周德水 劉一偉 盧學(xué)英

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030；2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)，北京 100083)

一、引言

黨的十九屆五中全會(huì)公報(bào)與“十四五”規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要將全面促進(jìn)消費(fèi)作為我國未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要方向，加快推進(jìn)消費(fèi)升級(jí)已成為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的著力點(diǎn)。然而，消費(fèi)不足長期困擾著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展(王乙杰 等，2020)，城鄉(xiāng)居民內(nèi)部之間的消費(fèi)差距仍然較大(高帆，2014；周廣肅 等，2020)，尤其是農(nóng)民工等重點(diǎn)群體作為消費(fèi)差距擴(kuò)大的弱勢(shì)一方，如何捕捉其消費(fèi)差距的影響因素，并保障農(nóng)民工在城市中獲得自我發(fā)展的機(jī)會(huì)，對(duì)于全面促進(jìn)消費(fèi)以及扎實(shí)推進(jìn)共同富裕具有重要意義。

當(dāng)前，中國農(nóng)民工規(guī)模已達(dá)2.92億人(1)資料來源：國家統(tǒng)計(jì)局，2022，http://www.stats.gov.cn/xxgk/sjfb/zxfb2020/202204/t20220429_1830139.html。，其特征是戶籍與就業(yè)地點(diǎn)的分離。隨著更多中小城市落戶限制的放開，戶籍制度作為阻礙勞動(dòng)力流動(dòng)的體制弊端已明顯弱化(周穎剛 等，2019)，農(nóng)民工收入持續(xù)增長，為農(nóng)民工消費(fèi)潛力的釋放提供了廣闊空間(陳斌開 等，2010)。消費(fèi)作為可支配收入和家庭財(cái)富能力的衡量，能夠很好地反映個(gè)體之間真實(shí)的福利差異(Blundell et al.,1998；汪偉，2020；劉靖 等，2021)，其不僅受自身主觀偏好的影響，還會(huì)受到現(xiàn)行戶籍制度的影響。已經(jīng)有學(xué)者從戶籍限制視角來解釋中國消費(fèi)不足的現(xiàn)象(張勛 等，2014)，但對(duì)農(nóng)民工內(nèi)部之間消費(fèi)差距問題的關(guān)注較少，尤其從城鎮(zhèn)化進(jìn)程中農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口戶籍改變的視角進(jìn)行研究的文獻(xiàn)明顯不足。

黨和政府一直重視推進(jìn)戶籍制度改革，提升農(nóng)民工市民化水平。2014年7月，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》，明確指出取消農(nóng)業(yè)戶口與非農(nóng)業(yè)戶口性質(zhì)區(qū)分和由此衍生的藍(lán)印戶口等戶口類型，統(tǒng)一登記為居民戶口，體現(xiàn)戶籍制度的人口登記管理功能。2016年9月，國務(wù)院印發(fā)《推動(dòng)1億非戶籍人口在城市落戶方案》，指出除極少數(shù)大城市外，全面放寬農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶條件。2022年5月，中共中央辦公廳國務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于推進(jìn)以縣城為重要載體的城鎮(zhèn)化建設(shè)的意見》，提出全面取消縣城落戶限制政策，保障農(nóng)民工等非常住人口均等享有基本公共服務(wù)。自2014年以來，中國已實(shí)質(zhì)完成1.2億農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口落戶城鎮(zhèn)的目標(biāo)，戶籍制度改革取得顯著成效(2)資料來源：公安部，2021，https://app.mps.gov.cn/searchweb/search_new.jsp。。但受限于中國長期的二元經(jīng)濟(jì)體制，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距的基數(shù)仍然較大，即便農(nóng)民工轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍，但由于收入水平、社會(huì)保障、就業(yè)和公共服務(wù)等方面的銜接問題，也難以在短期內(nèi)與城鎮(zhèn)居民實(shí)現(xiàn)同等的消費(fèi)水平。如果將戶籍轉(zhuǎn)換后的消費(fèi)比較對(duì)象限定于流動(dòng)人口內(nèi)部，則可以更加精準(zhǔn)衡量戶籍改變后的消費(fèi)行為變化(王乙杰 等，2020)。

