李國正 王鑒雪 車若語

[摘要]在消費驅(qū)動的經(jīng)濟發(fā)展模式下，流動人口是縮小城鄉(xiāng)居民消費差異、挖掘中國居民消費潛力的重要著力點?；趪倚l(wèi)健委2015年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，運用普通最小二乘法（OLS）和傾向得分匹配法（PSM），研究社會融合背景下流動人口居留意愿對家庭消費水平差異的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國57.34%的流動人口在城鎮(zhèn)具有明確的居留意愿，家庭化遷移趨勢明顯;（2）流動人口居留意愿對家庭消費水平有正向顯著影響，居留意愿明確的流動人口對城市居住偏好更高，相比不明確的家庭住房消費要高出30.3%;（3）在滿足生活剛性需求的基礎之上，居留意愿明確的流動人口消費重心逐步轉(zhuǎn)向住房支出，整體上住房占總支出比重提升15.7%。研究認為，通過統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、深化漸進戶改、建立公共住房及社會融合試點等措施，不僅可以提高流動人口居留意愿、釋放消費潛力，而且利于提高城鎮(zhèn)化率、促進經(jīng)濟內(nèi)生性增長。

[關鍵詞]流動人口;?居留意愿;?家庭消費;?社會融合;經(jīng)濟內(nèi)生性增長

[中圖分類號]F126[文獻標志碼]A[文章編號]1672-4917（2020）03-0106-10

一、引言

改革開放40多年來，中國經(jīng)濟總量躍居世界第二，年均GDP增長率為9.5%。然而，受全球經(jīng)濟危機、貿(mào)易保護主義、人口紅利消失和產(chǎn)能過剩等問題愈發(fā)突出的影響，出口驅(qū)動?“外向型”和投資驅(qū)動“粗獷型”的經(jīng)濟發(fā)展模式面臨著日益嚴峻的挑戰(zhàn)。[1]相比之下，消費驅(qū)動“內(nèi)需型”發(fā)展模式對經(jīng)濟增長的作用逐步增強，尤其2013—2017年間，在新型城鎮(zhèn)化、供給側(cè)改革、新舊動能轉(zhuǎn)換、降稅減負等因素影響下，消費對GDP貢獻率由47.0%提升至57.6%，超過出口與投資的貢獻之和（見圖1）。但事實上，中國居民整體消費水平卻一直處于疲軟狀態(tài)[2-3]：1978—2010年，最終消費率由62.10%下降到48.19%，而后略有回升，截至2017年底仍不足55.0%;中國城鄉(xiāng)居民人均消費差距達2.5倍以上，并且呈現(xiàn)長期擴大趨勢。[4]

圖1中國1998—2017年“三駕馬車”對

GDP的貢獻率及拉動百分點

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局，http：//data.stats.gov.cn/

easyquery.htm？cn=C01。中國擁有世界最大的消費群體和潛在的消費市場，為何居民整體消費水平卻如此低迷？究其原因：一是中國城鎮(zhèn)化推進過程中，城鄉(xiāng)居民收入差距較大、農(nóng)村消費能力不足以及消費結構不合理，導致城鎮(zhèn)化對消費水平的拉動作用尚未充分發(fā)揮[5-7];二是受戶籍制度和城鄉(xiāng)二元體制約束，“半市民化”流動人口在城鎮(zhèn)面臨諸如經(jīng)濟、文化、制度及身份認同等社會融合困境，導致了該群體預防性儲蓄增加，抑制了其消費潛力的釋放[8-10]。截至?2017年，中國常住人口城鎮(zhèn)化率約60.00%，流動人口超過2.44億，約占全國人口的1/6。數(shù)據(jù)來源：2017年國家衛(wèi)健委流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)調(diào)查而得。如此規(guī)模龐大的勞動力要素在“鄉(xiāng)—城”“城—城”之間流動必然會增加“背井離鄉(xiāng)”后在住房、食品、教育、社保等各方面的消費支出。因此，社會融合背景下勞動力要素在流入地“流動不定居、定居不消費”的現(xiàn)象，非常值得學者研究關注?！傲鲃硬欢ň印⒍ň硬幌M”：即中國勞動力遷移和定居是兩個獨立的過程，流動人口即使在流入地定居下來，又將面臨各種不均待遇和社會融合壁壘，會抑制其消費意愿和行為，最終導致消費潛力無法釋放

