最低工資提升了低收入群體消費嗎？
——基于中國城鎮最低工資線家庭的比較分析

金 岳 鄭文平 王文凱

一、引言和文獻評述

保障低收入者的勞動收益、維持低收入者基本生活水平是各國政府最低工資政策所希望實現的最基本、最重要的功能之一(Flinn，2006[1])。在我國扎實推進共同富裕戰略目標和持續完善勞動保障制度的背景下，通過最低工資制度提升低收入群體收入水平和消費能力是改善我國分配結構、讓全體人民共享改革開放成果的重要思路與方法之一。然而，結合我國經濟典型特征來看，最低工資對于居民消費水平的實際影響效果卻存在著其他復雜因素。一方面，以《最低工資規定》頒布年份2004年為基期，截至2018年，我國城市居民消費價格指數僅在2009年出現下降，總體維持了長期穩定增長態勢。由于城鎮低收入家庭面臨較強的預算約束壓力，對物價上漲的敏感度高、耐受力差，以食品、衣著、交通通信和家庭設備用品及服務等為代表的生活必需品價格上漲會對低收入家庭的整體收入產生“捆綁”效應。另一方面，隨著最低工資水平的逐年增長和低收入群體多樣化、多層次需求的不斷提升，以房屋、車輛為代表的耐用品投資消費行為和以醫療、養老為代表的預防性儲蓄行為對低收入群體消費產生了不可忽視的“擠占”效應。因此，自然產生的問題就是，以提升低收入群體福利為導向的最低工資政策究竟是否真正提升了目標群體的消費水平？從整體來看具備何種比較性和結構性的特征？這一研究話題對于準確檢驗我國最低工資實施的基本效果，從更廣闊的研究視角下探究最低工資的實際消費帶動效應具有重要的研究價值與現實意義。

國外相關文獻從耐用品和非耐用品支出兩個層面研究了最低工資標準對消費的影響。絕對收入假說在解讀收入變動對耐用品和非耐用品消費的實際影響中存在反事實的共同作用(Barsky等，2007[2]；Sterk，2010[3])。一方面，具有儲蓄性特征的耐用品消費與個人信貸約束條件具有緊密的聯系(Monacelli，2009[4])。對此，Aaronson等 (2012)[5]利用1982—2008年消費者調查數據，從家庭層面進行研究發現，在最低工資標準上調的過程中，低收入群體實際收入的提升會有效放寬個體信貸約束條件，進而增加抵押債務數量。再考慮到一定數量的低收入家庭具有選擇購買車輛的消費行為，從而使得家庭支出增長超過最低工資的上調幅度。另一方面，非耐用品消費特性受制于永久收入假設的消費平滑特征，在即時的家庭反應、較低的調整成本和穩定的福利需求下，容易受到收入變動的積極影響( Monacelli，2009[4]；Friedman，1957[6])。在該邏輯的引導下，Alonso(2016)[7]利用2006—2014年零售業數據，驗證了最低工資的提升通過重新分配效應對不同消費傾向的低收入者產生明顯的外溢效應，從而造成最低工資上漲對非耐用品消費的促進效應。這一效應在最低工資標準較高、政策約束力較強的地區尤為明顯。

國內文獻對低收入群體消費問題的研究集中在促進、抑制或結構性影響三個方面。第一，在收入對消費傾向的促進效應方面，由于低收入群體具有較高的用于防范風險的預防性儲蓄動機，缺乏足夠的資金購買耐用品和生產性資產，且具有自身低社會地位認知，導致低收入階層邊際消費傾向處于較低水平。當面臨一定幅度的收入增加時，其邊際消費傾向會得到顯著提升(朱國林等，2002[8]；楊汝岱和朱詩娥，2007[9]；楊文輝，2012[10])。以房產為代表的家庭資產和財富擁有量、合理的收入轉移和收入再分配會有助于消費的提升(袁志剛和朱國林，2002[11]；張大永和曹紅，2012[12])。第二，在收入對消費傾向的抑制效應方面，收入的不確定性、醫療支出的不確定性、住房價格、養老金繳費率和高等教育支出對居民消費有顯著的擠出效應 (羅楚亮，2004[13]；楊汝岱和陳斌開，2009[14]；白重恩等，2012[15]；謝潔玉等，2012[16])。第三，在收入對消費傾向的結構性影響效應方面，農民階層、工人階層和老中產階層在整體消費傾向、生存性邊際消費傾向和發展性邊際消費傾向等方面呈現出顯著的結構性特征(張翼，2016[17])，增加中低階層的工資性收入和經營性收入能夠顯著縮小他們與高收入階層農民在居住、文教娛樂和醫療保健等較高層次消費領域的差距。同時，增加財產性收入和轉移性收入也有助于中低收入農民在家庭設備、居住、衣著等方面的提高和改善(周建等，2013[18])。

