農民工城市久居意愿對消費支出的影響研究

萬立敏 陳 虹

（安徽財經大學 安徽蚌埠 233030）

消費取代外需和投資已經成為經濟增長的第一拉動力，超大規模的市場優勢和內需潛力是中國經濟長期向好的底氣，農民工是勞動力市場的主力軍，城鎮化則是最大的內需所在。然而，盡管農民工收入增長迅速，但實際消費水平并不高。市民化可以有效激發農民工的消費潛力（蔡昉，2020）。當前，我國農民工規模已達2.9億人（國家統計局，2020），如果能夠促使這部分人轉化為新市民，不僅可以釋放巨大的消費潛能，提高城鎮化質量，而且勢必通過擴大內需，帶動新一輪經濟增長。久居意愿可以從一定程度上反映農民工市民化意愿。因此，研究農民工城市久居意愿對消費支出的影響，對于激發農民工消費潛力、提高城鎮化質量以及推動經濟持續穩定增長都具有重要意義。

一、變量及描述性統計

本文研究數據來源于2016年全國流動人口衛生計生動態監測調查。此調查數據采取多種抽樣方式相結合的辦法，總計得到168，407個樣本，囊括了全國31個省、市、區，以及新疆建設兵團。調查內容涵蓋了流動人口本人、家庭等各方面的信息。本文擬檢驗農民工久居意愿對消費支出的影響。基于本研究的需要，本文事先對微觀數據進行了篩選和處理，將戶口性質限定為農業戶口，年齡設置為15-59歲，最終得到133，490個有效數據。此外，為便于回歸分析，對涉及較大數額的變量如消費支出、住房支出，以及家庭月收入等進行了對數化處理。

本文的被解釋變量是農民工月消費支出，被訪農民工每月消費支出平均1415.86元，最低30元，最高9700元，這表明農民工消費支出存在較大差距。解釋變量為農民工打算在城市長期居住（五年及以上），受訪者中，在城市有久居意愿的農民工占有效樣本的比重為58.28%，說明農民工在本地的久居意愿整體偏低。本文將納入模型的控制變量劃分為個體因素、家庭因素，以及工作因素。其中，個體因素包括性別、年齡、婚姻和受教育情況；家庭方面的因素主要選取家庭人數、孩子個數、住房支出，以及家庭月收入變量；工作因素則包括農民工個人月均收入、參加社會保險與否，以及流動范圍和打工地點。

二、理論框架與計量方法

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）由Ajzen（1991）提出[1](P179)，是一種將個人信念和行為聯系在一起的理論。該理論認為人的行為是經過深思熟慮的計劃的結果，當人們覺得自己可以成功地實施某些行為時，他們更有可能打算實施某些行為。未來打算即久居意愿是農民工對未來的一種認知，消費支出是其行為的表現方式。久居意愿將影響農民工的消費預期和判斷。對于不打算在城市長期居住（五年及以上）的農民工而言，他們更傾向于增加儲蓄或者將收入轉移回打算長期居住的地方（如家鄉）。而打算在城市長期居住（五年及以上）的農民工，他們更希望融入城市，他們通過模仿城市市民消費的方式縮小同市民之間的差異，傾向于增加消費。尤其新生代農民工，鄉土情結較老一代農民工淡薄，更渴望在城市長期居住。

為檢驗農民工久居意愿對個人消費支出的影響，本文首先采用OLS回歸模型作為基礎回歸模型。將回歸方程設定為：

上式中，a是待估參數，其中，a1是本文關注的核心變量久居意愿(stayi)的系數；lnexpi代表農民工個人月消費支出的對數；Xi表示控制變量，包括農民工個體特征、家庭特征以及工作特征；εi表示隨機擾動項。

為了解決面臨的遺漏變量（如農民工個人消費偏好）以及反向因果（如個人消費支出越高的農民工越傾向于在城市久居）等潛在內生性問題，本文進一步采用Maddala（1983）提出的處理效應模型（Treatment Effects Model）。處理效應模型可以視為一種特殊的內生性問題。其基本思路為：一階段的回歸不用OLS，而是采用Logit或Probit，在此基礎上得出反米爾斯比λ，二階段的回歸中，再將λ加入原有模型中，以調整內生性引起的偏誤。回歸方程設定為：

其中，（2）式為回歸方程，（3）式為選擇方程，被解釋變量Stayi*為示性函數（Indicator Function）。Zi包含了控制變量Xi，且Zi中有一個變量Pstayi（社區層面的農民工久居意愿的平均水平，即社區平均久居意愿）與農民工久居意愿高度相關，而與農民工個人消費支出不相關。將Pstayi視為農民工久居意愿(stayi)的工具變量。設隨機擾動項(εi,μi)服從二維正態分布ρ是(εi,μi)的相關系數，而標準化之后的μi方差是1。

