張廣勝，郭江影，江金啟

(沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 遼寧 沈陽 110866)

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【統(tǒng)計(jì)調(diào)查與分析】

社會保障對農(nóng)民工家庭城市生活消費(fèi)的影響
——以舉家遷移農(nóng)民工家庭為例

張廣勝，郭江影，江金啟

(沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 遼寧 沈陽 110866)

基于遼寧省農(nóng)民工調(diào)研數(shù)據(jù)，采用OLS回歸、Heckman兩步法和處理效應(yīng)模型，分析了社會保障對舉家遷移農(nóng)民工家庭城市生活消費(fèi)的影響，并采用分位數(shù)回歸法進(jìn)一步考察了社會保障在不同消費(fèi)水平上對家庭消費(fèi)決策機(jī)制產(chǎn)生的影響。研究表明，社會保障對農(nóng)民工家庭生活消費(fèi)有顯著的正向影響；有社會保障家庭的消費(fèi)決策明顯區(qū)別于無社會保障家庭，這主要表現(xiàn)為人均收入、人均耕地面積、戶主年齡和人均受教育年限等家庭特征對有社會保障家庭和無社會保障家庭生活消費(fèi)的影響存在明顯差異。

社會保障；生活消費(fèi)；處理效應(yīng)模型；反事實(shí)分析；分位數(shù)分解

一、問題的提出

2015年，中國農(nóng)民工總量達(dá)到2.77億人，其中，外出務(wù)工農(nóng)民工1.69億人，龐大的農(nóng)民工群體為城市的發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)，但是他們在城市的生活質(zhì)量并不高，這主要表現(xiàn)在農(nóng)民工在城市的消費(fèi)水平不高，生活條件較差。食品、衣物、健身等生活消費(fèi)是對個人健康的投資，生活消費(fèi)水平低和生活條件差可能會導(dǎo)致農(nóng)民工身心健康受到損害。作為農(nóng)民工人力資本的重要組成部分，健康資本的減少會導(dǎo)致人力資本下降，這不僅會影響農(nóng)民工個人的長遠(yuǎn)發(fā)展，還會影響到農(nóng)民工人力資本的可持續(xù)提供。

農(nóng)民工消費(fèi)水平低的原因可能有：一方面，農(nóng)民工應(yīng)對風(fēng)險的能力薄弱。他們在城市主要從事勞動強(qiáng)度大、工資收入低、風(fēng)險高的工作，在面臨人身安全、健康等風(fēng)險的同時，還需要考慮失業(yè)、醫(yī)療、養(yǎng)老等問題，而享受不到與城鎮(zhèn)職工同等的社會保障，失業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療等后顧之憂無法解決，只能增加預(yù)防性儲蓄，減少消費(fèi)。另一方面，農(nóng)民工群體消費(fèi)特征不同于城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民，隨著其進(jìn)城打工，原有的庭院經(jīng)濟(jì)不復(fù)存在，農(nóng)民工在食物上無法達(dá)到自給自足，且城市的物價水平比較高，使得農(nóng)民工在城市雖然有強(qiáng)烈的消費(fèi)需求，但消費(fèi)并不活躍。

研究社會保障對農(nóng)民工城市生活消費(fèi)的影響可能會對完善農(nóng)民工社會保障制度、培育農(nóng)民工消費(fèi)力以及擴(kuò)大其消費(fèi)需求提供一定的政策依據(jù)。這樣不僅可以提高農(nóng)民工在城市的生活水平和幸福感，促進(jìn)其實(shí)現(xiàn)市民化，還可以減少貧富差距，實(shí)現(xiàn)社會公平以及推進(jìn)和諧社會建設(shè)的順利進(jìn)行。目前關(guān)于社會保障制度對農(nóng)村居民消費(fèi)影響的研究已比較豐碩，但是關(guān)于農(nóng)民工在城市所享有的社會保障對其家庭在城市消費(fèi)影響的研究還比較薄弱。面對改善中國農(nóng)民工生活質(zhì)量的重要性以及中國農(nóng)民工社會保障制度的缺失，一系列的問題需要得到科學(xué)的解答：農(nóng)民工家庭在城市的生活消費(fèi)水平如何？農(nóng)民工在城市所享有的社會保障對舉家遷移的農(nóng)民工家庭在城市的生活消費(fèi)會產(chǎn)生什么樣的影響？影響程度如何？社會保障是否會對家庭消費(fèi)決策機(jī)制產(chǎn)生影響？

