社会融合、城镇定居意愿与流动人口家庭消费水平差异研究

李国正 王鉴雪 车若语

[摘要]在消费驱动的经济发展模式下，流动人口是缩小城乡居民消费差异、挖掘中国居民消费潜力的重要着力点。基于国家卫健委2015年流动人口动态监测数据，运用普通最小二乘法（OLS）和倾向得分匹配法（PSM），研究社会融合背景下流动人口居留意愿对家庭消费水平差异的影响。研究发现：（1）中国57.34%的流动人口在城镇具有明确的居留意愿，家庭化迁移趋势明显;（2）流动人口居留意愿对家庭消费水平有正向显著影响，居留意愿明确的流动人口对城市居住偏好更高，相比不明确的家庭住房消费要高出30.3%;（3）在满足生活刚性需求的基础之上，居留意愿明确的流动人口消费重心逐步转向住房支出，整体上住房占总支出比重提升15.7%。研究认为，通过统筹城乡发展、深化渐进户改、建立公共住房及社会融合试点等措施，不仅可以提高流动人口居留意愿、释放消费潜力，而且利于提高城镇化率、促进经济内生性增长。

[关键词]流动人口; 居留意愿; 家庭消费; 社会融合;经济内生性增长

[中图分类号]F126[文献标志码]A[文章编号]1672-4917（2020）03-0106-10

一、引言

改革开放40多年来，中国经济总量跃居世界第二，年均GDP增长率为9.5%。然而，受全球经济危机、贸易保护主义、人口红利消失和产能过剩等问题愈发突出的影响，出口驱动 “外向型”和投资驱动“粗犷型”的经济发展模式面临着日益严峻的挑战。[1]相比之下，消费驱动“内需型”发展模式对经济增长的作用逐步增强，尤其2013—2017年间，在新型城镇化、供给侧改革、新旧动能转换、降税减负等因素影响下，消费对GDP贡献率由47.0%提升至57.6%，超过出口与投资的贡献之和（见图1）。但事实上，中国居民整体消费水平却一直处于疲软状态[2-3]：1978—2010年，最终消费率由62.10%下降到48.19%，而后略有回升，截至2017年底仍不足55.0%;中国城乡居民人均消费差距达2.5倍以上，并且呈现长期扩大趋势。[4]

图1中国1998—2017年“三驾马车”对

GDP的贡献率及拉动百分点

数据来源：国家统计局，http：//data.stats.gov.cn/

easyquery.htm？cn=C01。中國拥有世界最大的消费群体和潜在的消费市场，为何居民整体消费水平却如此低迷？究其原因：一是中国城镇化推进过程中，城乡居民收入差距较大、农村消费能力不足以及消费结构不合理，导致城镇化对消费水平的拉动作用尚未充分发挥[5-7];二是受户籍制度和城乡二元体制约束，“半市民化”流动人口在城镇面临诸如经济、文化、制度及身份认同等社会融合困境，导致了该群体预防性储蓄增加，抑制了其消费潜力的释放[8-10]。截至 2017年，中国常住人口城镇化率约60.00%，流动人口超过2.44亿，约占全国人口的1/6。数据来源：2017年国家卫健委流动人口动态监测数据调查而得。如此规模庞大的劳动力要素在“乡—城”“城—城”之间流动必然会增加“背井离乡”后在住房、食品、教育、社保等各方面的消费支出。因此，社会融合背景下劳动力要素在流入地“流动不定居、定居不消费”的现象，非常值得学者研究关注。“流动不定居、定居不消费”：即中国劳动力迁移和定居是两个独立的过程，流动人口即使在流入地定居下来，又将面临各种不均待遇和社会融合壁垒，会抑制其消费意愿和行为，最终导致消费潜力无法释放

综上所述，提高中国居民整体消费水平，促进内生性增长是解决当前经济发展问题的重要战略抉择;在社会融合背景下，流动人口消费问题已经成为制约未来中国居民消费水平提升的关键变量。但是，在以往研究中，一方面，主要关注流动人口消费对于城市化、市民化、消费主体构建以及城市人身份认同的意义，相反研究社会融合背景下城市化、市民化衍生问题对流动人口消费的影响则是少之又少[11-12];另一方面，主要聚焦于城乡居民消费差距的测度、影响因素，忽视了流动人口群体的内部异质性和家庭迁移化，中国是伦理本位的社会，家庭是生产关系的核心[13]，以往研究对象仅是围绕个体消费展开，对家庭消费尚未给予足够关注[14-15]。

