中國城鎮居民工作時間變化的消費效應研究

馬光明 苗 壯

一、引 言

消費是拉動內需與經濟增長的三駕馬車之一，消費水平與結構的提升是增加居民幸福感的重要因素。根據歷年《中國統計年鑒》的數據，1978年至2020年，中國居民年人均消費支出由184元/年上升至21 210 元/年，其中城鎮居民消費水平由405元/年上升至27 007 元/年，成為我國居民消費的主體。政府一貫強調消費的重要作用，黨的十九大報告中明確提出“完善促進消費的體制機制，增強消費對經濟發展的基礎性作用”；2019年中央經濟工作會議也明確指出“要持續釋放內需潛力”。然而從我國消費相對額來看，1983年以來我國政府與居民最終消費率由1983年的最高點66.8%波動下降至2010年的最低值48.5%，之后又緩慢回升至2019年的55.8%，與歐美發達國家差距明顯。2020年以來新冠疫情嚴重沖擊國際貿易，美國等西方國家保護主義和單邊主義抬頭，世界經濟與外部需求不確定性更為增大。利用國內超大規模市場優勢進一步挖掘內需尤其是作為消費主體的城鎮居民消費需求，成為當前“雙循環”發展格局下推動經濟內生增長的主要抓手。因此，理清城鎮居民消費的影響因素及其影響渠道成為學界當前必須理清的熱點問題。

關于影響城鎮居民消費的因素，已有研究大多從居民收入、人口年齡結構、人口性別與婚姻結構、房價、受教育水平等角度入手。而從中國21世紀初的“假日經濟”熱潮開始，勞動閑暇對于居民消費的影響逐步受到各界重視。盡管工作時間上升通常導致勞動者收入增加，但消費行為需要花費時間，在每天24小時的絕對限制下，工作之余可用于消費的閑暇是否足夠也是影響居民消費的又一約束。改革開放以來，中國政府高度重視勞動者閑暇，不斷致力于增加國內法定節假日數量。早在1994年2月頒布的《關于職工工作時間的規定》將職工每周工作時間從原先48小時降為44小時；1995年5月又下降為40小時；1999年年末頒布《全國年節及紀念日放假辦法》后，全年包括雙休日的所有法定節假日天數達114天，占全年天數近1/3。但在實際執行層面，基于近年中國經濟高速增長與對應產業、就業結構的變化，根據國家統計局的數據，2001年至2019年我國城鎮居民平均工作時間由44.9小時/周波動上升至46.8小時/周，城鎮居民總體仍然“變得更忙了”，經濟增長更快的東部地區則更為嚴重。因此，近年工作時間的增加對于城鎮居民總體消費有何影響？其渠道如何？工作時間-收入-消費的相互關系如何？工作時間對不同類型勞動者和商品消費的影響是否相同？一系列有趣的問題便呼之欲出，但已有研究大多以勞動者“閑暇”或“節假日”的變化作為關鍵分析變量，因此大多為政策分析，少量實證研究中涉及的觀測樣本數量少且多為不連續的啞變量，給實證研究帶來了很大困難(詳見文獻評述)。這正給本研究帶來了一個有趣的突破口。

本文剩余部分結構安排如下：第二部分對城鎮居民消費的常見影響因素，特別是“閑暇”或“工作時間”與居民消費關系的文獻進行梳理。第三部分計算并展示21世紀以來我國整體與各省份城鎮居民周平均工作時間的變化，并從“各行業平均工作時間”及“就業結構”兩個維度考察其變化成因。第四部分基于效用最大化框架，梳理勞動者閑暇、收入與消費的理論關系。第五部分基于部分中介效應模型以2003—2019年省級面板數據考察各省份城鎮平均工作時間對城鎮消費額、消費率的影響及其中介渠道，并對不同類型消費品、居民不同收入水平進行異質性檢驗。第六部分是總結與政策建議。

二、文獻綜述

鑒于消費對宏觀經濟的重要意義，已有文獻大量從居民收入、人口年齡結構、人口性別與婚姻結構、房價、教育等角度探討了中國居民消費的影響因素，由于工作時間與收入的密切關聯，本部分主要梳理關于收入、工作時間(或閑暇)與城鎮居民消費關系的文獻。

(一)關于收入與城鎮居民消費的關系

居民收入是影響消費的重要因素。早在1920年代，Modigliani和Brumberg(1954)[1]在其著名的生命周期-持久收入理論(LC-PIH)中指出，居民預期收入(或說持久收入)對消費決策影響很大：年輕時期收入較低，考慮到未來收入增加且須建立家庭并撫養子女和父母，往往消費支出較大，甚至可能透支消費；中年時期收入提高，家庭支出較穩定，為預防養老，消費比重會降低；老年階段則將之前的儲蓄用于消費。Friedman(1957)[2]、Muth(1960)[3]進一步將居民收入分解為“持久收入”與“暫時收入”。這一分析框架被Leff(1969)[4]、Leibfritz和Roseveare(1995)[5]等學者利用美、德、日等OECD國家的消費與收入數據進行了多次證實，說明了收入(跨期差異)對于消費確實存在顯著影響。

進一步，Leland(1968)[6]在生命周期假說基礎上提出了預防儲蓄假說，即人們在面臨收入不確定因素時會更謹慎消費并增加儲蓄，各類導致收入不確定性增加的變化(例如老齡化、經濟危機等)會明顯增加居民儲蓄、降低居民消費水平。國內研究也發現收入水平與居民消費特性，例如消費水平、消費率及消費習慣有強烈相關性。例如：蘇良軍等(2006)[7]發現收入水平差異是影響中國城鎮居民消費水平的重要因素；張邦科等(2011)[8]利用省際面板數據發現1980—2008年中國城鎮居民消費與持久收入及暫時收入都存在顯著相關關系；王曦(2002)[9]進一步發現中國1978—1999年居民消費中50%是基于當期收入，而另50%則基于生命周期與永久收入；葛成和劉震(2010)[10]發現中國城鎮居民收入分配結構由改革初期的“紡錘”型逐漸向“金字塔”型過渡，中低收入者數量越來越多且消費需求受限，要求加強轉移支付以刺激居民消費。類似研究還有韓松和楊春雷(2009)[11]、臧旭恒和陳浩(2019)[12]等，不再贅述。

在明確了收入對于城鎮居民消費水平或消費率有顯著影響的基礎上，不少學者研究了收入水平差異及垂直變化對于居民消費結構的影響。例如，Lise等(2014)[13]、Aguiar和Bils(2015)[14]都發現日本、美國等各國居民收入差異導致居民在消費結構上產生顯著差異與不平等。陳志剛和呂冰洋(2016)[15]通過2002—2009年中國城鎮居民住戶調查數據發現中國收入不平等是產生消費不平等的主要原因，食品、交通通信支出是城鎮居民消費不平等的主要體現，前者消費隨收入增加而減少，后者則隨收入增長而增加。鄭志浩等(2015)[16]利用2000—2015年全國31省份城鎮住戶調查匯總數據發現，隨著中國人均收入增長，城鎮居民食物支出水平提高，食物支出占居民支出的比重下降，在外食物支出占食物總支出的比重進一步上升。

