人口迁移对居民消费影响分析

　　摘 要：大量从农村迁往城镇、城镇之间迁移的人口，必然会对地区的就业、工资收入产生影响，从而影响城镇居民消费。本文围绕此观点，从就业、收入及其不确定性等角度分析人口迁移对城镇居民消费水平和消费倾向的影响。通过对面板数据分析，认为不论是移民迁入率还是总迁移率变动，都对消费水平的提升有促进作用，因为人口迁移增加了消费的多样性;人口迁移也提高了城镇居民消费倾向，预期收入提高和示范效应都会刺激消费倾向。

　　本文源自商场现代化2020年21期《商场现代化》杂志(原名：商业科技)主要探讨国内外现代商业管理经验和介绍现代科技在商业营销管理中的应用，并且刊发精选的国内外现代商业流通领域理论研究成果与现代贸易经济理论的科研论文。其严格化，标准化及性在业界均享有显著的声誉和地位。

　　关键词：人口迁移;居民消费;收入不确定性

　　一、引言

　　随着户籍制度逐步改革，中国人口迁移受到的制度约束愈发式微。大量农村剩余劳动力迁移到城镇工作，也有大量城镇人口在不同地区之间实现迁移，其中有经济或家庭的各类因素，但引导人口最终实现迁移的主要因素是就业。当劳动力在新的迁入地有更好的劳动收入预期，才会促使劳动力个体及家庭做出迁移决策。2005年-2014年的十年间，中国的城镇化率为从43%上升至55%，城镇化率每提高一个百分点意味着城镇人口增加1588万人，绝大部分为农村迁入城镇的人口。新迁入的移民必然改变本地原有的消费水平和居民消费倾向，尤其是从农村迁移到城镇的移民群体，在市民化进程中会融入到城镇的消费系统中，最终使得城镇总体的消费状态发生改变。2014年我国城镇居民人均可支配收入28844元，人均消费支出19968元;农村居民人均可支配收入14489元，人均消费支出8383元。城乡居民收入和消费支出都存在明显差异，人口迁移带动的消费增加将有效扩大内需。有课题组(2013)曾测算由农村迁入城镇的移民在不同时间段对消费的影响程度：每增加1个城镇人口对城镇居民消费的拉动作用分别是：1978年-2011年年均1.9万元，1992年-2011年年均2.3万元，1998年-2011年年均2.7万元，随着城镇化的深入发展，对消费的拉动作用越来越大，新增城镇人口每年将形成3800亿元-5400亿元的消费需求。中国有大量游走于或迁移于城乡之间、城镇之间的迁徙人口，探究人口迁移对当地居民消费的影响是有重要意义的，因为庞大的移民群体一直在改变着地区原有的消费状态，而提高居民消费，扩大内需是实现经济持续健康发展，转变经济增长方式的有效驱动。

