失业、失业风险与农民工家庭消费

温兴祥

一、引 言

城镇化是经济“新常态”下转变经济增长方式的重要推手，政府寄希望于城镇化推动由依赖出口和投资向依赖内需的经济增长方式的转型。过去三十多年，外贸和投资是推动我国经济长期增长的两大支柱，但是随着金融危机造成的国际经济形势不确定性的增加、政府职能转变弱化了政府的投资功能，我国经济面临从依靠外需到内需的转变(李克强，2012)。内需是我国经济长期发展的短板，储蓄率多年居高不下，而消费占国民生产总值的比例却长期维持在低于发达国家的水平。因此，了解内需不足的原因以及寻求刺激消费的政策干预成了政府和学界长期关注的焦点(罗楚亮，2004；陈斌开等，2010；李晓嘉和蒋承，2015)。城镇化表现为农村剩余劳动力转移到城镇地区，而新型城镇化的核心是农民工的市民化，改革户籍依赖的社会保障制度是提高城镇化质量、实现“以人为本”的城镇化的关键。城镇化所表现的农民工市民化将主要通过收入水平的提升、消费观念和消费结构的改变以及社会保障的全面覆盖释放潜在的消费需求。蔡 昉 (2013)认为农民工市民化所产生的消费需求将创造一个“消费巨人”。

如何让农民工群体成为城镇化进程中拉动内需的重要力量？首先，需要详细考察影响农民工失业的因素，这是制定政策从而有助于实现城镇化中农民工市民化并以此带动消费的前提。城镇劳动力市场上的二元分割使得外来农村居民面临与本地城镇居民不同的就业状况，再加上其本身的人力资本积累较低，容易在不确定经济形势和产业结构调整的过程中首先失去工作。其次，本文重点考察失业风险如何影响农民工家庭的消费。劳动力市场上的高失业风险将对农民工家庭的消费带来不利影响，因为高失业风险所产生的预防性储蓄将降低当期消费，而农民工社会保障制度的缺失进一步增加了预防性储蓄心理。什么因素影响农民工的就业状况？失业风险如何影响农民工家庭的消费？这是本文试图回答的两个问题。使用中国城乡流动(Rural Urban Migration in China，RUMiC)调查数据，我们分别用失业方程和消费方程来试图回答上述两个问题。失业方程估计结果显示人口学特征如性别和年龄、人力资本状况如教育程度和健康状况、社会保障是影响农民工失业的显著因素。消费方程估计结果表明失业风险将显著地负向影响农民工家庭的人均消费，且这种负向影响对于低消费家庭更大；分项消费的估计结果，显示失业风险对交通、通讯、娱乐、日常和教育支出均具有负向影响，但会增加医疗方面的支出。

二、文献综述

消费不足一直是我国政府和学界高度关注的问题，体制转型过程中的诸多改革措施和社会保障制度的缺失成为解释我国居民高储蓄、低消费的一个重要切入点，而其理论基础则是预防性储蓄理论①失业风险对消费影响的理论基础是预防性储蓄理论，朱国林等(2002)对经济学中消费理论的发展做了较为细致、详尽的阐述，本文不再赘述。。作为最大的转轨国家，我国经济取得了长达三十多年的高速增长，创造了人类历史上的增长奇迹(林毅夫，2012)。但是在经济改革方面取得的成功面前，社会改革的滞后更显得相形见绌。在计划经济时代，无论是城镇居民还是农村居民均一定程度地享有在就业、教育、医疗、住房等方面的制度保障，市场化改革使得我国居民要自己负担这些以前由政府提供的“福利”。社会保障的缺失加上不完善的信贷与保险市场，使得我国居民的预防性储蓄奇高，创造了为学界所困惑的“中国高储蓄之谜”(Chamon and Prasad，2010)。我国学者利用各种形式的数据和方法，从不同的角度对由制度缺失或不完善引起的、影响我国居民消费的不确定性因素进行了考察。利用加总的宏观时间序列数据，王端(2000)发现，1993 年之前城镇居民的消费增长都大于收入增长，但1993 年之后两者出现了逆转的趋势；而农村居民消费增长和收入增长呈现出与城镇居民完全相反的趋势，即从1991 年开始消费水平的增长一直明显高于收入水平的增长速度，1991 年之前的若干年消费水平的增长与收入增长基本持平或略低于收入增长。王端(2000)将数据中所反应的城镇居民消费的下降归因于国企改革造成的城镇居民失业风险的增加，进而带来预防性储蓄增加从而挤出消费。樊潇彦等(2007)利用中国健康与营养调查1991 年至2000 年的四次调查数据重点考察了收入风险对居民耐用消费品的影响。在城乡比较中，他们发现农村家庭面临比城镇家庭更高的收入风险，其消费决策对风险因素也更为敏感。罗楚亮(2004)将考察的对象进行了扩展，利用CHIP1995 年、1999 年及2002 年的微观家户调查数据全面考察了收入不确定性、失业风险、医疗支出不确定性、教育支出对城镇居民消费的影响，发现上述不确定性因素对城镇居民消费水平具有显著的负向效应。

