最低工資政策的健康效應(yīng)存在嗎？
——來自中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)

段志民

一、引 言

最低工資政策及其效果評估是社會科學(xué)研究中長盛不衰的重要議題。長期以來，研究焦點集中在最低工資政策與工資水平、勞動就業(yè)及貧困等經(jīng)濟指標(biāo)的關(guān)系(國艷敏，2009；Autor 等，2016)，最低工資政策的非經(jīng)濟影響尚未得到足夠重視。近年來，最低工資政策的健康效應(yīng)吸引了國外學(xué)者的高度關(guān)注，尤以最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對低收入者的健康影響最受矚目(Cotti 和 Tefft，2013；Wehby 等，2016；Reeves 等，2016；Horn等，2017；Lenhart，2017)。在健康中國戰(zhàn)略提出的背景下，如何有效改善人民健康日益成為我國學(xué)界關(guān)注的焦點。從健康供需視角看，健康改善不僅取決于醫(yī)療體系和社會保障體系等供給力量，也受制于勞動力市場政策引致的健康需求變化。鑒于最低工資政策是勞動力市場的一項重要制度，深入探討其健康效應(yīng)具有重要現(xiàn)實意義。

從理論上講，最低工資政策可經(jīng)由收入水平和時間成本兩條路徑影響低技能勞動者健康，但其方向與強度均尚難確定。一方面，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升有利于勞動者健康狀況改善:最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升直接導(dǎo)致勞動者收入增加，令其可承擔(dān)更多健康支出(Aaronson 等，2012)；同時，相對收入地位提高有助于緩解低收入群體的壓力和沮喪情緒(Wilkinson，1997)。然而，另一方面最低工資上漲也會導(dǎo)致勞動者用于健康或休閑的時間成本上升，減少其參加鍛煉或其他有益身心健康活動的頻率(Lenhart，2017)，進而對勞動者健康有不利影響。兩方面作用方向相反，孰為主導(dǎo)，難以預(yù)判。為明確揭示最低工資政策對健康的凈效應(yīng)，必須借助實際數(shù)據(jù)進行驗證。

國外針對最低工資政策健康效應(yīng)的經(jīng)驗研究比較豐富。首先，從綜合健康角度，大多數(shù)文獻均證實最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升可顯著降低勞動力自報健康為較差的概率(Averett等，2017)，同時也可降低底層群體和新生兒的死亡率(Wehby 等，2016)。然而，Horn等(2017)在利用美國 1993—2014 年低技能勞動力的自報健康數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，并沒有足夠證據(jù)證明最低工資政策的健康改善效應(yīng)存在。其次，從生理健康角度，有研究發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升在提高成年人體重的同時，亦有利于降低肥胖發(fā)生率(Cotti和Tefft，2013)，但因未用更多維的生理健康指標(biāo)，其說服力受到很大限制。同時，Reeves 等(2016)也發(fā)現(xiàn)最低工資政策對降低成年人罹患慢性病的作用不甚明顯。再次，從心理健康角度，部分研究表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升能有效減少心理疾病發(fā)生率(Reeves 等，2016；Lenhart，2017；Horn 等，2017)，但 Kronenberg 等(2015)則稱最低工資政策并不能夠緩解低技能勞動力的心理問題。可見，現(xiàn)有研究關(guān)于最低工資政策的健康改善效應(yīng)遠(yuǎn)未達成共識。Averett 等(2017)和 Horn 等(2017)明確給出最低工資政策的健康效應(yīng)存在異質(zhì)性的證據(jù)，并將其視為已有研究結(jié)論存在差異的潛在原因。最后，關(guān)于最低工資政策影響健康的作用機制，盡管有部分文獻分別從煙酒類消費(Adams 等，2012)、醫(yī)療服務(wù)利用(McCarrier 等，2011)和醫(yī)療保險購買(Simon 和Kaestner，2004)等角度予以了探討，但沒有在綜合框架內(nèi)作全面分析。Lenhart(2017)利用 1999 年英國提升最低工資標(biāo)準(zhǔn)作為準(zhǔn)自然實驗，采用雙重差分法分析最低工資政策對低技能勞動者自評健康的影響，其使用標(biāo)準(zhǔn)的因果推斷技術(shù)評估政策效果的做法值得借鑒。但以上研究都針對發(fā)達國家樣本，考慮到發(fā)展中國家最低工資政策的執(zhí)行力度和實施效果存在差異(葉林祥等，2015)，我國最低工資政策的健康效應(yīng)值得深入開展專題研究。據(jù)筆者所見，國內(nèi)尚無專門探討最低工資政策與勞動者健康關(guān)系的研究。

我國的最低工資政策自 1994 年開始在全國范圍實施，由省級政府負(fù)責(zé)制定自身的標(biāo)準(zhǔn)。隨著時間推移，最低工資標(biāo)準(zhǔn)不斷提升，其執(zhí)法力度也不斷加強。勞動和社會保障部2004 年頒發(fā)的《最低工資規(guī)定》，有力推動了最低工資制度實施，其要求最低工資標(biāo)準(zhǔn)每兩年至少調(diào)整一次、但各地調(diào)整時間不必同步。以此觀之，我國省際最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的時間差異與幅度差異為考察最低工資政策的健康效應(yīng)提供了重要的外生變異來源。有鑒于此，本文立足我國最低工資政策實踐，利用CGSS2010—2015 年微觀調(diào)查以及同期各省最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)，使用雙重差分法揭示最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對我國勞動者健康狀況的影響，并對相關(guān)影響機制進行探討。此外，為驗證結(jié)論的可靠性，本文分別從證偽視角、方法視角、指標(biāo)視角和作用渠道視角作了相對翔實且細(xì)致的穩(wěn)健性檢驗。

