萬立敏 陳 虹

（安徽財經(jīng)大學(xué) 安徽蚌埠 233030）

消費(fèi)取代外需和投資已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)增長的第一拉動力，超大規(guī)模的市場優(yōu)勢和內(nèi)需潛力是中國經(jīng)濟(jì)長期向好的底氣，農(nóng)民工是勞動力市場的主力軍，城鎮(zhèn)化則是最大的內(nèi)需所在。然而，盡管農(nóng)民工收入增長迅速，但實(shí)際消費(fèi)水平并不高。市民化可以有效激發(fā)農(nóng)民工的消費(fèi)潛力（蔡昉，2020）。當(dāng)前，我國農(nóng)民工規(guī)模已達(dá)2.9億人（國家統(tǒng)計局，2020），如果能夠促使這部分人轉(zhuǎn)化為新市民，不僅可以釋放巨大的消費(fèi)潛能，提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量，而且勢必通過擴(kuò)大內(nèi)需，帶動新一輪經(jīng)濟(jì)增長。久居意愿可以從一定程度上反映農(nóng)民工市民化意愿。因此，研究農(nóng)民工城市久居意愿對消費(fèi)支出的影響，對于激發(fā)農(nóng)民工消費(fèi)潛力、提高城鎮(zhèn)化質(zhì)量以及推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長都具有重要意義。

一、變量及描述性統(tǒng)計

本文研究數(shù)據(jù)來源于2016年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查。此調(diào)查數(shù)據(jù)采取多種抽樣方式相結(jié)合的辦法，總計得到168，407個樣本，囊括了全國31個省、市、區(qū)，以及新疆建設(shè)兵團(tuán)。調(diào)查內(nèi)容涵蓋了流動人口本人、家庭等各方面的信息。本文擬檢驗(yàn)農(nóng)民工久居意愿對消費(fèi)支出的影響?；诒狙芯康男枰?，本文事先對微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選和處理，將戶口性質(zhì)限定為農(nóng)業(yè)戶口，年齡設(shè)置為15-59歲，最終得到133，490個有效數(shù)據(jù)。此外，為便于回歸分析，對涉及較大數(shù)額的變量如消費(fèi)支出、住房支出，以及家庭月收入等進(jìn)行了對數(shù)化處理。

本文的被解釋變量是農(nóng)民工月消費(fèi)支出，被訪農(nóng)民工每月消費(fèi)支出平均1415.86元，最低30元，最高9700元，這表明農(nóng)民工消費(fèi)支出存在較大差距。解釋變量為農(nóng)民工打算在城市長期居?。ㄎ迥昙耙陨希?，受訪者中，在城市有久居意愿的農(nóng)民工占有效樣本的比重為58.28%，說明農(nóng)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(shù)、孩子個數(shù)、住房支出，以及家庭月收入變量；工作因素則包括農(nóng)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(diǎn)。

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(lián)系在一起的理論。該理論認(rèn)為人的行為是經(jīng)過深思熟慮的計劃的結(jié)果，當(dāng)人們覺得自己可以成功地實(shí)施某些行為時，他們更有可能打算實(shí)施某些行為。未來打算即久居意愿是農(nóng)民工對未來的一種認(rèn)知，消費(fèi)支出是其行為的表現(xiàn)方式。久居意愿將影響農(nóng)民工的消費(fèi)預(yù)期和判斷。對于不打算在城市長期居?。ㄎ迥昙耙陨希┑霓r(nóng)民工而言，他們更傾向于增加儲蓄或者將收入轉(zhuǎn)移回打算長期居住的地方（如家鄉(xiāng)）。而打算在城市長期居住（五年及以上）的農(nóng)民工，他們更希望融入城市，他們通過模仿城市市民消費(fèi)的方式縮小同市民之間的差異，傾向于增加消費(fèi)。尤其新生代農(nóng)民工，鄉(xiāng)土情結(jié)較老一代農(nóng)民工淡薄，更渴望在城市長期居住。

