農(nóng)業(yè)轉移人口市民化何以影響家庭消費水平和結構？
——基于CHIP 數(shù)據(jù)的實證分析

林素絮，何 琳

（1.廣東技術師范大學 管理學院，廣東 廣州 510665；2.廣東技術師范大學 財經(jīng)學院，廣東 廣州 510665）

一、引言

黨的二十大報告提出，著力擴大內需，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎性作用和投資對優(yōu)化供給結構的關鍵作用。擴大消費需求，促進消費結構升級，這是中國構建新發(fā)展格局、推進共同富裕共享發(fā)展成果的重要途徑。2020 年，黨的十九屆五中全會通過《中共中央關于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》提出，加快構建以國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局；2022 年，《中共中央國務院關于加快建設全國統(tǒng)一大市場的意見》指出，建設全國統(tǒng)一大市場是構建新發(fā)展格局的基礎支撐和內在要求①中共中央國務院關于加快建設全國統(tǒng)一大市場的意見，http：//www.gov.cn/zhengce/2022-04/10/content_5684385.htm。；2022 年，國務院辦公廳印發(fā)的《關于進一步釋放消費潛力促進消費持續(xù)恢復的意見》提出②國務院辦公廳關于進一步釋放消費潛力促進消費持續(xù)恢復的意見，http：//www.gov.cn/zhengce/zhengceku/2022-04/25/content_5687079.htm。，充分挖掘縣鄉(xiāng)消費潛力。這些政策高度重視擴大內需與消費增長的重要性，旨在引導居民充分釋放消費潛力，強調消費對暢通國內大循環(huán)與經(jīng)濟增長的關鍵作用。

目前，中國消費不平等程度高于收入不平等程度［1］。2015—2020 年美國最終消費率的平均值為81.60%，英國為83.50%，巴西為84.27%，俄羅斯為70.17%［2］。然而，2021 年，中國最終消費率為54.5%③消費市場提質擴容流通方式創(chuàng)新發(fā)展——黨的十八大以來經(jīng)濟社會發(fā)展成就系列報告之七，http：//www.stats.gov.cn/xxgk/jd/sjjd2020/202209/t20220922_1888593.html。，僅比2012 年提高3.4 個百分點，由此可見，中國的最終消費率處于偏低水平。農(nóng)業(yè)轉移人口仍是中國規(guī)模較為龐大的群體之一，釋放農(nóng)業(yè)轉移人口蘊藏的消費潛力，有助于擴大消費，進一步增強消費后勁。2021 年，全國農(nóng)民工總量29251 萬人，本地農(nóng)民工12079 萬人，外出農(nóng)民工17172 萬人④2021 年全國農(nóng)民工總量29251 萬人比上年增長2.4%，https：//baijiahao.baidu.com/s?id=1734949041658294818&wfr=spider&for=pc。；2021 年中國常住人口城鎮(zhèn)化率達到64.72%，戶籍人口城鎮(zhèn)化率提高到46.7%⑤我國著力推進農(nóng)業(yè)轉移人口市民化，http：//www.gov.cn/xinwen/2022-03/17/content_5679597.htm。。但是，中國農(nóng)村居民低消費、高儲蓄的現(xiàn)實與農(nóng)村勞動力的大規(guī)模流動現(xiàn)象并存［3］?！?021 年居民收入和消費支出情況》表明⑥2021 年居民收入和消費支出情況，http：//www.gov.cn/shuju/2022-01/17/content_5668748.htm。，中國城鎮(zhèn)居民人均消費支出30307 元，農(nóng)村居民人均消費支出15916元，兩者相差高達14391 元，但是農(nóng)村居民消費支出增長幅度及收入增長幅度均超過城鎮(zhèn)居民。由此可見，農(nóng)業(yè)轉移人口具有不容小覷的消費潛力，市民化始終是釋放農(nóng)業(yè)轉移人口消費需求，拉動經(jīng)濟增長的關鍵舉措，促進更多的農(nóng)業(yè)轉移人口市民化，是擴大內需的重要一環(huán)。