在已有文獻基礎(chǔ)上，本研究的邊際貢獻體現(xiàn)在三方面:第一，在研究視角上，不同于國內(nèi)已有文獻主要關(guān)注最低工資政策對就業(yè)、工資或貧困等經(jīng)濟指標(biāo)的影響，本文從健康的視角考察了我國最低工資政策的非經(jīng)濟影響，豐富了以我國最低工資政策為研究對象的相關(guān)文獻；第二，在研究數(shù)據(jù)和方法上，基于我國較長時期的最低工資和微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，利用雙重差分法和細(xì)致的穩(wěn)健性檢驗試圖剝離同時期其他因素可能對估計結(jié)果的影響，從而更為可信地得到最低工資政策健康效應(yīng)的證據(jù)；第三，在研究指標(biāo)上，鑒于健康狀況的復(fù)雜性和多面性，選擇低收入勞動者的綜合健康、生理健康和心理健康的多項指標(biāo)，更為全面地考察了最低工資政策對勞動者健康狀況的影響，同時從健康行為和經(jīng)濟狀況感知角度，在一個相對統(tǒng)一的框架下通過選擇相應(yīng)指標(biāo)作深入分析，充分闡釋了最低工資政策健康效應(yīng)的作用機制。

二、理論框架

20 世紀(jì)60 年代以來，作為人力資本重要構(gòu)成要素的健康，其個體差異逐漸引起學(xué)者們的關(guān)注。早期研究即已探討健康差異的成因(Adelman，1963)，但并未形成統(tǒng)一的理論框架，尤其是沒有建立邏輯自洽的行為模型解釋健康形成過程。Grossman(1972)開創(chuàng)性地將健康作為一種耐用資本，據(jù)以構(gòu)建個體對健康產(chǎn)品的需求模型。其假設(shè)個體在出生時擁有特定的健康稟賦，在偏好、收入和健康生產(chǎn)函數(shù)形式給定的前提下，通過選擇各期健康投資和其他商品需求的組合，最終實現(xiàn)終身效用最大化。該模型消除了健康差異分析中理論與經(jīng)驗之間的隔閡，解釋了個體在健康資本供需曲線上的差異(王曲和劉民權(quán)，2005)。盡管其部分假設(shè)過于簡化(如個體可預(yù)見自身死亡時間等)，仍不失為考察最低工資政策健康效應(yīng)的理論基礎(chǔ)。本文將其作為后續(xù)理論與經(jīng)驗分析的邏輯起點。

本文沿用 Grossman(1972)將健康作為存量指標(biāo)的做法。在個體健康稟賦不受最低工資政策影響的前提下，當(dāng)前的健康狀況主要決定于各期追加的健康投資和健康折舊率。其中，健康投資主要依賴于收入水平的高低，較高的收入可帶來更高質(zhì)量的健康投資(Hoynes 等，2015)；而健康折舊率則取決于個體的健康行為和心理舒適度(Parsonage 和 Neuburger，1992)。顯然，盡管健康投資可為健康的存量提供重要動能，但健康投資的效率受折舊率所制約。因此，最低工資政策在提高低收入群體收入水平從而影響健康之際，其對個體健康行為和心理感知的影響則直接決定最低工資政策對個體健康的作用效果。考察其主要作用路徑，可提煉為三個理論假說。

首先，最低工資政策可通過提高個體收入水平對健康產(chǎn)生直接影響。收入是健康的重要影響因素，低收入群體長期受多種不利因素的累積，且在醫(yī)療服務(wù)獲取能力上處于弱勢，進而引發(fā)健康狀態(tài)惡化。最低工資政策主要影響低收入群體的勞動力市場表現(xiàn)，能顯著提升其收入(Neumark 和 Wascher，2004)，進而改善其健康水平。在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升引致的同等收入增量的前提下，初始收入越低的個體，其健康改善效果越明顯(王曲和劉民權(quán)，2005)。由此，得到第一點假說。

假說一:與高收入群體相比，低收入群體的健康狀況受最低工資政策的正向影響更大。

其次，最低工資政策可影響個體的健康行為，進而影響生理健康。最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高后，低收入勞動者的收入會得以增加，而收入水平直接決定著個體的健康行為(王曲和劉民權(quán)，2005)，最低工資政策會通過影響收入從而改變勞動者行為(如生活方式、體育鍛煉、飲食和居住條件等)。鑒于健康是一種正常品，隨著收入增加，個體會相應(yīng)提高健康投資。對某些個體而言，煙酒類商品消費也會隨收入增加而增多，但只要健康的收入彈性足夠大，個體對此類有損健康的商品消費會相應(yīng)減少(Hoynes 等，2015)。據(jù)此，提出第二點假說。

假說二:最低工資政策可通過改善個體健康行為產(chǎn)生正向健康效應(yīng)。

最后，最低工資政策可影響個體對自身相對經(jīng)濟狀況的感知，進而影響心理健康。相對收入假說表明，盡管個體在意其絕對收入，但對與他人相比的相對收入更為敏感。在與工作群體比較時，那些因最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升而失業(yè)的個體會產(chǎn)生更強烈的相對剝奪感，導(dǎo)致自身健康狀況惡化(Horn 等，2017)。此外，相對收入水平還與生活壓力感知息息相關(guān)，生活壓力會造成個體心理負(fù)擔(dān)加重，并引起心理疾病和全身循環(huán)系統(tǒng)病癥(Lenhart，2017)。因此，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升可有效改善低技能勞動者的經(jīng)濟壓力和生活壓力，進而降低個體產(chǎn)生心理疾病的可能性(Reeves等，2016)。為此，給出第三點假說。

假說三:最低工資政策可通過改善個體相對收入和生活壓力感知產(chǎn)生正向的健康效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)與實證策略

（一）數(shù)據(jù)說明

本文的數(shù)據(jù)主要來自中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)庫。CGSS 數(shù)據(jù)庫涵蓋了豐富的人口統(tǒng)計學(xué)和社會經(jīng)濟特征，已成為研究中國社會經(jīng)濟問題最重要的數(shù)據(jù)來源之一。本文考察最低工資政策對個體健康狀況的影響，而2010 年以前的CGSS 涉及的個體健康信息極為匱乏，因此最終選用2010—2015 年的調(diào)查數(shù)據(jù)。