為檢驗(yàn)農(nóng)民工久居意愿對個人消費(fèi)支出的影響，本文首先采用OLS回歸模型作為基礎(chǔ)回歸模型。將回歸方程設(shè)定為：

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

為了解決面臨的遺漏變量（如農(nóng)民工個人消費(fèi)偏好）以及反向因果（如個人消費(fèi)支出越高的農(nóng)民工越傾向于在城市久居）等潛在內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步采用Maddala（1983）提出的處理效應(yīng)模型（Treatment Effects Model）。處理效應(yīng)模型可以視為一種特殊的內(nèi)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(chǔ)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(diào)整內(nèi)生性引起的偏誤。回歸方程設(shè)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(shù)（Indicator Function）。Zi包含了控制變量Xi，且Zi中有一個變量Pstayi（社區(qū)層面的農(nóng)民工久居意愿的平均水平，即社區(qū)平均久居意愿）與農(nóng)民工久居意愿高度相關(guān)，而與農(nóng)民工個人消費(fèi)支出不相關(guān)。將Pstayi視為農(nóng)民工久居意愿(stayi)的工具變量。設(shè)隨機(jī)擾動項(xiàng)(εi,μi)服從二維正態(tài)分布ρ是(εi,μi)的相關(guān)系數(shù)，而標(biāo)準(zhǔn)化之后的μi方差是1。

三、實(shí)證分析結(jié)果

OLS回歸結(jié)果顯示，核心解釋變量農(nóng)民工久居意愿在1%的統(tǒng)計水平上對消費(fèi)支出產(chǎn)生了積極影響。大部分控制變量對農(nóng)民工消費(fèi)支出也具有顯著影響，在個體因素中，男性和已婚對農(nóng)民工消費(fèi)支出顯著負(fù)影響；年長對農(nóng)民工消費(fèi)支出具有顯著正影響；農(nóng)民工消費(fèi)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(shù)和孩子數(shù)量增多、住房支出和農(nóng)民工家庭月收入增加均對消費(fèi)支出具有顯著正影響，其中，家庭月收入影響效應(yīng)最大。在工作因素中，農(nóng)民工個人月收入增加和參加社會保險對消費(fèi)支出呈現(xiàn)顯著的負(fù)影響；與流動范圍為市內(nèi)跨縣的農(nóng)民工相比，消費(fèi)支出最少的是跨省的農(nóng)民工，省內(nèi)跨市的農(nóng)民工則不顯著；與打工地點(diǎn)在西部的農(nóng)民工相比，農(nóng)民工消費(fèi)支出最多的在東北，其次是打工地點(diǎn)在中部的農(nóng)民工，東部的農(nóng)民工則不顯著。由于內(nèi)生性問題存在，OLS結(jié)果尚無法斷定農(nóng)民工久居意愿對消費(fèi)支出的影響是否確實(shí)存在。