市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭不同分位點的消費水平的影響如何？市民化如何影響農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的生存型消費與發(fā)展享受型消費？是否可以促進消費結構升級？深入研究這些問題有利于充分發(fā)揮市民化對擴大內需的加速作用。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三點：第一，在構建新發(fā)展格局與建設全國統(tǒng)一大市場的背景下，討論市民化對消費水平、消費結構的影響，為擴大內需政策提供了微觀基礎的思路，為“分人群”有序推進市民化提供策略參考；第二，為理解市民化與農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費的關系提供了新視角，從納入市民化方式與市民化時間的角度，為厘清農(nóng)業(yè)轉移人口市民化的家庭消費效應提供了實證依據(jù)；第三，更加準確地估計了農(nóng)業(yè)轉移人口的家庭消費效應，從市民化的視角展示了其對不同消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平與消費結構的影響差異，對文獻作了有益補充。

二、文獻綜述與研究假設

本文同兩支文獻直接相關，第一支文獻從總量視角研究市民化對消費水平的影響，第二支文獻從結構視角研究市民化對消費結構的影響。

市民化可以提高農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平。首先，加快市民化進程不僅是實現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化的主要路徑之一［4］，也是提振消費需求的重要途徑。但是，農(nóng)業(yè)轉移人口的生活水平?jīng)]有達到城市水平，他們也沒有普遍融入城市社會［5］。而農(nóng)業(yè)轉移人口是中國規(guī)模較為龐大的群體之一，釋放其蘊藏的消費潛力，有助于擴大消費群體與促進消費需求。研究表明，市民化意愿對增長消費需求的效果顯著，若有轉戶意愿，消費水平則會提升2.6%～5.1%［6］，而農(nóng)業(yè)轉移人口市民化后平均能夠擴大家庭17.05%的消費需求，主要是通過收入的增加擴大其消費需求［7］，但是高收入的農(nóng)業(yè)轉移人口群體較少，收入整體偏低［8］，而隨著收入水平的不斷提高，消費愈發(fā)不受牽制，對經(jīng)濟的拉動作用也越強［9］，而大規(guī)模的農(nóng)業(yè)轉移人口具有較大的收入增長空間。其次，程杰和尹熙［10］估計了市民化的消費拉動作用，若是市民化能夠實現(xiàn)與城鎮(zhèn)本地居民相似的消費彈性，到2030 年所能帶動的消費增量約8 萬億元。不僅如此，若是健康快速推進農(nóng)業(yè)轉移人口市民化的進程，2035 年全部實現(xiàn)農(nóng)業(yè)轉移人口市民化，對穩(wěn)定總需求具有關鍵的保障作用，可拉動內需增長約2.01 個百分點［11］。

據(jù)此，本文提出以下研究假設。

假設1：市民化有利于提升家庭年消費總額，促進農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平的提升。

假設2：市民化主要是通過收入的增加提升農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平，改善其消費結構。

市民化影響農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費結構。月收入對農(nóng)民工市民化意愿存在正向影響［12］，農(nóng)業(yè)轉移人口在遷居城鎮(zhèn)之后，經(jīng)濟收入水平可能有所提高，收入來源可能會多元化，消費偏好也會深受其他消費者的影響，會隨著其他消費者消費結構的變化而變化［13］。農(nóng)業(yè)轉移人口在遷居城鎮(zhèn)之后，其消費觀念、消費文化會被城鎮(zhèn)居民所影響。研究也表明，市民化有利于改善消費結構，市民化水平的提高可以促進發(fā)展和享受型消費支出的占比［14］。

據(jù)此，本文提出以下研究假設。

假設3：市民化有利于提升農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的生存型消費。

假設4：市民化有利于提升農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的發(fā)展享受型消費。

假設5：市民化有利于促進農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費結構升級。

總體而言，農(nóng)業(yè)轉移人口市民化的家庭消費效應研究較多，但這些研究較少厘清市民化與消費結構之間的關系，忽視了對處于不同消費基礎農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的影響差異。不同于現(xiàn)有研究，本文基于2013 年與2018 年中國家庭收入調查（CHIP）數(shù)據(jù)，運用最小二乘法（OLS）與分位數(shù)回歸，檢驗了市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平的影響，深入探討了市民化與農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費結構的關系。在此基礎上，針對不同收入層次、市民化方式以及市民化時間進行異質性分析。