二、國內(nèi)外研究綜述

關(guān)于消費(fèi)不足的研究，20世紀(jì)30年代以前只停留在利率對消費(fèi)的決定上，凱恩斯在消費(fèi)模型中引入收入以后，消費(fèi)與收入的關(guān)系一直占據(jù)著相關(guān)研究的核心地位，之后的研究便集中在消費(fèi)者的決策行為和約束條件上。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中關(guān)于消費(fèi)問題的不斷出現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們先后通過引入相對收入、生命周期以及持久收入等來解釋或解決所產(chǎn)生的問題，直到預(yù)防性儲蓄理論和緩沖式理論的出現(xiàn)，人們開始關(guān)注消費(fèi)者對未來收入的不確定性，自此，研究者們對社會保障與居民消費(fèi)之間的關(guān)系展開了充分的討論。國內(nèi)外學(xué)者在社會保障對消費(fèi)影響方面的研究結(jié)論，主要有以下兩種觀點(diǎn)：

第一種觀點(diǎn)是，社會保障可以改變居民或家庭未來的收入預(yù)期，對消費(fèi)行為產(chǎn)生引致效應(yīng)，即社會保障能夠促進(jìn)居民的消費(fèi)。Feldstein研究發(fā)現(xiàn)，美國的社會養(yǎng)老保障對居民的私人儲蓄有替代作用，能顯著促進(jìn)居民消費(fèi)[1-2]。Hubbard等人指出，社會保障體系能夠顯著影響當(dāng)期消費(fèi)，其作用機(jī)制在很大程度上歸因于社會保障體系可以減少消費(fèi)者未來收入的不確定性，減少人們的預(yù)防性儲蓄[3]。Zant發(fā)現(xiàn)社會保障支出能夠顯著地促進(jìn)居民的消費(fèi)傾向，使居民的總消費(fèi)顯著地增加[4]。白重恩等人把醫(yī)療保險作為研究出發(fā)點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險對消費(fèi)有促進(jìn)作用，且該作用隨醫(yī)療保險保障水平的提高而增強(qiáng)，該作用在沒有醫(yī)療支出的家庭中仍然存在[5]。陳靜等人研究發(fā)現(xiàn)，持有基本養(yǎng)老保險的家庭在衣物、耐用品的消費(fèi)傾向和消費(fèi)支出額方面均顯著高于未持有基本養(yǎng)老保險的家庭，還有一些研究得到了相似的結(jié)論[6-9]。

第二種觀點(diǎn)是，社會保障通過社會保障支出和潛在激勵提前退休而對居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，即社會保障對消費(fèi)具有負(fù)向作用。Cagan通過對15 000名消費(fèi)者的行為進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)參與養(yǎng)老金計(jì)劃的消費(fèi)者會增加儲蓄，減少消費(fèi)支出[10]。Leimer等運(yùn)用與Feldstein相同的消費(fèi)函數(shù)，研究了社會保障對居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)在大多數(shù)情況下，社會保障會減少居民的消費(fèi)，還有一些研究得到了相似的結(jié)論[11-13]。

之所以會出現(xiàn)兩種完全相反的觀點(diǎn)，原因可能是：一是研究對象不同，不同群體所享有的社會保障制度和保障水平不同，因此，不同群體對社會保障的預(yù)期收益也不同，社會保障對其消費(fèi)行為的影響可能不同*為方便描述，如無特殊說明，本文中的消費(fèi)均指生活消費(fèi)。；二是研究分析所用的分析方法或數(shù)據(jù)不同，所產(chǎn)生的結(jié)果可能不同?？偟膩砜?，現(xiàn)有的關(guān)于社會保障與居民消費(fèi)行為關(guān)系的研究有如下特點(diǎn)：在研究對象上，他們側(cè)重于研究城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民，單獨(dú)研究社會保障制度對農(nóng)民工家庭消費(fèi)行為影響的較少。在研究方法上，缺乏把理論基礎(chǔ)和實(shí)證分析有效結(jié)合起來，比較側(cè)重于宏觀數(shù)據(jù)，使用微觀數(shù)據(jù)的較少，而且在涉及微觀數(shù)據(jù)時，很少考慮到樣本的選擇性偏差而引起的內(nèi)生性問題[14]。在研究內(nèi)容上，沒有考慮社會保障對不同消費(fèi)水平家庭消費(fèi)決策機(jī)制的影響。

為此，本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上做如下改進(jìn)：第一，在研究對象上進(jìn)行了細(xì)化，研究對象是舉家遷移進(jìn)城的農(nóng)民工群體；第二，在研究方法上進(jìn)行了改進(jìn)，在異方差穩(wěn)健的OLS回歸基礎(chǔ)上，采用處理效應(yīng)模型和Heckman兩步法克服社會保障變量選擇性偏差引起的內(nèi)生性問題，同時采用不同的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，使結(jié)論更有說服力；第三，對研究內(nèi)容進(jìn)行了深入分析，利用分位數(shù)回歸方法分析了社會保障在不同消費(fèi)水平上對家庭消費(fèi)決策機(jī)制產(chǎn)生的影響，并且用反事實(shí)分析與分位數(shù)分解方法對兩類家庭消費(fèi)的差異進(jìn)行了分解。

