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農(nóng)民工的消費(fèi)潛力有多大市民化對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)的影響

一引言2014年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議提出,中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài),必須采取正確的消費(fèi)政策,釋放消費(fèi)潛力,使消費(fèi)繼續(xù)在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮基礎(chǔ)作用。然而,改革開放以來,中國最終消費(fèi)支出和居民消費(fèi)支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重均呈現(xiàn)顯著的下降趨勢(shì),2013年分別僅為48.2%和34.1%。與此形成鮮明對(duì)比的是,在發(fā)達(dá)國家,如美國和日本,這兩個(gè)比重均呈現(xiàn)顯著提高的態(tài)勢(shì)而且遠(yuǎn)高于中國。2013年,美國的這兩個(gè)比重分別為83%和68%;日本分別為82%和61%[1]。就中國目前整體經(jīng)濟(jì)狀況而言,擴(kuò)大消費(fèi)需求的目標(biāo)能夠通過多種途徑達(dá)到。其中,釋放農(nóng)民工的潛在消費(fèi)需求是一條重要途徑。之所以這樣說,原因主要有兩點(diǎn):第一,農(nóng)民工工資上漲迅速,農(nóng)民工規(guī)模持續(xù)擴(kuò)大,其收入從總量上看已經(jīng)是一個(gè)相當(dāng)大的數(shù)額,產(chǎn)生巨大的潛在消費(fèi)需求(蔡昉、都陽,2011;李實(shí),2013;蔡昉、王美艷,2013;國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村司,2014);第二,新生代農(nóng)民工已經(jīng)成為外出農(nóng)民工的主體,其邊際消費(fèi)傾向顯著高于上一代農(nóng)民工(王美艷,2013;“新生代農(nóng)民工研究”課題組,2011)。農(nóng)民工已經(jīng)成為一個(gè)潛在的新興消費(fèi)群體,對(duì)于擴(kuò)大中國的消費(fèi)需求和推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長具有重要意義。然而,與城市居民相比,農(nóng)民工在就業(yè)、收入、福利待遇和公共服務(wù)等方面都處于弱勢(shì)地位。其就業(yè)通常更不穩(wěn)定,收入更低,所享受的社會(huì)保障和社會(huì)保護(hù)更少,而且不能均等地享受義務(wù)教育和保障性住房等方面的公共服務(wù)(中國發(fā)展研究基金會(huì),2010;樊綱、郭萬達(dá)等,2013)。幾乎所有的消費(fèi)理論都一致認(rèn)為,收入是影響消費(fèi)水平的基本因素,收入較低消費(fèi)水平通常也會(huì)較低。與此同時(shí),就業(yè)穩(wěn)定狀況以及所享受的社會(huì)保障和公共服務(wù)等狀況,對(duì)消費(fèi)水平和消費(fèi)模式也有重要影響[2]。基于這些情況,盡管農(nóng)民工的收入水平有了大幅度提高,但是,由于其不具有真正的城市居民身份,其消費(fèi)行為特征與城市居民完全不同(國務(wù)院發(fā)展研究中心課題組,2010;樊綱、郭萬達(dá)等,2013)。對(duì)農(nóng)民工而言,如果就業(yè)穩(wěn)定性提高,收入增加,被更多的社會(huì)保障和社會(huì)保護(hù)覆蓋,享受更均等的公共服務(wù),就會(huì)對(duì)未來具有更加穩(wěn)定和樂觀的預(yù)期。更進(jìn)一步,如果能夠完全實(shí)現(xiàn)農(nóng)民工的市民化,農(nóng)民工獲得正式的市民身份,農(nóng)民工的消費(fèi)意愿就會(huì)相應(yīng)改變,并提高消費(fèi)水平,改變消費(fèi)模式(蔡昉,2011)。