最低工资政策的健康效应存在吗？——来自中国综合社会调查数据的经验证据

段志民

一、引 言

最低工资政策及其效果评估是社会科学研究中长盛不衰的重要议题。长期以来，研究焦点集中在最低工资政策与工资水平、劳动就业及贫困等经济指标的关系(国艳敏，2009；Autor 等，2016)，最低工资政策的非经济影响尚未得到足够重视。近年来，最低工资政策的健康效应吸引了国外学者的高度关注，尤以最低工资标准提升对低收入者的健康影响最受瞩目(Cotti 和 Tefft，2013；Wehby 等，2016；Reeves 等，2016；Horn等，2017；Lenhart，2017)。在健康中国战略提出的背景下，如何有效改善人民健康日益成为我国学界关注的焦点。从健康供需视角看，健康改善不仅取决于医疗体系和社会保障体系等供给力量，也受制于劳动力市场政策引致的健康需求变化。鉴于最低工资政策是劳动力市场的一项重要制度，深入探讨其健康效应具有重要现实意义。

从理论上讲，最低工资政策可经由收入水平和时间成本两条路径影响低技能劳动者健康，但其方向与强度均尚难确定。一方面，最低工资标准提升有利于劳动者健康状况改善:最低工资标准提升直接导致劳动者收入增加，令其可承担更多健康支出(Aaronson 等，2012)；同时，相对收入地位提高有助于缓解低收入群体的压力和沮丧情绪(Wilkinson，1997)。然而，另一方面最低工资上涨也会导致劳动者用于健康或休闲的时间成本上升，减少其参加锻炼或其他有益身心健康活动的频率(Lenhart，2017)，进而对劳动者健康有不利影响。两方面作用方向相反，孰为主导，难以预判。为明确揭示最低工资政策对健康的净效应，必须借助实际数据进行验证。

国外针对最低工资政策健康效应的经验研究比较丰富。首先，从综合健康角度，大多数文献均证实最低工资标准提升可显著降低劳动力自报健康为较差的概率(Averett等，2017)，同时也可降低底层群体和新生儿的死亡率(Wehby 等，2016)。然而，Horn等(2017)在利用美国 1993—2014 年低技能劳动力的自报健康数据进行分析后发现，并没有足够证据证明最低工资政策的健康改善效应存在。其次，从生理健康角度，有研究发现最低工资标准提升在提高成年人体重的同时，亦有利于降低肥胖发生率(Cotti和Tefft，2013)，但因未用更多维的生理健康指标，其说服力受到很大限制。同时，Reeves 等(2016)也发现最低工资政策对降低成年人罹患慢性病的作用不甚明显。再次，从心理健康角度，部分研究表明最低工资标准提升能有效减少心理疾病发生率(Reeves 等，2016；Lenhart，2017；Horn 等，2017)，但 Kronenberg 等(2015)则称最低工资政策并不能够缓解低技能劳动力的心理问题。可见，现有研究关于最低工资政策的健康改善效应远未达成共识。Averett 等(2017)和 Horn 等(2017)明确给出最低工资政策的健康效应存在异质性的证据，并将其视为已有研究结论存在差异的潜在原因。最后，关于最低工资政策影响健康的作用机制，尽管有部分文献分别从烟酒类消费(Adams 等，2012)、医疗服务利用(McCarrier 等，2011)和医疗保险购买(Simon 和Kaestner，2004)等角度予以了探讨，但没有在综合框架内作全面分析。Lenhart(2017)利用 1999 年英国提升最低工资标准作为准自然实验，采用双重差分法分析最低工资政策对低技能劳动者自评健康的影响，其使用标准的因果推断技术评估政策效果的做法值得借鉴。但以上研究都针对发达国家样本，考虑到发展中国家最低工资政策的执行力度和实施效果存在差异(叶林祥等，2015)，我国最低工资政策的健康效应值得深入开展专题研究。据笔者所见，国内尚无专门探讨最低工资政策与劳动者健康关系的研究。

我国的最低工资政策自 1994 年开始在全国范围实施，由省级政府负责制定自身的标准。随着时间推移，最低工资标准不断提升，其执法力度也不断加强。劳动和社会保障部2004 年颁发的《最低工资规定》，有力推动了最低工资制度实施，其要求最低工资标准每两年至少调整一次、但各地调整时间不必同步。以此观之，我国省际最低工资标准调整的时间差异与幅度差异为考察最低工资政策的健康效应提供了重要的外生变异来源。有鉴于此，本文立足我国最低工资政策实践，利用CGSS2010—2015 年微观调查以及同期各省最低工资标准数据，使用双重差分法揭示最低工资标准提升对我国劳动者健康状况的影响，并对相关影响机制进行探讨。此外，为验证结论的可靠性，本文分别从证伪视角、方法视角、指标视角和作用渠道视角作了相对翔实且细致的稳健性检验。