三、研究假說及研究方法

(一)研究假說

社會保障作為保持社會穩(wěn)定的一項(xiàng)制度和國家調(diào)節(jié)居民收入的一種手段，會對農(nóng)村居民的收入水平、收入路徑、預(yù)防性儲蓄以及未來的預(yù)期產(chǎn)生重要且多方面的影響，從而影響到農(nóng)村居民的消費(fèi)行為和消費(fèi)決策[8]?；陬A(yù)防性儲蓄理論和緩沖式儲蓄理論，消費(fèi)者主要根據(jù)目前的收入和未來預(yù)期的收入來判斷自己的消費(fèi)能力，決定自己的消費(fèi)行為。

一方面，農(nóng)民工在城市所享有的社會保障，主要為社會保險，如養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等，具有收入再分配的功能，可以通過稅收、財(cái)政轉(zhuǎn)移等手段實(shí)現(xiàn)收入分配，間接地增加農(nóng)民工收入，增強(qiáng)其消費(fèi)能力；另一方面，由于中國長期城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的限制，農(nóng)民工離土不離鄉(xiāng)，多數(shù)農(nóng)民工會減少在城市的生活消費(fèi)支出，增加儲蓄用于回家養(yǎng)老，而社會保障制度可以看作為家庭的一項(xiàng)永久收入，可以解決農(nóng)民工在養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)等方面的后顧之憂，降低農(nóng)民工對未來收入的不確定性，也增加農(nóng)民工對未來收入的預(yù)期，增加農(nóng)民工的消費(fèi)意愿。

為了探究社會保障對農(nóng)民工家庭在城市生活消費(fèi)的影響，提出假說1：社會保障能促進(jìn)農(nóng)民工家庭在城市的生活消費(fèi)。

如果假說1成立，說明社會保障能夠促進(jìn)有社會保障農(nóng)民工家庭的生活消費(fèi)，有無社會保障兩類家庭的生活消費(fèi)存在差異。我們在下一步將有無社會保障兩類家庭分開進(jìn)行分析。

農(nóng)民工的消費(fèi)特征雖區(qū)別于城市和農(nóng)村居民，但消費(fèi)心理符合消費(fèi)理論，無社會保障的農(nóng)民工家庭未來收入的不確定性更大，消費(fèi)會更保守，更傾向于增加儲蓄以預(yù)防未來風(fēng)險，由于邊際消費(fèi)傾向遞減的規(guī)律，隨著消費(fèi)水平的提高無社會保障家庭的收入彈性不會發(fā)生太大的波動，且消費(fèi)收入彈性只會越來越小。有社會保障的家庭由于對未來風(fēng)險的應(yīng)對能力較無社會保障家庭強(qiáng)，隨著消費(fèi)水平的提高，其家庭的消費(fèi)收入彈性也是只會越來越小，或許在消費(fèi)的高分位數(shù)上會產(chǎn)生波動。

社會保障不僅僅會使家庭的消費(fèi)收入彈性發(fā)生變化，有可能也會使得相同的變量對有無社會保障兩類家庭的消費(fèi)分別產(chǎn)生不同的影響，使家庭的消費(fèi)決策機(jī)制發(fā)生變化。比如，土地對農(nóng)民工來說，也是一種保障，土地可以保障農(nóng)民工在失業(yè)或者退休后回到農(nóng)村還能有一部分的收入，尤其是對于在城市無社會保障的農(nóng)民來說。在城市有社會保障的農(nóng)民雖然也可能會對土地有所依賴，但是由于其所享受的社會保障能夠?yàn)樯钐峁┮欢ǖ谋Ｕ希酝恋貙οM(fèi)的作用有可能會由于社會保障的作用而弱化。此外，受教育程度、戶主年齡和婚姻狀況也會影響到兩類家庭的消費(fèi)決策。

為比較有無社會保障兩類家庭的消費(fèi)收入彈性分布，提出假說2：社會保障使得兩類家庭的消費(fèi)收入彈性變化和大小不同。

為探究有無社會保障兩類家庭的消費(fèi)機(jī)制，提出假說3：社會保障使相同的變量對兩類家庭的消費(fèi)產(chǎn)生不同的影響。

(二)研究方法

1.分位數(shù)回歸。和一般的線性回歸相比，分位數(shù)回歸可以更全面地描述解釋變量對被解釋變量條件分布的影響。本文以家庭人均消費(fèi)的對數(shù)為被解釋變量，影響家庭消費(fèi)支出的因素為解釋變量，建立如下分位數(shù)回歸模型：