鉴于此，笔者基于社会融合背景下流动人口城市化和市民化所衍生的突出问题，重点研究流动人口居留意愿与家庭消费水平差异，进一步揭示居留意愿对家庭消费类型和消费结构的内在影响机理，对于提升流动人口在流入地长期居留意愿，降低其消费储蓄率、挖掘消费潜力，促进社会融合、推进流动人口城市化进程，具有重要的理论价值和现实意义。

二、理论分析及假设

关于社会融合内涵和外延的理解尚存争议，狭义观点认为社会融合仅指社会层面的融合程度[16-17]，广义观点则将经济、制度、心理、文化等方面适应都归纳为社会融合[18-19]，因此导致社会融合概念使用较为泛化。笔者认为，流动人口社会融合是一个包括流动人口在流入地经济适应、社会交往、心理认知、居住适应等多维度的概念[18、20]。其中，经济适应是流动人口生存发展和融合的根本保证，居住适应是反映流动人口基本生活状况的重要指标。

流动人口与本地人口如何实现社会融合，既是当前中国人口学面临的突出问题，也是劳动经济学的经典议题。流动人口居留意愿和定居行为，不仅取决于该群体在流入地实现“安其居、乐其业”《道德经》第八十章：“民各甘其食，美其服，安其俗，乐其业，至老死不相往来。”的基本保障，更取决于其在流动地社会融合程度，即能否从根本上完成“城市化”和“市民化”的过程[21]。社会网络理论认为，伴随着政治、经济、社会和文化发展，以及流动人口年龄结构和收入水平等的变化，在城市丰富的物质诱惑和精神条件吸引下，越来越多的流动人口更愿意留在城市生活，打算长期定居的可能性就会增加[22]。

流动人口将自身定位为城里人或者将来打算在城镇定居，意味着他们不论是从心理还是生活方式上，都已接纳了城市的生活观念，对城市的归属感更强，且在经济能力和社会网络资源上都更加有能力，并愿意承受在城市生活所需的各项支出[10]。未得到城镇户口的外地农民工对于购物和消费空间的界限感要表现得更加强烈[23]。相关研究表明，明确的居留意愿会提高流动人口迁移的概率，进而提升在流入地的总体消费水平，消费方式也将更倾向于多元化[24]。但是现有研究主要围绕流动人口个体消费为研究对象，对衡量流动人口经济适应融合程度的关键标准——家庭消费却鲜少关注[25]。鉴于此，笔者提出第一个假设：

H1：流动人口明确的居留意愿对家庭总体消费水平具有正向显著影响。

值得一提的是，流动人口与本地居民的社会融合程度与居住选择以及住房消费行为息息相关[26]。已往文献主要从定性角度论述了二者关系、相关定量研究尚为匮乏;多数是探讨消费水平、居住状况对社会融合的影响[27-29]，较少反过来从社会融合背景出发，综合考虑流动人口居留意愿对家庭消费的影响。有学者认为，流动人口平均居住时间相对较短、流动频率较高，一方面会对住房、教育、医疗等方面的消费行为产生影响;另一方面，还会影响流动人口的消费欲望和消费需求[30-31]。另有学者通过建立数据模型发现，高端职业和高收入的外出农民工社会融合程度更高，他们居留意愿更为明确，对城市居住偏好更高，消费类型也更倾向于购房支出[32-33]。同时，社会融合有利于提高流动人口住房自有率、正规社区居住率和整体住房消费水平[18]。鉴于此，本文提出第二个假设和第三个假设如下：

H2：流动人口在流入地居留意愿越明确，家庭消费类型越倾向居住偏好;

H3：流动人口在流入地居留意愿越明确，家庭住房消费比重会显著提升;

