最低工資政策能否提升勞動者健康

摘 要 本文利用中國各區(qū)縣之間最低工資水平調(diào)整時間和幅度的差異，構(gòu)建了一個廣義雙差分模型，對最低工資政策能否提升勞動者健康問題進(jìn)行了系統(tǒng)的經(jīng)驗分析。研究結(jié)果表明，最低工資政策顯著提高了勞動者的健康水平。進(jìn)一步根據(jù)收入分組分析發(fā)現(xiàn)，該政策提高了低收入者的健康水平，對中高收入者的健康沒有影響。對該效應(yīng)的機(jī)制分析表明：增加勞動者被正式雇傭的機(jī)會、增加收入水平、增加健康投資、改善健康行為是這一效應(yīng)得以實現(xiàn)的主要途徑;相反，由于最低工資提高，勞動者增加工作時間，對健康狀況產(chǎn)生負(fù)面影響的機(jī)制并不顯著。本文的結(jié)論深化了對于最低工資政策影響的認(rèn)識，為更科學(xué)全面評估我國的最低工資政策提供了新的參考。

關(guān)鍵詞 最低工資政策;勞動者健康;廣義雙重差分模型;區(qū)縣數(shù)據(jù)

0 引言

最低工資政策作為保障低收入勞動者、促進(jìn)社會平等的最重要的勞動力市場制度之一，受到全球各國政府的普遍重視，并在世界范圍內(nèi)的大多數(shù)國家中得到廣泛推行與實施。因此最低工資政策的影響也一直是勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)和公共政策中的經(jīng)典問題和熱門話題，得到了學(xué)術(shù)界、政府和公眾的廣泛關(guān)注。

但長期以來，對這一問題的研究和討論，主要集中在有關(guān)最低工資政策對勞動者的勞動力市場表現(xiàn)和經(jīng)濟(jì)福利方面，比如就業(yè)、收入、不平等和貧困等，對這一政策可能具有的間接影響，比如勞動者健康狀況等非勞動力市場表現(xiàn)方面研究和討論則相對不足（Horn et al. ，2017）。

勞動者的健康狀況是影響其福利狀況的重要指標(biāo)，尤其是對于低收入勞動者而言，健康狀況的好壞直接決定其是否有能力提高收入，逃離“低收入陷阱”。

在此次新冠肺炎疫情期間，相比于中高收入群體而言，低收入群體面臨著更加嚴(yán)重的健康威脅（Whitehead et al. ， 2021）。健康的不平等不僅是社會不平等的重要體現(xiàn)，同時由于健康在經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展中的重要作用（Bloom and Canning，2000），也將進(jìn)一步加劇發(fā)展的不平衡，阻礙經(jīng)濟(jì)增長與脫貧。

所以很自然地讓人提出一個值得思考的問題：最低工資政策能否改善勞動者健康狀況？ 尤其針對我國的現(xiàn)實情況，作為最大的發(fā)展中國家，中國在勞動者收入水平以及醫(yī)療衛(wèi)生條件等方面與發(fā)達(dá)國家均存在一定的差距（ Yipet al. ，2019）。在這種情況下，研究我國最低工資政策與勞動者健康狀況之間的因果關(guān)系，對于全面探索提高我國勞動者健康水平的有效路徑，深入理解勞動者健康的影響因素有著重要的意義。

根據(jù)經(jīng)典的健康需求理論經(jīng)濟(jì)模型，最低工資政策可以從收入與時間成本兩方面影響勞動者健康狀況（Grossman， 1972）：一方面，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高可以帶來其工資收入水平的提高，使其生活質(zhì)量得到改善，增加其對健康的投資，從而對其健康狀況產(chǎn)生正向影響。另一方面，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高相當(dāng)于增加了勞動者用于閑暇的單位時間成本，勞動者可能會因此增加工作時間，從而使工作負(fù)擔(dān)加重，可能會對其健康狀況產(chǎn)生不利的影響。因此，從理論上難以判斷，究竟是“收入—健康效應(yīng)”還是“替代—時間效應(yīng)”哪一個占主導(dǎo)地位。所以，最低工資政策對勞動者健康影響的方向和大小是不確定的，需要實證研究的檢驗。

近年來國際上一些研究開始關(guān)注最低工資政策對勞動者非勞動力市場表現(xiàn)的影響。多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)最低工資政策對勞動者健康存在顯著正向影響（McCarrier et al. ， 2011;Meltzer and Chen， 2011;Averett et al. ， 2017;Lenhart，2017;Reeves et al. ， 2017），對受影響家庭的嬰兒健康也存在顯著影響（ Wehbyet al. ， 2020），也有研究發(fā)現(xiàn)最低工資會顯著地降低勞動者的健康狀況（ Hornet al. ，2017）。然而，現(xiàn)有相關(guān)研究主要圍繞發(fā)達(dá)國家展開，缺少發(fā)展中國家的相關(guān)經(jīng)驗證據(jù)（Leigh et al. ， 2019）。關(guān)于我國最低工資政策影響的研究比較豐富，圍繞勞動者就業(yè)和收入（ 丁守海，2010;孫中偉和舒玢玢， 2011; 楊娟和李實， 2016; 馬雙等， 2017）及在企業(yè)出口、生產(chǎn)率、外商投資、資源錯配、抑制僵尸企業(yè)等多方面（ 孫楚仁等， 2013;Gan et al. ， 2016;陸瑤等，2017;張軍等，2017;劉貫春等2017，蔣靈多和陸毅，2017;馬雙和賴漫桐，2020;Hau et al. ，2020）得到了不少真知灼見，但對于最低工資能否影響勞動者健康狀況的研究尚不多見。截至目前，與本文主題相同的國內(nèi)研究只有段志民（2020）。該文采用2010—2015 的中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，利用省級最低工資調(diào)整的變化構(gòu)建雙重差分模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)最低工資提升可以顯著地改善低收入群體的健康狀況。

在段志民（2020） 的基礎(chǔ)上，本文利用1999—2005 年間我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)在不同區(qū)縣與不同年份之間的變化，基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)，使用雙重差分回歸方法實證分析了最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高對我國勞動者健康水平的影響。本文與段志民（2020）的主要區(qū)別在于，我們所使用的最低工資數(shù)據(jù)直接來自區(qū)縣級。這使我們對最低工資的測量更為準(zhǔn)確，同時也顯著增加了樣本量與變異程度，有利于獲得最低工資對勞動者健康影響的更加精確的估計。我們的基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明：最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高可以顯著增加低收入勞動者主觀匯報的“自評健康狀況” 指標(biāo)的水平，而對高收入勞動者沒有顯著影響。具體而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每提高1%的水平，會使得低收入勞動者自我評價為健康的概率提高0. 39 個百分點。這一數(shù)值相比于段志民（2020） 的主要估計結(jié)果明顯較大①。