部分有關(guān)農(nóng)民工消費(fèi)的研究對(duì)農(nóng)民工為什么具有消費(fèi)潛力進(jìn)行了解析,并探討了挖掘農(nóng)民工消費(fèi)潛力的制度手段(蔡昉,2011)。已有大多數(shù)使用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)進(jìn)行的研究,其共同問題是,所使用的調(diào)查數(shù)據(jù)僅包括農(nóng)民工,而不包括城市居民(孔祥利、粟娟,2013;粟娟、孔祥利,2012;曹廣忠、李凱、劉濤,2012)。基于此類數(shù)據(jù),僅能對(duì)農(nóng)民工的消費(fèi)狀況進(jìn)行描述,考察農(nóng)民工消費(fèi)水平的影響因素。然而,考察農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)市民化的消費(fèi)潛力,則只有以城市居民為參照系,通過將農(nóng)民工與城市居民進(jìn)行對(duì)比分析才可能完成。顯然,進(jìn)行這類研究需要使用的數(shù)據(jù)同時(shí)包含農(nóng)民工與城市居民兩個(gè)群體。Song等(2010)使用的調(diào)查數(shù)據(jù)中同時(shí)包括農(nóng)民工與城市居民兩個(gè)群體。該研究通過消費(fèi)與收入的簡(jiǎn)單回歸,估計(jì)了農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)彈性與邊際消費(fèi)傾向。我們知道,消費(fèi)除了受收入的影響外,還受一系列其他因素的影響,如社會(huì)保障覆蓋狀況、家庭規(guī)模和受教育水平等,但是,該研究未對(duì)這些因素進(jìn)行控制。與此同時(shí),該研究也沒有對(duì)農(nóng)民工市民化的消費(fèi)潛力進(jìn)行預(yù)測(cè)。國務(wù)院發(fā)展研究中心課題組(2010)運(yùn)用CGE模型,分析了農(nóng)民工市民化對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需和經(jīng)濟(jì)增長的影響。CGE模型使用的是匯總數(shù)據(jù),無法將影響農(nóng)民工與城市居民消費(fèi)的微觀特征考慮在內(nèi)。而且,CGE模型基于若干假設(shè)對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)進(jìn)行預(yù)測(cè),這些預(yù)設(shè)條件可能與現(xiàn)實(shí)差距較大。本文將使用2010年中國城市勞動(dòng)力調(diào)查數(shù)據(jù),對(duì)農(nóng)民工的消費(fèi)潛力進(jìn)行考察。研究將以城市居民為參照系,對(duì)農(nóng)民工的消費(fèi)水平與消費(fèi)模式進(jìn)行描述,以更加清晰地展示農(nóng)民工在城市中的相對(duì)狀況。研究將分析兩個(gè)群體的消費(fèi)彈性和邊際消費(fèi)傾向,并預(yù)測(cè)如果農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)市民化,其消費(fèi)水平和消費(fèi)模式將會(huì)發(fā)生怎樣的變化,消費(fèi)潛力有多大。農(nóng)民工消費(fèi)潛力預(yù)測(cè)的基本假定是,農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)市民化后,其消費(fèi)將按照城市居民的消費(fèi)模式進(jìn)行。這恰恰是人們關(guān)心的真正意義上實(shí)現(xiàn)市民化后的農(nóng)民工消費(fèi)潛力。本文以下部分是這樣組織的:第二部分對(duì)研究使用的數(shù)據(jù)進(jìn)行詳細(xì)介紹,以城市居民為參照系,分析農(nóng)民工的消費(fèi)水平和消費(fèi)模式;第三部分分析農(nóng)民工與城市居民消費(fèi)水平的影響因素,估計(jì)和比較兩個(gè)群體的消費(fèi)彈性和邊際消費(fèi)傾向;第四部分考察如果農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)完全的市民化,其消費(fèi)水平和消費(fèi)模式將會(huì)發(fā)生怎樣的變化,消費(fèi)潛力如何;第五部分給出主要結(jié)論和政策建議。