流动人口定居意愿、收入差异与家庭消费水平研究

艾小青，昌佳琦，李国正

（北京工业大学 经济与管理学院，北京 100124）

一、引 言

近40年来，中国出口增长迅速，出口总额从1978年的167.6亿元增加到2017年的1 533 112亿元，年均增长速度达到18.1%，对经济增长的贡献率达到18.6%，这很大程度得益于廉价的劳动力成本所带来的比较优势［1］。然而，近年来，中国制造成本优势渐弱，出口形势日益严峻：一方面，劳动力成本价格增长迅速，老龄化日益显著，中国人口红利逐渐消失［2］。根据国家统计局公布的数据，1995年职工平均工资为5 500元，到2017年已上涨至74 318元。另一方面，全球经济增长乏力、贸易保护主义抬头，导致贸易摩擦不断［3］。与此同时，在投资驱动经济增长的理念下，中国政府的投资率达到46%左右，超过世界平均水平20个百分点，从而引发政府债务、通货膨胀、产能过剩等一系列问题，投资驱动型的模式也面临严峻挑战［4］。在出口受阻、投资过热的背景下，消费在中国经济发展中的贡献率却在不断提升［5］：2018年最终消费支出对GDP的贡献率达到76.2%，同比上升17.4个百分点（1），消费已经成为中国经济增长的主要驱动因素。因此，未来中国经济增长的引擎将由依靠出口、投资拉动转向内需驱动［6］。

2015-2017年，中国居民消费率分别为58.2%、55.5%、53.9%。而世界平均水平为77%［7］，与此同时，中国居民最终消费率的增长始终低于GDP增速，并呈持续下降趋势［8］。由此可见，中国居民的消费率偏低，并且中国居民城乡消费差距较大并呈现扩大趋势［9］。2018年我国常住人口城镇化率已达到59.6%，但根据户籍人口计算出的城镇化率只有43.4%（2），大量的流动人口处于“半市民化”状态。流动人口在城市的工作流动性大，收入十分不稳定，导致消费能力不足、消费水平偏低等问题，造成了流动人口的高预防性储蓄需求［10-11］，从而导致了长期的低消费水平［12］：流动人口的平均消费水平和边际消费倾向比本地城镇居民分别低14.6%和16%［13］。

截至2018年全国约有2.41亿流动人口，约占人口总数的17.3%（2）。这样庞大的流动人口规模开始向城市转移，并决定是否长期居留城市。而流动人口长期居留城市必然影响住房、食品、教育、社保等方面消费支出［14］，从而必定会释放出更大的市场需求。并且已有研究表明，居民消费率低、城乡差距过大等城乡二元体制问题，归根结底是大规模流动人口定居意愿没有得到广泛重视，他们所蕴含的巨大消费潜力未得到充分挖掘。以往研究较多关注城乡消费差异以及消费水平等对居民消费水平的影响，较少关注处于“半市民化”状态的流动人口家庭消费问题。因此，研究流动人口定居意愿对家庭消费水平的影响，着重考察流动人口内部不同收入阶层定居意愿的家庭消费效应及其差异，从微观层次研究家庭消费的影响因素和机制，对中国从宏观层次制定扩大内需、刺激消费的政策具有重要和深远的意义。

二、理论分析和研究假设

国内关于居民消费的研究主要聚焦于两方面：一方面关注收入、储蓄等对消费的影响，如廖直东和宗振利（2014）利用中国城乡移民追踪调查数据验证了收入不确定性对城乡移民的消费行为有显著的抑制作用［11］，臧旭恒（2017）定量分析了流动性约束和不确定性对居民消费的影响［5］。另一方面关注城乡消费差异，如易行健等（2008）指出城乡二元结构以及城乡发展不均衡会加大农村居民收入不确定性，并且导致我国居民消费率偏低［10］，胡若痴（2010）发现我国农村居民消费与城镇居民消费在消费水平及消费结构上存在很大差距［15］，李心婳和王福荣（2018）预测我国城乡居民消费水平的绝对差距还将长期处于扩大趋势［16］。现有研究主要是基于微观调研数据，考察消费者的消费行为、消费结构等方面，但较少关注定居意愿视角下“半市民化”的流动人口群体的消费问题。

