马光明 苗 壮

一、引 言

消费是拉动内需与经济增长的三驾马车之一，消费水平与结构的提升是增加居民幸福感的重要因素。根据历年《中国统计年鉴》的数据，1978年至2020年，中国居民年人均消费支出由184元/年上升至21 210 元/年，其中城镇居民消费水平由405元/年上升至27 007 元/年，成为我国居民消费的主体。政府一贯强调消费的重要作用，党的十九大报告中明确提出“完善促进消费的体制机制，增强消费对经济发展的基础性作用”；2019年中央经济工作会议也明确指出“要持续释放内需潜力”。然而从我国消费相对额来看，1983年以来我国政府与居民最终消费率由1983年的最高点66.8%波动下降至2010年的最低值48.5%，之后又缓慢回升至2019年的55.8%，与欧美发达国家差距明显。2020年以来新冠疫情严重冲击国际贸易，美国等西方国家保护主义和单边主义抬头，世界经济与外部需求不确定性更为增大。利用国内超大规模市场优势进一步挖掘内需尤其是作为消费主体的城镇居民消费需求，成为当前“双循环”发展格局下推动经济内生增长的主要抓手。因此，理清城镇居民消费的影响因素及其影响渠道成为学界当前必须理清的热点问题。

关于影响城镇居民消费的因素，已有研究大多从居民收入、人口年龄结构、人口性别与婚姻结构、房价、受教育水平等角度入手。而从中国21世纪初的“假日经济”热潮开始，劳动闲暇对于居民消费的影响逐步受到各界重视。尽管工作时间上升通常导致劳动者收入增加，但消费行为需要花费时间，在每天24小时的绝对限制下，工作之余可用于消费的闲暇是否足够也是影响居民消费的又一约束。改革开放以来，中国政府高度重视劳动者闲暇，不断致力于增加国内法定节假日数量。早在1994年2月颁布的《关于职工工作时间的规定》将职工每周工作时间从原先48小时降为44小时；1995年5月又下降为40小时；1999年年末颁布《全国年节及纪念日放假办法》后，全年包括双休日的所有法定节假日天数达114天，占全年天数近1/3。但在实际执行层面，基于近年中国经济高速增长与对应产业、就业结构的变化，根据国家统计局的数据，2001年至2019年我国城镇居民平均工作时间由44.9小时/周波动上升至46.8小时/周，城镇居民总体仍然“变得更忙了”，经济增长更快的东部地区则更为严重。因此，近年工作时间的增加对于城镇居民总体消费有何影响？其渠道如何？工作时间-收入-消费的相互关系如何？工作时间对不同类型劳动者和商品消费的影响是否相同？一系列有趣的问题便呼之欲出，但已有研究大多以劳动者“闲暇”或“节假日”的变化作为关键分析变量，因此大多为政策分析，少量实证研究中涉及的观测样本数量少且多为不连续的哑变量，给实证研究带来了很大困难(详见文献评述)。这正给本研究带来了一个有趣的突破口。

本文剩余部分结构安排如下：第二部分对城镇居民消费的常见影响因素，特别是“闲暇”或“工作时间”与居民消费关系的文献进行梳理。第三部分计算并展示21世纪以来我国整体与各省份城镇居民周平均工作时间的变化，并从“各行业平均工作时间”及“就业结构”两个维度考察其变化成因。第四部分基于效用最大化框架，梳理劳动者闲暇、收入与消费的理论关系。第五部分基于部分中介效应模型以2003—2019年省级面板数据考察各省份城镇平均工作时间对城镇消费额、消费率的影响及其中介渠道，并对不同类型消费品、居民不同收入水平进行异质性检验。第六部分是总结与政策建议。

二、文献综述

鉴于消费对宏观经济的重要意义，已有文献大量从居民收入、人口年龄结构、人口性别与婚姻结构、房价、教育等角度探讨了中国居民消费的影响因素，由于工作时间与收入的密切关联，本部分主要梳理关于收入、工作时间(或闲暇)与城镇居民消费关系的文献。

(一)关于收入与城镇居民消费的关系

居民收入是影响消费的重要因素。早在1920年代，Modigliani和Brumberg(1954)[1]在其著名的生命周期-持久收入理论(LC-PIH)中指出，居民预期收入(或说持久收入)对消费决策影响很大：年轻时期收入较低，考虑到未来收入增加且须建立家庭并抚养子女和父母，往往消费支出较大，甚至可能透支消费；中年时期收入提高，家庭支出较稳定，为预防养老，消费比重会降低；老年阶段则将之前的储蓄用于消费。Friedman(1957)[2]、Muth(1960)[3]进一步将居民收入分解为“持久收入”与“暂时收入”。这一分析框架被Leff(1969)[4]、Leibfritz和Roseveare(1995)[5]等学者利用美、德、日等OECD国家的消费与收入数据进行了多次证实，说明了收入(跨期差异)对于消费确实存在显著影响。

进一步，Leland(1968)[6]在生命周期假说基础上提出了预防储蓄假说，即人们在面临收入不确定因素时会更谨慎消费并增加储蓄，各类导致收入不确定性增加的变化(例如老龄化、经济危机等)会明显增加居民储蓄、降低居民消费水平。国内研究也发现收入水平与居民消费特性，例如消费水平、消费率及消费习惯有强烈相关性。例如：苏良军等(2006)[7]发现收入水平差异是影响中国城镇居民消费水平的重要因素；张邦科等(2011)[8]利用省际面板数据发现1980—2008年中国城镇居民消费与持久收入及暂时收入都存在显著相关关系；王曦(2002)[9]进一步发现中国1978—1999年居民消费中50%是基于当期收入，而另50%则基于生命周期与永久收入；葛成和刘震(2010)[10]发现中国城镇居民收入分配结构由改革初期的“纺锤”型逐渐向“金字塔”型过渡，中低收入者数量越来越多且消费需求受限，要求加强转移支付以刺激居民消费。类似研究还有韩松和杨春雷(2009)[11]、臧旭恒和陈浩(2019)[12]等，不再赘述。

在明确了收入对于城镇居民消费水平或消费率有显著影响的基础上，不少学者研究了收入水平差异及垂直变化对于居民消费结构的影响。例如，Lise等(2014)[13]、Aguiar和Bils(2015)[14]都发现日本、美国等各国居民收入差异导致居民在消费结构上产生显著差异与不平等。陈志刚和吕冰洋(2016)[15]通过2002—2009年中国城镇居民住户调查数据发现中国收入不平等是产生消费不平等的主要原因，食品、交通通信支出是城镇居民消费不平等的主要体现，前者消费随收入增加而减少，后者则随收入增长而增加。郑志浩等(2015)[16]利用2000—2015年全国31省份城镇住户调查汇总数据发现，随着中国人均收入增长，城镇居民食物支出水平提高，食物支出占居民支出的比重下降，在外食物支出占食物总支出的比重进一步上升。