二農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)水平與消費(fèi)模式首先,對(duì)研究使用的數(shù)據(jù)的基本情況進(jìn)行介紹,描述數(shù)據(jù)的抽樣方法和數(shù)據(jù)中包含的基本信息,對(duì)使用該項(xiàng)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究的優(yōu)勢(shì)進(jìn)行討論。其次,以城市居民為參照系,分析農(nóng)民工的消費(fèi)水平和消費(fèi)模式。(一)數(shù)據(jù)基本情況與數(shù)據(jù)優(yōu)勢(shì)本文使用的是2009年底到2010年初,中國社會(huì)科學(xué)院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所在上海、武漢、沈陽、福州、西安和廣州六個(gè)城市進(jìn)行的勞動(dòng)力調(diào)查(本文以下簡(jiǎn)稱2010年中國城市勞動(dòng)力調(diào)查)。該調(diào)查在每個(gè)城市根據(jù)分階段隨機(jī)抽樣原則,抽取了700戶城市居民家庭,填寫了家庭情況問卷和所有家庭成員問卷。在每個(gè)城市,調(diào)查同樣按照分階段隨機(jī)抽樣原則,抽取了600戶外來人口家庭,填寫了家庭情況問卷和所有家庭成員問卷。調(diào)查中所包括的外來人口,有的為農(nóng)業(yè)戶口,有的為非農(nóng)業(yè)戶口。本文只分析其中具有農(nóng)業(yè)戶口的外來人口,即農(nóng)民工。本調(diào)查中包含的信息可以歸結(jié)為兩類:一類是家庭中每個(gè)成員的個(gè)體信息,另一類是以家庭為單位的信息。家庭中每個(gè)成員的個(gè)體信息包括家庭成員的基本狀況、人力資本特征以及就業(yè)、收入和社會(huì)保障等狀況。以家庭為單位的信息包括家庭住房狀況、以家庭為單位的收入和消費(fèi)等狀況。本文著重關(guān)注的消費(fèi)狀況在調(diào)查數(shù)據(jù)中非常翔實(shí)。由于一些住戶的某些信息缺失,本文最終使用的數(shù)據(jù)包括4148個(gè)城市居民家庭和2428個(gè)農(nóng)民工家庭。使用這項(xiàng)數(shù)據(jù)主要有兩點(diǎn)優(yōu)勢(shì):第一,每個(gè)城市的調(diào)查既包括城市居民,又包括農(nóng)民工,便于對(duì)兩個(gè)群體的消費(fèi)水平與消費(fèi)模式進(jìn)行更加具有可比性的分析,并使以城市居民為參照系預(yù)測(cè)農(nóng)民工的消費(fèi)潛力成為可能;第二,對(duì)于本文研究的目的而言,該調(diào)查數(shù)據(jù)的最大優(yōu)勢(shì)是,數(shù)據(jù)中包含詳盡的有關(guān)就業(yè)、收入、社會(huì)保障和消費(fèi)狀況等方面的信息,為考察農(nóng)民工與城市居民消費(fèi)水平的影響因素提供了條件。(二)農(nóng)民工消費(fèi)的描述性分析——與城市居民比較本文涉及的消費(fèi)類別包括食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、交通和通信、教育、文化娛樂服務(wù)、其他商品和服務(wù)等。為簡(jiǎn)明起見,本文下面部分的分析對(duì)這七類消費(fèi)進(jìn)行了合并:將衣著、交通和通信與文化娛樂服務(wù)合并,稱為與工作相關(guān)消費(fèi);將家庭設(shè)備用品及服務(wù)和其他商品和服務(wù)合并,稱為設(shè)備用品和服務(wù)消費(fèi);將醫(yī)療保健和教育合并,稱為人力資本消費(fèi)。這樣,消費(fèi)被劃分為四大類:食品消費(fèi)、與工作相關(guān)消費(fèi)、設(shè)備用品和服務(wù)消費(fèi)以及人力資本消費(fèi)。2010年中國城市勞動(dòng)力調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,農(nóng)民工的年人均總消費(fèi)為8627元,城市居民為11104元,農(nóng)民工消費(fèi)比城市居民低2477元(低22.3%)。