考慮到最低工資政策主要影響勞動力市場內(nèi)的低收入群體，根據(jù)研究目的對數(shù)據(jù)庫做兩方面處理。是否處于勞動力市場較易確認(rèn)，本文保留處于法定工作年齡且在職的樣本，男性和女性工作年齡分別設(shè)為16 歲～60 歲和16 歲～55 歲。低收入群體界定相對困難。賈鵬和張世偉(2013)發(fā)現(xiàn)最低工資提升可對處于最低工資 1.5 倍以下的勞動力群體產(chǎn)生溢出效應(yīng)，劉柏惠和寇恩惠(2017)則認(rèn)為最低工資的溢出效應(yīng)可延至工資分布的 40%分位。本文審查樣本數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，工資分布 40%分位的工資水平均在各省最低工資的1.5 倍以內(nèi)，經(jīng)權(quán)衡以工資分布40%分位以下界定低收入群體。此外，對部分關(guān)鍵信息缺失的樣本也予以剔除，最終保留11963 個適齡低收入勞動力樣本。

本文主要以自評健康刻畫健康狀態(tài)，分別采用序數(shù)變量和二元變量的形式。自評健康狀況來自“您覺得您目前的健康狀況如何”的受訪者回答結(jié)果，按照“很不健康、比較不健康、一般、比較健康、很健康”依次賦值為 1～5。考慮到自評健康在諸取值等距的假設(shè)存在潛在風(fēng)險，同時生成虛擬變量區(qū)分是否“健康較好”，具體將比較健康和很健康合為一組(取值為 1)，其他等級視為一組(取值為 0)①類似于此的二分類健康變量在健康經(jīng)濟學(xué)文獻中被廣泛使用(Humphreys 等，2014)。另外，為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，除了正文中報告的健康虛擬變量的劃分標(biāo)準(zhǔn)外，我們還采用了其他多種的劃分標(biāo)準(zhǔn)，如將“良好”作為一組，包括一般、比較健康和很健康，其他作為另一組，發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果與報告的結(jié)果相似。。本文利用自評健康作為健康水平的代理變量，盡管有失主觀，但在一定程度上自評健康往往比客觀指標(biāo)準(zhǔn)確。究其原因，其不僅是最為全面的指標(biāo)，而且反映個體對自身現(xiàn)有復(fù)雜疾病程度的認(rèn)知和判斷，甚至還能反映已有癥狀但尚未被診斷出的疾病(Humphreys 等，2014)。另外，鑒于自評健康是客觀健康與主觀心理健康的綜合體(潘杰等，2013)，要得到最低工資政策對健康的具體影響，有必要進一步區(qū)分生理健康和心理健康。為此，本文用基于“過去一個月由于身體狀況較差影響工作或日常活動的頻繁程度”和“體重指數(shù)(BMI)與理想值之差的絕對值”作為生理健康狀況的度量②鑒于體重指數(shù) BMI 是典型的適度指標(biāo)，適宜區(qū)間為[18.5，24]，因此本文以 22 為理想值，用“實際值與理想值之差的絕對值”作為個體生理健康指標(biāo)的度量。；用“過去一個月，感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度”和“過去的一個月您是否感覺充滿活力”的匯報結(jié)果作為心理健康狀況的度量。

根據(jù) Grossman(1972)的理論模型，由于最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升，個體追加( t- 1期)健康投資，并對t 期健康狀況產(chǎn)生影響。因此，本文選擇滯后1 期的最低工資標(biāo)準(zhǔn) lnmwt-1作為核心解釋變量③需要注意的是，國內(nèi)研究普遍根據(jù)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的執(zhí)行時間長短進行加權(quán)平均，作為當(dāng)年的整體平均最低工資。為突出最低工資標(biāo)準(zhǔn)在各地的調(diào)整幅度差異和調(diào)整時間差異，本文沒有采用上述做法。。考慮到 CGSS 一般在暑期進行調(diào)查，本文所使用的最低工資標(biāo)準(zhǔn)均選取各地區(qū)上年度 7～8 月份所執(zhí)行的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，具體來自各省區(qū)人力資源與社會保障部門官方網(wǎng)站及最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整通知。同時，本文還對一系列個體特征進行控制，包括性別gender(男性為 1)、年齡age、受教育程度educ、戶籍hukou(城鎮(zhèn)為1)、民族nation(漢族為 1)、婚姻狀況marital(在婚為 1)和醫(yī)療保障類型medicare(無任何醫(yī)保為 0，城居保/新農(nóng)合為 1，商業(yè)性醫(yī)療保險為 2，兩類保險均有為 3)等。Becker 和Tomes(1976)認(rèn)為家庭預(yù)算約束和家庭資源內(nèi)部分配是影響個體健康的關(guān)鍵性因素，表現(xiàn)為收入越高的家庭分配給家庭成員進行健康投資的經(jīng)濟能力越強，因而家庭成員的健康水平就會越高。因此，本文還對人均家庭收入lnpinc 予以控制。

盡管目前主流文獻均認(rèn)為最低工資標(biāo)準(zhǔn)的制定基本不受個體健康狀況的影響(Averett 等，2017；Horn 等，2017)，然而我國各地政府在制定最低工資標(biāo)準(zhǔn)時往往也會基于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)居民生活費用支出、職工平均工資、職工個人繳納的社會保險費、住房公積金等因素綜合考慮，而這些因素均會對居民健康產(chǎn)生重要影響(Deaton，2013)。為此，進一步控制滯后 1 期的地區(qū)相關(guān)特征，包括地區(qū)發(fā)展水平ln pgdpt-1(對數(shù)人均 GDP)、地區(qū)平均工資 lna waget-1(對數(shù)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資)、市場化程度 marke tt-1(非國有企業(yè)就業(yè)量/總就業(yè)量)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) industryt-1(非農(nóng)產(chǎn)業(yè)增加值/GDP)、醫(yī)療水平 medilevt-1(每萬人擁有的醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù))、空氣質(zhì)量(空氣質(zhì)量達到二級及以上的天數(shù)占全年的比例)①由于我國空氣質(zhì)量監(jiān)測以城市為主，缺少省域?qū)用娴目諝赓|(zhì)量監(jiān)測數(shù)據(jù)，本文利用生態(tài)環(huán)境部公布的城市空氣質(zhì)量日報數(shù)據(jù)，并根據(jù)《大氣污染物綜合排放標(biāo)準(zhǔn)(GB 16297-1996)》統(tǒng)計出各城市每年空氣質(zhì)量達到二級標(biāo)準(zhǔn)及以上的天數(shù)，在計算其占全年總天數(shù)比例的基礎(chǔ)上，再通過城市年末常住人口為權(quán)數(shù)進行加權(quán)平均從而得到省域年度空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)。、平均受教育水平peduct-1(勞動力平均受教育年限)和城市化率 urbanizt-1(城鎮(zhèn)人口占年末常住人口的比例)等。其中，除空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)來自中華人民共和國生態(tài)環(huán)境部網(wǎng)站外，其余特征變量數(shù)據(jù)均來自各省相應(yīng)年份的統(tǒng)計年鑒。地區(qū)層面的變量均以2009 年為基期，利用各地CPI 指數(shù)進行價格調(diào)整。主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表1。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計分析