此外在雙差分模型的具體使用上，本文也相對更加規(guī)范。我們先后使用平行趨勢檢驗、三差分模型和控制各省份隨時間變化的趨勢項等估計和檢驗方法，對我們的模型是否符合平行趨勢假設(shè)，以及在放松該假設(shè)的前提下的估計結(jié)果進(jìn)行了進(jìn)一步驗證，結(jié)果依舊保持穩(wěn)健。除了“自評健康狀況” 指標(biāo)外，本文還對“患病影響”及“過去四周生病受傷情況” 這兩個更為客觀的健康指標(biāo)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)也會顯著降低低收入勞動者受到患病影響以及在過去四周內(nèi)生病受傷的概率，而高收入勞動者的這兩個健康指標(biāo)同樣不受最低工資標(biāo)準(zhǔn)變化的影響。

在分析最低工資影響勞動者健康的作用機(jī)制時，本文區(qū)別了就業(yè)和收入兩種影響路徑。在就業(yè)方面，我們首先考慮了最低工資對低收入勞動者被雇傭或者解雇的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高將顯著增加低收入勞動者從事雇傭工作的概率，而且同時并不會導(dǎo)致原本從事雇傭工作的低收入勞動者被解雇。這在很大程度上解釋了最低工資變動也會影響初始時期未從事雇傭工作人群的健康的原因。其次在收入方面，我們發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高也將顯著增加低收入勞動者的收入水平，而收入水平的改善進(jìn)一步帶來健康資本投資的增加。具體表現(xiàn)為增加對熱量和碳水化合物的攝入，并顯著降低抽煙行為。最后，提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)對低收入勞動者的工作時長沒有顯著影響，因此不會對低收入勞動者的健康產(chǎn)生負(fù)面影響。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于以下幾個方面：首先，與段志民（2020）相同，本文從研究主題上拓展了國內(nèi)最低工資政策影響研究的主題范圍。通過將Grossman 健康需求理論經(jīng)濟(jì)模型與我國實際情況緊密結(jié)合，對我國重要的勞動力市場制度———最低工資政策進(jìn)行深入分析，為理解影響勞動者健康狀況的公共政策提供了新的視角。其次，與既有的大多數(shù)關(guān)于最低工資研究所采用的省級或地市級數(shù)據(jù)不同，我們所使用區(qū)縣級的最低工資數(shù)據(jù)，從測量的角度更為精確，也增加了樣本量與變異程度，有利于獲得對最低工資影響的更加精確的估計。最后，在機(jī)制驗證方面，以往的多數(shù)文獻(xiàn)往往只注重收入路徑，即勞動者收入提升進(jìn)一步帶來健康投資的增加和健康行為的改善（ 段志民，2020），對最低工資提升對低收入勞動者就業(yè)的影響進(jìn)而導(dǎo)致健康受益（或受損） 的機(jī)制討論較少。而本文強(qiáng)調(diào)最低工資提高可能會通過就業(yè)和收入兩條路徑影響勞動者健康。與Horn et al. （2017）的結(jié)論相反，我們發(fā)現(xiàn)提高最低工資顯著增加了低收入者被雇傭的概率，從而增加了收入的穩(wěn)定性，因此可以進(jìn)一步改善其健康狀況。

本文其余部分按照如下方式組織：第1 部分介紹我國的最低工資政策;第2部分介紹本文使用的數(shù)據(jù)和變量;第3 部分介紹計量模型;第4 部分匯報文章主要估計結(jié)果，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗和異質(zhì)性分析;第5 部分探討可能的影響機(jī)制;最后是結(jié)論。

1 制度背景： 中國的最低工資政策

我國于1994 年7 月5 日推行《中華人民共和國勞動法》（以下簡稱《勞動法》），明確規(guī)定“國家實行最低工資保障制度”，用人單位支付勞動者的工資不得低于當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)。由此最低工資政策的法律地位在我國首次得到了確立，并于1995 年1 月1 日開始正式實施。隨后各省（自治區(qū)、直轄市）陸續(xù)出臺了各自的最低工資標(biāo)準(zhǔn)。此后，2004 年1 月20 日，當(dāng)時的人力資源社會保障部（現(xiàn)為勞動與社會保障部）專門制定并公布了《最低工資規(guī)定》，要求地方政府依據(jù)各地的生活成本與經(jīng)濟(jì)水平等因素確定最低工資的標(biāo)準(zhǔn)，且至少每兩年要依據(jù)地方經(jīng)濟(jì)條件的變化進(jìn)行一次調(diào)整。該規(guī)定自2004 年3 月1 日起正式生效，政府也進(jìn)一步加強(qiáng)了對最低工資制度的落實與監(jiān)管。至此，最低工資制度在中國勞動力市場上正式大面積廣泛推廣與實施。

根據(jù)《勞動法》和《最低工資規(guī)定》中的要求，全國各地在確定和調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)時要參考“地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和生活成本的差異”，因此在我國不僅不同省份之間的最低工資標(biāo)準(zhǔn)存在較大差異，同一個省內(nèi)的不同地級市之間、同一個地級市內(nèi)不同縣區(qū)之間的最低工資標(biāo)準(zhǔn)都存在差異。我國各級政府對當(dāng)?shù)氐淖畹凸べY基本上每年都會進(jìn)行調(diào)整①，且由于地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同，各地區(qū)之間最低工資標(biāo)準(zhǔn)的調(diào)整幅度也均存在著較大差異。這使得本文的核心解釋變量———最低工資，在縣區(qū)之間、年份之間都有充分的變化。

我們計算了全國所有區(qū)縣在1999—2005 年間每一年的最低工資平均值，并將結(jié)果匯報在圖1 中。觀察圖1 我們發(fā)現(xiàn)，全國區(qū)縣的平均最低工資水平從1999 年的每月每人233. 3 元，到2005 年增至374. 5 元。這期間最低工資標(biāo)準(zhǔn)呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢。

為了展現(xiàn)最低工資在全國不同地區(qū)間的差異，我們在圖2 畫出了1999 年和2005 年最低工資在不同區(qū)縣之間的分布情況，可以看出，同一年份內(nèi)最低工資在各區(qū)縣之間存在較大差異，1999 年全國最低工資分布在每月100 元到500元之間，而2005 年分布在200 元至700 元之間。這說明最低工資在縣區(qū)維度具有充分的變異，這為本文的實證分析奠定了基礎(chǔ)。

