.38 53.22过度劳动（%） 60.50 48.99 62.99 49.75 57.49 48.15样本数 7302 1133 3999 593 3303 540基本特征
农民工过度劳动选择不仅受政府培训的影响，还受其他因素的影响。表4给出了农民工过度劳动选择的基本特征统计。可以发现，与非过度劳动的农民工相比，过度劳动的农民工群体非劳动收入更低，小时工资也更低，表明非劳动收入和小时工资的提升可能均有助于缓解农民工的过度劳动；过度劳动的农民工群体平均受教育年限更低，表明教育水平的提升可能有助于缓解农民工的过度劳动；过度劳动的农民工群体平均年龄更大，可能是由于年龄越大的农民工生活压力越大，进而更可能过度劳动；过度劳动的农民工群体当前工作经验较高，表明工作经验的增加可能使得农民工更加容易过度劳动；过度劳动的男性农民工群体已婚比例更低，而过度劳动的女性农民工群体已婚比例更高，表明婚姻状况对男性和女性过度劳动选择的影响可能存在差异；过度劳动的男性农民工家中有年幼孩子的比例更高，而女性农民工家中年幼孩子数量没有明显差异，这是由于有年幼孩子对男性和女性的劳动供给行为影响不同导致的，符合理论预期。
采用SPSS 19.0统计软件程序进行统计分析，计量资料用均数±标准差表示，组间比较采用方差分析，多重比较采用LSD-t检验。计数资料以率(%)表示，采用χ2检验分析。生存资料采用Kaplan-Meier法分析，组间比较采用Log-rank检验，预后影响因素分析采用Cox回归分析，P<0.05为差异有统计学意义。
为了比较政府培训对不同工作时间群体的影响，表2给出了未接受政府培训和接受政府培训群体工作时间分布的分位点差异。可以发现，随着分位点的提升，未接受政府培训与接受政府培训组的工作时间差异增大，表明政府培训可能对不同工作时间的农民工的影响不同，对于工作时间较长的群体可能作用更强。
表2 农民工工作时间的分布
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
总 体 男 性 女 性未培训 培 训 未培训 培 训 未培训 培 训0.1 40 40 40 40 40 40 0.3 48 48 48 48 48 48 0.5 56 48 56 48 56 48 0.7 63 60 63 60 60 60 0.9 77 70 77 70 77 70样本数 7302 1133 3999 593 3303 540分位点
表3 影响农民工政府培训选择的基本特征统计
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
注：其中东部地区包括上海、江苏、福建，中部地区包括湖南、湖北，西部地区包括陕西。
男 性 女 性未培训 培 训 未培训 培 训受教育年限 9.89 10.73 9.54 10.10当前工作经验（年） 4.78 5.38 4.16 4.51年龄 33.19 33.20 31.64 31.68已婚（%） 69.02 72.34 70.94 72.59家中年幼孩子数 0.29 0.32 0.27 0.26东部地区（%） 73.32 55.99 76.69 64.81中部地区（%） 11.58 22.93 10.84 21.85西部地区（%） 15.10 21.08 12.47 13.33样本数 3999 593 3303 540基本特征
农民工群体是否接受政府培训存在自选择问题，因而接受政府培训群体和未接受政府培训群体之间可能存在明显的特征差异，进而导致群体间工资和工作时间的差异。表3给出了两群体农民工特征的统计结果。可以发现，接受政府培训和未接受政府培训的农民工群体不存在明显的年龄差异，表明农民工是否接受政府培训可能不受年龄的影响；与未接受政府培训的农民工相比，接受政府培训的农民工群体受教育年限更高，当前工作经验也略高，表明具有更高人力资本水平的农民工接受政府培训的概率更高；接受政府培训群体已婚比例较高，表明已婚农民工由于家庭生活压力的增大可能更愿意选择接受政府培训；接受政府培训的男性农民工有年幼孩子的比例较高，而未接受政府培训的女性农民工有年幼孩子的比例较高，这可能是由于家庭中的年幼孩子使得男性的经济压力增大，而使得女性照顾家庭的时间增加，进而导致男性更可能接受政府培训，而女性更不可能接受政府培训。此外，政府培训存在明显的地区差异。与东部地区相比，中部地
区和西部地区的农民工群体接受政府培训的比例更高，表明政府培训的政策倾向可能导致不同地区的农民工群体接受政府培训的机会存在差异。总之，接受政府培训和未接受政府培训的农民工群体存在明显的特征差异，这些特征差异在一定程度上导致了群体间工资、工作时间和过度劳动的差异。因而，分析政府培训对农民工过度劳动的影响，需要消除政府培训选择的自选择偏差。
