郭凤鸣
（吉林大学 数量经济研究中心，吉林 长春 130012）
随着中国经济转型的不断推进，越来越多的农村劳动力进入城镇劳动力市场，成为城镇劳动力市场的一个重要群体。尽管农民工群体在城镇劳动力市场中发挥了重要的作用，但其一直处于就业的劣势地位，就业质量不容乐观。［1］根据国家统计局2016年农民工监测调查报告，农民工周工作时间超过44小时的比例有78.4%，表明农民工面临严重的超时劳动问题。［2］尽管工作时间的延长可以带来收入的提升，但长期严重的超时劳动不仅损害农民工身体健康，而且阻碍其自身发展，［3］降低其就业和生活质量，［4-6］甚至引发社会问题，不利于经济社会的持续健康发展。［7］
根据劳动供给理论，市场工资率和非劳动收入是影响劳动者工作时间选择的主要因素。［8］加班工资作为法定工作时间之外的边际工资，将对农民工超时劳动选择和超时劳动程度产生重要影响。劳动供给理论认为工资率提升一方面产生收入效应，促进闲暇消费增加，工作时间减少；
另一方面使得闲暇更昂贵，产生工作时间增加来换取更多消费的替代效应。［9］传统劳动供给理论认为个体劳动供给曲线是反“C”形的，即工作时间随工资率提升表现出先增加后减少的变动趋势。随着研究的深入，有学者提出倒“S”形劳动供给曲线，即工作时间随工资率的提升表现出先减少后增加再减少的变动趋势。在理论上，加班工资对农民工工作时间的影响是不确定的，因而基于劳动力市场调查数据分析加班工资对农民工工作时间和超时劳动选择的影响，不仅有助于深入理解农民工工作时间的选择行为，而且有助于缓解农民工超时劳动相关政策建议的提出，改善农民工就业环境，促进就业质量提升。
近年来，在认识到超时劳动的危害后，大量学者开始关注个体因素和企业因素对农民工超时劳动的影响。［10-13］考虑工资对农民工超时劳动影响的研究主要分为两个方面：第一，月工资对超时劳动的影响，如王琼和叶静怡分析指出收入越高进城务工人员工作时间越长；
［14］刘璐宁和孟续铎也指出月收入增加，农民工劳动超时概率也显著增加；
［15］罗俊峰和童玉芬也认为月收入的提高会使得流动人口工作时间延长；
［16］王素娟和雷婷婷的研究尽管关注的群体不是农民工，但同样得出工资提高促进工作时间延长的结论。［17］事实上，由于加班工资的存在，工作时间的增加会伴随月工资增加，月工资与工作时间之间的正向关系是基本确定的。第二，工资率对超时劳动的影响，如罗小兰研究指出农村转移劳动力工作时间与工资呈反向变化；
［18］朱玲研究指出工资率提升使得农民工超时劳动的可能性下降；
［19］夏怡然也指出低收入农民工的劳动供给时间与工资率呈反向变动；
［20］谢勇和史晓晨对江苏省农民工调研发现工资率较低的农民工劳动时间明显较长，超时劳动的可能性更高。［21］尽管工资率对农民工工作时间影响的相关研究结果基本一致，但这一结果的可信性有待深入讨论。
学界普遍认为农民工群体超时劳动多为提升收入。按照劳动供给理论，为提升收入愿意承受重度超时劳动的劳动者，其闲暇的价值较低，因而工资率提升带来的替代效应大于收入效应，即面对加班工资的提升，其工作时间应进一步增加，超时劳动加重。只有达到工作时间的极限，加班工资增加的收入效应才可能大于替代效应，工作时间随加班工资提升而减少，但对农民工群体来说这一作用应是较小的。事实上，工资率的内生性可能是导致研究结果与理论存在显著偏差的主要原因。［22］工资率的内生性主要来源于两个方面：第一，劳动力的能力偏差。能力是影响劳动者就业和工资获得的重要变量。能力较高的农民工更可能拥有工资较高的工作，同时也更可能拥有工作时间较短的舒适工作环境，而能力较低的农民工可能只能找到工作时间较长，且工资较低的工作。因而，将不同能力水平的劳动力进行比较，可能得到工资率和工作时间之间负向变动的估计结果。第二，工资率计算的除法偏差。与西方国家劳动者明确的工资率和严格的工作时间制度不同，中国劳动力市场的工资支付通常采取月工资的形式，因而劳动者的工资率并不明确。为了分析的需要，相关学者通常用月工资除以月工作小时数来计算工资率。这将导致工作时间的度量偏差完全体现在工资率上，因而工资率与影响工作时间的不可度量因素相关。工作时间上正向（负向）的度量偏差，或一些不可度量因素对工作时间的正向（负向）影响，均会导致工资率计算的负向（正向）偏差，进而导致工资率和工作时间之间存在反向关系。