此外，我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)的制定與出臺基本是在各級地方政府內(nèi)部完成，在新的變化出臺之前不會經(jīng)過社會的公開討論。提高最低工資到新標(biāo)準(zhǔn)的決定一經(jīng)地方政府發(fā)布，會通過地方政府網(wǎng)站、報紙與電視廣播等渠道讓公眾知曉。這一決定程序保證了公眾對最低工資的變化幅度事先不會有準(zhǔn)確的預(yù)期，因此事先不會有勞動者行為方面的變化，從而保證了最低工資調(diào)整對個體勞動者而言是一個相對外生的沖擊。

2 數(shù)據(jù)與變量

2.1 個體層面數(shù)據(jù)

本文所使用的個體層面數(shù)據(jù)來自中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（ China Health andNutrition Survey， CHNS）。CHNS 是由美國北卡羅來納大學(xué)教堂山分校（ TheUniversity of North Carolina at Chapel Hill）與中國疾病預(yù)防控制中心合作開展的長期追蹤調(diào)查。該調(diào)查開始于1989 年，在1991 年、1993 年、1997 年、2000 年、2004 年、2006 年、2009 年、2011 年以及2015 年開展了多輪追蹤調(diào)查，通過多層隨機(jī)聚類（multistage random cluster process）的方式抽取樣本，覆蓋15 個省份與直轄市，樣本分布廣泛且具有較好的代表性①。我們獲得了CHNS 受訪個體所在縣區(qū)的信息，因此可以與縣區(qū)層面的最低工資數(shù)據(jù)匹配，滿足本文研究需要。

由于最低工資數(shù)據(jù)在1997 年及之前缺失較多，本文使用了CHNS 在2000年及之后的樣本，同時由于關(guān)鍵的被解釋變量（自我評價的健康水平） 在2009年及之后不再被問及，因此，結(jié)合研究需要，我們使用了2000 年、2004 年、2006年三輪調(diào)查的樣本。此外，我們將樣本年齡選定在18 歲到55 歲之間，因為這個年齡段之外的絕大多數(shù)勞動者或年齡過小未參與工作，或已達(dá)退休年齡，不再受到最低工資政策的直接影響。

與相關(guān)文獻(xiàn)一致（Lenhart， 2017; Horn et al. ， 2017; Averett et al. ， 2017），我們主要使用勞動者主觀匯報的綜合健康來衡量健康水平。主觀匯報的綜合健康水平指標(biāo)可以較為全面地反映個體綜合的健康水平，在有關(guān)勞動者健康的研究中得到了極為廣泛的使用（ Strauss and Thomas， 1998）。在穩(wěn)健性檢驗中，本文還使用了自評患病影響等健康指標(biāo)進(jìn)行輔助研究，避免了使用單一健康指標(biāo)而導(dǎo)致準(zhǔn)確性不強(qiáng)的問題。本文使用的各類健康指標(biāo)定義如下：

（1） 自評健康狀況。“自評健康狀況”這一指標(biāo)來自CHNS 問卷中的問題“與同齡人相比，你覺得自己的健康狀況怎么樣？”，對該問題的回答為四級程度變量“非常好”“好”“一般”和“差”。如果受訪者回答“非常好”或者“好”，我們認(rèn)為其自我評價為健康，并定義其“自評健康狀況”虛擬變量為1，如果受訪者回答“一般”或者“差”，則定義其“自評健康狀況”虛擬變量為0（程令國和張曄，2012）。

（2） 患病影響。 “患病影響”這一指標(biāo)來自CHNS 問卷中的問題“在過去三個月里，你有無因患病而影響日常生活和工作？”。如果受訪者回答“ 有”，則定義其“患病影響”指標(biāo)虛擬變量為1，如果受訪者回答“ 無”，則定義其“ 患病影響”虛擬變量為0。這一指標(biāo)在有關(guān)勞動者健康的實證研究中也得到了非常廣泛的使用（Over et al. ， 1992; Jamison et al. ， 1993; Schultz and Tansel， 1997）。

（3） 過去四周生病受傷情況。“ 過去四周生病受傷情況” 這一指標(biāo)來自CHNS 問卷中的問題“ 過去四周中，你是否生過病或受過傷？ 是否長期患有慢性病或急性病？”。依據(jù)問卷提示，這些病痛包括發(fā)燒咽喉痛、咳嗽、腹瀉胃痛、頭痛目眩、關(guān)節(jié)肌肉酸痛、皮疹皮炎、眼耳疾病、心臟病心口痛等癥狀。如果受訪者回答“有”，則定義其“過去四周生病受傷情況” 虛擬變量為1，如果受訪者回答“無”，則定義其“過去四周生病受傷情況”虛擬變量為0。

2.2 最低工資數(shù)據(jù)

全國各地不同年份最低工資標(biāo)準(zhǔn)的數(shù)據(jù)可以通過查詢各地人力資源與社會保障局網(wǎng)站、收集整理各地有關(guān)最低工資標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的通知等方式得到，本文得到全國2374 個縣區(qū)1999—2005 年共計7 年間的最低工資數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)覆蓋了全國絕大部分地區(qū)。在此基礎(chǔ)上，我們將CHNS 數(shù)據(jù)涉及的區(qū)縣與最低工資數(shù)據(jù)中的區(qū)縣進(jìn)行了匹配，從而得到了CHNS 樣本中每個勞動者所在區(qū)縣對應(yīng)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，這些成功匹配的區(qū)縣即是本文實證回歸中樣本區(qū)縣。

2.3 地區(qū)層面數(shù)據(jù)

本文在進(jìn)行實證分析時還使用了一系列地區(qū)層面的數(shù)據(jù)，主要包括經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)、人口數(shù)據(jù)與醫(yī)療衛(wèi)生數(shù)據(jù)三類，這些數(shù)據(jù)全部來自各年度的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。其中經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)包括國內(nèi)生產(chǎn)總值、職工平均工資;人口數(shù)據(jù)包括城市總?cè)丝凇挝粡臉I(yè)人員數(shù)量、城鎮(zhèn)個體勞動者數(shù)量、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重;醫(yī)療衛(wèi)生數(shù)據(jù)包括醫(yī)院衛(wèi)生院數(shù)量、醫(yī)生數(shù)量。我們將以上城市層面數(shù)據(jù)與CHNS數(shù)據(jù)涉及區(qū)縣所隸屬的市相匹配，從而得到每個勞動者所屬地級市在每個調(diào)查年份的一系列地區(qū)層面控制變量，在回歸中進(jìn)行控制時分別對這些變量取自然對數(shù)。此外，考慮到在本文樣本期間內(nèi)，我國于2001 年和2005 年先后實施了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度和新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，對勞動力健康水平的提升也有積極影響，可能會為本文實證結(jié)果帶來干擾。因此，我們使用CHNS 社區(qū)調(diào)查問卷中有關(guān)當(dāng)?shù)蒯t(yī)保覆蓋情況的信息，構(gòu)造“ 個體所在社區(qū)是否覆蓋醫(yī)療保險”這一虛擬變量，并在實證模型中加以控制。具體而言，如果個體所在社區(qū)中已覆蓋以下類型醫(yī)療保險（商業(yè)保險、公費醫(yī)療、職工醫(yī)療保險、合作醫(yī)療保險）中的任意一項，則該虛擬變量取值為1，否則取值為0。