由于劳动供给行为存在明显的性别差异，表1还对男性和女性农民工分别进行了统计。可以发现，与女性农民工相比，男性农民工的周工作时间较长，过度劳动的概率也较高，符合劳动供给理论的预期。与未接受政府培训相比，接受政府培训的男性和女性农民工小时工资分别高14.19%和6.36%，而工作时间分别少7.23%和5.60%，过度劳动的概率分别降低了13.24和9.34个百分点，表明政府培训对农民工工资、工作时间和过度劳动的影响在男性农民工群体中体现得更加明显。
1.3 人员配备 医疗、护理、麻醉、病理检验等专业团队的存在是TURBT开展的基础。泌尿外科医师应具备充分的理论和实践基础，熟知患者围手术期管理、手术操作、器械基本维护与应用、意外情况处置，以及术后随访方法。护理团队具备基本的理论储备，并知晓手术方式、围手术期护理和患者管理方法。手术室配备专科麻醉、护理团队，熟悉TURBT流程，并具备闭孔神经阻滞、特殊情况管理等专业技术能力。
除农民工个体特征之外，就业企业的特征也可能影响其过度劳动的选择，不同所有制类型的企业中农民工过度劳动的概率存在明显差异，这是由于企业所有制类型的不同对工作时间的限制存在差异；签订劳动合同是工作稳定的重要体现，不同合同类型的农民工过度劳动的概率存在差异，表明企业是否与农民工签订劳动合同以及签订劳动合同的类型均可能影响农民工的过度劳动选择。此外，不同地区就业的农民工过度劳动的概率也存在明显差异，表明地区发展水平的不同导致农民工工作时间可能存在差异，进而导致过度劳动的概率存在差异。除政府培训之外，农民工个体特征和企业特征、地区特征均可能导致农民工过度劳动的差异，因而为了准确分析政府培训对农民工过度劳动的影响，需要建立合理的经济计量模型控制其他因素对农民工过度劳动选择的影响。
表4 农民工过度劳动选择的基本特征统计
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
男 性 女 性非过度劳动 过度劳动 非过度劳动 过度劳动非劳动收入① 1843.07 1734.26 2669.88 2510.76受教育年限 10.62 9.60 10.38 9.02小时工资 17.78 11.94 13.55 9.50年龄 32.92 33.37 30.93 32.20当前工作经验（年） 4.78 4.91 3.98 4.39已婚（%） 70.13 69.01 68.88 72.95家中年幼孩子数 0.29 0.30 0.27 0.27国有企业（%） 8.16 2.59 6.29 1.67集体企业（%） 3.77 4.94 4.45 3.43个体工商户（%） 10.35 15.21 13.66 16.26私营企业（%） 55.17 58.46 49.70 61.19外资企业（%） 11.19 8.03 13.36 9.31中外合资企业（%） 8.32 6.72 10.57 6.39其他类型企业（%） 3.04 4.05 1.96 1.76无固定期限合同（%） 15.35 15.78 15.86 15.19有固定期限合同（%） 59.56 44.92 59.09 48.91无合同（%） 25.08 39.30 25.06 35.90东部地区（%） 70.81 71.25 69.89 79.02中部地区（%） 15.97 11.19 16.57 9.12西部地区（%） 13.22 17.56 13.54 11.86样本数 1778 2814 1684 2159基本特征
三、模型设定
为了深入分析接受政府培训对农民工过度劳动的影响，本研究不仅建立农民工过度劳动选择的二元模型分析接受政府培训对农民工过度劳动概率的影响，而且建立农民工工作时间方程，分析接受政府培训对农民工工作时间分布的影响，进而分析政府培训对不同过度劳动强度的农民工的影响。
（一）农民工过度劳动选择模型
为了控制农民工对政府培训的自选择偏差，本研究选择倾向分回归调整模型，即控制倾向分再回归政府培训对农民工过度劳动影响的方法，分析政府培训对农民工过度劳动的影响，并分解政府培训对农民工过度劳动影响的直接效应和间接效应。
本研究所使用的数据来自2013年流动人口动态监测调查。该调查的主要内容包括个人的基本情况、就业居住和社会保障、婚育情况与社会融合等多方面的信息。其中，该项目流动人口基本情况的调查覆盖范围较广，包含全国32个省份和地区。在此基础上，该项目进一步对部分省市进行了流动人口的社会融合情况调查。本研究所用政府培训相关数据来自于社会融合相关调查，数据的采集来自于6个省份8个城市。为了研究的需要，首先，将样本限定为劳动年龄人口，即男性年龄限定在16-60岁，女性年龄限定在16-55岁；其次，仅保留目前就业身份为雇员的样本，①由于自雇用群体的工作时间选择与被雇用群体存在本质的差别，本研究仅分析被雇用群体的过度劳动问题。并删去信息缺失的数据；最后，获得可用样本8435个。
其中，Ti表示个体是否接受政府培训的指示变量（1表示个体接受政府培训，0表示个体没有接受政府培训）；Zi表示解释变量向量，包括个体受教育年限、年龄、年龄平方、当前工作经验和所在地区（虚拟变量，包括东部地区、中部地区和西部地区，以东部地区作为参照）等影响农民工接受政府培训的因素和常数项；β0表示解释变量的系数。进而，农民工接受政府培训的倾向分（即接受政府培训的概率）可以表示为：
