基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的影響
——基于2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)的分析

劉 藝, 高傳勝

(南京大學政府管理學院,江蘇 南京 210023)

流動人口的消費水平和消費質量是衡量民生保障與發(fā)展水平的標準之一，提升流動人口的消費水平和消費質量有助于充分發(fā)揮消費對社會經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用，而基本養(yǎng)老保險是影響流動人口消費水平和消費質量的重要因素之一。鑒于此，研究基本養(yǎng)老保險與流動人口家庭消費之間的關系具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述與問題的提出

基本養(yǎng)老保險和消費的關系一直是學界持久爭論的話題。國外學界在理論上率先提出了生命周期、世代交疊等擠入消費的理論，并進一步基于不同的假設和模型提出了引致退休、預防性儲蓄等擠出消費的理論[1]。鑒于消費行為的復雜性和動態(tài)性，無法通過單個理論解釋所有消費行為，各國學者力求通過實證研究進一步探究基本養(yǎng)老保險和消費之間的關系，實證研究結果主要包括3種，即基本養(yǎng)老保險擠入消費，基本養(yǎng)老保險擠出消費，基本養(yǎng)老保險對消費的影響不確定。

(一)基本養(yǎng)老保險擠入消費

部分學者認為基本養(yǎng)老保險能在退休后為參保者提供一定的養(yǎng)老保障，以減少參保者的后顧之憂，從而促進當期消費。國外方面，F(xiàn)eldstein基于1927—1971年美國居民數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)美國的基本養(yǎng)老保險制度有增加消費的凈效應，資產(chǎn)替代效應超過引致退休效應[2]；Feldstein等還進一步基于1963年美國消費者金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)社會保障顯著抑制了私人財富的積累[3]；Gale基于1983年美國消費者金融調(diào)查數(shù)據(jù), 研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財富對其他類型財富具有較大的擠出效應[4]。國內(nèi)方面，歐陽斌等基于2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)參加基本養(yǎng)老保險的城鎮(zhèn)居民的消費支出比沒有參加基本養(yǎng)老保險的城鎮(zhèn)居民增加19.2%[5]；張川川等基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運用斷點回歸和雙重差分模型實證分析新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險政策效果，研究發(fā)現(xiàn)新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險政策顯著提高了參保者的家庭收入，在一定程度上促進其家庭消費，對健康狀況差的老年人影響更顯著[6]；田玲等基于中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析發(fā)現(xiàn)不論是城市家庭還是農(nóng)村家庭，基本養(yǎng)老保險均在多個方面提高了居民個人的消費支出水平[7]。

(二)基本養(yǎng)老保險擠出消費

部分學者認為盡管基本養(yǎng)老保險能為參保者年老時提供一定的收入，但受心理成本、繳費率等因素影響，參保者仍會減少當期消費。國外方面，Wright認為養(yǎng)老保險制度具有認知效應，它使個體認識到儲蓄對老年生活的重要性，從而改變工作期間的消費函數(shù)以增加儲蓄[8]；Leimer等運用修正的社會保障財富變量對Feldstein的實證模型重新進行估計，實證分析發(fā)現(xiàn)社會保障財富與居民儲蓄存在正相關關系，即社會保障財富擠出了居民的部分消費，從而促使居民增加儲蓄[9]；Thaler認為人們當期消費的決策取決于當期消費帶來的心理成本，當心理成本較高時，人們會減少當期消費[10]。國內(nèi)方面，白重恩等基于2002—2009年中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，運用工具變量法進行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)提高養(yǎng)老金繳費率會抑制城鎮(zhèn)居民消費[11]；楊繼軍等基于1994—2010年全國省級面板數(shù)據(jù)，實證分析發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險制度擠入城鎮(zhèn)居民的儲蓄、擠出城鎮(zhèn)居民的當前消費[12]；鄒紅等基于2002—2009年城鎮(zhèn)住戶調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，運用工具變量法對廣東省城鎮(zhèn)居民的消費進行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險繳費率的提高對城鎮(zhèn)居民的家庭消費存在抑制作用[13]。