在已有文献基础上，本研究的边际贡献体现在三方面:第一，在研究视角上，不同于国内已有文献主要关注最低工资政策对就业、工资或贫困等经济指标的影响，本文从健康的视角考察了我国最低工资政策的非经济影响，丰富了以我国最低工资政策为研究对象的相关文献；第二，在研究数据和方法上，基于我国较长时期的最低工资和微观调查数据，利用双重差分法和细致的稳健性检验试图剥离同时期其他因素可能对估计结果的影响，从而更为可信地得到最低工资政策健康效应的证据；第三，在研究指标上，鉴于健康状况的复杂性和多面性，选择低收入劳动者的综合健康、生理健康和心理健康的多项指标，更为全面地考察了最低工资政策对劳动者健康状况的影响，同时从健康行为和经济状况感知角度，在一个相对统一的框架下通过选择相应指标作深入分析，充分阐释了最低工资政策健康效应的作用机制。

二、理论框架

20 世纪60 年代以来，作为人力资本重要构成要素的健康，其个体差异逐渐引起学者们的关注。早期研究即已探讨健康差异的成因(Adelman，1963)，但并未形成统一的理论框架，尤其是没有建立逻辑自洽的行为模型解释健康形成过程。Grossman(1972)开创性地将健康作为一种耐用资本，据以构建个体对健康产品的需求模型。其假设个体在出生时拥有特定的健康禀赋，在偏好、收入和健康生产函数形式给定的前提下，通过选择各期健康投资和其他商品需求的组合，最终实现终身效用最大化。该模型消除了健康差异分析中理论与经验之间的隔阂，解释了个体在健康资本供需曲线上的差异(王曲和刘民权，2005)。尽管其部分假设过于简化(如个体可预见自身死亡时间等)，仍不失为考察最低工资政策健康效应的理论基础。本文将其作为后续理论与经验分析的逻辑起点。

本文沿用 Grossman(1972)将健康作为存量指标的做法。在个体健康禀赋不受最低工资政策影响的前提下，当前的健康状况主要决定于各期追加的健康投资和健康折旧率。其中，健康投资主要依赖于收入水平的高低，较高的收入可带来更高质量的健康投资(Hoynes 等，2015)；而健康折旧率则取决于个体的健康行为和心理舒适度(Parsonage 和 Neuburger，1992)。显然，尽管健康投资可为健康的存量提供重要动能，但健康投资的效率受折旧率所制约。因此，最低工资政策在提高低收入群体收入水平从而影响健康之际，其对个体健康行为和心理感知的影响则直接决定最低工资政策对个体健康的作用效果。考察其主要作用路径，可提炼为三个理论假说。

首先，最低工资政策可通过提高个体收入水平对健康产生直接影响。收入是健康的重要影响因素，低收入群体长期受多种不利因素的累积，且在医疗服务获取能力上处于弱势，进而引发健康状态恶化。最低工资政策主要影响低收入群体的劳动力市场表现，能显著提升其收入(Neumark 和 Wascher，2004)，进而改善其健康水平。在最低工资标准提升引致的同等收入增量的前提下，初始收入越低的个体，其健康改善效果越明显(王曲和刘民权，2005)。由此，得到第一点假说。

假说一:与高收入群体相比，低收入群体的健康状况受最低工资政策的正向影响更大。

其次，最低工资政策可影响个体的健康行为，进而影响生理健康。最低工资标准提高后，低收入劳动者的收入会得以增加，而收入水平直接决定着个体的健康行为(王曲和刘民权，2005)，最低工资政策会通过影响收入从而改变劳动者行为(如生活方式、体育锻炼、饮食和居住条件等)。鉴于健康是一种正常品，随着收入增加，个体会相应提高健康投资。对某些个体而言，烟酒类商品消费也会随收入增加而增多，但只要健康的收入弹性足够大，个体对此类有损健康的商品消费会相应减少(Hoynes 等，2015)。据此，提出第二点假说。

假说二:最低工资政策可通过改善个体健康行为产生正向健康效应。

最后，最低工资政策可影响个体对自身相对经济状况的感知，进而影响心理健康。相对收入假说表明，尽管个体在意其绝对收入，但对与他人相比的相对收入更为敏感。在与工作群体比较时，那些因最低工资标准提升而失业的个体会产生更强烈的相对剥夺感，导致自身健康状况恶化(Horn 等，2017)。此外，相对收入水平还与生活压力感知息息相关，生活压力会造成个体心理负担加重，并引起心理疾病和全身循环系统病症(Lenhart，2017)。因此，最低工资标准提升可有效改善低技能劳动者的经济压力和生活压力，进而降低个体产生心理疾病的可能性(Reeves等，2016)。为此，给出第三点假说。

假说三:最低工资政策可通过改善个体相对收入和生活压力感知产生正向的健康效应。

三、数据与实证策略

（一）数据说明

本文的数据主要来自中国综合社会调查(CGSS)数据库。CGSS 数据库涵盖了丰富的人口统计学和社会经济特征，已成为研究中国社会经济问题最重要的数据来源之一。本文考察最低工资政策对个体健康状况的影响，而2010 年以前的CGSS 涉及的个体健康信息极为匮乏，因此最终选用2010—2015 年的调查数据。

