人口遷移對(duì)居民消費(fèi)影響分析

　　摘 要：大量從農(nóng)村遷往城鎮(zhèn)、城鎮(zhèn)之間遷移的人口，必然會(huì)對(duì)地區(qū)的就業(yè)、工資收入產(chǎn)生影響，從而影響城鎮(zhèn)居民消費(fèi)。本文圍繞此觀點(diǎn)，從就業(yè)、收入及其不確定性等角度分析人口遷移對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平和消費(fèi)傾向的影響。通過對(duì)面板數(shù)據(jù)分析，認(rèn)為不論是移民遷入率還是總遷移率變動(dòng)，都對(duì)消費(fèi)水平的提升有促進(jìn)作用，因?yàn)槿丝谶w移增加了消費(fèi)的多樣性;人口遷移也提高了城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向，預(yù)期收入提高和示范效應(yīng)都會(huì)刺激消費(fèi)傾向。

　　本文源自商場(chǎng)現(xiàn)代化2020年21期《商場(chǎng)現(xiàn)代化》雜志(原名：商業(yè)科技)主要探討國內(nèi)外現(xiàn)代商業(yè)管理經(jīng)驗(yàn)和介紹現(xiàn)代科技在商業(yè)營銷管理中的應(yīng)用，并且刊發(fā)精選的國內(nèi)外現(xiàn)代商業(yè)流通領(lǐng)域理論研究成果與現(xiàn)代貿(mào)易經(jīng)濟(jì)理論的科研論文。其嚴(yán)格化，標(biāo)準(zhǔn)化及性在業(yè)界均享有顯著的聲譽(yù)和地位。

　　關(guān)鍵詞：人口遷移;居民消費(fèi);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(nóng)村剩余勞動(dòng)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(shí)現(xiàn)遷移，其中有經(jīng)濟(jì)或家庭的各類因素，但引導(dǎo)人口最終實(shí)現(xiàn)遷移的主要因素是就業(yè)。當(dāng)勞動(dòng)力在新的遷入地有更好的勞動(dòng)收入預(yù)期，才會(huì)促使勞動(dòng)力個(gè)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(gè)百分點(diǎn)意味著城鎮(zhèn)人口增加1588萬人，絕大部分為農(nóng)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(fèi)水平和居民消費(fèi)傾向，尤其是從農(nóng)村遷移到城鎮(zhèn)的移民群體，在市民化進(jìn)程中會(huì)融入到城鎮(zhèn)的消費(fèi)系統(tǒng)中，最終使得城鎮(zhèn)總體的消費(fèi)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(fèi)支出19968元;農(nóng)村居民人均可支配收入14489元，人均消費(fèi)支出8383元。城鄉(xiāng)居民收入和消費(fèi)支出都存在明顯差異，人口遷移帶動(dòng)的消費(fèi)增加將有效擴(kuò)大內(nèi)需。有課題組(2013)曾測(cè)算由農(nóng)村遷入城鎮(zhèn)的移民在不同時(shí)間段對(duì)消費(fèi)的影響程度：每增加1個(gè)城鎮(zhèn)人口對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的拉動(dòng)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(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)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(fèi)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(duì)當(dāng)?shù)鼐用裣M(fèi)的影響是有重要意義的，因?yàn)辇嫶蟮囊泼袢后w一直在改變著地區(qū)原有的消費(fèi)狀態(tài)，而提高居民消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的有效驅(qū)動(dòng)。