(二)关于工作时间(闲暇)与城镇居民消费

国际上很多经典文献早就提出劳动闲暇是人们从工作时间约束中解脱出来进行休息与消费的必要条件(Knight,1921[17]；Robins,1930[18])，并指出增加休闲、降低工作时间能显著促进所谓“休闲消费”或“闲暇消费”(Feather和Shaw，2000[19]；Houston和Wilson，2002[20])；同时给予劳动者适当闲暇补充人力资本还能有效增进劳动者工作效率(Kawaguchi等，2013[21]； Cassar和Meier，2018[22])、个人创新能力(Whiting和Hannam,2015[23])从而提升收入与消费。但同时不少文献进一步指出，不能简单将工作时间与闲暇简单对立起来，工作带来的收入与闲暇均能对消费者产生效用(Becker,1965[24])，应同时考虑两者对消费的影响，还须考虑劳动者关于闲暇与收入之间的替代关系(Gordon，2011[25])。若过分追求闲暇，或企业允许采用弹性工作时间，很可能会大幅牺牲企业效率以及劳动者的工资收入(Autor和Houseman，2010[26]；Bryson，2013[27]；Bosch和Raymundo，2014[28])从而影响消费。

国内的理论研究方面，随着1995年中国正式实行“双休日”制度，以及1999年国务院发布《全国年节及纪念日放假办法》规定春节、劳动节、国庆节和新年为“全体公民假日”，并与周末组成多个长假，20世纪末21世纪初国内学界兴起了“假日经济”研究热潮，此后大量国内文献才开始讨论闲暇和假日对宏观经济尤其是消费的影响。但相对收入、人口年龄结构、性别与婚姻、房价、教育等传统角度，由于宏观与微观上劳动者工作时间或闲暇数据的缺乏，实证研究较少，大多研究仅通过简单统计数据或理论逻辑、数理模型推导等方法对闲暇与消费关系进行文字描述分析。例如，张旭昆和徐俊(2001)[29]设计了一个区分耗时性消费和省时性消费的闲暇时间约束理论模型，推出“劳动闲暇为耗时性消费创造了足够的消费时间，使平常受时间限制难以实现的消费有了实现的条件”从而使中国“假日经济”消费火爆的结论。基于此框架的模型研究还有郭鲁芳(2004)[30]、郭鲁芳(2006)[31]、卿前龙和吴必虎(2009)[32]，等等，结论也大多是在收入不受到影响的前提下，闲暇增加能有效促进居民消费。一些学者清醒地指出，闲暇对于消费的促进作用必须受到收入水平的影响，当前中国居民的闲暇受到收入水平限制还未能充分地转化为消费(魏翔和吕腾捷，2018[33])。作为证据，李萍(2017)[34]发现当前中国城镇化加速导致的大量流动人口和农民工的闲暇并未使用在休闲娱乐等精神层面的消费需求，但随着收入提高，已逐渐产生对娱乐消遣、学习提高、社会交往和观赏参与等方面产品与服务的消费需求。

实证研究方面，如前所述，由于缺乏关于劳动者闲暇或工作时间的系统一手与二手数据，也有学者尝试基于非公开的直接自主调研数据，或采取其他简便量化居民闲暇时间计算方法的方式进行研究，但全部从闲暇或假日时间的角度进行。例如：魏翔(2006)[35]、魏翔和惠普科(2007)[36]采用国家层面1987—2003年的时间序列数据，以经过当年闲暇消费额加权调整的公共假期数量作为非工作时间，发现其对城镇居民消费总额具有显著促进作用；陈海达等(2006)[37]使用1999 年第2季度到 2004 年第4季度消费数据，以当季是否存在假日或黄金周为虚拟变量的办法，发现增加闲暇确实促进了消费增长；栾惠德(2007)[38]采用季节调整的方法，分析长假制度实施前后季节模式变动来测算“假日经济”对居民消费的影响,发现“假日经济”更多体现为有限的消费在不同时期间的转移和替代；李国栋(2014)[39]利用大连某购物中心零售扫描数据的消费者购买记录，发现劳动节假日能明显促进啤酒等季节性商品的消费量。再如王琪延和韦佳佳(2019)[40]利用中国人民大学休闲经济研究中心2017年“国家休假制度改革”调查数据发现，休假天数和收入对旅游消费都具有显著的正向作用，且在高收入群体中休假天数的正向作用更为显著。另外，近年也有一些学者避开闲暇的度量，而用典型影响闲暇的事件来反映闲暇变化，例如研究退休前后消费水平与结构的变化，包括李宏彬等(2014)[41]、邹红和喻开志(2015)[42]，赵昕东和王昊(2018)[43]、任明丽和孙琦(2020)[44]等。

(三)文献总结与评论

纵观已有文献，国内外对工作时间(闲暇)、收入与消费三者联系的文献大多从“收入如何影响消费”“工作时间(闲暇)如何影响消费”两条途径进行，均建立了相对独立的研究脉络。

关于收入对消费的影响的已有研究大多基于Modigliani和Brumberg(1954)[1]、Friedman(1957)[2]的生命周期-持久收入模型与Leland(1968)[6]后续提出的预防性储蓄假说来进行，或是进一步细致分析不同类型居民群体的收入水平差异及垂直变化对于不同类型消费产品的差异性影响，从收入角度出发的研究消费的文献极少结合工作时间或闲暇这一因素。

关于工作时间(闲暇)对消费的影响，类似地，早期的文献也仅仅考虑了增加休闲或减少工作时间基于增加可支配消费时间从而对消费的直接促进作用，但21世纪后不少国外文献已经注意到工作时间或闲暇长短与劳动者收入、消费的关系，提出了例如“闲暇-收入-消费”“闲暇-人力资本(创新能力/工作效率等)累积-收入-消费”等理论影响渠道。国内学界关于中国居民闲暇或工作时间消费效应的研究起步相对较晚，大多从20世纪末21世纪初双休日与长假制度带动的“假日经济”热潮开始，不少理论与实证研究直接考察了工作时间(闲暇)对于消费的关系，一些理论研究也注意到了“工作时间(闲暇)-收入-消费”的关系，少数研究也提到了收入对于工作时间/消费关系的调节作用，但对应的实证研究极少。而国内外实证研究中无论是直接研究工作时间(闲暇)对消费的直接影响，或是分析“工作时间(闲暇)-收入-消费”这一中介机制，在关键变量设置上极少从“工作时间”这一变量入手，大多基于“闲暇”或“节假日”的角度分析其与消费的关系，例如要么是国家层面节假日数量的时间序列分析，要么以假日或黄金周虚拟变量替代，存在数据样本少且关键变量变化范围小的缺陷；还有的则是基于非公开自主调研数据，典型性和代表性有待商榷。另外，在理论模型层面，已有研究虽然能基于消费者效用最大化思路考虑到工作时间、收入、消费之间的关系，但仍不够细致，例如没有考虑工作时间变化的不同成因(内生/外生变化)、不同类型与行为特点的消费者等，仍然有进一步细化的空间。

