最低工资提升了低收入群体消费吗？——基于中国城镇最低工资线家庭的比较分析

金 岳 郑文平 王文凯

一、引言和文献评述

保障低收入者的劳动收益、维持低收入者基本生活水平是各国政府最低工资政策所希望实现的最基本、最重要的功能之一(Flinn，2006[1])。在我国扎实推进共同富裕战略目标和持续完善劳动保障制度的背景下，通过最低工资制度提升低收入群体收入水平和消费能力是改善我国分配结构、让全体人民共享改革开放成果的重要思路与方法之一。然而，结合我国经济典型特征来看，最低工资对于居民消费水平的实际影响效果却存在着其他复杂因素。一方面，以《最低工资规定》颁布年份2004年为基期，截至2018年，我国城市居民消费价格指数仅在2009年出现下降，总体维持了长期稳定增长态势。由于城镇低收入家庭面临较强的预算约束压力，对物价上涨的敏感度高、耐受力差，以食品、衣着、交通通信和家庭设备用品及服务等为代表的生活必需品价格上涨会对低收入家庭的整体收入产生“捆绑”效应。另一方面，随着最低工资水平的逐年增长和低收入群体多样化、多层次需求的不断提升，以房屋、车辆为代表的耐用品投资消费行为和以医疗、养老为代表的预防性储蓄行为对低收入群体消费产生了不可忽视的“挤占”效应。因此，自然产生的问题就是，以提升低收入群体福利为导向的最低工资政策究竟是否真正提升了目标群体的消费水平？从整体来看具备何种比较性和结构性的特征？这一研究话题对于准确检验我国最低工资实施的基本效果，从更广阔的研究视角下探究最低工资的实际消费带动效应具有重要的研究价值与现实意义。

国外相关文献从耐用品和非耐用品支出两个层面研究了最低工资标准对消费的影响。绝对收入假说在解读收入变动对耐用品和非耐用品消费的实际影响中存在反事实的共同作用(Barsky等，2007[2]；Sterk，2010[3])。一方面，具有储蓄性特征的耐用品消费与个人信贷约束条件具有紧密的联系(Monacelli，2009[4])。对此，Aaronson等 (2012)[5]利用1982—2008年消费者调查数据，从家庭层面进行研究发现，在最低工资标准上调的过程中，低收入群体实际收入的提升会有效放宽个体信贷约束条件，进而增加抵押债务数量。再考虑到一定数量的低收入家庭具有选择购买车辆的消费行为，从而使得家庭支出增长超过最低工资的上调幅度。另一方面，非耐用品消费特性受制于永久收入假设的消费平滑特征，在即时的家庭反应、较低的调整成本和稳定的福利需求下，容易受到收入变动的积极影响( Monacelli，2009[4]；Friedman，1957[6])。在该逻辑的引导下，Alonso(2016)[7]利用2006—2014年零售业数据，验证了最低工资的提升通过重新分配效应对不同消费倾向的低收入者产生明显的外溢效应，从而造成最低工资上涨对非耐用品消费的促进效应。这一效应在最低工资标准较高、政策约束力较强的地区尤为明显。

国内文献对低收入群体消费问题的研究集中在促进、抑制或结构性影响三个方面。第一，在收入对消费倾向的促进效应方面，由于低收入群体具有较高的用于防范风险的预防性储蓄动机，缺乏足够的资金购买耐用品和生产性资产，且具有自身低社会地位认知，导致低收入阶层边际消费倾向处于较低水平。当面临一定幅度的收入增加时，其边际消费倾向会得到显著提升(朱国林等，2002[8]；杨汝岱和朱诗娥，2007[9]；杨文辉，2012[10])。以房产为代表的家庭资产和财富拥有量、合理的收入转移和收入再分配会有助于消费的提升(袁志刚和朱国林，2002[11]；张大永和曹红，2012[12])。第二，在收入对消费倾向的抑制效应方面，收入的不确定性、医疗支出的不确定性、住房价格、养老金缴费率和高等教育支出对居民消费有显著的挤出效应 (罗楚亮，2004[13]；杨汝岱和陈斌开，2009[14]；白重恩等，2012[15]；谢洁玉等，2012[16])。第三，在收入对消费倾向的结构性影响效应方面，农民阶层、工人阶层和老中产阶层在整体消费倾向、生存性边际消费倾向和发展性边际消费倾向等方面呈现出显著的结构性特征(张翼，2016[17])，增加中低阶层的工资性收入和经营性收入能够显著缩小他们与高收入阶层农民在居住、文教娱乐和医疗保健等较高层次消费领域的差距。同时，增加财产性收入和转移性收入也有助于中低收入农民在家庭设备、居住、衣着等方面的提高和改善(周建等，2013[18])。

