人口遷移對居民消費影響分析

　　摘 要：大量從農村遷往城鎮(zhèn)、城鎮(zhèn)之間遷移的人口，必然會對地區(qū)的就業(yè)、工資收入產生影響，從而影響城鎮(zhèn)居民消費。本文圍繞此觀點，從就業(yè)、收入及其不確定性等角度分析人口遷移對城鎮(zhèn)居民消費水平和消費傾向的影響。通過對面板數據分析，認為不論是移民遷入率還是總遷移率變動，都對消費水平的提升有促進作用，因為人口遷移增加了消費的多樣性;人口遷移也提高了城鎮(zhèn)居民消費傾向，預期收入提高和示范效應都會刺激消費傾向。

　　本文源自商場現(xiàn)代化2020年21期《商場現(xiàn)代化》雜志(原名：商業(yè)科技)主要探討國內外現(xiàn)代商業(yè)管理經驗和介紹現(xiàn)代科技在商業(yè)營銷管理中的應用，并且刊發(fā)精選的國內外現(xiàn)代商業(yè)流通領域理論研究成果與現(xiàn)代貿易經濟理論的科研論文。其嚴格化，標準化及性在業(yè)界均享有顯著的聲譽和地位。

　　關鍵詞：人口遷移;居民消費;收入不確定性

　　一、引言

　　隨著戶籍制度逐步改革，中國人口遷移受到的制度約束愈發(fā)式微。大量農村剩余勞動力遷移到城鎮(zhèn)工作，也有大量城鎮(zhèn)人口在不同地區(qū)之間實現(xiàn)遷移，其中有經濟或家庭的各類因素，但引導人口最終實現(xiàn)遷移的主要因素是就業(yè)。當勞動力在新的遷入地有更好的勞動收入預期，才會促使勞動力個體及家庭做出遷移決策。2005年-2014年的十年間，中國的城鎮(zhèn)化率為從43%上升至55%，城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點意味著城鎮(zhèn)人口增加1588萬人，絕大部分為農村遷入城鎮(zhèn)的人口。新遷入的移民必然改變本地原有的消費水平和居民消費傾向，尤其是從農村遷移到城鎮(zhèn)的移民群體，在市民化進程中會融入到城鎮(zhèn)的消費系統(tǒng)中，最終使得城鎮(zhèn)總體的消費狀態(tài)發(fā)生改變。2014年我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入28844元，人均消費支出19968元;農村居民人均可支配收入14489元，人均消費支出8383元。城鄉(xiāng)居民收入和消費支出都存在明顯差異，人口遷移帶動的消費增加將有效擴大內需。有課題組(2013)曾測算由農村遷入城鎮(zhèn)的移民在不同時間段對消費的影響程度：每增加1個城鎮(zhèn)人口對城鎮(zhèn)居民消費的拉動作用分別是：1978年-2011年年均1.9萬元，1992年-2011年年均2.3萬元，1998年-2011年年均2.7萬元，隨著城鎮(zhèn)化的深入發(fā)展，對消費的拉動作用越來越大，新增城鎮(zhèn)人口每年將形成3800億元-5400億元的消費需求。中國有大量游走于或遷移于城鄉(xiāng)之間、城鎮(zhèn)之間的遷徙人口，探究人口遷移對當地居民消費的影響是有重要意義的，因為龐大的移民群體一直在改變著地區(qū)原有的消費狀態(tài)，而提高居民消費，擴大內需是實現(xiàn)經濟持續(xù)健康發(fā)展，轉變經濟增長方式的有效驅動。