鉴于以上已有文献的特点，本文做了更为深入的研究尝试。第一，不再使用“闲暇”或“节假日”，而直接研究各省份城镇居民“平均工作时间”对居民消费的影响，该角度的研究几乎空白。在数据采用上，本文将近年中国城镇平均工作时间的变化分解为城镇各行业平均工作时间的变化以及城镇产业与就业结构变化两个方面，以各省份各年各行业就业人数比重作为权数，加权构造了各省份各年城镇居民平均工作时间数据，从而解决了关于工作时间的省级面板数据实证研究中关键自变量数据难以获取的问题。第二，从理论模型设计来看，本文关于工作时间、收入与消费关系的理论模型同时考虑了不同类型消费者、不同类型消费品、宏观与微观、工作时间内生与外生等多个维度，比以往研究分析更细致、更贴近实际。第三，从实证研究思路上来看，本文利用部分中介效应模型同时分析了“工作时间-收入-消费”这一中介渠道(正向)以及工作时间基于收入以外的原因，例如降低可支配消费时间来降低消费这一直接影响(负向)，还考察了收入增加对于工作时间直接影响消费幅度的调节作用，结论更为深入细致。

三、居民工作时间、收入与消费的理论联系机制

工作时间(闲暇)、收入及居民消费之间具有极为复杂的理论关系。首先应当明确，由于具有一天24小时的固定约束，除去必要的睡眠时间，居民工作时间与闲暇必然呈现高度负相关，即工作时间越长，劳动闲暇越少。二者反向关系不言自明，可将两者作为一个变量。下文将从理论上尝试分析不同类型消费者(同时也是劳动者)闲暇(工作时间)、单位时间收入及消费的关系。

(一)基本假设

第一，假定经济社会中居民仅消费两种产品，一种为普通产品X(可看作是生活中所有普通商品的集合)，其消费量用Q来表示，其价格为P；另一种则为闲暇，其消费量用L表示——如同许多学者指出的一样，即使不消费，闲暇本身也是商品，也会产生效用(Becker,1965[24])。闲暇产品的价格即为劳动者单位时间收入，或说工时工资率W，即劳动者选择不工作而享受闲暇的“代价”。消费者的效用函数为U=f(Q,L)。

第二，Q与L两种商品需求均受到消费者收入与产品相对价格影响，并通过替代效应和收入效应发生变化。前者指的是在消费者效用不变前提下，仅由于两种商品相对价格W/P变化导致的需求变化；后者指两种商品相对价格不变时仅因实际收入变化(例如单位时间收入W增加，或工作时间增加)造成的需求变化。

第三，除收入与相对价格外，普通商品Q的需求量还受到闲暇时间L的约束。闲暇是否充足是除了收入以外可能影响个人消费规模与结构的重要因素(郭鲁芳，2006[31]；卿前龙和吴必虎，2009[32])。由于许多产品消费过程中需要消费者拿出时间才能进行(张旭昆和徐俊，2001[29])，即使居民收入与消费能力很高，但若工作时间过长而闲暇过少也会影响消费积极性(Feather和Shaw，2000[19]；Houston和Wilson，2002[20])，闲暇越少，所能支持的消费量越少，这构成了对消费的“天花板式”时间约束。显然，不同类型消费品受消费时间约束程度不同，耗时性消费品或服务受到消费时间约束的程度相对非耗时性产品或服务而言更大(李萍，2017[34]；Kawaguchi等,2013[21])。

第四，经济社会中存在两种居民：“打工族”与“趋闲阶层”，其收入禀赋以及对闲暇与普通产品的消费选择有明显差异。“打工族”代表了城镇中大多数普通劳动者，其单位时间工资率W相对较低，同时收入主要来自工作，非工资收入(例如投资性收入)占比很小。这意味着“打工族”愿意长时间工作以增加收入满足生活需求，普通产品Q为“优质品”，随实际收入增加对Q的需求会增加很多(即收入效应较大)，而闲暇L需求的收入效应很小，更愿意放弃更多闲暇L追求更多工作时间与收入，用以购买更多普通产品Q。而城镇中的“趋闲阶层”则是那些单位时间工资率W相对较高、丰衣足食的高级劳动者，往往从事单位时间劳动强度很大的高薪工作，例如程序员、同声翻译、IT行业劳动者等。同时，相对于普通“打工族”“趋闲阶层”收入中的非工资收入(例如投资性收入)占比相对较大，总收入也相对较高。如同“向后弯折的劳动供给曲线”所揭示的一样，对其而言闲暇是“优质品”，闲暇需求的收入效应为正且很大，普通商品Q需求的收入效应很小，不愿意过多放弃闲暇来换取收入与普通产品消费。

(二)闲暇(工作时间)内生决定背景下闲暇、单位时间收入与消费的关系

在上文的假设基础上，先分析闲暇内生决定时，即消费者能自行调整、决定闲暇(工作时间)来实现个人效用最大化，闲暇或工作时间的变化多由于工资率W等因素的变化所内生造成时，不同类型消费者工资率W与闲暇(工作时间)L、普通产品消费量Q之间的关系。

如图1左所示，“打工族”由于更愿意放弃更多闲暇L追求更多工作时间与收入购买普通商品Q，Q对L的边际替代弹性很大，即增加较少Q就愿意牺牲相对较多闲暇L来保证效用不变，导致其效用函数U较为平坦。同时，由于打工族工资较低，预算线k斜率=W/P也相对平坦。当预算线K1与原始等效用曲线U1相切时达到效用最大化点A，此时最优化闲暇水平为L1(由于其主要收入来自工资，最优化闲暇水平一般低于趋闲阶层，用大多数时间进行工作),商品数量为Q1。当打工族工资W上升，使得其预算线斜率变大，即闲暇的相对价格W/P变贵，商品Q的相对价格变低，补偿预算线K2与原先的效用曲线U1相切于B点。从替代效应来看(假设收入没有随着W上升而增加，仅仅由于相对价格发生变化导致的两种商品消费量的变化)，其对闲暇的消费由L1大幅下降到L2，对商品Q的消费量由Q1增加至Q2。从收入效应来看，由于单位时间收入W的上升使得打工族收入增加，补偿预算线K2右移至K3，由于打工族对闲暇需求随收入增加而增加较少(图中由L2上升至L3)，而对普通商品需求增加较多(图中由Q2上升至Q3)，使得K3与能达到的最大效用曲线U2相切于C点。结合替代效应与收入效应，工资率W上升使得打工族总体而言闲暇下降，工作时间上升，普通商品消费大幅上升。