综上所述，为了消除加班工资（超时劳动的工资率）的内生性，本文一方面基于不同职业岗位对技能要求的不同，将总体样本分为高技能和低技能两组进行分析，减少能力偏差的影响；
另一方面应用相同职业其他劳动者的平均工资率作为当前个体加班工资的工具变量，消除能力偏差和除法偏差的影响。在此基础上，通过回归农民工超时劳动和工作时间方程，估计工资率对农民工超时劳动的影响，并提出缓解农民工群体超时劳动的相关政策建议。
本文所用数据来源于2017年流动人口动态监测调查。该调查给出了我国31个省份流动人口基本人口学特征、就业特征和接受社会健康和公共服务等相关信息。该调查不仅覆盖范围广泛，调查信息详细，而且样本量充足，可以全面体现农民工群体的现状。为了满足研究的需要，本文对样本进行了筛选。首先，本文关注农民工群体，因而只保留农业户口的个体；
其次，选择劳动年龄人口，即控制男性在16 至60 岁之间、女性在16 至55 岁之间；
再次，超时劳动主要基于工作时间来评定，因而保留周工作时间在24 小时以上的全日制就业样本；
最后，去除信息缺失样本。最终得到男性样本58 719个，女性样本43 136个。
《中华人民共和国劳动法》（下称《劳动法》）第36条规定：国家实行劳动者每日工作时间不超过8小时、平均每周工作时间不超过44小时的工时制度。第38条规定：用人单位应当保证劳动者每周至少休息1 日。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1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3 小时，但是每月不得超过36 小时。由于农民工群体普遍工作时间较长，大部分农民工周工作时间在标准工作时间44 小时以上，因而以《劳动法》规定的标准工作时间作为其超时劳动的标准难免过低，不仅难以准确把握农民工超时劳动现状，而且可能导致影响因素分析结果存在较大偏差。据《劳动法》对劳动者加班时间的限制，本文将每周工作6天，每天加班1个小时计算所得周工作时间50小时作为超时劳动的度量标准，且这一标准与国际上依工作时间度量劳动者过度劳动相关研究的标准相一致。［23-24］将每周工作6 天，每天加班3 个小时计算所得周工作时间62小时作为重度超时劳动的度量标准。
表1 给出了基于不同技能水平分类的农民工群体基本信息统计结果。农民工周平均工作时间在50 小时以上。低技能群体的周平均工作时间超过60 小时，这将使得闲暇时间严重减少。低技能农民工群体超时劳动概率在72%以上，而重度超时劳动的概率也在43%左右；
高技能农民工群体超时劳动的概率明显较低，在46%左右，重度超时劳动概率不足20%。这一结果表明与高技能农民工群体相比，低技能农民工群体的超时劳动更加严重，且两群体间劳动者超时劳动比例存在明显差异。从工资率的统计结果来看，高技能农民工群体平均工资率较低技能群体高3 元左右，这一结果符合人力资本理论的预期。比较高技能群体和低技能群体的农民工可以发现高技能群体的工资率较高，而周平均工作时间较少，超时劳动和重度超时劳动的概率也较低，因而将高技能群体和低技能群体放在一起分析工资率对农民工超时劳动的影响，可能得出工资率越高，工作时间越少，而超时劳动程度越低的结论。然而，不同技能群体之间的工资率和超时劳动差异可能与群体间个体能力差异有关，即高技能群体的能力较强，因而其在获得高工资的同时，可以选择工作环境更好的工作，即工作时间较短的工作。为了减小能力偏差的影响，将农民工群体分为低技能群体和高技能群体分别进行分析是合理的。