其中l(wèi)ny表示家庭年人均消費(fèi)的對數(shù)，xi表示影響家庭消費(fèi)的因素，本文選取家庭年人均收入對數(shù)、家庭人均耕地面積、家庭人均受教育年限對數(shù)、戶主年齡對數(shù)、戶主的婚姻狀況等；βθ代表各解釋變量第θ分位數(shù)的回歸系數(shù)。

2.反事實(shí)分析和分位數(shù)分解。(1)無社會保障家庭反事實(shí)消費(fèi)分布的構(gòu)造。在分析影響因變量變化的各因素中，為了比較各因素對因變量貢獻(xiàn)的大小，常常假設(shè)不存在或者改變某個因素時，被解釋變量的對應(yīng)值和真實(shí)值的不同，這就是反事實(shí)分析法(簡稱M-M方法)。M-M方法主要通過以下四個步驟來構(gòu)造無社會保障家庭的反事實(shí)消費(fèi)分布：

第一，從均勻分布[0，1]中隨機(jī)抽取一個大小為n的樣本u1，u2，…，un。

第三，利用無社會保障家庭的數(shù)據(jù)進(jìn)行有放回的重新抽樣，生成一個大小為n的隨機(jī)樣本。

第四，在有社會保障家庭的分位數(shù)回歸系數(shù)的基礎(chǔ)上，模擬無社會保障家庭的消費(fèi)分布，重復(fù)進(jìn)行n次，最后得到反事實(shí)的無社會保障家庭的消費(fèi)分布。

由于M-M方法無法進(jìn)行估計(jì)量方差的統(tǒng)計(jì)推斷，本文在進(jìn)行反事實(shí)分析時，采用了一種構(gòu)造反事實(shí)分布的新方法，該方法具備漸近性質(zhì)的估計(jì)結(jié)果。

四、數(shù)據(jù)來源及樣本描述

(一)數(shù)據(jù)來源及變量的選取

本文數(shù)據(jù)來自于沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)三農(nóng)研究院農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移團(tuán)隊(duì)于2014年1月和4月在遼寧省6縣(市)進(jìn)行的農(nóng)民工調(diào)查。本次調(diào)查采用分層抽樣方法，先根據(jù)地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市規(guī)模從遼寧省抽取1個大城市(沈陽)、2個中等城市(阜新和錦州)、3個縣(臺安縣、開原縣和昌圖縣)作為調(diào)查地，隨后根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)民工監(jiān)測數(shù)據(jù)中的行業(yè)分布和遼寧省內(nèi)農(nóng)民工的區(qū)域數(shù)量分布確定各縣(市)樣本總量和行業(yè)配比，最終共獲得1 242個調(diào)查樣本。

本文分析的是農(nóng)民工在城市所享有的社會保障與家庭生活消費(fèi)的關(guān)系，由于消費(fèi)是以家庭為單位的，并且農(nóng)村和城市的消費(fèi)存在很大差異，非舉家遷移與舉家遷移進(jìn)城的農(nóng)民工家庭消費(fèi)也會有很大不同，將兩個群體放在一起分析容易受到更多無法觀測因素的干擾，所以本文僅研究社會保障對舉家進(jìn)城農(nóng)民工家庭城市生活消費(fèi)的影響，因此，僅保留舉家遷移進(jìn)城的樣本，同時剔除家庭年人均收入、年人均生活消費(fèi)的異常值，得到544個有效樣本，其中，在城市有社會保障樣本256個，無社會保障樣本288個。

本文選取家庭年人均生活消費(fèi)的對數(shù)*由于消費(fèi)的度量存在多種標(biāo)準(zhǔn)，其中最窄的口徑僅包括家庭的食品支出，而常見的標(biāo)準(zhǔn)是家庭的基本生活支出，比較寬泛的還包括對耐用品的消費(fèi)。本研究借鑒已有文獻(xiàn)的處理方法，采取常見的標(biāo)準(zhǔn)對農(nóng)民工家庭城市生活消費(fèi)進(jìn)行界定，指農(nóng)民工家庭所有成員的基本生活支出總和，包括消費(fèi)食品費(fèi)用、電話費(fèi)和交通費(fèi)、娛樂費(fèi)、服裝、交際、煙酒等費(fèi)用，這其中不包括農(nóng)民工的租房費(fèi)用以及醫(yī)療、教育費(fèi)用?？紤]到家庭人口不同，本研究中所采用的消費(fèi)概念為農(nóng)民工家庭的年人均生活消費(fèi)，該變量是由家庭月生活消費(fèi)支出計(jì)算整理得到。為被解釋變量，有無社會保障為主要的解釋變量*目前中國社會保障制度涵蓋社會保險、社會救助、社會福利、優(yōu)撫安置和保障住房等，而社會保險是社會保障最主要的組成部分，其中居民養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險占社會保險的比重最大。由于社會保障是大范疇的概念，社會救助、社會福利、優(yōu)撫安置和保障住房四項(xiàng)覆蓋面比較窄，故本文選用社會保險變量作為社會保障的替代變量，它包括養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷、生育等5項(xiàng)保險，只要農(nóng)民工有社會保險中的一種，便視為農(nóng)民工在城市擁有社會保險。，同時選取家庭年人均收入的對數(shù)、家庭人均土地面積、家庭人均受教育年限的對數(shù)(由家庭成員的受教育年限整理計(jì)算所得)、戶主年齡的對數(shù)、戶主婚姻狀況等作為控制變量。本文所研究的社會保障是農(nóng)民工在城市所享有的社會保障，不包括新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險*本文所調(diào)查樣本主要來自遼寧省農(nóng)村，由于新農(nóng)合和新農(nóng)保在遼寧農(nóng)村基本上已經(jīng)全面覆蓋，雖然保障水平在各地區(qū)略有不同，但總體上差異不大，因此，并未加入農(nóng)民工在農(nóng)村的社會保障信息作為控制變量。，由于消費(fèi)決策主要以家庭為單位，調(diào)研數(shù)據(jù)中戶主多為家中男主人，其作為家庭的一家之主，擁有很大的決策權(quán)，戶主的年齡和婚姻狀況會在很大程度上影響家庭的消費(fèi)決策，因此選取戶主的年齡和婚姻狀況作為控制變量。