2.4 樣本的統(tǒng)計描述

在這一部分中我們對個體樣本進(jìn)行基本統(tǒng)計描述。由于在進(jìn)行回歸分析時依據(jù)勞動者收入將樣本劃分為低收入群體與高收入群體兩類，因而在進(jìn)行描述性統(tǒng)計時我們也對這兩類群體分別展開。描述性統(tǒng)計的結(jié)果匯報于表1 中，每個變量均匯報了均值與標(biāo)準(zhǔn)差，觀測值在最后一行予以報告。觀察表1 我們可以發(fā)現(xiàn)，全部樣本的平均年齡在40 歲左右，低收入群體的平均年齡要更大。全部樣本中男性比例約為47. 1%，少數(shù)民族約占9. 1%，城市戶籍比例約為26. 1%，而低收入群體中男性占比僅為42. 7%，城市戶籍的占比僅為17. 3%，高收入群體中則分別達(dá)到了52. 6%和37. 1%，與我國的國情非常相符，即男性勞動者的收入水平要高于女性，城市勞動者的收入水平高于鄉(xiāng)村勞動者。受教育程度這一指標(biāo)根據(jù)是否擁有高中及以上學(xué)歷分為兩類，全部樣本中擁有高中及以上學(xué)歷的個體占比為33. 7%，低收入群體和高收入群體這一比例分別為25. 4%和43. 2%，充分反映了高收入勞動者的受教育程度更高這一事實。最后，我們觀察三個健康變量“自評健康狀況”、“患病影響”和“過去四周生病受傷情況”，全部樣本中勞動者自我評價為健康的比例約為68. 0%，受到患病影響及過去四周生病受傷的比例分別為4. 7%和9. 8%。高收入勞動者這三個指標(biāo)反映的健康情況都要優(yōu)于低收入勞動者，這在一定程度上體現(xiàn)了高收入與高健康水平的相關(guān)性。

3 實證方法

為了識別最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高對勞動者健康狀況的影響，我們構(gòu)造了如下的回歸方程：yict = αi + β × ln（MinimumWagec，t-1 ） + λt + Xct + εict （1）其中，被解釋變量yict 表示區(qū)縣c 中的個體i 在t 年的健康狀況;解釋變量ln（MinimumWagec，t-1）為區(qū)縣c 在t-1 年的最低工資水平的自然對數(shù)①，其系數(shù)β 是我們關(guān)心的解釋變量的估計系數(shù)，表示最低工資調(diào)整對勞動者健康狀況的實際影響;αi 表示個體固定效應(yīng)，用來控制不隨時間變化的個體人口學(xué)特征（如性別、民族等）②;λt 表示年份固定效應(yīng)，用來控制不同地區(qū)間共同的時間趨勢的影響。

由此可見，式（1）是一種面板數(shù)據(jù)雙重固定效應(yīng)模型，因果識別來自最低工資標(biāo)準(zhǔn)在不同縣市、不同年份兩個維度的連續(xù)性變化，因此可以理解為一種廣義雙重差分（ Generalized difference-in-differences，Generalized DID） 模型（ Imbensand Wooldridge，2009）③。

為了進(jìn)一步減輕遺漏變量問題，我們還控制了可能同時影響當(dāng)?shù)刈畹凸べY水平和勞動者健康的地區(qū)時變因素Xct ，這些地區(qū)控制變量包括國內(nèi)生產(chǎn)總值、職工平均工資、城市總?cè)丝凇挝粡臉I(yè)人員數(shù)量、城鎮(zhèn)個體勞動者數(shù)量、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、醫(yī)院衛(wèi)生院數(shù)量、醫(yī)生數(shù)量及有無醫(yī)保覆蓋。

盡管在上述回歸中我們通過控制個體固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)以及加入地區(qū)控制變量削弱了最低工資指標(biāo)的內(nèi)生性，但其內(nèi)生性依舊難以得到完全解決。為此，借鑒Bleakley（2007）、Angrist and Pischke（2009） 的思路，進(jìn)一步控制了每個省份不同的線性時間趨勢λp ×t，其中λp 表示省份虛擬變量。這樣做允許了不同省份勞動者的健康水平本身會遵循不同的線性時間趨勢進(jìn)行變化，從而排除了可能遺漏的地區(qū)性趨勢的影響。回歸方程如下：

為解決誤差項可能存在的異方差和聚類相關(guān)問題，我們將回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差在縣區(qū)維度進(jìn)行聚類（cluster）調(diào)整。

此外，受Dautovic' et al. （2017）研究的啟發(fā)，我們還區(qū)分了中高收入和低收入群體，利用中高收入群體作為控制組，進(jìn)行安慰劑檢驗。考慮到只有低收入群體會受到最低工資政策的影響，而中高收入勞動者不會受到最低工資政策的直接影響，如果回歸結(jié)果顯示兩類勞動者的健康水平都受到了最低工資變化的影響，那么這一影響有可能是其他被遺漏的因素（如縣區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平、醫(yī)療保險及扶貧政策）導(dǎo)致的，估計系數(shù)是有偏的。相反，如果我們發(fā)現(xiàn)低收入勞動者的健康水平受到最低工資變化的顯著影響，而中高收入勞動者的健康水平不受其影響，則可以在一定程度上排除潛在遺漏變量的問題，進(jìn)一步證明本文因果識別的可信性，表明勞動者健康水平的變化確實是由最低工資的變化而非同時期其他難以觀測的因素所致。

為了劃分中高收入和低收入群體，我們依據(jù)個體首次出現(xiàn)在樣本中時的年收入，如果其首次出現(xiàn)受訪的年收入小于等于2 倍的所在縣區(qū)當(dāng)年最低工資水平，則我們認(rèn)為其受到最低工資影響，將劃入處理組（ treatment group），否則該個體被劃分進(jìn)控制組（control group）。為了避免個體分組變化帶來的樣本選擇問題，我們規(guī)定個體的分組身份在之后的年份里不發(fā)生變化。