与已有文献相比，本文可能具有的不同或改进之处在于：第一， 已有的关于最低工资问题的研究鲜有直接涉及居民消费状况的研究成果。一方面，国内关于最低工资政策为低收入群体所能提供的实际福利效果的研究还停留在经验层面，难以为中国最低工资对消费的实际影响效果提供有力支撑。另一方面，国外文献仍缺少对“最低工资-消费”影响效应的深入探究和微观层面证据，导致其研究结果存在与家庭层面微观事实相背离的可能。有基于此，本文使用家庭层面的城镇住户调查数据(Urban Household Survey，UHS)，结合数据时间段内全国各地区最低工资标准，充分考虑中国居民消费特征和典型事实，对最低工资提升的消费影响效应进行系统的分析和解读。第二，本文采用比较分析方法，通过家庭特征对样本进行匹配与比较研究：在全样本下验证了2004年《最低工资规定》颁布后各地最低工资标准的“竞赛式增长”对地区低收入群体消费水平的促进效应，在得分倾向匹配后的相近样本下验证了低收入群体的消费抑制效应，从而有效兼顾了各个收入群体的异质性消费特征与复杂影响机制，使研究结果更加全面与准确。第三，为了使研究更贴近中国现实，我们将Aaronson等 (2012)[5]的耐用品和信贷约束机制引入Kimball(1990)[19]和Dynan (1993)[20]的消费者模型以及周建等(2013)[18]在中国情境下构建的预防性储蓄动机模型。在得到双重效应推论的同时，对其内部实现机制提供了理论解读，为后文实证检验提供了理论基础和方法引导。

二、理论模型

(一)模型设定

1.家庭。

为了使理论分析更能代表最低工资目标家庭的实际消费行为，我们在Kimball(1990)[19]、Dynan (1993)[20]构建的消费者审慎消费模型和周建等(2013)[18]在中国情境下构建的预防性储蓄动机模型的基础上，进一步引入Aaronson等(2012)[5]的耐用品和信贷约束模型，综合探讨在预防性储蓄、信贷约束和耐用品消费等条件同时存在的背景下，处于最低工资线的消费者自身消费水平的变动规律。

首先考虑含时间贴现变量的代表性消费者动态模型，消费者i在时间t的消费效用条件期望最大化问题可以表述为：

(1)

其中，T代表个体死亡时间，δ代表消费者的时间偏好率，Ci,t+n代表非耐用品消费水平。U(Ci,t+n)表示具有特定风险厌恶和偏好性质的消费效用函数。消费者的跨期预算约束为：

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是消费者的劳动收入，Ai,t+n是总资产水平，ri,t+n为当期利率，Ii,t+n为消费者的耐用品投资水平。耐用品的积累规律可以表示为：

Di,t+n+1=(1-γ)Di,t+n+Ii,t+n

(3)

γ为耐用品折旧率，Di,t+n为消费者耐用品存量。信贷约束使得如下关系成立：

(1+η)Ai,t+n=(1-π)Di,t+n

(4)

η和π分别为消费者的信贷偏好和耐用品首付比例。代入后得到如下关系式：

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

(5)

式(5)可以转化为：

(6)

橫截条件可以表示为：

(7)

根据动态规划原理，Bellman价值方程的表示形式为：

(8)

通过一阶条件得到：

(9)

通过包络引理得到：

U′(Ci,t+n)

(10)

进一步得到欧拉方程式：

U′(Ci,t+n+1)

(11)

2.生产者。

考虑企业生产函数为：

Y=Kα1Lα2Hα3

(12)