(二)關于工作時間(閑暇)與城鎮居民消費

國際上很多經典文獻早就提出勞動閑暇是人們從工作時間約束中解脫出來進行休息與消費的必要條件(Knight,1921[17]；Robins,1930[18])，并指出增加休閑、降低工作時間能顯著促進所謂“休閑消費”或“閑暇消費”(Feather和Shaw，2000[19]；Houston和Wilson，2002[20])；同時給予勞動者適當閑暇補充人力資本還能有效增進勞動者工作效率(Kawaguchi等，2013[21]； Cassar和Meier，2018[22])、個人創新能力(Whiting和Hannam,2015[23])從而提升收入與消費。但同時不少文獻進一步指出，不能簡單將工作時間與閑暇簡單對立起來，工作帶來的收入與閑暇均能對消費者產生效用(Becker,1965[24])，應同時考慮兩者對消費的影響，還須考慮勞動者關于閑暇與收入之間的替代關系(Gordon，2011[25])。若過分追求閑暇，或企業允許采用彈性工作時間，很可能會大幅犧牲企業效率以及勞動者的工資收入(Autor和Houseman，2010[26]；Bryson，2013[27]；Bosch和Raymundo，2014[28])從而影響消費。

國內的理論研究方面，隨著1995年中國正式實行“雙休日”制度，以及1999年國務院發布《全國年節及紀念日放假辦法》規定春節、勞動節、國慶節和新年為“全體公民假日”，并與周末組成多個長假，20世紀末21世紀初國內學界興起了“假日經濟”研究熱潮，此后大量國內文獻才開始討論閑暇和假日對宏觀經濟尤其是消費的影響。但相對收入、人口年齡結構、性別與婚姻、房價、教育等傳統角度，由于宏觀與微觀上勞動者工作時間或閑暇數據的缺乏，實證研究較少，大多研究僅通過簡單統計數據或理論邏輯、數理模型推導等方法對閑暇與消費關系進行文字描述分析。例如，張旭昆和徐俊(2001)[29]設計了一個區分耗時性消費和省時性消費的閑暇時間約束理論模型，推出“勞動閑暇為耗時性消費創造了足夠的消費時間，使平常受時間限制難以實現的消費有了實現的條件”從而使中國“假日經濟”消費火爆的結論。基于此框架的模型研究還有郭魯芳(2004)[30]、郭魯芳(2006)[31]、卿前龍和吳必虎(2009)[32]，等等，結論也大多是在收入不受到影響的前提下，閑暇增加能有效促進居民消費。一些學者清醒地指出，閑暇對于消費的促進作用必須受到收入水平的影響，當前中國居民的閑暇受到收入水平限制還未能充分地轉化為消費(魏翔和呂騰捷，2018[33])。作為證據，李萍(2017)[34]發現當前中國城鎮化加速導致的大量流動人口和農民工的閑暇并未使用在休閑娛樂等精神層面的消費需求，但隨著收入提高，已逐漸產生對娛樂消遣、學習提高、社會交往和觀賞參與等方面產品與服務的消費需求。

實證研究方面，如前所述，由于缺乏關于勞動者閑暇或工作時間的系統一手與二手數據，也有學者嘗試基于非公開的直接自主調研數據，或采取其他簡便量化居民閑暇時間計算方法的方式進行研究，但全部從閑暇或假日時間的角度進行。例如：魏翔(2006)[35]、魏翔和惠普科(2007)[36]采用國家層面1987—2003年的時間序列數據，以經過當年閑暇消費額加權調整的公共假期數量作為非工作時間，發現其對城鎮居民消費總額具有顯著促進作用；陳海達等(2006)[37]使用1999 年第2季度到 2004 年第4季度消費數據，以當季是否存在假日或黃金周為虛擬變量的辦法，發現增加閑暇確實促進了消費增長；欒惠德(2007)[38]采用季節調整的方法，分析長假制度實施前后季節模式變動來測算“假日經濟”對居民消費的影響,發現“假日經濟”更多體現為有限的消費在不同時期間的轉移和替代；李國棟(2014)[39]利用大連某購物中心零售掃描數據的消費者購買記錄，發現勞動節假日能明顯促進啤酒等季節性商品的消費量。再如王琪延和韋佳佳(2019)[40]利用中國人民大學休閑經濟研究中心2017年“國家休假制度改革”調查數據發現，休假天數和收入對旅游消費都具有顯著的正向作用，且在高收入群體中休假天數的正向作用更為顯著。另外，近年也有一些學者避開閑暇的度量，而用典型影響閑暇的事件來反映閑暇變化，例如研究退休前后消費水平與結構的變化，包括李宏彬等(2014)[41]、鄒紅和喻開志(2015)[42]，趙昕東和王昊(2018)[43]、任明麗和孫琦(2020)[44]等。

(三)文獻總結與評論

縱觀已有文獻，國內外對工作時間(閑暇)、收入與消費三者聯系的文獻大多從“收入如何影響消費”“工作時間(閑暇)如何影響消費”兩條途徑進行，均建立了相對獨立的研究脈絡。

關于收入對消費的影響的已有研究大多基于Modigliani和Brumberg(1954)[1]、Friedman(1957)[2]的生命周期-持久收入模型與Leland(1968)[6]后續提出的預防性儲蓄假說來進行，或是進一步細致分析不同類型居民群體的收入水平差異及垂直變化對于不同類型消費產品的差異性影響，從收入角度出發的研究消費的文獻極少結合工作時間或閑暇這一因素。

關于工作時間(閑暇)對消費的影響，類似地，早期的文獻也僅僅考慮了增加休閑或減少工作時間基于增加可支配消費時間從而對消費的直接促進作用，但21世紀后不少國外文獻已經注意到工作時間或閑暇長短與勞動者收入、消費的關系，提出了例如“閑暇-收入-消費”“閑暇-人力資本(創新能力/工作效率等)累積-收入-消費”等理論影響渠道。國內學界關于中國居民閑暇或工作時間消費效應的研究起步相對較晚，大多從20世紀末21世紀初雙休日與長假制度帶動的“假日經濟”熱潮開始，不少理論與實證研究直接考察了工作時間(閑暇)對于消費的關系，一些理論研究也注意到了“工作時間(閑暇)-收入-消費”的關系，少數研究也提到了收入對于工作時間/消費關系的調節作用，但對應的實證研究極少。而國內外實證研究中無論是直接研究工作時間(閑暇)對消費的直接影響，或是分析“工作時間(閑暇)-收入-消費”這一中介機制，在關鍵變量設置上極少從“工作時間”這一變量入手，大多基于“閑暇”或“節假日”的角度分析其與消費的關系，例如要么是國家層面節假日數量的時間序列分析，要么以假日或黃金周虛擬變量替代，存在數據樣本少且關鍵變量變化范圍小的缺陷；還有的則是基于非公開自主調研數據，典型性和代表性有待商榷。另外，在理論模型層面，已有研究雖然能基于消費者效用最大化思路考慮到工作時間、收入、消費之間的關系，但仍不夠細致，例如沒有考慮工作時間變化的不同成因(內生/外生變化)、不同類型與行為特點的消費者等，仍然有進一步細化的空間。