考虑到最低工资政策主要影响劳动力市场内的低收入群体，根据研究目的对数据库做两方面处理。是否处于劳动力市场较易确认，本文保留处于法定工作年龄且在职的样本，男性和女性工作年龄分别设为16 岁～60 岁和16 岁～55 岁。低收入群体界定相对困难。贾鹏和张世伟(2013)发现最低工资提升可对处于最低工资 1.5 倍以下的劳动力群体产生溢出效应，刘柏惠和寇恩惠(2017)则认为最低工资的溢出效应可延至工资分布的 40%分位。本文审查样本数据发现，工资分布 40%分位的工资水平均在各省最低工资的1.5 倍以内，经权衡以工资分布40%分位以下界定低收入群体。此外，对部分关键信息缺失的样本也予以剔除，最终保留11963 个适龄低收入劳动力样本。

本文主要以自评健康刻画健康状态，分别采用序数变量和二元变量的形式。自评健康状况来自“您觉得您目前的健康状况如何”的受访者回答结果，按照“很不健康、比较不健康、一般、比较健康、很健康”依次赋值为 1～5。考虑到自评健康在诸取值等距的假设存在潜在风险，同时生成虚拟变量区分是否“健康较好”，具体将比较健康和很健康合为一组(取值为 1)，其他等级视为一组(取值为 0)①类似于此的二分类健康变量在健康经济学文献中被广泛使用(Humphreys 等，2014)。另外，为了检验结果的稳健性，除了正文中报告的健康虚拟变量的划分标准外，我们还采用了其他多种的划分标准，如将“良好”作为一组，包括一般、比较健康和很健康，其他作为另一组，发现估计结果与报告的结果相似。。本文利用自评健康作为健康水平的代理变量，尽管有失主观，但在一定程度上自评健康往往比客观指标准确。究其原因，其不仅是最为全面的指标，而且反映个体对自身现有复杂疾病程度的认知和判断，甚至还能反映已有症状但尚未被诊断出的疾病(Humphreys 等，2014)。另外，鉴于自评健康是客观健康与主观心理健康的综合体(潘杰等，2013)，要得到最低工资政策对健康的具体影响，有必要进一步区分生理健康和心理健康。为此，本文用基于“过去一个月由于身体状况较差影响工作或日常活动的频繁程度”和“体重指数(BMI)与理想值之差的绝对值”作为生理健康状况的度量②鉴于体重指数 BMI 是典型的适度指标，适宜区间为[18.5，24]，因此本文以 22 为理想值，用“实际值与理想值之差的绝对值”作为个体生理健康指标的度量。；用“过去一个月，感到心情抑郁或沮丧的频繁程度”和“过去的一个月您是否感觉充满活力”的汇报结果作为心理健康状况的度量。

根据 Grossman(1972)的理论模型，由于最低工资标准提升，个体追加( t- 1期)健康投资，并对t 期健康状况产生影响。因此，本文选择滞后1 期的最低工资标准 lnmwt-1作为核心解释变量③需要注意的是，国内研究普遍根据最低工资标准的执行时间长短进行加权平均，作为当年的整体平均最低工资。为突出最低工资标准在各地的调整幅度差异和调整时间差异，本文没有采用上述做法。。考虑到 CGSS 一般在暑期进行调查，本文所使用的最低工资标准均选取各地区上年度 7～8 月份所执行的最低工资标准，具体来自各省区人力资源与社会保障部门官方网站及最低工资标准调整通知。同时，本文还对一系列个体特征进行控制，包括性别gender(男性为 1)、年龄age、受教育程度educ、户籍hukou(城镇为1)、民族nation(汉族为 1)、婚姻状况marital(在婚为 1)和医疗保障类型medicare(无任何医保为 0，城居保/新农合为 1，商业性医疗保险为 2，两类保险均有为 3)等。Becker 和Tomes(1976)认为家庭预算约束和家庭资源内部分配是影响个体健康的关键性因素，表现为收入越高的家庭分配给家庭成员进行健康投资的经济能力越强，因而家庭成员的健康水平就会越高。因此，本文还对人均家庭收入lnpinc 予以控制。

尽管目前主流文献均认为最低工资标准的制定基本不受个体健康状况的影响(Averett 等，2017；Horn 等，2017)，然而我国各地政府在制定最低工资标准时往往也会基于当地经济发展水平、城镇居民生活费用支出、职工平均工资、职工个人缴纳的社会保险费、住房公积金等因素综合考虑，而这些因素均会对居民健康产生重要影响(Deaton，2013)。为此，进一步控制滞后 1 期的地区相关特征，包括地区发展水平ln pgdpt-1(对数人均 GDP)、地区平均工资 lna waget-1(对数城镇单位就业人员平均工资)、市场化程度 marke tt-1(非国有企业就业量/总就业量)、产业结构 industryt-1(非农产业增加值/GDP)、医疗水平 medilevt-1(每万人拥有的医疗机构床位数)、空气质量(空气质量达到二级及以上的天数占全年的比例)①由于我国空气质量监测以城市为主，缺少省域层面的空气质量监测数据，本文利用生态环境部公布的城市空气质量日报数据，并根据《大气污染物综合排放标准(GB 16297-1996)》统计出各城市每年空气质量达到二级标准及以上的天数，在计算其占全年总天数比例的基础上，再通过城市年末常住人口为权数进行加权平均从而得到省域年度空气质量数据。、平均受教育水平peduct-1(劳动力平均受教育年限)和城市化率 urbanizt-1(城镇人口占年末常住人口的比例)等。其中，除空气质量数据来自中华人民共和国生态环境部网站外，其余特征变量数据均来自各省相应年份的统计年鉴。地区层面的变量均以2009 年为基期，利用各地CPI 指数进行价格调整。主要变量的描述性统计分析结果见表1。