反之，如图1右所示，“趋闲阶层”相对更不愿意放弃闲暇而追求收入与普通产品消费，导致其效用函数U相对较为陡峭，闲暇L降低一些就需要增加相对较多的普通产品Q消费才能保持效用不变。同时，由于其工资率W相对“打工族”较高，预算线K斜率也较大。当预算线K1与原始等效用曲线U1相切时达到效用最大化点A，此时最优化闲暇水平为L1(由于收入中非工资收入占比相对较大，最优化闲暇水平一般高于打工族，举个极端例子，若趋闲阶层绝大部分收入来自非工资收入，则可以选择不工作),商品数量为Q1。当“趋闲阶层”工资率W上升，使得其预算线斜率变大，补偿预算线K2与原先的效用曲线U1相切于B点。从替代效应来看，其对闲暇的消费由L1降至L2，对商品Q的消费量由Q1增加至Q2。从收入效应来看，由于单位时间收入W的上升使得收入增加，补偿预算线K2右移至K3，由于趋闲阶层对闲暇需求随收入增加而增加较大(图中由L2大幅上升至L3)，而对普通商品需求增加很少(图中由Q2上升至Q3)，K3与能达到的最大效用曲线U2相切于C点。结合替代效应与收入效应，工资率W上升使得趋闲阶层闲暇上升，工作时间下降，普通商品消费小幅上升。

图1 效用最大化下“打工族”(左)与“趋闲阶层”(右)的单位时间收入、工作时间(闲暇)、消费之间的关系

在此基础上，必须注意时间约束对两类居民普通产品消费量Q的影响。W上升使得“打工族”最大化效用的均衡闲暇时间L3比原先的L1降低了，这导致时间约束“天花板”Qmax线向下移动，能支持的最大效用消费Q降低。而W上升使得“趋闲阶层”均衡闲暇时间L3比原先的L1增加，时间约束“天花板”Qmax线向上移动，能支持的最大效用消费Q增加。另外，如前所述，由于“趋闲阶层”存在相对较高的非工资收入占比，其最优化闲暇水平相对“打工族”更高，闲暇和收入所能支持的最高消费水平Qmax要高于“打工族”。

需注意的是，劳动者单位时间收入W或普通商品价格P的变动引起闲暇时间自主变化的分析只适用于个体与短期。因为从长期与宏观视角来看，当地区劳动者单位时间收入W普遍增加时，当地一般商品Q的物价水平P也会随之上涨，导致闲暇与一般商品的相对价格W/P以及消费者实际收入不变，也就没有任何收入效应与替代效应，仍处于效用最大化点，不会自发调整其闲暇与工作时间。当物价P变化时的分析也是一样(篇幅所限略过)。导致劳动者自发调整闲暇长短(如果他能做到)的只能是短期个人行为，例如短期内个体劳动者提升了学历导致单位时间收入W增加，而他面对的社会一般物价水平P并未相应发生变化。

(三)闲暇(工作时间)外生变动时闲暇、单位时间收入与普通产品消费的关系

在经济实践的大多数情形下，闲暇或工作时间的变化并非由劳动者自发调整，而是由于外部力量使得实际闲暇高于或低于劳动者的效用最大化水平。主要包括以下两种场合：一是从微观与短期来看，在弹性工作制未普及时，企业可能会基于各自业务情况将职工的工作时间定在高于或低于劳动者的最优水平，而劳动者基于劳动合同限制、企业规则与失业隐患不能随意改变劳动时间。例如打工族虽然愿意工作更长时间换取收入，但企业制度不允许加班，闲暇高于其个人最优化水平；反之，趋闲阶层不愿意工作更长时间，但企业要求必须出勤足够工时，闲暇低于其最优化水平。而求职成本与转职能力的限制使得劳动者短期内无法随意更换工作时间更合适的工作。二是从宏观与长期来看，一方面如上文所述物价与单位时间收入同步变化使得劳动者无动力调节自己的闲暇时间，另一方面国家经济增长与产业、就业结构变迁均会带来社会整体平均工作时间的变化(例如整个社会都变得“更忙”或“更闲”)。个人劳动者短期内只能在接受平均工作时间外生变化的前提下实现新的效用最大化。这使得闲暇、收入与普通产品消费的关系又有所变化。

如图2所示，假定企业规则或经济结构变化使得社会整体(包括两类居民个体)的平均劳动时间增加，导致闲暇被动降至L2，低于原先的个人效用最大化水平L1。该变化不改变Q与L的相对价格W/P，无替代效应，仅由于工作时间增加而产生收入效应。无论是“打工族”还是“趋闲阶层”的收入均由于闲暇被动下降、工作时间被动上升而增加，从而使预算线K1上移至K2，同时在已固定闲暇水平L2的B点实现效用U2(一定不是最优化水平)。此时对于普通产品Q的消费上升至Q2。而两类居民的区别在于，趋闲阶层由于预算线较为陡峭(工资率W相对打工族更高)，工作时间的被动上升使得其收入增加比打工族更多，在能消费的闲暇已固定至L2不能增加的前提下能够消费更多的普通商品Q，其能实现的效用U2也要比打工族的更高。即总体而言，(不考虑时间约束的前提下)工作时间外生增加使得打工族和趋闲阶层消费均增加，只是趋闲阶层消费增加更大。

图2 闲暇外生减少时“打工族”(左)与“有闲阶层”(右)的工作时间(闲暇)、单位时间收入、消费之间的关系

但我们仍然必须注意闲暇(工作时间)外生变动对消费时间约束的影响。如图2所示，由于此时闲暇L外生减少，无论“打工族”还是“趋闲阶层”对普通商品Q的可支配消费时间均出现下降，可支持的最高消费降低。如果下移后的消费“天花板”线Qmax2低于Q2甚至原先最大化效用的Q1的水平(如图2左)，则消费者只能在既定的L2与Qmax2的水平上实现效用U3(小于U1)，其消费水平Qmax2要低于原先水平。如果下移后的消费“天花板”线Qmax2高于Q1(如图2右)，则对Q的消费会出现增长，而效用水平U3有可能低于或高于U1，取决于“天花板”线下降的幅度。如前所述，“趋闲阶层”由于工资外收入占比较大，最优化闲暇水平与可支持的最大消费水平Qmax1本来就相对“打工族”高，工作时间被迫上升后的Qmax2更容易高于Q1(即图2右的情况)；而“打工族”最优化闲暇水平与可支持的最大消费水平Qmax1本来相对较低，已经用大量时间进行工作，其工作时间被迫上升后的Qmax2更容易低于Q1(即图2左的情况)。