　　二、文獻綜述

　　中國省際間的移民幾乎都是因就業(yè)而實現(xiàn)遷徙，主要構成是遷移就業(yè)的勞動力。從農村遷移到城鎮(zhèn)的勞動力人口實現(xiàn)就業(yè)后，其個人或帶動家屬一同隨遷，成為在就業(yè)所在地的移民。中國的移民現(xiàn)象可體現(xiàn)在人口城鎮(zhèn)化和市民化進程中，大量的農村人口進入城鎮(zhèn)后，改變了原有地區(qū)總產出和總消費，人口城鎮(zhèn)化引導消費需求，擴大投資(辜勝阻，2010;陳忠斌、蔡東漢，2011)。萬勇(2012)進一步將人口城鎮(zhèn)化、市民化驅動居民消費需求的作用分解成結構效應、交易效應、保障效應和收入效應。移民比本地市民具有更明顯的收入不確定性，因其就業(yè)面臨不穩(wěn)定性和失業(yè)風險更高(張華初、劉勝藍，2015)，許多移民都是農村轉移到城鎮(zhèn)的勞動力，其人力資本水平相對較低，資本密集型的第二產業(yè)和技術密集型的第三產業(yè)發(fā)展需要的勞動力受教育年限分別為10.4年和13.3年，農民工平均受教育年限為9.6年(蔡昉，2013)。產業(yè)結構調整的大背景下，其面臨的失業(yè)風險更大。與原有的城鎮(zhèn)勞動力不同，新進入城鎮(zhèn)就業(yè)的勞動力社會保障的享有率遠遠落后。《2013年全國農民工監(jiān)測調查報告》顯示，外出農民工參加失業(yè)保險的比率2008年為3.7%，2011年為8%，2013年為9.1%。失業(yè)風險對新進入城鎮(zhèn)的勞動力的消費影響較大，影響了其收入和收入預期，收入的不確定性抑制了其消費行為，且對于新進入城市的移民，暫時性收入比持久性收入對其消費決策的影響更為顯著(廖直東、宗振利，2014;譚蘇華等，2015)。影響居民消費的主要因素是其收入水平，家庭消費或儲蓄行為與終生收入水平存在很強的相關關系(Dynan et al.，2004;Carroll，2008)，加之收入不確定性引起的消費敏感性，最終形成消費水平和消費率的變動(Drakos，2002;田青，高鐵梅，2009;王克穩(wěn)等，2013;徐會奇等，2013;陳沖，2013)。因為有收入的不確定性，消費者才會對未來進行預防性儲蓄，以備“不時之需”(楊汝岱、陳斌開，2009;Chamon and Prasad，2010;何興強、史衛(wèi)，2014)。在中國明顯的二元社會結構中，城鎮(zhèn)居民和農村居民的消費約束有顯著差別：艾春榮、汪偉(2008)采用1995年-2005年省級面板數據分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)樣本支持“損失厭惡”假說，農村樣本支持流動性約束或短視行為假說;李凌、王翔(2009)采用1991年-2006年省級面板數據分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)樣本支持短視行為假說，農村樣本支持遠期流動性約束假說或“損失厭惡”假說。張邦科、鄧勝梁(2012)也采用中國省級面板數據進行檢驗，認為隨著制度的變遷，農村和城鎮(zhèn)居民消費的過度敏感性均發(fā)生變異，農村居民由流動性約束演變?yōu)槎桃曅袨椋擎?zhèn)居民由損失厭惡(或遠期流動性約束)也演變?yōu)槎桃曅袨椤１M管關于消費約束的具體結論不一致，但都說明一點：中國的城鎮(zhèn)居民和農村居民之間的消費行為有顯著差異。當大量的農村居民移民到城鎮(zhèn)生活就業(yè)之后，城鎮(zhèn)居民總體的消費約束隨之受到沖擊，整體的消費率隨之改變。