綜上所述，提高中國居民整體消費水平，促進內(nèi)生性增長是解決當前經(jīng)濟發(fā)展問題的重要戰(zhàn)略抉擇;在社會融合背景下，流動人口消費問題已經(jīng)成為制約未來中國居民消費水平提升的關鍵變量。但是，在以往研究中，一方面，主要關注流動人口消費對于城市化、市民化、消費主體構建以及城市人身份認同的意義，相反研究社會融合背景下城市化、市民化衍生問題對流動人口消費的影響則是少之又少[11-12];另一方面，主要聚焦于城鄉(xiāng)居民消費差距的測度、影響因素，忽視了流動人口群體的內(nèi)部異質(zhì)性和家庭遷移化，中國是倫理本位的社會，家庭是生產(chǎn)關系的核心[13]，以往研究對象僅是圍繞個體消費展開，對家庭消費尚未給予足夠關注[14-15]。

鑒于此，筆者基于社會融合背景下流動人口城市化和市民化所衍生的突出問題，重點研究流動人口居留意愿與家庭消費水平差異，進一步揭示居留意愿對家庭消費類型和消費結構的內(nèi)在影響機理，對于提升流動人口在流入地長期居留意愿，降低其消費儲蓄率、挖掘消費潛力，促進社會融合、推進流動人口城市化進程，具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

二、理論分析及假設

關于社會融合內(nèi)涵和外延的理解尚存爭議，狹義觀點認為社會融合僅指社會層面的融合程度[16-17]，廣義觀點則將經(jīng)濟、制度、心理、文化等方面適應都歸納為社會融合[18-19]，因此導致社會融合概念使用較為泛化。筆者認為，流動人口社會融合是一個包括流動人口在流入地經(jīng)濟適應、社會交往、心理認知、居住適應等多維度的概念[18、20]。其中，經(jīng)濟適應是流動人口生存發(fā)展和融合的根本保證，居住適應是反映流動人口基本生活狀況的重要指標。

流動人口與本地人口如何實現(xiàn)社會融合，既是當前中國人口學面臨的突出問題，也是勞動經(jīng)濟學的經(jīng)典議題。流動人口居留意愿和定居行為，不僅取決于該群體在流入地實現(xiàn)“安其居、樂其業(yè)”《道德經(jīng)》第八十章：“民各甘其食，美其服，安其俗，樂其業(yè)，至老死不相往來。”的基本保障，更取決于其在流動地社會融合程度，即能否從根本上完成“城市化”和“市民化”的過程[21]。社會網(wǎng)絡理論認為，伴隨著政治、經(jīng)濟、社會和文化發(fā)展，以及流動人口年齡結構和收入水平等的變化，在城市豐富的物質(zhì)誘惑和精神條件吸引下，越來越多的流動人口更愿意留在城市生活，打算長期定居的可能性就會增加[22]。

流動人口將自身定位為城里人或者將來打算在城鎮(zhèn)定居，意味著他們不論是從心理還是生活方式上，都已接納了城市的生活觀念，對城市的歸屬感更強，且在經(jīng)濟能力和社會網(wǎng)絡資源上都更加有能力，并愿意承受在城市生活所需的各項支出[10]。未得到城鎮(zhèn)戶口的外地農(nóng)民工對于購物和消費空間的界限感要表現(xiàn)得更加強烈[23]。相關研究表明，明確的居留意愿會提高流動人口遷移的概率，進而提升在流入地的總體消費水平，消費方式也將更傾向于多元化[24]。但是現(xiàn)有研究主要圍繞流動人口個體消費為研究對象，對衡量流動人口經(jīng)濟適應融合程度的關鍵標準——家庭消費卻鮮少關注[25]。鑒于此，筆者提出第一個假設：