鑒于以上已有文獻的特點，本文做了更為深入的研究嘗試。第一，不再使用“閑暇”或“節假日”，而直接研究各省份城鎮居民“平均工作時間”對居民消費的影響，該角度的研究幾乎空白。在數據采用上，本文將近年中國城鎮平均工作時間的變化分解為城鎮各行業平均工作時間的變化以及城鎮產業與就業結構變化兩個方面，以各省份各年各行業就業人數比重作為權數，加權構造了各省份各年城鎮居民平均工作時間數據，從而解決了關于工作時間的省級面板數據實證研究中關鍵自變量數據難以獲取的問題。第二，從理論模型設計來看，本文關于工作時間、收入與消費關系的理論模型同時考慮了不同類型消費者、不同類型消費品、宏觀與微觀、工作時間內生與外生等多個維度，比以往研究分析更細致、更貼近實際。第三，從實證研究思路上來看，本文利用部分中介效應模型同時分析了“工作時間-收入-消費”這一中介渠道(正向)以及工作時間基于收入以外的原因，例如降低可支配消費時間來降低消費這一直接影響(負向)，還考察了收入增加對于工作時間直接影響消費幅度的調節作用，結論更為深入細致。

三、居民工作時間、收入與消費的理論聯系機制

工作時間(閑暇)、收入及居民消費之間具有極為復雜的理論關系。首先應當明確，由于具有一天24小時的固定約束，除去必要的睡眠時間，居民工作時間與閑暇必然呈現高度負相關，即工作時間越長，勞動閑暇越少。二者反向關系不言自明，可將兩者作為一個變量。下文將從理論上嘗試分析不同類型消費者(同時也是勞動者)閑暇(工作時間)、單位時間收入及消費的關系。

(一)基本假設

第一，假定經濟社會中居民僅消費兩種產品，一種為普通產品X(可看作是生活中所有普通商品的集合)，其消費量用Q來表示，其價格為P；另一種則為閑暇，其消費量用L表示——如同許多學者指出的一樣，即使不消費，閑暇本身也是商品，也會產生效用(Becker,1965[24])。閑暇產品的價格即為勞動者單位時間收入，或說工時工資率W，即勞動者選擇不工作而享受閑暇的“代價”。消費者的效用函數為U=f(Q,L)。

第二，Q與L兩種商品需求均受到消費者收入與產品相對價格影響，并通過替代效應和收入效應發生變化。前者指的是在消費者效用不變前提下，僅由于兩種商品相對價格W/P變化導致的需求變化；后者指兩種商品相對價格不變時僅因實際收入變化(例如單位時間收入W增加，或工作時間增加)造成的需求變化。

第三，除收入與相對價格外，普通商品Q的需求量還受到閑暇時間L的約束。閑暇是否充足是除了收入以外可能影響個人消費規模與結構的重要因素(郭魯芳，2006[31]；卿前龍和吳必虎，2009[32])。由于許多產品消費過程中需要消費者拿出時間才能進行(張旭昆和徐俊，2001[29])，即使居民收入與消費能力很高，但若工作時間過長而閑暇過少也會影響消費積極性(Feather和Shaw，2000[19]；Houston和Wilson，2002[20])，閑暇越少，所能支持的消費量越少，這構成了對消費的“天花板式”時間約束。顯然，不同類型消費品受消費時間約束程度不同，耗時性消費品或服務受到消費時間約束的程度相對非耗時性產品或服務而言更大(李萍，2017[34]；Kawaguchi等,2013[21])。

第四，經濟社會中存在兩種居民：“打工族”與“趨閑階層”，其收入稟賦以及對閑暇與普通產品的消費選擇有明顯差異。“打工族”代表了城鎮中大多數普通勞動者，其單位時間工資率W相對較低，同時收入主要來自工作，非工資收入(例如投資性收入)占比很小。這意味著“打工族”愿意長時間工作以增加收入滿足生活需求，普通產品Q為“優質品”，隨實際收入增加對Q的需求會增加很多(即收入效應較大)，而閑暇L需求的收入效應很小，更愿意放棄更多閑暇L追求更多工作時間與收入，用以購買更多普通產品Q。而城鎮中的“趨閑階層”則是那些單位時間工資率W相對較高、豐衣足食的高級勞動者，往往從事單位時間勞動強度很大的高薪工作，例如程序員、同聲翻譯、IT行業勞動者等。同時，相對于普通“打工族”“趨閑階層”收入中的非工資收入(例如投資性收入)占比相對較大，總收入也相對較高。如同“向后彎折的勞動供給曲線”所揭示的一樣，對其而言閑暇是“優質品”，閑暇需求的收入效應為正且很大，普通商品Q需求的收入效應很小，不愿意過多放棄閑暇來換取收入與普通產品消費。

(二)閑暇(工作時間)內生決定背景下閑暇、單位時間收入與消費的關系

在上文的假設基礎上，先分析閑暇內生決定時，即消費者能自行調整、決定閑暇(工作時間)來實現個人效用最大化，閑暇或工作時間的變化多由于工資率W等因素的變化所內生造成時，不同類型消費者工資率W與閑暇(工作時間)L、普通產品消費量Q之間的關系。

如圖1左所示，“打工族”由于更愿意放棄更多閑暇L追求更多工作時間與收入購買普通商品Q，Q對L的邊際替代彈性很大，即增加較少Q就愿意犧牲相對較多閑暇L來保證效用不變，導致其效用函數U較為平坦。同時，由于打工族工資較低，預算線k斜率=W/P也相對平坦。當預算線K1與原始等效用曲線U1相切時達到效用最大化點A，此時最優化閑暇水平為L1(由于其主要收入來自工資，最優化閑暇水平一般低于趨閑階層，用大多數時間進行工作),商品數量為Q1。當打工族工資W上升，使得其預算線斜率變大，即閑暇的相對價格W/P變貴，商品Q的相對價格變低，補償預算線K2與原先的效用曲線U1相切于B點。從替代效應來看(假設收入沒有隨著W上升而增加，僅僅由于相對價格發生變化導致的兩種商品消費量的變化)，其對閑暇的消費由L1大幅下降到L2，對商品Q的消費量由Q1增加至Q2。從收入效應來看，由于單位時間收入W的上升使得打工族收入增加，補償預算線K2右移至K3，由于打工族對閑暇需求隨收入增加而增加較少(圖中由L2上升至L3)，而對普通商品需求增加較多(圖中由Q2上升至Q3)，使得K3與能達到的最大效用曲線U2相切于C點。結合替代效應與收入效應，工資率W上升使得打工族總體而言閑暇下降，工作時間上升，普通商品消費大幅上升。

