非農戶籍轉換如何影響農民工消費差距
——來自CMDS的經驗證據

周德水 劉一偉 盧學英

(1.安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030；2.中央財經大學，北京 100083)

一、引言

黨的十九屆五中全會公報與“十四五”規(guī)劃和2035年遠景目標綱要將全面促進消費作為我國未來經濟發(fā)展的重要方向，加快推進消費升級已成為經濟高質量發(fā)展的著力點。然而，消費不足長期困擾著中國經濟發(fā)展(王乙杰 等，2020)，城鄉(xiāng)居民內部之間的消費差距仍然較大(高帆，2014；周廣肅 等，2020)，尤其是農民工等重點群體作為消費差距擴大的弱勢一方，如何捕捉其消費差距的影響因素，并保障農民工在城市中獲得自我發(fā)展的機會，對于全面促進消費以及扎實推進共同富裕具有重要意義。

當前，中國農民工規(guī)模已達2.92億人(1)資料來源：國家統(tǒng)計局，2022，http://www.stats.gov.cn/xxgk/sjfb/zxfb2020/202204/t20220429_1830139.html。，其特征是戶籍與就業(yè)地點的分離。隨著更多中小城市落戶限制的放開，戶籍制度作為阻礙勞動力流動的體制弊端已明顯弱化(周穎剛 等，2019)，農民工收入持續(xù)增長，為農民工消費潛力的釋放提供了廣闊空間(陳斌開 等，2010)。消費作為可支配收入和家庭財富能力的衡量，能夠很好地反映個體之間真實的福利差異(Blundell et al.,1998；汪偉，2020；劉靖 等，2021)，其不僅受自身主觀偏好的影響，還會受到現(xiàn)行戶籍制度的影響。已經有學者從戶籍限制視角來解釋中國消費不足的現(xiàn)象(張勛 等，2014)，但對農民工內部之間消費差距問題的關注較少，尤其從城鎮(zhèn)化進程中農業(yè)轉移人口戶籍改變的視角進行研究的文獻明顯不足。

黨和政府一直重視推進戶籍制度改革，提升農民工市民化水平。2014年7月，國務院印發(fā)《關于進一步推進戶籍制度改革的意見》，明確指出取消農業(yè)戶口與非農業(yè)戶口性質區(qū)分和由此衍生的藍印戶口等戶口類型，統(tǒng)一登記為居民戶口，體現(xiàn)戶籍制度的人口登記管理功能。2016年9月，國務院印發(fā)《推動1億非戶籍人口在城市落戶方案》，指出除極少數大城市外，全面放寬農業(yè)轉移人口落戶條件。2022年5月，中共中央辦公廳國務院辦公廳印發(fā)《關于推進以縣城為重要載體的城鎮(zhèn)化建設的意見》，提出全面取消縣城落戶限制政策，保障農民工等非常住人口均等享有基本公共服務。自2014年以來，中國已實質完成1.2億農業(yè)轉移人口落戶城鎮(zhèn)的目標，戶籍制度改革取得顯著成效(2)資料來源：公安部，2021，https://app.mps.gov.cn/searchweb/search_new.jsp。。但受限于中國長期的二元經濟體制，城鄉(xiāng)居民消費差距的基數仍然較大，即便農民工轉換為非農戶籍，但由于收入水平、社會保障、就業(yè)和公共服務等方面的銜接問題，也難以在短期內與城鎮(zhèn)居民實現(xiàn)同等的消費水平。如果將戶籍轉換后的消費比較對象限定于流動人口內部，則可以更加精準衡量戶籍改變后的消費行為變化(王乙杰 等，2020)。

本文利用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數據(CMDS)，從理論與實證層面探討了非農戶籍轉換與農民工消費差距的關系。本文的邊際貢獻主要有以下三點：第一，雖然目前從流動人員內部視角研究戶籍轉變對其經濟行為的影響已獲得關注(溫興祥，2017；楊金龍，2018；王乙杰 等，2020；董志勇，2021)，但在戶籍制度改革下探討農民工消費差距問題卻并不多見。本文從農民工內部視角切入，探討非農戶籍轉換對農民工消費差距的影響，深入分析兩者之間的因果效應。第二，基于收入、社會網絡和心理融入感挖掘農民工群體中的個體異質性特征的影響差異，采用分位數回歸探究非農戶籍轉換對農民工消費差距影響的變動規(guī)律，增進了本文研究結論的深入性和針對性。第三，從就業(yè)機會效應、社會資本效應和福利可及效應等渠道探討了非農戶籍轉換對農民消費差距影響的作用機制，發(fā)現(xiàn)戶籍轉換并未伴隨著收入不確定性的改善，這可以為降低農民工消費差距提供理論支持與決策參考。