其中，S表示农民工个体接受政府培训的倾向分，表示政府培训选择模型的系数估计值。
武成龙连退五步，郑成川退了半步。内力修为优劣立判。郑成川的内力要高出武成龙好几筹！只是郑成川还是有些不相信自己的眼睛，他原以为可以速战速决压制安和庄企图顽抗的嚣张气焰再与其主对话。在他吃惊的当口，武成龙不顾内力悬殊抢先发动攻击。无畏抢进，杀气飙升！飙升的杀气中含有复仇的烈火！
其次，将倾向分作为控制变量加入农民工过度劳动选择方程，以控制农民工接受政府培训的倾向，进而估计政府培训对农民工过度劳动的影响。将农民工过度劳动选择也设定为Logistic模型，则农民工过度劳动选择的概率可以表示为：
其中，yi表示农民工是否过度劳动的二元变量，yi=1表示个体i过度劳动，yi=0表示个体i非过度劳动；Xi表示解释变量向量，包括个体受教育年限、年龄、年龄平方、当前工作经验、婚姻状况（虚拟变量，包括已婚和未婚，以未婚作为参照）、家中年幼孩子数、就业的企业类型（虚拟变量，包括国有企业和事业单位、集体企业、个体工商户、私营企业、外资企业、中外合资企业和其他类型企业，以国有企业和事业单位作为参照）、是否签订合同（虚拟变量，包括无固定期限合同、有固定期限合同、无合同，以无合同作为参照）和所在地区（虚拟变量，包括东部地区、中部地区和西部地区，以东部地区作为参照）等影响农民工过度劳动的因素以及常数项；β1表示解释变量Xi的回归系数；γ1表示倾向分变量的估计系数；Ti表示是否接受政府培训（虚拟变量，接受政府培训为1，未接受政府培训为0）；δ1表示政府培训变量的系数。
由于政府培训不仅直接对农民工过度劳动产生影响，还可能通过影响农民工的小时工资对其过度劳动产生影响，因而，本研究先对农民工接受政府培训的二元选择模型进行回归（结果见表5）。可以发现，随着受教育年限的提升，农民工接受政府培训的概率增加，表明教育水平的提升有助于农民工接受政府培训，这可能是由于人力资本水平越高的农民工越能意识到人力资本投资的重要性，因而更愿意进一步提升自身人力资本水平；随着年龄的增加，农民工接受政府培训的概率表现出先上升后下降的变动趋势，符合人力资本理论的预期；当前工作经验越长，农民工越可能接受政府培训，这一特征可能与企业的意愿有关，在当前企业中工作时间越长的农民工越可能与企业建立长期的合作关系，因而接受政府培训的机会增加；从地区变量的回归结果来看，与东部地区相比，中部地区和西部地区的农民工接受政府培训的概率更大一些，这与中国“中部崛起”规划和“西部大开发”战略的相关政策有关，国家为了促进中西部地区的发展，促进该地区劳动力的人力资本水平提升，为其提供了更多的政府培训机会。此外，比较男性和女性农民工的政府培训选择方程回归结果可以发现，相比于男性，不同变量对女性农民工政府培训选择的影响更小，但影响方向都是一致的。
因而，政府培训的回归系数可识别政府培训对农民工过度劳动选择对数优势比的总体影响。
为了分解政府培训对农民工过度劳动影响的直接效应和间接效应，对含有小时工资对数变量的完全模型进行回归：
其中，wi表示个体的小时工资对数，θ1为小时工资对数的系数。基于该模型的对数优势比可
以表示为：
其中，δ11表示控制了小时工资变化之后，政府培训对农民工过度劳动选择对数优势比的直接影响，由于过度劳动选择的对数优势比均值和基于过度劳动选择概率均值计算的对数优势比存在差异，要想得到政府培训对过度劳动选择概率的平均影响，需要对模型的预测结果进行转化。首先，基于结构式模型的估计结果，预测每个个体过度劳动的概率P，并计算接受政府培训和未接受政府培训群体内的平均预测概率和；其次，将未接受政府培训个体假设为接受政府培训个体，预测每个个体政府培训状态变化但工资不变化时过度劳动的概率 P^ 01，同理将接受政府培训个体假设为未接受政府培训，预测其过度劳动的概率；最后，可以依据预测概率计算对数优势比
进而，接受政府培训和未接受政府培训群体的过度劳动对数优势比差异可以分解为两部分：
来源于政府培训导致的过度劳动差异，为政府培训对过度劳动影响的直接效应，而（或则来源于政府培训通过小时工资这一中介变量分布差异导致的过度劳动差异，即政府培训对过度劳动影响的间接效应。
“2+2”模式煤泥水处理工艺包括精煤泥系统和尾煤泥系统两个部分。精煤泥系统为煤泥两次浮选、精煤泥两段脱水；尾煤泥系统为尾煤泥水两段浓缩、尾煤泥两段回收。
（二）农民工工作时间选择模型
借鉴Firpo等[22]的思想，本研究采用无条件分位数回归方法回归农民工工作时间方程，以识别不同因素对农民工工作时间分布的影响。基于RIF（Recentered Influence Function）回归方法，Y的θ分位数RIF为
（2）制作2块过滤钢板600mm×600mm，布孔三分之二面积，每个孔直径为Φ6mm，均匀布孔，2块过滤板布孔错开，有孔一端放置在底部，2块钢板底部紧贴一起于底板中间，其中1块过滤钢板垂直放置，另1块倾斜放置，两过滤钢板上端距离10～15mm，（如图1所示）焊接固定2块过滤钢板；