三、數(shù)據(jù)、變量與實證策略

（一）數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文以中國社會科學院組織的“2013 年和2018 年中國家庭收入項目（Chinese Household Income Project，CHIP）調查數(shù)據(jù)”為研究樣本。在處理數(shù)據(jù)時，將個人和家庭兩個層面的數(shù)據(jù)進行了合并處理，只保留農(nóng)業(yè)戶口樣本與經(jīng)歷“農(nóng)轉非”的非農(nóng)業(yè)戶口樣本，從調查樣本剔除重要變量缺失的樣本，并經(jīng)過數(shù)據(jù)整理后，最終得到有效樣本67521 份。

（二）變量說明與描述性統(tǒng)計

1.因變量

本文涉及的因變量為農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平與消費結構，以家庭年消費總額代表消費水平。消費支出分為八類，包括食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務、交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健、其他用品和服務。在此基礎上，借鑒向玉冰［15］、孔祥利與周曉峰［16］、朱雅玲等［17］的做法，將消費結構設置為生存型消費與發(fā)展享受型消費。其中生存型消費包括食品煙酒、衣著、居住的消費支出；發(fā)展享受型消費包括生活用品及服務、交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健、其他用品和服務的消費支出；并采用發(fā)展享受型消費在家庭年消費總額中的占比來表示消費結構升級。

2.自變量

自變量為是否市民化，根據(jù)“您是否有過‘農(nóng)轉非’（農(nóng)業(yè)戶口轉為非農(nóng)業(yè)戶口）的經(jīng)歷？”識別經(jīng)歷市民化的家庭，并分別賦值為1 和0。

3.控制變量

本文依據(jù)已有文獻的參考，以及數(shù)據(jù)的可獲得性，將控制變量設置為年齡、民族、性別、政治面貌、受教育程度、婚姻狀態(tài)、家庭收入。表1、表2 詳細介紹了本文所使用變量的定義、賦值說明以及描述性統(tǒng)計。

表1 變量的定義和賦值說明

（三）模型設定

下標i 代表第i 個個體；Inconsumei是農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平、生存型消費、發(fā)展享受型消費的對數(shù)值；Citizenizationi是市民化的虛擬變量；X 代表一系列控制變量，具體包括年齡、民族、性別、政治面貌、受教育程度、婚姻狀態(tài)、家庭收入；Provincei代表省份固定效應；Yeari代表年份固定效應；β1及βn表示回歸系數(shù)，εi表示隨機誤差項。

四、基準回歸

（一）市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口消費水平、消費結構影響的OLS 估計

本文首先運用普通最小二乘回歸法，得到基準回歸結果，并采用了省份固定效應以及年份固定效應。表3 為市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平與消費結構的基準回歸結果。

表3 市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平、消費結構的基準回歸結果

結果顯示，無論是采用原始消費對數(shù)，還是采用縮尾1%的消費對數(shù)，估計結果都呈現(xiàn)了一致的顯著水平。本文主要關注縮尾1%處理的回歸結果，在消費水平、生存型消費、發(fā)展享受型消費與消費結構升級的模型中，市民化的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著。由此，假設1、假設3、假設4 得到驗證，實證結果與假設5 的預設相反，即市民化未能促進農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費結構升級。換言之，市民化可以顯著提升農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平，積極影響生存型消費與發(fā)展享受型消費，但市民化對消費結構升級存在顯著為負的作用，這一結論與向國成和鐘世虎［18］的結論產(chǎn)生了偏差。兩類結果出現(xiàn)偏差的原因可能是由于經(jīng)濟發(fā)展不同階段的消費趨勢呈現(xiàn)差異，數(shù)據(jù)庫所代表的年份不一致，識別方法上有差別，結論難免有差異。但整體而言，市民化促進了農(nóng)業(yè)轉移人口的消費水平，無論是生存型消費還是發(fā)展享受型消費，都存在顯著為正的影響。

（二）市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口消費水平、消費結構影響的分位數(shù)估計

為進一步探討市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平與消費結構的影響，利用分位數(shù)回歸估計市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費支出各分位點的影響參數(shù)，分別對消費的10%、25%、50%、75%、90%的分位數(shù)進行回歸，觀察市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費在不同分位點上影響的差異，見表4。

表4 市民化對不同消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平的分位數(shù)回歸結果

從消費水平上看，市民化對家庭年消費總額的分位數(shù)回歸結果顯示，市民化的估計系數(shù)在所有分位點上都顯著為正，且均在1%的水平下顯著。這意味著，無論是低消費水平的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭，還是高消費水平的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭，亦或處于中等消費水平的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭，市民化對其消費水平的影響均呈現(xiàn)了積極的結果。