因此，在社会尚未普及弹性工作制及长期视角下，劳动者工作时间的变化大多为企业用工规则或经济结构变化决定的外生变化，且可能高于或低于劳动者个人的最优化工作时间。当工作时间外生增加时，普通商品Q消费的变化取决于工作时间增加导致的收入增加带来的正向收入效应，以及可支配消费时间下降带来的负向影响的综合效果。且当地工资率较高且收入结构中非工资收入占比较高的“趋闲阶层”越多，当地工作时间增加越可能导致消费上升。反之， 当地工资率较低且收入结构大多为工资收入的“打工族”越多，当地工作时间增加越可能降低消费。

综上，我们可以将工作时间(闲暇)、收入与消费三者的关系用图3来展示(鉴于本文的研究内容，展示的是工作时间外生变化对于收入与消费的影响)。工作时间外生变化通过部分中介效应对居民消费产生影响，其中包括工作时间对消费的直接负向影响与通过改变收入而对消费支出产生的间接正向影响。

图3 工作时间(闲暇)、收入、消费理论关联图

(四)数学模型

(收入约束与消费时间约束)

根据以上设定，可写出该消费者最大化问题的拉格朗日函数为：

对拉格朗日函数取一阶导数，可知该消费者的最优消费产品数量与闲暇时间选择分为两种情况：

情况A：ifλ1>0andλ2=0，即消费者最大消费受收入约束，不受消费时间约束。

情况B：ifλ1=0 andλ2≥0，即消费者最大消费不受收入约束，而受消费时间约束。

若将工作时间标记为Si=Lmax-Li,则两种情况下工作时间外生变化与消费量之间的关系分别如下：

情况A:ifλ1>0 andλ2=0，即消费者最大消费受收入约束，不受消费时间约束。

即当工作时间外生增加时，最优消费量上升，也即工作时间外生增加促进消费。

情况B：ifλ1=0 andλ2≥0，即消费者最大消费不受收入约束，而受消费时间约束。

即当工作时间外生增加时，最优消费量下降，也即工作时间外生增加抑制消费。

四、2001—2019中国城镇居民平均工作时间的测度与分解

首先从宏观上展示全国及各省份城镇平均就业时间变化趋势。鉴于不同行业平均工作时间存在较大差异，且不同行业劳动者比例也一直变动，我们分别从“城镇各行业平均工作时间变化”及“城镇就业结构变化”两个维度来分解21世纪以来中国城镇居民平均工作时间变化的成因。

(一)21世纪以来城镇居民平均工作时间波动增加

国家统计局人口与就业统计司、人力资源和社会保障部从2001年开始在《中国劳动统计年鉴》上公布每年全国城镇平均周工作小时数，图4展示了2001年至2019年全国城镇平均周工作小时数的变化趋势。

从图4可知，尽管中国《劳动法》第36条、第37条规定“劳动者每日工作时间不超过8小时、平均每周工作时间不超过44小时”，但由于中国21世纪以来经济快速增长导致的实际生产与服务需要，以及《劳动法》第41、42、43条规定允许用人单位适当延长劳动者工作时间(1)中国《劳动法》第41、42、43条规定：“用人单位由于生产经营需要，经与工会和劳动者协商后可以延长工作时间，一般每日不得超过一小时；因特殊原因需要延长工作时间的，在保障劳动者身体健康的条件下延长工作时间每日不得超过三小时，但是每月不得超过三十六小时(即周不得超过9小时)。”，从实际情况看， 2001—2019年我国城镇居民平均周工作时间不但都超过了周40小时的标准工时，甚至高于周44小时的工时限制。且从趋势上看，进入21世纪后城镇居民平均劳动时间波动上升，2001年平均周劳动时间为44.9小时，2019年已达到46.8小时。其中，男性城镇居民劳动时间相对女性更长。这个现象反映了我国城镇居民21世纪来劳动者闲暇正波动减少的趋势，城镇居民整体上“变得更忙了”。

图4 2001—2019中国城镇居民平均周工作时间变化趋势

(二)工作时间的二维分解：中国城镇各行业平均工作时间与城镇就业结构变化趋势

在明确21世纪以来中国城镇居民平均工作时间波动增加的事实基础上，下面从结构上分解其变化的成因。显然，由于某地区劳动者分别从事不同行业工作，一方面，由于工作内容和方式的巨大差异，不同行业所需劳动时间横向差别较大，例如批发与零售业、居民服务业、住宿与餐饮业等服务业需要长时间服务市场客户，工作时间较长，而农业、金融业、教育业等受生产条件与行业规则的限制，工作时间较短。且随时间变化与行业技术进步，各行业所需要的平均劳动时间也会发生纵向变化。另一方面，各地区劳动者就业结构也会随本地经济增长与产业结构升级而发生变化(即从事不同行业的人数比重发生变化)，这意味着某地区就业结构的变化和各行业平均工作时间的变化两个维度共同决定了当地总体平均劳动时间的变化。

表1展示了人口与就业统计司、人力资源和社会保障部公布的2001—2019年中国城镇19个行业的周平均工作时间的变化趋势和19年的均值。可见，除了个别行业(例如农林牧渔业)在考察期内平均工作时间显著下降以外，我国大多数行业的平均工作时间都出现了不同程度的增加。

表1 2001—2019年中国城镇各行业周平均工作时间 单位：小时

表2则展示了2003—2019年我国城镇各行业就业结构的变化。可以看到，21世纪后就业人数占比显著下降的行业包括农林牧渔业、采矿业、制造业(近5年明显下降)、文化体育与娱乐业；就业占比明显上升的行业包括建筑业、信息传输/软件与信息技术服务业、金融业、房地产业、租赁与商务服务业及教育业(2013年开始明显上升)，其余行业变化趋势不明显。这反映了我国产业结构升级给就业结构带来的影响。

表2 2003—2019年中国城镇各行业就业人数占比(%)

综上，通过整理相关统计数据可以发现，21世纪以来随我国经济与产业的高速发展，城镇各行业工作时间的普遍增加与城镇就业结构的变化共同导致了中国城镇居民平均工作时间波动增加。可以预见，未来随制造业就业比重继续下降，同时以教育业、公共管理、金融业等为代表的工作时间较短的第三产业行业就业比重的上升，中国城镇平均工作时间的增长速度有望得到相对下降，甚至出现绝对值的下降。

(三)中国不同区域城镇居民平均工作时间变化情况

由于中国不同区域与省份产业与就业结构变化并非同步，不同区域与省份城镇平均工作时间水平与变化也存在显著差异。我们基于《中国劳动统计年鉴》每年公布的全国各行业周工作时间为基础，并以各年各省份各行业就业人数占比为权重，加权加总得到各省份各年城镇居民平均工作时间。图5与图6给出了2003—2019年东部11省份、中部8省份，西部12省份城镇居民周平均工作时间的变化趋势以及各省份17年平均值的排位。其中：东部11省份包含浙江、福建、上海、天津、广东、江苏、河北、山东、北京、辽宁、海南；中部8省份为山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；其余为西部省份。