（一 ）“安居乐业”的社会融合效应

“安居乐业”出自《老子》：“民各甘其食，美其服，安其居，乐其俗。”先安定的居住，才能愉快的生活工作。早期的研究发现，受中国传统文化的影响，我国的流动人口往往是城市中的“暂住者”，年轻时留居城市寻求较高收入的工作，攒够钱后就会回农村老家，形成人口的回流［17］，因为他们内心的“安居乐业”并没有在城市实现。然而统计显示，当前“继续留在本地”已是大多数流动人口的意愿，进城落户成为新时代农民工的向往。国内学术界的研究重心也就从就业导向的暂时性迁移转向“安居乐业”社会融合导向的永久性迁移，并开展了大量的相关研究，主要归结为三方面：①制度因素，也就是排斥性的户籍制度。王桂新和胡健（2016）等指出户籍制度所引起的教育、失业、养老、医疗、住房等保障体制不完善影响农民工流动决策，增强了农村居民对制度因素相关生活保障支出的不确定性，从而抑制消费［18］。陈斌开等（2010）考虑了户籍制度导致城镇移民和城镇居民在消费上的异质性，认为落户政策降低了流动人口永久性收入预期，使其储蓄更多暂时性收入，最终抑制正常消费需求和支出［19］。王美艳（2016）提出若能破除制度性约束，流动人口将释放出巨大的消费潜力［20］。②居住环境，中国传统文化中远亲不如近邻观念的家庭观念，以及认为住房是身份和地位的象征等价值观都深深影响着购房者消费行为。汪润泉和刘一伟（2017）认为流动人口定居意愿在一定条件下会转化为城市购房等消费行为［21］。③社会融合，杨菊华（2015）认为流动人口持久性迁移意愿的实现一个互动的过程，在这个过程中，流动人口和城市居民要相互配合、相互适应［22］。最重要的是身份和地位上的融合，因而流动人口会增加娱乐、教育等发展性消费从而提高认同自己是本地人的可能性。

由此，本文提出关于流动人口家庭消费的第一个理论假设。

假设1：流动人口定居意愿会对家庭消费产生正向促进作用。

（二 ）收入的差异性效应

收入是对流动人口家庭消费需求产生决定性影响的因素。王今朝和龙斧（2014）认为无论是传统消费理论，其理论核心都指出收入是决定消费的关键因素［23］。国内对消费的研究较多，但大都简单套用西方的宏观总量模型，忽视了中国经济特有的社会分配结构因素。而且中国的消费包含大量非理性因素，需求与绝对收入、永久收入、相对收入都没有简单的正比关系。这种非理性因素在中国家庭收入分层的基础上，通过阻碍其他消费实现而阻碍经济的健康增长。刘丁和谭琳（2001）发现社会分层的多元化是当代社会的明显特征，流动人口内部出现逐渐分层的现象，而且这种分层的趋势越来越明显［24］。张涛（2007）指出当前流动人口群体的内部分层主要体现在收入分层上，而流动人口的收入分层体现出下层和中下层的收入者居多，上层收入者比例很小，不同收入层次的流动人口在社会公平认同度、解决纠纷途径以及未来生活的预期等方面的差异也反映出了流动人口消费差异［25］。

由此，本文提出流动人口家庭消费的第二个理论假设。

假设2：流动人口定居意愿的家庭消费效应存在收入异质性。

专门聚焦流动人口定居意愿与消费的研究较少，Chen等（2015）认为流动的短期和频繁性会影响流动人口对不同消费品的需求，初步得出居住时间与流动人口消费有正相关关系［26］，周明海和金樟峰（2017）考察长期定居意愿对流动人口消费行为的影响，发现长期定居意愿对省内流动人口的住房消费支出影响比跨省流动人口更大［13］，李国正和艾小青（2017）通过工具变量回归发现流动人口定居意愿对家庭消费水平有显著影响［9］。已有研究为本文研究提供了良好基础和新的启示，流动人口内部不同收入群体，定居意愿对居民消费的作用机制不一定相同。基于以上考虑，本文将利用国家卫健委2017年中国流动人口动态监测数据，从劳动力迁移层面，结合流动人口收入差异，研究流动人口定居意愿与家庭消费的关系，并为合理引导流动人口长期居住从而拉动消费等提供政策启示。