　　移民進入新的城市增加了原有的城市人口，人口規(guī)模擴張也是改變地區(qū)居民消費率的因素。雷瀟雨、龔六堂(2014)采用城市數據分析了城鎮(zhèn)化對居民消費率的影響，以城鎮(zhèn)人口衡量城鎮(zhèn)化水平，認為城鎮(zhèn)化水平提高能夠推動城市消費率的增長。新進入的人口大大增加了消費的多樣性和可能性，改變消費率和消費結構。Gleaser et al.，2001;Waldfogel，2003)等人的研究使用微觀數據說明大城市比小城市的人口多，明顯地增加了消費的多樣性和可能性。王國剛(2010)等的研究也認為城鎮(zhèn)化可以推動工業(yè)和服務業(yè)發(fā)展，從而改善消費結構、促進消費增長。不同消費層次及不同類型的消費者其商品消費分布有所差異(Ronning and Schulze，2004;Sinha，2005;Coloma，2006)。相較于本地居民，移民的消費傾向和儲蓄傾向都截然不同，加之移民原有消費習慣的存在，與本地居民形成了消費差異(Islam，2013;Gatina，2014)。移民的進入改變了原有的居民消費結構，原有的城鎮(zhèn)和農村居民的消費是存在顯著的結構性差異的(周建等，2013;王志剛、許前軍，2012;李曉楠、李銳，2013)。由于“示范效應”的作用，移民消費不僅受其自身傳統(tǒng)的消費習慣的影響，在融入城市生活的過程中，還受到周邊本地居民消費習慣的影響。移民和本地居民的消費在市民化過程中相互影響，消費習慣相互滲透。正是由于移民與本地居民之間有收入水平、收入不確定性、消費習慣等方面的差異，才會產生對地區(qū)消費的沖擊，移民和本地居民遵循各自原有的消費決策系統(tǒng)，本文從這兩類群體不同消費系統(tǒng)存在差異出發(fā)，研究人口遷移對最終會對地區(qū)的消費水平和消費傾向產生影響。

　　三、綜合兩類消費者的消費變化理論分析

　　本文所使用的居民消費、居民可支配收入、人均生產總值、城鎮(zhèn)化率等數據來自國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒》1998年-2012年各省數據和中經網統(tǒng)計數據庫，考慮到數據的一致性和可比性，使用的數據是經濟普查、人口普查后經調整的數據。儲蓄水平的數據來源于《中國金融年鑒》;人口遷移的相關數據來源于公安部的歷年《全國分縣市人口統(tǒng)計資料》及各省統(tǒng)計年鑒;就業(yè)人口數來源于歷年各省統(tǒng)計年鑒。最終獲得中國31省份15年間的省級面板數據，樣本數量為465個。對指標中個別年份的數據缺失，采用上一年份和下一年份的均值作為插值插入。研究所涉及統(tǒng)計量描述如表1所列。

　　四、人口遷移對居民消費水平的影響

　　本研究關注重點為移民對地區(qū)居民總體消費水平的影響，關鍵變量為人口遷移率Mit，分析時分別采用人口遷入率和總人口遷移率兩個指標，前者側重于當期遷入的人口比重，后者是遷入和遷出的總的人口遷移變動。Cit為i省t年的居民消費水平，指標采用居民消費水平的對數;居民的消費行為具有慣性，之前消費效用與現(xiàn)期消費效用之間具有關聯(lián)性，消費者現(xiàn)期消費效用受過去自身消費效用影響，與自身過去消費水平有關(Dynan，2000;Guarieglia and Rossi，2002)。當期消費的效用水平不僅依賴于當期消費的支出狀況，還與消費者此前的消費水平有關(Carrol and Weil，2000;Wendner，2003)。各國的學者也都對消費慣性做過不同地區(qū)、不同樣本的驗證：Carrasco， Labeaga and Lopez Salido，(2005)Browing and Collado(2007)用西班牙家庭消費調查數據驗證過消費慣性的作用，Alessie and Teppa(2010)用荷蘭家庭住戶調查的數據做過消費慣性的分析。對中國居民消費行為的研究也大量驗證了消費習慣的存在：Horioka and Wan，2007;艾春榮、汪偉，2008;雷欽禮，2009;李凌、王翔，2009;賈男等，2011;賈男等，2012;徐會奇等，2012;杭斌、閆新華，2013;杭斌，2009;杭斌，2011。為體現(xiàn)消費慣性的作用，在消費方程右側加入滯后兩期的消費項Ct-1和Ct-2。