與已有文獻相比，本文可能具有的不同或改進之處在于：第一， 已有的關于最低工資問題的研究鮮有直接涉及居民消費狀況的研究成果。一方面，國內關于最低工資政策為低收入群體所能提供的實際福利效果的研究還停留在經驗層面，難以為中國最低工資對消費的實際影響效果提供有力支撐。另一方面，國外文獻仍缺少對“最低工資-消費”影響效應的深入探究和微觀層面證據，導致其研究結果存在與家庭層面微觀事實相背離的可能。有基于此，本文使用家庭層面的城鎮住戶調查數據(Urban Household Survey，UHS)，結合數據時間段內全國各地區最低工資標準，充分考慮中國居民消費特征和典型事實，對最低工資提升的消費影響效應進行系統的分析和解讀。第二，本文采用比較分析方法，通過家庭特征對樣本進行匹配與比較研究：在全樣本下驗證了2004年《最低工資規定》頒布后各地最低工資標準的“競賽式增長”對地區低收入群體消費水平的促進效應，在得分傾向匹配后的相近樣本下驗證了低收入群體的消費抑制效應，從而有效兼顧了各個收入群體的異質性消費特征與復雜影響機制，使研究結果更加全面與準確。第三，為了使研究更貼近中國現實，我們將Aaronson等 (2012)[5]的耐用品和信貸約束機制引入Kimball(1990)[19]和Dynan (1993)[20]的消費者模型以及周建等(2013)[18]在中國情境下構建的預防性儲蓄動機模型。在得到雙重效應推論的同時，對其內部實現機制提供了理論解讀，為后文實證檢驗提供了理論基礎和方法引導。

二、理論模型

(一)模型設定

1.家庭。

為了使理論分析更能代表最低工資目標家庭的實際消費行為，我們在Kimball(1990)[19]、Dynan (1993)[20]構建的消費者審慎消費模型和周建等(2013)[18]在中國情境下構建的預防性儲蓄動機模型的基礎上，進一步引入Aaronson等(2012)[5]的耐用品和信貸約束模型，綜合探討在預防性儲蓄、信貸約束和耐用品消費等條件同時存在的背景下，處于最低工資線的消費者自身消費水平的變動規律。

首先考慮含時間貼現變量的代表性消費者動態模型，消費者i在時間t的消費效用條件期望最大化問題可以表述為：

(1)

其中，T代表個體死亡時間，δ代表消費者的時間偏好率，Ci,t+n代表非耐用品消費水平。U(Ci,t+n)表示具有特定風險厭惡和偏好性質的消費效用函數。消費者的跨期預算約束為：

Ai,t+n+1=(1+ri,t+n)Ai,t+n+Yi,t+n-Ci,t+n-Ii,t+n

(2)

其中，Yi,t+n是消費者的勞動收入，Ai,t+n是總資產水平，ri,t+n為當期利率，Ii,t+n為消費者的耐用品投資水平。耐用品的積累規律可以表示為：

Di,t+n+1=(1-γ)Di,t+n+Ii,t+n

(3)

γ為耐用品折舊率，Di,t+n為消費者耐用品存量。信貸約束使得如下關系成立：

(1+η)Ai,t+n=(1-π)Di,t+n

(4)

η和π分別為消費者的信貸偏好和耐用品首付比例。代入后得到如下關系式：

Ai,t+n+1=(1+ri,t+n)Ai,t+n+Yi,t+n-Ci,t+n

(5)

式(5)可以轉化為：

(6)

橫截條件可以表示為：

(7)

根據動態規劃原理，Bellman價值方程的表示形式為：

(8)

通過一階條件得到：

(9)

通過包絡引理得到：

U′(Ci,t+n)

(10)

進一步得到歐拉方程式：

U′(Ci,t+n+1)

(11)