表1 农民工超时劳动状况统计
男性平均工作时间长于女性且在高技能群体中这一差异更加明显，表明与低技能女性相比高技能女性可能具有更多的工作时间选择权。在低技能群体中，男性和女性农民工超时劳动概率相差5个百分点，重度超时劳动概率相差约3个百分点，但在高技能群体中，男性和女性农民工超时劳动概率相差15个百分点，而重度超时劳动概率相差约10个百分点。同样表明高技能群体中，男性和女性超时劳动差异更大。在低技能群体或高技能群体中男性的平均工资率均高于女性。男性和女性农民工群体的工作时间和超时劳动比例存在明显差异，且在不同技能群体中，男性和女性农民工的工作时间和超时劳动概率差异明显不同，符合劳动供给理论中女性劳动供给弹性通常高于男性的预期，因而准确把握农民工超时劳动现状，应对男性和女性农民工分别进行分析。
劳动者工作时间不仅受工资率的影响，还可能与其他个体特征和工作特征有关。表2给出了未超时和超时劳动农民工基本特征的统计结果。不论是在低技能还是高技能群体中，与未超时劳动农民工相比，超时劳动农民工工资率更低。从统计上来看，工资率与超时劳动存在负向关系。然而，这一负向关系可能是工资率计算的除法偏差和（或）能力偏差导致，因而在超时劳动选择的估计中应考虑消除能力偏差和除法偏差的影响。
表2 农民工个体基本特征的统计结果（%）
从农民工个体特征来看，非超时劳动农民工群体的受教育年限普遍高于超时劳动农民工群体，而教育水平的提升一般有助于农民工群体选择更好的工作环境，工作时间缩短，超时劳动概率下降；
非超时农民工群体的年龄普遍低于超时劳动农民工群体，这可能与年轻一代农民工需要将更多的时间用于照顾年幼孩子以及更加注重工作时间的合法性有关；
农民工群体非劳动收入普遍较低，且超时劳动群体的非劳动收入更低，表明非劳动收入越低的农民工越可能超时劳动，符合劳动供给理论预期；
超时劳动群体的已婚比例较高，表明家庭负担的增加可能加重超时劳动；
超时劳动农民工群体在个体工商户和其他不便分类的企业中就业的比例较高，在其他所有制类型企业中就业的比例较低，由于个体工商户和其他不便分类企业对相关法律执行较差，农民工更可能超时劳动；
超时劳动群体合同签订比例较低，表明劳动合同签订促进加班制度合法化，农民工超时劳动概率下降；
超时和未超时劳动群体在不同地区的分布基本均衡，表明区域因素对农民工超时劳动的影响可能较小。
与高技能群体相比，低技能群体的受教育年限普遍较短，年龄较大，已婚比例较高，在国家机关事业单位和国有企业就业的比例明显较低，而在个体工商户就业的比例明显较高，固定期限和无固定期限合同签订率均明显较低。这一统计结果表明高技能群体和低技能群体存在明显的可观测特征差异，因而也可能存在明显的能力差异。因此，对农民工超时劳动的分析应考虑针对高技能和低技能群体分别进行。
农民工超时劳动选择的潜变量模型可以设定为：
其中表示决定个体劳动是否超时的潜在变量；
由于无法被观察，只能观察个体是否超时劳动的二元状态，因而用Yi表示指示个体超时劳动的二元变量（0表示非超时劳动，1表示超时劳动）；
α1表示常数项，lnwi表示工资率对数，X1i表示其他影响个体超时劳动的变量向量，β10和β11分别表示相应变量的系数。假定μ1i服从标准正态分布，则选择模型为Probit模型：
其中Φ(·)表示标准正态分布的累积分布函数。由于工资率变量可能存在内生性，因而直接估计超时劳动选择方程可能得到不一致的估计结果。工资率变量的内生性可能来源于两个方面：一是由于个体的能力无法控制，而能力又是影响劳动者工资率的重要变量，导致工资率可能与误差项相关；