新世纪开始，我国政府开始了大规模的社会保障制度建设，无论是在提高城镇居民社会保障水平还是扩大农村居民社会保障范围上都有了巨大进步。社会保障制度建设和完善的效果如何？是否起到了缓解不确定性进而提升消费的功能？许多学者对此进行了大量的研究。臧文斌等(2012)利用2007 年和2008 年中国城镇居民基本医疗保险入户调查面板数据，实证分析了城镇居民基本医疗保险对城镇家庭消费的影响。他们发现参保家庭的年非医疗消费支出比未参保家庭高约13.0%,，分项消费估计显示医疗保险对日常消费的影响最大，对不同收入家庭的估计显示参保对低收入家庭的消费影响较大。徐舒和赵绍阳(2013)考察了机关事业单位公务员和城镇职工之间养老金的双轨制对两者消费差距的影响。通过构建生命周期消费决策模型，解出结构模型参数后，他们发现养老金替代率的差异能解释公务员与企业职工生命周期中24.3%,的消费差距。模拟当企业职工拥有和公务员相同的养老金替代率水平时，企业职工生命周期的平均消费将增加4.84%,，并且对于财富水平越低的企业职工这种效应越明显。

除了上述针对城镇居民的研究，农村地区的社会保障制度改革更引人注目，许多学者针对农村地区的社会保障对消费的影响进行了研究。新型农村合作医疗(简称新农合)从2003 年起在全国部分县(市)试点，到2010 年逐步实现基本覆盖全国农村居民。白重恩等(2012)利用农村固定观察点2003 年至2006 年的面板数据，将“新农合”作为一个“自然试验”运用倍差法估计参合对农村家庭消费的影响，他们的估计结果显示参合使得非医疗支出类的家庭消费增加5.6%,，且新农合对消费的正向影响在收入较低或健康状况较差的家庭中更强。马光荣和周广肃(2014)估计了另一项针对我国农村居民的社会工程——新型农村社会养老保险(简称新农保)对消费的影响。新农保在筹资结构和支付结构上和老农保不同，对于实现“老有所养”的政策目标具有重要意义。利用CFPS2010 年和2012 年数据，他们发现对于60 岁以上的农村居民，参加新农合能够显著促进家庭储蓄率的降低，这是因为在一定条件下新农保不需要60岁以上的老人缴纳保险费就可以直接领取基本养老金。虽然在医疗和养老方面，我国政府做出巨大的努力，也取得了不错的成绩，但是现有社会保障的保证水平在城乡居民之间还存在显著的差异，对农村居民的保障水平有限。户口已经成为我国典型二元经济结构的一个鲜明制度特征，居民的社会保障依赖于户口状况，农村居民流动到城市后，不能享有城镇化居民所拥有的医疗、养老、教育等方面社会保障。陈斌开等(2010)利用CHIP 数据估算出城镇居民和农民工的边际消费倾向和城镇居民和农民工由于户籍差异造成与城镇居民的收入差距，然后推算出取消户籍制度后对社会总消费的影响。他们发现放松户籍限制可以使2002 年农民工人均消费水平提高20.8%，居民总体消费水平提高2.2 %,。

农民工群体是实现过去几十年我国城镇化与经济发展的重要力量，但是源于计划经济时代的城乡二元体制造成了城乡居民之间的诸多差异，就算农村居民迁移到城镇地区，在没有取得城市户口的情况下，依然被排除在城镇的社会保障之外。城镇化作为经济发展过程中的必经之路，我国政府寄希望于城镇化化拉动内需，进而实现经济增长方式的转变。城镇化通过投资和人口集聚能够提高城镇居民的收入水平。更重要的是，不同于以往的城镇化进程，“新型城镇化”强调由土地城镇化到人的城镇化的转变，“以人为本”的城镇化必然要求实现基本公共服务在农村移民和城市居民之间的均等化。社会保障在农民工群体中的覆盖所释放的制度红利和相应收入的提高将成为农民工市民化带动消费的重要力量。下文我们将分析城镇化与内需、失业风险与农民工消费的内在逻辑关系，详细阐述农民工群体在城镇化进程中拉动内需的重要作用，以及农民工群体的失业问题和失业风险如何影响农民工家庭的消费。