我們沒有直接用最低工資線作為分組標(biāo)準(zhǔn)的原因是：由于個體勞動者的分組身份一旦確定便不會再發(fā)生變化，隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高，在初始期收入稍高于當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)的勞動者，隨著最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高，其收入在隨后的樣本年份里很可能會低于當(dāng)?shù)刈畹凸べY，那么該個體收入會受到最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高的影響，因此，收入剛超過最低工資標(biāo)準(zhǔn)的勞動者，其收入、就業(yè)、消費等諸多變量會受到最低工資變化的影響（ Belman et al. ， 2015），應(yīng)該被劃分進(jìn)實驗組①。為了盡可能保證控制組樣本在整個樣本區(qū)間均不受到最低工資影響，

我們采取了相對保守的做法，選用兩倍最低工資作為劃分依據(jù)，這樣做也存在一定的現(xiàn)實依據(jù)：從前文圖1 可以看出，本文實證研究中涉及到的全部區(qū)縣的平均最低工資水平在基準(zhǔn)回歸樣本時間范圍內(nèi)（1999—2005 年） 增長了不到2倍，這意味著初始期收入小于2 倍的當(dāng)?shù)刈畹凸べY的個體在研究期限內(nèi)很可能受到最低工資政策的影響，而初始期收入高于2 倍的當(dāng)?shù)刈畹凸べY的個體基本不會受到最低工資的影響，因此在基準(zhǔn)回歸中以2 倍的最低工資為界對實驗組與控制組進(jìn)行了劃分。

4 基準(zhǔn)結(jié)果、穩(wěn)健性檢驗與異質(zhì)性分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 匯報了基準(zhǔn)回歸方程的估計結(jié)果，即最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高對勞動者“自評健康狀況” 指標(biāo)的影響。我們首先匯報了基于全樣本的式（1） 的回歸結(jié)果，如第（1）、（2）列所示，其中第（2） 列在第（1） 列的基礎(chǔ)上控制了地區(qū)層面時變變量。我們發(fā)現(xiàn)最低工資的提高顯著改善了勞動者自我匯報的健康水平。

考慮到最低工資應(yīng)該主要對低收入群體帶來影響，我們進(jìn)一步區(qū)分了高低收入群體分樣本對式（1）進(jìn)行回歸。第（3）、（4）列匯報了處理組（即低收入勞動者）的回歸結(jié)果，第（5）、（6）列則匯報了對照組（ 即中高收入勞動者） 的回歸結(jié)果，第（4）、（6）列在第（3）、（5）列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了前文所述的一系列地區(qū)控制變量。根據(jù)第（3）列結(jié)果，對低收入勞動者而言，最低工資提高1 個百分點，會導(dǎo)致勞動者自我評價為健康的概率提高0. 34 個百分點左右，結(jié)果在1%的水平上顯著。第（4）列結(jié)果進(jìn)一步表明加入地區(qū)控制變量后，最低工資提高1 個百分點，會導(dǎo)致其自我評價為健康的概率提高0. 39 個百分點左右，結(jié)果依舊在1%的水平上顯著，回歸結(jié)果并未發(fā)生明顯變化。而觀察（5）、（6） 列可以發(fā)現(xiàn)，對于中高收入勞動者而言，無論是否加入地區(qū)控制變量，最低工資變化對其自我評價為健康的概率并無顯著影響。

以上結(jié)果表明，低收入勞動者的健康水平會受到最低工資變化的正向影響，中高收入勞動者則不受其影響。這也說明了勞動者健康水平的變化是由于最低工資變化的影響，而非同時期其他難以觀測的因素所致。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

（1） 改變最低工資的構(gòu)建方式。在基準(zhǔn)回歸中我們使用調(diào)查年份前一年的最低工資標(biāo)準(zhǔn)作為解釋變量。由于CHNS 并不是每年都對樣本進(jìn)行調(diào)查，兩期調(diào)查之間有著數(shù)年的時間跨度。因此，個體在被調(diào)查年的健康水平可能不僅受到前一年最低工資水平的影響，還可能是受到更早年份最低工資變化的累積（滯后）影響。考慮到這一因素，我們針對每個地區(qū)，使用地區(qū)c 在本調(diào)查期與上一調(diào)查期之間所有年份最低工資的平均值并取對數(shù)作為調(diào)查期對應(yīng)的最低工資標(biāo)準(zhǔn)，重新構(gòu)造了回歸所用的解釋變量。同時， 如前文所述， 我們基于式（2）進(jìn)行回歸，即在回歸中不僅加入了地區(qū)控制變量，同時還控制了每個省份不同的線性時間趨勢，結(jié)果見表3 第（1）、（2） 列。第（1）、（2） 列分別對應(yīng)低收入與中高收入勞動者的估計結(jié)果，對于低收入勞動者，最低工資每提高1%的水平，其自我評價為健康的概率提高0. 43 個百分點，估計系數(shù)在5%的水平上顯著;對于中高收入勞動者，估計系數(shù)為0. 17 但并不顯著。與主回歸相比，估計結(jié)果保持穩(wěn)健。

（2） 改變基期收入的衡量方式。在基準(zhǔn)回歸中我們通過將個體收入與最低工資標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較來劃分確定個體勞動者屬于實驗組還是屬于控制組。個人收入雖然更為直接地反應(yīng)個體勞動者屬于低收入還是高收入群體，不過考慮到我國的基本經(jīng)濟(jì)單位是家庭，家庭收入有時更能反映家庭中個體的經(jīng)濟(jì)狀況，從而也可以用來判斷最低工資標(biāo)準(zhǔn)對其可能存在的影響。因此，在這部分的穩(wěn)健檢驗中，我們基于個體所屬家庭的家庭人均收入對個體進(jìn)行分組。如果初始時期家庭人均收入小于等于2 倍的當(dāng)期最低工資標(biāo)準(zhǔn)，則該個體被劃分進(jìn)實驗組，否則，該個體被劃分進(jìn)控制組，同樣，個體勞動者的分組身份在之后年份里不再發(fā)生變化。回歸結(jié)果匯報于表3 第（3）、（4）列。對于低收入家庭的勞動者，最低工資每提高1%的水平，其自我評價為健康的概率提高0. 57 個百分點，估計結(jié)果在1%的水平上顯著，而對于中高收入家庭的勞動者來說，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變化對其自我評價為健康的概率無顯著影響。與主回歸相比，估計結(jié)果同樣保持穩(wěn)健。