二是由于个体的工资率不是直接调查获得的，通常由月工资除以月工作时间得到，因而月工作时间的度量偏差会直接影响工资率的度量，导致工资率与误差项相关。解决内生性问题可以借助于工具变量方法，基于工具变量的2SLS第一阶段方程可以表示为：
其中lnw0i表示工资率对数的工具变量；
其余变量含义与超时劳动选择方程中相同。基于方程（4）获得相应估计系数并对个体工资率进行预测，进而基于预测值lnw^i回归超时劳动选择方程：
超时劳动概率均值上的工资弹性可以表示为：
其中Φ-1(·)表示函数Φ(·)的逆函数。φ(·)表示标准正态分布密度函数。
农民工工作时间方程可以设定为线性模型：
其中lnhi表示个体i的工作时间对数，α2表示常数项，表示基于式（4）得到的个体i预测工资率对数，β20表示其估计系数；
X2i表示影响个体i工作时间的变量向量，β21表示这些变量的回归系数向量，μ2i～N(0,)表示服从正态分布的随机误差项。由于模型为双对数形式，因而回归系数β20即为工作时间的工资弹性。
如前文所述，超时劳动选择方程的被解释变量为是否超时劳动，农民工超时劳动则取值为1，非超时劳动取值为0。为验证工资率对超时劳动程度的影响，本文还分析了工资率对超时劳动农民工群体工作时间的影响。因而，工作时间方程的被解释变量为超时劳动农民工群体的工作时间。
本文借鉴Camerer（1997）的做法，以同工作性质农民工群体（除当前个体外）平均工资率对数作为解释变量lnwi的工具变量。由于本文所用调查数据给出了农民工就业职业的详细信息，因而本文选择相同职业类型的其他农民工平均工资率对数作为个体工资率的工具变量。相同职业类型的其他农民工平均工资率会对个体工资率产生影响，但这一变量又不会直接影响农民工的超时劳动，因而其满足工具变量的基本假设。
为了准确度量工资率对农民工超时劳动和工作时间的影响，还应控制其他影响农民工超时劳动和工作时间选择的变量。根据以往研究经验，本文选取的控制变量包括受教育年限、年龄（以及年龄的平方）、非劳动收入、婚姻状况、就业企业类型、合同类型以及就业地区（虚拟变量，以东部地区作为参照）。
1.加班工资对农民工超时劳动概率的影响
基于高技能农民工群体的数据，表3 给出了高技能农民工群体超时劳动选择方程的回归结果。方程（1）是用工具变量回归内生变量工资率的回归结果。可以发现同职业他人平均工资率与回归样本中个体的工资率存在明显的正相关关系，即同职业他人工资越高，劳动力个体的工资率明显越高，因而可以认为工具变量与内生变量之间存在明显的相关性。内生性检验结果显示拒绝工资率外生的原假设，因而工具变量模型回归结果更可信。单一工具变量的回归无法检验工具变量的内生性，但依据本文工具变量的设定，可以认为同职业他人工资与劳动力个体的能力水平等不可观测因素之间不存在明显的相关性。除工具变量之外，其他因素对农民工工资率的影响基本符合相关理论的预期。
表3 高技能农民工超时劳动选择方程回归结果
方程（2）为用基于方程（1）获得的工资率估计值回归个体超时劳动选择的结果。从劳动力个体特征的系数来看，受教育水平越高，农民工超时劳动概率越低；
随着年龄的增加，农民工的超时劳动概率先下降后上升；
非劳动收入提高，女性农民工超时劳动概率下降，符合劳动供给理论关于女性劳动供给弹性普遍大于男性的预期；
已婚使得女性需要承担更多的家庭经济负担，因而其超时劳动更加严重；
不同类型企业中，农民工超时劳动概率存在明显差异，与就业于国家机关事业单位和国有企业的农民工相比，就业于私营个体部门的农民工超时劳动概率较高，就业于外资合资企业的农民工超时劳动概率较低，这与不同类型企业对相关法律的执行力度不同有关，国家机关事业单位和国有企业以及外资合资企业对相关法律的执行较严格，更加注重劳动者工作时间的合法化，而个体和私营企业中更多非正规就业的存在使得劳动者工作时间无法保证；