三、理论分析

（一）城镇化与内需

由于我国实行重工业优先发展的战略，城市化长期落后于工业化(陈斌开和林毅夫，2013)。虽然城镇地区常住人口由1978 年的17.9%,增加到了2012 年的52.57%,，但与欧美发达国家80%,左右的城市化率相比，仍存在较大差距。因此，未来十年仍然是我国城镇化大力发展的十年。工业化是创造供给，而城镇化则是创造需求。本届政府寄希望于城镇化推动经济增长方式转型与产业结构升级。我国过去三十多年的快速经济增长较大程度上依赖外贸和投资，三驾马车中的“需求”长期处于低迷状态。城镇化带动的房地产与基础设施建设投资将提高服务供给，而人口集聚所产生的更高的生产率将提高城市人口的收入水平，进而提升消费水平。城镇化能够带动相关产业的发展和释放居民的消费需求，已经成为内需驱动型和消费主导型经济增长模式的着眼点(国务院发展研究中心课题组，2010)。

城镇化的表现形式是农村剩余劳动人口转移到城市，但更重要的是要实现农民工市民化。过去我国城镇化的一个突出特点是土地城镇化快于人口城镇化，地方政府GDP 导向的投资冲动倾向于扩大城市建设面积，从而带动基础设施的投资，但由于经济发展和计划生育政策引起的低生育率所造成的人口缓慢的增长而未能有效消化、吸收这些过剩的产能，造成城镇化效率低下。半包容性是我国过去城镇化的另一特点，虽然农村居民来到了城市，但是由于户籍依赖的社会保障体系，农村居民没有享受与城市居民相同的市民待遇，即没有享受到与城市户籍人口相同的社会保障和社会保护的覆盖，在诸如义务教育、保障性住房等公共服务方面，他们也没有获得均等的权利。改革户籍依赖的社会保障体系是实现“以人为本”城镇化的必经之路，农民工权利的充分市民化将成为提升城镇化质量的核心内涵。

城镇化所表现的农民工市民化将主要通过收入水平的提升、消费观念和消费结构的改变，以及社会保障的全面覆盖释放潜在消费需求。第一，城市地区提供的较高收入和消费文化将推动消费需求的增长。由于收入差距、消费观念和消费结构的差异，城市居民的平均消费是农村居民平均消费的三倍(吴艳君，2013)。人口集聚所产生的生产率提高以及学习效应，使得来到城市地区的农村居民获得比原先更高的收入，收入的增加无疑会增加他们的消费水平；同时，城市地区提供的丰富多样的消费种类和消费文化将改变他们的消费结构，这进一步推动消费需求的增加。第二，社会保障制度的均等全覆盖将进一步释放农民工的潜在需求。为了应对市场化导向改革之后施加在家庭身上教育、医疗、养老等负担，我国居民倾向于进行储蓄，这使得我国的储蓄率高居世界第一，高储蓄率的另一方面就是低消费率。社会保障制度的重新建立是基于户籍制度的，农村居民虽然进入带了城市，但是仍然不能享受城市居民所拥有的相对较为完善的社会保障。以社会保障的均等化为特征的农民工市民化将解决进城农民工群体在社会保障方面的后顾之忧，这对于释放潜在消费将起到助推的作用。

（二）失业风险与农民工消费

转移到城市的农村剩余劳动力显然已经成为我国城镇劳动力市场上重要的组成部分，在城镇全部就业人口中，每三人中就有一人是农民工( 昉蔡 ，2013)。虽然如此，由制度性障碍造成的劳动力市场分割却依然严重存在。城市偏向的福利体系、高额的子女教育成本和住房成本增加了农村居民的迁移成本(Zhao，1999)。对于那些能够成功跨越迁移成本的农村居民而言，在城市也会面临歧视性的待遇和社会排斥。许多农民工从事的是城市居民不愿意从事的工作，农民工非正规就业的比例远远高于城镇居民。相比于同等特征的城镇居民，农民工从事白领工作的可能更低(Yao，2001)。就算从事同样的工作，农民工的工资也显著低于城镇居民，同工不同酬的情况普遍存在①更多关于我国城乡劳动力流动的论述见Zhao (2005)。。农民工就业的这些特征使得其成为城市劳动力市场上失业率最高的群体(李强，2003)。