流动人口在迁入地频繁流动不仅会影响迁入地和迁出地的资源配置，而且会影响人力资本和社会资本投资等经济消费行为[34]。已有研究大多聚焦于短期移民行为方面，而较少涉及迁移行为对家庭消费水平的作用机理。因此，笔者基于国家卫健委2015年流动人口动态监测数据，运用普通最小二乘法（OLS）和倾向得分匹配法（PSM），结合社会融合背景，深入探析流动人口居留意愿对家庭消费水平、消费类型、消费结构不同层面的影响，最后提出相应政策启示。

三、数据说明與模型构建

（一）数据说明

1.数据来源

国家卫健委2015年流动人口动态监测数据，覆盖了全国31个省（自治区、直辖市），以在流入地居住一个月及以上、户口为非本区（县、市）、调查年龄在15—59周岁的流入人口为研究对象，采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS方法进行抽样，切实反映了流动人口生存及发展的实际状况，为加强社会融合与流动人口服务管理提供了数据支持。

2.变量选取

结果变量设定：以往研究主要是以个人为单位，而中国是伦理本位社会，家庭是一切社会关系的核心，也是最基本的消费单位[13]，故而选取“过去一年家庭在本地月均总支出”的自然对数作为结果变量。此外，还通过“过去一年家庭在本地月食品支出及比重”“过去一年家庭在本地月住房支出及比重”“过去一年家庭在本地月其他支出及比重”等指标的自然对数，在探究居留意愿对流动人口家庭消费水平影响的基础上，进一步解释居留意愿对家庭消费类型和家庭消费结构的影响程度。

处理变量设定：以往对流动人口居留意愿测量的研究较为粗略，简单划分为有无居留意愿[35]，笔者进一步考查有无明确居留意愿情况，以流动人口在流入地“是否有明确的长期居留意愿”为处理变量，“打算在本地长期居住（5年及以上）”视为有明确居留意愿（明确=1）， “不打算在本地长期居住（5年及以上）”以及“没想好”视为无明确居留意愿（不明确=0）。

协变量设定：社会融合是流动人口逐渐适应流入地社会文化和良性互动的构建过程[36]，为了尽可能地控制所有影响流动人口在流入地家庭消费的变量，分别从个人特征、家庭特征和储蓄动机三个方面选取协变量，以探析社会融合背景下居留意愿与家庭消费关系的影响机制。个人特征包括流动人口的年龄、性别、文化程度等，家庭特征包括月均总收入和家庭规模等，储蓄动机包括流动人口参保情况、单位包吃折算、单位包住折算等。

3.描述统计

对比居留意愿明确与居留意愿不明确的流动人口在流入地的基本特征（详见表1）。结果显示：中国57.34%的流动人口在城镇具有明确的定居意愿，家庭化迁移趋势明显，且家庭月总支出、食品支出、住房支出、教育医疗等其他支出、月总收入、月包吃包住折算、年龄、受教育程度等均值，明显高于居留意愿不明确的家庭。具体而言，从支出方面看，居留意愿明确的流动人口家庭在流入地月总支出达3 581.68元，食品支出为1 478.38元（占比41.27%），住房支出为815.08元（占比为22.76%），教育医疗等其他支出为1 288.33元（占比为35.97%），说明流动人口消费主要以食品、住房、教育和医疗支出为主。 从收入水平看，居留意愿明确的流动人口家庭月总收入均值为6 895.68元，较居留意愿不明确的流动人口收入水平高出20.40%，两者差距较为明显。然而，居留意愿明确的人口在本地居住的社区建立健康档案的仅有33%，说明流动人口在流入地医疗健康意识薄弱，社会融入程度依然较低。从参保情况看，流动人口参加新农村合作医疗保险、城镇职工医疗保险的分别占66.10%、17.90%，但参加城乡居民医疗保险、城镇居民医疗保险及公费医疗的比例均不足10%，同时反映出其在流入地社会融合困难。从包吃包住情况看，49.70%的流动人口享受单位包吃包住的待遇，其中41.92%是居留意愿不明确的流动人口，其余7.8%是居留意愿明确的流动人口，但是单位月包吃包住折算有限，不足以保障流动人口在流入地生活、就业等基本需求。职工权益不能得到有力保障，无疑加大了流动人口在流入地社会融合的挑战。