　　二、文献综述

　　中国省际间的移民几乎都是因就业而实现迁徙，主要构成是迁移就业的劳动力。从农村迁移到城镇的劳动力人口实现就业后，其个人或带动家属一同随迁，成为在就业所在地的移民。中国的移民现象可体现在人口城镇化和市民化进程中，大量的农村人口进入城镇后，改变了原有地区总产出和总消费，人口城镇化引导消费需求，扩大投资(辜胜阻，2010;陈忠斌、蔡东汉，2011)。万勇(2012)进一步将人口城镇化、市民化驱动居民消费需求的作用分解成結构效应、交易效应、保障效应和收入效应。移民比本地市民具有更明显的收入不确定性，因其就业面临不稳定性和失业风险更高(张华初、刘胜蓝，2015)，许多移民都是农村转移到城镇的劳动力，其人力资本水平相对较低，资本密集型的第二产业和技术密集型的第三产业发展需要的劳动力受教育年限分别为10.4年和13.3年，农民工平均受教育年限为9.6年(蔡昉，2013)。产业结构调整的大背景下，其面临的失业风险更大。与原有的城镇劳动力不同，新进入城镇就业的劳动力社会保障的享有率远远落后。《2013年全国农民工监测调查报告》显示，外出农民工参加失业保险的比率2008年为3.7%，2011年为8%，2013年为9.1%。失业风险对新进入城镇的劳动力的消费影响较大，影响了其收入和收入预期，收入的不确定性抑制了其消费行为，且对于新进入城市的移民，暂时性收入比持久性收入对其消费决策的影响更为显著(廖直东、宗振利，2014;谭苏华等，2015)。影响居民消费的主要因素是其收入水平，家庭消费或储蓄行为与终生收入水平存在很强的相关关系(Dynan et al.，2004;Carroll，2008)，加之收入不确定性引起的消费敏感性，最终形成消费水平和消费率的变动(Drakos，2002;田青，高铁梅，2009;王克稳等，2013;徐会奇等，2013;陈冲，2013)。因为有收入的不确定性，消费者才会对未来进行预防性储蓄，以备“不时之需”(杨汝岱、陈斌开，2009;Chamon and Prasad，2010;何兴强、史卫，2014)。在中国明显的二元社会结构中，城镇居民和农村居民的消费约束有显著差别：艾春荣、汪伟(2008)采用1995年-2005年省级面板数据分析发现，城镇样本支持“损失厌恶”假说，农村样本支持流动性约束或短视行为假说;李凌、王翔(2009)采用1991年-2006年省级面板数据分析发现，城镇样本支持短视行为假说，农村样本支持远期流动性约束假说或“损失厌恶”假说。张邦科、邓胜梁(2012)也采用中国省级面板数据进行检验，认为随着制度的变迁，农村和城镇居民消费的过度敏感性均发生变异，农村居民由流动性约束演变为短视行为，城镇居民由损失厌恶(或远期流动性约束)也演变为短视行为。尽管关于消费约束的具体结论不一致，但都说明一点：中国的城镇居民和农村居民之间的消费行为有显著差异。当大量的农村居民移民到城镇生活就业之后，城镇居民总体的消费约束随之受到冲击，整体的消费率随之改变。

　　移民进入新的城市增加了原有的城市人口，人口规模扩张也是改变地区居民消费率的因素。雷潇雨、龚六堂(2014)采用城市数据分析了城镇化对居民消费率的影响，以城镇人口衡量城镇化水平，认为城镇化水平提高能够推动城市消费率的增长。新进入的人口大大增加了消费的多样性和可能性，改变消费率和消费结构。Gleaser et al.，2001;Waldfogel，2003)等人的研究使用微观数据说明大城市比小城市的人口多，明显地增加了消费的多样性和可能性。王国刚(2010)等的研究也认为城镇化可以推动工业和服务业发展，从而改善消费结构、促进消费增长。不同消费层次及不同类型的消费者其商品消费分布有所差异(Ronning and Schulze，2004;Sinha，2005;Coloma，2006)。相较于本地居民，移民的消费倾向和储蓄倾向都截然不同，加之移民原有消费习惯的存在，与本地居民形成了消费差异(Islam，2013;Gatina，2014)。移民的进入改变了原有的居民消费结构，原有的城镇和农村居民的消费是存在显著的结构性差异的(周建等，2013;王志刚、许前军，2012;李晓楠、李锐，2013)。由于“示范效应”的作用，移民消费不仅受其自身传统的消费习惯的影响，在融入城市生活的过程中，还受到周边本地居民消费习惯的影响。移民和本地居民的消费在市民化过程中相互影响，消费习惯相互渗透。正是由于移民与本地居民之间有收入水平、收入不确定性、消费习惯等方面的差异，才会产生对地区消费的冲击，移民和本地居民遵循各自原有的消费决策系统，本文从这两类群体不同消费系统存在差异出发，研究人口迁移对最终会对地区的消费水平和消费倾向产生影响。

　　三、综合两类消费者的消费变化理论分析

　　本文所使用的居民消费、居民可支配收入、人均生产总值、城镇化率等数据来自国家统计局《中国统计年鉴》1998年-2012年各省数据和中经网统计数据库，考虑到数据的一致性和可比性，使用的数据是经济普查、人口普查后经调整的数据。储蓄水平的数据来源于《中国金融年鉴》;人口迁移的相关数据来源于公安部的历年《全国分县市人口统计资料》及各省统计年鉴;就业人口数来源于历年各省统计年鉴。最终获得中国31省份15年间的省级面板数据，样本数量为465个。对指标中个别年份的数据缺失，采用上一年份和下一年份的均值作为插值插入。研究所涉及统计量描述如表1所列。