從消費結構上看，在生存型消費的模型中，市民化對生存型消費在所有分位點上都顯著為正，并不隨消費支出的波動而變化，見表5。

表5 市民化對不同消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的生存型消費的分位數(shù)回歸結果

而對于發(fā)展享受型消費而言，隨著分位點的變化，市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭發(fā)展享受型消費的影響呈現(xiàn)波動趨勢。如表6 所示，市民化的系數(shù)各個分位點均通過顯著性檢驗，但0.10 分位點與0.25 分位點，僅在5%水平下顯著。

表6 市民化對不同消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的發(fā)展享受型消費的分位數(shù)回歸結果

首先，本文給予的解釋是，0.10 分位點與0.25 分位點消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭在市民化之后，通過就業(yè)等途徑獲得了工資性收入的增長，或是通過征地補償?shù)确绞皆黾恿思彝ヘ敻唬瑥亩诙唐趦葹楦纳粕钏酱龠M了發(fā)展享受型消費，但改善程度較小。對于0.10 分位點與0.25 分位點消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭，其通過市民化途徑增加了更多的儲蓄，以期獲得更高水平的消費，例如購房，所以市民化并未直接引起發(fā)展享受型消費的大幅度變動。其次，市民化的系數(shù)在0.50及以上的分位點的消費基礎通過顯著性檢驗，均在1%水平下顯著，說明市民化對發(fā)展享受型消費的顯著影響主要集中在中高消費人群中?？赡艿脑蚴?，發(fā)展享受型消費水平較高的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭，市民化會顯著增加他們生活用品及服務、教育文化娛樂、醫(yī)療保健等方面的消費支出，而發(fā)展享受型消費支出在他們本身的總消費中的占比可能較高，所以相比于其他分位點的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭，市民化對其的邊際貢獻也隨之增大。

由此可見，較低消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭，仍有提升發(fā)展享受型消費的空間。

從消費結構升級上看，市民化雖然總體能促進農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平的提高和生存型消費、發(fā)展享受型消費的增加，但是并未能拉動農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費升級，也沒有促進各個分位點農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費結構升級，見表7。本文的解釋是，市民化雖然積極作用于農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平與消費結構，但市民化對發(fā)展享受型消費的占比提升并未存在有利的影響。農(nóng)業(yè)轉移人口市民化之后需要面臨的不確定因素增多，在市民化的過程中，農(nóng)業(yè)轉移人口產(chǎn)生了額外較高的市民化成本，市民化之后的收入不確定性、就業(yè)不確定性以及住房壓力導致農(nóng)業(yè)轉移人口家庭不敢放心消費，增強了其預防性儲蓄意識，未能進一步提升發(fā)展享受型消費的占比，助力消費結構升級。本文主要探討市民化和消費水平與消費結構之間的關系，因此本文后續(xù)不再對消費結構升級作深入分析。

表7 市民化對不同消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費結構升級的分位數(shù)回歸結果

（三）市民化對不同農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費類型的影響的Tobit 估計以及分位數(shù)估計

為進一步分析市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口不同類型消費的影響，本文根據(jù)CHIP 數(shù)據(jù)提供的八種消費類型進行回歸分析，表8 匯報了回歸結果。由于八類消費的數(shù)據(jù)存在為0 的樣本，數(shù)據(jù)的截斷性明顯，所以本文采用了Tobit 模型。

如表8 所示，市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費中的不同類別具有不同的影響效應，市民化對食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務等七類消費支出具有顯著的影響，但對交通通信的消費支出不存在直接的影響，即市民化會增加農(nóng)業(yè)轉移人口在家庭食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務、教育文化娛樂、醫(yī)療保健以及其他用品和服務的消費支出，而并不會直接作用于交通通信消費支出?？赡艿脑蚴?，互聯(lián)網(wǎng)的迅速發(fā)展，各種通信工具進入中國家庭，家庭本身對于此類產(chǎn)品與服務的消費趨向飽和。城市的迅速發(fā)展，縮短了城市之間的距離，“最多跑一次支出”以及打造“一小時經(jīng)濟圈”等政策，使得居民在交通通信方面更為便利，因此在促進其他消費類型的支出增加時，交通通信的支出反而并未呈現(xiàn)明顯的提升。