(二)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1是相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)，從表中可以看出，在城市享有社會保障的農(nóng)民工家庭除了人均耕地面積和戶主的年齡對數(shù)低于沒有社會保障的家庭之外，其余各變量均高于沒有社會保障家庭，且除土地面積變量外，其余各變量均通過了均值差異的T檢驗(yàn)，說明兩類家庭的這些變量存在顯著的差異。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：*、**、***分別代表10%、5%、1%的水平下顯著。下表同。

五、實(shí)證分析

(一)均值回歸分析

建立均值回歸基準(zhǔn)模型為：

lny=β0+β1lninco+β2area+β3lnedu+β4lnage+β5mar+β6ins+ε其中l(wèi)ny表示家庭年人均消費(fèi)的對數(shù)，lninco代表家庭年人均收入的對數(shù)，area代表家庭人均耕地面積，lnedu代表家庭人均受教育年限的對數(shù)，lnage代表戶主年齡的對數(shù)，mar和ins是分別代表戶主是否結(jié)婚和家庭在城市是否有社會保障，ε代表隨機(jī)擾動項(xiàng)，β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6代表模型的回歸系數(shù)。為了消除異方差對模型的影響，本文采用異方差穩(wěn)健的OLS回歸方法。

表2 家庭生活消費(fèi)對數(shù)的回歸結(jié)果(robust)

注：括號內(nèi)是穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。

回歸結(jié)果見表2，模型(1)是基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示收入消費(fèi)彈性為0.256，且通過1%顯著性檢驗(yàn)，收入越高，家庭消費(fèi)越高。家庭人均耕地面積對消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響，本研究最初預(yù)想土地作為農(nóng)民工生活的另一種保障，面積的增大應(yīng)該促進(jìn)農(nóng)民工消費(fèi)，然而實(shí)證結(jié)果與預(yù)期結(jié)果不符，可能是由于中國產(chǎn)權(quán)制度有待完善，為了保護(hù)對土地的承包權(quán)，平均土地面積較多的農(nóng)民工更傾向于兼業(yè)(既進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，也進(jìn)行非農(nóng)生產(chǎn))，而農(nóng)忙時要占用工作時間務(wù)農(nóng)，使得其在城市的工作更不穩(wěn)定，從而影響其獲得更好的工作和收入，進(jìn)而影響消費(fèi)。戶主年齡對消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響，原因可能是隨著戶主年齡的增加，他們會為了養(yǎng)老等原因而增加儲蓄減少消費(fèi)。受教育年限和戶主是否結(jié)婚變量不顯著。社會保障變量對消費(fèi)有正向的影響但不顯著，可能由于收入是影響消費(fèi)的重要變量，它和社會保障之間可能存在交互效應(yīng)，在模型中加入收入變量后可能會掩蓋社會保障變量對消費(fèi)的影響，造成社會保障變量對消費(fèi)的影響不顯著。

為了證實(shí)猜想，在基準(zhǔn)模型中加入收入和社會保障的交互項(xiàng)，調(diào)研數(shù)據(jù)包含大、中、小三種規(guī)模城市，不同規(guī)模城市的消費(fèi)水平存在差異，為了控制這種差異，加入了城市規(guī)模虛擬變量。回歸結(jié)果顯示社會保障對消費(fèi)有正向顯著地影響，證實(shí)了猜想。在模型(3)中，從基準(zhǔn)模型中剔除收入變量，加入城市規(guī)模虛擬變量，結(jié)果依然顯示社會保障對消費(fèi)有正向顯著地影響，研究結(jié)果初步證實(shí)了社會保障對舉家遷移農(nóng)民工家庭年人均生活消費(fèi)有正向顯著的影響。