(三)基本養(yǎng)老保險對消費的影響不確定

部分學者認為基本養(yǎng)老保險對消費的影響具有不確定性，且不同群體之間存在差異性。國外方面，Barro等基于代際轉移理論對西方16個工業(yè)化國家1951—1960年的數(shù)據(jù)進行分析，研究發(fā)現(xiàn)社會保障并沒有對私人儲蓄產(chǎn)生負面影響，且由于數(shù)據(jù)處理與估計的問題，社會保障與私人儲蓄的關系仍不確定[14]；Kotlikoff分析了不同群體消費決策影響的差異性，認為基本養(yǎng)老保險對受教育程度和資產(chǎn)狀況不同的家庭具有不同的影響[15]。國內(nèi)方面，李珍等構建了全國時序和省際面板數(shù)據(jù)模型，實證研究發(fā)現(xiàn)1987—2012年養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費模式產(chǎn)生微弱的擠出效應，但轉軌后的養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)居民消費支出的影響并不顯著[16]；康書隆等基于借貸約束的視角，分析指出城鎮(zhèn)的高收入家庭受益于基本養(yǎng)老保險高回報率帶來的終生財富增長，參保能夠提高家庭當期消費，而低收入家庭由于基本養(yǎng)老保險的實際費率負擔較重，參保未能促進家庭當期消費[17]；馬光榮等基于中國家庭追蹤調(diào)查的兩期面板數(shù)據(jù)，分析指出新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險對60歲以下農(nóng)村居民的儲蓄影響不顯著，但對60歲以上農(nóng)村居民的消費水平有顯著的正向影響[18]。

綜上所述，學界側重于采用不同的視角和方法來研究城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的基本養(yǎng)老保險與消費的關系，較少討論流動人口這一特殊群體；且既有研究較少分析基本養(yǎng)老保險參加群體之間的差異性，未解決樣本的選擇性偏差問題。流動人口的消費決策一般以家庭為單位，家庭消費能更全面地反映流動人口的消費情況。因此，本研究基于樣本量大、數(shù)據(jù)來源較權威的2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，運用最小二乘法回歸分析基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的影響，并進一步運用傾向得分匹配法分析和檢驗基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異，以為基本養(yǎng)老保險相關政策的建立健全提供一定的借鑒。

二、數(shù)據(jù)來源、變量設置與模型設定

(一)數(shù)據(jù)來源

為了研究流動人口基本養(yǎng)老保險的家庭消費效應，本研究采用2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)按照隨機原則在全國31個省(區(qū)、市)和新疆生產(chǎn)建設兵團流動人口較為集中的流入地抽取樣本點，采用分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS抽樣調(diào)查法。該調(diào)查涉及的樣本總量約為16.9萬人，涵蓋了東、中、西、東北四大地理區(qū)域，為本研究提供了重要的數(shù)據(jù)支持。在篩選和處理樣本殘差項和奇異值后，共計得到有效樣本165 047個。

(二)變量設置和描述性統(tǒng)計

本研究將變量分為被解釋變量、解釋變量和控制變量，各變量的賦值和描述性統(tǒng)計詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量。本研究的被解釋變量為流動人口家庭消費，用家庭平均月支出的對數(shù)表示，其均值為7.95，標準差為0.61，表明整體上流動人口的家庭消費較低，且差距較大。

2.解釋變量。我國的養(yǎng)老保障體系主要由基本養(yǎng)老保險、企業(yè)補充養(yǎng)老保險(企業(yè)年金)、個人儲蓄型養(yǎng)老保險和商業(yè)保險構成，其中，基本養(yǎng)老保險是最基礎也是最重要的組成部分。本研究選取基本養(yǎng)老保險作為養(yǎng)老保障體系的代理變量?；攫B(yǎng)老保險的選項分為否和是，將未參加基本養(yǎng)老保險賦值為0，參加基本養(yǎng)老保險賦值為1，其均值為0.54，表明流動人口的基本養(yǎng)老保險參與率有待提升，僅有54%的流動人口參加了基本養(yǎng)老保險。