与无合同的农民工相比，签订固定期限劳动合同和无固定期限劳动合同的农民工超时劳动的概率均明显较低，而签订试用期合同的男性农民工超时劳动的概率较高，这一结果也符合理论预期，签订试用期合同可能促使劳动者为了获得正式合同而工作更长的时间；
与就业于东部地区的农民工相比，就业于中部地区、西部地区和东北地区的农民工群体超时劳动均更加严重，这与不同地区对劳动者工作权益的保护力度不同有关。
工资率提升会导致农民工超时劳动概率增加，且工资率提升对男性超时劳动概率的影响小于女性。工资率的增加可能导致农民工群体工作时间延长，超时劳动更加严重。在男性和女性各自超时劳动的概率均值上，男性超时劳动的工资率弹性为0.841，而女性超时劳动的工资率弹性为1.318，即平均来看，工资率提升10%导致男性和女性农民工超时劳动概率分别增加8.41%和13.18%。男性农民工超时劳动的工资弹性小于女性农民工，符合理论预期。
基于低技能农民工群体的数据，表4给出了低技能农民工超时劳动选择方程的回归结果。从方程（1）的结果来看，所用工具变量与个体工资率存在明显的正相关关系，即同职业他人工资越高，劳动力个体的工资率明显越高，因而可以认为工具变量与内生变量之间存在明显的相关性。内生性检验结果显示，拒绝工资率外生的原假设，因而工具变量模型回归结果更可信。从方程（2）的结果来看，教育和年龄对低技能农民工超时劳动的影响方向与高技能群体相一致，但作用程度更小，即低技能农民工的超时劳动随教育年限和年龄的变动较小，这也是低技能农民工群体平均超时劳动概率较高的原因。不同类型企业和签订不同类型合同的低技能农民工超时劳动差异也与高技能农民工群体相一致。
表4 低技能农民工超时劳动选择方程回归结果
低技能群体工资率对数的回归系数与高技能群体存在差异。工资率提升对男性农民工超时劳动不存在显著影响，但使得女性农民工超时劳动概率增加，这可能是由于低技能的男性农民工超时劳动相当严重，即使工资率变动也不会对其工作时间和超时劳动产生明显的影响，而低技能女性农民工的劳动供给更加富有弹性，因而工资率变动使得其增加工作时间，超时劳动更加严重。在就业概率均值上，低技能女性农民工超时劳动的工资弹性为0.933，即工资率提升10%，低技能女性超时劳动概率平均提升9.33%。低技能女性的工资弹性小于高技能女性，这与低技能女性农民工超时劳动更加严重有关。综上，加班工资增加将使得高技能男性和女性农民工超时劳动加剧，低技能女性农民工超时劳动也加剧，因而提升加班工资并不能有效缓解农民工超时劳动。
2.加班工资对农民工超时劳动程度的影响
为了探究农民工超时劳动的程度，本文进一步对超时劳动的农民工群体进行回归，分析工资率提升对其重度超时劳动的影响（见表5）。教育水平的提升同样使得农民工重度超时劳动概率下降，表明教育有助于缓解超时劳动的结论是稳健的。在低技能群体中，年龄的增长使得女性农民工重度超时劳动概率下降，但在高技能群体中重度超时劳动的选择与年龄无关。
表5 农民工重度超时劳动选择方程回归结果
从工资率回归系数来看，对于高技能农民工，工资率提升并未对其重度超时劳动产生显著影响，但工资率提升使得低技能男性农民工重度超时劳动概率下降，使得低技能女性农民工重度超时劳动概率上升。在重度超时劳动概率均值上，低技能男性重度超时劳动的工资弹性为-0.111，而低技能女性重度超时劳动的工资率弹性为0.458，即工资率提升10%导致低技能男性和女性农民工重度超时劳动概率分别下降1.11%和上升4.58%。这一结果表明在高技能群体中，重度超时劳动的农民工群体的选择更可能是相关工作的需要，与工资率和农民工个体特征关系较小，因而工资率的提升对其重度超时劳动概率影响不显著。在低技能群体中，由于男性超时劳动程度较严重，因而工作时间可能随着工资率提升而减少，重度超时劳动的概率下降；
但对于低技能的女性农民工来说，其重度超时劳动的程度较男性低，因而工资率提升带来的替代效应仍然大于收入效应，进而会导致其重度超时劳动概率上升。