分類觀察發(fā)現(xiàn),兩個(gè)群體的設(shè)備用品和服務(wù)消費(fèi)、人力資本消費(fèi)差距較大,農(nóng)民工分別比城市居民低37.6%和47.9%;食品消費(fèi)、與工作相關(guān)消費(fèi)差距較小,農(nóng)民工分別比城市居民低14.7%和19.6%(見表1)。表1農(nóng)民工與城市居民的年人均消費(fèi)水平不論是農(nóng)民工還是城市居民,食品消費(fèi)在總消費(fèi)中所占比重均最高,在50%左右;接下來為與工作相關(guān)消費(fèi),其他類別消費(fèi)所占比重較低(見表2)。與此同時(shí),與工作相關(guān)消費(fèi)所占比重、設(shè)備用品和服務(wù)消費(fèi)所占比重對(duì)兩個(gè)群體而言均基本相當(dāng)。但是,農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)也存在一些差異:食品消費(fèi)所占比重農(nóng)民工比城市居民高4.8個(gè)百分點(diǎn),人力資本消費(fèi)所占比重農(nóng)民工則低于城市居民4.2個(gè)百分點(diǎn)。表2農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)以上分析揭示了農(nóng)民工與城市居民在消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面的異同。然而,僅僅通過這些描述性信息,尚無法清晰地識(shí)別兩個(gè)群體的消費(fèi)狀況究竟是否存在顯著差異。這是因?yàn)?,一個(gè)家庭的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu),受家庭收入水平、家庭成員社會(huì)保障覆蓋狀況、家庭規(guī)模、家庭人口結(jié)構(gòu)、戶主性別、年齡和受教育水平等若干因素的影響。因此,我們需要使用計(jì)量模型對(duì)農(nóng)民工與城市居民消費(fèi)水平的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。三農(nóng)民工與城市居民消費(fèi)水平的影響因素本部分將使用計(jì)量模型考察農(nóng)民工與城市居民人均消費(fèi)水平的影響因素,分析兩個(gè)群體的消費(fèi)水平、消費(fèi)彈性和邊際消費(fèi)傾向是否存在顯著差異。我們將要使用的是得到廣泛應(yīng)用的最小二乘法回歸模型。(一)農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)彈性——分樣本我們的分析單位為農(nóng)民工家庭與城市居民家庭,模型的因變量為家庭年人均消費(fèi)數(shù)額。收入是影響消費(fèi)的最重要因素,被包括在自變量中;家庭成員社會(huì)保障覆蓋狀況也是影響消費(fèi)的重要因素,也被包括在自變量中。此外,自變量還包括家庭規(guī)模、家庭成員年齡構(gòu)成變量、戶主個(gè)人特征變量以及城市虛擬變量?;貧w模型設(shè)定如下:lnconpc=α+βlnincpc+ψssp+γhhsize+ηpold+λHEAD+φCITY+u(1)其中,lnconpc是家庭年人均消費(fèi)的對(duì)數(shù),lnincpc是家庭人均可支配收入的對(duì)數(shù),lnincpc的系數(shù)β即為消費(fèi)彈性(或稱消費(fèi)的收入彈性),ssp是家庭養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋比例,hhsize是家庭規(guī)模。pold是家庭65歲及以上人口比例,HEAD是一組影響消費(fèi)的戶主個(gè)人特征變量(包括戶主性別、年齡和受教育年限),CITY是一組城市虛擬變量(參照組為上海),u是隨機(jī)誤差項(xiàng)。模型中所用自變量見表3。表3模型中所用自變量解釋人均收入水平是消費(fèi)最基本的決定因素,考察消費(fèi)的回歸中需要加入反映收入水平的變量。我們?cè)诨貧w中加入家庭人均可支配收入,以觀察農(nóng)民工家庭和城市居民家庭人均收入水平對(duì)消費(fèi)的影響。收入對(duì)消費(fèi)的正向影響已經(jīng)被諸多研究證實(shí)。我們有充足的理由預(yù)期,收入水平對(duì)消費(fèi)具有顯著的正向影響。社會(huì)保障覆蓋對(duì)家庭消費(fèi)也有影響。