　　二、文獻(xiàn)綜述

　　中國省際間的移民幾乎都是因就業(yè)而實(shí)現(xiàn)遷徙，主要構(gòu)成是遷移就業(yè)的勞動(dòng)力。從農(nóng)村遷移到城鎮(zhèn)的勞動(dòng)力人口實(shí)現(xiàn)就業(yè)后，其個(gè)人或帶動(dòng)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(jìn)程中，大量的農(nóng)村人口進(jìn)入城鎮(zhèn)后，改變了原有地區(qū)總產(chǎn)出和總消費(fèi)，人口城鎮(zhèn)化引導(dǎo)消費(fèi)需求，擴(kuò)大投資(辜勝阻，2010;陳忠斌、蔡?hào)|漢，2011)。萬勇(2012)進(jìn)一步將人口城鎮(zhèn)化、市民化驅(qū)動(dòng)居民消費(fèi)需求的作用分解成結(jié)構(gòu)效應(yīng)、交易效應(yīng)、保障效應(yīng)和收入效應(yīng)。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(fēng)險(xiǎn)更高(張華初、劉勝藍(lán)，2015)，許多移民都是農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)的勞動(dòng)力，其人力資本水平相對(duì)較低，資本密集型的第二產(chǎn)業(yè)和技術(shù)密集型的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要的勞動(dòng)力受教育年限分別為10.4年和13.3年，農(nóng)民工平均受教育年限為9.6年(蔡昉，2013)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的大背景下，其面臨的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)更大。與原有的城鎮(zhèn)勞動(dòng)力不同，新進(jìn)入城鎮(zhèn)就業(yè)的勞動(dòng)力社會(huì)保障的享有率遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后。《2013年全國農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》顯示，外出農(nóng)民工參加失業(yè)保險(xiǎn)的比率2008年為3.7%，2011年為8%，2013年為9.1%。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)新進(jìn)入城鎮(zhèn)的勞動(dòng)力的消費(fèi)影響較大，影響了其收入和收入預(yù)期，收入的不確定性抑制了其消費(fèi)行為，且對(duì)于新進(jìn)入城市的移民，暫時(shí)性收入比持久性收入對(duì)其消費(fèi)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(fèi)的主要因素是其收入水平，家庭消費(fèi)或儲(chǔ)蓄行為與終生收入水平存在很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系(Dynan et al.，2004;Carroll，2008)，加之收入不確定性引起的消費(fèi)敏感性，最終形成消費(fèi)水平和消費(fèi)率的變動(dòng)(Drakos，2002;田青，高鐵梅，2009;王克穩(wěn)等，2013;徐會(huì)奇等，2013;陳沖，2013)。因?yàn)橛惺杖氲牟淮_定性，消費(fèi)者才會(huì)對(duì)未來進(jìn)行預(yù)防性儲(chǔ)蓄，以備“不時(shí)之需”(楊汝岱、陳斌開，2009;Chamon and Prasad，2010;何興強(qiáng)、史衛(wèi)，2014)。在中國明顯的二元社會(huì)結(jié)構(gòu)中，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費(fèi)約束有顯著差別：艾春榮、汪偉(2008)采用1995年-2005年省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)樣本支持“損失厭惡”假說，農(nóng)村樣本支持流動(dòng)性約束或短視行為假說;李凌、王翔(2009)采用1991年-2006年省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)樣本支持短視行為假說，農(nóng)村樣本支持遠(yuǎn)期流動(dòng)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(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，認(rèn)為隨著制度的變遷，農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的過度敏感性均發(fā)生變異，農(nóng)村居民由流動(dòng)性約束演變?yōu)槎桃曅袨椋擎?zhèn)居民由損失厭惡(或遠(yuǎn)期流動(dòng)性約束)也演變?yōu)槎桃曅袨椤１M管關(guān)于消費(fèi)約束的具體結(jié)論不一致，但都說明一點(diǎn)：中國的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間的消費(fèi)行為有顯著差異。當(dāng)大量的農(nóng)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(fèi)約束隨之受到?jīng)_擊，整體的消費(fèi)率隨之改變。

　　移民進(jìn)入新的城市增加了原有的城市人口，人口規(guī)模擴(kuò)張也是改變地區(qū)居民消費(fèi)率的因素。雷瀟雨、龔六堂(2014)采用城市數(shù)據(jù)分析了城鎮(zhèn)化對(duì)居民消費(fèi)率的影響，以城鎮(zhèn)人口衡量城鎮(zhèn)化水平，認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平提高能夠推動(dòng)城市消費(fèi)率的增長。新進(jìn)入的人口大大增加了消費(fèi)的多樣性和可能性，改變消費(fèi)率和消費(fèi)結(jié)構(gòu)。Gleaser et al.，2001;Waldfogel，2003)等人的研究使用微觀數(shù)據(jù)說明大城市比小城市的人口多，明顯地增加了消費(fèi)的多樣性和可能性。王國剛(2010)等的研究也認(rèn)為城鎮(zhèn)化可以推動(dòng)工業(yè)和服務(wù)業(yè)發(fā)展，從而改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)消費(fèi)增長。不同消費(fèi)層次及不同類型的消費(fèi)者其商品消費(fèi)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(fèi)傾向和儲(chǔ)蓄傾向都截然不同，加之移民原有消費(fèi)習(xí)慣的存在，與本地居民形成了消費(fèi)差異(Islam，2013;Gatina，2014)。移民的進(jìn)入改變了原有的居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，原有的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的消費(fèi)是存在顯著的結(jié)構(gòu)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(yīng)”的作用，移民消費(fèi)不僅受其自身傳統(tǒng)的消費(fèi)習(xí)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(fèi)習(xí)慣的影響。移民和本地居民的消費(fèi)在市民化過程中相互影響，消費(fèi)習(xí)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(fèi)習(xí)慣等方面的差異，才會(huì)產(chǎn)生對(duì)地區(qū)消費(fèi)的沖擊，移民和本地居民遵循各自原有的消費(fèi)決策系統(tǒng)，本文從這兩類群體不同消費(fèi)系統(tǒng)存在差異出發(fā)，研究人口遷移對(duì)最終會(huì)對(duì)地區(qū)的消費(fèi)水平和消費(fèi)傾向產(chǎn)生影響。