其中，K、L、H分别为企业资本、低素质劳动力和高素质劳动力等生产要素。企业面临的预算约束可以表示为：

E=rK+wLL+wHH

(13)

WL和WH分别表示低素质劳动力和高素质劳动力的市场价格。由此，可以认为最低工资由低素质劳动力市场价格和溢价工资两部分组成，高素质劳动力市场价格也可以表现为最低工资及其与高素质劳动力的收入差距两部分之和的形式：

wmin=wL+Δw1

(14)

wH=wmin+Δw2

(15)

对生产函数求最优解，资本利率可以表示为：

(16)

(二)均衡结果分析

命题1:与类似条件的低收入群体相比，处于最低工资线的家庭起初更倾向于降低自身消费水平。虽然在最低工资标准提升到一定程度且对低素质劳动力市场价格产生扭曲作用时，消费开始转向呈现增长的态势，但是由于最低工资调节效应的存在，通过提升最低工资标准拉动低收入群体消费的难度较大。

将式(11)转化为连续时间的欧拉方程：

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

(17)

则有

(18)

命题2:与高素质劳动力相比，最低工资标准的提升更倾向于促进低收入家庭消费水平的提升。

三、数据说明和研究设计

(一)数据说明

本文样本数据由两部分构成。第一部分数据为中国国家统计局城镇调查队提供的1992—2009年城镇住户调查数据(Urban Household Survey，UHS)，该调查数据涵盖了7个省份的市级分层抽样家庭和家庭成员的各项指标，提供了包括家庭成员个人特征、家庭人口情况、家庭居住情况、家庭消费、家庭收支等类别在内的700余项指标的详细信息。我们对数据进行了如下处理：(1)将2002—2009年按月份累计的数据通过取均值的方法得到与其他年份相对应的观测值，平均后的家庭人口数通过四舍五入方法取整。(2)删除了家庭人口数、家庭工薪收入、家庭有收入者人数等指标中任意一项为负值或缺省的观测值。第二部分数据来自1992—2009年各省份县市级正式员工月最低工资标准数据。根据中国劳动保障部门以及各省份发布的最低工资规定，通过查找搜集的方法经过筛选、对应和调整后得到。我们进一步按照“县市+年份”的方式进行匹配，对UHS数据与最低工资数据进行整合。对于同一个4位城市代码可能对应多个区县标准的情况，本文进一步按照6位县市代码所代表的地级市、县级市、县的最低工资标准进行分档对应，从而保证匹配样本的全面性与准确性。

经过上述数据选取和处理过程，如表1所示，本文共得到有效样本100 627个。值得说明的是，在户主年龄(Age)指标中，其中仅有2个样本的户主年龄低于16岁(均为5岁)，且家庭样本中均存在有收入者。相关事实表明，未成年人在满足特定条件的情况下存在成为户主的可能，使该样本具备客观性和合理性，因此本文对其进行保留。在家庭无收入者占比(Noincome)指标中，由于家庭人口统计值通过按月叠加的方式得到，因此本文采取相对更加准确的方式—— 通过全年无收入人口占全年人口数比值的形式得到。这也使部分样本中家庭无收入者占比(Noincome)指标与家庭人口数量(Population)指标不直接挂钩。

表1 变量描述性统计

(二)研究思路和基本计量模型

1.最低工资线家庭的消费效应检验。

根据命题1的内容，由于预防性储蓄动机、耐用品消费和信贷约束的存在，处于最低工资标准的低收入群体具有抑制自身消费的倾向。为了检验最低工资标准对城镇居民消费的抑制效应是否真实存在，我们设计了如下的计量模型：

Consumptionijt=α0+α1LnIncomeijt+α2MWijt

×LnIncomeijt+γX+ηcity+ηyear+εijt

(1)