结合图5、图6的信息可以清楚看到，无论是东部或是中西部，其城镇居民平均工作时间的随时间纵向波动趋势与全国十分一致，但从工作时间的绝对水平来看，东部省份(海南除外)>中部省份>西部省份这一现象非常明显。从17年平均来看，浙江、福建、上海、天津、广东、江苏、重庆、山东、北京、湖北这10个省份周平均工作时间超过46小时，是中国城镇工作者工作时间最长的省份，且大多为东部省份，仅有重庆为西部省份、湖北为中部省份。而工作时间最短的6个省份按由短到长依次为西藏、新疆、黑龙江、内蒙古、海南、宁夏，其周总体工作时间均低于45小时，且仅有海南为东部省份。这也体现了东部省份经济增长与产业与就业结构调整速度比中西部更快，企业生产服务任务更重，对劳动者工作时间要求更高。

图5 2003—2019年中国东中西部省份城镇居民平均工作时间均值(小时)变化趋势

图6 2003—2019年中国各省份城镇居民工作时间(小时)对比(17年均值)

综上所述，21世纪以来中国城镇各产业工作时间的变化以及就业结构的变化导致了我国整体城镇居民工作时间的波动，而各省份产业与就业结构发展速度的差异性直接导致了劳动者工作时间产生了省份间横向差异。这就给了关于各省份工作时间(或说闲暇)与消费关系的实证研究一个很好的自变量变化范围。

五、实证研究

下文将利用中国31省份2003—2019年省级面板数据，在控制其他影响消费变量的前提下，详细考察各省份城镇平均工作时间、人均可支配收入与居民消费水平及结构的关系。

如本文理论模型所述，近年中国城镇居民平均工作时间的外生增加对消费的影响可能包含直接与间接两种方式。直接影响是工作时间增加或者说闲暇减少导致居民可支配的消费时间下降，可能导致消费下降；间接影响则是通过收入中介渠道，即工作时间增加可能导致收入增加，而收入增加对消费产生正向收入效应。因此，采用部分中介效应模型是较为合适的实证思路。

(一)工作时间与人均消费支出

Baron和Kenny(1986)[45]最早提出了逐步回归法来检验中介效应。其基本步骤包括：(1)Y=cX+ε1；(2)M=aX+ε2；(3)Y=c′X+bM+ε3。首先，以关键解释变量X对被解释变量Y进行回归，若回归系数c显著，说明存在主效应，但回归系数c显著与否并不是判断中介效应是否存在的前提。例如，若存在两个以上方向相反的中介渠道，或是存在方向相反的直接作用与中介渠道，则也有可能导致主效应并不能被观测到(Shrout和Bolger，2002[46]；Preacher和Hayes,2008[47])。其次，将关键解释变量X对中介变量M进行回归，若回归系数a显著，说明关键解释变量对中介变量有影响。最后，将关键解释变量X和中介变量M同时对被解释变量进行回归，若中介变量M的回归系数b显著，且满足上述两个条件，则证明存在中介效应。此外，进一步观察X的回归系数c′，若c′显著说明该中介是部分中介(即X除了通过M外，自身还基于其他机制直接影响被解释变量)，若不显著说明是完全中介。基于此思路，显然本研究的被解释变量是城镇居民人均消费，关键解释变量是工作时间，中介变量是人均收入(即“工作时间—收入—消费”渠道，另外工作时间变化除了通过影响收入以外还同时导致居民消费时间降低直接负向影响消费)。鉴于此，给出三阶段的部分中介效应验证模型如下(cons为常数)。

主效应：

人均消费it=cons+c工作时间it+βi∑Cit+T+I+εit

(1)

解释变量对中介变量：

人均收入it=cons+a工作时间it+βi∑Cit+T+I+εit

(2)

中介效应：

人均消费it=cons+c′工作时间it+b人均收入it

+βi∑Cit+T+I+εit

(3)

(4)

其中，被解释变量人均消费it为各省份2003—2019年城镇居民人均消费支出(元/年)的对数。关键解释变量工作时间it为各省份各年城镇居民平均工作时间，是将各年各行业平均工作时间以当地当年各行业工作人数占比为权重加权得到，其具体含义见式(4)，其中Ttr为《中国劳动统计年鉴》公布的中国各年城镇各行业平均工作时间，权数βitr则表示各省份各年城镇各行业就业人数占比。人均收入it则是各省份各年城镇居民人均可支配收入对数。Cit为根据以往文献采纳的其他控制变量集合，详见表1。T与I分别是时间固定效应与地区固定效应。表3与表4简述了模型变量的含义、数据来源与描述性统计特征。表5分别给出了中介效应模型三阶段的OLS回归结果(各阶段模型的第一列)。

表3 模型变量描述与说明简表

表4 各变量描述性统计特征

表5 工作时间与人均消费支出的中介效应回归(OLS与工具变量回归)

从表5中介效应模型三个步骤(OLS方法)可以清晰地看到，工作时间—收入—消费的中介渠道显著。具体而言，平均工作时间的增加显著正向提升了当地居民的人均收入。同时，在人均收入与工作时间都进入模型，人均收入系数显著为正的前提下，工作时间系数仍然显著为负，证明是部分中介效应，即工作时间还通过其他原因(例如本文提出的通过降低居民可支配消费时间)来负向影响了人均消费支出。这充分显示了近年中国城镇平均工作时间增加对消费的两面性影响。而正由于工作时间的增加对消费的影响存在不同方向的直接与间接影响，导致主效应并未被观测到，这并不能否认中介效应的存在(Shrout和Bolger，2002[46]；Preacher和Hayes,2008[47])。具体数值上，由于第二步“工作时间→人均收入”模型中工作时间对收入的系数显著，第三步“中介效应模型”中收入对消费的影响也显著，且通过了证明式(2)、式(3)中ab≠0的Sobel检验(表中略过)，因此我们仍然可以依据表5模型(3)与模型(5)计算出工作时间对消费的总效果为“0.02×1.054-0.018=0.003”，与列(1)的总效应相同，可见工作时间对消费两个相反方向的影响幅度非常接近，工作时间变化对人均消费额的总体效应并不显著。