二、文獻綜述與研究假說

目前，學術界關于農民工消費差距的影響因素給予了大量關注，如代際差異(王子成 等，2016；Niu et al.，2021)、人力資本(楊晶 等，2019)、互聯(lián)網普及率(Zhang et al.，2020)、房價(汪偉 等，2020)和養(yǎng)老保險(周廣肅 等，2020)等，但基于戶籍視角探究農民工消費差距的研究并不多見，且較多關注戶籍制約下的農民工消費行為的研究結果尚存在一定分歧。

部分學者從戶籍限制視角分析農民工消費差異問題，認為戶籍管制現(xiàn)象使得人口城鎮(zhèn)化抑制了居民消費率的提高(明娟 等，2014；李子聯(lián)，2014；Chen et al.，2015)。本地戶籍農民工的營養(yǎng)消費顯著高于外地農民工(李景國 等，2018)，外來人口的恩格爾系數顯著高于本地戶籍人口(王燕 等，2021)。對此，如果通過戶籍制度改革來降低農民工遷移成本，則不論是短期還是長期，都有利于提升農民工福利，縮減城鄉(xiāng)居民消費差距(張偉進 等，2014；周文 等，2017)。曲玥等(2019)指出消除與戶籍掛鉤的社會保障水平差異，有助于降低農民工與本地戶籍居民的消費差距。類似地，王乙杰等(2020)也認為戶口類型改變能夠顯著提升農民工的家庭消費支出。此外，城鎮(zhèn)化進程中農民工擁有較高的身份認同感也能夠顯著提升消費水平(周明海 等，2017；孫文凱 等，2019)。然而，通過戶籍轉換來促進消費的觀點并未獲得一致認同。譬如梁晨(2012)指出即使農民工完成了戶籍轉換，但由于市民化是長期過程，戶籍改變并不能直接帶來消費與其他生活方式的改變。易行健等(2020)也認為中國城鎮(zhèn)化發(fā)展并沒有促進消費水平上升，這主要源于半城鎮(zhèn)化影響。除了上述分歧觀點外，還有研究發(fā)現(xiàn)農轉非群體與城鎮(zhèn)居民的總體消費沒有顯著差異，但農村生活經歷和習慣使得農民工更加關注炫耀性消費(Wang et al.，2021)。許巖(2022)指出隨著市場化分割程度的降低，農轉非居民與城鎮(zhèn)居民的工資同化能夠逐步實現(xiàn)，但這一過程需要20年以上。

另一部分文獻關注了戶籍因素對收入差距的影響。王鵬(2017)指出即使戶籍一致，轉為城鎮(zhèn)戶籍的農民工與“老市民”仍然存在收入差距。這可能是因為職業(yè)隔離造成了農民工職業(yè)準入障礙，導致收入不平等(吳曉剛，2014)。戶籍制度還致使農民工社會資本更加欠缺，限制了農民工流向收入較高的職業(yè)(程誠 等，2014)。由戶籍歧視造成的就業(yè)機會不平等是擴大農民工與城鎮(zhèn)居民收入差距的重要原因(章莉，2019)。這些戶籍因素對收入差距的影響機理也可能會間接導致農民工的消費不平等。

本文結合微觀層面的消費差距和農民工戶籍身份的改變，嘗試將戶籍因素納入農民工消費差距的分析框架，考察非農戶籍轉換對農民工消費差距的影響，并分析其作用機制和異質效應。主要基于以下三個方面提出假說：

首先，非農戶籍轉換對農民工消費差距的直接影響。一方面，轉換為非農戶籍使得農民工擁有了“新市民”身份，很大程度上提升了農民工的公共服務可及性水平，釋放了農民工的消費潛力，對于縮減農民工的消費差距具有積極作用。另一方面，中國城鄉(xiāng)二元融合程度較低(崔菲菲 等，2020)，轉為“新市民”的身份效應與其內在的價值效應實際并不匹配(Song，2014)，“新市民”的生活成本并不會降低，消費仍然可能集中在食品和住房等生存型資料支出。因此，就直接作用看，非農戶籍轉換對農民工消費差距的影響可能存在雙重效應。由于轉換為非農戶籍是農民工實現(xiàn)市民化的重要舉措之一，其正面影響可能更具普遍意義。據此，本文提出：