　　三、綜合兩類消費(fèi)者的消費(fèi)變化理論分析

　　本文所使用的居民消費(fèi)、居民可支配收入、人均生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)化率等數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1998年-2012年各省數(shù)據(jù)和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，考慮到數(shù)據(jù)的一致性和可比性，使用的數(shù)據(jù)是經(jīng)濟(jì)普查、人口普查后經(jīng)調(diào)整的數(shù)據(jù)。儲(chǔ)蓄水平的數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》;人口遷移的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于公安部的歷年《全國分縣市人口統(tǒng)計(jì)資料》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒;就業(yè)人口數(shù)來源于歷年各省統(tǒng)計(jì)年鑒。最終獲得中國31省份15年間的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，樣本數(shù)量為465個(gè)。對(duì)指標(biāo)中個(gè)別年份的數(shù)據(jù)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(jì)量描述如表1所列。

　　四、人口遷移對(duì)居民消費(fèi)水平的影響

　　本研究關(guān)注重點(diǎn)為移民對(duì)地區(qū)居民總體消費(fèi)水平的影響，關(guān)鍵變量為人口遷移率Mit，分析時(shí)分別采用人口遷入率和總?cè)丝谶w移率兩個(gè)指標(biāo)，前者側(cè)重于當(dāng)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(dòng)。Cit為i省t年的居民消費(fèi)水平，指標(biāo)采用居民消費(fèi)水平的對(duì)數(shù);居民的消費(fèi)行為具有慣性，之前消費(fèi)效用與現(xiàn)期消費(fèi)效用之間具有關(guān)聯(lián)性，消費(fèi)者現(xiàn)期消費(fèi)效用受過去自身消費(fèi)效用影響，與自身過去消費(fèi)水平有關(guān)(Dynan，2000;Guarieglia and Rossi，2002)。當(dāng)期消費(fèi)的效用水平不僅依賴于當(dāng)期消費(fèi)的支出狀況，還與消費(fèi)者此前的消費(fèi)水平有關(guān)(Carrol and Weil，2000;Wendner，2003)。各國的學(xué)者也都對(duì)消費(fèi)慣性做過不同地區(qū)、不同樣本的驗(yàn)證：Carrasco， Labeaga and Lopez Salido，(2005)Browing and Collado(2007)用西班牙家庭消費(fèi)調(diào)查數(shù)據(jù)驗(yàn)證過消費(fèi)慣性的作用，Alessie and Teppa(2010)用荷蘭家庭住戶調(diào)查的數(shù)據(jù)做過消費(fèi)慣性的分析。對(duì)中國居民消費(fèi)行為的研究也大量驗(yàn)證了消費(fèi)習(xí)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(huì)奇等，2012;杭斌、閆新華，2013;杭斌，2009;杭斌，2011。為體現(xiàn)消費(fèi)慣性的作用，在消費(fèi)方程右側(cè)加入滯后兩期的消費(fèi)項(xiàng)Ct-1和Ct-2。

　　除消費(fèi)滯后項(xiàng)和遷移率外，方程右側(cè)加入Yit及其滯后一項(xiàng)Yi，t-1體現(xiàn)收入水平對(duì)消費(fèi)的影響，收入水平指標(biāo)采用城鎮(zhèn)人均可支配收入的對(duì)數(shù)。Rit為實(shí)際利率，用名義利率減去通貨膨脹率(消費(fèi)價(jià)格指數(shù)減100表示)得到，名義利率來自世界銀行數(shù)據(jù)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(fèi)方程的右側(cè)有滯后的消費(fèi)項(xiàng)Ct-1和Ct-2，模型實(shí)際為動(dòng)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(shù)估計(jì)有偏和非一致，采用廣義矩(GMM)估計(jì)方程。在處理內(nèi)生性時(shí)使用系統(tǒng)內(nèi)部的工具變量，允許解釋變量的弱外生性，但不允許誤差項(xiàng)與解釋變量(主要是居民收入變量Yi，t)的未來實(shí)現(xiàn)值相關(guān)。所以用差分廣義矩估計(jì)(Difference GMM)的方法處理(Arellano and Bond，1991)：對(duì)水平方程(6)、(7)做一階差分，通過一階差分消除了個(gè)體固定效應(yīng)的影響，得到差分方程：