續(xù)表1

樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果表明，我國低收入群體的平均健康狀況處于一般健康和比較健康之間，擁有較好健康狀態(tài)的比例為 59%。結(jié)合生理健康和心理健康指標(biāo)可知，心理層面的健康狀況可能是制約我國低收入群體健康改善的主要原因。在將樣本按所在地是否調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)予以區(qū)分的基礎(chǔ)上，可以看到當(dāng)樣本所在地調(diào)整了最低工資標(biāo)準(zhǔn)后，適齡低收入勞動力群體的綜合健康狀況、生理健康狀況和心理健康狀況均有明顯改善。然而，描述性統(tǒng)計分析只能揭示簡單的對比結(jié)果。進一步將各地相鄰年份的最低工資標(biāo)準(zhǔn)和平均健康狀況進行差分，以期消除不隨時間變化的地區(qū)固定效應(yīng)，然后以散點圖揭示二者關(guān)系。圖1 顯示，兩者呈正相關(guān)關(guān)系，最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整以后適齡低收入勞動力群體的健康狀況有所改善；最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的幅度越大，低收入群體的健康水平提升越明顯。

總之，就健康狀態(tài)而言，調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)樣本，平均而言優(yōu)于未調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)。但簡單比較無法說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升與健康狀況改善存在因果關(guān)系，有待進一步用更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶嵶C方法進行考察。

圖1 最低工資標(biāo)準(zhǔn)與平均健康狀況關(guān)系

（二）實證策略

在Grossman(1972)理論模型基礎(chǔ)上，本文運用多期雙重差分法揭示最低工資標(biāo)準(zhǔn)對健康狀況的因果效應(yīng)。實證模型設(shè)定如下:

其中，h ealthijt表示地區(qū) j 中個體i 在時期t 匯報的健康狀況，l nmwjt-1為 j 地區(qū) t-1時期的對數(shù)最低工資。具體將 t- 1期 7 月份前調(diào)整了最低工資標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)作為處理組，同期未調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)作為控制組，從而允許各地區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整幅度和調(diào)整時間存在差異。為保證雙重差分識別方法中的平行趨勢假設(shè)盡可能成立以避免估計結(jié)果存在高估的可能性，本文還對個體特征Xijt、地區(qū)特征Zjt-1、地區(qū)固定效應(yīng) δj和時間固定效應(yīng)ηt加以控制。此外，參考Angrist 和Pischke(2015)的做法，在回歸中加入地區(qū)特定的時間趨勢項 θjt檢驗共同趨勢假說，其好處是允許最低工資標(biāo)準(zhǔn)在不同地區(qū)具有不同的軌跡，從而得到更純凈的因果效應(yīng)。

進一步，為放松雙重差分方法關(guān)于平行趨勢假設(shè)的要求，同時也為消除諸如地區(qū)層面醫(yī)療或醫(yī)保政策等遺漏變量的影響，本文選擇三重差分方法以得到更為干凈的估計結(jié)果。該方法要求作為對照組的群體不能受到最低工資政策影響，即滿足SUTVA(stable unit treatment value assumption)條件，即要求個體的潛在結(jié)果不會因為其他個體是否接受處理而不同。本文研究中，考慮到我們僅選取適齡低收入勞動力作為分析的樣本，因而為采用三重差分識別策略提供了便利。具體地，我們選擇兩組完全不受最低工資政策影響的群體并分別回歸:第一組群體為 70 歲以上的退休人員，第二組為工資水平處于收入分布 80%分位以上的適齡高收入勞動力群體①本文分別利用 70 歲以上退休群體和適齡較高收入群體作為分析樣本，利用最低工資標(biāo)準(zhǔn)作為核心解釋變量，以工資水平作為被解釋變量，同時對所有控制變量加以控制，均得到了不顯著的回歸結(jié)果。其中，70歲以上退休群組的回歸系數(shù)為-0.072，t 值為-0.13；適齡較高收入群組的回歸系數(shù)為0.035，t 值為0.64。以上結(jié)果表明，本文選擇的這兩個群組基本不受最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的影響。。考慮到最低工資標(biāo)準(zhǔn)在時間和地區(qū)兩個維度均為動態(tài)變化，可以通過三重差分法剝離地區(qū)間的固定差異。構(gòu)建模型如式(2)所示，其中 Groupi表示個體i 所屬群組，如果個體i 屬于適齡低收入勞動力群組，則取值為1，如果屬于其他兩個群組，則取值為0。

需要說明，鑒于在選擇不同的控制變量進入模型時，非線性模型的估計結(jié)果不可比(Maclean 等，2014)；并且在固定效應(yīng)模型中，Probit 或Logit 模型極易受冗余參數(shù)問題的困擾(Greene，2004)②Ferrer-i-Carbonell 和Frijters(2004)等也指出，當(dāng)因變量為心理測評類的等級指標(biāo)時，使用如有序Logit 模型或Probit 模型等非線性模型得到的估計結(jié)果與線性概率模型的回歸結(jié)果相差不大，但線性概率模型的回歸結(jié)果更易于解釋，因此在健康經(jīng)濟學(xué)文獻中線性概率模型的使用相對更為普遍。。因此，本文遵循已有研究的實證思路，僅對線性概率模型進行估計。最后，本文統(tǒng)一將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)層面。