（二）模型构建

周明海等（2017年）通过PSM模型，得出流动人口具有长期居留意愿会显著增加其消费水平，人均增幅可达13.9%。[24]宁光杰等（2018年）运用PSM方法解决市民化意愿对消费的选择偏差问题，论证了长期居住意愿对消费行为的贡献率要高于转户意愿。[37]李国正等（2017年）基于“经济新常态”背景，通过工具变量法证实了流动人口居留意愿对消费有显著影响。[38]虽然以上研究，从多方面证明了居留意愿和消费行为的关系，但仍存在两点不足：（1）从研究视角看，均未考虑到流动人口城市化和市民化融合困境、社会融合背景下流动人口居留意愿内生性问题及对家庭消费影响有何变化等;（2）从检验方法看，要么仅更换不同年份样本、要么仅变化样本选取地区，均未呈现规范可靠的检验过程，实证结果有待进一步考究。

基于以上研究成果和不足，本文使用倾向值得分匹配法（PSM），处理可观测变量导致的内生性问题。原因如下：一是流动人口居住选择和居留意愿，可能受年龄、性别及文化水平等个人特征，月总收入及同住人数等家庭特征，包吃包住折算及参保情况等储蓄动机的综合影响;二是回归系数的高低取决于不可观测因素对居留意愿的影响，若直接采用OLS估计方法，可能导致估计结果有误。因此，设置流动人口居留意愿明确的处理组和居留意愿不明确的对照组，然后依据匹配前后两组样本估计居留意愿对消费的影响。构建以下计量模型：LogYn=α+β1Wi+β2jCij+ε。（1）本文以流动人口家庭“本地月总支出”“本地食品支出”“本地住房支出”“本地教育医疗等其他支出”“本地食品支出比重”“本地住房支出比重”“本地教育医疗等其他支出比重”的自然对数LogYn为结果变量（n=1、2、3…7）;以流动人口个体i有无明确居留意愿为处理变量Wi（明确=1，不明确=0）;其他协变量为Cij，包括个体i的个人特征、家庭特征及储蓄动机等方面（j=1，2，3…）。其中，系数β1反映了流动人口居留意愿是否明确对流动人口消费水平差异的影响，系数β2则表示各协变量系数，ε为误差扰动项。

（三）估计方法——倾向得分匹配（PSM）

采用倾向得分匹配法分析前，首先要确定社会融合视角下影响流动人口居留意愿与家庭消费行为的因素，一般可通过Logit模型筛选相关协变量，计算流动人口在可观测特征Xi情况下居留意愿的条件概率，然后将实现筛选的多维变量降至一维，计算公式参考如下：

PSi=PXi=PiDi=1Xi=exp（βXi）1+exp（βXi）。（2）

其中PSi 是计算得出的流动人口个体的倾向匹配得分值;Xi 是与流动人口社会融合相关的协变量;Di为处理变量，表示流动人口居留意愿是否明确（明确=1，不明确=0），exp （βXi）1+exp （βXi） 表示Logit的累计分布函数，其中β为相应参数系数。通过估计参数值β代入式（2），可以得到流动人口居留意愿明确与否的倾向匹配得分PSi，即流动人口居留意愿的概率值P︿（Xi）。社会融合视角下流动人口居留意愿对家庭消费差异影响，可以采用式（3）中处理变量Di的平均处理效应ATT来估算：

ATT=E（LogY1i-LogY0iDi=1）=E[E（LogY1i-LogY0iDi=1，P（Xi））]=E{E（LogY1iDi=1，P（Xi））}-E{E（LogY0iDi=1，P（Xi））}。（3）

式（3）中，Y1i 和Y0i分别代表社会融合视角下同一流动人口个体居留意愿明确和不明确两种情况时的消费水平，最后得出样本估计的平均处理效应ATT︿：ATT︿=1NTΣi∈TLogYTi-1NTΣj∈Cw（pi，pl）LogYCl。（4）其中，NT为处理组个数;C和T分别代表匹配后对照组和处理组;LogYTi是处理组第i个流动人口居留意愿明确情况下的消费水平;LogYCl是对照组第l个流动人口居留意愿不明确情况下的消费水平;wpi，pl为倾向得分pi和pl的权重系数，该系数大小取决于选择的匹配方法。综合尝试后，本文采用最近邻匹配、半径匹配及核匹配三种方法，计算得出对照组和处理组倾向匹配得分，最后依据三种方法平均处理效应（ATT）的平均值作为参考。