The “sleeping” kidney refers to a non-functional but potentially viable kidney that may recover function following revascularization.
其中，qθ是的无条件分位数，满足FY(qθ)=θ，fY(·)是Y的密度函数，利用条件期望迭代法则：
在式（10）基础上得无条件分位数偏效应：
在制定出台促进土地流转和规模经营发展的政策措施时，要牢记农民是农村改革创新的主体，农民是承包地的主人，承包经营权是农民最重要的财产权益。土地是否流转、如何流转，应当由承包户自己做主，任何组织和个人都不能包办代替，更不能搞强迫命令。
接下来Firpo等人建议基于式（11），通过UQPE以下三步获得一致估计：
1.在利用样本次序统计量获得qθ一致估计P^θ基础上，用1(yi≥P^θ)对Xi，i =1，…，n作probit或logit回归。获得 中β的一致估计，其中 Φ ( ·)是正态分布函数或logistics分布函数。
在后续的新疆托克逊工程位于新疆吐鲁番地区，每年的11月到第2年3月均需要采暖，平均气温介于-7.5～3.2 ℃，历年极端最低温度-21.8 ℃，送风机入口暖风器的进风温度按历年极端最低温度-21.8 ℃设计。经咨询电厂运行情况，暖风器出口风温能满足要求，暖风器的调节性能良好。
3.最终得出UQPE一致估计：
1.2 试剂 对照品 5-羟色胺（批号：091M5163V）、5-HIAA（批号：BCBG7644V）和内标异丙基去甲肾上腺素（批号：BCBN8508）均购自美国 Sigma公司（纯度＞99%）。乙腈和甲酸购自美国 Sigma公司，水为超纯去离子水，其他试剂为市售分析纯。
四、回归结果分析
依据流动人口动态监测数据，分析农民工的过度劳动选择。首先，为了消除政府培训的自选择偏差，回归农民工政府培训选择方程，并计算政府培训的倾向分；其次，在控制政府培训选择倾向分的基础上，回归农民工过度劳动选择方程，分析政府培训对农民工过度劳动的直接影响和间接影响；最后，为了更加深入的理解农民工过度劳动选择机制，回归农民工工作时间方程，分析政府培训对农民工工作时间的影响。
九点刚过，丁小强接了一个电话。是布雅兰的电话。丁小强告诉布雅兰晚上不回去了，因为喝多了。当时，他正和杜一朵打牌。他输得只剩下一条裤衩了。看着丁肚腩下的小布包，杜一朵说：“这就是你勤政廉洁的成果吗？”杜一朵还说：“就这么一点小成果，还好意思勾引美女？”
2.根据上式，估算可得：
表5 政府培训选择方程回归结果
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平下显著，下同；由于年龄平方项数值较大，此处将年龄平方项作除以100处理，下同。
变 量 男 性 女 性受教育年限 0.119*** 0.072***年 龄 0.146*** 0.106**年龄平方 -0.207*** -0.150**当前工作经验（年） 0.049*** 0.042***中部地区（%） 0.976*** 0.860***西部地区（%） 0.564*** 0.159常数项 -6.070*** -4.603***R方 0.0454 0.0251卡方 160.32 78.19
由于基于Logistic模型的农民工过度劳动选择对数优势比可以表示为：
政府培训选择方程的回归结果显示，是否接受政府培训农民工个体特征和所在地区特征的影响，即政府培训存在明显的自选择问题。因而，本研究通过在回归方程中控制政府培训选择的倾向分来消除自选择偏差，回归政府培训对农民工过度劳动和工作时间的影响。表6给出了农民工过度劳动选择方程简约模型的回归结果。从回归（1）的结果可以发现，随着受教育年限的提升，男性和女性农民工过度劳动的概率均下降，但这一效应对于女性更加明显；随着年龄的增加，男性过度劳动的概率不存在显著的变化，表明男性过度劳动的选择对年龄不敏感，而女性过度劳动的概率随着年龄的增加存在下降的趋势，但是下降的速度不断减缓；随着当前工作经验的增加，男性和女性农民工过度劳动的概率均明显增加，且这一效应对于女性更加明显；已婚使得男性过度劳动的概率下降，而家中有年幼孩子使得男性过度劳动的概率增加，但已婚和家中有年幼孩子对女性过度劳动均不存在显著影响，这是由于已婚和有孩子增加了女性农民工的家庭经济负担，可能导致其过度劳动的增加，另一方面由于女性更多承担照顾家庭的责任，已婚和有孩子可能导致其过度劳动的概率下降。综合两方面的影响，女性过度劳动选择对已婚和家中有年幼孩子等因素不敏感。
从政府培训选择倾向分的系数来看，政府培训倾向越大的农民工过度劳动的概率越低，符合理论的预期。在控制了政府培训选择的倾向分之后，政府培训对男性农民工过度劳动选择的影响显著为负，对女性农民工过度劳动选择不存在显著影响。因此，过度劳动选择简约模型的回归结果表明，政府培训在总体上降低了男性农民工过度劳动的概率，但对女性农民工过度劳动的概率不存在显著影响。