(二)模型內(nèi)生性問題的討論

根據(jù)表2回歸結(jié)果，尚無法對社會保障與家庭生活消費(fèi)之間的關(guān)系完全下結(jié)論，因?yàn)樯鲜龇匠讨惺欠駞⑴c社會保障變量很可能存在樣本選擇偏差，企業(yè)類型、就業(yè)環(huán)境、自身稟賦等均會影響到農(nóng)民工是否參與社會保障的選擇。因此，農(nóng)民工選擇是否參與社會保障的概率不是隨機(jī)的，而是存在選擇偏差，消費(fèi)決定方程中是否有社會保障變量就變成了一個內(nèi)生解釋變量，導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性問題，此時，OLS回歸結(jié)果是有偏的。為此，本文同時采用Heckman兩步法和處理效應(yīng)模型來校正社會保障變量的內(nèi)生性問題。具體步驟如下：

第一步，利用Probit模型估計(jì)農(nóng)民工有社會保障的概率，具體公式如下：

其中X代表農(nóng)民工的家庭特征變量和城市特征變量，包括家庭年人均收入、家庭人均耕地面積、家庭人均受教育年限、戶主年齡的對數(shù)、戶主是否結(jié)婚和城市規(guī)模虛擬變量，Z1和Z2作為工具變量，分別代表是否與打工單位簽訂合同和是否參與工會。它們影響農(nóng)民工是否參與社會保障選擇，但不影響農(nóng)民工在城市的消費(fèi)*選擇方程和回歸方程解釋變量相同可能產(chǎn)生多重共線性問題，導(dǎo)致回歸系數(shù)難以識別，因此，選擇方程中應(yīng)該至少包含一個滿足排他性(exclusive)條件的解釋變量，該變量影響家庭是否參與社會保障，但不直接影響生活消費(fèi)的額度。。

第二步，消費(fèi)決定模型具體公式如下：

其中解釋變量與均值回歸模型相同，ins是一個二元虛擬變量，由潛變量ins*取值決定，如果ins*>0，ins=1，否則ins=0。λ是由第一步生成的逆米爾斯風(fēng)險比，其系數(shù)可以判斷模型是否存在選擇性偏差引起的內(nèi)生性問題。

表3 處理效應(yīng)和Heckman兩步法估計(jì)結(jié)果

注：括號內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤，限于篇幅，未報(bào)告第一階段回歸結(jié)果。

從表3可以看出，選擇模型中，家庭人均收入、人均受教育年限、戶主是否結(jié)婚對農(nóng)民工是否參與社會保障有顯著的正向影響。工具變量中，是否簽訂合同和是否參加工會的系數(shù)顯著為正，與預(yù)期相符。回歸模型中，除了社會保障、社會保障和收入的交互項(xiàng)之外，其它控制變量的回歸結(jié)果也和表2基本相同。這說明，用處理效應(yīng)模型和Heckman兩步法克服選擇性偏差后的回歸結(jié)果和表2均值回歸結(jié)果相差不大，社會保障對生活消費(fèi)依然有正向顯著的影響，加強(qiáng)了結(jié)論的穩(wěn)健性。同時λ的系數(shù)都不顯著，說明是否參與社會保障變量不存在選擇性偏差問題。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于受物價水平和農(nóng)村自給自足生活方式的影響，城市和農(nóng)村的消費(fèi)存在很大不同，全家都在城市的農(nóng)民工家庭和僅有部分成員在城市的農(nóng)民工家庭生活消費(fèi)會存在不同，前文的研究僅采用舉家遷移進(jìn)城的樣本，為了加強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性，同時采用所有農(nóng)民工樣本和非舉家遷移樣本分別進(jìn)行表2中的回歸*為節(jié)約篇幅，本文沒有報(bào)告采用全部樣本和僅有部分家庭成員在城市樣本的回歸結(jié)果。。

采用所有農(nóng)民工樣本時，回歸結(jié)果顯示：基準(zhǔn)模型中收入消費(fèi)彈性為0.241，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，家庭人均耕地面積、戶主是否結(jié)婚和戶主年齡對消費(fèi)有負(fù)向顯著的影響，受教育年限變量的結(jié)果不顯著，社會保障變量對消費(fèi)有正向顯著的影響。通過在基準(zhǔn)模型加入收入和社會保障的交互項(xiàng)以及城市規(guī)模虛擬變量后，回歸結(jié)果顯示收入和社會保障的交互項(xiàng)對消費(fèi)有正向顯著的影響。通過在基準(zhǔn)模型中剔除收入變量，加入城市規(guī)模虛擬變量后，結(jié)果依然顯示社會保障對消費(fèi)有正向顯著的影響，這和表2的回歸結(jié)果相同。