在计量方程(1)式中，下标i、j、t分别代表家庭、所处的地级市以及相应的年份。我们关注的因变量Consumptionijt有两种形式：一是家庭人均消费水平(LnConsumptionijt)，我们使用家庭消费总额除以家庭人口数量后的对数值来表示。二是家庭消费占收入比重(ConsRateijt)，我们使用家庭消费占可支配收入的比值进行表示。模型的核心解释变量我们选用家庭有收入人均工资水平的对数(LnIncomeijt)来表示，并引入交互项MWijt×LnIncomeijt，其中MWijt表示家庭有收入者人均工资收入水平与该年度该地区最低工资标准的比较(0=人均工资收入高于最低工资水平，1=人均工资收入不高于最低工资水平)。控制变量集X中包括的变量有：(1)户主特征变量。主要包括：户主年龄因素(Ageijt)、户主工作经历(Experienceijt)、户主受教育程度(Educationijt)和户主职业类型(Careertypeijt)。(2)家庭特征变量。包括家庭人口规模(Populationijt)、家庭无收入者占比(Noincomeijt)和家庭人均其他收入的对数(LnOtherijt)。此外，我们还控制了具有固定效应性质的哑变量，包括所处地级市的固定效应(ηcity)和所处年份的固定效应(ηyear)，εijt是随机误差项。

尽管计量方程(1)检验了最低工资标准对不同家庭消费水平的直接影响效应，但是仍存在三个主要问题制约着计量模型的全面性和代表性。第一，最低工资线家庭的代理变量(MWijt)不仅受到地区宏观经济因素的影响，还与家庭收入水平有着密不可分的联系。由此可能产生的内生性和多重共线性使得其准确性有待进一步检验。第二，以整体样本作为回归对象使得最低工资线两端的收入差距过大，会导致回归结果倾向于反映最低工资线家庭相较于社会各个收入群体的综合影响效应，存在进一步缩小样本、深入检验，从而提升其准确性与代表性的关键需求。第三，由于MWijt直接与工资水平挂钩，我们只能通过研究其对边际消费倾向的间接影响效应，以避免可能产生的内生性影响。因此，为了更为有效地解决计量方程(1)存在的问题，我们拟采用PSM方法(Propensity Score Matching)进行处理。PSM方法的优势在于分析因果关系时所具有的独特性，因而，使用该方法能够有效地处理上述问题，更加准确地检验出最低工资对家庭消费的实际影响效应。

(2)

2.政策冲击、最低工资标准提升对低收入家庭消费的影响效应。

结合理论模型中命题1和命题2的内容，在收入异质性分类条件下，为了检验最低工资标准的提升对低收入群体消费的影响效应，并有效控制模型可能产生的内生性，我们拟采用DID模型分别在全样本和经PSM匹配的情况下，对2004年《最低工资规定》的消费影响效应进行检验。我们引入《最低工资规定》政策实施的代理变量Policyijt(2004年及以后=1，2004年以前=0)，以及政策变量与最低工资线家庭认定变量的交互项MWijt×Policyijt，其他主要变量与模型(1)保持一致，据此构建DID模型如下：

Consumptionijt=α0+α1MWijt+α2Policyijt+α3MWijt

×Policyijt+γX+ηcity+ηyear+εijt

(3)

四、实证分析

(一)基本回归结果

表2报告了家庭人均收入水平和最低工资标准实施状况对家庭消费影响效应的检验结果。根据列(1)结果得知，在控制了年份和地区影响因素的情况下，人均收入水平对家庭消费水平的影响效应在1%的统计水平上显著为正，人均收入与最低工资标准虚拟变量的交互项系数则在1%的统计水平上显著为负。结果表明，最低工资线家庭人均收入水平的提升对人均消费的拉动作用小于其他家庭。我们进一步在列(2)加入代表户主个人特征和家庭特征的变量，将户主受教育程度和户主职业类型作为虚拟变量加以控制，结果显示，人均收入系数、人均收入与最低工资交互项系数的正负值与显著性与列(1)结果完全相同。列(3)将人均消费占收入比重作为被解释变量，结果显示，收入水平对家庭人均消费占比的影响效应在1%的统计水平上显著为负，最低工资与人均收入交互项系数仍在1%的统计水平上显著为负。类似地，在加入户主特征和家庭特征变量后，关键变量均未发生实质性改变。实证结果反映出了一个重要现象：对处于最低工资线的低收入家庭而言，收入提升对消费的拉动作用呈现出显著的抑制效应，导致人均收入提升对消费的促进效应显著低于其他非最低工资家庭的水平。