三、實證分析結果

OLS回歸結果顯示，核心解釋變量農民工久居意愿在1%的統計水平上對消費支出產生了積極影響。大部分控制變量對農民工消費支出也具有顯著影響，在個體因素中，男性和已婚對農民工消費支出顯著負影響；年長對農民工消費支出具有顯著正影響；農民工消費支出將隨受教育程度的提高而提高。在家庭因素中，家庭人數和孩子數量增多、住房支出和農民工家庭月收入增加均對消費支出具有顯著正影響，其中，家庭月收入影響效應最大。在工作因素中，農民工個人月收入增加和參加社會保險對消費支出呈現顯著的負影響；與流動范圍為市內跨縣的農民工相比，消費支出最少的是跨省的農民工，省內跨市的農民工則不顯著；與打工地點在西部的農民工相比，農民工消費支出最多的在東北，其次是打工地點在中部的農民工，東部的農民工則不顯著。由于內生性問題存在，OLS結果尚無法斷定農民工久居意愿對消費支出的影響是否確實存在。

處理效應模型同時采用兩步法（Two-step）與極大似然估計法（MLE）對比估計。從結果可以看出，兩步法和極大似然估計法得出的結果基本一致，一階段社區平均久居意愿和二階段農民工久居意愿的回歸系數均高度顯著。此外，兩步法估計得出的反米爾斯比λ、極大似然估計法所得ρ均顯著，極大似然估計法中，Wald（內生性）檢驗P值0.0000，說明農民工久居意愿和消費支出之間確實存在內生性問題。進一步與OLS回歸結果對比，內生性問題導致OLS回歸中農民工久居意愿的回歸系數值僅0.0882，而在兩步法估計和極大似然估計結果中，農民工久居意愿的回歸系數值分別為0.2796和0.2746。這不僅說明打算在城市久居（五年及以上）的農民工消費水平顯著提高，假設1得證，同時還表明使用處理效應模型估計之后的影響效果更大，內生性問題的存在嚴重低估了農民工久居意愿對其消費支出的影響。大多數控制變量對消費支出的影響方向及顯著性水平都相同，只是系數值不同，但性別和打工地點對消費支出的影響顯著性水平也發生了改變。

四、穩健性檢驗

普通最小二乘法考察的是解釋變量x對被解釋變量y條件期望E(y|x)的影響，其實質是均值回歸。在本文中只能刻畫農民工久居意愿對其消費支出影響的集中趨勢，而無法反應條件均值的全面信息。故本文借助于Koenker和Bassett（1978）提出的分位數回歸模型（Quantile Regression Model）進行穩健性檢驗。將本文的被解釋變量——農民工消費支出水平劃分為低消費支出、較低消費支出、中等消費支出、較高消費支出，和高消費支出五類，分別對應10%、25%、50%、75%和90%百分位。此外，進行分位數回歸時，用社區平均久居意愿作為農民工久居意愿的代替變量。

穩健性檢驗結果如表1所示。在各分位點上農民工久居意愿都顯著促進個人消費支出，但是在不同分位點上，即在不同消費水平上，農民工城市久居意愿對消費支出的影響效應不同。假設二得證。并且通過回歸系數的大小可以看出，隨著分位點的提高，農民工久居意愿對其消費支出的促進效應依次遞減，即隨著農民工個人消費水平的提高，農民工久居意愿對其消費支出的提升效應逐漸減弱。此外，在控制變量中，如農民工受教育程度對其消費支出整體上也呈現促進效應遞減規律，但在同一消費水平上，農民工城市久居意愿對消費支出的促進效應將隨受教育程度提高而愈加顯著。

表1 農民工城市久居意愿對消費支出影響的分位數回歸結果

五、結論與建議

本文基于2016年全國流動人口衛生計生動態監測調查數據，采用處理效應模型實證分析了農民工久居意愿對個人消費支出的影響，并通過分位數回歸進行了穩健性檢驗。研究發現：第一，打算在城市久居的農民工消費水平將顯著提高。OLS回歸中，農民工久居意愿顯著促進農民工的消費支出。解決內生性問題之后，農民工久居意愿對其消費產生的刺激效應更明顯。第二，在不同消費水平上，農民工城市久居意愿對消費支出的影響效應不同。分位數回歸中，隨著農民工消費水平的提高，農民工久居意愿對其消費支出的刺激效應逐漸減弱。第三，從控制變量來看，大部分控制變量諸如孩子數量以及住房支出等越多，農民工消費水平越高，但影響效應隨著消費水平的提高而降低。但也有部分變量，如家庭月收入提升不僅有助于提高農民工消費水平，且影響效應將隨消費水平提高而增加。

農民工是社會主義現代化建設的中堅力量，消費是經濟發展的目的和動力[2]。一方面為推動農民工真正融入城市，分享城市發展成果。另一方面為提高農民工久居意愿，促進消費和擴大內需，帶動城市和經濟高質量發展。本文提出如下政策建議：首先，農民工流動的空間形式以跨省流動為主，降低大城市落戶門檻，提升農民工久居意愿以促進消費支出。其次，推動和落實以居住年限和穩定居所等多維度評估常住人口管理系統。完善以常住地登記戶口為統計口徑的基本公共服務建設體系，實現按常住人口規模配置公共資源。最后，研究數據表明農民工就業于私營企業的比重最高，新冠疫情特別是全球疫情影響沿海生產產業鏈，直接沖擊農民工就業。后疫情時代充分發揮農民工最低生活保障體系兜底功能，提升農民工城市久居意愿，保障農民工后續就業和消費的穩定至關重要。