农民工群体的高失业风险特征源于制度特征与农民工自身两方面的原因。农民工具有较大的就业流动性，Knight 等(2004)的研究表明，农民工的就业流动性显著高于城镇户口劳动者，也比发达经济国家的劳动力市场流动高出许多。正因为高流动性，农民工一般没有正式的劳动合同。在发生外部冲击时，农民工群体首当其冲，2008 年由美国次贷危机引发的全球金融、经济危机造成的大量农民工失业返乡深刻地揭示了这一点①农民工的“结构性”失业问题见张车伟和王智勇(2009)。。社会保障缺失是造成农民工高失业风险的另一重要体制因素，由于缺乏失业保险、工伤保险等保障劳动者顺利实现劳动生产的制度保障，在面临突发因素时，所遭受的就业打击将是无法挽回的。除了体制因素造成的劳动力市场分割所带来的高失业风险，农民工自身较低的人力资本积累加剧了失业的风险。我国的经济结构正在经历从劳动密集型的第二产业向资本密集型的第二产业和服务业的转变，农民工的人力资本水平普遍较低，难以适应这种迅速的产业结构变化。目前我国农民工的平均受教育年限为9.6 年，而资本密集型的第二产业需要10.4 年，技术密集型的第三产业需要13.3年( 昉蔡 ，2013)，经济结构转型下的农民工就业让人堪忧。

城镇化拉动内需需要借助农民工市民化的力量，但农民工的高失业风险严重阻碍了这种作用的实现。预防性储蓄理论告诉我们，当面临将来较高的不确定风险时，人们倾向于储蓄而减少当期的消费(Leland，1968)。如果农民工感到自身的就业不稳定、预期未来有较大的失业可能性，他们会倾向于降低现期的消费水平而增加储蓄，以应对将来可能的收入减少。农民工的财产性收入非常少，严重依赖自身的劳动创造收入，这进一步加剧了失业风险所造成的预防性储蓄对当期消费的不利影响。社会保障对于劳动者在劳动力市场实现稳定、充分就业具有重要意义。以失业保险和医疗保险为例：失业保险是政府为因失业而暂时中断生活来源的劳动者提供物质帮助进而保障失业人员失业期间的基本生活和促进其再就业的制度，能够有效减小劳动者失业风险造成的影响。医疗保险能够保障劳动者在面临疾病的困扰时减少自身的医疗负担，保健性的医疗项目能够起到维持健康的人力资本和促进平稳就业的作用。农民工较低的社会保障覆盖进一步增加了失业风险对其消费的影响。

由以上分析可知，农民工市民化将在城镇劳动带动内需中起到重要的作用，但是高失业风险的存在有可能降低这一作用的实现。因此，后文将首先实证考察农民工失业的决定因素，然后进一步考察失业风险对农民工家庭消费的影响。下面对所使用模型、数据以及变量做一说明。

四、模型、数据与变量

（一）模型

为考察农民工群体的失业影响因素，估计以下农民工个体层面的失业方程：

其中，u n empi为农民工i 就业状态的指示变量，如果农民工i 处于失业状况，则unempi= 1；如果农民工i 处于就业状况，则 un empi= 0。Zi是影响个体就业状况的相关变量，有年龄、性别、婚姻状况、健康状况等。我们使用线性概率模型(Linear Probability Model)对式(1)进行估计。同时，由于就业指示变量 u nempi为二值变量，我们也用Probit 模型和Logit 模型进行估计。

为了考察失业对农民工家庭消费的影响，本文估计式如下：

其中，c onsumj表示农民工家庭j 的人均消费量，是本文的重点考察对象；unemp _ riskj代表农民工家庭j 面对的失业风险；Xj是其余影响消费的家庭因素，如子女数、家庭收入等；Zji是影响消费的个体因素，如年龄、教育程度、社会保障等；εj是随机扰动项。系数 α1即为失业风险对农民工家庭消费的影响。我们使用户均失业人数表示农民工家庭面对的失业风险。家庭成员之间具有高度的同质性，相似的个体特征决定了家庭成员之间相似的劳动力市场结果。因此，家庭层面的户均失业人数能够在一定程度上反应尚未失业家庭成员面临的潜在失业风险①Meng(2003)用给定个体特征的失业概率来衡量个体的失业风险。。令N 表示农民工家庭j 的总劳动人数，u ne mp _ riskji为家庭j 成员i 的失业状况，家庭所面临的失业风险即为：