2.生產者。

考慮企業生產函數為：

Y=Kα1Lα2Hα3

(12)

其中，K、L、H分別為企業資本、低素質勞動力和高素質勞動力等生產要素。企業面臨的預算約束可以表示為：

E=rK+wLL+wHH

(13)

WL和WH分別表示低素質勞動力和高素質勞動力的市場價格。由此，可以認為最低工資由低素質勞動力市場價格和溢價工資兩部分組成，高素質勞動力市場價格也可以表現為最低工資及其與高素質勞動力的收入差距兩部分之和的形式：

wmin=wL+Δw1

(14)

wH=wmin+Δw2

(15)

對生產函數求最優解，資本利率可以表示為：

(16)

(二)均衡結果分析

命題1:與類似條件的低收入群體相比，處于最低工資線的家庭起初更傾向于降低自身消費水平。雖然在最低工資標準提升到一定程度且對低素質勞動力市場價格產生扭曲作用時，消費開始轉向呈現增長的態勢，但是由于最低工資調節效應的存在，通過提升最低工資標準拉動低收入群體消費的難度較大。

將式(11)轉化為連續時間的歐拉方程：

U′(Ci,t+n+1)=U′(Ci,t+n)+U″(Ci,t+n+1)(Ci,t+n+1-Ci,t+n)

(17)

則有

(18)

命題2:與高素質勞動力相比，最低工資標準的提升更傾向于促進低收入家庭消費水平的提升。

三、數據說明和研究設計

(一)數據說明

本文樣本數據由兩部分構成。第一部分數據為中國國家統計局城鎮調查隊提供的1992—2009年城鎮住戶調查數據(Urban Household Survey，UHS)，該調查數據涵蓋了7個省份的市級分層抽樣家庭和家庭成員的各項指標，提供了包括家庭成員個人特征、家庭人口情況、家庭居住情況、家庭消費、家庭收支等類別在內的700余項指標的詳細信息。我們對數據進行了如下處理：(1)將2002—2009年按月份累計的數據通過取均值的方法得到與其他年份相對應的觀測值，平均后的家庭人口數通過四舍五入方法取整。(2)刪除了家庭人口數、家庭工薪收入、家庭有收入者人數等指標中任意一項為負值或缺省的觀測值。第二部分數據來自1992—2009年各省份縣市級正式員工月最低工資標準數據。根據中國勞動保障部門以及各省份發布的最低工資規定，通過查找搜集的方法經過篩選、對應和調整后得到。我們進一步按照“縣市+年份”的方式進行匹配，對UHS數據與最低工資數據進行整合。對于同一個4位城市代碼可能對應多個區縣標準的情況，本文進一步按照6位縣市代碼所代表的地級市、縣級市、縣的最低工資標準進行分檔對應，從而保證匹配樣本的全面性與準確性。

經過上述數據選取和處理過程，如表1所示，本文共得到有效樣本100 627個。值得說明的是，在戶主年齡(Age)指標中，其中僅有2個樣本的戶主年齡低于16歲(均為5歲)，且家庭樣本中均存在有收入者。相關事實表明，未成年人在滿足特定條件的情況下存在成為戶主的可能，使該樣本具備客觀性和合理性，因此本文對其進行保留。在家庭無收入者占比(Noincome)指標中，由于家庭人口統計值通過按月疊加的方式得到，因此本文采取相對更加準確的方式—— 通過全年無收入人口占全年人口數比值的形式得到。這也使部分樣本中家庭無收入者占比(Noincome)指標與家庭人口數量(Population)指標不直接掛鉤。

表1 變量描述性統計

(二)研究思路和基本計量模型

1.最低工資線家庭的消費效應檢驗。

根據命題1的內容，由于預防性儲蓄動機、耐用品消費和信貸約束的存在，處于最低工資標準的低收入群體具有抑制自身消費的傾向。為了檢驗最低工資標準對城鎮居民消費的抑制效應是否真實存在，我們設計了如下的計量模型：

Consumptionijt=α0+α1LnIncomeijt+α2MWijt

×LnIncomeijt+γX+ηcity+ηyear+εijt

(1)