反之，如圖1右所示，“趨閑階層”相對更不愿意放棄閑暇而追求收入與普通產品消費，導致其效用函數U相對較為陡峭，閑暇L降低一些就需要增加相對較多的普通產品Q消費才能保持效用不變。同時，由于其工資率W相對“打工族”較高，預算線K斜率也較大。當預算線K1與原始等效用曲線U1相切時達到效用最大化點A，此時最優化閑暇水平為L1(由于收入中非工資收入占比相對較大，最優化閑暇水平一般高于打工族，舉個極端例子，若趨閑階層絕大部分收入來自非工資收入，則可以選擇不工作),商品數量為Q1。當“趨閑階層”工資率W上升，使得其預算線斜率變大，補償預算線K2與原先的效用曲線U1相切于B點。從替代效應來看，其對閑暇的消費由L1降至L2，對商品Q的消費量由Q1增加至Q2。從收入效應來看，由于單位時間收入W的上升使得收入增加，補償預算線K2右移至K3，由于趨閑階層對閑暇需求隨收入增加而增加較大(圖中由L2大幅上升至L3)，而對普通商品需求增加很少(圖中由Q2上升至Q3)，K3與能達到的最大效用曲線U2相切于C點。結合替代效應與收入效應，工資率W上升使得趨閑階層閑暇上升，工作時間下降，普通商品消費小幅上升。

圖1 效用最大化下“打工族”(左)與“趨閑階層”(右)的單位時間收入、工作時間(閑暇)、消費之間的關系

在此基礎上，必須注意時間約束對兩類居民普通產品消費量Q的影響。W上升使得“打工族”最大化效用的均衡閑暇時間L3比原先的L1降低了，這導致時間約束“天花板”Qmax線向下移動，能支持的最大效用消費Q降低。而W上升使得“趨閑階層”均衡閑暇時間L3比原先的L1增加，時間約束“天花板”Qmax線向上移動，能支持的最大效用消費Q增加。另外，如前所述，由于“趨閑階層”存在相對較高的非工資收入占比，其最優化閑暇水平相對“打工族”更高，閑暇和收入所能支持的最高消費水平Qmax要高于“打工族”。

需注意的是，勞動者單位時間收入W或普通商品價格P的變動引起閑暇時間自主變化的分析只適用于個體與短期。因為從長期與宏觀視角來看，當地區勞動者單位時間收入W普遍增加時，當地一般商品Q的物價水平P也會隨之上漲，導致閑暇與一般商品的相對價格W/P以及消費者實際收入不變，也就沒有任何收入效應與替代效應，仍處于效用最大化點，不會自發調整其閑暇與工作時間。當物價P變化時的分析也是一樣(篇幅所限略過)。導致勞動者自發調整閑暇長短(如果他能做到)的只能是短期個人行為，例如短期內個體勞動者提升了學歷導致單位時間收入W增加，而他面對的社會一般物價水平P并未相應發生變化。

(三)閑暇(工作時間)外生變動時閑暇、單位時間收入與普通產品消費的關系

在經濟實踐的大多數情形下，閑暇或工作時間的變化并非由勞動者自發調整，而是由于外部力量使得實際閑暇高于或低于勞動者的效用最大化水平。主要包括以下兩種場合：一是從微觀與短期來看，在彈性工作制未普及時，企業可能會基于各自業務情況將職工的工作時間定在高于或低于勞動者的最優水平，而勞動者基于勞動合同限制、企業規則與失業隱患不能隨意改變勞動時間。例如打工族雖然愿意工作更長時間換取收入，但企業制度不允許加班，閑暇高于其個人最優化水平；反之，趨閑階層不愿意工作更長時間，但企業要求必須出勤足夠工時，閑暇低于其最優化水平。而求職成本與轉職能力的限制使得勞動者短期內無法隨意更換工作時間更合適的工作。二是從宏觀與長期來看，一方面如上文所述物價與單位時間收入同步變化使得勞動者無動力調節自己的閑暇時間，另一方面國家經濟增長與產業、就業結構變遷均會帶來社會整體平均工作時間的變化(例如整個社會都變得“更忙”或“更閑”)。個人勞動者短期內只能在接受平均工作時間外生變化的前提下實現新的效用最大化。這使得閑暇、收入與普通產品消費的關系又有所變化。

如圖2所示，假定企業規則或經濟結構變化使得社會整體(包括兩類居民個體)的平均勞動時間增加，導致閑暇被動降至L2，低于原先的個人效用最大化水平L1。該變化不改變Q與L的相對價格W/P，無替代效應，僅由于工作時間增加而產生收入效應。無論是“打工族”還是“趨閑階層”的收入均由于閑暇被動下降、工作時間被動上升而增加，從而使預算線K1上移至K2，同時在已固定閑暇水平L2的B點實現效用U2(一定不是最優化水平)。此時對于普通產品Q的消費上升至Q2。而兩類居民的區別在于，趨閑階層由于預算線較為陡峭(工資率W相對打工族更高)，工作時間的被動上升使得其收入增加比打工族更多，在能消費的閑暇已固定至L2不能增加的前提下能夠消費更多的普通商品Q，其能實現的效用U2也要比打工族的更高。即總體而言，(不考慮時間約束的前提下)工作時間外生增加使得打工族和趨閑階層消費均增加，只是趨閑階層消費增加更大。

圖2 閑暇外生減少時“打工族”(左)與“有閑階層”(右)的工作時間(閑暇)、單位時間收入、消費之間的關系

但我們仍然必須注意閑暇(工作時間)外生變動對消費時間約束的影響。如圖2所示，由于此時閑暇L外生減少，無論“打工族”還是“趨閑階層”對普通商品Q的可支配消費時間均出現下降，可支持的最高消費降低。如果下移后的消費“天花板”線Qmax2低于Q2甚至原先最大化效用的Q1的水平(如圖2左)，則消費者只能在既定的L2與Qmax2的水平上實現效用U3(小于U1)，其消費水平Qmax2要低于原先水平。如果下移后的消費“天花板”線Qmax2高于Q1(如圖2右)，則對Q的消費會出現增長，而效用水平U3有可能低于或高于U1，取決于“天花板”線下降的幅度。如前所述，“趨閑階層”由于工資外收入占比較大，最優化閑暇水平與可支持的最大消費水平Qmax1本來就相對“打工族”高，工作時間被迫上升后的Qmax2更容易高于Q1(即圖2右的情況)；而“打工族”最優化閑暇水平與可支持的最大消費水平Qmax1本來相對較低，已經用大量時間進行工作，其工作時間被迫上升后的Qmax2更容易低于Q1(即圖2左的情況)。