（二）数据

本文所用数据来自2008 年中国城乡流动调查(Rural Urban Migration in China，RUMiC)。该调查由来自澳洲国立大学、昆士兰大学、北京师范大学的专家发起并负责组织实施调查工作，旨在研究中国人口流动现状及其影响。RUMiC 调查由城镇人口调查、流动人口调查和农村人口调查三个部分，我们选取流动人口调查部分的数据，RUMiC 流动人口调查覆盖了我国农民工大量流入的9 省15 市，9 个省份是河南省、江苏省、四川省、湖北省、安徽省、上海省、浙江省、广东省、重庆省；15 个城市为广州、东莞、深圳、郑州、洛阳、合肥、蚌埠、重庆、上海、南京、无锡、杭州、宁波、武汉、成都。流动人口调查的抽样框基于工作地而非住地设计，因为大量的农民工居住在工厂集体宿舍、工地和其它与工作相关场所。基于工作地的抽样框技术能够获取对农民工群体更有代表性的样本。RUMiC2008 年流动人口调查共有8,446 个样本数据，我们选取年龄大于或等于16 岁样本。由于我们主要关注农民工群体，所以根据受访者现在的户口状况，删除少量的城市户口样本，保留本地农业户口样本和外地农业户口样本②在RUMiC2008 年流动人口调查数据的8446个样本中，本地城市户口样本为123个，外地城市户口样本为36 个。。

（三）变量

本文主要做两个方程的回归分析，分别是失业方程和消费方程。影响失业的因素与影响消费的因素不尽相同，所以我们清理出不同的样本进行分析①在失业方程的回归中我们有失业、性别、年龄、年龄平方、教育年限、职业培训状况、婚姻状况、户籍状态、失业保险、医疗保险、健康状况、学龄前子女数、城市虚拟变量。在消费方程的回归中，我们有家庭人均消费、平均失业率、性别、年龄、年龄平方、教育年限、婚姻状况、户籍状态、失业保险、医疗保险、健康状况、户主、子女数、家庭收入、城市虚拟变量。。以下对主要变量进行说明。RUMiC 流动人口调查询问了“上周是否从事带薪工作一个小时以上”，如果受访者选择没有且不是全职学生，则定义失业变量为1；如果受访者选择有，则定义失业变量为0。我们根据式(3)平均失业人数计算家庭的失业风险。RUMiC 流动人口调查提问了去年12 个月的总消费支出，包括食品、衣服、家庭器具与服务、医疗支出、交通和通讯支出，娱乐休闲支出、教育文化支出、住房。除了总消费，RUMiC 还提问了日常、医疗、交通、通讯、娱乐、教育等支出。我们不仅考察失业风险对总消费的影响，还考察失业风险对分项消费的异质影响。对于各消费变量，我们均做人均处理。删除缺失样本，失业方程的有效样本数是6,308 个，消费方程的有效样本数是6,869 个。

表1 失业方程的描述性统计结果显示，在6,308 个有效的失业方程样本中，失业率为1.9%,。2008 年本文所调查的15 个城市的平均城镇登记失业率为3.16%,②数据由2009 年《中国区域经济统计年鉴》中与RUMiC 所调查城市相对应的城镇登记失业率平均得到。，表明我国城镇劳动力市场上农民工的失业率要低于城镇居民。失业的农民工会选择返乡，因此造成统计上的低失业率。就人口学特征而言，男性占61%,，平均年龄为31.03 岁，62.5%,的样本为已婚。我国农民工群体普遍处于中青年的年龄阶段，但农民工群体呈现家庭流动的趋势，并且女性流动者的比例也不断提高。再来看样本农民工群体的人力资本特征，平均受教育年限为9 年，这大致相当于初中毕业的学历水平；样本中，正规就业者占48.7%,①正规就业定义为拥有长期稳定合同的农民工。；有24.8%,的样本个体曾经接受过职业方面的培训；选择健康状况非常好和好的比例超过了84%,，健康人力资本状况较好，这和该群体的中青年年龄结构相关。就样本的社会保障情况而言，拥有失业保险的样本占12.2%,；拥有医疗保险的占58%,。相对于失业保险，医疗保险在农民工群体中的覆盖率较高，这得益于我国大力推进“新农合”等惠及全民的医疗保险。最后，样本中有18.8%,的个体为拥有当地农业户口的居民，平均学龄前子女数为0.23 个。