假說1：轉換為非農戶籍對農民工消費差距具有顯著影響，但正向影響更明顯。

其次，對不同群體而言，轉換為非農戶籍的福利效果可能存在異質性。從農民工內部視角看，消費差距擴大主要體現(xiàn)在收入水平較低、社會網絡欠缺與社會融入水平不足等弱勢群體。戶籍限制使其難以獲得同等的公共服務和社會福利，提高了農民工內部弱勢群體的生活成本；同時勞動力市場中由戶籍限制引致的流動壁壘固化了農民工職業(yè)模式，造成農民工對傳統(tǒng)勞動密集型崗位的“職業(yè)鎖定”。農民工內部弱勢群體受限于職業(yè)固化、社會資本和人力資本匱乏，其消費能力也處于維持生活必需品的基礎水平。但對于收入穩(wěn)定、社會網絡比較豐富以及社會融入水平較高的農民工，他們具有更好的經濟和物質保障，其自我發(fā)展機會和風險承擔能力受到戶籍限制的影響相對較小，在消費以及經濟行為表現(xiàn)方面可能不會因戶口改變而產生明顯轉變。因而，轉換為非農戶籍對改善農民工內部弱勢群體消費差距的作用可能更大，邊際效應更明顯。據此，本文提出：

假說2：中低收入水平、低社會網絡與低心理融入水平的農民工轉換為非農戶籍對其消費差距的緩解作用更大。

最后，探討非農戶籍轉換對農民工消費差距的間接影響效應。已有研究發(fā)現(xiàn)農民工存在明顯的就業(yè)市場分割現(xiàn)象，在高質量就業(yè)機會獲取上面臨著戶籍身份歧視(陳寧 等，2020)。由戶籍歧視導致的就業(yè)機會缺失擴大了農民工與城鎮(zhèn)居民的收入差距(章莉 等，2019；吳彬彬 等，2020)。由此可見，放寬農業(yè)轉移人口的落戶限制可以為農民工帶來更多的就業(yè)機會。進一步，就業(yè)機會有助于提高農業(yè)轉移人口的收入水平(鐘甫寧 等，2007)，是促進勞動力充分流動(馬述忠 等，2022)和實現(xiàn)共同富裕的重要途徑(陳友華 等，2022)。據此推測，非農戶籍轉換可能通過增加農民工的就業(yè)機會對其消費差距產生間接影響。

與此同時，非農戶籍獲取一定程度上打破了農民工對于社會保障獲取的戶籍依附性，提高了農民工社會保障可及性。已有研究表明，戶籍身份轉換能夠顯著改善農村移民的社會保障狀況，提升其主觀福利水平(溫興祥 等，2019)。并且從長期看，戶籍改變的消費效應主要通過社會保障的變動來發(fā)生作用(王乙杰 等，2020)。而社會保障承擔著調節(jié)收入分配的重要功能，不僅能夠促使居民消費結構轉向發(fā)展型和享受型消費(章成 等，2022)，還能有效降低農業(yè)轉移人口的消費不平等(周廣肅 等，2020)。因此，非農戶籍轉換也可能通過提升農民工的福利可及性對其消費差距產生間接影響。

相對于城鎮(zhèn)居民，農轉非居民社會資本欠缺，尤其是在人際紐帶聯(lián)系上存在較大弱勢(李穎暉，2020)。但與繼續(xù)持有農業(yè)戶籍的農民工相比，轉換為非農戶籍的農民工具有顯著的工資效應(溫興祥，2017)。戶籍制度改革使得農民工在勞動力市場中獲得了更多的自由進入權，一定程度上提升了農民工參與社區(qū)其他社會活動的積極性，促進了農民工的社會資本積累。此外，大部分農民工往往從事環(huán)境較差、勞動強度較高的職業(yè)，加之頻繁流動加劇了不確定性風險，這影響了農民工市民化進程，導致其面臨“流動循環(huán)”陷阱。而非農戶籍轉換能夠有效降低農民工流動性，助推農民工實現(xiàn)市民化，從而預防不確定性風險。綜上分析，本文提出：