　　四、人口迁移对居民消费水平的影响

　　本研究关注重点为移民对地区居民总体消费水平的影响，关键变量为人口迁移率Mit，分析时分别采用人口迁入率和总人口迁移率两个指标，前者侧重于当期迁入的人口比重，后者是迁入和迁出的总的人口迁移变动。Cit为i省t年的居民消费水平，指标采用居民消费水平的对数;居民的消费行为具有惯性，之前消费效用与现期消费效用之间具有关联性，消费者现期消费效用受过去自身消费效用影响，与自身过去消费水平有关(Dynan，2000;Guarieglia and Rossi，2002)。当期消费的效用水平不仅依赖于当期消费的支出状况，还与消费者此前的消费水平有关(Carrol and Weil，2000;Wendner，2003)。各国的学者也都对消费惯性做过不同地区、不同样本的验证：Carrasco， Labeaga and Lopez Salido，(2005)Browing and Collado(2007)用西班牙家庭消费调查数据验证过消费惯性的作用，Alessie and Teppa(2010)用荷兰家庭住户调查的数据做过消费惯性的分析。对中国居民消费行为的研究也大量验证了消费习惯的存在：Horioka and Wan，2007;艾春荣、汪伟，2008;雷钦礼，2009;李凌、王翔，2009;贾男等，2011;贾男等，2012;徐会奇等，2012;杭斌、闫新华，2013;杭斌，2009;杭斌，2011。为体现消费惯性的作用，在消费方程右侧加入滞后两期的消费项Ct-1和Ct-2。

　　除消费滞后项和迁移率外，方程右侧加入Yit及其滞后一项Yi，t-1体现收入水平对消费的影响，收入水平指标采用城镇人均可支配收入的对数。Rit为实际利率，用名义利率减去通货膨胀率(消费价格指数减100表示)得到，名义利率来自世界银行数据库，是历年人民银行公布的一年期存款利率。基本方程表示为：

　　在消费方程的右侧有滞后的消费项Ct-1和Ct-2，模型实际为动态面板模型，参考杨汝岱和姚洋(2008)等人的处理方式，为避免系数估计有偏和非一致，采用广义矩(GMM)估计方程。在处理内生性时使用系统内部的工具变量，允许解释变量的弱外生性，但不允许误差项与解释变量(主要是居民收入变量Yi，t)的未来实现值相关。所以用差分广义矩估计(Difference GMM)的方法处理(Arellano and Bond，1991)：对水平方程(6)、(7)做一阶差分，通过一阶差分消除了个体固定效应的影响，得到差分方程：

　　方程的两步差分广义矩估计结果如表2的①、②所列。方程Wald检验的P值很小，方程整体显著性良好。①列估计结果中，居民迁入率的回归系数为2.735;②列估计结果中，总迁移率的回归系数为1.079，均在1%水平上显著。移民的进入对居民消费水平有一定程度的影响，不论是移民迁入还是总迁移变动，都对消费水平的提升有促进作用。

　　在差分广义矩的估计结果中，上期消费Ct-1对当期消费有显著作用，体现了消费惯性的深刻影响，但这种惯性并不具有长期性质，因为Ct-2的回归系数结果并不能认为前两期的消费对当期消费有影响，人们“今天”的消费行为更多顾虑“昨天”的消费情况，而不在意“前天”的消费过往。当期收入Yit和利率Rit对当期消费的影响也很显著：收入增加，消费则会增加;利率提升，消费则会减少，符合经济人行为。

