人口遷移對居民消費影響分析

　　摘 要：大量從農村遷往城鎮、城鎮之間遷移的人口，必然會對地區的就業、工資收入產生影響，從而影響城鎮居民消費。本文圍繞此觀點，從就業、收入及其不確定性等角度分析人口遷移對城鎮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。

　　本文源自商場現代化2020年21期《商場現代化》雜志(原名：商業科技)主要探討國內外現代商業管理經驗和介紹現代科技在商業營銷管理中的應用，并且刊發精選的國內外現代商業流通領域理論研究成果與現代貿易經濟理論的科研論文。其嚴格化，標準化及性在業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式微。大量農村剩余勞動力遷移到城鎮工作，也有大量城鎮人口在不同地區之間實現遷移，其中有經濟或家庭的各類因素，但引導人口最終實現遷移的主要因素是就業。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，中國的城鎮化率為從43%上升至55%，城鎮化率每提高一個百分點意味著城鎮人口增加1588萬人，絕大部分為農村遷入城鎮的人口。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的移民群體，在市民化進程中會融入到城鎮的消費系統中，最終使得城鎮總體的消費狀態發生改變。2014年我國城鎮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的移民在不同時間段對消費的影響程度：每增加1個城鎮人口對城鎮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，隨著城鎮化的深入發展，對消費的拉動作用越來越大，新增城鎮人口每年將形成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之間、城鎮之間的遷徙人口，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原有的消費狀態，而提高居民消費，擴大內需是實現經濟持續健康發展，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而實現遷徙，主要構成是遷移就業的勞動力。從農村遷移到城鎮的勞動力人口實現就業后，其個人或帶動家屬一同隨遷，成為在就業所在地的移民。中國的移民現象可體現在人口城鎮化和市民化進程中，大量的農村人口進入城鎮后，改變了原有地區總產出和總消費，人口城鎮化引導消費需求，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，因其就業面臨不穩定性和失業風險更高(張華初、劉勝藍，2015)，許多移民都是農村轉移到城鎮的勞動力，其人力資本水平相對較低，資本密集型的第二產業和技術密集型的第三產業發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)。產業結構調整的大背景下，其面臨的失業風險更大。與原有的城鎮勞動力不同，新進入城鎮就業的勞動力社會保障的享有率遠遠落后。《2013年全國農民工監測調查報告》顯示，外出農民工參加失業保險的比率2008年為3.7%，2011年為8%，2013年為9.1%。失業風險對新進入城鎮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，2014)。在中國明顯的二元社會結構中，城鎮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現，城鎮樣本支持“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現，城鎮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，農村和城鎮居民消費的過度敏感性均發生變異，農村居民由流動性約束演變為短視行為，城鎮居民由損失厭惡(或遠期流動性約束)也演變為短視行為。盡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生活就業之后，城鎮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，人口規模擴張也是改變地區居民消費率的因素。雷瀟雨、龔六堂(2014)采用城市數據分析了城鎮化對居民消費率的影響，以城鎮人口衡量城鎮化水平，認為城鎮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化可以推動工業和服務業發展，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，本文從這兩類群體不同消費系統存在差異出發，研究人口遷移對最終會對地區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、城鎮化率等數據來自國家統計局《中國統計年鑒》1998年-2012年各省數據和中經網統計數據庫，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《全國分縣市人口統計資料》及各省統計年鑒;就業人口數來源于歷年各省統計年鑒。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，之前消費效用與現期消費效用之間具有關聯性，消費者現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、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體現收入水平對消費的影響，收入水平指標采用城鎮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：地區就業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：，即為系統廣義矩估計(System GMM)(Arellano and Bond，1995;Blundell和Bond，1998)。系統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，采用系統廣義矩方法再次估計基本方程(6)。

　　方程的系統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在系統廣義矩估計中系數顯著，為負值。

　　上述的動態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/地區生產總值表示;Git是地區的經濟發展水平，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出顯著作用。以人均GDP表示的經濟發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，經濟發展水平較高的地區，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，即人口城鎮化、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，使城鎮居民的消費有了更多選擇，也更傾向于消費。進入城鎮之后的移民，其原有的消費結構發生改變，城鎮居民的消費方式、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展。

　　移民進入新的城鎮之后首要獲取的是就業機會，才能獲得收入以維持城鎮生活。在新地區所得收入高于在原地區的收入，經濟因素是促使人口遷移最根本的原因。城鎮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;有更好的就業機會獲取更高收入，促使勞動力在不同地區的城鎮之間流動。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。從鄉入城的移民是城鎮產業大軍的重要組成部分，大多處于城鎮勞動力市場的邊緣和城鎮職業梯隊的底端，職業流動頻繁，就業穩定性差，工資收入處于城鎮勞動收入的低層，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，包括城鎮的醫療、教育及住房等可能需要的大筆支出。