假說3：非農戶籍轉換不僅可以通過就業(yè)機會效應、社會資本效應與福利可及效應對農民工消費差距產生間接影響，還可以通過降低收入不確定性來影響消費差距。

三、數據、變量與計量方法

(一)數據來源

本文數據來自國家衛(wèi)健委發(fā)布的中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數據(2017CMDS)。該項調查的被訪問主體是流動人口，即在遷入地務工時間超過一個月，并且為非本地戶籍的15周歲以上的流動人口。本次數據調查范圍廣泛，覆蓋中國31個省份，采取隨機抽樣法，共調查了17萬流動人口。調查內容涉及流動人口的個人基本情況、家庭開支、就業(yè)特征、醫(yī)療衛(wèi)生狀況以及城市落戶和融入意愿。根據本文的研究需求，選擇18～65周歲的農民工作為研究對象，并剔除了相關數據缺失和不符合研究要求的樣本，最終得到的樣本量為114885個。需要說明的是，在城鎮(zhèn)化進程中，一部分農民工轉換為非農戶籍，另一部分農民工則繼續(xù)持有農業(yè)戶籍。一般而言，轉換為非農戶籍具備了“新市民”身份，但為了研究方便，文中仍統(tǒng)稱為農民工群體。

(二)變量界定

本文的被解釋變量為農民工個體之間的消費差距，采用Kakwanni指數進行測度。根據Kakwanni(1984)提出的相對剝奪理論，農民工消費水平越高，遭受的消費相對剝奪越低，農民工消費差距越小。采用Kakwanni指數衡量個體之間的經濟差距在學術界已經獲得廣泛關注(楊晶 等，2020；李芳芝 等，2021)。個體消費差距指數的計算公式如下：

(1)

本文解釋變量是非農戶籍轉換。在借鑒已有研究的基礎上(梁盛凱 等，2022；陳思創(chuàng) 等，2022)，根據戶籍性質，將戶籍為“農轉居”的農民工賦值為1，將仍然持有農業(yè)戶籍的農民工賦值為0，樣本中“農轉居”的比例為5.68%。本文控制變量涵蓋個人特征、家庭特征和流動性特征，并控制了單位特征、住房特征和區(qū)域特征。其中，個人特征包括性別、年齡、年齡平方項、受教育程度、黨員、婚姻和遷移距離；家庭特征包括家庭隨遷和家庭規(guī)模；流動性特征包括外出務工時間、工作時間、流動過的城市數量；單位特征以國有企業(yè)為對照，包括私營企業(yè)、個體工商、外資企業(yè)、港澳臺資企業(yè)、股份制企業(yè)以及其他類型企業(yè)；住房特征則以私有住房為參照，列入單位提供住房、政府提供住房、租房和其他類型住房；區(qū)域特征根據地理區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北地區(qū)，以東部為參照。

變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

(三)計量方法

由于被解釋變量是具有連續(xù)數值特征的變量，首先運用最小二乘法，考察非農戶籍轉換對農民工消費差距的影響，設立基準回歸模型如下：

Y=α0+α1Xi+α2Hi+δ1

(2)

其中：Y為被解釋變量消費差距；Hi為解釋變量非農戶籍轉換；Xi為控制變量，包括個人特征、家庭特征、流動性特征、單位特征、住房特征及區(qū)域特征；α0為常數項，α1、α2為待估參數；δ1為隨機誤差項。

方程(2)中的解釋變量Hi可能因遺漏變量問題導致估計結果偏差，且如果消費差距在一定范圍內，也會反向影響非農戶籍轉換的比例，造成互為因果的內生性。本文在基準回歸中同時采用工具變量法進行識別，以克服內生性問題。借鑒秦雪征等(2014)、寧光杰等(2021)的思路，選取“受訪者所在區(qū)縣轉換為非農戶籍的均值”作為工具變量。居住在同一區(qū)縣往往具有比較穩(wěn)定的戶籍和落戶政策，在經濟發(fā)展水平等方面相對比較接近，因而同一區(qū)縣內非農戶籍轉換的比例會影響到自身行為的選擇，滿足相關性。工具變量檢驗結果顯示，一階段F值明顯高于經驗值，說明工具變量與解釋變量相關；DWH檢驗P值小于0.005，說明Hi為內生解釋變量。對于外生性，更高層次的區(qū)縣非農戶籍轉換率往往不會對個體的消費差距產生影響，假設外生性成立。