因此，在社會尚未普及彈性工作制及長期視角下，勞動者工作時間的變化大多為企業用工規則或經濟結構變化決定的外生變化，且可能高于或低于勞動者個人的最優化工作時間。當工作時間外生增加時，普通商品Q消費的變化取決于工作時間增加導致的收入增加帶來的正向收入效應，以及可支配消費時間下降帶來的負向影響的綜合效果。且當地工資率較高且收入結構中非工資收入占比較高的“趨閑階層”越多，當地工作時間增加越可能導致消費上升。反之， 當地工資率較低且收入結構大多為工資收入的“打工族”越多，當地工作時間增加越可能降低消費。

綜上，我們可以將工作時間(閑暇)、收入與消費三者的關系用圖3來展示(鑒于本文的研究內容，展示的是工作時間外生變化對于收入與消費的影響)。工作時間外生變化通過部分中介效應對居民消費產生影響，其中包括工作時間對消費的直接負向影響與通過改變收入而對消費支出產生的間接正向影響。

圖3 工作時間(閑暇)、收入、消費理論關聯圖

(四)數學模型

(收入約束與消費時間約束)

根據以上設定，可寫出該消費者最大化問題的拉格朗日函數為：

對拉格朗日函數取一階導數，可知該消費者的最優消費產品數量與閑暇時間選擇分為兩種情況：

情況A：ifλ1>0andλ2=0，即消費者最大消費受收入約束，不受消費時間約束。

情況B：ifλ1=0 andλ2≥0，即消費者最大消費不受收入約束，而受消費時間約束。

若將工作時間標記為Si=Lmax-Li,則兩種情況下工作時間外生變化與消費量之間的關系分別如下：

情況A:ifλ1>0 andλ2=0，即消費者最大消費受收入約束，不受消費時間約束。

即當工作時間外生增加時，最優消費量上升，也即工作時間外生增加促進消費。

情況B：ifλ1=0 andλ2≥0，即消費者最大消費不受收入約束，而受消費時間約束。

即當工作時間外生增加時，最優消費量下降，也即工作時間外生增加抑制消費。

四、2001—2019中國城鎮居民平均工作時間的測度與分解

首先從宏觀上展示全國及各省份城鎮平均就業時間變化趨勢。鑒于不同行業平均工作時間存在較大差異，且不同行業勞動者比例也一直變動，我們分別從“城鎮各行業平均工作時間變化”及“城鎮就業結構變化”兩個維度來分解21世紀以來中國城鎮居民平均工作時間變化的成因。

(一)21世紀以來城鎮居民平均工作時間波動增加

國家統計局人口與就業統計司、人力資源和社會保障部從2001年開始在《中國勞動統計年鑒》上公布每年全國城鎮平均周工作小時數，圖4展示了2001年至2019年全國城鎮平均周工作小時數的變化趨勢。

從圖4可知，盡管中國《勞動法》第36條、第37條規定“勞動者每日工作時間不超過8小時、平均每周工作時間不超過44小時”，但由于中國21世紀以來經濟快速增長導致的實際生產與服務需要，以及《勞動法》第41、42、43條規定允許用人單位適當延長勞動者工作時間(1)中國《勞動法》第41、42、43條規定：“用人單位由于生產經營需要，經與工會和勞動者協商后可以延長工作時間，一般每日不得超過一小時；因特殊原因需要延長工作時間的，在保障勞動者身體健康的條件下延長工作時間每日不得超過三小時，但是每月不得超過三十六小時(即周不得超過9小時)。”，從實際情況看， 2001—2019年我國城鎮居民平均周工作時間不但都超過了周40小時的標準工時，甚至高于周44小時的工時限制。且從趨勢上看，進入21世紀后城鎮居民平均勞動時間波動上升，2001年平均周勞動時間為44.9小時，2019年已達到46.8小時。其中，男性城鎮居民勞動時間相對女性更長。這個現象反映了我國城鎮居民21世紀來勞動者閑暇正波動減少的趨勢，城鎮居民整體上“變得更忙了”。

圖4 2001—2019中國城鎮居民平均周工作時間變化趨勢

(二)工作時間的二維分解：中國城鎮各行業平均工作時間與城鎮就業結構變化趨勢

在明確21世紀以來中國城鎮居民平均工作時間波動增加的事實基礎上，下面從結構上分解其變化的成因。顯然，由于某地區勞動者分別從事不同行業工作，一方面，由于工作內容和方式的巨大差異，不同行業所需勞動時間橫向差別較大，例如批發與零售業、居民服務業、住宿與餐飲業等服務業需要長時間服務市場客戶，工作時間較長，而農業、金融業、教育業等受生產條件與行業規則的限制，工作時間較短。且隨時間變化與行業技術進步，各行業所需要的平均勞動時間也會發生縱向變化。另一方面，各地區勞動者就業結構也會隨本地經濟增長與產業結構升級而發生變化(即從事不同行業的人數比重發生變化)，這意味著某地區就業結構的變化和各行業平均工作時間的變化兩個維度共同決定了當地總體平均勞動時間的變化。

表1展示了人口與就業統計司、人力資源和社會保障部公布的2001—2019年中國城鎮19個行業的周平均工作時間的變化趨勢和19年的均值。可見，除了個別行業(例如農林牧漁業)在考察期內平均工作時間顯著下降以外，我國大多數行業的平均工作時間都出現了不同程度的增加。

表1 2001—2019年中國城鎮各行業周平均工作時間 單位：小時

表2則展示了2003—2019年我國城鎮各行業就業結構的變化。可以看到，21世紀后就業人數占比顯著下降的行業包括農林牧漁業、采礦業、制造業(近5年明顯下降)、文化體育與娛樂業；就業占比明顯上升的行業包括建筑業、信息傳輸/軟件與信息技術服務業、金融業、房地產業、租賃與商務服務業及教育業(2013年開始明顯上升)，其余行業變化趨勢不明顯。這反映了我國產業結構升級給就業結構帶來的影響。

表2 2003—2019年中國城鎮各行業就業人數占比(%)

綜上，通過整理相關統計數據可以發現，21世紀以來隨我國經濟與產業的高速發展，城鎮各行業工作時間的普遍增加與城鎮就業結構的變化共同導致了中國城鎮居民平均工作時間波動增加。可以預見，未來隨制造業就業比重繼續下降，同時以教育業、公共管理、金融業等為代表的工作時間較短的第三產業行業就業比重的上升，中國城鎮平均工作時間的增長速度有望得到相對下降，甚至出現絕對值的下降。

(三)中國不同區域城鎮居民平均工作時間變化情況

由于中國不同區域與省份產業與就業結構變化并非同步，不同區域與省份城鎮平均工作時間水平與變化也存在顯著差異。我們基于《中國勞動統計年鑒》每年公布的全國各行業周工作時間為基礎，并以各年各省份各行業就業人數占比為權重，加權加總得到各省份各年城鎮居民平均工作時間。圖5與圖6給出了2003—2019年東部11省份、中部8省份，西部12省份城鎮居民周平均工作時間的變化趨勢以及各省份17年平均值的排位。其中：東部11省份包含浙江、福建、上海、天津、廣東、江蘇、河北、山東、北京、遼寧、海南；中部8省份為山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；其余為西部省份。