我們?cè)诨貧w中加入16歲及以上人口中養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋比例,以觀察社會(huì)保障覆蓋對(duì)消費(fèi)的影響。不過,社會(huì)保障覆蓋對(duì)家庭當(dāng)前消費(fèi)的影響可能是雙向的。一方面,被社會(huì)保障覆蓋的人對(duì)未來收入的預(yù)期更加穩(wěn)定,從而可能增加當(dāng)前消費(fèi);另一方面,社會(huì)保障支出會(huì)減少當(dāng)前的可支配收入,從而可能減少消費(fèi)。有關(guān)家庭規(guī)模和家庭成員年齡結(jié)構(gòu)的變量,也可能影響家庭消費(fèi)?;貧w方程中加入家庭規(guī)模變量,是為了控制家庭消費(fèi)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。回歸方程中加入65歲及以上人口比例,是為了控制其對(duì)某些消費(fèi)項(xiàng)目的影響。例如,65歲及以上人口比例越高,家庭的人均醫(yī)療保健消費(fèi)可能越多,而教育消費(fèi)可能越少?;貧w方程中加入一組可能影響農(nóng)民工家庭消費(fèi)的戶主個(gè)人特征變量,包括戶主性別、年齡和受教育年限,這些均為戶主的重要個(gè)人特征,可能影響其消費(fèi)決策。例如,戶主的受教育水平越高,其消費(fèi)水平可能越高。最后,回歸方程中加入一組城市虛擬變量,分別為武漢、沈陽、福州、西安與廣州,以上海為參照組,旨在控制與地區(qū)相關(guān)的影響家庭消費(fèi)的因素,如價(jià)格水平等。表4是模型中所使用自變量的描述性統(tǒng)計(jì)。表4農(nóng)民工與城市居民特征的描述性統(tǒng)計(jì)表5為農(nóng)民工家庭與城市居民家庭人均消費(fèi)的回歸結(jié)果。從前面的分析我們看到,食品消費(fèi)無論對(duì)農(nóng)民工還是對(duì)城市居民而言,都是消費(fèi)的一個(gè)重要組成部分,在消費(fèi)中占50%左右。該表對(duì)人均總消費(fèi)與人均食品消費(fèi)分別進(jìn)行了回歸?;貧w模型的解釋力較強(qiáng),R2均在20%以上。自變量的回歸結(jié)果比較符合我們的預(yù)期。表5農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)彈性(分樣本)方程的因變量是人均消費(fèi)的自然對(duì)數(shù),家庭人均可支配收入自然對(duì)數(shù)的系數(shù)實(shí)際上即為消費(fèi)的收入彈性。例如,對(duì)農(nóng)民工總消費(fèi)而言,其收入彈性為0.247,這意味著,農(nóng)民工收入每增加1%,就會(huì)有0.247%用于消費(fèi);對(duì)農(nóng)民工食品消費(fèi)而言,其收入彈性為0.189,這意味著,農(nóng)民工收入每增加1%,就會(huì)有0.189%用于食品消費(fèi)。對(duì)農(nóng)民工與城市居民而言,總消費(fèi)的收入彈性和食品消費(fèi)的收入彈性均顯著為正。家庭養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋比例對(duì)農(nóng)民工的總消費(fèi)和食品消費(fèi)均有顯著的正向影響,但對(duì)城市居民消費(fèi)無顯著影響。這表明,養(yǎng)老保險(xiǎn)具有促進(jìn)農(nóng)民工消費(fèi)的作用。這與已有文獻(xiàn)社會(huì)保障促進(jìn)消費(fèi)的結(jié)論是一致的(Feldstein,1974;Munnell,1974)。由此來看,擴(kuò)大養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋面是促進(jìn)農(nóng)民工消費(fèi)的重要途徑。家庭規(guī)模對(duì)農(nóng)民工與城市居民的人均總消費(fèi)和食品消費(fèi)的影響均顯著為負(fù),表明家庭規(guī)模越大,人均總消費(fèi)和食品消費(fèi)越少。換句話說,家庭規(guī)模對(duì)總消費(fèi)和食品消費(fèi)均具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。