H1：流動人口明確的居留意愿對家庭總體消費水平具有正向顯著影響。

值得一提的是，流動人口與本地居民的社會融合程度與居住選擇以及住房消費行為息息相關[26]。已往文獻主要從定性角度論述了二者關系、相關定量研究尚為匱乏;多數(shù)是探討消費水平、居住狀況對社會融合的影響[27-29]，較少反過來從社會融合背景出發(fā)，綜合考慮流動人口居留意愿對家庭消費的影響。有學者認為，流動人口平均居住時間相對較短、流動頻率較高，一方面會對住房、教育、醫(yī)療等方面的消費行為產(chǎn)生影響;另一方面，還會影響流動人口的消費欲望和消費需求[30-31]。另有學者通過建立數(shù)據(jù)模型發(fā)現(xiàn)，高端職業(yè)和高收入的外出農(nóng)民工社會融合程度更高，他們居留意愿更為明確，對城市居住偏好更高，消費類型也更傾向于購房支出[32-33]。同時，社會融合有利于提高流動人口住房自有率、正規(guī)社區(qū)居住率和整體住房消費水平[18]。鑒于此，本文提出第二個假設和第三個假設如下：

H2：流動人口在流入地居留意愿越明確，家庭消費類型越傾向居住偏好;

H3：流動人口在流入地居留意愿越明確，家庭住房消費比重會顯著提升;

流動人口在遷入地頻繁流動不僅會影響遷入地和遷出地的資源配置，而且會影響人力資本和社會資本投資等經(jīng)濟消費行為[34]。已有研究大多聚焦于短期移民行為方面，而較少涉及遷移行為對家庭消費水平的作用機理。因此，筆者基于國家衛(wèi)健委2015年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，運用普通最小二乘法（OLS）和傾向得分匹配法（PSM），結合社會融合背景，深入探析流動人口居留意愿對家庭消費水平、消費類型、消費結構不同層面的影響，最后提出相應政策啟示。

三、數(shù)據(jù)說明與模型構建

（一）數(shù)據(jù)說明

1.數(shù)據(jù)來源

國家衛(wèi)健委2015年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，覆蓋了全國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），以在流入地居住一個月及以上、戶口為非本區(qū)（縣、市）、調(diào)查年齡在15—59周歲的流入人口為研究對象，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方法進行抽樣，切實反映了流動人口生存及發(fā)展的實際狀況，為加強社會融合與流動人口服務管理提供了數(shù)據(jù)支持。

2.變量選取

結果變量設定：以往研究主要是以個人為單位，而中國是倫理本位社會，家庭是一切社會關系的核心，也是最基本的消費單位[13]，故而選取“過去一年家庭在本地月均總支出”的自然對數(shù)作為結果變量。此外，還通過“過去一年家庭在本地月食品支出及比重”“過去一年家庭在本地月住房支出及比重”“過去一年家庭在本地月其他支出及比重”等指標的自然對數(shù)，在探究居留意愿對流動人口家庭消費水平影響的基礎上，進一步解釋居留意愿對家庭消費類型和家庭消費結構的影響程度。

處理變量設定：以往對流動人口居留意愿測量的研究較為粗略，簡單劃分為有無居留意愿[35]，筆者進一步考查有無明確居留意愿情況，以流動人口在流入地“是否有明確的長期居留意愿”為處理變量，“打算在本地長期居?。?年及以上）”視為有明確居留意愿（明確=1），?“不打算在本地長期居?。?年及以上）”以及“沒想好”視為無明確居留意愿（不明確=0）。

協(xié)變量設定：社會融合是流動人口逐漸適應流入地社會文化和良性互動的構建過程[36]，為了盡可能地控制所有影響流動人口在流入地家庭消費的變量，分別從個人特征、家庭特征和儲蓄動機三個方面選取協(xié)變量，以探析社會融合背景下居留意愿與家庭消費關系的影響機制。個人特征包括流動人口的年齡、性別、文化程度等，家庭特征包括月均總收入和家庭規(guī)模等，儲蓄動機包括流動人口參保情況、單位包吃折算、單位包住折算等。