表1 失业方程变量的描述性统计

我们先对农民工群体的消费状况做一详细分析。表2 数据显示，样本农民工家庭人均一年总消费为18,578 元，在六类分项消费中，就平均而言，教育支出最多，为4,695 元；其次是医疗支出，为1,221 元，然后依次是通讯、日常、交通、娱乐。各类分项消费包括总消费，均值均大于中位数，说明样本个体的消费分布具有左偏的特征，说明消费在农民工群体中呈现不平等的特征。我们用百分位比和基尼系数刻画总消费和各分类消费的不平等特征，消费的基尼系数为0.36，这小于全国的收入基尼系数②国家统计局数据显示中国2014 年基尼系数0.469，来自《国家统计局：中国2014 年基尼系数0.469》(http：//stock.cncfzx.com/a/20150120/1634712.html)。。各类统计指标均显示，各分类消费的不平等特征均大于总消费。在各分类消费中，医疗支出的不平等特征最严重，其次是教育支出，不平等程度最轻的是通讯类支出。

表2 消费数据统计

表3 为消费方程各变量的描述性统计。样本农民工家庭的平均失业人数为0.045人。69.3%,的样本为户主。平均家庭收入为2,552 元。其余变量的分析类似表1 失业方程，不再赘述。

表3 消费方程变量的描述性统计

五、结果与讨论

（一）失业方程

如果失业风险会对农民工家庭的消费产生不利影响，那么相应的政策建议应从影响农民工失业的因素开始考虑，在呈现失业风险对农民工家庭消费的影响之前，我们先考察决定农民工失业的影响因素。分别用线性概率模型、Probit 模型和Logit 模型对失业方程进行了估计，表4 为失业方程的估计结果，线性模型的估计结果与非线性模型的估计结果非常类似。

首先，考察个体特征和人力资本特征是如何影响农民工群体就业状况的。男性农民工失业的可能性显著低于女性农民工。农民工的失业存在明显的生命周期特征，年龄和年龄平方项的估计系数均统计显著，且年龄的二次项系数为正，说明年龄较低和年龄较大农民工失业的概率大于中间年龄段的农民工群体。教育程度显著降低农民工失业的概率，以第一列线性概率模型的估计结果为例，教育年限每提高一年，失业的可能性下降0.039 个百分点。健康状况越好的农民工，失业的可能性显著低于健康状况较差的农民工，健康状况非常好相较于健康状况非常不好，其失业概率显著下降16.6%,。健康状况对农民工就业的显著积极影响凸显了农民工的就业特点与加强该群体医疗保障体系建设的急迫性和重要性。

其次，制度特征对农民工的就业状况是否存在影响。同时控制正规就业、户口状况、失业保险与医疗保险，表4 失业方程估计结果表明正规就业者的就业状况与非正规就业者、当地农业户口相较于外地农业户口的农民工以及是否拥有失业保险的农民工，他们在失业可能性方面均不存在统计上的显著差异。拥有医疗保险的农民工，失业可能性显著低于没有医疗保险的农民工。医疗保险对于保障劳动者的健康状况具有积极的作用，良好的健康人力资本积累有助于获取稳定的就业机会，降低相应的失业概率。对于上述制度特征对农民工群体失业的影响，笔者提醒读者，本文只是提供了描述性的回归相关性分析。制度特征与失业存在互逆的因果关系，以失业保险为例：第一，失业保险对就业的影响。拥有失业保险的农民工可能从事的是正规的就业岗位，正规就业岗位的福利状况优于非正式就业的工作岗位。因此，劳动者不会轻易选择辞职或者跳槽，因为这样做的风险是很大的。这样，拥有失业保险的农民工不会轻易换工作，这对于维持就业的稳定性、降低失业具有积极的作用。第二，就业对失业保险的影响。正规就业的农民工才享有一定的失业保险，非正规就业的农民工几乎不能享有失业保险，即有无失业保险是由就业状况、失业可能性决定的①感谢审稿人对原稿失业保险与失业关系的提醒，因而笔者进一步控制了正规就业变量。对于制度特征，如失业保险对农民工失业的因果影响有待于良好的实证设计。。