　　除消費滯后項和遷移率外，方程右側加入Yit及其滯后一項Yi，t-1體現(xiàn)收入水平對消費的影響，收入水平指標采用城鎮(zhèn)人均可支配收入的對數。Rit為實際利率，用名義利率減去通貨膨脹率(消費價格指數減100表示)得到，名義利率來自世界銀行數據庫，是歷年人民銀行公布的一年期存款利率。基本方程表示為：

　　在消費方程的右側有滯后的消費項Ct-1和Ct-2，模型實際為動態(tài)面板模型，參考楊汝岱和姚洋(2008)等人的處理方式，為避免系數估計有偏和非一致，采用廣義矩(GMM)估計方程。在處理內生性時使用系統(tǒng)內部的工具變量，允許解釋變量的弱外生性，但不允許誤差項與解釋變量(主要是居民收入變量Yi，t)的未來實現(xiàn)值相關。所以用差分廣義矩估計(Difference GMM)的方法處理(Arellano and Bond，1991)：對水平方程(6)、(7)做一階差分，通過一階差分消除了個體固定效應的影響，得到差分方程：

　　方程的兩步差分廣義矩估計結果如表2的①、②所列。方程Wald檢驗的P值很小，方程整體顯著性良好。①列估計結果中，居民遷入率的回歸系數為2.735;②列估計結果中，總遷移率的回歸系數為1.079，均在1%水平上顯著。移民的進入對居民消費水平有一定程度的影響，不論是移民遷入還是總遷移變動，都對消費水平的提升有促進作用。

　　在差分廣義矩的估計結果中，上期消費Ct-1對當期消費有顯著作用，體現(xiàn)了消費慣性的深刻影響，但這種慣性并不具有長期性質，因為Ct-2的回歸系數結果并不能認為前兩期的消費對當期消費有影響，人們“今天”的消費行為更多顧慮“昨天”的消費情況，而不在意“前天”的消費過往。當期收入Yit和利率Rit對當期消費的影響也很顯著：收入增加，消費則會增加;利率提升，消費則會減少，符合經濟人行為。

　　加入了各控制變量滯后的差分廣義矩估計結果如③、④所列，遷入率和總遷移率Mit的回歸系數顯著性沒有太大變化，但收入Yit和利率Rit的回歸系數不顯著，收入不確定性Xit和就業(yè)率Eit的回歸系數在5%的水平上顯著。收入不確定性Xit的回歸系數分別為-0.395和-0.339，如此前的理論分析預期一致：收入不確定產生預防性儲蓄，減少居民消費。就業(yè)率Eit的回歸系數分別為0.792和0.741，對消費水平呈促進作用：地區(qū)就業(yè)狀況決定了居民的勞動收入，勞動收入是居民收入的主要構成，就業(yè)率提升居民的收入差距減小、收入水平提高，進而促進居民消費。

　　對變量進行差分會導致信息遺失，且因為居民消費行為具有一定的慣性，在消費變量的序列Ci，t上具有明顯的持續(xù)性，則的相關性很弱，導致弱工具變量的問題，從而影響估計結果的漸近有效性。因此考慮增加一組滯后差分變量作為水平方程被解釋變量滯后項Ci，t-1的工具變量，相對而言，是一個好的工具變量，滿足：，即為系統(tǒng)廣義矩估計(System GMM)(Arellano and Bond，1995;Blundell和Bond，1998)。系統(tǒng)廣義矩估計綜合利用差分和水平方程中的矩條件，校正了固定效應估計在有限樣本中的偏差，不容易受弱工具變量影響，有更好的小樣本性質，也更適合于非平穩(wěn)序列。本文采用的數據有31個橫截面單位，并且居民消費變量Ci，t和人均可支配收入Yi，t都具有明顯的時間慣性，采用系統(tǒng)廣義矩方法再次估計基本方程(6)。