在計量方程(1)式中，下標i、j、t分別代表家庭、所處的地級市以及相應的年份。我們關注的因變量Consumptionijt有兩種形式：一是家庭人均消費水平(LnConsumptionijt)，我們使用家庭消費總額除以家庭人口數量后的對數值來表示。二是家庭消費占收入比重(ConsRateijt)，我們使用家庭消費占可支配收入的比值進行表示。模型的核心解釋變量我們選用家庭有收入人均工資水平的對數(LnIncomeijt)來表示，并引入交互項MWijt×LnIncomeijt，其中MWijt表示家庭有收入者人均工資收入水平與該年度該地區最低工資標準的比較(0=人均工資收入高于最低工資水平，1=人均工資收入不高于最低工資水平)?？刂谱兞考疿中包括的變量有：(1)戶主特征變量。主要包括：戶主年齡因素(Ageijt)、戶主工作經歷(Experienceijt)、戶主受教育程度(Educationijt)和戶主職業類型(Careertypeijt)。(2)家庭特征變量。包括家庭人口規模(Populationijt)、家庭無收入者占比(Noincomeijt)和家庭人均其他收入的對數(LnOtherijt)。此外，我們還控制了具有固定效應性質的啞變量，包括所處地級市的固定效應(ηcity)和所處年份的固定效應(ηyear)，εijt是隨機誤差項。

盡管計量方程(1)檢驗了最低工資標準對不同家庭消費水平的直接影響效應，但是仍存在三個主要問題制約著計量模型的全面性和代表性。第一，最低工資線家庭的代理變量(MWijt)不僅受到地區宏觀經濟因素的影響，還與家庭收入水平有著密不可分的聯系。由此可能產生的內生性和多重共線性使得其準確性有待進一步檢驗。第二，以整體樣本作為回歸對象使得最低工資線兩端的收入差距過大，會導致回歸結果傾向于反映最低工資線家庭相較于社會各個收入群體的綜合影響效應，存在進一步縮小樣本、深入檢驗，從而提升其準確性與代表性的關鍵需求。第三，由于MWijt直接與工資水平掛鉤，我們只能通過研究其對邊際消費傾向的間接影響效應，以避免可能產生的內生性影響。因此，為了更為有效地解決計量方程(1)存在的問題，我們擬采用PSM方法(Propensity Score Matching)進行處理。PSM方法的優勢在于分析因果關系時所具有的獨特性，因而，使用該方法能夠有效地處理上述問題，更加準確地檢驗出最低工資對家庭消費的實際影響效應。

(2)

2.政策沖擊、最低工資標準提升對低收入家庭消費的影響效應。

結合理論模型中命題1和命題2的內容，在收入異質性分類條件下，為了檢驗最低工資標準的提升對低收入群體消費的影響效應，并有效控制模型可能產生的內生性，我們擬采用DID模型分別在全樣本和經PSM匹配的情況下，對2004年《最低工資規定》的消費影響效應進行檢驗。我們引入《最低工資規定》政策實施的代理變量Policyijt(2004年及以后=1，2004年以前=0)，以及政策變量與最低工資線家庭認定變量的交互項MWijt×Policyijt，其他主要變量與模型(1)保持一致，據此構建DID模型如下：

Consumptionijt=α0+α1MWijt+α2Policyijt+α3MWijt

×Policyijt+γX+ηcity+ηyear+εijt

(3)

四、實證分析

(一)基本回歸結果

表2報告了家庭人均收入水平和最低工資標準實施狀況對家庭消費影響效應的檢驗結果。根據列(1)結果得知，在控制了年份和地區影響因素的情況下，人均收入水平對家庭消費水平的影響效應在1%的統計水平上顯著為正，人均收入與最低工資標準虛擬變量的交互項系數則在1%的統計水平上顯著為負。結果表明，最低工資線家庭人均收入水平的提升對人均消費的拉動作用小于其他家庭。我們進一步在列(2)加入代表戶主個人特征和家庭特征的變量，將戶主受教育程度和戶主職業類型作為虛擬變量加以控制，結果顯示，人均收入系數、人均收入與最低工資交互項系數的正負值與顯著性與列(1)結果完全相同。列(3)將人均消費占收入比重作為被解釋變量，結果顯示，收入水平對家庭人均消費占比的影響效應在1%的統計水平上顯著為負，最低工資與人均收入交互項系數仍在1%的統計水平上顯著為負。類似地，在加入戶主特征和家庭特征變量后，關鍵變量均未發生實質性改變。實證結果反映出了一個重要現象：對處于最低工資線的低收入家庭而言，收入提升對消費的拉動作用呈現出顯著的抑制效應，導致人均收入提升對消費的促進效應顯著低于其他非最低工資家庭的水平。