本文利用2017年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)(CMDS)，從理論與實(shí)證層面探討了非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換與農(nóng)民工消費(fèi)差距的關(guān)系。本文的邊際貢獻(xiàn)主要有以下三點(diǎn)：第一，雖然目前從流動(dòng)人員內(nèi)部視角研究戶籍轉(zhuǎn)變對(duì)其經(jīng)濟(jì)行為的影響已獲得關(guān)注(溫興祥，2017；楊金龍，2018；王乙杰 等，2020；董志勇，2021)，但在戶籍制度改革下探討農(nóng)民工消費(fèi)差距問題卻并不多見。本文從農(nóng)民工內(nèi)部視角切入，探討非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距的影響，深入分析兩者之間的因果效應(yīng)。第二，基于收入、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和心理融入感挖掘農(nóng)民工群體中的個(gè)體異質(zhì)性特征的影響差異，采用分位數(shù)回歸探究非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距影響的變動(dòng)規(guī)律，增進(jìn)了本文研究結(jié)論的深入性和針對(duì)性。第三，從就業(yè)機(jī)會(huì)效應(yīng)、社會(huì)資本效應(yīng)和福利可及效應(yīng)等渠道探討了非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民消費(fèi)差距影響的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)戶籍轉(zhuǎn)換并未伴隨著收入不確定性的改善，這可以為降低農(nóng)民工消費(fèi)差距提供理論支持與決策參考。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)民工消費(fèi)差距的影響因素給予了大量關(guān)注，如代際差異(王子成 等，2016；Niu et al.，2021)、人力資本(楊晶 等，2019)、互聯(lián)網(wǎng)普及率(Zhang et al.，2020)、房價(jià)(汪偉 等，2020)和養(yǎng)老保險(xiǎn)(周廣肅 等，2020)等，但基于戶籍視角探究農(nóng)民工消費(fèi)差距的研究并不多見，且較多關(guān)注戶籍制約下的農(nóng)民工消費(fèi)行為的研究結(jié)果尚存在一定分歧。

部分學(xué)者從戶籍限制視角分析農(nóng)民工消費(fèi)差異問題，認(rèn)為戶籍管制現(xiàn)象使得人口城鎮(zhèn)化抑制了居民消費(fèi)率的提高(明娟 等，2014；李子聯(lián)，2014；Chen et al.，2015)。本地戶籍農(nóng)民工的營養(yǎng)消費(fèi)顯著高于外地農(nóng)民工(李景國 等，2018)，外來人口的恩格爾系數(shù)顯著高于本地戶籍人口(王燕 等，2021)。對(duì)此，如果通過戶籍制度改革來降低農(nóng)民工遷移成本，則不論是短期還是長期，都有利于提升農(nóng)民工福利，縮減城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距(張偉進(jìn) 等，2014；周文 等，2017)。曲玥等(2019)指出消除與戶籍掛鉤的社會(huì)保障水平差異，有助于降低農(nóng)民工與本地戶籍居民的消費(fèi)差距。類似地，王乙杰等(2020)也認(rèn)為戶口類型改變能夠顯著提升農(nóng)民工的家庭消費(fèi)支出。此外，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中農(nóng)民工擁有較高的身份認(rèn)同感也能夠顯著提升消費(fèi)水平(周明海 等，2017；孫文凱 等，2019)。然而，通過戶籍轉(zhuǎn)換來促進(jìn)消費(fèi)的觀點(diǎn)并未獲得一致認(rèn)同。譬如梁晨(2012)指出即使農(nóng)民工完成了戶籍轉(zhuǎn)換，但由于市民化是長期過程，戶籍改變并不能直接帶來消費(fèi)與其他生活方式的改變。易行健等(2020)也認(rèn)為中國城鎮(zhèn)化發(fā)展并沒有促進(jìn)消費(fèi)水平上升，這主要源于半城鎮(zhèn)化影響。除了上述分歧觀點(diǎn)外，還有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)轉(zhuǎn)非群體與城鎮(zhèn)居民的總體消費(fèi)沒有顯著差異，但農(nóng)村生活經(jīng)歷和習(xí)慣使得農(nóng)民工更加關(guān)注炫耀性消費(fèi)(Wang et al.，2021)。許巖(2022)指出隨著市場(chǎng)化分割程度的降低，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城鎮(zhèn)居民的工資同化能夠逐步實(shí)現(xiàn)，但這一過程需要20年以上。