結合圖5、圖6的信息可以清楚看到，無論是東部或是中西部，其城鎮居民平均工作時間的隨時間縱向波動趨勢與全國十分一致，但從工作時間的絕對水平來看，東部省份(海南除外)>中部省份>西部省份這一現象非常明顯。從17年平均來看，浙江、福建、上海、天津、廣東、江蘇、重慶、山東、北京、湖北這10個省份周平均工作時間超過46小時，是中國城鎮工作者工作時間最長的省份，且大多為東部省份，僅有重慶為西部省份、湖北為中部省份。而工作時間最短的6個省份按由短到長依次為西藏、新疆、黑龍江、內蒙古、海南、寧夏，其周總體工作時間均低于45小時，且僅有海南為東部省份。這也體現了東部省份經濟增長與產業與就業結構調整速度比中西部更快，企業生產服務任務更重，對勞動者工作時間要求更高。

圖5 2003—2019年中國東中西部省份城鎮居民平均工作時間均值(小時)變化趨勢

圖6 2003—2019年中國各省份城鎮居民工作時間(小時)對比(17年均值)

綜上所述，21世紀以來中國城鎮各產業工作時間的變化以及就業結構的變化導致了我國整體城鎮居民工作時間的波動，而各省份產業與就業結構發展速度的差異性直接導致了勞動者工作時間產生了省份間橫向差異。這就給了關于各省份工作時間(或說閑暇)與消費關系的實證研究一個很好的自變量變化范圍。

五、實證研究

下文將利用中國31省份2003—2019年省級面板數據，在控制其他影響消費變量的前提下，詳細考察各省份城鎮平均工作時間、人均可支配收入與居民消費水平及結構的關系。

如本文理論模型所述，近年中國城鎮居民平均工作時間的外生增加對消費的影響可能包含直接與間接兩種方式。直接影響是工作時間增加或者說閑暇減少導致居民可支配的消費時間下降，可能導致消費下降；間接影響則是通過收入中介渠道，即工作時間增加可能導致收入增加，而收入增加對消費產生正向收入效應。因此，采用部分中介效應模型是較為合適的實證思路。

(一)工作時間與人均消費支出

Baron和Kenny(1986)[45]最早提出了逐步回歸法來檢驗中介效應。其基本步驟包括：(1)Y=cX+ε1；(2)M=aX+ε2；(3)Y=c′X+bM+ε3。首先，以關鍵解釋變量X對被解釋變量Y進行回歸，若回歸系數c顯著，說明存在主效應，但回歸系數c顯著與否并不是判斷中介效應是否存在的前提。例如，若存在兩個以上方向相反的中介渠道，或是存在方向相反的直接作用與中介渠道，則也有可能導致主效應并不能被觀測到(Shrout和Bolger，2002[46]；Preacher和Hayes,2008[47])。其次，將關鍵解釋變量X對中介變量M進行回歸，若回歸系數a顯著，說明關鍵解釋變量對中介變量有影響。最后，將關鍵解釋變量X和中介變量M同時對被解釋變量進行回歸，若中介變量M的回歸系數b顯著，且滿足上述兩個條件，則證明存在中介效應。此外，進一步觀察X的回歸系數c′，若c′顯著說明該中介是部分中介(即X除了通過M外，自身還基于其他機制直接影響被解釋變量)，若不顯著說明是完全中介。基于此思路，顯然本研究的被解釋變量是城鎮居民人均消費，關鍵解釋變量是工作時間，中介變量是人均收入(即“工作時間—收入—消費”渠道，另外工作時間變化除了通過影響收入以外還同時導致居民消費時間降低直接負向影響消費)。鑒于此，給出三階段的部分中介效應驗證模型如下(cons為常數)。

主效應：

人均消費it=cons+c工作時間it+βi∑Cit+T+I+εit

(1)

解釋變量對中介變量：

人均收入it=cons+a工作時間it+βi∑Cit+T+I+εit

(2)

中介效應：

人均消費it=cons+c′工作時間it+b人均收入it

+βi∑Cit+T+I+εit

(3)

(4)

其中，被解釋變量人均消費it為各省份2003—2019年城鎮居民人均消費支出(元/年)的對數。關鍵解釋變量工作時間it為各省份各年城鎮居民平均工作時間，是將各年各行業平均工作時間以當地當年各行業工作人數占比為權重加權得到，其具體含義見式(4)，其中Ttr為《中國勞動統計年鑒》公布的中國各年城鎮各行業平均工作時間，權數βitr則表示各省份各年城鎮各行業就業人數占比。人均收入it則是各省份各年城鎮居民人均可支配收入對數。Cit為根據以往文獻采納的其他控制變量集合，詳見表1。T與I分別是時間固定效應與地區固定效應。表3與表4簡述了模型變量的含義、數據來源與描述性統計特征。表5分別給出了中介效應模型三階段的OLS回歸結果(各階段模型的第一列)。

表3 模型變量描述與說明簡表

表4 各變量描述性統計特征

表5 工作時間與人均消費支出的中介效應回歸(OLS與工具變量回歸)

從表5中介效應模型三個步驟(OLS方法)可以清晰地看到，工作時間—收入—消費的中介渠道顯著。具體而言，平均工作時間的增加顯著正向提升了當地居民的人均收入。同時，在人均收入與工作時間都進入模型，人均收入系數顯著為正的前提下，工作時間系數仍然顯著為負，證明是部分中介效應，即工作時間還通過其他原因(例如本文提出的通過降低居民可支配消費時間)來負向影響了人均消費支出。這充分顯示了近年中國城鎮平均工作時間增加對消費的兩面性影響。而正由于工作時間的增加對消費的影響存在不同方向的直接與間接影響，導致主效應并未被觀測到，這并不能否認中介效應的存在(Shrout和Bolger，2002[46]；Preacher和Hayes,2008[47])。具體數值上，由于第二步“工作時間→人均收入”模型中工作時間對收入的系數顯著，第三步“中介效應模型”中收入對消費的影響也顯著，且通過了證明式(2)、式(3)中ab≠0的Sobel檢驗(表中略過)，因此我們仍然可以依據表5模型(3)與模型(5)計算出工作時間對消費的總效果為“0.02×1.054-0.018=0.003”，與列(1)的總效應相同，可見工作時間對消費兩個相反方向的影響幅度非常接近，工作時間變化對人均消費額的總體效應并不顯著。