3.加班工资对农民工超时劳动时间的影响
超时劳动是基于农民工群体的工作时间来确定的。本文参考西方国家基于工作时间度量过度劳动的设定标准，并结合我国《劳动法》中对工作时间的限制设定了超时劳动的标准，但是劳动者的工作时间可能还受到企业行为的影响，即为了遵守法律规定，企业会尽可能将工作时间限制在非超时劳动范围内，因而工资率对超时劳动边缘的农民工工作时间的影响可能小于对农民工平均工作时间的影响。本文基于超时劳动样本进一步回归了农民工群体超时劳动时间方程，估计工资率提升对农民工超时劳动时间的影响（见表6）。
表6 农民工超时劳动时间方程回归结果
农民工超时劳动时间方程的回归结果显示第一步回归中检验工具变量解释强度的F统计量值均大于10，拒绝工具变量为弱工具的假设。不论是对于超时劳动群体，还是重度超时劳动群体，工资率提升对高技能男性和女性农民工超时劳动时间均不存在显著影响。对于低技能群体，工资率提升会使得超时劳动的男性农民工工作时间略有减少，重度超时劳动的农民工工作时间也减少，进一步表明工资率提升带来的收入效应大于替代效应，即对于低技能的男性农民工来说，其超时劳动问题严重，闲暇时间已经非常少，因而工资率提升使其更愿意通过减少一些工作时间来换取闲暇。然而，低技能男性农民工超时劳动和重度超时劳动时间的工资弹性仅为-0.089 和-0.104，表明尽管工资率提升使得低技能男性农民工超时劳动时间减少，但是这一作用是较小的，与理论预期相符。对于女性来说，工资率提升会导致低技能女性工作时间增加，但对超时劳动群体的平均影响大于对重度超时劳动群体的平均影响，这一结果与超时劳动选择方程和超时劳动程度方程的回归结果相一致，也是符合理论预期的。低技能女性农民工由于超时劳动程度较男性农民工轻，因而工资率提升带来的替代效应大于收入效应。工资率提升使得低技能女性农民工超时劳动时间增加，超时劳动更加严重，但对于超时劳动越严重的个体，其作用越小。
为了对比和检验，本文进一步提供了超时劳动选择的Probit 模型回归结果以及工作时间方程的OLS 估计结果，以验证工具变量方法消除工资率内生性的作用效果。可以发现不考虑内生性，直接回归超时劳动选择和超时劳动时间方程的结果均显示工资率的系数显著为负，即工资率提升会导致农民工群体的超时劳动概率和超时劳动程度下降。然而，结合工具变量模型的回归结果可以推测，这一结果一方面可能是劳动者存在明显的能力偏差导致的，另一方面可能是由于工资率计算的除法偏差导致的。
直接回归农民工超时劳动时间方程和重度超时劳动时间方程，可以发现工资率的系数均显著为负，即小时工提升会导致农民工群体超时劳动时间减少。这也是大量研究认为农民工群体处于“倒S”形劳动供给曲线下方的原因。然而，这一结果也受能力偏差和工资率计算的除法偏差影响。消除工资率内生性的工具变量模型回归结果显示，工资率提升使得男性超时劳动时间减少的结论是可信的，但对女性农民工超时劳动时间的影响为正。与工具变量模型的回归结果相比可以发现直接对超时劳动时间方程进行回归的结果存在一定偏差。
由于不同技能组之间存在明显的能力差异，因而将不同技能群体放在一起回归将存在能力偏差。为了检验不同技能组之间能力偏差的存在，本文进一步给出了基于总体样本的回归结果。回归结果与预期基本一致。对于男性农民工来说，工资率对其超时劳动和重度超时劳动概率及超时劳动时间和重度超时劳动时间均存在显著的负向影响，与样本的统计结果相一致，即高技能群体的工作时间较短，工资率较高，而低技能群体的工作时间较长，工资率却较低，忽略这两类群体的能力差异，可能错误识别出工资率和工作时间以及超时劳动之间的负向关系。对于女性来说，不同技能水平农民工之间的能力差异导致的负向估计偏差抵消了低技能女性群体中工资率对超时劳动的正向影响，导致超时劳动选择方程和重度超时劳动选择方程的回归系数均不显著，同时能力差异导致的负向估计偏差也使得工资率对女性农民工超时劳动时间的影响被低估。