表2 最低工资线家庭的消费抑制效应检验结果

实证结果所揭示的现象可能产生的原因在于，一方面，低收入群体面临着相对紧张的信贷约束(杭斌，2008[25]；康书隆等，2017[26])。在原有消费水平能够满足生活需求的情况下，出于对未来收入和消费预期的不确定性，低收入家庭具有更强的预防性储蓄动机，以应对在养老、医疗和教育等方面可能存在的风险与消费需求。另一方面，低收入群体耐用品消费空间较大，最低工资标准的提升改善了低收入群体的生活水平，使最低工资线家庭购买房产、汽车等耐用品的可能性得到提升(Aaronson，2012[5])。耐用品消费的负债与借贷属性对低收入群体原本就相对紧张的信贷约束增加了更大的压力，成为低收入群体进一步抑制消费增长甚至缩减消费的重要动机。综上所述，低收入群体为改善未来生活水平的预防性储蓄行为和改善当期生活水平的耐用品消费行为，成为抑制和缩减自身消费水平的主要原因。

在此基础上，我们进一步使用得分倾向匹配方法进行检验。表3报告了多种匹配方法下是否处于最低工资标准对家庭消费的影响效应。结果证明，按照三种不同方法进行匹配后，最低工资线家庭的人均消费水平均在10%～5%的显著性水平上低于与之相匹配的其他家庭。将被解释变量换为人均消费占可支配收入比例之后，平均处理效应均不显著。

PSM-DID的结果与命题1形成了有效呼应，当包括收入在内的家庭特征足够接近时，最低工资线家庭对自身消费具有明显的抑制甚至缩减效应。这一结果表明：一方面，与其他低收入群体相比，最低工资线家庭由于耐用品消费和预防性储蓄动机的提升，在信贷约束紧张的情况下倾向于挤占家庭消费水平，通过缓慢提升、维持甚至降低消费的方式以增加储蓄或购买耐用品，通过这种方式实现生活水平的改善和提升。另一方面，与表2结论不同的是，表3研究中所选取的控制组是与最低工资家庭在收入、家庭结构和劳动者素质等方面相近的样本，使得实证结论不仅为表2全样本比较下的结果提供支撑，还表明在其他特征相近的情况下，处于最低工资线这一特征对于低收入家庭的消费行为而言同样具有重要影响。最低工资政策本身具有“维持低收入者基本生活水平”的消费行为示范和导向作用。处于最低工资线的家庭既可能形成 “节衣缩食”等仅维持基本生活水平的消费理念和习惯，又存在提升自身财富和房产、汽车等耐用品消费，从而提升社会地位和获得社会认同感的动机。因此，在不考虑家庭特征差异的情况下，最低工资线的示范和引导效应也是抑制最低工资家庭消费水平的重要原因。

表3 最低工资线消费抑制效应的PSM-DID检验结果

(二)消费结构检验结果

为了进一步检验最低工资标准对家庭消费结构的影响，参照国家统计局的消费分类方法，我们将UHS数据按照支出功能分为食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健、交通和通信、教育文化娱乐用品及服务、居住、杂项商品和服务等八个类别进行检验，结果如表4所示。

表4 消费分类下的PSM-DID检验结果

对表4结果的解读分为三个方面：(1)在衣着、交通和通信、杂项商品和服务等容易进行节制和缩减的消费品方面，在各种匹配方法下，家庭人均消费水平均在1%的统计水平上显著为负，由此验证了最低工资线家庭更倾向于主动缩减具备较高弹性、相对非必要的家庭消费品支出。(2)最低工资线家庭在食品、家庭设备用品和服务、教育文化娱乐服务等弹性相对较小、占比相对固定、节制和缩减空间相对有限的消费品方面，呈现出的抑制和缩减特征要明显低于衣着、交通和通信、杂项商品和服务等消费品。(3)在医疗保健和居住这两类对于最低工资家庭而言优先度较高、具备刚性需求的消费品方面，平均处理效应均不显著。值得注意的是，医疗保健和居住消费占比的平均处理效应均在1%～10%的统计水平上显著为正。检验结果证明了最低工资线家庭在面临医疗、居住等不易进行规划和压缩的支出项目时，不仅无法显著降低消费支出水平，还会比高于最低工资线的家庭在同类别消费品支出上占据更高的份额。尤为值得注意的是，医疗保健消费的实证结果可能与“因病致贫”这一重要现象相吻合。贫困与疾病的双重制约很容易导致低收入群体的消费结构向医疗保健的方向过度倾斜，从而造成部分最低工资线家庭医疗保健消费占比的相对提升，形成不利于家庭健康情况与收入能力的恶性循环。因此，运用更为详细的家庭卫生数据对这一问题进行独立和深入的研究，显然是兼具理论与现实意义的重要研究主题。