3.描述統(tǒng)計

對比居留意愿明確與居留意愿不明確的流動人口在流入地的基本特征（詳見表1）。結果顯示：中國57.34%的流動人口在城鎮(zhèn)具有明確的定居意愿，家庭化遷移趨勢明顯，且家庭月總支出、食品支出、住房支出、教育醫(yī)療等其他支出、月總收入、月包吃包住折算、年齡、受教育程度等均值，明顯高于居留意愿不明確的家庭。具體而言，從支出方面看，居留意愿明確的流動人口家庭在流入地月總支出達3?581.68元，食品支出為1?478.38元（占比41.27%），住房支出為815.08元（占比為22.76%），教育醫(yī)療等其他支出為1?288.33元（占比為35.97%），說明流動人口消費主要以食品、住房、教育和醫(yī)療支出為主。?從收入水平看，居留意愿明確的流動人口家庭月總收入均值為6?895.68元，較居留意愿不明確的流動人口收入水平高出20.40%，兩者差距較為明顯。然而，居留意愿明確的人口在本地居住的社區(qū)建立健康檔案的僅有33%，說明流動人口在流入地醫(yī)療健康意識薄弱，社會融入程度依然較低。從參保情況看，流動人口參加新農(nóng)村合作醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險的分別占66.10%、17.90%，但參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險及公費醫(yī)療的比例均不足10%，同時反映出其在流入地社會融合困難。從包吃包住情況看，49.70%的流動人口享受單位包吃包住的待遇，其中41.92%是居留意愿不明確的流動人口，其余7.8%是居留意愿明確的流動人口，但是單位月包吃包住折算有限，不足以保障流動人口在流入地生活、就業(yè)等基本需求。職工權益不能得到有力保障，無疑加大了流動人口在流入地社會融合的挑戰(zhàn)。

（二）模型構建

周明海等（2017年）通過PSM模型，得出流動人口具有長期居留意愿會顯著增加其消費水平，人均增幅可達13.9%。[24]寧光杰等（2018年）運用PSM方法解決市民化意愿對消費的選擇偏差問題，論證了長期居住意愿對消費行為的貢獻率要高于轉(zhuǎn)戶意愿。[37]李國正等（2017年）基于“經(jīng)濟新常態(tài)”背景，通過工具變量法證實了流動人口居留意愿對消費有顯著影響。[38]雖然以上研究，從多方面證明了居留意愿和消費行為的關系，但仍存在兩點不足：（1）從研究視角看，均未考慮到流動人口城市化和市民化融合困境、社會融合背景下流動人口居留意愿內(nèi)生性問題及對家庭消費影響有何變化等;（2）從檢驗方法看，要么僅更換不同年份樣本、要么僅變化樣本選取地區(qū)，均未呈現(xiàn)規(guī)范可靠的檢驗過程，實證結果有待進一步考究。

基于以上研究成果和不足，本文使用傾向值得分匹配法（PSM），處理可觀測變量導致的內(nèi)生性問題。原因如下：一是流動人口居住選擇和居留意愿，可能受年齡、性別及文化水平等個人特征，月總收入及同住人數(shù)等家庭特征，包吃包住折算及參保情況等儲蓄動機的綜合影響;二是回歸系數(shù)的高低取決于不可觀測因素對居留意愿的影響，若直接采用OLS估計方法，可能導致估計結果有誤。因此，設置流動人口居留意愿明確的處理組和居留意愿不明確的對照組，然后依據(jù)匹配前后兩組樣本估計居留意愿對消費的影響。構建以下計量模型：LogYn=α+β1Wi+β2jCij+ε。（1）本文以流動人口家庭“本地月總支出”“本地食品支出”“本地住房支出”“本地教育醫(yī)療等其他支出”“本地食品支出比重”“本地住房支出比重”“本地教育醫(yī)療等其他支出比重”的自然對數(shù)LogYn為結果變量（n=1、2、3…7）;以流動人口個體i有無明確居留意愿為處理變量Wi（明確=1，不明確=0）;其他協(xié)變量為Cij，包括個體i的個人特征、家庭特征及儲蓄動機等方面（j=1，2，3…）。其中，系數(shù)β1反映了流動人口居留意愿是否明確對流動人口消費水平差異的影響，系數(shù)β2則表示各協(xié)變量系數(shù)，ε為誤差擾動項。