为了检验回归结果的稳健性，本研究在回归方程中逐步控制了农民工就业单位所有制类型、签订劳动合同状况和就业地区变量对过度劳动选择方程进行进一步的回归（结果见表6的回归（2）至回归（4））。可以发现，不同类型的工作单位中农民工过度劳动概率存在明显差异，与没有合同相比，有固定期限劳动合同和无固定期限劳动合同的女性农民工更可能过度劳动，而合同对男性农民工过度劳动不存在显著影响；农民工过度劳动的概率在不同的地区也表现出明显的差异。与不控制单位类型、合同和地区变量的基本回归相比，政府培训变量的回归系数方向不变，系数的大小也不存在明显变化，表明政府培训对男性过度劳动选择概率存在负向影响，对女性过度劳动选择概率的影响不显著的结果是具有稳健性的。
20世纪90年代，社会主义市场经济改革如火如荼，中科印刷的管理模式、配备，包括业务类型，也都发生了重大变化。
表6 农民工过度劳动选择方程简约模型回归结果
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
回归（1） 回归（2） 回归（3） 回归（4）男 性 女 性 男 性 女 性 男 性 女 性 男 性 女 性受教育年限 -0.117*** -0.130*** -0.103*** -0.118***-0.104*** -0.100*** -0.041** -0.035*年 龄 0.011 -0.125*** 0.014 -0.141*** 0.013 -0.122*** 0.147*** 0.018年龄平方 -0.011 0.176*** -0.017 0.195***-0.014 0.170*** -0.212*** -0.035当前工作经验 0.032*** 0.060*** 0.034*** 0.070*** 0.034*** 0.075*** 0.114*** 0.153***已 婚（%） -0.261** 0.035 -0.233** 0.096 -0.230** 0.083 -0.111 0.122家中年幼孩子数 0.195** 0.092 0.195** 0.077 0.195** 0.082 0.206*** 0.083集体企业（%） 0.885*** 0.428 0.886*** 0.276 0.363 -0.070个体工商户（%） 0.711*** 0.756*** 0.701*** 0.702*** -0.244 -0.155私营企业（%） 0.347** 0.580*** 0.359** 0.390* -0.543*** -0.444*外资企业（%） -0.025 -0.102 0.010 -0.460* -1.296*** -1.728***中外合资企业（%） 0.455** 0.382 0.472** 0.202 0.261 0.142其他类型企业（%） 0.304 0.035 0.300 -0.064 -0.926*** -1.070***无固定期限合同（%） 0.030 0.317*** 0.804*** 1.151***有固定期限合同（%） -0.044 0.426*** 1.349*** 1.836***中部地区（%） 2.237*** 2.221***西部地区（%） 1.687*** 1.309***培训倾向分 -5.243*** -6.320*** -5.523*** -6.515***-5.376*** -8.399*** -19.217*** -21.829***培 训 -0.190** -0.037 -0.191** -0.046 -0.192** -0.053 -0.213** -0.073常数项 2.090*** 4.167*** 1.531*** 3.839*** 1.566*** 3.467*** -0.401 1.568**样本数量 4592 3843 4592 3843 4592 3843 4592 3843调整R方 0.0608 0.0861 0.0686 0.0968 0.0687 0.0997 0.0977 0.1177变 量
然而，要分析政府培训对农民工过度劳动的影响机制，还需分解政府培训对农民工过度劳动影响的直接效应和间接效应。政府培训通过影响农民工工资对其过度劳动产生间接影响，表7给出了控制了小时工资对数之后的过度劳动选择方程回归结果。可以发现，小时工资对数的系数显著为负，表明小时工资对数的提升导致农民工过度劳动的概率下降，验证了农民工工作时间随小时工资提升而减少的结论。对工资变量进行控制之后，政府培训仍然对男性过度劳动选择存在显著的负向影响，而对女性过度劳动选择的影响不显著，表明不考虑政府培训通过影响工资对农民工过度劳动选择带来的负向影响，政府培训对男性农民工过度劳动选择存在负向的直接影响，对女性过度劳动选择的直接影响不显著。
表7 农民工过度劳动选择方程完全模型回归结果
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