處理效應(yīng)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(jié)果可以看出，兩步法和極大似然估計法得出的結(jié)果基本一致，一階段社區(qū)平均久居意愿和二階段農(nóng)民工久居意愿的回歸系數(shù)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(nèi)生性）檢驗(yàn)P值0.0000，說明農(nóng)民工久居意愿和消費(fèi)支出之間確實(shí)存在內(nèi)生性問題。進(jìn)一步與OLS回歸結(jié)果對比，內(nèi)生性問題導(dǎo)致OLS回歸中農(nóng)民工久居意愿的回歸系數(shù)值僅0.0882，而在兩步法估計和極大似然估計結(jié)果中，農(nóng)民工久居意愿的回歸系數(shù)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(nóng)民工消費(fèi)水平顯著提高，假設(shè)1得證，同時還表明使用處理效應(yīng)模型估計之后的影響效果更大，內(nèi)生性問題的存在嚴(yán)重低估了農(nóng)民工久居意愿對其消費(fèi)支出的影響。大多數(shù)控制變量對消費(fèi)支出的影響方向及顯著性水平都相同，只是系數(shù)值不同，但性別和打工地點(diǎn)對消費(fèi)支出的影響顯著性水平也發(fā)生了改變。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(shí)質(zhì)是均值回歸。在本文中只能刻畫農(nóng)民工久居意愿對其消費(fèi)支出影響的集中趨勢，而無法反應(yīng)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(shù)回歸模型（Quantile Regression Model）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將本文的被解釋變量——農(nóng)民工消費(fèi)支出水平劃分為低消費(fèi)支出、較低消費(fèi)支出、中等消費(fèi)支出、較高消費(fèi)支出，和高消費(fèi)支出五類，分別對應(yīng)10%、25%、50%、75%和90%百分位。此外，進(jìn)行分位數(shù)回歸時，用社區(qū)平均久居意愿作為農(nóng)民工久居意愿的代替變量。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。在各分位點(diǎn)上農(nóng)民工久居意愿都顯著促進(jìn)個人消費(fèi)支出，但是在不同分位點(diǎn)上，即在不同消費(fèi)水平上，農(nóng)民工城市久居意愿對消費(fèi)支出的影響效應(yīng)不同。假設(shè)二得證。并且通過回歸系數(shù)的大小可以看出，隨著分位點(diǎn)的提高，農(nóng)民工久居意愿對其消費(fèi)支出的促進(jìn)效應(yīng)依次遞減，即隨著農(nóng)民工個人消費(fèi)水平的提高，農(nóng)民工久居意愿對其消費(fèi)支出的提升效應(yīng)逐漸減弱。此外，在控制變量中，如農(nóng)民工受教育程度對其消費(fèi)支出整體上也呈現(xiàn)促進(jìn)效應(yīng)遞減規(guī)律，但在同一消費(fèi)水平上，農(nóng)民工城市久居意愿對消費(fèi)支出的促進(jìn)效應(yīng)將隨受教育程度提高而愈加顯著。

表1 農(nóng)民工城市久居意愿對消費(fèi)支出影響的分位數(shù)回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文基于2016年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，采用處理效應(yīng)模型實(shí)證分析了農(nóng)民工久居意愿對個人消費(fèi)支出的影響，并通過分位數(shù)回歸進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，打算在城市久居的農(nóng)民工消費(fèi)水平將顯著提高。OLS回歸中，農(nóng)民工久居意愿顯著促進(jìn)農(nóng)民工的消費(fèi)支出。解決內(nèi)生性問題之后，農(nóng)民工久居意愿對其消費(fèi)產(chǎn)生的刺激效應(yīng)更明顯。第二，在不同消費(fèi)水平上，農(nóng)民工城市久居意愿對消費(fèi)支出的影響效應(yīng)不同。分位數(shù)回歸中，隨著農(nóng)民工消費(fèi)水平的提高，農(nóng)民工久居意愿對其消費(fèi)支出的刺激效應(yīng)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(shù)量以及住房支出等越多，農(nóng)民工消費(fèi)水平越高，但影響效應(yīng)隨著消費(fèi)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(nóng)民工消費(fèi)水平，且影響效應(yīng)將隨消費(fèi)水平提高而增加。

農(nóng)民工是社會主義現(xiàn)代化建設(shè)的中堅力量，消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目的和動力[2]。一方面為推動農(nóng)民工真正融入城市，分享城市發(fā)展成果。另一方面為提高農(nóng)民工久居意愿，促進(jìn)消費(fèi)和擴(kuò)大內(nèi)需，帶動城市和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。本文提出如下政策建議：首先，農(nóng)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(nóng)民工久居意愿以促進(jìn)消費(fèi)支出。其次，推動和落實(shí)以居住年限和穩(wěn)定居所等多維度評估常住人口管理系統(tǒng)。完善以常住地登記戶口為統(tǒng)計口徑的基本公共服務(wù)建設(shè)體系，實(shí)現(xiàn)按常住人口規(guī)模配置公共資源。最后，研究數(shù)據(jù)表明農(nóng)民工就業(yè)于私營企業(yè)的比重最高，新冠疫情特別是全球疫情影響沿海生產(chǎn)產(chǎn)業(yè)鏈，直接沖擊農(nóng)民工就業(yè)。后疫情時代充分發(fā)揮農(nóng)民工最低生活保障體系兜底功能，提升農(nóng)民工城市久居意愿，保障農(nóng)民工后續(xù)就業(yè)和消費(fèi)的穩(wěn)定至關(guān)重要。