表7 农民工超时劳动选择和超时劳动时间方程回归结果
表8 不分组的农民工超时劳动选择和超时劳动时间方程回归结果
本文基于2017年流动人口动态监测调查数据分析工资率对农民工超时劳动选择和超时劳动时间的影响。由于能力偏差和工资率计算除法偏差的存在，直接估计工资率对农民工超时劳动的影响，将得到负向的估计结果。为了消除能力偏差和工资率计算过程中的除法偏差，本文首先将不同能力水平的高技能群体和低技能群体进行分类，并借鉴相关研究的做法，选择相同职业劳动者平均工资率作为个体工资率的工具变量。本文的研究结论如下：
第一，对于高技能农民工群体，工资率提升使得男性和女性超时劳动概率均明显增加，但对超时劳动程度影响不显著。具体来看，工资率提升10%会导致男性和女性农民工超时劳动概率分别增加8.41%和13.18%，但是对于超时劳动群体来说，工资率对男性和女性农民工重度超时劳动概率和超时劳动时间的影响均不显著。这一结果意味着提升农民工群体的加班工资只对工作时间相对较少的高技能农民工群体存在影响，即使得其工作时间增加，超时劳动概率增加，但是对于已经超时劳动的农民工群体来说，工资率的增加不会对其超时劳动程度产生显著的影响。
第二，对于低技能男性农民工群体，工资率提升有助于其超时劳动程度的下降。工资率提升对男性超时劳动概率不存在显著影响，但对于超时劳动的男性农民工群体，工资率提升会导致其重度超时劳动概率下降，超时劳动时间减少，但作用程度均较小。具体来看，工资率提升10%会导致低技能男性农民工重度超时劳动概率下降1.11%，而使得其超时劳动时间和重度超时劳动时间分别减少0.89%和1.04%。
第三，对于低技能女性农民工群体，工资率提升使其超时劳动概率和重度超时劳动概率均明显增加，超时劳动时间也明显增加。具体来看，工资率提升10%会导致低技能女性农民工超时劳动概率增加9.33%，重度超时劳动概率增加4.58%，而超时劳动时间和重度超时劳动时间分别增加1.81%和1.36%。这一结果意味着提升加班工资只会使得超时劳动较严重的男性农民工群体超时劳动程度略微下降，但会使得女性农民工群体超时劳动更加严重。
本文的研究结论表明：首先，加班工资提升对农民工群体超时劳动的缓解作用较小。尽管加班工资的提升可能使得超时劳动较严重的低技能男性农民工超时劳动程度下降，但这一作用是较小的；
加班工资提升将导致高技能群体和低技能群体超时劳动概率均明显增加，且使得低技能女性农民工群体超时劳动程度加重。其次，加班工资提升还应与加强工作时间限制相结合，才能有效缓解农民工群体超时劳动。由于农民工群体自身对超时劳动的选择更多依赖于市场工资，因而只有将加班工资提升和强化工作时间限制相结合，才能在保证农民工效用水平的条件下，使其超时劳动得到有效缓解。最后，提升就业和生活保障有利于从根本上缓解超时劳动。强制的工作时间约束可能损害企业的利益，对农民工群体当前效用的影响也可能为负。缓解农民工超时劳动现状，还应依赖于促进农民工就业和生活水平提升的相关政策。工资率提升使得农民工群体超时劳动更加严重的结论表明工资率提升的替代效应大于收入效应。提升收入对于农民工群体如此重要一方面是由于农民工群体的就业稳定性较差，因而只要工作就要超时劳动，甚至用所有可用时间来赚取工资，以预防工作丢失带来的损失；
另一方面是由于农民工群体享受的福利和保障均较少，因而其只有通过超时劳动来增加收入以弥补福利和保障的缺失。
综上所述，政府部门应在保证农民工获得合理加班工资的同时，加强对工作时间的限制，并为农民工提供更好的就业和生活保障，进而从根本上缓解农民工群体的超时劳动，提升农民工群体的就业和生活质量，促进经济社会的持续健康发展。
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