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

　　在差分廣義矩的估計(jì)結(jié)果中，上期消費(fèi)Ct-1對(duì)當(dāng)期消費(fèi)有顯著作用，體現(xiàn)了消費(fèi)慣性的深刻影響，但這種慣性并不具有長期性質(zhì)，因?yàn)镃t-2的回歸系數(shù)結(jié)果并不能認(rèn)為前兩期的消費(fèi)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)有影響，人們“今天”的消費(fèi)行為更多顧慮“昨天”的消費(fèi)情況，而不在意“前天”的消費(fèi)過往。當(dāng)期收入Yit和利率Rit對(duì)當(dāng)期消費(fèi)的影響也很顯著：收入增加，消費(fèi)則會(huì)增加;利率提升，消費(fèi)則會(huì)減少，符合經(jīng)濟(jì)人行為。

　　加入了各控制變量滯后的差分廣義矩估計(jì)結(jié)果如③、④所列，遷入率和總遷移率Mit的回歸系數(shù)顯著性沒有太大變化，但收入Yit和利率Rit的回歸系數(shù)不顯著，收入不確定性Xit和就業(yè)率Eit的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著。收入不確定性Xit的回歸系數(shù)分別為-0.395和-0.339，如此前的理論分析預(yù)期一致：收入不確定產(chǎn)生預(yù)防性儲(chǔ)蓄，減少居民消費(fèi)。就業(yè)率Eit的回歸系數(shù)分別為0.792和0.741，對(duì)消費(fèi)水平呈促進(jìn)作用：地區(qū)就業(yè)狀況決定了居民的勞動(dòng)收入，勞動(dòng)收入是居民收入的主要構(gòu)成，就業(yè)率提升居民的收入差距減小、收入水平提高，進(jìn)而促進(jìn)居民消費(fèi)。

　　對(duì)變量進(jìn)行差分會(huì)導(dǎo)致信息遺失，且因?yàn)榫用裣M(fèi)行為具有一定的慣性，在消費(fèi)變量的序列Ci，t上具有明顯的持續(xù)性，則的相關(guān)性很弱，導(dǎo)致弱工具變量的問題，從而影響估計(jì)結(jié)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(xiàng)Ci，t-1的工具變量，相對(duì)而言，是一個(gè)好的工具變量，滿足：，即為系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(System GMM)(Arellano and Bond，1995;Blundell和Bond，1998)。系統(tǒng)廣義矩估計(jì)綜合利用差分和水平方程中的矩條件，校正了固定效應(yīng)估計(jì)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(zhì)，也更適合于非平穩(wěn)序列。本文采用的數(shù)據(jù)有31個(gè)橫截面單位，并且居民消費(fèi)變量Ci，t和人均可支配收入Yi，t都具有明顯的時(shí)間慣性，采用系統(tǒng)廣義矩方法再次估計(jì)基本方程(6)。

　　方程的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果如表2的⑤、⑥所列。方程Wald檢驗(yàn)結(jié)果P=0.000顯示方程整體顯著性良好。⑤列估計(jì)結(jié)果中，居民遷入率對(duì)消費(fèi)水平的回歸系數(shù)為1.079;⑥列估計(jì)結(jié)果中，總遷移率的回歸系數(shù)為0.647，均在5%水平上顯著，顯著性比差分廣義矩估計(jì)結(jié)果更強(qiáng)。兩種估計(jì)結(jié)果都表明：移民現(xiàn)象是促進(jìn)當(dāng)?shù)鼐用裣M(fèi)水平提升的。其它各解釋變量的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)結(jié)果與差分廣義矩估計(jì)結(jié)果類似，且回歸系數(shù)數(shù)值差異不大。有所不同的是收入滯后項(xiàng)Yi，t-1在系統(tǒng)廣義矩估計(jì)中系數(shù)顯著，為負(fù)值。