例如,對(duì)農(nóng)民工總消費(fèi)而言,家庭規(guī)模系數(shù)為-0.033,這意味著,家庭規(guī)模每增加1人,人均總消費(fèi)減少3.3%;對(duì)農(nóng)民工食品消費(fèi)而言,家庭規(guī)模系數(shù)為-0.053,這意味著,家庭規(guī)模每增加1人,人均食品消費(fèi)減少5.3%。戶主性別對(duì)農(nóng)民工與城市居民的人均總消費(fèi)影響均顯著為正。這表明,在其他條件相同的情況下,戶主為女性的家庭的人均總消費(fèi)更多。戶主年齡對(duì)農(nóng)民工與城市居民的總消費(fèi)有顯著的負(fù)向影響,表明戶主年齡越大,人均總消費(fèi)越少。但戶主年齡并不影響食品消費(fèi)。戶主受教育年限對(duì)農(nóng)民工與城市居民的總消費(fèi)和食品消費(fèi)均有顯著的正向影響。這表明,在其他條件相同的情況下,戶主受教育年限越長,家庭人均總消費(fèi)和人均食品消費(fèi)越多。由此,提高受教育水平是促進(jìn)消費(fèi)的重要途徑。(二)農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)彈性——混合樣本正如前文已經(jīng)指出的,由于農(nóng)民工與城市居民相比有不同的特征,其消費(fèi)觀與消費(fèi)行為可能與城市居民有較大差異。為了考察農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)水平是否存在差異,我們將農(nóng)民工與城市居民樣本混合在一起,將農(nóng)民工設(shè)為虛擬變量(M),考察兩個(gè)群體的消費(fèi)水平是否存在差異。模型設(shè)定如下:lnconpc=α+σM+βlnincpc+ψssp+γhhsize+ηpold+λHEAD+φCITY+u(2)再進(jìn)一步,為了考察農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)收入彈性是否存在差異,我們?cè)谀P停?)中加入農(nóng)民工與家庭人均可支配收入的對(duì)數(shù)的交叉項(xiàng)(M×lnincpc),設(shè)定新的模型(3)。如果交叉項(xiàng)的系數(shù)ω顯著,表明農(nóng)民工的消費(fèi)收入彈性與城市居民存在差異。系數(shù)ω顯著為正意味著農(nóng)民工的消費(fèi)收入彈性高于城市居民;系數(shù)ω顯著為負(fù)則意味著農(nóng)民工的消費(fèi)收入彈性低于城市居民。lnconpc=α+σM+βlnincpc+ωM*lnincpc+ψssp+γhhsize+ηpold+λHEAD+φCITY+u(3)表6為模型(2)和模型(3)的回歸結(jié)果。回歸模型使用的是農(nóng)民工與城市居民的混合樣本,并且對(duì)人均總消費(fèi)和人均食品消費(fèi)分別進(jìn)行了回歸?;貧w模型的解釋力較強(qiáng),而且自變量的回歸結(jié)果比較符合我們的預(yù)期。表6農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)彈性(混合樣本)續(xù)表在模型(2)中,農(nóng)民工虛擬變量是我們重點(diǎn)關(guān)注的變量。無論是對(duì)總消費(fèi)還是對(duì)食品消費(fèi)而言,農(nóng)民工虛擬變量均顯著為負(fù),這表明,與城市居民相比,在其他條件相同的情況下,農(nóng)民工的人均總消費(fèi)和人均食品消費(fèi)都更少。農(nóng)民工的人均總消費(fèi)比城市居民低24.4%,人均食品消費(fèi)比城市居民低14.5%。在模型(3)中,農(nóng)民工與家庭人均可支配收入的交叉項(xiàng)是我們重點(diǎn)關(guān)注的變量。如果交叉項(xiàng)顯著,則表明農(nóng)民工的消費(fèi)收入彈性與城市居民存在差異?;貧w結(jié)果顯示,不論對(duì)總消費(fèi)還是對(duì)食品消費(fèi)而言,交叉項(xiàng)均不顯著。這表明,農(nóng)民工的消費(fèi)收入彈性與城市居民沒有差異。(三)農(nóng)民工與城市居民的邊際消費(fèi)傾向——分樣本前面兩部分討論了農(nóng)民工與城市居民的消費(fèi)收入彈性。此外,我們也希望了解農(nóng)民工與城市居民的邊際消費(fèi)傾向。