采用非舉家遷移的農(nóng)民工樣本時，回歸結(jié)果和表2基本相同，收入和社會保障的交互項(xiàng)對消費(fèi)依然有正向顯著的影響，其它控制變量的回歸結(jié)果也基本相同，這說明社會保障對農(nóng)民工家庭消費(fèi)有正向顯著影響的結(jié)論比較穩(wěn)健，假說1得到驗(yàn)證。

(四)分位數(shù)回歸、反事實(shí)分析和分位數(shù)分解

1.分位數(shù)回歸。為了考察有無社會保障兩類家庭的消費(fèi)收入彈性變化趨勢、大小以及社會保障在不同消費(fèi)水平上對家庭消費(fèi)決策機(jī)制產(chǎn)生的影響，該部分把有社會保障和無社會保障家庭分開，采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行分析，并且計(jì)算出了不同消費(fèi)水平下兩類家庭的消費(fèi)彈性分布，同時對消費(fèi)差異的分解做鋪墊。

表4 在城市沒有社會保障家庭的分位數(shù)回歸結(jié)果

注：為節(jié)省篇幅，本表及表5均未報(bào)告城市規(guī)模虛擬變量的估計(jì)結(jié)果。

由表4和表5可知，各分位數(shù)上家庭年人均收入對數(shù)對家庭年人均消費(fèi)對數(shù)有顯著的正向影響，且低分位數(shù)上的收入彈性系數(shù)大于高分位數(shù)，但是有無社會保障兩類家庭的收入彈性系數(shù)的變化趨勢具有較大差異。為了更直觀地對兩類家庭消費(fèi)收入彈性進(jìn)行對比，將表4和表5中的消費(fèi)收入彈性整理成圖1。從圖1中可以看出，兩類家庭消費(fèi)收入彈性隨著分位數(shù)的提高大致呈先下降后上升的趨勢，但無社會保障家庭的消費(fèi)收入彈性曲線變化較有社會保障家庭平緩。在低分位數(shù)上，有社會保障家庭的消費(fèi)收入彈性高于無社會保障家庭。中高分位數(shù)上，后者高于前者。假說2得到驗(yàn)證。這可能是由于本文研究的是家庭生活消費(fèi)，在低消費(fèi)水平上，無社會保障家庭收入較低，對未來的收入預(yù)期也比較低，儲蓄意愿高，收入的增加不會對他們的消費(fèi)有很大改善，消費(fèi)收入彈性較有社會保障家庭低。消費(fèi)存在邊際報(bào)酬遞減的規(guī)律，在中高消費(fèi)家庭中，兩類家庭同樣的生活消費(fèi)，無社會保障家庭的效用更大，存在增加生活消費(fèi)的激勵。

土地面積對兩類家庭消費(fèi)的影響基本相同，對兩類家庭的消費(fèi)均有負(fù)向影響，且這種影響在低分位點(diǎn)上顯著，但是總體上無社會保障家庭受土地的影響更大。在各分位數(shù)上，戶主年齡對數(shù)對家庭年人均消費(fèi)對數(shù)有負(fù)向的影響，對無社會保障家庭在低分位數(shù)和高分位點(diǎn)上影響顯著，而對有社會保障家庭在中高分位數(shù)上影響顯著。這說明戶主的年齡對有社會保障家庭和無社會保障家庭消費(fèi)的影響在不同的消費(fèi)水平存在明顯差異。戶主是否結(jié)婚對兩類家庭在各分位數(shù)上的消費(fèi)影響差別更大，對于無社會保障家庭，該變量在人均消費(fèi)對數(shù)的低、中分位數(shù)上對消費(fèi)是負(fù)向影響，但不顯著，在高分位數(shù)上是顯著的正向影響。對于有社會保障家庭，該變量在各分位數(shù)上均為負(fù)向影響，但影響同樣不顯著，綜上所述，假說3得到驗(yàn)證。

圖2 反事實(shí)分析兩類家庭消費(fèi)支出分布

2.反事實(shí)分析和分位數(shù)分解。本文所研究的反事實(shí)分析是指沒有社會保障家庭按照有社會保障家庭的消費(fèi)彈性決定家庭消費(fèi)支出時，無社會保障家庭的消費(fèi)支出分布。

反事實(shí)分析結(jié)果見圖2，圖中三條線分別代表：無社會保障農(nóng)民工家庭人均消費(fèi)支出的分布、有社會保障農(nóng)民工家庭人均消費(fèi)支出的分布和無社會保障農(nóng)民工家庭按照有社會保障家庭的邊際消費(fèi)收入彈性進(jìn)行反事實(shí)分析的家庭消費(fèi)分布?？梢钥闯龇词聦?shí)無社會保障農(nóng)民工家庭的消費(fèi)分布與有社會保障農(nóng)民工家庭人均消費(fèi)的分布不同，說明兩者消費(fèi)收入彈性的差異是引起家庭消費(fèi)差異的一個原因。