分类检验结果充分表明，最低工资线家庭会主动缩减衣着、交通和通信、杂项商品和服务等节制空间较大、弹性较高、对于基本生活质量提升不存在直接、显著作用的消费品支出。对于食品、家庭设备用品和服务、教育文化娱乐服务等消费品而言，由于弹性相对较小，对于基本生活质量的改善作用也有所提升，因此相对不易对消费支出进行缩减。而对于居住和医疗等低收入群体存在刚性需求和迫切希望得到改善的消费，最低工资线家庭不仅未呈现显著的抑制效应，反而具有相对促进和提升此类消费的趋势。这一结果既与我国低收入群体的现实情况充分吻合，又验证了命题1的准确性，为表2和表3的结论提供了结构性的有效解读。

(三)2004年《最低工资规定》的影响效应

2004年《最低工资规定》实施后，各地最低工资标准呈现出明显的大幅提升态势，最低工资标准的提升频率也增加为“每两年至少调整一次”，由此引发了全国范围内各地最低工资标准“竞赛式增长”的态势。作为最低工资标准提升的重要政策冲击和时间节点，2004年《最低工资规定》是检验最低工资标准提升实际影响效果、构建“准自然实验”、解决内生性问题的重要条件，在已有的研究成果中得到了广泛的应用。

因此，一方面，在验证了最低工资线家庭消费抑制效应的情况下，为了进一步检验最低工资标准提升对家庭消费水平的实际影响效应，从而使研究结果更加充实和贴合实际，本文拟在2004年《最低工资规定》这一外生政策冲击的基础上，使用DID方法对最低工资提升的消费影响效果进行检验。另一方面，为了验证命题1和命题2的有效性并进一步验证最低工资线抑制效应的真实存在，鉴于PSM方法在控制样本特征上的重要作用，本文拟在对全样本进行DID检验后，进一步对样本进行PSM-DID检验，得到与最低工资家庭特征相近的样本回归结果，以此与DID结果进行对比，从而在验证命题1和命题2准确性的同时，更加充分、全面地探究最低工资提升的消费影响效应。

表5报告了计量模型(3)的估计结果。列(1)～(4)为全样本DID模型的估计结果，当以人均消费为被解释变量时，核心解释变量mw×time的回归系数在10%和5%的统计水平上显著为正，说明相比于全样本下的其他家庭，《最低工资规定》的实施提升了最低工资线家庭的消费水平。当以消费占比为被解释变量时，mw×time的系数均不显著，表明政策实施对最低工资线家庭消费占比的影响相对并不显著。造成这一结果的原因主要在于，一是高收入群体具有相对稳定的消费习惯(贾男和张亮亮，2011[36])，与2004年后最低工资标准的显著提升趋势不同，高收入群体的收入水平在2004年前后并未发生明显的变化，这更促进了高收入群体维持相对稳定的消费水平，使得最低工资标准对低收入群体的消费拉动效应更为明显。二是对于中等收入群体而言，同样具有比低收入群体更加稳定的消费习惯，从而凸显了2004年前后最低工资变动对低收入群体消费的拉动效应。此外，虽然我国中等收入群体具有更高的边际消费倾向，但是也具有明显的消费结构特征(李春玲，2011[41])，与低收入群体存在较大差别，主要体现在以文化娱乐为代表的享受型消费和以教育为代表的发展型消费水平的提升，这也成为中等收入群体消费能力提升的主要原因。相比之下，低收入群体在医疗、住房等刚性需求方面具有更加强烈的改善意愿，维持生活基本所需的消费倾向也要高于中等收入群体改善生活质量的消费倾向，在最低工资标准提升的背景下，更容易表现为消费水平的提升效应。三是根据前文结论得知，与低收入群体相比，最低工资线家庭表现出明显的消费抑制效应，这一效应也导致最低工资标准难以有效促进最低工资线家庭消费水平的相对提升。因此，实证结果证明了相比于中高收入群体，最低工资标准的提升拉动了目标群体的消费水平，且这一促进效应抵消了最低工资群体相比于低收入群体的消费抑制效应，最终表现为2004年《最低工资规定》对于拉动低收入群体消费水平的有效性。值得注意的是，最低工资线家庭的消费结构通胀情况也可能会是导致《最低工资规定》消费带动效应的重要原因。因此，对不同结构类别的消费商品进行校正，得到基于不同视角的多样化与补充性结论，是针对这一问题进行拓展性研究的重要思路。