三、数据来源、变量选取及描述

（一 ）数据来源及处理

数据来源于原国家卫计委2017年中国流动人口动态监测调查，以在流入地居住一个月以上、非本地户口的流入人口为调查对象，以PPS方法抽样，对受访者家庭信息、就业、收入支出与社会融合等情况进行调查。其中，60.5%的流动人口样本为打算在本地长期居住，其他流动人口（包括返乡、继续流动以及没想好）占总样本的39.5%。因本文根据家庭人均收入进行分层，为保证样本有效性和可靠性，计量时剔除具有一定的极值样本，最后总样本量为15.4万。调查采用了多项措施控制抽样误差和非抽样误差，含有本研究中的被解释变量（家庭消费）、解释变量（定居意愿）及其他变量（如收入）等，数据代表性好、质量高，能满足本研究需求。

（二 ）变量选取及说明

1.被解释变量：家庭消费

家庭是以血缘和婚姻为基础的社会生活组织形式，是消费市场中最基本的消费单位。市场上大多数产品及服务是以家庭为单位进行直接供给，即使是家庭个体成员的消费行为，也是受到家庭中其他成员的直接或间接影响。因而本文以家庭消费作为研究对象，以家庭消费月总支出的对数作为被解释变量。

2.解释变量：定居意愿

定居意愿也被称为留城意愿、城市长期定居意愿。国外研究大多将其定义为“永久迁移”意愿。已有研究通常将明确且较长时间居住在某地的打算称为有定居意愿。如将定居意愿操作化成“是否愿意在本地居留5年以上”［27］，还有研究把定居意愿分为三类：打算长期居住，打算短期居住，暂时没有定居意愿。本文借鉴已有多数文献的定义，将“打算长期居住”视为有定居意愿，回答“返乡”“继续流动”“没想好”视为无定居意愿。

3.其他变量

一是工具变量，因定居意愿存在内生性问题，选取“户籍地失业率”和“居留时长”作为工具变量。一方面，就业是民生之本，户籍所在地失业率作为一个宏观经济变量，影响流动人口的返乡意愿，进而影响其城市定居意愿；另一方面，研究发现居留时长对流动人口定居意愿具有显著正向影响，居留时间越长，定居意愿越强。两个变量外生性比较强，与内生解释变量定居意愿相关，对被解释变量没有直接影响，且通过了过度识别检验、弱工具变量检验和豪斯曼检验，故无论从定性上还是定量上讲都可作为工具变量，以解决定居意愿内生性问题。

二是调节变量，收入水平作为调节变量，在流动人口不同收入阶层群体中，定居意愿的消费效应有所差异。

三是控制变量，流动人口家庭消费的影响因素不止一个方面，已有研究表明，年龄、户口性质、受教育程度、子女数量、失业保险、流动次数、同住人数、是否购房等因素均对家庭消费有一定影响。

相关变量设定及具体说明见表1所列。

表1 变量名称、定义和说明

为初步了解家庭消费在不同定居意愿群体上的差异，将流动人口分为具有定居意愿和无定居意愿两类，描述统计的结果显示，有定居意愿流动人口的人均消费为1601元，比无定居意愿高167元，这与我们的假设1保持一致，但还需进行深入的计量分析。

四、模型构建及计量结果

（一 ）模型构建

本文是从收入角度深入考察流动人口定居意愿对消费的影响机制，以流动人口的家庭月总支出的对数作为被解释变量，流动人口定居意愿作为解释变量。同时考虑流动人口的不同特征也会使得其消费产生差异，因此模型中加入流动人口的不同特征变量作为控制变量。建立流动人口的家庭消费决定模型如下：

其中，logYi表示家庭月总支出（元）的对数；xi、ci分别表示个体i的定居意愿和相关特征（控制变量）；β1是解释变量的待估计系数，反映是否具有长期定居意愿的流动人口在家庭消费上的差异。对（1）式进行普通最小二乘（OLS）回归估计，以作为后文中工具变量（IV）回归的对照。

由于解释变量定居意愿存在内生性，若直接采用OLS回归，则估计结果会有较大偏误，本文选取“户籍地失业率”和“居留时长”两个工具变量。借助IV回归估计解决该问题，第一阶段反映两个工具变量对解释变量定居意愿的影响，第二阶段分析定居意愿对家庭消费的影响。