進一步，基于反事實推斷的傾向得分匹配法(Propensity Score Matching)進行再檢驗。傾向得分匹配法通過在樣本中抽樣或者是立足于接受影響的傾向值來對樣本進行重新匹配，即構建處理組(非農戶籍轉換組)和控制組(農業(yè)戶籍組)兩個子樣本，通過匹配消除兩組樣本的特征值差異，從而獲得非農戶籍轉換對消費差距影響的“凈效應”，即平均處理效應(ATT值)。具體公式如下：

ATT=E(Y1i|P=1)-E(Y0i|P=1)

(3)

式(3)中，(Y1i|P=1)表示轉換為非農戶籍的農民工消費差距情況，E(Y0i|P=1)表示假如那些樣本沒有選擇轉換為非農戶籍時的消費差距情況。由于后者無法直接觀測，因而構建“反事實”框架進行估計，E(Y0i|P=1)即是ATT估計的反事實效應(Counter-facyual Effect)。

四、實證分析與討論

(一)非農戶籍轉換對農民工消費差距影響的基準回歸

考慮到內生性問題的影響，本文在基準回歸中分別報告了OLS與2SLS的估計結果。表2列(1)、(3)中沒有控制單位、住房與區(qū)域特征，列(2)、(4)則納入了全部控制變量。結果顯示，無論采用哪種估計方式，非農戶籍轉換均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，即轉換為非農戶籍能夠有效降低農民工之間的消費差距，驗證了假說1。從OLS和2SLS的估計系數看，控制全部變量后基于OLS估計的系數為-0.0198，而基于2SLS估計的系數為-0.0258，說明克服內生性后轉換為非農戶籍的影響程度顯著提升，說明在OLS估計中非農戶籍轉換與消費差距的因果效應會被低估。

在經濟意義上，農民工轉換為非農戶籍的概率平均每提升1個單位，會使其消費差距降低2.58%。隨著農業(yè)轉移人口城鎮(zhèn)落戶規(guī)模的擴大，農民工在城市中日趨“沉淀”和融合，公共服務均等化與可及性也逐漸向農民工惠及，戶籍分割對農民工生活和其他經濟行為的不利影響不斷降低。每單位2.58%消費差距的減少將會加快推動農民工市民化進程，這具有重要的現(xiàn)實意義。由于OLS與2SLS的估計結果存在偏差，可以確定非農戶籍轉換是內生性解釋變量，因而在后續(xù)研究中均報告基于工具變量的2SLS方法估計所得的結果。

表2 非農戶籍轉換對農民工消費差距影響的基準回歸

控制變量方面，以2SLS估計的列(4)為例，性別變量系數值為負，但并未通過顯著性檢驗。年齡系數顯著為負，這意味著隨著年齡的增長，農民工之間的消費差距會顯著降低。而年齡的平方項系數為正，說明當年齡增長到一定階段后，緩解消費差距的影響程度會下降。相對于小學及以下，接受過初中、高中和大學及以上教育水平的系數分別為-0.0313、-0.0709和-0.1193，說明隨著教育程度的提高，消費差距顯著降低。黨員變量在1%的統(tǒng)計水平上顯著縮小了消費差距。初婚變量也能夠降低消費差距。相對于市外省內的流動距離，縣外市內流動擴大了消費差距，而跨省遷移則有利于降低消費差距。家庭隨遷對農民工消費差距沒有顯著影響，但家庭規(guī)模能夠降低消費差距。此外，外出打工時間、工作時間與流動城市個數均對縮小農民工消費差距具有積極作用。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.剔除北京、上海等地的樣本

由于經濟發(fā)展程度高的地區(qū)城鎮(zhèn)化水平通常較高，非農戶籍轉換可能會受到不同城市發(fā)展層次的影響，形成農民工對非農戶籍轉換的選擇效應。為了盡量消除城市發(fā)展差異的外在影響，將北京、上海、廣州、深圳和天津等比較發(fā)達的城市樣本剔除?；貧w結果如表3模型一所示，轉換為非農戶籍仍然在1%的統(tǒng)計水平上顯著降低了農民工消費差距。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