表5 2004年《最低工资规定》的全样本DID检验结果

列(5)～列(8)汇报了根据家庭收入等重要特征进行得分倾向匹配与处理后的PSM-DID回归结果。可以发现，在分别以人均消费和消费占比作为被解释变量时，除列(4)系数在10%的统计水平上显著为负之外，核心解释变量mw×time的系数均不显著。由此可以得出结论：2004年最低工资规定实施所引发的最低工资水平提升，使得最低工资家庭与同类型的低收入群体相比，消费情况并未发生明显改善。这一结论有效地呼应了前文的实证结果：与状况相似的低收入群体相比，最低工资线家庭出于预防性储蓄动机、耐用品消费动机和最低工资示范效应等影响，具有缩减自身消费水平的倾向。因此，即使在2004年以后最低工资大幅提升的背景下，由于受到相对于其他低收入群体的消费抑制效应的影响，最低工资家庭的消费水平仍无法呈现显著的提升效应。

五、结论与政策建议

最低工资对低收入群体消费水平的实际影响效应，是政府着力提升低收入群体收入、加快低收入群体分享经济增长成果、促进橄榄型社会分配体系形成背景下的重要研究主题。基于此，本文采用1992—2009年UHS样本数据与最低工资数据，对最低工资的消费影响效应进行比较研究后发现，一方面，针对最低工资标准认定问题，最低工资线家庭相比于其他家庭具有更小的边际消费倾向，呈现出明显的消费抑制效应，且按照消费品类别呈现出明显的结构性特征。另一方面，针对最低工资标准提升问题，作为推动最低工资在全国范围实施和快速提升的重要节点，2004年《最低工资规定》的实施使得最低工资线家庭消费增长水平显著高于全样本下的其他家庭，却并未显著高于与其特征相似的低收入家庭。实证结果与本文的理论模型形成了有效呼应：在最低工资提升的背景下，低收入家庭的必要消费支出、耐用品投资支出和预防性储蓄动机共同组成了最低工资对消费双重影响效应的内在机制。

本文研究结论可能带来的启示在于：第一，在最低工资标准的制定过程中，除考虑本地区当地城镇居民生活费用支出、职工个人缴纳社会保险费、住房公积金、职工平均工资、失业率、经济发展水平等整体性一般指标之外，为了进一步提升最低工资对消费的拉动效应，还应分类考察中高水平收入群体、低收入群体(高于最低工资线)和最低工资线群体的消费水平，通过综合比较地区异质性收入群体的消费特征，最终确定能够最大程度提升消费的最低工资阈值和最优水平。第二，为了更好地发挥最低工资标准拉动消费的政策预期，政府需要从储蓄和消费观念转型方面进一步引导和激发低收入群体的消费潜力，同时为了充分顺应以耐用品消费为代表的低收入群体消费多样化、生活质量改善等趋势，政府还应考虑出台放宽低收入群体信贷约束、鼓励和支持低收入群体消费升级等政策，从而积极配合和保障最低工资的消费带动作用。第三，应进一步降低低收入群体医疗、住房等刚性需求消费成本，持续“解绑”，改善低收入群体紧绷的信贷约束条件，支持和引导低收入群体消费流向多元化和高端化领域。