参考李梦洁等（2018）学者的做法［28］，将收入大约以33%、66%分位数为临界点，根据收入分为三个子样本：低收入阶层为2 000以下，中等收入阶层为2 000～3 200，中高收入阶层为3 200以上，再分别进行OLS回归及IV回归，进而对比不同收入阶层流动人口定居意愿对家庭消费的影响。

（二 ）计量结果

首先探究定居意愿对家庭消费的影响；其次探究收入导致的差异性。对（1）式直接进行普通最小二乘（OLS）回归估计，然后加入“户籍地失业率”和“居留时长”两个工具变量后，进行两阶段最小二乘回归（2SLS）。

1.定居意愿对家庭消费的影响（总样本）

本文的关注变量定居意愿可能是内生的，其内生性可能来自两方面：一方面，收入的不同可能导致定居意愿的变化，比如家庭收入越高，定居意愿可能越高。另一方面，家庭消费和定居意愿可能用时受到其他不可观测因素的影响。本文用宏观数据户籍地失业率和居留时长作为定居意愿的工具变量进行估计。户籍地失业率和居留时长与定居意愿相关，与家庭消费没有直接的关系，满足严格外生性。

表2给出了定居意愿对家庭消费影响的估计结果。列（1）考察各控制变量对家庭消费的影响，列（2）加入定居意愿变量进行OLS估计，定居意愿的边际效应（marginal effect）为0.139。列（3）考虑到可能存在的内生性，引入工具变量进行回归估计，定居意愿对家庭消费具有显著正向影响，边际效应为0.347，说明具有定居意愿的流动人口，其家庭消费平均提升41.5%。而OLS方法一定程度上低估了定居意愿对家庭消费拉动的正向效应。

表2 流动人口定居意愿与家庭消费

从控制变量来看，受教育年限对家庭消费有显著的正向影响，受教育程度越高，收入越多，进而促进消费。子女数量对家庭消费具有显著负向影响，根据以往研究，子女的教育支出成为流动人口家庭的重要支出项目，但子女数量增多对会相应减少家庭消费支出。失业保险作为一种福利制度，反映流动人口社会融合度，对家庭消费具有拉动作用。同住人数对家庭消费具有显著的正向影响，因为家庭成员越多，家庭消费可能越多。此外，流动次数以及在本地购房对家庭消费的具有一定程度的提升。

2.不同收入阶层定居意愿与家庭消费（分样本）

表3给出了各收入阶层定居意愿对家庭消费影响的OLS及IV回归结果，以IV回归结果为准，OLS结果仅作为对比参照。可以看出：不同收入阶层的定居意愿对家庭消费均有显著正向影响，其低收入阶层、中收入阶层以及高收入阶层解释变量定居意愿的IV回归系数分别为0.224、0.509、0.927，证实了流动人口定居意愿对消费有促进作用，各收入阶层之间存在较大差异，即随着收入的增加，定居意愿对家庭消费的拉动越强。

表3 不同收入阶层下定居意愿与家庭消费

从其他特征来看，年龄、户口性质、子女数量等因素对流动人口家庭消费存在显著的影响。不同收入群体间，各变量的系数方向和大小均存在一定差异。年龄方面，收入的增加会减少年龄对消费的负向影响。户口性质方面，农业户口对不同收入阶层的消费均有显著负向影响，因为户口性质某种程度代表着社会的融合度。子女数量方面，随着收入的增加，子女数量对家庭消费具有显著的负向影响，这可能是因为高收入阶层，子女支出所占总支出比重下降，具体原因还值得商榷。受教育程度高的群体收入高，家庭会更多地进行娱乐、教育等消费，作为人力资本投资的消费能使自身的素养得到提高，有利于促进家庭的社会融合，对农业户口所造成的负向影响起到缓冲作用，因而受教育程度高的群体，其消费也就越高。流动次数、同住人数、是否购房均对家庭消费具有显著的正向促进作用，而失业保险对家庭消费的影响无明显规律。

五、不同收入阶层差异的进一步分析

根据现代发展经济学的理论，由于长期的经济体制、独特的地理位置和文化，东部地区消费水平优于其他地区。因而中国人口城镇化水平存在明显的空间差异，呈现“东高西低”的格局，经济发展程度越高的区域，流动人口家庭的消费支出能力往往越强，而在定居意愿及其影响机制等方面，不同地区之间往往也存在较大差异。为了揭示流动人口家庭消费区域差异性，在回归模型的基础上加入地区虚拟变量（东部地区为1，其他地区为0）及该变量与定居意愿的交叉项，估计结果见表4所列。