表4 失业方程

（二）消费方程

失业方程的估计结果显示，性别、年龄、教育程度、健康状况、社会保障是影响农民工就业的显著因素。根据式(3)户均失业人数计算家庭的失业风险后，我们继续考察失业风险如何影响农民工家庭的消费。首先考察失业风险对人均总消费的影响，然后失业风险对人均总消费各分位点的影响，最后利用分项消费数据详细考察失业风险对不同消费类型的异质影响。在估计失业风险对消费的影响时，可能的内生性主要来源于遗漏变量，以闲暇-消费偏好为例：假设家庭成员具有同质的闲暇-消费偏好，如果家庭成员更偏好闲暇而不是消费，那么我们会观测到失业风险与消费的负向关系，这将导致结果高估；如果家庭成员同时偏好闲暇与消费，那么我们会观测到失业风险与消费的正向关系，这将导致结果低估。遗憾的是，正如类似的微观家户调查数据，本文所用数据中并没有衡量闲暇-消费偏好的变量可以加以控制，因而本文用控制一系列的变量来尽可能减轻遗漏变量造成的内生性问题(Angrist and Pischke，2008)。

1. 失业风险对农民工家庭消费的影响

表5 第一列为总消费以及分位数回归的估计结果，发现失业风险负向地影响农民工家庭的人均总消费，且在1%,的统计水平上显著。由于消费数据取了对数，失业风险的估计值解释为半弹性系数。就具体数值而言，失业风险增加50%,，即家中劳动力有一半处于失业状态，那么家庭人均年消费将减少7%,。以代表性农民工家庭年均消费18,578.36 元为例②此数字来自表2 对消费数据的描述性统计。，这相当于家庭人均年消费减少1300 元。

对于影响消费的其它因素，与失业方程的估计结果类似，年龄与年龄平方均显示统计显著，且二次项系数为负，说明消费也呈现生命周期特征，即年轻和年老时的消费

较少，处于中间阶段的农民工家庭消费最多。教育对消费也有显著的正向影响，教育年限每增加一年，消费增加1.57%,。拥有失业保险的农民工家庭的消费显著高于没有失业保险的农民工家庭，医疗保险对消费也有正向的影响，但是估计结果在统计上不显著。家庭收入对消费的显著积极影响也符合预期。城镇化产生的人口集聚将促进生产率的提高，包括农民工在内的城镇化劳动者由此获得更高的收入，这将有利于整体消费水平的提升。

表5 总消费与不同分位点消费的回归结果

2. 分位数回归

表5 第一列使用普通最小二乘(OLS)估计了失业风险对农民工家庭人均消费的影响，但OLS 估计只能解释在均值处的影响，为了全面分析失业风险对农民通家庭总消费影响的异质性，我们运用分位数回归的方法考察失业风险对处于不同消费水平上农民工家庭的影响(Koenker，1978)。选取了典型的7 个分位点进行分析，表5 第二列至第八列为失业风险对消费的分位数回归结果。对于大多数分位点，失业风险均负向影响消费，这说明失业风险对农民工家庭消费的影响是全面的，不依赖于原有消费水平。但是，另一个重要发现是分位点越低，失业风险对消费影响的系数越大。这表明，失业风险对农民工家庭消费的打击呈现不对称特征：对于本身消费水平已经较低的家庭，失业风险更进一步产生较大的负向影响。

为了更加生动的展示失业风险对不同数量消费家庭的异质影响，我们给出在更多分位点上的回归结果。图1 为各消费分位点回归的估计结果。图中圆点表示相应消费分位点家庭失业风险对消费的影响，实线由局部加权回归散点平滑法得到。对各消费分位点估计系数进行非参拟合，显示失业风险对于处于消费低端的农民农工家庭影响更大，而对处于消费高端的农民农工家庭影响要小些，即随着消费的增加，失业风险对消费的负向影响逐渐减小。

图1 分位数回归

3. 失业风险对不同种类消费的影响

上文对总消费的估计结果表明，失业风险将显著负向影响农民工家庭的人均消费量，且消费量越低其负向影响越严重。我们进一步利用RUMiC 数据中的分项消费数据考察失业风险对不同类型消费的影响。表6 分项消费估计结果显示，失业风险对各消费项均有负向的影响，但显著增加在医疗方面的开支。失业风险增加10%,，家庭人均年医疗支出将增加10.6%,。失业风险显著增加医疗支出可能是由于潜在的失业风险将对健康产生负面的影响，众多研究表明失业或失业风险所带来的收入减少和精神压力对身体健康有不利的负面影响(Mathers and Schofield，1998；Böckerman and Ilmakunnas，2009；Schmitz，2011)，健康状况的恶化导致医疗费用支出增加。除医疗支出对失业风险的正向反应，失业风险对其余分项消费均具有负向影响。