（3） 三重差分法。盡管在基準(zhǔn)回歸中我們通過控制個體固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)以及加入地區(qū)控制變量削弱了最低工資指標(biāo)的內(nèi)生性，但其內(nèi)生性依舊難以得到完全解決。雖然我們通過區(qū)分高低收入群體在一定程度上排除了其他因素的干擾，但仍可能會存在一些區(qū)縣層面的、針對低收入群體的政策變化與最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變動相關(guān)，并且會影響到當(dāng)?shù)貏趧诱叩慕】邓健＠纾瑥?003 年起，我國在農(nóng)村地區(qū)逐步推廣建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療;2000 年起，開始進(jìn)行農(nóng)村稅費改革，并最終于2006 年取消了農(nóng)業(yè)稅;另外，城鎮(zhèn)居民最低生活保障和農(nóng)村最低生活保障等制度在此期間也在逐步建立。在此背景下，分樣本回歸時針對低收入勞動者得到的估計系數(shù)也可能是最低工資政策與這些同時期政策沖擊的影響疊加后共同作用的結(jié)果。為了解決這一問題，進(jìn)一步證明主要結(jié)論的準(zhǔn)確性，我們構(gòu)造了如下三重差分方程式：

式（3）的核心解釋變量是MinimumWagec，t-1 ×Treati ，利用最低工資在地區(qū)和年份的變化，以及對低收入與中高收入勞動者影響上存在的不同，構(gòu)造了區(qū)縣、時間和個體三個維度的差異，因此是三重差分方法。相比于式（1） 而言，式（3） 通過多引入了個體維度差異，因此可以控制縣區(qū)-年份固定效應(yīng)λct ，從而控制包括上述提到的同時期其他沖擊在內(nèi)的所有縣區(qū)-年份層面變動的遺漏變量的影響。

因此我們得到的估計系數(shù)β 是在除去所有的其他縣區(qū)-時間維度因素的影響后，低收入勞動者與中高收入勞動者相比，其健康水平受到最低工資變化的影響的大小。我們針對基準(zhǔn)回歸與前文兩個穩(wěn)健性檢驗分別進(jìn)行三重差分的回歸分析，并將結(jié)果匯報于表4 中。觀察表4 第（1）列可以發(fā)現(xiàn)，最低工資提高1 個百分點，會導(dǎo)致低收入勞動者與高收入勞動者相比其自我評價為健康的概率提高0. 08 個百分點，估計結(jié)果在10%的水平上顯著。表4 第（2）、（3） 列表明，使用多年平均最低工資或基于家庭人均收入進(jìn)行分組后，最低工資提高1 個百分點，會導(dǎo)致低收入勞動者與中高收入勞動者相比其自我評價為健康的概率分別提高0. 06 或0. 14 個百分點，估計結(jié)果分別在10%和1%的水平上顯著。結(jié)果依舊保持穩(wěn)健。

（4） 利用2004 年政策調(diào)整進(jìn)行平行性趨勢檢驗。由于基準(zhǔn)回歸利用的是最低工資在不同縣區(qū)和年份的連續(xù)性變化，因此無法按照標(biāo)準(zhǔn)的DID 做法進(jìn)行平行性趨勢檢驗。為此，我們利用2004 年我國加強(qiáng)對于最低工資的執(zhí)行力度的政策沖擊，構(gòu)造標(biāo)準(zhǔn)的雙重差分模型來檢驗平行性趨勢（ 蔣靈多和陸毅，2017;Mayneris et al. ，2018）。2004 年，我國勞動與社會保障部出臺新的《最低工資規(guī)定》，要求地方政府依據(jù)各地的生活成本與經(jīng)濟(jì)水平等因素確定最低工資的標(biāo)準(zhǔn)，并加強(qiáng)了對最低工資制度的落實與監(jiān)管。

我們比較中高收入與低收入群體在2004 年政策調(diào)整前后健康水平差異的變化。由于2004 年加強(qiáng)了最低工資的執(zhí)行，我們預(yù)期在此之前，最低工資對低收入和中高收入群體的健康不會產(chǎn)生差異性影響，在2004 年之后，則會顯著改善低收入群體的健康水平。由于基準(zhǔn)回歸中使用的最低工資來自1999、2003和2005 三個年份（分別對于滯后一期的個體健康），前兩個年份可以作為對照組用來檢驗平行性趨勢。我們構(gòu)造的回歸方程如下：

（5） 使用其他的健康指標(biāo)。在上文中，我們使用個體勞動者的“ 自評健康狀況”指標(biāo)來衡量個體的健康水平。盡管這一指標(biāo)在有關(guān)勞動者健康的研究中得到了廣泛的使用，但單一綜合指標(biāo)往往過于寬泛籠統(tǒng)，且不同個體在進(jìn)行自我評價時的標(biāo)尺不同，對這一指標(biāo)的衡量可能會出現(xiàn)偏誤，從而對實證研究的結(jié)論產(chǎn)生影響。

為了能夠進(jìn)一步豐富對個體健康的衡量方式，此處我們使用個體的“ 患病影響”與“過去四周生病受傷情況”兩個指標(biāo)作為被解釋變量分別展開分析。回歸結(jié)果匯報在表6 中。觀察表6 第（1）列可以發(fā)現(xiàn)最低工資每提高1%，低收入勞動者受到患病影響的概率降低0. 2 個百分點左右，估計系數(shù)在1%的水平上顯著，而第（2）列結(jié)果表明，最低工資對中高收入勞動者受到患病影響的概率并無顯著影響。

類似地，觀察表6 第（3）列可以發(fā)現(xiàn)最低工資每提高1%，低收入勞動者在過去四周生病受傷的概率降低0. 2 個百分點左右，估計系數(shù)在5%水平上顯著，第（4）列則表明，最低工資變化對高收入勞動者在過去四周生病受傷的概率并無顯著影響。在使用這兩個健康指標(biāo)進(jìn)行分析檢驗后我們發(fā)現(xiàn)，主要結(jié)論依舊是穩(wěn)健的。

4.3 異質(zhì)性分析

（1） 性別。首先我們考察最低工資變化對勞動者健康的影響在男女性之間的差異。男性與女性在從事工作的種類、強(qiáng)度與薪資水平上均存在差異，其健康水平受最低工資影響的方式、程度也可能會存在不同。我們將低收入勞動者進(jìn)一步劃分為女性勞動者與男性勞動者，分別進(jìn)行回歸分析①。回歸結(jié)果見表7 第（1）、（2）列，最低工資水平每提高1%將使女性自我評價為健康的概率提高約0. 4 個百分點，使男性自我評價為健康的概率提高0. 37 個百分點，估計結(jié)果均在統(tǒng)計意義上顯著。可見，最低工資對勞動者健康水平的影響在性別方面無明顯差異。