回归（1） 回归（2） 回归（3） 回归（4）男 性 女 性 男 性 女 性 男 性 女 性 男 性 女 性小时工资对数 -2.544*** -2.597*** -2.585***-2.665*** -2.601*** -2.723*** -2.598***-2.963***受教育年限 -0.075*** -0.098*** -0.072***-0.099*** -0.078*** -0.076*** -0.087***-0.096***年 龄 0.096*** -0.101** 0.090***-0.126*** 0.080** -0.097** 0.068* -0.145***年龄平方 -0.130*** 0.121* -0.122*** 0.157** -0.109** 0.118* -0.092* 0.190***当前工作经验 0.058*** 0.093*** 0.057*** 0.094*** 0.054*** 0.101*** 0.051*** 0.071***已 婚（%） 0.075 0.124 0.103 0.154 0.119 0.127 0.113 0.106家中年幼孩子数 0.250*** 0.111 0.245*** 0.103 0.243*** 0.104 0.256*** 0.105集体企业（%） 1.459*** 1.034*** 1.467*** 0.807*** 1.480*** 1.027***个体工商户（%） 0.850*** 1.135*** 0.853*** 1.064*** 0.925*** 1.468***私营企业（%） 0.801*** 1.317*** 0.869*** 1.056*** 0.961*** 1.464***外资企业（%） 0.615*** 0.991*** 0.779*** 0.496* 0.914*** 1.087***中外合资企业（%） 0.743*** 1.141*** 0.819*** 0.867*** 0.893*** 0.973***其他类型企业（%） 0.741*** 0.673* 0.752*** 0.541 0.816*** 1.014**无固定期限合同（%） -0.145 0.272** -0.201 -0.047有固定期限合同（%） -0.228** 0.590*** -0.275 0.042中部地区（%） -0.188 -0.845***西部地区（%） 0.186 -0.661***培训倾向分 -2.819*** -4.613*** -2.331***-3.612*** -1.443** -6.003*** -0.738 -0.664培 训 -0.210** -0.064 -0.220**-0.043 -0.219** -0.051 -0.223**-0.048常数项 6.158*** 9.363*** 5.492*** 8.607*** 5.736*** 8.209*** 5.865*** 9.292***样本数量 4592 3843 4592 3843 4592 3843 4592 3843调整R方 0.1787 0.1903 0.1855 0.1982 0.1863 0.2032 0.1874 0.2054变 量images/BZ_90_927_2343_931_2343.png
基于式（8）和式（9）对政府培训和未政府培训群体农民工过度劳动差异进行分解（结果见表8）。可以发现，政府培训对男性农民工过度劳动的缓解作用以直接和间接效应两方面体现，加入不同控制变量的回归结果显示，政府培训对男性农民工过度劳动的间接效应大于直接效应。这一结果表明，政府培训对男性农民工过度劳动选择的影响主要通过提升农民工工资进而降低其过度劳动概率，而政府培训通过增加男性农民工就业机会，进而使得农民工更容易找到符合自己工作时间意愿的工作来降低其过度劳动的概率的作用略小。与男性的分解结果不同，政府培训对女性农民工过度劳动的影响小于对男性农民工过度劳动的影响，且该影响主要体现在间接效应上，直接效应不显著。这一结果表明，政府培训对女性农民工过度劳动选择的影响主要通过提升女性农民工的工资来实现，政府培训未表现出提升女性农民工就业机会，进而缓解其过度劳动的作用。①需要指出的是，在女性过度劳动选择方程中，政府培训的系数不显著，表明政府培训对农民工过度劳动选择的对数优势比的影响是不显著的，但分解结果显示政府培训对女性农民工过度劳动影响是显著的，是由于分解基于政府培训对农民工过度劳动概率均值的影响。
平均来看，接受政府培训能够降低农民工过度劳动的概率，但政府培训对不同工作时间农民工的影响也可能存在明显差异。为了分析政府培训对不同过度劳动程度农民工工作时间的影响，本研究进一步对男性和女性农民工工作时间方程
进行无条件分位数回归（简约模型，结果见表9）。
表8 政府培训对农民工过度劳动影响的分解
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