將模型(1)中的因變量由人均消費(fèi)的自然對(duì)數(shù)替換為人均消費(fèi)原值,其中的自變量家庭人均可支配收入的自然對(duì)數(shù)也替換為原值,其他變量保持不變,形成模型(4),則模型(4)中家庭人均可支配收入的系數(shù)β即為邊際消費(fèi)傾向:conpc=α+βincpc+ψssp+γhhsize+ηpold+λHEAD+φCITY+u(4)利用模型(4),我們對(duì)農(nóng)民工與城市居民樣本分別進(jìn)行了回歸(見表7)?;貧w結(jié)果顯示,模型的解釋力較強(qiáng),而且自變量的回歸結(jié)果基本符合預(yù)期。我們重點(diǎn)關(guān)注人均可支配收入這一變量,其系數(shù)即為邊際消費(fèi)傾向?;貧w模型中其他自變量的結(jié)果,在此不做詳細(xì)討論。表7農(nóng)民工與城市居民的邊際消費(fèi)傾向(分樣本)農(nóng)民工與城市居民的總消費(fèi)和食品消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向均顯著為正。對(duì)農(nóng)民工總消費(fèi)而言,其邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.161,這意味著,農(nóng)民工收入每增加1元,就會(huì)有0.161元用于消費(fèi);對(duì)農(nóng)民工食品消費(fèi)而言,其邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.065,這意味著,農(nóng)民工收入每增加1元,就會(huì)有0.065元用于食品消費(fèi)。對(duì)城市居民總消費(fèi)而言,其邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.102,這意味著,城市居民收入每增加1元,就會(huì)有0.102元用于消費(fèi);對(duì)城市居民食品消費(fèi)而言,其邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.024,這意味著,城市居民收入每增加1元,就會(huì)有0.024元用于食品消費(fèi)。(四)農(nóng)民工與城市居民的邊際消費(fèi)傾向——混合樣本與考察消費(fèi)彈性時(shí)相同,在討論邊際消費(fèi)傾向時(shí),我們也將農(nóng)民工與城市居民樣本混合在一起,將農(nóng)民工設(shè)為虛擬變量(M),考察兩個(gè)群體的消費(fèi)水平是否存在差異。模型設(shè)定如下:conpc=α+σM+βincpc+ψssp+γhhsize+ηpold+λHEAD+φCITY+u(5)再進(jìn)一步,為了考察農(nóng)民工與城市居民的邊際消費(fèi)傾向是否存在差異,我們?cè)谀P停?)中加入農(nóng)民工與人均可支配收入的交叉項(xiàng)(M×incpc),設(shè)定新的模型(6)。如果交叉項(xiàng)的系數(shù)ω顯著,說明農(nóng)民工的邊際消費(fèi)傾向與城市居民存在差異。系數(shù)ω顯著為正意味著農(nóng)民工的邊際消費(fèi)傾向高于城市居民;系數(shù)ω顯著為負(fù)則意味著農(nóng)民工的邊際消費(fèi)傾向低于城市居民。conpc=α+σM+βincpc+ωM*incpc+ψssp+γhhsize+ηpold+λHEAD+φCITY+u(6)表8為模型(5)和模型(6)的回歸結(jié)果。回歸模型使用的是農(nóng)民工與城市居民的混合樣本,并且對(duì)人均總消費(fèi)和人均食品消費(fèi)分別進(jìn)行了回歸?;貧w模型的解釋力較強(qiáng),而且自變量的回歸結(jié)果基本符合我們的預(yù)期。表8農(nóng)民工與城市居民的邊際消費(fèi)傾向(混合樣本)續(xù)表在模型(5)中,農(nóng)民工虛擬變量是我們重點(diǎn)關(guān)注的變量。無論是對(duì)總消費(fèi)還是對(duì)食品消費(fèi)而言,農(nóng)民工虛擬變量均顯著為負(fù)。這表明,與城市居民相比,在其他條件相同的情況下,農(nóng)民工的人均總消費(fèi)和人均食品消費(fèi)都更少。在模型(6)中,農(nóng)民工與人均可支配收入的交叉項(xiàng)是我們重點(diǎn)關(guān)注的變量。