表2 最低工資線家庭的消費抑制效應檢驗結果

實證結果所揭示的現象可能產生的原因在于，一方面，低收入群體面臨著相對緊張的信貸約束(杭斌，2008[25]；康書隆等，2017[26])。在原有消費水平能夠滿足生活需求的情況下，出于對未來收入和消費預期的不確定性，低收入家庭具有更強的預防性儲蓄動機，以應對在養老、醫療和教育等方面可能存在的風險與消費需求。另一方面，低收入群體耐用品消費空間較大，最低工資標準的提升改善了低收入群體的生活水平，使最低工資線家庭購買房產、汽車等耐用品的可能性得到提升(Aaronson，2012[5])。耐用品消費的負債與借貸屬性對低收入群體原本就相對緊張的信貸約束增加了更大的壓力，成為低收入群體進一步抑制消費增長甚至縮減消費的重要動機。綜上所述，低收入群體為改善未來生活水平的預防性儲蓄行為和改善當期生活水平的耐用品消費行為，成為抑制和縮減自身消費水平的主要原因。

在此基礎上，我們進一步使用得分傾向匹配方法進行檢驗。表3報告了多種匹配方法下是否處于最低工資標準對家庭消費的影響效應。結果證明，按照三種不同方法進行匹配后，最低工資線家庭的人均消費水平均在10%～5%的顯著性水平上低于與之相匹配的其他家庭。將被解釋變量換為人均消費占可支配收入比例之后，平均處理效應均不顯著。

PSM-DID的結果與命題1形成了有效呼應，當包括收入在內的家庭特征足夠接近時，最低工資線家庭對自身消費具有明顯的抑制甚至縮減效應。這一結果表明：一方面，與其他低收入群體相比，最低工資線家庭由于耐用品消費和預防性儲蓄動機的提升，在信貸約束緊張的情況下傾向于擠占家庭消費水平，通過緩慢提升、維持甚至降低消費的方式以增加儲蓄或購買耐用品，通過這種方式實現生活水平的改善和提升。另一方面，與表2結論不同的是，表3研究中所選取的控制組是與最低工資家庭在收入、家庭結構和勞動者素質等方面相近的樣本，使得實證結論不僅為表2全樣本比較下的結果提供支撐，還表明在其他特征相近的情況下，處于最低工資線這一特征對于低收入家庭的消費行為而言同樣具有重要影響。最低工資政策本身具有“維持低收入者基本生活水平”的消費行為示范和導向作用。處于最低工資線的家庭既可能形成 “節衣縮食”等僅維持基本生活水平的消費理念和習慣，又存在提升自身財富和房產、汽車等耐用品消費，從而提升社會地位和獲得社會認同感的動機。因此，在不考慮家庭特征差異的情況下，最低工資線的示范和引導效應也是抑制最低工資家庭消費水平的重要原因。

表3 最低工資線消費抑制效應的PSM-DID檢驗結果

(二)消費結構檢驗結果

為了進一步檢驗最低工資標準對家庭消費結構的影響，參照國家統計局的消費分類方法，我們將UHS數據按照支出功能分為食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健、交通和通信、教育文化娛樂用品及服務、居住、雜項商品和服務等八個類別進行檢驗，結果如表4所示。

表4 消費分類下的PSM-DID檢驗結果

對表4結果的解讀分為三個方面：(1)在衣著、交通和通信、雜項商品和服務等容易進行節制和縮減的消費品方面，在各種匹配方法下，家庭人均消費水平均在1%的統計水平上顯著為負，由此驗證了最低工資線家庭更傾向于主動縮減具備較高彈性、相對非必要的家庭消費品支出。(2)最低工資線家庭在食品、家庭設備用品和服務、教育文化娛樂服務等彈性相對較小、占比相對固定、節制和縮減空間相對有限的消費品方面，呈現出的抑制和縮減特征要明顯低于衣著、交通和通信、雜項商品和服務等消費品。(3)在醫療保健和居住這兩類對于最低工資家庭而言優先度較高、具備剛性需求的消費品方面，平均處理效應均不顯著。值得注意的是，醫療保健和居住消費占比的平均處理效應均在1%～10%的統計水平上顯著為正。檢驗結果證明了最低工資線家庭在面臨醫療、居住等不易進行規劃和壓縮的支出項目時，不僅無法顯著降低消費支出水平，還會比高于最低工資線的家庭在同類別消費品支出上占據更高的份額。尤為值得注意的是，醫療保健消費的實證結果可能與“因病致貧”這一重要現象相吻合。貧困與疾病的雙重制約很容易導致低收入群體的消費結構向醫療保健的方向過度傾斜，從而造成部分最低工資線家庭醫療保健消費占比的相對提升，形成不利于家庭健康情況與收入能力的惡性循環。因此，運用更為詳細的家庭衛生數據對這一問題進行獨立和深入的研究，顯然是兼具理論與現實意義的重要研究主題。