　　加入了各控制变量滞后的差分广义矩估计结果如③、④所列，迁入率和总迁移率Mit的回归系数显著性没有太大变化，但收入Yit和利率Rit的回归系数不显著，收入不确定性Xit和就业率Eit的回归系数在5%的水平上显著。收入不确定性Xit的回归系数分别为-0.395和-0.339，如此前的理论分析预期一致：收入不確定产生预防性储蓄，减少居民消费。就业率Eit的回归系数分别为0.792和0.741，对消费水平呈促进作用：地区就业状况决定了居民的劳动收入，劳动收入是居民收入的主要构成，就业率提升居民的收入差距减小、收入水平提高，进而促进居民消费。

　　对变量进行差分会导致信息遗失，且因为居民消费行为具有一定的惯性，在消费变量的序列Ci，t上具有明显的持续性，则的相关性很弱，导致弱工具变量的问题，从而影响估计结果的渐近有效性。因此考虑增加一组滞后差分变量作为水平方程被解释变量滞后项Ci，t-1的工具变量，相对而言，是一个好的工具变量，满足：，即为系统广义矩估计(System GMM)(Arellano and Bond，1995;Blundell和Bond，1998)。系统广义矩估计综合利用差分和水平方程中的矩条件，校正了固定效应估计在有限样本中的偏差，不容易受弱工具变量影响，有更好的小样本性质，也更适合于非平稳序列。本文采用的数据有31个横截面单位，并且居民消费变量Ci，t和人均可支配收入Yi，t都具有明显的时间惯性，采用系统广义矩方法再次估计基本方程(6)。

　　方程的系统广义矩估计结果如表2的⑤、⑥所列。方程Wald检验结果P=0.000显示方程整体显著性良好。⑤列估计结果中，居民迁入率对消费水平的回归系数为1.079;⑥列估计结果中，总迁移率的回归系数为0.647，均在5%水平上显著，显著性比差分广义矩估计结果更强。两种估计结果都表明：移民现象是促进当地居民消费水平提升的。其它各解释变量的系统广义矩估计结果与差分广义矩估计结果类似，且回归系数数值差异不大。有所不同的是收入滞后项Yi，t-1在系统广义矩估计中系数显著，为负值。

　　上述的动态面板估计采用了大量的工具变量，需要验证工具变量的有效性。各矩估计的Hansen检验P值均在0.9以上，工具变量使用是有效的。②且各工具变量子集的差分Hansen检验的P值较大，均接受“工具变量子集为外生变量”的原假设，也说明了工具变量的有效性。另外需要检验的是εit是否存在序列相关，经过差分变换后的残差一定会产生一阶序列相关，但如果不存在二阶序列相关则可以认为εit不存在序列相关。检验差分转换方程的残差序列相关性，各方程估计的一阶序列相关AR(1)的Z值均在1%水平上显著，二阶序列相关AR(2)的Z值均不显著，差分后的残差只存在一阶序列相关而不存在二阶序列相关，由此可以认为原模型的误差项不存在显著的序列相关。

　　其中，居民储蓄率Sit用居民货币储蓄余额/地区生产总值表示;Git是地区的经济发展水平，用人均GDP对数表示。在消费倾向的方程右侧仍加入了消费倾向滞后项CTi，t-1和CTi，t-2，表示消费率的惯性作用，易行健、杨碧云(2015)叶德珠等(2012)对世界各国居民消费率决定因素进行比较研究，认为结论居民消费率具有较强惯性，文化是影响消费率的重要因素。在方程右侧加入储蓄率Sit及其滞后项Si，t-1以探究国民储蓄率的变化对消费倾向的影响。对方程采用两步差分广义矩估计，结果如表X所列，方程的Wald检验P值均显示方程联合显著。AR(1)的Z值在5%水平上显著，AR(2)Z值均不显著，可认为方程误差项不存在显著的序列相关。Hansen检验及工具变量子集的差分Hansen检验结果均显示工具变量的使用有效。

　　居民迁入率和总迁移率对居民消费倾向都具有正向作用，回归系数分别为0.207和0.683，在10%水平上显著。移民行为通过改变原有的消费结构和消费方式，增加了消费多样性，从而改变了居民的消费倾向。此外，滞后一期的消费倾向CTi，t-1系数分别为0.589和0.584，均在1%水平上显著，居民消费惯性明显。居民当期储蓄情况与当期的消费倾向密切相关，但过去的储蓄并未表现出显著作用。以人均GDP表示的经济发展水平也是影响居民消费的重要因素，Git在两个方程中的回归系数为0.028和0.026，经济发展水平较高的地区，居民消费所面临的收入约束和流动性约束较小，其消费倾向更大。