表1 主要变量描述性统计分析

续表1

样本描述性统计结果表明，我国低收入群体的平均健康状况处于一般健康和比较健康之间，拥有较好健康状态的比例为 59%。结合生理健康和心理健康指标可知，心理层面的健康状况可能是制约我国低收入群体健康改善的主要原因。在将样本按所在地是否调整最低工资标准予以区分的基础上，可以看到当样本所在地调整了最低工资标准后，适龄低收入劳动力群体的综合健康状况、生理健康状况和心理健康状况均有明显改善。然而，描述性统计分析只能揭示简单的对比结果。进一步将各地相邻年份的最低工资标准和平均健康状况进行差分，以期消除不随时间变化的地区固定效应，然后以散点图揭示二者关系。图1 显示，两者呈正相关关系，最低工资标准调整以后适龄低收入劳动力群体的健康状况有所改善；最低工资标准调整的幅度越大，低收入群体的健康水平提升越明显。

总之，就健康状态而言，调整最低工资标准的地区样本，平均而言优于未调整最低工资标准的地区。但简单比较无法说明最低工资标准提升与健康状况改善存在因果关系，有待进一步用更严谨的实证方法进行考察。

图1 最低工资标准与平均健康状况关系

（二）实证策略

在Grossman(1972)理论模型基础上，本文运用多期双重差分法揭示最低工资标准对健康状况的因果效应。实证模型设定如下:

其中，h ealthijt表示地区 j 中个体i 在时期t 汇报的健康状况，l nmwjt-1为 j 地区 t-1时期的对数最低工资。具体将 t- 1期 7 月份前调整了最低工资标准的地区作为处理组，同期未调整最低工资标准的地区作为控制组，从而允许各地区最低工资标准调整幅度和调整时间存在差异。为保证双重差分识别方法中的平行趋势假设尽可能成立以避免估计结果存在高估的可能性，本文还对个体特征Xijt、地区特征Zjt-1、地区固定效应 δj和时间固定效应ηt加以控制。此外，参考Angrist 和Pischke(2015)的做法，在回归中加入地区特定的时间趋势项 θjt检验共同趋势假说，其好处是允许最低工资标准在不同地区具有不同的轨迹，从而得到更纯净的因果效应。

进一步，为放松双重差分方法关于平行趋势假设的要求，同时也为消除诸如地区层面医疗或医保政策等遗漏变量的影响，本文选择三重差分方法以得到更为干净的估计结果。该方法要求作为对照组的群体不能受到最低工资政策影响，即满足SUTVA(stable unit treatment value assumption)条件，即要求个体的潜在结果不会因为其他个体是否接受处理而不同。本文研究中，考虑到我们仅选取适龄低收入劳动力作为分析的样本，因而为采用三重差分识别策略提供了便利。具体地，我们选择两组完全不受最低工资政策影响的群体并分别回归:第一组群体为 70 岁以上的退休人员，第二组为工资水平处于收入分布 80%分位以上的适龄高收入劳动力群体①本文分别利用 70 岁以上退休群体和适龄较高收入群体作为分析样本，利用最低工资标准作为核心解释变量，以工资水平作为被解释变量，同时对所有控制变量加以控制，均得到了不显著的回归结果。其中，70岁以上退休群组的回归系数为-0.072，t 值为-0.13；适龄较高收入群组的回归系数为0.035，t 值为0.64。以上结果表明，本文选择的这两个群组基本不受最低工资标准调整的影响。。考虑到最低工资标准在时间和地区两个维度均为动态变化，可以通过三重差分法剥离地区间的固定差异。构建模型如式(2)所示，其中 Groupi表示个体i 所属群组，如果个体i 属于适龄低收入劳动力群组，则取值为1，如果属于其他两个群组，则取值为0。

需要说明，鉴于在选择不同的控制变量进入模型时，非线性模型的估计结果不可比(Maclean 等，2014)；并且在固定效应模型中，Probit 或Logit 模型极易受冗余参数问题的困扰(Greene，2004)②Ferrer-i-Carbonell 和Frijters(2004)等也指出，当因变量为心理测评类的等级指标时，使用如有序Logit 模型或Probit 模型等非线性模型得到的估计结果与线性概率模型的回归结果相差不大，但线性概率模型的回归结果更易于解释，因此在健康经济学文献中线性概率模型的使用相对更为普遍。。因此，本文遵循已有研究的实证思路，仅对线性概率模型进行估计。最后，本文统一将标准误聚类到地区层面。

四、实证结果

（一）最低工资对综合健康状况的影响

作为分析的起点，本文首先考察最低工资政策对综合健康状况的影响。表 2 报告了模型(1)的估计结果。其中，第(1)～(3)列的因变量为五级量表度量的综合健康状况，第(4)～(6)列的因变量为健康是否较好的虚拟变量。