（三）估計方法——傾向得分匹配（PSM）

采用傾向得分匹配法分析前，首先要確定社會融合視角下影響流動人口居留意愿與家庭消費行為的因素，一般可通過Logit模型篩選相關協(xié)變量，計算流動人口在可觀測特征Xi情況下居留意愿的條件概率，然后將實現(xiàn)篩選的多維變量降至一維，計算公式參考如下：

PSi=PXi=PiDi=1Xi=exp（βXi）1+exp（βXi）。（2）

其中PSi?是計算得出的流動人口個體的傾向匹配得分值;Xi?是與流動人口社會融合相關的協(xié)變量;Di為處理變量，表示流動人口居留意愿是否明確（明確=1，不明確=0），exp?（βXi）1+exp?（βXi）?表示Logit的累計分布函數(shù)，其中β為相應參數(shù)系數(shù)。通過估計參數(shù)值β代入式（2），可以得到流動人口居留意愿明確與否的傾向匹配得分PSi，即流動人口居留意愿的概率值P︿（Xi）。社會融合視角下流動人口居留意愿對家庭消費差異影響，可以采用式（3）中處理變量Di的平均處理效應ATT來估算：

ATT=E（LogY1i-LogY0iDi=1）=E[E（LogY1i-LogY0iDi=1，P（Xi））]=E{E（LogY1iDi=1，P（Xi））}-E{E（LogY0iDi=1，P（Xi））}。（3）

式（3）中，Y1i?和Y0i分別代表社會融合視角下同一流動人口個體居留意愿明確和不明確兩種情況時的消費水平，最后得出樣本估計的平均處理效應ATT︿：ATT︿=1NTΣi∈TLogYTi-1NTΣj∈Cw（pi，pl）LogYCl。（4）其中，NT為處理組個數(shù);C和T分別代表匹配后對照組和處理組;LogYTi是處理組第i個流動人口居留意愿明確情況下的消費水平;LogYCl是對照組第l個流動人口居留意愿不明確情況下的消費水平;wpi，pl為傾向得分pi和pl的權重系數(shù)，該系數(shù)大小取決于選擇的匹配方法。綜合嘗試后，本文采用最近鄰匹配、半徑匹配及核匹配三種方法，計算得出對照組和處理組傾向匹配得分，最后依據(jù)三種方法平均處理效應（ATT）的平均值作為參考。

四、實證結果分析

（一）居留意愿與家庭消費關系的OLS回歸

在做傾向得分匹配前，作為參照，我們對比控制協(xié)變量前后回歸估計系數(shù)即Coef.值，以判斷有無明確居留意愿對消費水平的影響。在未控制任何協(xié)變量情況下，Coef.值為0.293，即居留意愿明確的流動人口比不明確的家庭消費水平高29.3%，且在1%水平上顯著，因此可能存在選擇偏差和居留意愿內(nèi)生性問題，此結果并不可信，且R2僅為0.059。在加入個人特征、家庭特征及儲蓄動機協(xié)變量后，Coef.值降為0.099，即居留意愿明確的流動人口比不明確的家庭消費水平高9.9%，且顯著性水平接近1%，R2為0.336。在協(xié)變量中，除了包吃折算不顯著外，其余變量均顯著（篇幅有限，表格省略）。由此可見，社會融合背景下流動人口居留意愿與家庭消費之間絕非簡單的線性關系，因此有待進一步探究。

（二）傾向匹配得分估計與分析

為了更好地觀測社會融合視角下流動人口居留意愿對其家庭消費水平、消費類型及消費結構的影響，本文綜合采用最近鄰匹配、半徑匹配及核匹配三種計算方法，對處理組和對照組的樣本進行匹配，平均處理效應ATT值詳見表2和表3，三種方法計算結果較為相近。