3.控制變量。本研究的控制變量包括個體特征、家庭特征和社會融合特征等3個方面，具體包括年齡、性別、婚姻、受教育程度、戶籍、家庭規(guī)模、家庭收入、就業(yè)情況、健康檔案、居留意愿等10個變量。其中，年齡的均值為35.27歲，標準差為10.80，表明流動人口具有較大的年齡差異；性別的均值為0.48，表明男性與女性人數(shù)相當；婚姻的均值為0.83，表明流動人口以已婚為主；受教育程度的均值為2.40，表明流動人口的受教育程度以初中為主；戶籍的均值為0.17，表明流動人口以農(nóng)業(yè)戶口為主；家庭規(guī)模的均值為3.10人，表明舉家遷移逐漸成為近年來人口流動的新趨勢；家庭收入的均值為8.63，標準差為0.58，表明整體上流動人口的家庭收入較低，且差距較大；就業(yè)情況的均值為0.81，表明多數(shù)流動人口在流入地有工作；健康檔案的均值為0.39，表明多數(shù)流動人口未在流入地建立健康檔案；居留意愿的均值為0.61，表明超過半數(shù)的流動人口打算在本地長期居住(5年以上)。

(三)模型設定

1.最小二乘法。關于基本養(yǎng)老保險和流動人口家庭消費關系的定量研究，主要思路是分析不同參保群體家庭消費的差異。學界經(jīng)常使用的方法是描述性統(tǒng)計和最小二乘法。在最小二乘法回歸分析的基準模型中，通過設置基本養(yǎng)老保險的虛擬變量，假設基本養(yǎng)老保險和其他控制變量與流動人口家庭消費呈線性關系，其表達式為：

Yi=α+βPi+γXi+εi

(1)

其中,Yi表示流動人口家庭平均月支出的對數(shù);Pi表示流動人口參加基本養(yǎng)老保險的情況;Xi表示流動人口參加基本養(yǎng)老保險的影響因素;α表示常數(shù)項;β和γ表示待估計的回歸系數(shù)，用以表示基本養(yǎng)老保險對家庭消費的影響程度;εi表示誤差項;i表示樣本的第i個觀測值(i=1,2,…,n)。

2.傾向得分匹配法。為精準測量基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的影響，應保證實驗的隨機性，不受其他因素干擾。而基本養(yǎng)老保險的對象并非隨機樣本，即流動人口參加基本養(yǎng)老保險受個體特征、家庭特征和社會融合特征等因素影響，且這些因素也會對流動人口家庭消費產(chǎn)生影響，從而產(chǎn)生最小二乘法難以解決的內(nèi)生性問題。鑒于此，一方面，可以通過自然實驗法將流動人口家庭消費作為一個自然實驗，通過比較流動人口在參加基本養(yǎng)老保險之前和之后家庭消費的變化來確定基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的擠出或擠入效應；另一方面，可以通過工具變量或傾向得分匹配法來解決內(nèi)生性問題。雖然自然實驗法能夠有效地解決估計結果的內(nèi)生性問題，但數(shù)據(jù)往往難以獲得。因此，本研究采用傾向得分匹配法來有效控制樣本選擇性偏差所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

傾向得分匹配法的具體操作步驟是，先采用Logit方法估計出每個樣本家庭參加基本養(yǎng)老保險的概率(傾向得分)，再根據(jù)傾向得分的共同支撐區(qū)域對處理組(參加基本養(yǎng)老保險的流動人口家庭消費)和控制組(未參加基本養(yǎng)老保險的流動人口家庭消費)進行匹配。由于經(jīng)過傾向得分匹配后的處理組和控制組的主要特征是一致的，因此，可以用傾向得分匹配成功的樣本之間的家庭消費差異來衡量基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的凈效應，即平均處理效應(Average Treatment Effect on the Treated, ATT)。傾向得分指的是在一組控制變量Xi給定的情況下，流動人口參加基本養(yǎng)老保險的條件概率。傾向得分可以表示為：

P(Xi)=P(D=1|Xi)

(2)

其中,P(Xi)表示流動人口參加基本養(yǎng)老保險或未參加基本養(yǎng)老保險的概率。D表示賦值為0或1的指示變量。假如流動人口參加基本養(yǎng)老保險，則D=1；反之，則D=0。Xi表示流動人口參加基本養(yǎng)老保險的影響因素。i表示樣本的第i個觀測值(i=1,2,…,n)。

經(jīng)過傾向得分匹配后，處理組和控制組的平均處理效應為：

aTT=E(Y1|D=1)-E(Y0|D=1)

(3)

其中,aTT表示基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的凈效應;Y1表示流動人口參加基本養(yǎng)老保險后的家庭消費,Y0表示流動人口未參加基本養(yǎng)老保險的家庭消費，據(jù)此分析流動人口的家庭消費在處理組和控制組中的平均差異;E表示期望值，即相應變量輸出值的平均數(shù)。