分類檢驗結果充分表明，最低工資線家庭會主動縮減衣著、交通和通信、雜項商品和服務等節制空間較大、彈性較高、對于基本生活質量提升不存在直接、顯著作用的消費品支出。對于食品、家庭設備用品和服務、教育文化娛樂服務等消費品而言，由于彈性相對較小，對于基本生活質量的改善作用也有所提升，因此相對不易對消費支出進行縮減。而對于居住和醫療等低收入群體存在剛性需求和迫切希望得到改善的消費，最低工資線家庭不僅未呈現顯著的抑制效應，反而具有相對促進和提升此類消費的趨勢。這一結果既與我國低收入群體的現實情況充分吻合，又驗證了命題1的準確性，為表2和表3的結論提供了結構性的有效解讀。

(三)2004年《最低工資規定》的影響效應

2004年《最低工資規定》實施后，各地最低工資標準呈現出明顯的大幅提升態勢，最低工資標準的提升頻率也增加為“每兩年至少調整一次”，由此引發了全國范圍內各地最低工資標準“競賽式增長”的態勢。作為最低工資標準提升的重要政策沖擊和時間節點，2004年《最低工資規定》是檢驗最低工資標準提升實際影響效果、構建“準自然實驗”、解決內生性問題的重要條件，在已有的研究成果中得到了廣泛的應用。

因此，一方面，在驗證了最低工資線家庭消費抑制效應的情況下，為了進一步檢驗最低工資標準提升對家庭消費水平的實際影響效應，從而使研究結果更加充實和貼合實際，本文擬在2004年《最低工資規定》這一外生政策沖擊的基礎上，使用DID方法對最低工資提升的消費影響效果進行檢驗。另一方面，為了驗證命題1和命題2的有效性并進一步驗證最低工資線抑制效應的真實存在，鑒于PSM方法在控制樣本特征上的重要作用，本文擬在對全樣本進行DID檢驗后，進一步對樣本進行PSM-DID檢驗，得到與最低工資家庭特征相近的樣本回歸結果，以此與DID結果進行對比，從而在驗證命題1和命題2準確性的同時，更加充分、全面地探究最低工資提升的消費影響效應。

表5報告了計量模型(3)的估計結果。列(1)～(4)為全樣本DID模型的估計結果，當以人均消費為被解釋變量時，核心解釋變量mw×time的回歸系數在10%和5%的統計水平上顯著為正，說明相比于全樣本下的其他家庭，《最低工資規定》的實施提升了最低工資線家庭的消費水平。當以消費占比為被解釋變量時，mw×time的系數均不顯著，表明政策實施對最低工資線家庭消費占比的影響相對并不顯著。造成這一結果的原因主要在于，一是高收入群體具有相對穩定的消費習慣(賈男和張亮亮，2011[36])，與2004年后最低工資標準的顯著提升趨勢不同，高收入群體的收入水平在2004年前后并未發生明顯的變化，這更促進了高收入群體維持相對穩定的消費水平，使得最低工資標準對低收入群體的消費拉動效應更為明顯。二是對于中等收入群體而言，同樣具有比低收入群體更加穩定的消費習慣，從而凸顯了2004年前后最低工資變動對低收入群體消費的拉動效應。此外，雖然我國中等收入群體具有更高的邊際消費傾向，但是也具有明顯的消費結構特征(李春玲，2011[41])，與低收入群體存在較大差別，主要體現在以文化娛樂為代表的享受型消費和以教育為代表的發展型消費水平的提升，這也成為中等收入群體消費能力提升的主要原因。相比之下，低收入群體在醫療、住房等剛性需求方面具有更加強烈的改善意愿，維持生活基本所需的消費傾向也要高于中等收入群體改善生活質量的消費傾向，在最低工資標準提升的背景下，更容易表現為消費水平的提升效應。三是根據前文結論得知，與低收入群體相比，最低工資線家庭表現出明顯的消費抑制效應，這一效應也導致最低工資標準難以有效促進最低工資線家庭消費水平的相對提升。因此，實證結果證明了相比于中高收入群體，最低工資標準的提升拉動了目標群體的消費水平，且這一促進效應抵消了最低工資群體相比于低收入群體的消費抑制效應，最終表現為2004年《最低工資規定》對于拉動低收入群體消費水平的有效性。值得注意的是，最低工資線家庭的消費結構通脹情況也可能會是導致《最低工資規定》消費帶動效應的重要原因。因此，對不同結構類別的消費商品進行校正，得到基于不同視角的多樣化與補充性結論，是針對這一問題進行拓展性研究的重要思路。