根據(jù)前文得到的回歸結果，本文進一步分析了市民化對不同消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的不同消費類型的影響差異，并對八類消費類型的數(shù)據(jù)進行縮尾1%處理，以便分位數(shù)回歸時避免極端值的影響。如表9 所示。與前文回歸結果基本一致，市民化對各個分位點消費基礎的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的交通通信消費呈現(xiàn)了不顯著或是負向影響結果。

表9 市民化對不同農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費基礎的家庭的不同消費類型的分位數(shù)回歸結果

在0.10 分位點上，市民化對食品煙酒、衣著與居住為代表的生存型消費存在著顯著為正的影響，而隨著消費需求的升級，市民化的影響也趨向微弱，對醫(yī)療保健與其他用品和服務消費并未產(chǎn)生直接的影響。本文采用的數(shù)據(jù)并未區(qū)分教育與文化娛樂，市民化對0.10 分位點的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的教育文化娛樂產(chǎn)生正向顯著的影響，很大概率是由于中國家庭對子女教育的重視，讓子女接受教育是中國家庭眾多事務中的優(yōu)先選擇，眾多農(nóng)村父母“砸鍋賣鐵也要供孩子上學”亦是體現(xiàn)了中國家庭對子女教育的重視程度。因此，在市民化之后，會促進低消費水平的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的教育支出比例。

與之相反的是，處于0.90 分位點的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭，市民化對其教育文化娛樂支出以及生活用品及服務支出所產(chǎn)生的影響程度均小于其他分位點的農(nóng)業(yè)轉移人口家庭?？赡艿脑蚴?，0.90分位點消費水平的人群屬于高消費人群，在經(jīng)歷市民化之前，其對于以上兩類消費支出已經(jīng)處于一個較高水平，所以市民化并未在1%水平下直接引起其教育文化娛樂消費以及生活用品及服務支出的大幅度變動。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）模型替換法：Tobit 模型與PSM 模型+OLS 模型

首先，由于未經(jīng)縮尾處理的消費水平與生存型消費、發(fā)展享受型消費數(shù)據(jù)存在為0 的樣本，數(shù)據(jù)的截斷性明顯，所以本文采用了Tobit 模型，從而與基準回歸中的原始消費數(shù)據(jù)進行比較。其次，為了剔除樣本選擇偏差，本文在傾向得分匹配法（PSM）模型的基礎上利用最小二乘法（OLS）進行估計，見表10。結果顯示，市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平與消費結構的影響確實存在，其結果是穩(wěn)健的。

表10 穩(wěn)健性檢驗：模型替換法

（二）變量縮尾處理：縮尾處理10%

為進一步檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，本文對消費水平、生存型消費、發(fā)展享受型消費進行縮尾10%處理，以消除變量極端值影響，見表11。穩(wěn)健性檢驗結果支持市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平、生存型消費、發(fā)展享受型消費的積極影響作用，與前文結果保持一致。

表11 穩(wěn)健性檢驗：縮尾處理10%

（三）調整被解釋變量：平均消費傾向

本文使用家庭總消費除以家庭年收入來衡量平均總消費傾向，以同樣的方法計算得到平均生存型消費傾向、平均發(fā)展享受型消費傾向，分別作為被解釋變量；同時，通過家庭年收入與家庭年消費的差值除以家庭年收入得到家庭儲蓄率，再次驗證市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平的結果，見表12。穩(wěn)健性檢驗結果均支持市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平、生存型消費、發(fā)展享受型消費的積極影響作用，并且有利于降低家庭儲蓄率，“儲蓄過高、消費過低”的局面得到改觀。長遠來看，降低儲蓄率促進消費后，更應該逐步改善收入分配格局。

表12 穩(wěn)健性檢驗：調整被解釋變量

（四）調整被解釋變量：平均消費支出

為了避免單年消費數(shù)據(jù)的結果偏差，本文采用兩年消費平均值作為被解釋變量進行替換估計，結果如表13。市民化對消費水平、生存型消費以及發(fā)展享受型消費均呈現(xiàn)了顯著為正的結果，與前文結果保持一致，充分證明本文結果是穩(wěn)健的。