如果交叉項(xiàng)顯著,則表明農(nóng)民工的邊際消費(fèi)傾向與城市居民存在差異?;貧w結(jié)果顯示,在總消費(fèi)模型中交叉項(xiàng)不顯著;在食品消費(fèi)模型中,交叉項(xiàng)的系數(shù)為0.036而且顯著。這表明,農(nóng)民工的邊際總消費(fèi)傾向與城市居民沒有差異,邊際食品消費(fèi)傾向高于城市居民。四農(nóng)民工的消費(fèi)潛力——以城市居民為參照系前文實(shí)證分析結(jié)果表明,農(nóng)民工各類消費(fèi)水平均低于城市居民,但是,在控制住其他因素的條件下,農(nóng)民工的邊際總消費(fèi)傾向與城市居民并不存在顯著差異,邊際食品消費(fèi)傾向還略高于城市居民。與此同時(shí),近年來農(nóng)民工收入迅速增長,因此,我們有充足的理由預(yù)期,如果農(nóng)民工轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘芯用瘢瑢?shí)現(xiàn)身份轉(zhuǎn)換,其消費(fèi)水平將有巨大的提升空間。我們假設(shè),農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)身份轉(zhuǎn)換后,其消費(fèi)模式將隨之轉(zhuǎn)換為城市居民的消費(fèi)模式。根據(jù)城市居民消費(fèi)回歸模型,我們可以計(jì)算出在該種狀況下農(nóng)民工的消費(fèi)水平(見表9)。如果農(nóng)民工的稟賦特征保持不變,但按照城市居民的模式進(jìn)行消費(fèi),其人均總消費(fèi)將變得與城市居民相當(dāng)。其中,食品消費(fèi)、設(shè)備用品和服務(wù)消費(fèi)與城市居民非常接近;與工作相關(guān)消費(fèi)比城市居民高9.1%,而人力資本消費(fèi)仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于城市居民,低28.4%。表9農(nóng)民工消費(fèi)潛力估計(jì)如果農(nóng)民工按照城市居民的模式進(jìn)行消費(fèi),其消費(fèi)與自身實(shí)際水平相比,將實(shí)現(xiàn)較大幅度增長(見表10)。農(nóng)民工年人均總消費(fèi)將提高2333元,提高幅度為27%。食品消費(fèi)的提高幅度為16.7%,是各項(xiàng)消費(fèi)中提高幅度最小的;接下來是與工作相關(guān)消費(fèi)和人力資本消費(fèi),其提高幅度分別達(dá)到35.7%和37.3%;設(shè)備用品和服務(wù)消費(fèi)的提高幅度達(dá)到56.7%。表10農(nóng)民工的年人均消費(fèi)水平:實(shí)際的與估計(jì)的2009年國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)全國31個(gè)省份農(nóng)民工的監(jiān)測(cè)調(diào)查顯示,外出從業(yè)6個(gè)月及以上的外出農(nóng)民工數(shù)量達(dá)到1.45億人(國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村司,2014)。按年人均消費(fèi)8627元計(jì)算,農(nóng)民工總消費(fèi)為12509億元。如果按照城市居民的模式進(jìn)行消費(fèi),農(nóng)民工年人均消費(fèi)將增長2333元,農(nóng)民工群體的總消費(fèi)將增長3383億元,達(dá)到15892億元。2009年GDP總量為340903億元,據(jù)此估計(jì),農(nóng)民工消費(fèi)占到GDP總量的4.7%。以上對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)潛力的估計(jì),是在假定農(nóng)民工稟賦特征保持不變的前提下做出的。前文回歸表明,家庭人均可支配收入水平、家庭養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋水平和受教育水平等,都是影響農(nóng)民工消費(fèi)水平的重要因素。近年來農(nóng)民工收入在持續(xù)而迅

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