表2 最低工资对综合健康的影响

续表2

表2 第(1)列的估计结果显示，在对省份固定效应、年份固定效应和地区特定的时间趋势予以控制后，最低工资政策显著改善了适龄低收入劳动力的健康状况，同时提高了其健康状况较好的概率。具体而言，最低工资标准每提升 1%，适龄低收入劳动力的综合健康状况平均将提高 0.217 个单位，落入健康较好行列的概率平均提高 0.069个百分点。在加入个体特征和地区特征后，估计系数虽有降低，但影响方向并未发生变化(如表 2 第(2)列和第(5)列所示)。这意味着，最低工资政策的健康改善效应在我国适龄低收入劳动力群体中是存在的。此外，在最低工资标准调整的处理组定义中，我们是将上年度 7 月份前即调整了最低工资标准的地区作为处理组，而考虑到年度内各地区调整最低工资标准的月度存在较大差异，若将调整月份较晚的省份排除在当年的处理组之外，就可能难以准确评估最低工资政策健康效应。基于此，本文将上年度调整过最低工资标准的地区全部作为处理组并重新回归。表 2 的第(3)列和第(6)列的估计结果显示，最低工资政策的健康改善效应依然显著为正，证实了基准回归结果的稳健性。以上分析结果为假说一的成立提供了初步的经验证据。

控制变量的估计结果也都符合预期。具体而言，男性的自评生理健康状况普遍好于女性，这是因为女性在汇报自评健康时倾向于报告更多的健康问题，同时由于生理方面的原因，女性更容易受到疾病的侵袭(McDonough 和 Walters，2001)。鉴于随着年龄增长，健康资本折旧率逐渐增加，年龄越大其健康状况也会越差。教育对健康则具有显著的改善效果，受教育程度越高，越懂得合理利用现有资源以获得更大的健康产出，同时教育亦能提高健康知识的获取能力，从而运用医疗卫生保健知识维护自身健康的能力越强(程令国等，2014)。相比于农村适龄低收入群体而言，城镇适龄低收入群体的健康水平更高，可能的原因在于农村地区的医疗条件和医疗资源非常缺乏，医疗服务可及性也远不及城镇地区(吴晓瑜和李力行，2014)。家庭经济状况越好，个体健康状况越佳，明确支持 Becker 和 Tomes(1976)的观点。此外，经济越发达、空气质量越好、平均工资和医疗水平越高的地区，居民健康状况也越好，在学术界已有普遍共识(Deaton，2013)。

（二）最低工资对生理和心理健康的影响

以下分别从生理健康和心理健康角度分析最低工资标准提升的影响，表 3 汇报了相应的回归结果。从对更多健康指标的估计结果看，最低工资标准提升无论是对适龄低收入劳动力的生理健康状况还是心理健康状况都具有显著的改善效果。一方面，从生理健康的角度来看，最低工资标准每提升1%，能够使得个体工作或日常活动受某些身体伤害影响的频繁程度平均降低0.151 个单位①需要说明的是，“工作或日常活动受影响的频繁程度”和“心情抑郁或沮丧的频繁程度”均为反向指标，1表示总是受影响，5 表示从不受影响，因此需作与系数符号相反的解释。，体重指数与理想值偏差的绝对值则平均下降 0.59%。此外，考虑到低收入劳动力群体更可能遇到的问题是体重指数过轻，而这显然并非健康的征兆，为此本文将体重指数低于 18.5 定义为体重指数过轻，并将其赋值为 1，其余赋值为 0。将体重指数过轻作为被解释变量的回归结果显示，最低工资标准提升能够降低体重指数过轻的发生率，表明最低工资政策确实有利于适龄低收入劳动力群体生理健康水平的改善。

另一方面，从心理健康的角度来看，最低工资标准每提升 1%，适龄低收入劳动力感到心情抑郁或沮丧的频繁程度平均下降 0.149 个单位，感觉充满活力的频繁程度则平均显著上升 0.247 个单位。《世界健康报告 2001》曾指出，低收入群体更容易罹患心理疾病，表现为收入处于后 25%的人群出现抑郁或焦虑紊乱等疾病的比例为收入处于前 25%群体的 1.5 倍至 2 倍，因此低收入群体的心理健康问题不容忽视。本文的估计结果证实，最低工资标准提升引起的收入增加有助于降低罹患心理疾病的可能性，因此最低工资政策可作为保护低收入群体心理健康的重要手段。总体而言，最低工资政策对健康的正向影响体现在生理健康与心理健康两大层面，且对心理健康的正向影响相对更为明显。

表3 最低工资对生理和心理健康的影响

（三）最低工资对城乡居民健康的差异化影响

相比于城镇劳动者，较低的知识和技能水平是农村劳动力和流动劳动力的显著特征，而这直接决定了三类群体职业类型和工资收入的分化。农村劳动力受限于就业机会的选择，只能从事收入较低的工作，而流动劳动力尽管在城镇可获得相对较高的工资收入，但依然处于职业阶梯的底端(吴晓瑜和李力行，2014)。因此，由最低工资标准提升所引致的收入增加对三类劳动力群体的健康状况改善应该具有差异化影响。为明确这一问题，本文在将劳动力群体区分为城镇劳动力、农村劳动力和流动劳动力的基础上，分别考察最低工资标准提升的健康改善效应，估计结果如表 4 所示。结果显示，最低工资标准提升对流动劳动力和农村劳动力综合健康状况改善的影响强于城镇劳动力，至于其中缘由，以下将从生理健康和心理健康两个方面进行解释。