　　方程的系統(tǒng)廣義矩估計結果如表2的⑤、⑥所列。方程Wald檢驗結果P=0.000顯示方程整體顯著性良好。⑤列估計結果中，居民遷入率對消費水平的回歸系數為1.079;⑥列估計結果中，總遷移率的回歸系數為0.647，均在5%水平上顯著，顯著性比差分廣義矩估計結果更強。兩種估計結果都表明：移民現(xiàn)象是促進當地居民消費水平提升的。其它各解釋變量的系統(tǒng)廣義矩估計結果與差分廣義矩估計結果類似，且回歸系數數值差異不大。有所不同的是收入滯后項Yi，t-1在系統(tǒng)廣義矩估計中系數顯著，為負值。

　　上述的動態(tài)面板估計采用了大量的工具變量，需要驗證工具變量的有效性。各矩估計的Hansen檢驗P值均在0.9以上，工具變量使用是有效的。②且各工具變量子集的差分Hansen檢驗的P值較大，均接受“工具變量子集為外生變量”的原假設，也說明了工具變量的有效性。另外需要檢驗的是εit是否存在序列相關，經過差分變換后的殘差一定會產生一階序列相關，但如果不存在二階序列相關則可以認為εit不存在序列相關。檢驗差分轉換方程的殘差序列相關性，各方程估計的一階序列相關AR(1)的Z值均在1%水平上顯著，二階序列相關AR(2)的Z值均不顯著，差分后的殘差只存在一階序列相關而不存在二階序列相關，由此可以認為原模型的誤差項不存在顯著的序列相關。

　　其中，居民儲蓄率Sit用居民貨幣儲蓄余額/地區(qū)生產總值表示;Git是地區(qū)的經濟發(fā)展水平，用人均GDP對數表示。在消費傾向的方程右側仍加入了消費傾向滯后項CTi，t-1和CTi，t-2，表示消費率的慣性作用，易行健、楊碧云(2015)葉德珠等(2012)對世界各國居民消費率決定因素進行比較研究，認為結論居民消費率具有較強慣性，文化是影響消費率的重要因素。在方程右側加入儲蓄率Sit及其滯后項Si，t-1以探究國民儲蓄率的變化對消費傾向的影響。對方程采用兩步差分廣義矩估計，結果如表X所列，方程的Wald檢驗P值均顯示方程聯(lián)合顯著。AR(1)的Z值在5%水平上顯著，AR(2)Z值均不顯著，可認為方程誤差項不存在顯著的序列相關。Hansen檢驗及工具變量子集的差分Hansen檢驗結果均顯示工具變量的使用有效。

　　居民遷入率和總遷移率對居民消費傾向都具有正向作用，回歸系數分別為0.207和0.683，在10%水平上顯著。移民行為通過改變原有的消費結構和消費方式，增加了消費多樣性，從而改變了居民的消費傾向。此外，滯后一期的消費傾向CTi，t-1系數分別為0.589和0.584，均在1%水平上顯著，居民消費慣性明顯。居民當期儲蓄情況與當期的消費傾向密切相關，但過去的儲蓄并未表現(xiàn)出顯著作用。以人均GDP表示的經濟發(fā)展水平也是影響居民消費的重要因素，Git在兩個方程中的回歸系數為0.028和0.026，經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，居民消費所面臨的收入約束和流動性約束較小，其消費傾向更大。