四、實證結(jié)果

（一）最低工資對綜合健康狀況的影響

作為分析的起點，本文首先考察最低工資政策對綜合健康狀況的影響。表 2 報告了模型(1)的估計結(jié)果。其中，第(1)～(3)列的因變量為五級量表度量的綜合健康狀況，第(4)～(6)列的因變量為健康是否較好的虛擬變量。

表2 最低工資對綜合健康的影響

續(xù)表2

表2 第(1)列的估計結(jié)果顯示，在對省份固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和地區(qū)特定的時間趨勢予以控制后，最低工資政策顯著改善了適齡低收入勞動力的健康狀況，同時提高了其健康狀況較好的概率。具體而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每提升 1%，適齡低收入勞動力的綜合健康狀況平均將提高 0.217 個單位，落入健康較好行列的概率平均提高 0.069個百分點。在加入個體特征和地區(qū)特征后，估計系數(shù)雖有降低，但影響方向并未發(fā)生變化(如表 2 第(2)列和第(5)列所示)。這意味著，最低工資政策的健康改善效應(yīng)在我國適齡低收入勞動力群體中是存在的。此外，在最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的處理組定義中，我們是將上年度 7 月份前即調(diào)整了最低工資標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)作為處理組，而考慮到年度內(nèi)各地區(qū)調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)的月度存在較大差異，若將調(diào)整月份較晚的省份排除在當(dāng)年的處理組之外，就可能難以準(zhǔn)確評估最低工資政策健康效應(yīng)。基于此，本文將上年度調(diào)整過最低工資標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)全部作為處理組并重新回歸。表 2 的第(3)列和第(6)列的估計結(jié)果顯示，最低工資政策的健康改善效應(yīng)依然顯著為正，證實了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。以上分析結(jié)果為假說一的成立提供了初步的經(jīng)驗證據(jù)。

控制變量的估計結(jié)果也都符合預(yù)期。具體而言，男性的自評生理健康狀況普遍好于女性，這是因為女性在匯報自評健康時傾向于報告更多的健康問題，同時由于生理方面的原因，女性更容易受到疾病的侵襲(McDonough 和 Walters，2001)。鑒于隨著年齡增長，健康資本折舊率逐漸增加，年齡越大其健康狀況也會越差。教育對健康則具有顯著的改善效果，受教育程度越高，越懂得合理利用現(xiàn)有資源以獲得更大的健康產(chǎn)出，同時教育亦能提高健康知識的獲取能力，從而運用醫(yī)療衛(wèi)生保健知識維護自身健康的能力越強(程令國等，2014)。相比于農(nóng)村適齡低收入群體而言，城鎮(zhèn)適齡低收入群體的健康水平更高，可能的原因在于農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療條件和醫(yī)療資源非常缺乏，醫(yī)療服務(wù)可及性也遠(yuǎn)不及城鎮(zhèn)地區(qū)(吳曉瑜和李力行，2014)。家庭經(jīng)濟狀況越好，個體健康狀況越佳，明確支持 Becker 和 Tomes(1976)的觀點。此外，經(jīng)濟越發(fā)達、空氣質(zhì)量越好、平均工資和醫(yī)療水平越高的地區(qū)，居民健康狀況也越好，在學(xué)術(shù)界已有普遍共識(Deaton，2013)。

（二）最低工資對生理和心理健康的影響

以下分別從生理健康和心理健康角度分析最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的影響，表 3 匯報了相應(yīng)的回歸結(jié)果。從對更多健康指標(biāo)的估計結(jié)果看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升無論是對適齡低收入勞動力的生理健康狀況還是心理健康狀況都具有顯著的改善效果。一方面，從生理健康的角度來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每提升1%，能夠使得個體工作或日常活動受某些身體傷害影響的頻繁程度平均降低0.151 個單位①需要說明的是，“工作或日常活動受影響的頻繁程度”和“心情抑郁或沮喪的頻繁程度”均為反向指標(biāo)，1表示總是受影響，5 表示從不受影響，因此需作與系數(shù)符號相反的解釋。，體重指數(shù)與理想值偏差的絕對值則平均下降 0.59%。此外，考慮到低收入勞動力群體更可能遇到的問題是體重指數(shù)過輕，而這顯然并非健康的征兆，為此本文將體重指數(shù)低于 18.5 定義為體重指數(shù)過輕，并將其賦值為 1，其余賦值為 0。將體重指數(shù)過輕作為被解釋變量的回歸結(jié)果顯示，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升能夠降低體重指數(shù)過輕的發(fā)生率，表明最低工資政策確實有利于適齡低收入勞動力群體生理健康水平的改善。

另一方面，從心理健康的角度來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每提升 1%，適齡低收入勞動力感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度平均下降 0.149 個單位，感覺充滿活力的頻繁程度則平均顯著上升 0.247 個單位。《世界健康報告 2001》曾指出，低收入群體更容易罹患心理疾病，表現(xiàn)為收入處于后 25%的人群出現(xiàn)抑郁或焦慮紊亂等疾病的比例為收入處于前 25%群體的 1.5 倍至 2 倍，因此低收入群體的心理健康問題不容忽視。本文的估計結(jié)果證實，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升引起的收入增加有助于降低罹患心理疾病的可能性，因此最低工資政策可作為保護低收入群體心理健康的重要手段。總體而言，最低工資政策對健康的正向影響體現(xiàn)在生理健康與心理健康兩大層面，且對心理健康的正向影響相對更為明顯。

表3 最低工資對生理和心理健康的影響

（三）最低工資對城鄉(xiāng)居民健康的差異化影響

相比于城鎮(zhèn)勞動者，較低的知識和技能水平是農(nóng)村勞動力和流動勞動力的顯著特征，而這直接決定了三類群體職業(yè)類型和工資收入的分化。農(nóng)村勞動力受限于就業(yè)機會的選擇，只能從事收入較低的工作，而流動勞動力盡管在城鎮(zhèn)可獲得相對較高的工資收入，但依然處于職業(yè)階梯的底端(吳曉瑜和李力行，2014)。因此，由最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升所引致的收入增加對三類勞動力群體的健康狀況改善應(yīng)該具有差異化影響。為明確這一問題，本文在將勞動力群體區(qū)分為城鎮(zhèn)勞動力、農(nóng)村勞動力和流動勞動力的基礎(chǔ)上，分別考察最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的健康改善效應(yīng)，估計結(jié)果如表 4 所示。結(jié)果顯示，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對流動勞動力和農(nóng)村勞動力綜合健康狀況改善的影響強于城鎮(zhèn)勞動力，至于其中緣由，以下將從生理健康和心理健康兩個方面進行解釋。