　　上述的動(dòng)態(tài)面板估計(jì)采用了大量的工具變量，需要驗(yàn)證工具變量的有效性。各矩估計(jì)的Hansen檢驗(yàn)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(yàn)的P值較大，均接受“工具變量子集為外生變量”的原假設(shè)，也說明了工具變量的有效性。另外需要檢驗(yàn)的是εit是否存在序列相關(guān)，經(jīng)過差分變換后的殘差一定會(huì)產(chǎn)生一階序列相關(guān)，但如果不存在二階序列相關(guān)則可以認(rèn)為εit不存在序列相關(guān)。檢驗(yàn)差分轉(zhuǎn)換方程的殘差序列相關(guān)性，各方程估計(jì)的一階序列相關(guān)AR(1)的Z值均在1%水平上顯著，二階序列相關(guān)AR(2)的Z值均不顯著，差分后的殘差只存在一階序列相關(guān)而不存在二階序列相關(guān)，由此可以認(rèn)為原模型的誤差項(xiàng)不存在顯著的序列相關(guān)。

　　其中，居民儲(chǔ)蓄率Sit用居民貨幣儲(chǔ)蓄余額/地區(qū)生產(chǎn)總值表示;Git是地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用人均GDP對(duì)數(shù)表示。在消費(fèi)傾向的方程右側(cè)仍加入了消費(fèi)傾向滯后項(xiàng)CTi，t-1和CTi，t-2，表示消費(fèi)率的慣性作用，易行健、楊碧云(2015)葉德珠等(2012)對(duì)世界各國居民消費(fèi)率決定因素進(jìn)行比較研究，認(rèn)為結(jié)論居民消費(fèi)率具有較強(qiáng)慣性，文化是影響消費(fèi)率的重要因素。在方程右側(cè)加入儲(chǔ)蓄率Sit及其滯后項(xiàng)Si，t-1以探究國民儲(chǔ)蓄率的變化對(duì)消費(fèi)傾向的影響。對(duì)方程采用兩步差分廣義矩估計(jì)，結(jié)果如表X所列，方程的Wald檢驗(yàn)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(rèn)為方程誤差項(xiàng)不存在顯著的序列相關(guān)。Hansen檢驗(yàn)及工具變量子集的差分Hansen檢驗(yàn)結(jié)果均顯示工具變量的使用有效。

　　居民遷入率和總遷移率對(duì)居民消費(fèi)傾向都具有正向作用，回歸系數(shù)分別為0.207和0.683，在10%水平上顯著。移民行為通過改變?cè)械南M(fèi)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)方式，增加了消費(fèi)多樣性，從而改變了居民的消費(fèi)傾向。此外，滯后一期的消費(fèi)傾向CTi，t-1系數(shù)分別為0.589和0.584，均在1%水平上顯著，居民消費(fèi)慣性明顯。居民當(dāng)期儲(chǔ)蓄情況與當(dāng)期的消費(fèi)傾向密切相關(guān)，但過去的儲(chǔ)蓄并未表現(xiàn)出顯著作用。以人均GDP表示的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也是影響居民消費(fèi)的重要因素，Git在兩個(gè)方程中的回歸系數(shù)為0.028和0.026，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的地區(qū)，居民消費(fèi)所面臨的收入約束和流動(dòng)性約束較小，其消費(fèi)傾向更大。