（2） 受教育水平。高技能勞動者與低技能勞動者所從事工作的種類與工作的方式存在很大差異，其健康水平也可能受到最低工資標(biāo)準(zhǔn)變化的不同影響。對于低收入群體，我們根據(jù)其受教育水平劃分為高技能勞動者（ 擁有高中及高中以上學(xué)歷）與低技能勞動者（高中以下學(xué)歷），分別進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果匯報在表7 第（3）、（4）列。結(jié)果表明，最低工資每提高1%，低技能勞動者自我評價為健康的概率提高0. 44 個百分點，且在1%的水平上顯著，而高技能勞動者的回歸系數(shù)較小且不再顯著。可能的原因是這些高技能個體分布在低收入群體樣本的收入水平的上層，他們受到的最低工資變化的影響是相對較小的。

（3） 是否從事雇傭工作。從事雇傭工作與未從事雇傭工作的個體其健康水平受到最低工資影響的作用機(jī)制存在明顯不同。對于從事雇傭工作的個體而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高可以直接影響其收入，從而對其健康水平帶來影響;而對于尚未從事雇傭工作的個體而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高將增大不從事雇傭工作的機(jī)會成本，從而可能會增加這部分勞動者向雇傭工作崗位的進(jìn)入，進(jìn)而對其健康水平帶來影響。

我們針對個體工作身份差異———是否從事雇傭工作展開異質(zhì)性分析。基于低收入勞動者在樣本初始期是否從事雇傭工作①進(jìn)行了分樣本回歸，結(jié)果匯報在表7 第（5）、（6） 列。可以發(fā)現(xiàn)最低工資每提高1%的水平，雇傭工作者自我評價為健康的概率提高0. 49 個百分點，而未從事雇傭工作的人自我評價為健康的概率提高0. 33 個百分點，兩者均在5%的水平上顯著。

最低工資政策對于從事和不從事雇傭工作的勞動者健康狀況均有顯著影響，雖然對前者的影響更大。如前所述，最低工資影響未從事雇傭工作勞動者健康的這種“溢出效應(yīng)”可能是由于最低工資提高后促進(jìn)了未從事雇傭工作的勞動者進(jìn)入雇傭工作。在后文中，我們將對這一可能的影響進(jìn)行具體分析。

5 影響機(jī)制分析

最低工資的調(diào)整不僅會對雇傭工作者產(chǎn)生直接影響（“ 集約邊際”），也會通過影響雇傭工作決策而對原本未從事雇傭工作的人群產(chǎn)生影響（“ 擴(kuò)展邊際”）。由于從事雇傭工作與未從事雇傭工作的勞動者健康水平受到最低工資政策影響的渠道會存在一些差異，因此，我們對雇傭工作者與非雇傭工作者分別進(jìn)行說明。

對于雇傭工作者來說，經(jīng)典的健康需求理論認(rèn)為最低工資政策可以從收入與時間成本兩個角度影響其健康水平（Grossman， 1972）。一方面，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高可以帶來勞動者收入水平的提高，使勞動者的生活質(zhì)量得到改善，從而對勞動者健康產(chǎn)生正向的影響。另一方面，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高會增加休息、娛樂等活動的時間成本，因而可能會增加勞動者用于工作的時間，使其工作負(fù)擔(dān)加重，從而對勞動者健康產(chǎn)生負(fù)向的影響。此外，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高將增大企業(yè)的用人成本，從而可能使得部分雇傭工作者因裁員等原因被迫退出雇傭工作（即被解雇），進(jìn)而對這部分勞動者的健康產(chǎn)生不利的影響。

對于原本不從事雇傭工作的勞動者來說，最低工資政策在短期內(nèi)雖然不會對其收入和工作時長存在直接影響，卻可以通過影響其被雇傭的狀態(tài)來形成間接影響。從進(jìn)入雇傭工作角度來看，一方面，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高將增大不從事雇傭工作的機(jī)會成本，從而吸引部分未從事雇傭工作的勞動者進(jìn)入雇傭工作崗位。另一方面，最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高也可能使企業(yè)的負(fù)擔(dān)加重，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)的用人門檻提高，那么未從事雇傭工作的勞動者將更難找到雇傭工作。因此，具體的影響方向需要實證分析給出答案。

接下來，我們從雇傭工作進(jìn)入與退出、個體收入、健康投資、工作時長等多個方面逐一對可能的影響渠道展開分析。

5.1 雇傭與解雇

我們首先討論最低工資的變化如何影響個體勞動者受雇或被解雇。大量研究表明，被解雇帶來的失業(yè)會損害個體健康、提高死亡率（ Sullivan and VonWachter，2009;Marcus， 2013）。就我們研究的問題而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高將使得從事雇傭工作與原有情況相比更加具有吸引力，從而使得不從事雇傭工作的機(jī)會成本提高，這對從事雇傭工作與未從事雇傭工作的個體都會帶來影響。一方面，原本對從事雇傭工作意愿不強(qiáng)的個體因為受到雇傭工作更大的吸引，從而可能選擇進(jìn)入雇傭工作崗位。另一方面，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高可能帶來企業(yè)用人成本的增加，導(dǎo)致企業(yè)的負(fù)擔(dān)有所加重，同時希望從事雇傭工作的人數(shù)也可能會增多，企業(yè)雇傭勞動力的條件會更為苛刻，門檻會有所提高。盡管部分個體希望從事雇傭工作，但其找到雇傭工作的難度可能會增大，且已經(jīng)從事雇傭工作的個體也有可能因企業(yè)裁員等原因而被迫退出雇傭工作，面臨失業(yè)問題。因而最低工資變化對個體就業(yè)的影響方向是不確定的，并且已有的實證研究也未得出一致的結(jié)論。例如，在一篇頗具影響力的研究中，Card andKrueger（1994）通過比較美國賓夕法尼亞州和新澤西州最低工資調(diào)整的差異，發(fā)現(xiàn)提高最低工資能夠促進(jìn)就業(yè)。而Neumark and Wascher（2007） 通過對文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)多數(shù)研究支持了提高最低工資會減少就業(yè)。關(guān)于中國的研究中，馬雙等（2012，2017）發(fā)現(xiàn)最低工資提高顯著減少了制造業(yè)企業(yè)就業(yè)，但促進(jìn)了女性的勞動參與，而楊娟和李實（2016）發(fā)現(xiàn)最低工資的提高對流動人口的就業(yè)沒有顯著影響。所以提升最低工資究竟將如何影響勞動者就業(yè)，尤其是低收入者的就業(yè)并沒有定論。

我們針對低收入群體中個體勞動者在初始期是否從事雇傭工作進(jìn)行分組，分別研究了最低工資對于未從事雇傭工作的勞動者進(jìn)入雇傭工作和從事雇傭工作的勞動者被解雇的影響①，結(jié)果匯報在表8 中。觀察表8 第（1） 列我們發(fā)現(xiàn)，最低工資每提高1%的水平，未從事雇傭工作者進(jìn)入雇傭工作的概率提高0. 33 個百分點，在1%的水平上顯著，而第（2） 列估計系數(shù)非常小且并不顯著，說明最低工資水平的變化不會導(dǎo)致已從事雇傭工作者被解雇。這些結(jié)果說明最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高可以通過促進(jìn)未從事雇傭工作的勞動者進(jìn)入雇傭工作崗位，進(jìn)而改善其健康水平，但不會通過使原有的雇傭工作者被解雇或者失業(yè)這一渠道來影響個體健康。