2.更換被解釋變量的測量方法

將基于相對剝奪指數衡量的個體之間消費差距替換為基于區(qū)縣層面衡量的Gini系數。根據受訪者所在區(qū)縣特征，構建樣本區(qū)縣之間的Gini系數，并將區(qū)縣層面非農戶籍的平均比例作為解釋變量，進行穩(wěn)健性檢驗。結果如表3模型二所示，非農戶籍轉換的系數仍然顯著為負。這表明無論采用個體層面的相對剝奪指數還是采用區(qū)縣層面的Gini系數度量被解釋變量，非農戶籍轉換均顯著降低了農民工消費差距。

3.升級工具變量

為了進一步滿足工具變量的外生性，本文選擇“首次外出時的年齡/目前年齡”的比值與區(qū)縣層面非農戶籍轉換率的交互項作為工具變量。在邏輯上，首次外出時年齡越小的農民工，其在城市工作的時間越久，在城市的居留意愿越高，因而選擇轉換為非農戶籍的可能性越大，即首次外出時的年齡與非農戶籍選擇存在相關性。工具變量的交互項更具外生擾動特征，增大工具變量自身的外生變化程度，能夠更好地識別非農戶籍轉換對消費差距的效應?；貧w結果如表3模型三所示，非農戶籍轉換仍然在1%的統(tǒng)計水平上顯著降低了農民工之間的消費差距。

4.考慮流動范圍的影響

一般而言，“農轉居”的原因包括：(1)在城鎮(zhèn)就業(yè)和生活引起的戶籍改變；(2)征地引發(fā)的拆遷落戶；(3)城鎮(zhèn)化發(fā)展和邊界擴張造成的戶口改變；(4)上學、參軍等臨時性落戶(王乙杰 等，2020)。由于2017年CMDS并未涉及農轉居原因的調查，存在非本地農轉居對農民工消費差距影響的估計偏差。為此，本文根據流動范圍的差異將樣本劃分為同一個市域內流動和市域外流動進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果見表4。同一個市域內的個體往往在生活方式、消費習慣、以及公共服務水平等具有一定的同質性，那么如果發(fā)生在市域內的農轉居現(xiàn)象能夠對農民工消費差距產生影響，則可以在一定程度上克服由于非本地農轉居對農民工消費差距的影響偏差。表4顯示在考慮流動范圍的影響后，無論是市域內流動還是市域外流動，非農戶籍轉換均顯著降低了消費差距，進一步支持了研究結論。

表4 考慮流動范圍的影響

(三)反事實推斷：傾向得分匹配法(PSM)的再檢驗

為了克服不可觀測變量的影響，本文運用基于反事實推斷的傾向得分匹配法進行再檢驗。在匹配方法的估計上，選擇最近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配和局部線性回歸匹配等多種方法進行論證。傾向得分匹配需要對樣本中的處理組和控制組進行平衡性檢驗，以確保處理組和控制組樣本在匹配后僅在非農戶籍轉換變量上存在差異。以最小近鄰匹配法為例，其平衡性檢驗結果如表5所示。在匹配前Pseudo R2為0.100，LR test對應的P值為0.000，標準化偏誤的平均值與中位數分別為10.9%和6.9%。匹配后Pseudo R2下降到0.000，且LR test在匹配后不再顯著，標準化偏誤的平均數和中位數均低于1%。這說明匹配后解釋變量的系統(tǒng)差異顯著弱化，匹配結果符合反事實推斷要求。

表5 傾向得分匹配的平衡性檢驗

傾向得分匹配法的估計結果如表6所示，無論采用哪種匹配方法，非農戶籍轉換在匹配后均顯著降低了消費差距。其中，基于最近鄰匹配(n=4)的ATT值在匹配后為-0.0192，卡尺匹配(K=0.005)的結果為-0.0178，核匹配結果的ATT值則為-0.0231，略高于最近鄰匹配與卡尺匹配的結果，局部線性回歸匹配ATT值的估計結果(-0.0194)也與最近鄰匹配的結果(-0.0192)相近?？傮w來看，在消除樣本間可觀測的系統(tǒng)性差異后，轉換為非農戶籍能夠顯著降低農民工之間的消費差距，并且在不同的匹配方法估計下，研究結果保持穩(wěn)健。