表4 区域和收入视角下的定居意愿与家庭消费

综合定居意愿和交叉项前的系数，在其他条件不变的情况下，各区域的流动人口，定居意愿对其家庭消费都有正向的拉动作用，且都随着收入的增加，拉动作用更加明显。

若进一步考察不同地区的家庭消费，区域变量的回归系数为正，说明东部地区明显更高，并且随着收入阶层的上升，东部地区和其他地区之间的差距越来越大。由此可见，流动人口定居意愿的家庭消费效应存在区域差异。我国东部地区经济发展较快，可能导致收入较高，从而造成流动人口家庭消费支出越高。

从转户意愿来看，考虑中国目前实施户籍改革与居住证制度，有市民化意愿（落户意愿）的消费行为应不同于无市民化意愿者。宁光杰（2018）发现当农业转移人口有落户意愿时，其人均月消费较高，即市民化意愿可以显著提振消费水平［29］。对中国的流动人口来说，实际迁移成本包括户籍制度下的落户成本。因此，有落户意愿的流动人口，举家迁移的可能性更高，因而产生更高的住房需求，从而增加家庭总消费支出。在回归模型的基础上加入落户意愿虚拟变量及该变量与定居意愿的交叉项，估计结果见表5所列。

表5 转户和收入视角下的定居意愿与家庭消费

综合定居意愿和交叉项前的系数，在其他条件不变的情况下，不管是否有转户意愿，定居意愿对其家庭消费都有正向的拉动作用，且都随着收入的增加，拉动作用更加明显。

若进一步考察不同转户意愿下的家庭消费，转户意愿变量的回归系数为正，说明有转户意愿的家庭消费明显更高，并且随着收入阶层的上升，有无转户意愿之间的家庭消费差距越来越大。造成这种现象的主要原因可能在于中国的落户条件高于长期居住条件，在实现落户目标之前，为达到落户条件，流动人口往往规避风险、降低消费。

六、结论与启示

中国流动人口定居意愿对其家庭消费水平有显著正向影响，全国具有定居意愿的流动人口比其他群体的家庭消费要高出41.5%。其次，不同收入阶层间中国流动人口定居意愿对家庭消费水平拉动作用存在较大差异，收入越高定居意愿对家庭消费的拉动作用越显著。然而，中国流动人口定居意愿对家庭消费水平拉动作用并未充分发挥，因经济发展不平衡不充分、人口城镇化率高低等多因素影响，拉动幅度呈现收入阶层化特征。

通过本文研究及结果，得到如下政策启示：

（1）强化户籍制度改革，推动流动人口在流入地长期居住。落户意愿对居民消费率有显著的正向影响，但是由于户籍制度的限制，中国流动人口的落户意愿得不到实现，且与本地居民在享受基本均等化公共服务和社会福利等方面存在较大差异，迫使他们通过缩减消费、增加储蓄等手段预防未来的不确定性，从而在整体上抑制消费需求和支出。全面统筹户籍改革，剥离附着在户籍之上的差别待遇，从而提高流动人口长期定居意愿。

（2）深化公共服务供给侧结构性改革，增加城市公共服务供给。积极改变过去“摊大饼”、粗放式扩张的方式，从“增量”式转变到“提质”式，精准识别需求，加大政府购买公共服务的力度，扩大社会资本参与公共服务供给的规模，并实现公共服务供给均等化。

（3）统筹城乡发展，提升流动人口就业能力。城乡收入差距会对居民消费产生显著的负向影响，收入差距越大，居民消费水平就越低。城乡二元结构是影响城乡居民收入差距的主要原因，目前也已成为我国经济社会发展中主要的结构性问题，制约了经济增长及社会的稳定。城乡二元格局的存在，使得流动人口收入仍然偏低。因此，应积极提升流动人口就业率，从而提高流动人口家庭收入水平，提振流动人口家庭消费信心。

注 释：

（1）根据2017年中国统计年鉴整理可得。

（2）数据来源于《2018年国民经济和社会发展统计公报》。