5.2 收入變化

收入是決定勞動者健康水平最為重要的因素之一，收入水平的提高可以通過改善勞動者整體的生活水平、緩解勞動者的心理壓力、使勞動者有能力得到更為優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù)等渠道發(fā)揮作用。已有研究發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)的上升可以通過提高勞動者的收入水平進(jìn)而顯著提高勞動者的健康水平（Wehby et al. ，2020; Lenhart， 2017）。對于低收入群體中從事雇傭工作的個體勞動者而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高將會對其薪資水平帶來較為直接的影響，可以使其收入水平得到提高。而對于低收入群體中尚未從事雇傭工作的個體而言，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高可以通過促進(jìn)其進(jìn)入雇傭工作而對其收入產(chǎn)生間接影響。最低工資對收入的影響的回歸結(jié)果匯報于表9 第（1） 列。我們發(fā)現(xiàn)，最低工資每提高1%，會導(dǎo)致低收入群體的收入提高0. 68%。

5.3 健康投資

最低工資提高導(dǎo)致的收入變化可能進(jìn)一步帶來對于健康資本投資的變化，從而影響個體的綜合健康水平。為此，我們從健康行為、醫(yī)療保險和飲食結(jié)構(gòu)等方面展開了分析。我們首先考慮了最低工資對于抽煙行為的影響。最低工資提高帶來的收入情況的改善可以緩解精神壓力、促進(jìn)精神健康，從而減少抽煙行為（Saffer and Dave， 2005;Byrne and Mazanov， 2016; Wehby et al. ，2020）。

表9 第（2）列的回歸結(jié)果證實了我們的猜想，最低工資的提高顯著降低了抽煙行為。但根據(jù)第（3）列的回歸結(jié)果，最低工資對參與體育活動的概率沒有顯著影響。第（4）列的結(jié)果表明，最低工資標(biāo)準(zhǔn)對低收入勞動者擁有醫(yī)療保險的概率沒有顯著影響。第（5）、（6） 列的結(jié)果表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高改變了膳食結(jié)構(gòu)，顯著提高了熱量和碳水化合物的攝入。這些發(fā)現(xiàn)表明，最低工資通過增加低收入勞動者對健康資本的投資而改善了其健康水平。

為進(jìn)一步驗證受雇和收入增加、抽煙行為的減少以及膳食結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是最低工資政策作用于勞動力健康提升的渠道，我們將其是否受雇、收入、是否抽煙、熱量攝入和碳水化合物攝入作為控制變量引入回歸模型中。第（9） 列結(jié)果顯示，在控制上述變量后，主解釋變量的估計系數(shù)較基準(zhǔn)回歸明顯降低，表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高是通過上述渠道導(dǎo)致其健康狀況的提升。

此外，根據(jù)《中國居民膳食指南（2016）》，我國成年人每日食物熱量攝入總量的建議范圍為低于2500 卡路里、每日碳水化合物供能占總攝入比例建議為55%左右，可見熱量和碳水化合物攝入并非越高越好，而是需要控制在合理范圍內(nèi)。據(jù)此，我們分別構(gòu)造“熱量攝入是否超標(biāo)”及“碳水化合物攝入是否超標(biāo)”兩個虛擬變量，并將其作為被解釋變量，實證檢驗最低工資的提高帶來的勞動力熱量和碳水化合物攝入的提升是否有利于健康，回歸結(jié)果見表9 第（10）、（11）列。

結(jié)果顯示，最低工資政策對于超額攝入熱量和碳水化合物并無顯著影響，即最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高在健康范圍內(nèi)提高了勞動力對于能量和碳水化合物的攝入。

5.4 工作時長變化

最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高雖然可以帶來收入的增多，從而有益于低收入勞動者的健康，但同時也可能影響低收入群體的工作時長。前文已經(jīng)論述過，勞動者工作時間變長可能導(dǎo)致其娛樂、休閑等時間的縮短，同時也可能會增加勞動者的工作壓力， 這些均可能會給個體勞動者的健康帶來負(fù)向影響（ Grossman，1972）。因此，有必要針對最低工資標(biāo)準(zhǔn)提高對勞動者的工作時長的影響展開實證分析。我們以個體勞動者匯報的每周工作的小時數(shù)作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果匯報于表10。觀察第（1） 列的估計系數(shù)我們發(fā)現(xiàn)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變化對低收入群體的工作時長沒有顯著的影響。進(jìn)一步地，我們區(qū)分了期初從事雇傭工作的勞動者和未從事雇傭工作的勞動者進(jìn)行分樣本回歸。第（2）和（3）列的回歸結(jié)果同樣是不顯著的。因此，沒有證據(jù)表明最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高會通過影響勞動者的工作時長進(jìn)而對其健康產(chǎn)生不利的影響。

6 結(jié)論

最低工資政策作為我國一項非常重要的勞動力市場政策，在改善勞動者待遇水平、增進(jìn)勞動者整體福利方面發(fā)揮著重要的作用。本文利用我國最低工資水平在不同地區(qū)與不同年份之間的差異，基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（ CHNS） 樣本，使用廣義雙重差分等方法實證分析我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)的變化如何影響勞動者的健康水平。

實證結(jié)果表明，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的上升顯著提高了低收入勞動者自我評價為健康的概率，同時顯著降低了低收入勞動者受到患病影響與在過去四周生病受傷的概率，而對中高收入勞動者影響很小，且在統(tǒng)計意義上不顯著。這一結(jié)論在多種檢驗下仍然保持穩(wěn)健。在對影響機(jī)制進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的上升提高了低收入勞動者進(jìn)入雇傭工作的概率，而不會影響已從事雇傭工作的個體從雇傭工作崗位中退出，這在很大程度上解釋了起初未從事雇傭工作的勞動者也會受到最低工資影響的原因。最低工資標(biāo)準(zhǔn)上升提高了低收入勞動者的收入水平，進(jìn)而導(dǎo)致了其對健康投資的增加，但對其工作時長沒有顯著影響。這些渠道導(dǎo)致了最低工資標(biāo)準(zhǔn)的提高對勞動者健康的正向影響。

本文的結(jié)論深化了對于最低工資政策影響的科學(xué)認(rèn)識，為更科學(xué)全面評估中國的最低工資政策提供了新的參考。

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