（五）區(qū)分樣本：區(qū)分地區(qū)和年份樣本

不同的樣本對于所得到的結果具有不同的敏感性，盡管前文對模型采用了省份固定效應和年份固定效應，但為了進一步排除不同樣本的影響，本文參考前人做法，將樣本劃分為東部、中部、西部地區(qū)①根據(jù)國家統(tǒng)計局的區(qū)域劃分標準，其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11 ?。ㄊ校?；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8 ?。晃鞑康貐^(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12 省（區(qū)、市）。三組樣本［19-20］，以及2013 年與2018 年兩組樣本，見表14 與表15。結果顯示，無論是經(jīng)濟發(fā)展水平較高的東部地區(qū)，還是經(jīng)濟發(fā)展相對落后的西部地區(qū)，以及在不同的年份樣本中，市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平與消費結構均呈現(xiàn)了顯著的影響，且均在1%水平下顯著，結果具有穩(wěn)健性。

表15 穩(wěn)健性檢驗：區(qū)分年份樣本

六、機制檢驗

（一）農(nóng)業(yè)轉移人口的收入效應

收入水平是影響居民消費水平的主要因素［21］。研究表明，工資性收入和經(jīng)營凈收入對生存型消費的影響較大，而財產(chǎn)性收入和轉移性收入對以醫(yī)療保健、交通通信等為代表的發(fā)展型消費亦有顯著正向的影響［22］。

按照收入的來源，CHIP 數(shù)據(jù)的收入可分為工資性收入、經(jīng)營凈收入、轉移凈收入、財產(chǎn)凈收入。在證實了市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平、生存型消費與發(fā)展享受型消費具有促進作用的基礎上，本文采用因果逐步回歸法檢驗農(nóng)業(yè)轉移人口家庭收入的機制作用，具體步驟為：第一步，將市民化與消費水平、生存型消費、發(fā)展享受型消費分別進行回歸；第二步，將中介變量“工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入、轉移凈收入”分別與消費水平、生存型消費、發(fā)展享受型消費進行回歸；第三步，加入中介變量后，進行市民化對消費水平、生存型消費、發(fā)展享受型消費的回歸，檢驗回歸系數(shù)的顯著性。

農(nóng)業(yè)轉移人口市民化之后在城鎮(zhèn)從事勞動或是進行規(guī)模經(jīng)營，會獲得更高的收入以及多元化收入來源。本文以四類收入為中介變量，估計工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入、轉移凈收入在市民化與消費水平、消費結構之間的中介效應。

表16 至表19 為四類收入在市民化與消費水平、消費結構之間的中介效應結果。市民化可以有效提升農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的消費水平、生存型消費與發(fā)展享受型消費，在加入中介變量后市民化對三個自變量的回歸模型中均呈現(xiàn)顯著性，說明存在中介效應。工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入、轉移凈收入均存在部分中介效應。其中，工資性收入、財產(chǎn)性凈收入的中介效應為正向影響，而經(jīng)營凈收入、轉移凈收入的中介效應為負向影響，且經(jīng)營凈收入在市民化與發(fā)展享受型消費模型的中介效應為正向影響。經(jīng)營凈收入在市民化與家庭消費水平、生存型消費之間的作用機制不是中介效應，而有可能是遮掩效應，這需要進一步分析。

表16 影響機制：工資性收入（逐步回歸法）

表17 影響機制：經(jīng)營凈收入（逐步回歸法）

表18 影響機制：財產(chǎn)凈收入（逐步回歸法）

表19 影響機制：轉移凈收入（逐步回歸法）

綜合而言，收入能較好地解釋市民化與農(nóng)業(yè)轉移人口消費水平與消費結構之間的關系。因此，假設2 得到部分驗證。

本文基于逐步回歸的分析結果，繼而又采用了Bootstrap 方法進行中介效應檢驗，見表20，檢驗結果與上述發(fā)現(xiàn)一致。另外，本文同時采用了Sobel 法進行檢驗，與上述結果一致。因此，假設2得到驗證。