表6 基于傾向得分匹配法的再檢驗

(四)非農戶籍轉換的影響規(guī)律：工具變量分位數回歸

由上文分析可知，轉換為非農戶籍顯著降低了農民工之間的消費差距。但非農戶籍轉換的緩解效應可能會在不同消費差距范圍內的群體中存在差異。本文基于工具變量分位數回歸，分別考察了非農戶籍轉換在10分位點、30分位點、50分位點、70分位點和90分位點上的影響，估計結果如表7所示。在第10個分位點上，非農戶籍轉換的影響程度比較微弱，且不顯著。在第30個分位點上，非農戶籍轉換的影響雖然顯著，但經濟意義仍然不明顯。在第50個分位點上，非農戶籍轉換能夠使農民工之間的消費差距平均降低1.94%。在第70個分位點和第90個分位點上，農民工消費差距則分別可以降低2.73%和3.68%。

當農民工消費差距在較低的范圍內時，非農戶籍轉換緩解農民工之間消費差距的效應明顯。根據邊際效應遞減理論，當農民工之間消費差距較低時，通過轉換為非農戶籍所獲取的福利效應并不明顯，其生活的消費狀態(tài)比較接近“新市民”水平，轉換為非農戶籍的邊際效應較小。但隨著農民工消費差距擴大到一定程度，其弱勢效應相對明顯，消費預算約束與戶籍分割導致農民工僅能將消費支出運用在生存型資料方面，發(fā)展型消費的支出相對減少。此時，轉換為非農戶籍能夠較好破除市場的進入壁壘與福利分割歧視，緩解農民工消費差距的作用也隨之增強。綜上可知，非農戶籍轉換與農民工消費差距線性相關，即推進戶籍改革與農民工市民化可以協(xié)同躍進，這對于實現(xiàn)共同富裕具有一定借鑒意義。

表7 基于工具變量分位數回歸的估計結果

五、進一步討論

(一)非農戶籍轉換對不同群體農民工的影響

非農戶籍轉換能夠降低農民工之間的消費差距，但由于農民工內部之間的異質性，非農戶籍轉換對不同群體消費差距的影響可能并不一致。不同社會網絡、收入水平以及心理融入水平的農民工群體，由于在城市中發(fā)展層次和水平的差異，非農戶籍轉換緩解消費差距的效果也可能存在區(qū)別。對此，本部分依次進行檢驗，結果見表8。

表8 非農戶籍轉換對不同群體農民工的影響

表8PanelA是基于社會網絡的分組檢驗結果。根據受訪農民工在業(yè)余時間與本地人或外地人交往頻率進行劃分，其中低社會網絡僅保留不交往與很少交往的樣本，高社會網絡則保留偶爾交往和經常交往的樣本?；貧w結果顯示，非農戶籍轉換在低社會網絡群體中的效果相對明顯。PanelB是基于收入水平的分組檢驗結果。根據收入水平的均值，將月收入為4500元及以下界定為中低收入組，將4500元以上定義為中高收入組?；貧w結果顯示，在中低收入樣本中，非農戶籍轉換的系數值為-0.0276。在中高收入樣本中，非農戶籍轉換的影響比較微弱，系數值僅為-0.0096，經濟效應和統(tǒng)計效應均弱于中低收入組。PanelC是基于心理融入水平的分組。根據受訪者對已經是本地人的認同程度，將完全不認同和不認同界定為低心理融入水平，將基本認同和完全認同界定為高心理融入水平?；貧w結果表明，非農戶籍轉換在低心理融入水平組的影響程度更高。整體結果顯示，非農戶籍轉換對緩解低社會網絡、中低收入水平與低心理融入水平群體的消費差距效果更明顯，與假說2的推論一致。

(二)非農戶籍轉換對農民工消費差距影響的機制檢驗

通過前文的分析論證，本文獲得如下結論：相對于繼續(xù)持有農業(yè)戶籍的農民工，轉換為非農戶籍能夠有效降低消費差距，并且具有較強的穩(wěn)健性。本部分將進一步對非農戶籍轉換的影響機制進行檢驗，以拓展研究深度。