回归（1） 回归（2） 回归（3） 回归（4）男 性 女 性 男 性 女 性 男 性 女 性 男 性 女 性总效应 -0.429*** -0.196* -0.439*** -0.181* -0.439*** -0.189* -0.442*** -0.194**间接效应（方法1）-0.260*** -0.143*** -0.262*** -0.146*** -0.264*** -0.148*** -0.263*** -0.156***直接效应（方法1）-0.169** -0.053 -0.176* -0.035 -0.176* -0.042 -0.179** -0.038间接效应（方法2）-0.258*** -0.143*** -0.261*** -0.145*** -0.262*** -0.147*** -0.262*** -0.155***直接效应（方法2）-0.171** -0.054 -0.178* -0.036 -0.177* -0.042 -0.180** -0.039培训影响
表9 工作时间方程无条件分位数回归结果
数据来源：2013年流动人口动态监测调查。
分位点 10 20 30 40 50 60 70 80 90男 性 0.112 0.528 0.528 -1.425** -1.100 -1.875*** -4.195*** -2.039*** -7.153***女 性 0.272* 1.218 0.556 0.556 -0.539 -1.512** -1.251* -2.185*** -1.823**
从男性工资方程的回归结果来看，从工作时间分布的低分位点到高分位点，接受政府培训对农民工工作时间的影响存在明显差异。在工作时间分布的低分位点，政府培训对男性农民工工作时间不存在显著影响，而在高分位点，政府培训对男性农民工工作时间存在显著的负向影响，且随着分位点的提高，政府培训对工作时间的负向影响越来越大。这一结果表明，过度劳动越严重的男性农民工工作时间受政府培训的影响越大。接受政府培训降低了农民工过度劳动的程度，且对过度劳动越严重的农民工作用越明显。
从女性工资方程的回归结果来看，对工作时间分布的第10分位点，政府培训会导致女性工作时间的增加，而在工作时间分布的高分位点，女性工作时间方程的回归结果与男性类似，政府培训对女性农民工工作时间存在显著的负向影响，且随着分位点的提升，政府培训对女性工作时间的负向影响具有增大的趋势。与男性农民工普遍周工作时间较长、劳动供给弹性较小形成对比，女性农民工周工作时间普遍比男性农民工更短，因而政府培训使工作时间极少的女性群体选择更多的工作时间以增加收入，符合劳动供给理论的预期。值得注意的是，尽管政府培训对女性农民工过度劳动选择的影响较小，但对于过度劳动严重的女性农民工群体，接受政府培训仍能明显减少其工作时间，降低其过度劳动的程度，且对过度劳动越严重的女性农民工群体，政府培训的作用越强。
在牛津长大，于剑桥大学取得英国文学学士学位的扶霞1994年来到四川成都，从而开启了与川菜、湘菜、闽菜、粤菜、港菜等中国菜肴的邂逅与文化碰撞之旅。除了本书，扶霞还写了《四川烹饪》和《湘菜谱》，并经常在国外知名报刊发表关于中国饮食文化的文章，堪称饮食界的“中国通”。
五、结论与建议
基于2013年流动人口动态监测调查数据，本研究分析了政府培训对农民工过度劳动的影响，并比较该影响的直接效应和间接效应，以深入探究政府培训对农民工过度劳动的影响机制。研究结果表明农民工群体的过度劳动问题严重，平均周工作时间在50小时以上，远超过劳动法规定的标准工作时间。接受政府培训与未接受政府培训的农民工群体的工作时间和过度劳动概率存在明显差异。与未接受政府培训相比，接受政府培训的男性和女性农民工工作时间分别少7.23%和5.60%，过度劳动的概率分别低13.24和9.34个百分点。
农民工过度劳动选择方程的回归结果显示，政府培训有助于降低农民工过度劳动的概率，但对男性过度劳动的影响大于对女性过度劳动的影响。政府培训对男性农民工过度劳动的缓解作用以直接和间接效应两方面体现，但直接效应明显大于间接效应，即政府培训对男性农民工过度劳动选择的影响主要通过提升其工资进而缓解其过度劳动，通过增加农民工就业机会，进而使其更容易找到符合自己工作时间意愿的工作来降低其过度劳动概率的作用较小。政府培训对女性农民工过度劳动的影响主要体现在间接效应上，直接效应不显著，这可能与女性农民工较少接受专业技能相关的政府培训有关。
农民工工作时间方程的无条件分位数回归结果显示，对于男性农民工，在工作时间分布的低分位点上，接受政府培训对农民工的工作时间没有显著影响；对于女性农民工，在工资分布的低分位点，政府培训会导致女性工作时间的增加；在工作时间分布的高分位点上，接受政府培训会显著减少农民工工作时间，表明接受政府培训明显降低了农民工群体过度劳动的程度，且对过度劳动越严重的农民工作用越明显。