三、實證分析

本研究的實證分析和穩(wěn)健性檢驗統(tǒng)一使用Stata 13.0軟件來完成。在回歸分析之前，利用方差膨脹因子檢驗各因素間是否存在多重共線性，結果顯示模型的方差膨脹因子介于1和2之間，因此可排除多重共線性問題；同時，通過White檢驗發(fā)現(xiàn)模型存在異方差問題，因此采用計算異方差-穩(wěn)健標準誤的方法進行研究。綜上，本研究利用最小二乘法和傾向得分匹配法分析基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的影響。

(一)基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的影響

本研究利用最小二乘法進一步回歸分析基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的影響(表2)。

1.基本養(yǎng)老保險與流動人口家庭消費。由表2可知，基本養(yǎng)老保險在1%的水平上顯著負向影響流動人口家庭消費，表明參加基本養(yǎng)老保險的流動人口的家庭消費更低；同時，參加基本養(yǎng)老保險的流動人口的家庭消費比未參加基本養(yǎng)老保險的流動人口少2.10%左右，表明參加基本養(yǎng)老保險對流動人口的家庭消費有輕微的擠出效應。這主要是緣于：(1)流動人口主要從事技術含量較低的中低端服務業(yè)和危險系數(shù)較高的建筑制造業(yè)等，在產(chǎn)業(yè)結構不斷調(diào)整轉型、經(jīng)濟環(huán)境動態(tài)變化的背景下，流動人口由于缺乏核心競爭力而面臨較高的失業(yè)風險，且建筑制造業(yè)等較高的危險系數(shù)加劇了流動人口對預期收入的不確定性，從而一定程度上抵消了基本養(yǎng)老保險的正向激勵作用；(2)流動人口的整體收入水平低于城鎮(zhèn)居民，繳納基本養(yǎng)老保險的相關費用會減少其當期收入，從而導致其減少當期消費；(3)流動人口的受教育程度較低，以初中為主，導致其對基本養(yǎng)老保險的作用及相關政策法規(guī)的認識有限，且基本養(yǎng)老保險的持續(xù)繳費會降低流動人口對基本養(yǎng)老保險的信任度，從而導致其更傾向于通過提高儲蓄來應對不確定風險。

表2 基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的最小二乘法回歸分析結果Table 2 OLS estimation results of the impact of basic pension insurance on household consumption of migrant population

注：1)***表示各變量在1%的水平上顯著；2)“-”表示無相關數(shù)據(jù)

2.控制變量與流動人口家庭消費。由表2可知，控制變量在一定程度上影響了流動人口的家庭消費。其中，年齡在1%的水平上顯著負向影響流動人口家庭消費，表明年齡越大的流動人口的家庭消費越低，這主要是緣于流動人口面臨的不確定性隨著年齡的增長而增加，會導致其減少當期消費；性別對流動人口家庭消費的影響不具有統(tǒng)計學上的顯著性；婚姻在1%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費，表明已婚的流動人口的家庭消費更高，這主要是緣于已婚流動人口的家庭成員較多，其家庭收入和家庭消費均較高；受教育程度在1%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費，表明受教育程度越高的流動人口的家庭消費越高，這主要是緣于教育投資是人力資本投資的重要形式，受教育程度越高的流動人口獲得更高收入的可能性越大，越有利于其增強消費能力；戶籍在1%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費，表明非農(nóng)業(yè)戶口的流動人口的家庭消費高于農(nóng)業(yè)戶口的流動人口，這主要是緣于非農(nóng)業(yè)戶口的流動人口普遍比農(nóng)業(yè)戶口的流動人口享有更完善的社會保障，其消費信心更強；家庭規(guī)模在1%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費，表明家庭規(guī)模越大的流動人口的家庭消費越高，這主要是緣于家庭消費支出一般會隨著人口的增加而上升；家庭收入在1%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費，表明家庭收入越高的流動人口的家庭消費越高，這與經(jīng)濟學中的消費理論相符；就業(yè)情況在1%的水平上顯著負向影響流動人口家庭消費，表明持有工作的流動人口的家庭消費更低，這主要是緣于多數(shù)有工作的流動人口的工資相對較低，一般會享受單位提供的免費或費用較低的住房和食堂，從而有效減少了他們的生活費用支出；健康檔案在1%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費，表明已建立健康檔案的流動人口的家庭消費更高，這主要是緣于建立健康檔案有助于更好地保障流動人口的健康狀況，從而促使其提升消費信心；居留意愿在1%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費，表明打算在本地長期居住(5年以上)的流動人口的家庭消費更高，這主要是緣于打算在流入地定居并最終融入當?shù)厣畹牧鲃尤丝诟鼉A向于為融入流入地的生活方式進行相關消費。