從生理健康指標(biāo)來看，流動勞動力受益于最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的健康改善效果最好，其次是農(nóng)村勞動力，城鎮(zhèn)勞動力的健康改善效果并不顯著。具體地，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每提升 1%，將使得流動勞動力工作或日常活動受某些身體傷害影響的頻繁程度平均下降0.392 個單位，農(nóng)村勞動力則平均下降0.183 個單位。由于流動勞動力的工資收入較低，因此由最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升導(dǎo)致的收入增加更為明顯，增強了其改善身體健康的動機，同時得益于豐富的城市醫(yī)療資源，流動勞動力在身體出現(xiàn)問題時更可能尋求到更好的醫(yī)療服務(wù)。相比較而言，盡管農(nóng)村勞動力可獲得同樣明顯的工資收入提升，但相對匱乏的農(nóng)村醫(yī)療資源則限制了其生理健康從中獲益，因而改善效果較流動勞動力稍低。然而，城鎮(zhèn)勞動力的生理健康并不受最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升的影響，主要是因為城鎮(zhèn)居民患高血壓、高血脂或糖尿病等慢性病的可能性更大(牛建林，2013)，而這顯然無法因最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升而得以改善。

從心理健康指標(biāo)來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每提升1%，可使農(nóng)村勞動力心情抑郁或沮喪的頻繁程度平均下降0.416 個單位，而流動勞動力則平均下降0.225 個單位，但城鎮(zhèn)勞動力的心理健康改善效果不甚顯著。相比于城鎮(zhèn)勞動力群體，農(nóng)村勞動力和流動勞動力群體的工資收入普遍較低，因而由最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升所帶來的收入改善也會更加明顯，因此農(nóng)村勞動力和流動勞動力從最低工資政策中的獲得感也會更強。此外，最低工資標(biāo)準(zhǔn)不斷提升也可對農(nóng)村勞動力和流動勞動力對后期工資收入的持續(xù)增加形成良好預(yù)期，并從中得到更好的心理感受。然而，盡管城鎮(zhèn)勞動力亦能從最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升中獲益，但無法在城鎮(zhèn)勞動力市場上形成更高的相對收入感知，不僅如此，在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后，城鎮(zhèn)低端勞動力也面臨著工作節(jié)奏加快以及潛在失業(yè)的風(fēng)險(葉林祥等，2015)，因此城鎮(zhèn)勞動力的心理健康狀況受最低工資政策的正向影響較弱。

表4 最低工資對不同群體健康的差異化影響

續(xù)表4

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 證偽檢驗

為獲得可信結(jié)論，必須排除存在如下巧合的可能:在調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)中，個體的健康水平可能已由其他原因而改善，最低工資政策的健康效應(yīng)僅由虛假回歸所致。為此，選擇以下方式做證偽檢驗。首先，慢性病或長期健康問題在短期內(nèi)應(yīng)該不會受到最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升引致的收入增加的影響(Lenhart，2017)。利用問卷中“您是否患有慢性病或有長期的健康問題”這一調(diào)查項目，將其作為被解釋變量進行回歸，結(jié)果見表5 第2 列。其次，70 歲以上退休老齡群組和適齡較高收入群組幾乎不受最低工資政策的影響，將這兩個群組分別作為分析樣本重新回歸，結(jié)果如表5 第3～8 列所示。

表5 證偽檢驗結(jié)果

需要說明，選取健康指標(biāo)時，表 5 僅列示了綜合健康狀況而未列示健康是否較好指標(biāo)的回歸結(jié)果，同時僅以“影響工作或日常活動的頻繁程度”反映生理健康狀況、以“感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度”反映心理健康狀況①事實上，以健康是否較好度量健康狀況、以 BMI 指數(shù)度量身體健康狀況和以是否感覺充滿活力作為心理健康狀況的度量指標(biāo)，回歸估計得到的結(jié)果基本與表5 的估計結(jié)果一致。限于篇幅，未予列出。。結(jié)果顯示，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對適齡低收入勞動力群體的慢性病或長期健康沒有影響；70 歲以上退休老齡群組和適齡高收入群組中，也未發(fā)現(xiàn)最低工資政策健康效應(yīng)存在的證據(jù)。因此，可明確排除前述最低工資政策健康效應(yīng)緣于巧合的可能。

2. 三重差分法再估計

即使控制了時變的地區(qū)特征、固定效應(yīng)和地區(qū)特定的時間趨勢，上述研究結(jié)論是否仍然會因為遺漏掉重要的地區(qū)特征而使得估計得到的因果效應(yīng)受到影響？尤其是近年來我國的醫(yī)保政策正在逐步完善，而這顯然對健康具有重要影響。為驗證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別引入 70 歲以上退休老年群體和工資水平處于工資分布 80%分位以上的適齡高收入群體作為對照組作三重差分，估計結(jié)果如表6 所示。

表6 三重差分的估計結(jié)果

三重差分估計結(jié)果中，重點關(guān)注交互項 lnm wt-1×unretire 和 lnm wt-1×lowage 的系數(shù)。無論是相比 70 歲以上退休老齡群組還是相比于適齡高收入群組，最低工資政策對適齡低收入群組的健康狀況確實有明顯改善，交互項系數(shù)都在1%的顯著性水平上顯著，且在綜合健康、生理健康和心理健康層面均成立。