(二)稳健性检验：工具变量回归

考虑到作为被解释变量的人均消费以及关键解释变量的平均工作时间有可能互为因果，即工作时间可能影响消费，但消费水平也影响居民工作时间配置，可能存在内生性问题，利用普通OLS方法回归(即使用固定效应模型)可能使得估计量有偏，因此考虑使用工具变量方法进行两阶段最小二乘回归。鉴于本文构造的各省份平均工作时间相当程度上反映的是各行业工作时间的变化，以及各省份产业结构与就业结构升级的趋势，因此我们构造工具变量各省份“经济地理偏离度”Geograi。其计算方法为：Geograi=ln(Disi)×ln(Elevationi) ，其中Dis是各省份省会城市至香港、天津港、上海港这3个港口的直线距离最近值(公里，数据来自百度地图测距)。由于中国经济发展与产业升级受改革与对外开放影响很大，产业与就业结构的升级从地理特征上来看是从沿海先开始发散至内地，尤其是从天津港、上海港、香港这三个南北开放大枢纽，各省份省会离其的最近距离便影响了当地产业与就业结构从而影响平均工作时间。而Elevation则为各省份省会城市海拔高度(米，数据搜集自网络(2)资料来源：https://www.sohu.com/a/384099867_120047347。)，海拔高度影响了当地居民生活与就业的时间特点，就中国实际情况而言，海拔越高，越不适宜长时间工作或发展需要长时间工作的产业，从而影响当地平均工作时间。从前文图6“2003—2019年中国各省份城镇居民工作时间对比”及散点图(2019年)便可看出距主要港口最近距离与海拔两者(以及二者构造的“经济地理偏离度”)对当地工作时间的较强负相关关系。且理论上两个地理变量构造成的工具变量“经济地理偏离度”并不直接影响居民消费，而是通过影响当地工作时间间接影响消费。

我们以外生变量“经济地理偏离度”作为工具变量进行了两阶段最小二乘回归，中介效应各阶段模型的工具变量回归第二阶段结果见表5的(2)、(4)、(6)列(注，由于工具变量是地理变量，不随时间变化而变化，回归中不能控制地区固定效应)。K-P-Wald及C-D-Wald 两个F统计量均远大于10%水平的Stock-Yogo weak ID test临界值，可见本文构造的“经济地理偏离度”是工作时间的强工具变量。使用工具变量回归后，发现各阶段模型的关键变量显著性与OLS回归十分一致，结论是较为稳健的。

图7 2019年中国各省份省会至香港/上海港/天津港距离(左图)、海拔(中图)、经济地理偏离度(右图)与平均工作时间

(三)工作时间与人均消费率

上文分析是基于工作时间对人均消费支出绝对值的影响，发现城镇居民工作时间的增加一方面通过增加收入间接增加了居民人均消费，但另一方面也直接降低了消费，总体效果并不显著。本文还使用消费相对值——城镇居民人均消费率(百分点)，即城镇居民人均消费支出/城镇居民人均可支配收入×100作为被解释变量进行考察。工作时间对于消费率的影响可能比对绝对值的消费额的影响更有意义。将被解释变量换为城镇居民消费率，其余控制变量不变，OLS与工具变量2SLS的回归结果如表6所示。

表6 工作时间与人均消费率的中介效应回归(OLS与工具变量回归)

从表6的回归结果来看，无论OLS或是工具变量回归，工作时间增加对消费率的总体效果都显著为负，其中包含了两个方向：首先，工作时间增加通过降低闲暇或者说可消费时间直接降低消费率，例如从模型(5)的结果来看，工作时间上升1个单位，人均消费率显著下降1.166个单位。其次，从工作时间- 收入-消费渠道的中介效应来看，工作时间增加显著增加了当地居民人均收入，但人均收入的增加并未能显著增加当地居民的消费率。该现象并不难理解，与消费支出绝对值不同，边际消费倾向并非一直随收入增加递增，到达一定程度后会不相关甚至递减。而工作时间仍然基于收入以外的其他原因(例如降低可支配消费时间)直接显著负向影响居民消费率，这使得工作时间增加对于消费率的总效应同样显著为负。

综上，中介效应模型说明了考察期内中国城镇居民工作时间-收入-消费额/消费率的部分中介作用，我们发现，从消费额来看，居民工作时间的普遍增加一方面通过增加收入而增加了消费额，另一方面由于居民闲暇时间的减少直接降低消费额，导致工作时间增加对人均消费额的总体影响并不明显。而从消费率来看，由于收入上升导致的消费率提升并不显著，无法抵消闲暇时间下降导致的消费率降低，导致近年工作时间增加显著拉低了中国城镇居民的人均消费率。

(四)产品异质性

如理论部分所述，工作时间的外生增加或者说闲暇的外生减少对不同类型消费品的影响应有所差异，其总效应具体取决于各类消费基于“工作时间增加使得闲暇减少所直接导致的消费下降”，以及“工作时间增加导致收入增加从而间接引起的消费上升”两者的合力。下面依据国家统计局对城镇消费结构的分类，分别考察各省份2003—2019年城镇居民平均工作时间变化对于不同类型产品消费水平的影响。对应的被解释变量分别为城镇居民的：(1)人均食品烟酒消费支出对数“食品消费”；(2)人均衣着消费支出对数“服装消费”；(3)人均居住消费支出对数“居住消费”；(4)人均生活用品及服务消费支出对数“生活用品”；(5)人均交通通信消费支出对数“交通通信”；(6)人均教育文化娱乐消费支出对数“文教娱乐”；(7)人均医疗保健消费支出对数“医疗保健”(第八类“其他消费”未列入)。原始数据单位均为元/年，数据来源为国家统计局。基于工具变量、中介效应模型的分类回归结果如表7所示。各类消费模型的中介效应第二步工作时间对收入的回归与前文表5、表6的列(4)均相同，不再单独列出。

表7 工作时间与城镇居民不同种类消费支出水平(工具变量回归)

从总效应来看，考察期内工作时间增加造成了各省份人均居住、文教娱乐和生活用品三类消费支出的显著增加。其中生活用品与服务和文教娱乐消费的增加都是基于工作时间增加导致的收入增加所间接引起的消费上升幅度较大且较为显著，而闲暇下降直接导致的相应消费减少并不明显，致使总效应显著为正。而居住消费的增加则是一方面基于收入上升的间接推动，一方面闲暇减少也直接造成了居住消费的增加(这是所有消费品中唯一工作时间增加直接显著造成消费增加的)，可能是由于工作时间较长的地区居民住房支出(例如租房支出)更高的原因。

相反地，考察期内工作时间增加造成了各省份人均服装消费支出显著下降。其原因是工作时间增加导致闲暇下降所直接造成的服装消费减少幅度(-0.274)远高于收入增加间接带来的服装消费增长(0.082×1.230=0.101)。可见目前服装消费是属于较为耗时的消费类型(例如大量消费者愿意花费大量时间去商场亲自挑选服装服饰)，而工作时间的增加使得这类消费被显著压缩。