(二)基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的傾向得分匹配法檢驗

上述模型將年齡、性別、婚姻、受教育程度、戶籍、家庭規(guī)模、家庭收入、就業(yè)情況、健康檔案、居留意愿等控制變量逐步加入多元回歸方程，在一定程度上控制了這些因素對流動人口家庭消費的影響，但參加基本養(yǎng)老保險和未參加基本養(yǎng)老保險的流動人口家庭消費除了受上述因素影響外，還可能會受到其他不可觀測因素的影響，從而出現(xiàn)樣本選擇性偏差。因此，本研究進一步采用傾向得分匹配法來盡可能地控制內(nèi)生性問題。

1.匹配的平衡性檢驗。為了保證傾向得分匹配法的估計質量，檢驗匹配后處理組和控制組是否存在系統(tǒng)差別，本研究對樣本的匹配進行平衡性檢驗(表3)。匹配后所有變量的標準偏差均小于5%，表明傾向得分匹配法基本消除了處理組和控制組可觀測變量的顯著偏差，樣本的匹配效果良好,可運用傾向得分匹配法進行后續(xù)研究。

表3 樣本匹配的平衡性檢驗

注：“-”表示無相關數(shù)據(jù)

2.傾向得分匹配法檢驗。就流動人口家庭消費而言，經(jīng)過近鄰匹配法一對一匹配后處理組的平均處理效應為-0.016，且通過1%的顯著性檢驗。因此，基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費存在微弱的擠出效應，這進一步驗證了前文最小二乘法回歸分析結果；同時，使用最小二乘法略微高估了基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的擠出效應，表明傳統(tǒng)線性回歸模型沒有考慮選擇性偏差，而經(jīng)過傾向得分匹配法處理后，相關樣本的選擇性偏差得到了糾正，回歸結果也更為精準。

(三)基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異的最小二乘法回歸分析

上述分析證明了基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費具有微弱的負向影響，而家庭收入是家庭消費最重要的影響因素之一。本研究將流動人口的家庭收入分為3組，即低收入家庭(家庭平均月收入小于4000元，占比約25%)，中等收入家庭(家庭平均月收入大于等于4000元且小于等于8000元，占比約50%)，高收入家庭(家庭平均月收入大于8000元，占比約25%)，進一步分析基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異(表4)。

表4 基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異的最小二乘法回歸分析結果

注：1)*、**、***分別表示各變量在10%、5%、1%的水平上顯著；2)“-”表示無相關數(shù)據(jù)

由表4可知，基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異顯著。其中，對低收入家庭和中等收入家庭而言，基本養(yǎng)老保險均在1%的水平上顯著負向影響流動人口家庭消費；而對高收入家庭而言，基本養(yǎng)老保險在5%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費。這表明基本養(yǎng)老保險對高收入群體的流動人口家庭消費具有正向激勵作用，而對于中低收入群體的流動人口家庭消費不具有正向激勵作用。由于估計系數(shù)均較小，基本養(yǎng)老保險整體上對流動人口家庭消費的影響較小。

(四)基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異的傾向得分匹配法檢驗

為了克服樣本的選擇性偏差，本研究進一步采用傾向得分匹配法進行檢驗。在驗證前先對樣本的匹配質量進行平衡性檢驗，結果顯示標準誤差均小于5%，匹配效果良好(限于篇幅未列出，具體數(shù)據(jù)可向作者索取)。由表5可知，經(jīng)過一對一近鄰匹配后，低收入家庭處理組的平均處理效應為-0.014，通過5%的顯著性檢驗；中等收入家庭和高收入家庭處理組的平均處理效應分別為-0.011和0.033，均通過1%的顯著性檢驗，與前文基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異的最小二乘法回歸分析結果一致。