3. 重新界定低收入群體

據(jù)保守測算，加班員工占全部企業(yè)員工的比例高達 41.3%以上，超時勞動在我國相對較為普遍，且在受教育程度較低、工作經(jīng)驗較少的低收入群體中更為常見(葉林祥等，2015)。同時，過長的勞動時間又將加速勞動力的健康折舊，因而對健康狀況會造成極大損害(王瓊和葉靜怡，2016)。更為重要的是，我國《最低工資規(guī)定》沒有明確具體的勞動時間限制。因此，在最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后，雇主很可能會通過延長工作時間來抵消由最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升所增加的勞動成本。這顯然會部分抵消最低工資政策的健康效應(yīng)。為此，本文將勞動時間納入分析框架，通過計算勞動力的小時工資并以此作為劃分低收入勞動力的依據(jù)。同前文一致，將處于小時工資分布 40%以下的勞動力群體定義為低收入群體。基于此，本文對最低工資政策的健康效應(yīng)重新進行回歸估計，結(jié)果如表7 所示。

表7 以小時工資劃分低收入群體的估計結(jié)果

低收入群體界定標(biāo)準(zhǔn)改變后，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升依然存在較顯著的健康效應(yīng)，只是強度有所減弱。事實上，由于工作時間的延長，我國低收入勞動力的小時最低工資標(biāo)準(zhǔn)一直都沒有得到很好遵守(葉林祥等，2015)。因此，從小時工資角度看，在符合預(yù)期方面最低工資政策的健康改善效應(yīng)相對較小。

4. 工資的渠道作用檢驗

正如前文所述，最低工資政策若要實現(xiàn)低收入勞動力群體的健康改善，則其對勞動力工資水平的提升效應(yīng)將在其中扮演著至關(guān)重要的角色。因此，如果可進一步驗證最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升能夠提高勞動力的工資水平，并據(jù)此發(fā)揮其健康改善效應(yīng)，那么本文的基本結(jié)論便又具備了更加夯實的證據(jù)。為此，接下來先利用勞動力當(dāng)期工資的對數(shù)作為被解釋變量，并將滯后一期的對數(shù)最低工資作為解釋變量，依此考察最低工資政策對低收入勞動力群體工資水平的影響，在此基礎(chǔ)上將勞動力的工資水平作為控制變量引入健康決定方程，對勞動力工資的渠道作用進行檢驗。其回歸結(jié)果如表8所示。

表8 加入工資變量的回歸結(jié)果

表 8 的第 2～4 列匯報了最低工資標(biāo)準(zhǔn)對低收入勞動力工資水平影響的估計結(jié)果。其中，從第 2 列可以看出，最低工資每提升 1%，低收入勞動力的工資水平將平均增加0.159%，且在1%水平上顯著；第3 列和第4 列分別加入控制變量及雙向固定效應(yīng)和地區(qū)特定的時間趨勢項，結(jié)果顯示最低工資每提升1%，低收入勞動力的工資平均增長0.132%，系數(shù)有所減小，但仍十分顯著。事實上，絕大多數(shù)學(xué)者均證實最低工資對低收入勞動力工資的正向影響顯著存在，更多的爭論源自其是否能夠?qū)Ω吖べY的勞動力產(chǎn)生工資溢出效應(yīng)(Autor 等，2016)。本文為最低工資政策有利于改善低收入勞動力工資的論點提供了進一步的證據(jù)。不僅如此，如表8 的第 5～7 列所示，在將勞動力的工資作為控制變量引入健康決定方程后，最低工資標(biāo)準(zhǔn)對勞動力健康狀況的影響幾乎消失，而工資則具有顯著的正向影響，表明最低工資政策的健康改善效應(yīng)確實是通過提高低收入勞動力的工資水平而發(fā)揮作用的。

五、最低工資政策健康效應(yīng)的影響機制分析

以上回歸分析結(jié)果明確表明，最低工資政策對適齡低收入勞動力的健康狀況有顯著影響，但未厘清其內(nèi)在機制。根據(jù)理論與經(jīng)驗，健康水平主要由個體對健康的重視程度及其經(jīng)濟條件所決定，而前者又由日常生活中的健康行為反映。本部分分別從健康行為和經(jīng)濟條件感知兩個視角來分析最低工資政策健康效應(yīng)的影響機制與作用路徑，試圖驗證假說二和假說三。

（一）最低工資政策與健康行為

健康水平差異很大程度上取決于個體對健康的重視程度差異，因而最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升是否改變了人們的健康行為自然成為需要進一步解答的問題。健康行為既包括個體對自身活動的約束性行為，也包括個體對各類有利于自身健康的服務(wù)購買行為。本文基于 CGSS 調(diào)查提供的個體健康行為信息(涵蓋吸煙、飲酒、飲食、鍛煉和休閑等多方面)，以及被訪者去醫(yī)院看病次數(shù)和私人保險服務(wù)購買信息①健康行為取值規(guī)則為:“鍛煉”取值為 1～5，1 表示從不，2 表示一年數(shù)次或更少，3 表示一月數(shù)次，4 表示一周數(shù)次，5 表示每天；“參加活動”取值同“鍛煉”；“吸煙”取值為 1～4，1 表示不吸煙，2 表示每天抽 1～10支，3 表示每天抽11～20 支，4 表示每天抽20 支以上；“喝酒”取值為1～5，1 表示從不在1 天之內(nèi)喝4 個單位，2 表示每月最多1 次，3 表示每月有幾次，4 表示每星期都有幾次，5 表示每天都如此；“常吃新鮮蔬菜”取值規(guī)則同“喝酒”；“看醫(yī)生”取值為1～5，1 表示過去1 年從不看醫(yī)生，2 表示很少，3 表示有時，4 表示經(jīng)常，5 表示非常頻繁；“商業(yè)保險”取值為0 或1，0 表示沒有購買。，在式(1)基礎(chǔ)上分析最低工資政策影響健康行為的機制，基本估計結(jié)果見表9。