考察期内工作时间增加对于其他3种消费，包括食品、交通通信、医疗保健的总效应并不显著，要么是工作时间-收入-消费的间接正向效应与闲暇减少导致的直接负向效应相互抵消(食品、交通通信消费)，要么是两个方向的影响均不显著(医疗保健消费)。

(五)收入异质性

从本文理论模型中可以看到，不同收入水平的劳动者(包括代表高收入劳动者的“趋闲阶层”以及代表中低收入劳动者的“打工者”)由于工资率与非工资收入占比不同，受到工作时间外生增加导致对普通产品Q的消费额变化可能有所差别。鉴于此，模型中加上人均可支配收入与工作时间的交叉项“人均收入_工作时间”，用来考察人均可支配收入如何影响工作时间对于人均消费支出的不同冲击程度。考虑到工作时间本身会影响人均收入，交叉项中的人均收入取各省份17年平均值，一方面排除时间趋势的影响，一方面消除共线性。类似于以人均收入水平对31省份排序。该模型的实证结果如表8所示(使用“经济地理偏离度”“人均收入_经济地理偏离度”分别作为“工作时间”以及“人均收入_工作时间”的工具变量)，表中不同模型所取的控制变量数量有所差异。

表8 收入对工作时间与消费关系的调节效应(工具变量回归)

从回归结果可见，加入“收入_时间”交叉项后，人均可支配收入与工作时间交叉项符号显著为正，说明收入水平对消费具有显著调节作用，即尽管工作时间增加对消费起到了负向作用，但人均可支配收入水平越高，工作时间增加对于消费的正向补偿效应越大。从数值上看，根据列(1)可得∂人均消费/∂工作时间=-0.267+0.022×人均收入。这在理论上也可以理解，如同本文图2及理论模型中所解释的一样，工作时间增加对消费的影响一方面是直接导致可支配闲暇与消费时间下降，从而直接导致消费降低，但另一方面也会通过增加收入而提升消费。由于高收入人群单位时间工资率比普通劳动者更高，其工作时间外生增加将使得其收入的增加幅度明显高于普通人群，能支持更多消费。同时高收入人群具有相对更高的非工资收入比重，本身闲暇就比相对倾向选择长时间工作的低收入人群更高，因此闲暇时间降低对高收入人群消费的约束不明显。

六、研究结论与政策建议

(一)研究结论

综上，本研究通过整理与分析中国21世纪后城镇居民工作时间与人均消费的面板数据，利用理论模型与实证研究方法考察了工作时间、收入、消费三者之间的理论与实际关联。得出的研究结论整理如下：

第一，2001—2019年中国整体城镇居民平均工作时间呈现波动中上升的趋势。城镇各行业工作时间的普遍增加与城镇就业结构的变化是导致近年中国整体城镇居民平均工作时间增加的主要原因。而随第二产业，即主要是工作时间较长的制造业就业比重继续下降，同时以教育业、公共管理、金融业等为代表的工作时间较短的第三产业行业就业比重的上升，未来城镇居民平均工作时间有可能出现下降。

第二，利用2003—2019年31省份面板数据的实证研究发现，从消费支出绝对值来看，近年城镇居民平均工作时间增加，一方面基于收入效应提高了当地居民人均收入，进而间接地正向促进人均消费支出，另一方面则基于降低可支配消费时间等原因直接抑制了人均消费，两者的总效应并不显著。但从消费支出的相对量即人均消费率来看，由于收入上升导致的消费率提升并不显著，无法抵消闲暇时间下降导致的消费率降低，导致近年工作时间增加显著拉低了中国城镇居民的人均消费率。

第三，从具体消费产品种类来看，不同种类消费均受工作时间的影响，但程度存在差异。考察期内工作时间增加造成了各省份人均居住、文教娱乐和生活用品消费支出的显著增加、人均服装消费支出显著下降，对食品、交通通信、医疗保健消费的总效应并不显著。另外，人均收入对工作时间对于所有产品或服务消费的负向影响都起到了调节作用，人均可支配收入水平越高，工作时间增加对于消费的正向补偿作用越大。

(二)政策建议

第一，正确认识21世纪后城镇平均工作时间增加对消费的双向作用。在弹性工作制尚未普及的背景下，近年城镇居民平均工作时间的增加更多属于经济增长与产业、就业结构升级带来的外生变化，其一方面通过增加居民收入促进消费，另一方面也降低了可支配消费时间抑制了消费。政府及相关部门既不能过度强调工作时间对消费的促进作用而任由企业强制要求劳动者过度加班，同时也不能单纯为增加闲暇和消费时间而强制企业实行更短的工作时间。

第二，扩大居民消费应遵循“增加单位时间收入”的原则。本研究证明了收入对于工作时间影响消费的程度具有显著调节效应，因此就扩大内需而言，政府应明确“有钱且有闲”才是促进消费的最正确途径，虽然“有闲”可能造成工作时间下降和收入下降，但收入并非仅由工作时间决定，二者并非完全矛盾。政府一方面应当设法 “在不减少闲暇的条件下尽可能增加居民收入”，例如在严格保障城镇劳动者的休息权利，禁止企业主要求劳动者进行违反《劳动法》的过长加班活动的同时，以其他途径如降低税负、消费补贴、低收入补贴等方法增加广大劳动者收入；另一方面则应设法“在不减少居民收入的前提下尽可能增加闲暇和可支配消费时间”，例如鼓励并监督企业完善并落实劳动者带薪年假制度，在不减少收入的前提下增加员工可自由支配劳动闲暇时间。同时积极尝试对法定节假日的天数及年内分布方面进行合理创新以增加消费机会，如进行节假日年内分布结构调整(例如避免长假过于集中在五一、十一，导致的拥堵反而不利于扩大消费)。另外，在收入与闲暇时间均已不能改变的前提下，也可尝试通过积极发展电子商务与手机/网络购物平台来降低城镇居民消费需要的时间，从而增加单位闲暇时间可产生的消费机会。

第三，尝试探索推广弹性工作时间制度。本文理论模型发现，企业用工规则或社会经济结构的变化给劳动者规定的工作时间无论低于或高于其最优化水平，均会带来不同类型消费者效用水平的被动下降。应当允许劳动者根据自身情况弹性选择工作时间，例如允许打工族在适度范围内进行加班，也允许趋闲阶层在适度范围内减少工作时间以实现其效应最大化。当前湖北宜昌、湖北利川、甘肃兰州与陇南、浙江嵊州、内蒙古呼伦贝尔等省市已经开始推出每周2.5天弹性休假制度，就扩大消费而言是一个有益的尝试。(3)资料来源：网易新闻，https://news.163.com/20/0720/19/FI0KF6NV0001899O.html。但其关键必须保障劳动者在规定范围内“自由选择”工作时间的权利。