四、实证结果分析

（一）居留意愿与家庭消费关系的OLS回归

在做倾向得分匹配前，作为参照，我们对比控制协变量前后回归估计系数即Coef.值，以判断有无明确居留意愿对消费水平的影响。在未控制任何协变量情况下，Coef.值为0.293，即居留意愿明确的流动人口比不明确的家庭消费水平高29.3%，且在1%水平上顯著，因此可能存在选择偏差和居留意愿内生性问题，此结果并不可信，且R2仅为0.059。在加入个人特征、家庭特征及储蓄动机协变量后，Coef.值降为0.099，即居留意愿明确的流动人口比不明确的家庭消费水平高9.9%，且显著性水平接近1%，R2为0.336。在协变量中，除了包吃折算不显著外，其余变量均显著（篇幅有限，表格省略）。由此可见，社会融合背景下流动人口居留意愿与家庭消费之间绝非简单的线性关系，因此有待进一步探究。

（二）倾向匹配得分估计与分析

为了更好地观测社会融合视角下流动人口居留意愿对其家庭消费水平、消费类型及消费结构的影响，本文综合采用最近邻匹配、半径匹配及核匹配三种计算方法，对处理组和对照组的样本进行匹配，平均处理效应ATT值详见表2和表3，三种方法计算结果较为相近。

1.居留意愿对消费水平的影响

如表2估计结果所示：依据最近邻匹配、半径匹配和核密度匹配三种不同的计算方法，分析流动人口居留意愿对总体消费水平的影响，匹配结果趋于一致，实证结果稳健性较强。匹配前：居留意愿明确的流动人口比居留意愿不明确的，家庭总体消费水平提升30.8%;匹配后：居留意愿明确的比不明确的要高出11.8%，并在1%的置信区间上显著，表明匹配估计很有必要且意义较大，流动人口明确的居留意愿对其在流入地的总体消费水平具有正向显著影响，这与周明海等的研究结论一致[24]。因此假设1得证。

2.居留意愿对消费类型的影响

如表2估计结果所示：流动人口居留意愿不仅对家庭总体消费水平有正向显著影响，而且也会显著影响家庭食品、住房、教育医疗等其他消费类型。根据三种不同方法的匹配结果看，在其他条件不变的情况下，匹配前：居留意愿明确的流动人口比不明确的，其家庭食品支出、住房支出、教育医疗等其他支出分别提升32.1%、45.8%、16.4%;匹配后：居留意愿明确的比不明确的，在三大方面支出分别高出8.8%、30.3%、9.7%，且在1%的显著性水平下显著。从消费类型看，居留意愿明确的流动人口对城市居住偏好更高，家庭消费方式也更倾向于购房支出，尤其購买商品房的比例较高。因此假设H2得证。

3.居留意愿对消费结构的影响

为了进一步验证，流动人口居留意愿对消费水平和消费类型有显著影响，本文选取了家庭食品支出、住房支出，以及教育医疗等其他支出分别占总支出的比重作为三个指标，估计了流动人口居留意愿对家庭消费结构的影响。匹配法结果所示（详见表3）：在其他条件不变的情况下，匹配前：居留意愿明确比不明确的流动人口，其家庭住房支出占总支出比重提升16.1%，食品支出占比和教育医疗等其他支出占总支出的比重变化很小，分别为1.5%和2.5%;匹配后：居留意愿明确比不明确的流动人口，其家庭住房占总支出比重提高15.7%，但是食品支出占比和教育医疗等其他支出占比分别降低了3.6%和1.5%。ATT值结果说明，流动人口居留意愿是否明确对其家庭食品支出比重和教育医疗支出比重影响不大，在满足生活刚性需求支出的基础上，用于住房支出的比重会显著上升。因此假设H3得证。

（三）共同支撑假设与平衡性检验

为确保以上匹配质量和估计结果的合理性、可靠性，需要进一步验证共同支撑假设和平衡性检验。首先从共同支撑假设看（见图2），对比流动人口居留意愿明确的处理组和居留意愿不明确的对照组，在家庭消费水平、消费类型和消费结构匹配前后的核密度图。可以得出：匹配后，处理组和对照组核密度函数较为接近，表明处理组和对照组的变量特性较为相似，在倾向匹配得分区间重叠范围明显扩大，意味着两组绝大多数观察值在共同取值范围内，因此倾向匹配估计结果较为理想，匹配质量科学可靠。此外，本文还采用半径匹配和核匹配方法对两组变量进行匹配对比，得出的核密度图与最近邻匹配结果极其相似。