表6 部分分位數(shù)下有社會保障和無社會 保障家庭人均消費(fèi)支出差異分解

總差異代表的是反事實(shí)分析和分位數(shù)分解后兩類農(nóng)民工家庭消費(fèi)在不同分位數(shù)上的對數(shù)值差，家庭特征效應(yīng)代表的是由影響家庭消費(fèi)的變量帶來的差異，消費(fèi)彈性影響代表的是由于兩類家庭消費(fèi)彈性不同帶來的差異。由表6可以看出：有無社會保障兩類家庭人均生活消費(fèi)的總差異隨著分位數(shù)的上升而下降，高分位數(shù)上的差異小于低分位數(shù)，說明有無社會保障兩類家庭生活消費(fèi)水平的差異隨著消費(fèi)水平的提高而減小。家庭特征效應(yīng)是導(dǎo)致兩類家庭生活消費(fèi)差異的主要原因，其次是消費(fèi)彈性的影響。

六、結(jié) 論

本文基于2014年遼寧省6縣(市)農(nóng)民工調(diào)查數(shù)據(jù)，首先，利用OLS回歸方法實(shí)證分析了社會保障對舉家遷移農(nóng)民工家庭城市生活消費(fèi)的影響。然后，采用Heckman兩步法和處理效應(yīng)模型校正模型的內(nèi)生性問題，并用非舉家遷移樣本和所有樣本分別回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最后，按有無社會保障將農(nóng)民工家庭分為兩類，利用分位數(shù)上回歸方法考察了社會保障在不同消費(fèi)水平上對家庭消費(fèi)決策機(jī)制產(chǎn)生的影響，并用反事實(shí)和分位數(shù)分解方法對有無社會保障家庭人均消費(fèi)支出的差異進(jìn)分解。研究發(fā)現(xiàn)：(1)社會保障對舉家遷移農(nóng)民工家庭城市生活消費(fèi)有促進(jìn)作用；(2)有無社會保障兩類家庭消費(fèi)收入彈性大小存在較大差異，但變化走勢基本一致，兩者均隨著消費(fèi)支出分位數(shù)的提高大致呈先下降后上升的趨勢，其中在低分位數(shù)上，有社會保障家庭的消費(fèi)收入彈性相比無社會保障家庭較高，在中高分位數(shù)上則相反；(3)有社會保障家庭的消費(fèi)決策明顯區(qū)別于無社會保障家庭，這主要表現(xiàn)為人均收入、人均耕地面積、戶主年齡和人均受教育年限等家庭特征對有社會保障家庭和無社會保障家庭生活消費(fèi)的影響存在明顯差異，家庭的特征效應(yīng)是導(dǎo)致有無社會保障家庭生活消費(fèi)差異的主要原因。

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(責(zé)任編輯：李 勤)

The Impact of Social Security on Rural Migrant Workers' Household Living Consumption in the City : An Example of Migrant Workers' Household that Whole Member Transfer to City

ZHANG Guang-sheng, GUO Jiang-ying, JIANG Jin-qi

(College of Economics and Management,Shenyang Agricultural University, Shenyang 110866, China)

Based on the migrant workers' sampling data of Liaoning in 2014，OLS regression,Heckman Two-step Estimation and Treatment Effect Model are applied to empirically analyze the impact of social security on rural migrant workers' household living consumption who their whole family to the city,quantile regression is applied to the further analysis that the social security impact on the household living consumption decision mechanism of rural migrant workers on the different consumption levels.The result shows that social security has a significant positive impact on the household living consumption of rural migrant workers; there are great differences in consumption decision-making between the households with social security and those without social security,the main performance is that the impact of household characteristics on household living consumption are different for the household with social security and those without social security ,and the household characteristics include per capita income, per capita land area, householder age and per capita education years etc.

social security；living consumption；treatment effect model；counterfactual analysis；quantile decomposition

2016-05-16；

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目《信息能力、職業(yè)流動性與新生代農(nóng)民工市民化：機(jī)理與實(shí)證》(71273179)；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目《就業(yè)質(zhì)量、職業(yè)流動與新生代農(nóng)民工的工資決定和差異研究》(71303161)；教育部人文社會科學(xué)研究青年項(xiàng)目《家庭背景與新生代農(nóng)民工的城市定居選擇：基于社會分層的理論視角》(13YJC790057)

張廣勝，男，河南信陽人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策； 郭江影，女，河南安陽人，碩士生，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策； 江金啟，男，江西婺源人，副教授，研究方向：農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，收入分配與社會分層。

F323.6

A

1007-3116(2016)12-0087-08