　　六、總結(jié)分析

　　人口遷移產(chǎn)生了新進(jìn)入的移民，一個(gè)地方的人口遷出意味著另一個(gè)地方的人口遷入，中國國內(nèi)的移民主要是農(nóng)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(chǎn)方式非農(nóng)化和生活方式市民化，生產(chǎn)方式非農(nóng)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(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變和消費(fèi)內(nèi)容更為豐富。大量的農(nóng)村居民進(jìn)入城鎮(zhèn)工作生活，在“示范效應(yīng)”的作用下，他們的消費(fèi)習(xí)慣就會(huì)慢慢與城鎮(zhèn)居民趨同。原來的農(nóng)村居民消費(fèi)主要集中在基礎(chǔ)性消費(fèi)層面，包括食品、衣著、居住和交通通訊支出，基礎(chǔ)性消費(fèi)所占消費(fèi)支出的比重遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)居民的比重。2013年，農(nóng)村居民家庭人均食品、衣著、居住的消費(fèi)支出占總消費(fèi)支出的63%;相較而言，城鎮(zhèn)居民的這三項(xiàng)消費(fèi)支出僅占總消費(fèi)支出的35%。相較于農(nóng)村消費(fèi)支出的集中，城鎮(zhèn)消費(fèi)支出具有明顯的便利性和多樣性，完善的基礎(chǔ)設(shè)施、便利的購物場(chǎng)所和豐富的消費(fèi)項(xiàng)目，使城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)有了更多選擇，也更傾向于消費(fèi)。進(jìn)入城鎮(zhèn)之后的移民，其原有的消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)方式、消費(fèi)習(xí)慣都會(huì)潛移默化地對(duì)新進(jìn)入的移民產(chǎn)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(fèi)支出，使城鎮(zhèn)總體的消費(fèi)需求增加。在前文的消費(fèi)水平回歸方程中，居民遷入率的回歸系數(shù)在不同顯著性水平上均為正值，移民的進(jìn)入對(duì)消費(fèi)水平的提升有促進(jìn)作用。另一方面，移民新增的消費(fèi)項(xiàng)目增加了消費(fèi)支出的同時(shí)，也在改變其原有消費(fèi)結(jié)構(gòu)，食品類消費(fèi)支出所占比重不斷下降，而文娛休閑類消費(fèi)比重上升，由溫飽型消費(fèi)向注重生活質(zhì)量提高的方面發(fā)展。

　　移民進(jìn)入新的城鎮(zhèn)之后首要獲取的是就業(yè)機(jī)會(huì)，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(jīng)濟(jì)因素是促使人口遷移最根本的原因。城鎮(zhèn)的務(wù)工所得的工資性收入高于原來在農(nóng)村務(wù)農(nóng)所得收入，促使勞動(dòng)力從農(nóng)村進(jìn)入城鎮(zhèn);有更好的就業(yè)機(jī)會(huì)獲取更高收入，促使勞動(dòng)力在不同地區(qū)的城鎮(zhèn)之間流動(dòng)。正因可預(yù)期遷移之后可獲得更高的收入，才會(huì)最終實(shí)現(xiàn)移民。在前文消費(fèi)基本方程的估計(jì)中，收入的回歸系數(shù)顯著為正，表現(xiàn)出對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用。中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)各領(lǐng)域不斷深化改革，社會(huì)保障制度在建設(shè)完善過程中，消費(fèi)者一般很難預(yù)測(cè)遠(yuǎn)期的未來收入情況，制定消費(fèi)決策時(shí)，常依據(jù)可預(yù)期的近期收入。未來的預(yù)期收入是提升的，否則消費(fèi)者不會(huì)選擇移民，當(dāng)消費(fèi)者預(yù)測(cè)移民后的收入水平提升，其消費(fèi)水平也會(huì)提升。

　　移民的預(yù)期收入提高，相應(yīng)地也預(yù)期到未來收入不確定性也在增加。相較熟悉本地經(jīng)濟(jì)社會(huì)的本地居民，新進(jìn)入的移民可能會(huì)面臨更多的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，致使移民面對(duì)的收入不確定性更為深刻，收入不確定性又會(huì)限制其消費(fèi)行為。在消費(fèi)傾向方程的估計(jì)中，收入不確定項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.177和-0.184，對(duì)消費(fèi)傾向有抑制作用。從鄉(xiāng)入城的移民是城鎮(zhèn)產(chǎn)業(yè)大軍的重要組成部分，大多處于城鎮(zhèn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的邊緣和城鎮(zhèn)職業(yè)梯隊(duì)的底端，職業(yè)流動(dòng)頻繁，就業(yè)穩(wěn)定性差，工資收入處于城鎮(zhèn)勞動(dòng)收入的低層，面對(duì)未來收入的不確定性，加上社會(huì)保障制度的相對(duì)滯后，低收入群體會(huì)增加其預(yù)防性儲(chǔ)蓄。在消費(fèi)傾向的方程中，儲(chǔ)蓄率回歸系數(shù)為-0.082和-0.09，對(duì)消費(fèi)傾向存在顯著負(fù)向影響。西方消費(fèi)者在面臨收入不確定時(shí)，常借助外部的信貸市場(chǎng)解決消費(fèi)約束問題。中國人傳統(tǒng)的消費(fèi)觀使其在面臨不確定時(shí)更多選擇增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，因此預(yù)防性儲(chǔ)蓄在居民收入支配中占相當(dāng)大比重，消費(fèi)者期望依靠自身的積蓄應(yīng)對(duì)各種各樣的風(fēng)險(xiǎn)，包括城鎮(zhèn)的醫(yī)療、教育及住房等可能需要的大筆支出。