從自我約束性行為來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升，加大了適齡低收入勞動力群體吃新鮮蔬菜的頻率，并調(diào)動了其參加體育鍛煉和戶外活動的積極性。一方面，良好的飲食習(xí)慣也有助于預(yù)防肥胖及其相關(guān)生理疾病；另一方面，參加體育鍛煉和戶外活動不僅能夠有效改善身體機能、增強個體性格的慣性和心理調(diào)整能力，還有助于建立良好的人際關(guān)系和社會網(wǎng)絡(luò)。上述兩方面健康行為變化，可以解釋最低工資政策的部分健康效應(yīng)，基于此本文證實假說二是成立的。但需要指出，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對適齡低收入群體的吸煙與飲酒行為沒有顯著影響，這與程令國等(2014)的發(fā)現(xiàn)一致，其可能與煙酒類消費品的成癮性有關(guān)。從服務(wù)購買行為來看，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升增加了適齡低收入勞動力看醫(yī)生的頻率，同時提高了個人購買商業(yè)保險的可能性。服務(wù)購買行為的回歸結(jié)果表明，最低工資政策提高了適齡低收入群體就醫(yī)的財務(wù)可及性，并且借助商業(yè)保險的財務(wù)分?jǐn)偣δ埽蛊涞玫礁鼮榧皶r的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，最終有利于健康狀況的持續(xù)改善。

表9 最低工資對健康行為影響的估計結(jié)果

（二）最低工資政策與經(jīng)濟狀況感知

理解最低工資政策健康效應(yīng)的另一關(guān)鍵是，最低工資政策是否可通過影響適齡低收入勞動力的相對收入地位感知及醫(yī)療支出壓力感知而對健康水平產(chǎn)生影響。通常來說，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升后，低收入勞動力的收入水平會有所增加，這不僅能緩解醫(yī)療支出帶來的部分壓力，而且還能提高感知到的相對收入地位。本文分別用“收入地位在當(dāng)?shù)貙儆谀囊粰n”以及“是否因為付不起錢而沒能得到必要的醫(yī)療”等信息作為相對收入地位感知和醫(yī)療支出壓力感知的度量。當(dāng)然，最低工資政策應(yīng)該還能改善適齡低收入群體的生活和收入滿意度，而生活和收入滿意度又對健康具有重要影響。作為補充性證據(jù)，在此還考察了最低工資政策對低收入群體生活滿意度和收入滿意度的影響。估計結(jié)果如表10 所示。

表10 最低工資對經(jīng)濟狀況感知影響的估計結(jié)果①“相對收入地位”取值為 1～5，1 表示遠(yuǎn)低于平均水平，2 表示低于平均水平，3 表示平均水平，4 表示高于平均水平，5 表示遠(yuǎn)高于平均水平；“醫(yī)療支出壓力”取值為0 或1，0 表示無壓力；“生活滿意度”取值為1～5，1 表示非常不滿意，5 表示非常滿意；“收入滿意度”取值為1～5，1 表示比合理的少很多，2 表示比合理的少一點，3 表示合理，4 表示比合理的多一些，5 表示比合理的多很多。

與預(yù)期一致，最低工資提升對適齡低收入群體的相對收入感知具有顯著的正向影響。盡管低收入群體往往比較缺乏維持健康的物質(zhì)資源，可能會因營養(yǎng)匱乏以及疾病預(yù)防不足而阻礙健康狀況改善，但最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升引致的相對收入地位提升能緩解個體因收入較低引起的沮喪或不滿情緒。大多數(shù)文獻均證實，相對收入水平比絕對收入水平更能夠提升個體的幸福感和滿足感(Clark 等，2008)。因此，相對收入水平提升對心理健康狀況的改善具有至關(guān)重要的影響，最低工資政策對收入滿意度的顯著正向影響便是有力佐證。然而，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對減弱低收入群體的醫(yī)療支出壓力并無顯著影響，原因可能在于相比高昂的醫(yī)療費用，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升帶來的收入增量無力根本扭轉(zhuǎn)其財務(wù)困境。

六、結(jié)論

作為我國保護低收入勞動者利益的一項重要制度安排，最低工資政策已得到學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，但已有研究大多探討最低工資政策的經(jīng)濟影響，對其非經(jīng)濟影響的研究尚付闕如。在健康中國戰(zhàn)略提出的背景下，低收入群體的健康問題已成為健康中國建設(shè)的重要一環(huán)。然而，旨在發(fā)揮保障性作用的最低工資政策對我國低收入勞動力群體的健康是否具有影響并進而產(chǎn)生對健康的引致需求，目前尚無文獻予以探討。

本文在提出一組理論假說的基礎(chǔ)上，利用 2010—2015 年中國綜合社會調(diào)查微觀數(shù)據(jù)和與之匹配的地區(qū)最低工資數(shù)據(jù)，首次從微觀個體視角研究了最低工資政策對適齡低收入勞動力健康的影響，并對相關(guān)影響機制進行了探討，以驗證理論假說。結(jié)果表明，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提升對適齡低收入勞動力的健康改善有顯著促進作用，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每提升1%，適齡低收入勞動力的綜合健康狀況平均將提高0.217 個單位，落入健康較好行列的概率平均提高 0.069 個百分點。通過對生理健康和心理健康指標(biāo)的考察發(fā)現(xiàn)，最低工資政策不僅提高了適齡低收入勞動力的生理健康水平，而且對其心理健康也具有顯著的改善效果，且對其心理健康的影響相對更為明顯。此外，為保證結(jié)論的可靠性，本文分別利用證偽檢驗、三重差分法、依小時工資重新界定低收入群體以及工資的渠道作用檢驗對上述結(jié)論作了較為細(xì)致的穩(wěn)健性分析，發(fā)現(xiàn)最低工資政策對適齡低收入勞動力群體的健康改善效應(yīng)穩(wěn)健存在。進一步，本文探討了最低工資政策健康效應(yīng)的影響機制，發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升主要通過改善個體的健康行為和相對經(jīng)濟地位感知兩條途徑對適齡低收入勞動力群體的健康產(chǎn)生影響。

本文結(jié)論提供了最低工資政策健康效應(yīng)的明確證據(jù)，一方面豐富了現(xiàn)有關(guān)于最低工資政策研究的相關(guān)文獻，另一方面對我國最低工資政策能否改善適齡低收入勞動力群體健康狀況的疑問做出了較為細(xì)致的回答。然而，也應(yīng)該注意到本文沒有考慮最低工資標(biāo)準(zhǔn)提升對因此而失業(yè)的部分低收入群體的健康影響。確定最低工資政策的負(fù)向就業(yè)效應(yīng)并評估其健康損害程度，進而將其與在業(yè)群體的健康改進相權(quán)衡，最終對最低工資政策的整體健康效應(yīng)予以度量，值得進一步深入探討。