在中介變量的界定上，CMDS在2017年問卷中訪問了受訪者“您在本地找工作是否存在困難”，將回答“在本地找工作并不困難”賦值為1，“找工作存在困難”賦值為0，從而構成就業(yè)機會的虛擬變量。對于福利可及性，本文采用受訪者是否擁有職工醫(yī)療保險作為替代變量，職工醫(yī)療保險作為進城農民工獲取城市社會保障的重要組成部分，能夠比較合理衡量農民工在城市中的福利獲取情況。在社會資本衡量上，根據問卷中“參與社區(qū)活動程度”、“參與志愿者活動程度”、“參與黨務活動程度”的情況，將回答為“不參與、很少參與”賦值為0，“偶爾參與和經常參與”賦值為1，再對上述變量進行加總，形成社會資本變量。對于收入不確定性，借鑒尹志超等(2020)的研究，將收入的殘差項作為不確定性衡量指標，為了保證殘差計量單位與其他變量接近，對殘差20等分，由小到大依次賦值。

根據溫忠麟等(2014)的中介效應檢驗程序，首先檢驗非農戶籍轉換對中介變量的影響。如表9所示，在采用2SLS估計后，非農戶籍轉換對就業(yè)機會、福利可及性、社會資本和收入不確定性均具有積極且顯著的效果。

表9 非農戶籍轉換對中介變量的影響

其次檢驗中介變量與解釋變量對農民消費差距的影響。分別將就業(yè)機會、福利可及性、社會資本與收入不確定性作為解釋變量，考察其與非農戶籍轉換對農民消費差距的影響，回歸結果見表10?；?SLS模型估計的結果顯示，就業(yè)機會、福利可及性與社會資本顯著降低了農民工消費差距，而且在加入上述中介變量后，非農戶籍轉換仍然在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，且低于基準回歸的系數值(-0.0258)，說明就業(yè)機會效應、福利可及效應與社會資本效應稀釋了非農戶籍轉換對消費差距的影響程度。在加入收入不確定性變量后，非農戶籍轉換的系數值并沒有降低，反而有所上升，說明收入不確定性并不能稀釋非農戶籍轉換的影響。上述發(fā)現(xiàn)部分驗證了假說3，即就業(yè)機會效應、福利可及性效應與社會資本效應是非農戶籍轉換降低農民工消費差距的重要作用機制，但并不能通過降低收入不確定性來緩解農民工的消費差距。

表10 作用機制檢驗

六、結論與啟示

本文基于2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數據(CMDS)，考察了非農戶籍轉換對農民工消費差距的影響。主要結論包括：第一，相對于持有農業(yè)戶籍的農民工，轉換為非農戶籍能夠有效降低農民工之間的消費差距，在多種穩(wěn)健性檢驗與采用反事實推斷克服不可觀測特征的影響后結論依然成立。第二，工具變量分位數回歸發(fā)現(xiàn)，在消費差距的程度較低時，轉換為非農戶籍的影響不明顯，隨著消費差距的擴大，其影響程度顯著提高。第三，異質性分析發(fā)現(xiàn)，相對于中高收入，非農戶籍轉換對降低中低收入農民工的消費差距的影響更大，同時在低社會網絡與低心理融入水平的農民工群體中更明顯。進一步研究發(fā)現(xiàn)，非農戶籍轉換通過就業(yè)機會效應、城市福利效應與社會資本效應對農民工消費差距產生間接作用。值得注意的是，非農戶籍轉換并未能通過降低農民工的收入不確定性來緩解消費差距，且非農戶籍獲取對降低消費差距的作用相對有限，這說明非農戶籍獲取尚局限于從農業(yè)人口轉向城鎮(zhèn)人口的身份轉型，農民工面臨的不確定性風險以及與城鎮(zhèn)居民在城市公共服務享有的不同質性依然存在。

為降低農民工消費差距，推動農民工在市民化進程中實現(xiàn)共同富裕，本文建議：第一，在繼續(xù)深化戶籍制度改革的基礎上，應重視對農業(yè)轉移人口中的低收入、低社會網絡與低心理融入感群體的政策教育和扶持，增強農民工獲得更多自我發(fā)展的機會。第二，創(chuàng)新戶籍轉換政策與公共服務均等化享有的有效銜接機制，積極拓寬農民工就業(yè)渠道，重視農民工社會參與度提升，擴大農民工在職工醫(yī)保以及健康權益等方面的可及性，讓農民工共享改革發(fā)展成果。第三，一方面，多渠道提升農民工的消費能力，將農民工納入公共服務體系中；另一方面，持續(xù)推進和構建農民工市民化的長效機制，弱化城市福利供給和戶籍、勞動關系的依附性，提升各類農民工城市社會保障的權益可及性，進而實現(xiàn)戶籍制度改革與農民工市民化的聯(lián)動效應。