从生理健康指标来看，流动劳动力受益于最低工资标准提升的健康改善效果最好，其次是农村劳动力，城镇劳动力的健康改善效果并不显著。具体地，最低工资标准每提升 1%，将使得流动劳动力工作或日常活动受某些身体伤害影响的频繁程度平均下降0.392 个单位，农村劳动力则平均下降0.183 个单位。由于流动劳动力的工资收入较低，因此由最低工资标准提升导致的收入增加更为明显，增强了其改善身体健康的动机，同时得益于丰富的城市医疗资源，流动劳动力在身体出现问题时更可能寻求到更好的医疗服务。相比较而言，尽管农村劳动力可获得同样明显的工资收入提升，但相对匮乏的农村医疗资源则限制了其生理健康从中获益，因而改善效果较流动劳动力稍低。然而，城镇劳动力的生理健康并不受最低工资标准提升的影响，主要是因为城镇居民患高血压、高血脂或糖尿病等慢性病的可能性更大(牛建林，2013)，而这显然无法因最低工资标准提升而得以改善。

从心理健康指标来看，最低工资标准每提升1%，可使农村劳动力心情抑郁或沮丧的频繁程度平均下降0.416 个单位，而流动劳动力则平均下降0.225 个单位，但城镇劳动力的心理健康改善效果不甚显著。相比于城镇劳动力群体，农村劳动力和流动劳动力群体的工资收入普遍较低，因而由最低工资标准提升所带来的收入改善也会更加明显，因此农村劳动力和流动劳动力从最低工资政策中的获得感也会更强。此外，最低工资标准不断提升也可对农村劳动力和流动劳动力对后期工资收入的持续增加形成良好预期，并从中得到更好的心理感受。然而，尽管城镇劳动力亦能从最低工资标准提升中获益，但无法在城镇劳动力市场上形成更高的相对收入感知，不仅如此，在最低工资标准提升后，城镇低端劳动力也面临着工作节奏加快以及潜在失业的风险(叶林祥等，2015)，因此城镇劳动力的心理健康状况受最低工资政策的正向影响较弱。

表4 最低工资对不同群体健康的差异化影响

续表4

（四）稳健性检验

1. 证伪检验

为获得可信结论，必须排除存在如下巧合的可能:在调整最低工资标准的地区中，个体的健康水平可能已由其他原因而改善，最低工资政策的健康效应仅由虚假回归所致。为此，选择以下方式做证伪检验。首先，慢性病或长期健康问题在短期内应该不会受到最低工资标准提升引致的收入增加的影响(Lenhart，2017)。利用问卷中“您是否患有慢性病或有长期的健康问题”这一调查项目，将其作为被解释变量进行回归，结果见表5 第2 列。其次，70 岁以上退休老龄群组和适龄较高收入群组几乎不受最低工资政策的影响，将这两个群组分别作为分析样本重新回归，结果如表5 第3～8 列所示。

表5 证伪检验结果

需要说明，选取健康指标时，表 5 仅列示了综合健康状况而未列示健康是否较好指标的回归结果，同时仅以“影响工作或日常活动的频繁程度”反映生理健康状况、以“感到心情抑郁或沮丧的频繁程度”反映心理健康状况①事实上，以健康是否较好度量健康状况、以 BMI 指数度量身体健康状况和以是否感觉充满活力作为心理健康状况的度量指标，回归估计得到的结果基本与表5 的估计结果一致。限于篇幅，未予列出。。结果显示，最低工资标准提升对适龄低收入劳动力群体的慢性病或长期健康没有影响；70 岁以上退休老龄群组和适龄高收入群组中，也未发现最低工资政策健康效应存在的证据。因此，可明确排除前述最低工资政策健康效应缘于巧合的可能。

2. 三重差分法再估计

即使控制了时变的地区特征、固定效应和地区特定的时间趋势，上述研究结论是否仍然会因为遗漏掉重要的地区特征而使得估计得到的因果效应受到影响？尤其是近年来我国的医保政策正在逐步完善，而这显然对健康具有重要影响。为验证估计结果的稳健性，本文分别引入 70 岁以上退休老年群体和工资水平处于工资分布 80%分位以上的适龄高收入群体作为对照组作三重差分，估计结果如表6 所示。

表6 三重差分的估计结果

三重差分估计结果中，重点关注交互项 lnm wt-1×unretire 和 lnm wt-1×lowage 的系数。无论是相比 70 岁以上退休老龄群组还是相比于适龄高收入群组，最低工资政策对适龄低收入群组的健康状况确实有明显改善，交互项系数都在1%的显著性水平上显著，且在综合健康、生理健康和心理健康层面均成立。