　　六、总结分析

　　人口迁移产生了新进入的移民，一个地方的人口迁出意味着另一个地方的人口迁入，中国国内的移民主要是农村人口迁入城镇，即人口城镇化、市民化。市民化的深层含义在于生产方式非农化和生活方式市民化，生产方式非农化意味着从乡至城的移民其收入将主要以工资性收入为主，生活方式市民化意味着消费结构转变和消费内容更为丰富。大量的农村居民进入城镇工作生活，在“示范效应”的作用下，他们的消费习惯就会慢慢与城镇居民趋同。原来的农村居民消费主要集中在基础性消费层面，包括食品、衣着、居住和交通通讯支出，基础性消费所占消费支出的比重远大于城镇居民的比重。2013年，农村居民家庭人均食品、衣着、居住的消费支出占总消费支出的63%;相较而言，城镇居民的这三项消费支出仅占总消费支出的35%。相较于农村消费支出的集中，城镇消费支出具有明显的便利性和多样性，完善的基础设施、便利的购物场所和丰富的消费项目，使城镇居民的消费有了更多选择，也更倾向于消费。进入城镇之后的移民，其原有的消费结构发生改变，城镇居民的消费方式、消费习惯都会潜移默化地对新进入的移民产生影响。移民开始购买此前未使用过或更高档的商品，增加了消费支出，使城镇总体的消费需求增加。在前文的消费水平回归方程中，居民迁入率的回归系数在不同显著性水平上均为正值，移民的进入对消费水平的提升有促进作用。另一方面，移民新增的消费项目增加了消费支出的同时，也在改变其原有消费结构，食品类消费支出所占比重不断下降，而文娱休闲类消费比重上升，由温饱型消费向注重生活质量提高的方面发展。

　　移民进入新的城镇之后首要获取的是就业机会，才能获得收入以维持城镇生活。在新地区所得收入高于在原地区的收入，经济因素是促使人口迁移最根本的原因。城镇的务工所得的工资性收入高于原来在农村务农所得收入，促使劳动力从农村进入城镇;有更好的就业机会获取更高收入，促使劳动力在不同地区的城鎮之间流动。正因可预期迁移之后可获得更高的收入，才会最终实现移民。在前文消费基本方程的估计中，收入的回归系数显著为正，表现出对消费的促进作用。中国经济社会各领域不断深化改革，社会保障制度在建设完善过程中，消费者一般很难预测远期的未来收入情况，制定消费决策时，常依据可预期的近期收入。未来的预期收入是提升的，否则消费者不会选择移民，当消费者预测移民后的收入水平提升，其消费水平也会提升。

　　移民的预期收入提高，相应地也预期到未来收入不确定性也在增加。相较熟悉本地经济社会的本地居民，新进入的移民可能会面临更多的失业风险，致使移民面对的收入不确定性更为深刻，收入不确定性又会限制其消费行为。在消费倾向方程的估计中，收入不确定项的回归系数为-0.177和-0.184，对消费倾向有抑制作用。从乡入城的移民是城镇产业大军的重要组成部分，大多处于城镇劳动力市场的边缘和城镇职业梯队的底端，职业流动频繁，就业稳定性差，工资收入处于城镇劳动收入的低层，面对未来收入的不确定性，加上社会保障制度的相对滞后，低收入群体会增加其预防性储蓄。在消费倾向的方程中，储蓄率回归系数为-0.082和-0.09，对消费倾向存在显著负向影响。西方消费者在面临收入不确定时，常借助外部的信贷市场解决消费约束问题。中国人传统的消费观使其在面临不确定时更多选择增加预防性储蓄，因此预防性储蓄在居民收入支配中占相当大比重，消费者期望依靠自身的积蓄应对各种各样的风险，包括城镇的医疗、教育及住房等可能需要的大笔支出。