表20 工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入、轉移凈收入的Bootstrap 檢驗結果

七、異質性分析

（一）不同收入層次

借鑒張萍和周倩如［23］的做法，將收入分為三個層次，分別為低收入組（小于5 萬元）、中收入組（5～10 萬元）以及高收入組（大于10 萬元），如表21 所示，市民化對消費水平與生存型消費的影響并未存在明顯的異質性，而在發(fā)展享受型消費樣本中，呈現(xiàn)了U 型的影響趨勢。具體而言，市民化對中等收入家庭的發(fā)展享受型消費并未呈現(xiàn)直接的顯著作用，可能的原因是中等收入群體的家庭負擔不斷加重［24］。因此，家庭負擔過重成為抑制中等收入群體增加發(fā)展享受型消費的重要原因，而市民化并未直接改善這樣的局面。

表21 異質性分析：不同收入層次

（二）不同市民化方式與時間

本文在農(nóng)業(yè)轉移人口市民化的樣本中，進一步分析市民化時間與市民化方式對其消費水平與消費結構的影響。首先，借鑒張可云和王洋志［25］的做法，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，將“土地被征用（土地換戶籍）”的市民化方式識別為被動市民化，賦值為1，將“上學、工作、隨父母轉移、購房、婚姻”歸類為主動市民化，賦值為0，并剔除回答為“其他”的樣本，從而進行市民化方式的異質性分析。其次，本文將市民化時間賦值為1～5，分別是5 年以下=1，5—10 年（不含）=2，10—15 年（不含）=3，15—20 年（不含）=4，20 年及以上=5，從而進行市民化時間的相關分析。

如表22 所示，以土地被征用為主的被動市民化僅會促進消費水平以及生存型消費的提升，而對發(fā)展享受型消費并未呈現(xiàn)顯著為正的結果。發(fā)展享受型消費更容易受到外來沖擊的影響，土地被征用之后，農(nóng)業(yè)轉移人口家庭可能會在短期內面臨就業(yè)不確定等問題，這些不穩(wěn)定的因素會導致農(nóng)業(yè)轉移人口家庭在市民化之后處于“不敢消費”的狀態(tài)。相反，市民化時間的增加，有利于促進農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的發(fā)展享受型消費。

表22 異質性分析：不同市民化方式與時間

八、研究結論與政策建議

本文基于2013 年與2018 年中國家庭收入調查（CHIP）數(shù)據(jù)，檢驗了市民化對農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平的影響，深入探討了市民化與農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費結構的關系。在此基礎上，針對不同收入層次、市民化方式以及市民化時間進行異質性分析，本文的研究為厘清農(nóng)業(yè)轉移人口市民化的家庭消費效應提供了實證依據(jù)。本文主要得出以下結論：（一）市民化顯著提升了農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平，顯著促進了生存型消費和發(fā)展享受型消費；（二）市民化對消費結構升級作用不顯著，且未直接作用于中收入群體的發(fā)展享受型消費；（三）家庭收入是市民化與農(nóng)業(yè)轉移人口家庭消費水平和消費結構之間的重要機制；（四）主動市民化對促進農(nóng)業(yè)轉移人口家庭的發(fā)展享受型消費的效果更為突出，市民化時間的不斷增加有利于發(fā)展享受型消費的提升。

市民化不僅要從身份層面考慮，更要從“心理”層面實現(xiàn)農(nóng)業(yè)轉移人口的完全市民化，使其在就業(yè)、教育、醫(yī)療等方面縮小與城鎮(zhèn)居民的差距，促進農(nóng)業(yè)轉移人口的市民化，是提升消費總量、優(yōu)化消費結構、推動擴大內需以及建設全國統(tǒng)一大市場的重要路徑之一。

釋放農(nóng)業(yè)轉移人口消費潛力，以其作為擴大消費群體的主要動力，為擴大內需提供了新視角?；谝陨蠈嵶C研究結果，提出以下政策建議：第一，加快推進農(nóng)業(yè)轉移人口市民化的進程，首先推進“量”式市民化，提升農(nóng)業(yè)轉移人口市民化意愿，同時推進“質”式市民化，使其完全融入城鎮(zhèn)；第二，重視中等收入群體的農(nóng)業(yè)轉移人口市民化，減輕其家庭負擔，使其成為發(fā)展享受型消費的動力源泉，未來助力消費結構升級；第三，重視農(nóng)業(yè)轉移人口收入的增長空間，推進農(nóng)業(yè)轉移人口的職業(yè)教育發(fā)展，使其能夠靈活就業(yè)，成為創(chuàng)業(yè)的新增群體；第四，重點推進主動市民化方式，避免被動市民化后因不確定因素增多而抑制消費。