(二)穩健性檢驗：工具變量回歸

考慮到作為被解釋變量的人均消費以及關鍵解釋變量的平均工作時間有可能互為因果，即工作時間可能影響消費，但消費水平也影響居民工作時間配置，可能存在內生性問題，利用普通OLS方法回歸(即使用固定效應模型)可能使得估計量有偏，因此考慮使用工具變量方法進行兩階段最小二乘回歸。鑒于本文構造的各省份平均工作時間相當程度上反映的是各行業工作時間的變化，以及各省份產業結構與就業結構升級的趨勢，因此我們構造工具變量各省份“經濟地理偏離度”Geograi。其計算方法為：Geograi=ln(Disi)×ln(Elevationi) ，其中Dis是各省份省會城市至香港、天津港、上海港這3個港口的直線距離最近值(公里，數據來自百度地圖測距)。由于中國經濟發展與產業升級受改革與對外開放影響很大，產業與就業結構的升級從地理特征上來看是從沿海先開始發散至內地，尤其是從天津港、上海港、香港這三個南北開放大樞紐，各省份省會離其的最近距離便影響了當地產業與就業結構從而影響平均工作時間。而Elevation則為各省份省會城市海拔高度(米，數據搜集自網絡(2)資料來源：https://www.sohu.com/a/384099867_120047347。)，海拔高度影響了當地居民生活與就業的時間特點，就中國實際情況而言，海拔越高，越不適宜長時間工作或發展需要長時間工作的產業，從而影響當地平均工作時間。從前文圖6“2003—2019年中國各省份城鎮居民工作時間對比”及散點圖(2019年)便可看出距主要港口最近距離與海拔兩者(以及二者構造的“經濟地理偏離度”)對當地工作時間的較強負相關關系。且理論上兩個地理變量構造成的工具變量“經濟地理偏離度”并不直接影響居民消費，而是通過影響當地工作時間間接影響消費。

我們以外生變量“經濟地理偏離度”作為工具變量進行了兩階段最小二乘回歸，中介效應各階段模型的工具變量回歸第二階段結果見表5的(2)、(4)、(6)列(注，由于工具變量是地理變量，不隨時間變化而變化，回歸中不能控制地區固定效應)。K-P-Wald及C-D-Wald 兩個F統計量均遠大于10%水平的Stock-Yogo weak ID test臨界值，可見本文構造的“經濟地理偏離度”是工作時間的強工具變量。使用工具變量回歸后，發現各階段模型的關鍵變量顯著性與OLS回歸十分一致，結論是較為穩健的。

圖7 2019年中國各省份省會至香港/上海港/天津港距離(左圖)、海拔(中圖)、經濟地理偏離度(右圖)與平均工作時間

(三)工作時間與人均消費率

上文分析是基于工作時間對人均消費支出絕對值的影響，發現城鎮居民工作時間的增加一方面通過增加收入間接增加了居民人均消費，但另一方面也直接降低了消費，總體效果并不顯著。本文還使用消費相對值——城鎮居民人均消費率(百分點)，即城鎮居民人均消費支出/城鎮居民人均可支配收入×100作為被解釋變量進行考察。工作時間對于消費率的影響可能比對絕對值的消費額的影響更有意義。將被解釋變量換為城鎮居民消費率，其余控制變量不變，OLS與工具變量2SLS的回歸結果如表6所示。

表6 工作時間與人均消費率的中介效應回歸(OLS與工具變量回歸)

從表6的回歸結果來看，無論OLS或是工具變量回歸，工作時間增加對消費率的總體效果都顯著為負，其中包含了兩個方向：首先，工作時間增加通過降低閑暇或者說可消費時間直接降低消費率，例如從模型(5)的結果來看，工作時間上升1個單位，人均消費率顯著下降1.166個單位。其次，從工作時間- 收入-消費渠道的中介效應來看，工作時間增加顯著增加了當地居民人均收入，但人均收入的增加并未能顯著增加當地居民的消費率。該現象并不難理解，與消費支出絕對值不同，邊際消費傾向并非一直隨收入增加遞增，到達一定程度后會不相關甚至遞減。而工作時間仍然基于收入以外的其他原因(例如降低可支配消費時間)直接顯著負向影響居民消費率，這使得工作時間增加對于消費率的總效應同樣顯著為負。

綜上，中介效應模型說明了考察期內中國城鎮居民工作時間-收入-消費額/消費率的部分中介作用，我們發現，從消費額來看，居民工作時間的普遍增加一方面通過增加收入而增加了消費額，另一方面由于居民閑暇時間的減少直接降低消費額，導致工作時間增加對人均消費額的總體影響并不明顯。而從消費率來看，由于收入上升導致的消費率提升并不顯著，無法抵消閑暇時間下降導致的消費率降低，導致近年工作時間增加顯著拉低了中國城鎮居民的人均消費率。

(四)產品異質性

如理論部分所述，工作時間的外生增加或者說閑暇的外生減少對不同類型消費品的影響應有所差異，其總效應具體取決于各類消費基于“工作時間增加使得閑暇減少所直接導致的消費下降”，以及“工作時間增加導致收入增加從而間接引起的消費上升”兩者的合力。下面依據國家統計局對城鎮消費結構的分類，分別考察各省份2003—2019年城鎮居民平均工作時間變化對于不同類型產品消費水平的影響。對應的被解釋變量分別為城鎮居民的：(1)人均食品煙酒消費支出對數“食品消費”；(2)人均衣著消費支出對數“服裝消費”；(3)人均居住消費支出對數“居住消費”；(4)人均生活用品及服務消費支出對數“生活用品”；(5)人均交通通信消費支出對數“交通通信”；(6)人均教育文化娛樂消費支出對數“文教娛樂”；(7)人均醫療保健消費支出對數“醫療保健”(第八類“其他消費”未列入)。原始數據單位均為元/年，數據來源為國家統計局。基于工具變量、中介效應模型的分類回歸結果如表7所示。各類消費模型的中介效應第二步工作時間對收入的回歸與前文表5、表6的列(4)均相同，不再單獨列出。

表7 工作時間與城鎮居民不同種類消費支出水平(工具變量回歸)

從總效應來看，考察期內工作時間增加造成了各省份人均居住、文教娛樂和生活用品三類消費支出的顯著增加。其中生活用品與服務和文教娛樂消費的增加都是基于工作時間增加導致的收入增加所間接引起的消費上升幅度較大且較為顯著，而閑暇下降直接導致的相應消費減少并不明顯，致使總效應顯著為正。而居住消費的增加則是一方面基于收入上升的間接推動，一方面閑暇減少也直接造成了居住消費的增加(這是所有消費品中唯一工作時間增加直接顯著造成消費增加的)，可能是由于工作時間較長的地區居民住房支出(例如租房支出)更高的原因。

相反地，考察期內工作時間增加造成了各省份人均服裝消費支出顯著下降。其原因是工作時間增加導致閑暇下降所直接造成的服裝消費減少幅度(-0.274)遠高于收入增加間接帶來的服裝消費增長(0.082×1.230=0.101)。可見目前服裝消費是屬于較為耗時的消費類型(例如大量消費者愿意花費大量時間去商場親自挑選服裝服飾)，而工作時間的增加使得這類消費被顯著壓縮。