表5 基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異的傾向得分匹配法檢驗結果

注：**、***分別表示各變量在5%、1%的水平上顯著

四、結論與對策

(一)結論

基于2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，運用最小二乘法回歸分析基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費的影響，并進一步運用傾向得分匹配法分析和檢驗基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異,得出以下結論。

1.基本養(yǎng)老保險顯著負向影響流動人口家庭消費?？傮w而言，基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費存在微弱的擠出效應。

2.控制變量對流動人口家庭消費的影響存在差異?；橐?、受教育程度、戶籍、家庭規(guī)模、家庭收入、健康檔案和居留意愿均在1%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費。其中，家庭收入的參數(shù)估計值最大，是影響流動人口家庭消費最重要的因素；年齡和就業(yè)情況均在1%的水平上顯著負向影響流動人口家庭消費；性別對流動人口家庭消費的影響不顯著。

3.基本養(yǎng)老保險對流動人口家庭消費影響的收入差異顯著。對低收入家庭和中等收入家庭而言，基本養(yǎng)老保險均在1%的水平上顯著負向影響流動人口家庭消費；對高收入家庭而言，基本養(yǎng)老保險在5%的水平上顯著正向影響流動人口家庭消費。

(二)對策

為了進一步維護和保障流動人口的相關權益，應進一步改革優(yōu)化社會保險制度、保障基本公共服務普惠性以及提高流動人口的收入水平，以充分發(fā)揮流動人口家庭消費對經(jīng)濟發(fā)展的拉動作用，從而有效提升流動人口的幸福感和獲得感。

1.改革優(yōu)化社會保險制度。流動人口在流入地主要從事勞動保障狀況較差的工作，收入具有較大的不確定性。因此，應完善包括失業(yè)、工傷等在內(nèi)的社會保險制度，降低流動人口家庭收入的不穩(wěn)定性。具體來說：應加大對流動人口社會保險相關政策的宣傳力度，提高流動人口對相關政策的認知程度，從而提升流動人口對社會保險的信任度和參保積極性；應加強對用人單位的監(jiān)督工作和執(zhí)法力度，防止用人單位在社會保險方面逃保、漏保[19]，以確保流動人口的合法勞動權益得到有效保障；應深化基本醫(yī)療保險制度改革，有效解決流動人口基本醫(yī)療保險異地看病難、醫(yī)療服務可及性較低等問題，增強流動人口對基本醫(yī)療保險制度的認同感。

2.保障基本公共服務普惠性。在國家積極踐行包容性發(fā)展理念的背景下，提升流動人口的家庭消費不能僅局限于社會保險制度的改革和優(yōu)化，還應進一步保障基本公共服務的普惠性。具體來說：應著力推進城鄉(xiāng)基礎教育一體化，保障流動人口子女在流入地城市較好地接受義務教育和享受城市優(yōu)質的教育資源，促使其在心理層面和生活方式上有效融入城市生活；應積極完善就業(yè)促進服務，通過加大就業(yè)宣傳力度和構建完善的供需對接平臺(如招聘會、供需見面會等)，有效減少就業(yè)信息的不對稱性，積極引導流動人口實現(xiàn)穩(wěn)定就業(yè)，保障其收入來源的穩(wěn)定性[20]；應著力完善住房保障制度，進一步擴大公租房和廉租房對流動人口的覆蓋率，并為有能力購買商品房的流動人口提供購房補貼、低息貸款和稅收優(yōu)惠等政策，從而有效增強流動人口在流入地的歸屬感和幸福感。

3.提高流動人口的收入水平。流動人口收入水平的提高不僅能刺激其家庭消費以直接拉動經(jīng)濟發(fā)展，還是有效提升流動人口幸福感和獲得感的重要方式。一方面，應逐步提高流動人口的人力資本水平。采取多渠道的培訓方式來有效擴大流動人口職業(yè)培訓的覆蓋面和加強流動人口職業(yè)培訓的力度，以逐步提高流動人口的人力資本水平，從而有效增強其在市場競爭中的核心競爭力。另一方面，應逐步健全流動人口的收入增長機制。適時調(diào)整最低工資標準，提高勞動報酬在初次分配中的占比，幫助流動人口不斷提升其收入水平，從而切實拓展流動人口的就業(yè)方向和收入增長空間。