其次，从平衡性检验结果可得（详见表4）①，匹配前，居留意愿明确和居留意愿不明确的流动人口个人特征、家庭特征及储蓄特征的均值存在显著差异，而匹配后，大部分协变量对应的P值都相对匹配前更大，也就意味着匹配后，居留意愿明确的和居留意愿不明确的流动人口在个体、家庭及储蓄三

①由于篇幅限制，仅展示最近邻匹配平衡性检验结果（含消费水平及消费类型，其中消费结构与消费类型结果极其相似，故省略），经计算半径匹配和核匹配的结果也均通过了平衡性检验。图2匹配前后的核密度图（基于最近邻匹配法）①

方面协变量均值已不存在显著性差异。整体上讲，消费水平、消费类型和消费结构所有样本匹配后伪R2、偏差均值、B值和R值均显著下降，尤其匹配后B值均小于25%且R值均在1%左右，再次表明匹配显著降低了处理组和对照组之间匹配变量的差异，最大限度降低了样本选择偏差，通过了平衡性检验，样本匹配效果成功。

五、启示与政策含义

基于以上研究我们可以发现：（1）中国57.34%的流动人口在城镇具有明确的居留意愿，家庭化迁移趋势较为明显，且居留意愿明确的流动人口其家庭月总支出、食品支出、住房支出、教育医疗等其他支出等各项均值明显高于居留意愿不明确的流动人口，居留意愿与其家庭消费呈正向显著相关关系。（2）从消费水平看，居留意愿明确比不明确的流动人口家庭总体消费水平要提升11.8%，说明居留意愿明确的流动人口对其家庭消费水平具有正向显著影响;从消费类型看，居留意愿明确的流动人口对城市居住支持偏好更高，相比不明确的家庭住房消费要高出30.3%，远高于食品、教育医疗等其他消费，说明流动人口在流入地居留意愿越明确，其住房消费倾向越大，增加了举家迁移的可能性;从消费结构看，居留意愿对食品、教育医疗及其他支出比重影响不大甚至会降低，对住房支出占比作用则较为显著达15.7%，说明流动人口在流入地居留意愿越明确，其住房消费支出比重越高，流动人口在满足生活刚性需求的基础之上，消费重心逐步转向住房支出。

总而言之，流动人口居留意愿的提高有助于提升在流入地总体消费水平，并且更加倾向于增加住房消费支出。结合全国庞大的流动人口数量，促进流动人口在流入地城镇的融入水平，有助于改善内需乏力的状况，进而促进经济发展模式向消费驱动型转变。伴随“新户改”的持续推进，除北京、上海等超大、特大城市之外，各地落户门槛基本消除，但是当前以农民工为主体的流动人口落户城镇仍旧面临诸多问题：（1）城镇公共服务水平有待提高，尤其是在教育、医疗、住房等方面，流动人口面临着较高的生活成本和生活压力[39];（2）对于流动人口具有吸引力的特大城市、超大城市落户门槛较高，没有落户门槛的中小城镇对流动人口又缺乏吸引力;（3）由于农民工就业能力较低，加之城乡社会保障水平差异较大，土地权益仍旧是农民工生活的最后保障，然而当前诸多地方仍旧将进城落户与土地权益挂钩，严重阻碍了农民工进城落户的步伐。

鉴于此，本文认为应该采取以下措施提高流动人口在流入地定居意愿和城镇融入水平：

第一，深化户籍制度改革，破除体制机制障碍。一方面，完善公共住房制度，保障流动人口住房福利，特别是落实住房市场的“租售同权”和保障性住房制度，注重教育及医疗资源的均衡化和公平合理性分配，才能消除农民工融入城市的制度性障碍，有效提升其在迁入地的居留意愿，才能提振流动人口的消费信心;另一方面，通过转移支付，提升地方政府公共服务支出水平和接纳流动人口定居或落户的积极性[40]。