即使我国社会经济一直处于稳定增长的状态，但是如果环境污染问题无法得到及时有效的处理，那么势必会导致我国经济的发展也会因此而受到一定的影响。由于环境被严重的破坏，导致全球变暖、雾霾天气越来越多等，这些不仅会影响到我国城乡的规划和建设发展，而且还会影响到人们的日常生活。因此，在针对城市进行规划的时候，一定要意识到环境的重要性，在遵循环境保护的基础上，开展一系列城乡规划措施。只有这样做，才能够促使城乡规划发展与生态文明建设建立良好的协调发展关系。
基于以上研究结论，政府部门可通过提供职业培训以缓解农民工群体的过度劳动。具体来看，政府部门不仅应该增加政府培训的数量，加大政府培训的宣传力度，使更多的农民工获得接受政府培训的机会，而且需要为农民工尤其是女性农民工提供更加专业的政府培训。专业技能水平的提升可明显增加农民工的就业机会，进而减少该群体的工作时间，降低其过度劳动的概率。此外，针对过度劳动较严重的农民工群体，政府部门可以采取更加优惠的政府培训政策（例如政府培训补贴政策），以增加该群体接受政府培训的机会，进而降低其过度劳动的程度。
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Can Migrant Workers' Overwork be Eased by Government Training?—— An Analysis Based on Direct and Indirect Effects
GUO Fengming1,2, MU Lin2
( 1.Quantitative Economic Research Center, Jilin University, Changchun, Jilin 130012；
2.School of Business, Jilin University, Changchun, Jilin 130012 )
Abstract: This study, based on the dynamic survey data of the fl oating population in 2013, analyzes the impacts of government training on the overwork of migrant workers. The results show that the issue of migrant workers' overwork is serious, while the government training assists to reduce its probability, which can be realized by raising migrant workers' wages and increasing male migrant workers' employment opportunities as well. The government training also assists to greatly reduce the degree of migrant workers' overwork, in particular, for those severely overworked ones. Therefore, the government departments, on the one hand, should increase the number of training for the migrant workers, in addition to more specialized training for female migrant workers. On the other hand, a more preferential training policy should be adopted to provide training opportunities and reduce the severely overworked workers.
Key words: government training； overwork； migrant workers； wages； unconditional quantile regression
［中图分类号］F246； D412
［文献标识码］A
［文章编号］1673-2375（2019）04-0075-13
*［收稿日期］2019-04-16
［基金项目］本文系国家社会科学基金青年项目“农民工过度劳动与劳动报酬规制研究”（项目编号：15CJY022）和国家社会科学基金一般项目“最低工资标准对农民工就业和收入影响的经验研究”（项目编号：14BJY212）的阶段性成果。
［作者简介］郭凤鸣（1982—），女，天津人，数量经济学博士，吉林大学数量经济研究中心、吉林大学商学院副教授，研究方向：劳动经济学；牟林（1997—），女，吉林四平人，吉林大学商学院硕士研究生，研究方向：劳动经济学。
［责任编辑：晓 智］
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