1.居留意愿對消費水平的影響

如表2估計結果所示：依據(jù)最近鄰匹配、半徑匹配和核密度匹配三種不同的計算方法，分析流動人口居留意愿對總體消費水平的影響，匹配結果趨于一致，實證結果穩(wěn)健性較強。匹配前：居留意愿明確的流動人口比居留意愿不明確的，家庭總體消費水平提升30.8%;匹配后：居留意愿明確的比不明確的要高出11.8%，并在1%的置信區(qū)間上顯著，表明匹配估計很有必要且意義較大，流動人口明確的居留意愿對其在流入地的總體消費水平具有正向顯著影響，這與周明海等的研究結論一致[24]。因此假設1得證。

2.居留意愿對消費類型的影響

如表2估計結果所示：流動人口居留意愿不僅對家庭總體消費水平有正向顯著影響，而且也會顯著影響家庭食品、住房、教育醫(yī)療等其他消費類型。根據(jù)三種不同方法的匹配結果看，在其他條件不變的情況下，匹配前：居留意愿明確的流動人口比不明確的，其家庭食品支出、住房支出、教育醫(yī)療等其他支出分別提升32.1%、45.8%、16.4%;匹配后：居留意愿明確的比不明確的，在三大方面支出分別高出8.8%、30.3%、9.7%，且在1%的顯著性水平下顯著。從消費類型看，居留意愿明確的流動人口對城市居住偏好更高，家庭消費方式也更傾向于購房支出，尤其購買商品房的比例較高。因此假設H2得證。

3.居留意愿對消費結構的影響

為了進一步驗證，流動人口居留意愿對消費水平和消費類型有顯著影響，本文選取了家庭食品支出、住房支出，以及教育醫(yī)療等其他支出分別占總支出的比重作為三個指標，估計了流動人口居留意愿對家庭消費結構的影響。匹配法結果所示（詳見表3）：在其他條件不變的情況下，匹配前：居留意愿明確比不明確的流動人口，其家庭住房支出占總支出比重提升16.1%，食品支出占比和教育醫(yī)療等其他支出占總支出的比重變化很小，分別為1.5%和2.5%;匹配后：居留意愿明確比不明確的流動人口，其家庭住房占總支出比重提高15.7%，但是食品支出占比和教育醫(yī)療等其他支出占比分別降低了3.6%和1.5%。ATT值結果說明，流動人口居留意愿是否明確對其家庭食品支出比重和教育醫(yī)療支出比重影響不大，在滿足生活剛性需求支出的基礎上，用于住房支出的比重會顯著上升。因此假設H3得證。

（三）共同支撐假設與平衡性檢驗

為確保以上匹配質(zhì)量和估計結果的合理性、可靠性，需要進一步驗證共同支撐假設和平衡性檢驗。首先從共同支撐假設看（見圖2），對比流動人口居留意愿明確的處理組和居留意愿不明確的對照組，在家庭消費水平、消費類型和消費結構匹配前后的核密度圖?？梢缘贸觯浩ヅ浜螅幚斫M和對照組核密度函數(shù)較為接近，表明處理組和對照組的變量特性較為相似，在傾向匹配得分區(qū)間重疊范圍明顯擴大，意味著兩組絕大多數(shù)觀察值在共同取值范圍內(nèi)，因此傾向匹配估計結果較為理想，匹配質(zhì)量科學可靠。此外，本文還采用半徑匹配和核匹配方法對兩組變量進行匹配對比，得出的核密度圖與最近鄰匹配結果極其相似。

其次，從平衡性檢驗結果可得（詳見表4）①，匹配前，居留意愿明確和居留意愿不明確的流動人口個人特征、家庭特征及儲蓄特征的均值存在顯著差異，而匹配后，大部分協(xié)變量對應的P值都相對匹配前更大，也就意味著匹配后，居留意愿明確的和居留意愿不明確的流動人口在個體、家庭及儲蓄三