表5 2004年《最低工資規定》的全樣本DID檢驗結果

列(5)～列(8)匯報了根據家庭收入等重要特征進行得分傾向匹配與處理后的PSM-DID回歸結果?？梢园l現，在分別以人均消費和消費占比作為被解釋變量時，除列(4)系數在10%的統計水平上顯著為負之外，核心解釋變量mw×time的系數均不顯著。由此可以得出結論：2004年最低工資規定實施所引發的最低工資水平提升，使得最低工資家庭與同類型的低收入群體相比，消費情況并未發生明顯改善。這一結論有效地呼應了前文的實證結果：與狀況相似的低收入群體相比，最低工資線家庭出于預防性儲蓄動機、耐用品消費動機和最低工資示范效應等影響，具有縮減自身消費水平的傾向。因此，即使在2004年以后最低工資大幅提升的背景下，由于受到相對于其他低收入群體的消費抑制效應的影響，最低工資家庭的消費水平仍無法呈現顯著的提升效應。

五、結論與政策建議

最低工資對低收入群體消費水平的實際影響效應，是政府著力提升低收入群體收入、加快低收入群體分享經濟增長成果、促進橄欖型社會分配體系形成背景下的重要研究主題。基于此，本文采用1992—2009年UHS樣本數據與最低工資數據，對最低工資的消費影響效應進行比較研究后發現，一方面，針對最低工資標準認定問題，最低工資線家庭相比于其他家庭具有更小的邊際消費傾向，呈現出明顯的消費抑制效應，且按照消費品類別呈現出明顯的結構性特征。另一方面，針對最低工資標準提升問題，作為推動最低工資在全國范圍實施和快速提升的重要節點，2004年《最低工資規定》的實施使得最低工資線家庭消費增長水平顯著高于全樣本下的其他家庭，卻并未顯著高于與其特征相似的低收入家庭。實證結果與本文的理論模型形成了有效呼應：在最低工資提升的背景下，低收入家庭的必要消費支出、耐用品投資支出和預防性儲蓄動機共同組成了最低工資對消費雙重影響效應的內在機制。

本文研究結論可能帶來的啟示在于：第一，在最低工資標準的制定過程中，除考慮本地區當地城鎮居民生活費用支出、職工個人繳納社會保險費、住房公積金、職工平均工資、失業率、經濟發展水平等整體性一般指標之外，為了進一步提升最低工資對消費的拉動效應，還應分類考察中高水平收入群體、低收入群體(高于最低工資線)和最低工資線群體的消費水平，通過綜合比較地區異質性收入群體的消費特征，最終確定能夠最大程度提升消費的最低工資閾值和最優水平。第二，為了更好地發揮最低工資標準拉動消費的政策預期，政府需要從儲蓄和消費觀念轉型方面進一步引導和激發低收入群體的消費潛力，同時為了充分順應以耐用品消費為代表的低收入群體消費多樣化、生活質量改善等趨勢，政府還應考慮出臺放寬低收入群體信貸約束、鼓勵和支持低收入群體消費升級等政策，從而積極配合和保障最低工資的消費帶動作用。第三，應進一步降低低收入群體醫療、住房等剛性需求消費成本，持續“解綁”，改善低收入群體緊繃的信貸約束條件，支持和引導低收入群體消費流向多元化和高端化領域。