考察期內工作時間增加對于其他3種消費，包括食品、交通通信、醫療保健的總效應并不顯著，要么是工作時間-收入-消費的間接正向效應與閑暇減少導致的直接負向效應相互抵消(食品、交通通信消費)，要么是兩個方向的影響均不顯著(醫療保健消費)。

(五)收入異質性

從本文理論模型中可以看到，不同收入水平的勞動者(包括代表高收入勞動者的“趨閑階層”以及代表中低收入勞動者的“打工者”)由于工資率與非工資收入占比不同，受到工作時間外生增加導致對普通產品Q的消費額變化可能有所差別。鑒于此，模型中加上人均可支配收入與工作時間的交叉項“人均收入_工作時間”，用來考察人均可支配收入如何影響工作時間對于人均消費支出的不同沖擊程度。考慮到工作時間本身會影響人均收入，交叉項中的人均收入取各省份17年平均值，一方面排除時間趨勢的影響，一方面消除共線性。類似于以人均收入水平對31省份排序。該模型的實證結果如表8所示(使用“經濟地理偏離度”“人均收入_經濟地理偏離度”分別作為“工作時間”以及“人均收入_工作時間”的工具變量)，表中不同模型所取的控制變量數量有所差異。

表8 收入對工作時間與消費關系的調節效應(工具變量回歸)

從回歸結果可見，加入“收入_時間”交叉項后，人均可支配收入與工作時間交叉項符號顯著為正，說明收入水平對消費具有顯著調節作用，即盡管工作時間增加對消費起到了負向作用，但人均可支配收入水平越高，工作時間增加對于消費的正向補償效應越大。從數值上看，根據列(1)可得?人均消費/?工作時間=-0.267+0.022×人均收入。這在理論上也可以理解，如同本文圖2及理論模型中所解釋的一樣，工作時間增加對消費的影響一方面是直接導致可支配閑暇與消費時間下降，從而直接導致消費降低，但另一方面也會通過增加收入而提升消費。由于高收入人群單位時間工資率比普通勞動者更高，其工作時間外生增加將使得其收入的增加幅度明顯高于普通人群，能支持更多消費。同時高收入人群具有相對更高的非工資收入比重，本身閑暇就比相對傾向選擇長時間工作的低收入人群更高，因此閑暇時間降低對高收入人群消費的約束不明顯。

六、研究結論與政策建議

(一)研究結論

綜上，本研究通過整理與分析中國21世紀后城鎮居民工作時間與人均消費的面板數據，利用理論模型與實證研究方法考察了工作時間、收入、消費三者之間的理論與實際關聯。得出的研究結論整理如下：

第一，2001—2019年中國整體城鎮居民平均工作時間呈現波動中上升的趨勢。城鎮各行業工作時間的普遍增加與城鎮就業結構的變化是導致近年中國整體城鎮居民平均工作時間增加的主要原因。而隨第二產業，即主要是工作時間較長的制造業就業比重繼續下降，同時以教育業、公共管理、金融業等為代表的工作時間較短的第三產業行業就業比重的上升，未來城鎮居民平均工作時間有可能出現下降。

第二，利用2003—2019年31省份面板數據的實證研究發現，從消費支出絕對值來看，近年城鎮居民平均工作時間增加，一方面基于收入效應提高了當地居民人均收入，進而間接地正向促進人均消費支出，另一方面則基于降低可支配消費時間等原因直接抑制了人均消費，兩者的總效應并不顯著。但從消費支出的相對量即人均消費率來看，由于收入上升導致的消費率提升并不顯著，無法抵消閑暇時間下降導致的消費率降低，導致近年工作時間增加顯著拉低了中國城鎮居民的人均消費率。

第三，從具體消費產品種類來看，不同種類消費均受工作時間的影響，但程度存在差異。考察期內工作時間增加造成了各省份人均居住、文教娛樂和生活用品消費支出的顯著增加、人均服裝消費支出顯著下降，對食品、交通通信、醫療保健消費的總效應并不顯著。另外，人均收入對工作時間對于所有產品或服務消費的負向影響都起到了調節作用，人均可支配收入水平越高，工作時間增加對于消費的正向補償作用越大。

(二)政策建議

第一，正確認識21世紀后城鎮平均工作時間增加對消費的雙向作用。在彈性工作制尚未普及的背景下，近年城鎮居民平均工作時間的增加更多屬于經濟增長與產業、就業結構升級帶來的外生變化，其一方面通過增加居民收入促進消費，另一方面也降低了可支配消費時間抑制了消費。政府及相關部門既不能過度強調工作時間對消費的促進作用而任由企業強制要求勞動者過度加班，同時也不能單純為增加閑暇和消費時間而強制企業實行更短的工作時間。

第二，擴大居民消費應遵循“增加單位時間收入”的原則。本研究證明了收入對于工作時間影響消費的程度具有顯著調節效應，因此就擴大內需而言，政府應明確“有錢且有閑”才是促進消費的最正確途徑，雖然“有閑”可能造成工作時間下降和收入下降，但收入并非僅由工作時間決定，二者并非完全矛盾。政府一方面應當設法 “在不減少閑暇的條件下盡可能增加居民收入”，例如在嚴格保障城鎮勞動者的休息權利，禁止企業主要求勞動者進行違反《勞動法》的過長加班活動的同時，以其他途徑如降低稅負、消費補貼、低收入補貼等方法增加廣大勞動者收入；另一方面則應設法“在不減少居民收入的前提下盡可能增加閑暇和可支配消費時間”，例如鼓勵并監督企業完善并落實勞動者帶薪年假制度，在不減少收入的前提下增加員工可自由支配勞動閑暇時間。同時積極嘗試對法定節假日的天數及年內分布方面進行合理創新以增加消費機會，如進行節假日年內分布結構調整(例如避免長假過于集中在五一、十一，導致的擁堵反而不利于擴大消費)。另外，在收入與閑暇時間均已不能改變的前提下，也可嘗試通過積極發展電子商務與手機/網絡購物平臺來降低城鎮居民消費需要的時間，從而增加單位閑暇時間可產生的消費機會。

第三，嘗試探索推廣彈性工作時間制度。本文理論模型發現，企業用工規則或社會經濟結構的變化給勞動者規定的工作時間無論低于或高于其最優化水平，均會帶來不同類型消費者效用水平的被動下降。應當允許勞動者根據自身情況彈性選擇工作時間，例如允許打工族在適度范圍內進行加班，也允許趨閑階層在適度范圍內減少工作時間以實現其效應最大化。當前湖北宜昌、湖北利川、甘肅蘭州與隴南、浙江嵊州、內蒙古呼倫貝爾等省市已經開始推出每周2.5天彈性休假制度，就擴大消費而言是一個有益的嘗試。(3)資料來源：網易新聞，https://news.163.com/20/0720/19/FI0KF6NV0001899O.html。但其關鍵必須保障勞動者在規定范圍內“自由選擇”工作時間的權利。