①由于篇幅限制，僅展示最近鄰匹配平衡性檢驗結果（含消費水平及消費類型，其中消費結構與消費類型結果極其相似，故省略），經(jīng)計算半徑匹配和核匹配的結果也均通過了平衡性檢驗。圖2匹配前后的核密度圖（基于最近鄰匹配法）①

方面協(xié)變量均值已不存在顯著性差異。整體上講，消費水平、消費類型和消費結構所有樣本匹配后偽R2、偏差均值、B值和R值均顯著下降，尤其匹配后B值均小于25%且R值均在1%左右，再次表明匹配顯著降低了處理組和對照組之間匹配變量的差異，最大限度降低了樣本選擇偏差，通過了平衡性檢驗，樣本匹配效果成功。

五、啟示與政策含義

基于以上研究我們可以發(fā)現(xiàn)：（1）中國57.34%的流動人口在城鎮(zhèn)具有明確的居留意愿，家庭化遷移趨勢較為明顯，且居留意愿明確的流動人口其家庭月總支出、食品支出、住房支出、教育醫(yī)療等其他支出等各項均值明顯高于居留意愿不明確的流動人口，居留意愿與其家庭消費呈正向顯著相關關系。（2）從消費水平看，居留意愿明確比不明確的流動人口家庭總體消費水平要提升11.8%，說明居留意愿明確的流動人口對其家庭消費水平具有正向顯著影響;從消費類型看，居留意愿明確的流動人口對城市居住支持偏好更高，相比不明確的家庭住房消費要高出30.3%，遠高于食品、教育醫(yī)療等其他消費，說明流動人口在流入地居留意愿越明確，其住房消費傾向越大，增加了舉家遷移的可能性;從消費結構看，居留意愿對食品、教育醫(yī)療及其他支出比重影響不大甚至會降低，對住房支出占比作用則較為顯著達15.7%，說明流動人口在流入地居留意愿越明確，其住房消費支出比重越高，流動人口在滿足生活剛性需求的基礎之上，消費重心逐步轉(zhuǎn)向住房支出。

總而言之，流動人口居留意愿的提高有助于提升在流入地總體消費水平，并且更加傾向于增加住房消費支出。結合全國龐大的流動人口數(shù)量，促進流動人口在流入地城鎮(zhèn)的融入水平，有助于改善內(nèi)需乏力的狀況，進而促進經(jīng)濟發(fā)展模式向消費驅(qū)動型轉(zhuǎn)變。伴隨“新戶改”的持續(xù)推進，除北京、上海等超大、特大城市之外，各地落戶門檻基本消除，但是當前以農(nóng)民工為主體的流動人口落戶城鎮(zhèn)仍舊面臨諸多問題：（1）城鎮(zhèn)公共服務水平有待提高，尤其是在教育、醫(yī)療、住房等方面，流動人口面臨著較高的生活成本和生活壓力[39];（2）對于流動人口具有吸引力的特大城市、超大城市落戶門檻較高，沒有落戶門檻的中小城鎮(zhèn)對流動人口又缺乏吸引力;（3）由于農(nóng)民工就業(yè)能力較低，加之城鄉(xiāng)社會保障水平差異較大，土地權益仍舊是農(nóng)民工生活的最后保障，然而當前諸多地方仍舊將進城落戶與土地權益掛鉤，嚴重阻礙了農(nóng)民工進城落戶的步伐。

鑒于此，本文認為應該采取以下措施提高流動人口在流入地定居意愿和城鎮(zhèn)融入水平：

第一，深化戶籍制度改革，破除體制機制障礙。一方面，完善公共住房制度，保障流動人口住房福利，特別是落實住房市場的“租售同權”和保障性住房制度，注重教育及醫(yī)療資源的均衡化和公平合理性分配，才能消除農(nóng)民工融入城市的制度性障礙，有效提升其在遷入地的居留意愿，才能提振流動人口的消費信心;另一方面，通過轉(zhuǎn)移支付，提升地方政府公共服務支出水平和接納流動人口定居或落戶的積極性[40]。