3. 重新界定低收入群体

据保守测算，加班员工占全部企业员工的比例高达 41.3%以上，超时劳动在我国相对较为普遍，且在受教育程度较低、工作经验较少的低收入群体中更为常见(叶林祥等，2015)。同时，过长的劳动时间又将加速劳动力的健康折旧，因而对健康状况会造成极大损害(王琼和叶静怡，2016)。更为重要的是，我国《最低工资规定》没有明确具体的劳动时间限制。因此，在最低工资标准提升后，雇主很可能会通过延长工作时间来抵消由最低工资标准提升所增加的劳动成本。这显然会部分抵消最低工资政策的健康效应。为此，本文将劳动时间纳入分析框架，通过计算劳动力的小时工资并以此作为划分低收入劳动力的依据。同前文一致，将处于小时工资分布 40%以下的劳动力群体定义为低收入群体。基于此，本文对最低工资政策的健康效应重新进行回归估计，结果如表7 所示。

表7 以小时工资划分低收入群体的估计结果

低收入群体界定标准改变后，最低工资标准提升依然存在较显著的健康效应，只是强度有所减弱。事实上，由于工作时间的延长，我国低收入劳动力的小时最低工资标准一直都没有得到很好遵守(叶林祥等，2015)。因此，从小时工资角度看，在符合预期方面最低工资政策的健康改善效应相对较小。

4. 工资的渠道作用检验

正如前文所述，最低工资政策若要实现低收入劳动力群体的健康改善，则其对劳动力工资水平的提升效应将在其中扮演着至关重要的角色。因此，如果可进一步验证最低工资标准提升能够提高劳动力的工资水平，并据此发挥其健康改善效应，那么本文的基本结论便又具备了更加夯实的证据。为此，接下来先利用劳动力当期工资的对数作为被解释变量，并将滞后一期的对数最低工资作为解释变量，依此考察最低工资政策对低收入劳动力群体工资水平的影响，在此基础上将劳动力的工资水平作为控制变量引入健康决定方程，对劳动力工资的渠道作用进行检验。其回归结果如表8所示。

表8 加入工资变量的回归结果

表 8 的第 2～4 列汇报了最低工资标准对低收入劳动力工资水平影响的估计结果。其中，从第 2 列可以看出，最低工资每提升 1%，低收入劳动力的工资水平将平均增加0.159%，且在1%水平上显著；第3 列和第4 列分别加入控制变量及双向固定效应和地区特定的时间趋势项，结果显示最低工资每提升1%，低收入劳动力的工资平均增长0.132%，系数有所减小，但仍十分显著。事实上，绝大多数学者均证实最低工资对低收入劳动力工资的正向影响显著存在，更多的争论源自其是否能够对更高工资的劳动力产生工资溢出效应(Autor 等，2016)。本文为最低工资政策有利于改善低收入劳动力工资的论点提供了进一步的证据。不仅如此，如表8 的第 5～7 列所示，在将劳动力的工资作为控制变量引入健康决定方程后，最低工资标准对劳动力健康状况的影响几乎消失，而工资则具有显著的正向影响，表明最低工资政策的健康改善效应确实是通过提高低收入劳动力的工资水平而发挥作用的。

五、最低工资政策健康效应的影响机制分析

以上回归分析结果明确表明，最低工资政策对适龄低收入劳动力的健康状况有显著影响，但未厘清其内在机制。根据理论与经验，健康水平主要由个体对健康的重视程度及其经济条件所决定，而前者又由日常生活中的健康行为反映。本部分分别从健康行为和经济条件感知两个视角来分析最低工资政策健康效应的影响机制与作用路径，试图验证假说二和假说三。

（一）最低工资政策与健康行为

健康水平差异很大程度上取决于个体对健康的重视程度差异，因而最低工资标准提升是否改变了人们的健康行为自然成为需要进一步解答的问题。健康行为既包括个体对自身活动的约束性行为，也包括个体对各类有利于自身健康的服务购买行为。本文基于 CGSS 调查提供的个体健康行为信息(涵盖吸烟、饮酒、饮食、锻炼和休闲等多方面)，以及被访者去医院看病次数和私人保险服务购买信息①健康行为取值规则为:“锻炼”取值为 1～5，1 表示从不，2 表示一年数次或更少，3 表示一月数次，4 表示一周数次，5 表示每天；“参加活动”取值同“锻炼”；“吸烟”取值为 1～4，1 表示不吸烟，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”取值为1～5，1 表示从不在1 天之内喝4 个单位，2 表示每月最多1 次，3 表示每月有几次，4 表示每星期都有几次，5 表示每天都如此；“常吃新鲜蔬菜”取值规则同“喝酒”；“看医生”取值为1～5，1 表示过去1 年从不看医生，2 表示很少，3 表示有时，4 表示经常，5 表示非常频繁；“商业保险”取值为0 或1，0 表示没有购买。，在式(1)基础上分析最低工资政策影响健康行为的机制，基本估计结果见表9。