　　六、總結分析

　　人口遷移產生了新進入的移民，一個地方的人口遷出意味著另一個地方的人口遷入，中國國內的移民主要是農村人口遷入城鎮(zhèn)，即人口城鎮(zhèn)化、市民化。市民化的深層含義在于生產方式非農化和生活方式市民化，生產方式非農化意味著從鄉(xiāng)至城的移民其收入將主要以工資性收入為主，生活方式市民化意味著消費結構轉變和消費內容更為豐富。大量的農村居民進入城鎮(zhèn)工作生活，在“示范效應”的作用下，他們的消費習慣就會慢慢與城鎮(zhèn)居民趨同。原來的農村居民消費主要集中在基礎性消費層面，包括食品、衣著、居住和交通通訊支出，基礎性消費所占消費支出的比重遠大于城鎮(zhèn)居民的比重。2013年，農村居民家庭人均食品、衣著、居住的消費支出占總消費支出的63%;相較而言，城鎮(zhèn)居民的這三項消費支出僅占總消費支出的35%。相較于農村消費支出的集中，城鎮(zhèn)消費支出具有明顯的便利性和多樣性，完善的基礎設施、便利的購物場所和豐富的消費項目，使城鎮(zhèn)居民的消費有了更多選擇，也更傾向于消費。進入城鎮(zhèn)之后的移民，其原有的消費結構發(fā)生改變，城鎮(zhèn)居民的消費方式、消費習慣都會潛移默化地對新進入的移民產生影響。移民開始購買此前未使用過或更高檔的商品，增加了消費支出，使城鎮(zhèn)總體的消費需求增加。在前文的消費水平回歸方程中，居民遷入率的回歸系數在不同顯著性水平上均為正值，移民的進入對消費水平的提升有促進作用。另一方面，移民新增的消費項目增加了消費支出的同時，也在改變其原有消費結構，食品類消費支出所占比重不斷下降，而文娛休閑類消費比重上升，由溫飽型消費向注重生活質量提高的方面發(fā)展。

　　移民進入新的城鎮(zhèn)之后首要獲取的是就業(yè)機會，才能獲得收入以維持城鎮(zhèn)生活。在新地區(qū)所得收入高于在原地區(qū)的收入，經濟因素是促使人口遷移最根本的原因。城鎮(zhèn)的務工所得的工資性收入高于原來在農村務農所得收入，促使勞動力從農村進入城鎮(zhèn);有更好的就業(yè)機會獲取更高收入，促使勞動力在不同地區(qū)的城鎮(zhèn)之間流動。正因可預期遷移之后可獲得更高的收入，才會最終實現(xiàn)移民。在前文消費基本方程的估計中，收入的回歸系數顯著為正，表現(xiàn)出對消費的促進作用。中國經濟社會各領域不斷深化改革，社會保障制度在建設完善過程中，消費者一般很難預測遠期的未來收入情況，制定消費決策時，常依據可預期的近期收入。未來的預期收入是提升的，否則消費者不會選擇移民，當消費者預測移民后的收入水平提升，其消費水平也會提升。

　　移民的預期收入提高，相應地也預期到未來收入不確定性也在增加。相較熟悉本地經濟社會的本地居民，新進入的移民可能會面臨更多的失業(yè)風險，致使移民面對的收入不確定性更為深刻，收入不確定性又會限制其消費行為。在消費傾向方程的估計中，收入不確定項的回歸系數為-0.177和-0.184，對消費傾向有抑制作用。從鄉(xiāng)入城的移民是城鎮(zhèn)產業(yè)大軍的重要組成部分，大多處于城鎮(zhèn)勞動力市場的邊緣和城鎮(zhèn)職業(yè)梯隊的底端，職業(yè)流動頻繁，就業(yè)穩(wěn)定性差，工資收入處于城鎮(zhèn)勞動收入的低層，面對未來收入的不確定性，加上社會保障制度的相對滯后，低收入群體會增加其預防性儲蓄。在消費傾向的方程中，儲蓄率回歸系數為-0.082和-0.09，對消費傾向存在顯著負向影響。西方消費者在面臨收入不確定時，常借助外部的信貸市場解決消費約束問題。中國人傳統(tǒng)的消費觀使其在面臨不確定時更多選擇增加預防性儲蓄，因此預防性儲蓄在居民收入支配中占相當大比重，消費者期望依靠自身的積蓄應對各種各樣的風險，包括城鎮(zhèn)的醫(yī)療、教育及住房等可能需要的大筆支出。