对于失业风险负向影响农民工家庭消费的项目中，影响最大的是交通支出，其次是通讯、娱乐、日常和教育，但仅交通和通讯的估计结果统计显著。借助于迁移网络等社会资本(McKenzie and Rapoport，2010)，农村居民迁移到城市后，获取就业信息需要支付比城市居民更多的成本，交通与通讯支出作为获取就业信息的手段自然会对较高的失业风险做出反应，因此在表6 的回归分析中具有统计显著性。

表6 分项消费

4. 与城市居民的比较

失业风险对农民工家庭的消费具有不利的影响，这种影响对同处于城市之中的城市居民家庭是否存在？本文利用中国城乡流动调查数据中的城镇居民调查数据考察失业风险对城市居民家庭收入的影响。我们按照上述对农民工家庭消费的考察方式，分别从总消费、分项消费，以及不同消费分位点进行分析。表7 总消费的普通最小二乘以及分位数回归结果均显示，失业风险显著促进了城市居民家庭的人均年消费。表7分位数回归结果以及图2 更多分位点回归结果表明失业风险对城市居民家庭的家庭人均年消费的积极影响对于低消费家庭具有更明显的经济显著性，即低消费家庭对于失业风险具有更强烈的积极反应。

对分项消费的分析可能有助于我们理解为什么失业风险对城市居民家庭消费的影响异于对农民工家庭消费的影响。表8 分项消费回归结果显示，失业风险对不同项目的消费具有截然相反的影响。失业风险对食品、衣物、耐用品/日常服务、交通/通讯和教育/文化/娱乐的消费均具有正向的影响，对住房和医疗的消费均具有负向的影响。对比表6 农民工家庭分项消费的结果，我们发现：不仅在总消费的意义上，失业风险在农民工与城市居民之间存在相反的影响，而且在各分项消费上，失业风险也存在相反的影响。结合表7 与表8 的估计结果，我们猜测失业风险影响的这种差异性可能来源于两个群体所面临的不同的约束条件以及不同的消费模式与消费文化。

表7 失业风险对城市居民家庭消费的影响

图2 分位数回归-城市居民

表8 失业风险对城市居民家庭分项消费的影响

六、结 论

本文利用中国城乡流动调查数据实证研究了影响农民工就业的因素和失业风险如何影响农民工家庭的消费。失业方程的估计结果显示性别、年龄、教育程度、健康状况、社会保障如失业保险是影响农民工就业的显著因素。作为城镇劳动力市场上的高失业群体，失业风险又是如何影响农民工家庭的消费呢？消费方程的估计表明失业风险将显著负向影响农民工家庭的人均消费。通过分位数回归，我们发现失业风险对消费的这种负向影响对于低消费家庭更大。进一步利用RUMiC 数据中的分项消费数据估计消费方程，发现失业风险对交通、通讯、娱乐、日常和教育支出均具有负向影响，但会显著增加医疗方面的支出。失业风险对健康的潜在不利影响可能是医疗支出增加的原因。与失业风险对城市居民家庭消费的影响相比较，我们发现失业风险仅对农民工家庭的消费具有显著的负向影响。

政府寄希望于通过城镇化来推动经济结构转型，使得消费成为带动经济发展的重要动力，农民工的市民化过程有潜力成为拉动消费的一支巨大力量。城镇劳动力市场上的较高收入、社会保障制度改革释放的潜在消费需求都是农民工市民化推动消费的动力，但是由于劳动力市场的二元分割，这种作用的实现将受到严重阻碍。农民工的高失业风险无疑将成为制约他们消费的因素之一，本文的实证研究证明了失业风险对农民工人均家庭消费的负面影响，而这种影响对低消费家庭更加严重。教育程度和健康状况作为人力资本的两个重要维度，显著影响农民工的就业状况；社会保障如医疗保险对农民工的就业也有显著影响。因此，破除农民工在城镇劳动力市场上实现充分就业的制度障碍、提高农民工群体的人力资本素质是降低其失业风险和进而推动其消费的有效措施。

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