从自我约束性行为来看，最低工资标准的提升，加大了适龄低收入劳动力群体吃新鲜蔬菜的频率，并调动了其参加体育锻炼和户外活动的积极性。一方面，良好的饮食习惯也有助于预防肥胖及其相关生理疾病；另一方面，参加体育锻炼和户外活动不仅能够有效改善身体机能、增强个体性格的惯性和心理调整能力，还有助于建立良好的人际关系和社会网络。上述两方面健康行为变化，可以解释最低工资政策的部分健康效应，基于此本文证实假说二是成立的。但需要指出，最低工资标准提升对适龄低收入群体的吸烟与饮酒行为没有显著影响，这与程令国等(2014)的发现一致，其可能与烟酒类消费品的成瘾性有关。从服务购买行为来看，最低工资标准提升增加了适龄低收入劳动力看医生的频率，同时提高了个人购买商业保险的可能性。服务购买行为的回归结果表明，最低工资政策提高了适龄低收入群体就医的财务可及性，并且借助商业保险的财务分摊功能，使其得到更为及时的医疗卫生服务，最终有利于健康状况的持续改善。

表9 最低工资对健康行为影响的估计结果

（二）最低工资政策与经济状况感知

理解最低工资政策健康效应的另一关键是，最低工资政策是否可通过影响适龄低收入劳动力的相对收入地位感知及医疗支出压力感知而对健康水平产生影响。通常来说，最低工资标准提升后，低收入劳动力的收入水平会有所增加，这不仅能缓解医疗支出带来的部分压力，而且还能提高感知到的相对收入地位。本文分别用“收入地位在当地属于哪一档”以及“是否因为付不起钱而没能得到必要的医疗”等信息作为相对收入地位感知和医疗支出压力感知的度量。当然，最低工资政策应该还能改善适龄低收入群体的生活和收入满意度，而生活和收入满意度又对健康具有重要影响。作为补充性证据，在此还考察了最低工资政策对低收入群体生活满意度和收入满意度的影响。估计结果如表10 所示。

表10 最低工资对经济状况感知影响的估计结果①“相对收入地位”取值为 1～5，1 表示远低于平均水平，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 表示远高于平均水平；“医疗支出压力”取值为0 或1，0 表示无压力；“生活满意度”取值为1～5，1 表示非常不满意，5 表示非常满意；“收入满意度”取值为1～5，1 表示比合理的少很多，2 表示比合理的少一点，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。

与预期一致，最低工资提升对适龄低收入群体的相对收入感知具有显著的正向影响。尽管低收入群体往往比较缺乏维持健康的物质资源，可能会因营养匮乏以及疾病预防不足而阻碍健康状况改善，但最低工资标准提升引致的相对收入地位提升能缓解个体因收入较低引起的沮丧或不满情绪。大多数文献均证实，相对收入水平比绝对收入水平更能够提升个体的幸福感和满足感(Clark 等，2008)。因此，相对收入水平提升对心理健康状况的改善具有至关重要的影响，最低工资政策对收入满意度的显著正向影响便是有力佐证。然而，最低工资标准提升对减弱低收入群体的医疗支出压力并无显著影响，原因可能在于相比高昂的医疗费用，最低工资标准提升带来的收入增量无力根本扭转其财务困境。

六、结论

作为我国保护低收入劳动者利益的一项重要制度安排，最低工资政策已得到学术界的广泛关注，但已有研究大多探讨最低工资政策的经济影响，对其非经济影响的研究尚付阙如。在健康中国战略提出的背景下，低收入群体的健康问题已成为健康中国建设的重要一环。然而，旨在发挥保障性作用的最低工资政策对我国低收入劳动力群体的健康是否具有影响并进而产生对健康的引致需求，目前尚无文献予以探讨。

本文在提出一组理论假说的基础上，利用 2010—2015 年中国综合社会调查微观数据和与之匹配的地区最低工资数据，首次从微观个体视角研究了最低工资政策对适龄低收入劳动力健康的影响，并对相关影响机制进行了探讨，以验证理论假说。结果表明，最低工资标准的提升对适龄低收入劳动力的健康改善有显著促进作用，最低工资标准每提升1%，适龄低收入劳动力的综合健康状况平均将提高0.217 个单位，落入健康较好行列的概率平均提高 0.069 个百分点。通过对生理健康和心理健康指标的考察发现，最低工资政策不仅提高了适龄低收入劳动力的生理健康水平，而且对其心理健康也具有显著的改善效果，且对其心理健康的影响相对更为明显。此外，为保证结论的可靠性，本文分别利用证伪检验、三重差分法、依小时工资重新界定低收入群体以及工资的渠道作用检验对上述结论作了较为细致的稳健性分析，发现最低工资政策对适龄低收入劳动力群体的健康改善效应稳健存在。进一步，本文探讨了最低工资政策健康效应的影响机制，发现最低工资标准提升主要通过改善个体的健康行为和相对经济地位感知两条途径对适龄低收入劳动力群体的健康产生影响。

本文结论提供了最低工资政策健康效应的明确证据，一方面丰富了现有关于最低工资政策研究的相关文献，另一方面对我国最低工资政策能否改善适龄低收入劳动力群体健康状况的疑问做出了较为细致的回答。然而，也应该注意到本文没有考虑最低工资标准提升对因此而失业的部分低收入群体的健康影响。确定最低工资政策的负向就业效应并评估其健康损害程度，进而将其与在业群体的健康改进相权衡，最终对最低工资政策的整体健康效应予以度量，值得进一步深入探讨。