另一部分文獻(xiàn)關(guān)注了戶籍因素對(duì)收入差距的影響。王鵬(2017)指出即使戶籍一致，轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶籍的農(nóng)民工與“老市民”仍然存在收入差距。這可能是因?yàn)槁殬I(yè)隔離造成了農(nóng)民工職業(yè)準(zhǔn)入障礙，導(dǎo)致收入不平等(吳曉剛，2014)。戶籍制度還致使農(nóng)民工社會(huì)資本更加欠缺，限制了農(nóng)民工流向收入較高的職業(yè)(程誠 等，2014)。由戶籍歧視造成的就業(yè)機(jī)會(huì)不平等是擴(kuò)大農(nóng)民工與城鎮(zhèn)居民收入差距的重要原因(章莉，2019)。這些戶籍因素對(duì)收入差距的影響機(jī)理也可能會(huì)間接導(dǎo)致農(nóng)民工的消費(fèi)不平等。

本文結(jié)合微觀層面的消費(fèi)差距和農(nóng)民工戶籍身份的改變，嘗試將戶籍因素納入農(nóng)民工消費(fèi)差距的分析框架，考察非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距的影響，并分析其作用機(jī)制和異質(zhì)效應(yīng)。主要基于以下三個(gè)方面提出假說：

首先，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距的直接影響。一方面，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍使得農(nóng)民工擁有了“新市民”身份，很大程度上提升了農(nóng)民工的公共服務(wù)可及性水平，釋放了農(nóng)民工的消費(fèi)潛力，對(duì)于縮減農(nóng)民工的消費(fèi)差距具有積極作用。另一方面，中國城鄉(xiāng)二元融合程度較低(崔菲菲 等，2020)，轉(zhuǎn)為“新市民”的身份效應(yīng)與其內(nèi)在的價(jià)值效應(yīng)實(shí)際并不匹配(Song，2014)，“新市民”的生活成本并不會(huì)降低，消費(fèi)仍然可能集中在食品和住房等生存型資料支出。因此，就直接作用看，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距的影響可能存在雙重效應(yīng)。由于轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍是農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)市民化的重要舉措之一，其正面影響可能更具普遍意義。據(jù)此，本文提出：

假說1：轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距具有顯著影響，但正向影響更明顯。

其次，對(duì)不同群體而言，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的福利效果可能存在異質(zhì)性。從農(nóng)民工內(nèi)部視角看，消費(fèi)差距擴(kuò)大主要體現(xiàn)在收入水平較低、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)欠缺與社會(huì)融入水平不足等弱勢(shì)群體。戶籍限制使其難以獲得同等的公共服務(wù)和社會(huì)福利，提高了農(nóng)民工內(nèi)部弱勢(shì)群體的生活成本；同時(shí)勞動(dòng)力市場(chǎng)中由戶籍限制引致的流動(dòng)壁壘固化了農(nóng)民工職業(yè)模式，造成農(nóng)民工對(duì)傳統(tǒng)勞動(dòng)密集型崗位的“職業(yè)鎖定”。農(nóng)民工內(nèi)部弱勢(shì)群體受限于職業(yè)固化、社會(huì)資本和人力資本匱乏，其消費(fèi)能力也處于維持生活必需品的基礎(chǔ)水平。但對(duì)于收入穩(wěn)定、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)比較豐富以及社會(huì)融入水平較高的農(nóng)民工，他們具有更好的經(jīng)濟(jì)和物質(zhì)保障，其自我發(fā)展機(jī)會(huì)和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力受到戶籍限制的影響相對(duì)較小，在消費(fèi)以及經(jīng)濟(jì)行為表現(xiàn)方面可能不會(huì)因戶口改變而產(chǎn)生明顯轉(zhuǎn)變。因而，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍對(duì)改善農(nóng)民工內(nèi)部弱勢(shì)群體消費(fèi)差距的作用可能更大，邊際效應(yīng)更明顯。據(jù)此，本文提出：

假說2：中低收入水平、低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與低心理融入水平的農(nóng)民工轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍對(duì)其消費(fèi)差距的緩解作用更大。

最后，探討非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距的間接影響效應(yīng)。已有研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工存在明顯的就業(yè)市場(chǎng)分割現(xiàn)象，在高質(zhì)量就業(yè)機(jī)會(huì)獲取上面臨著戶籍身份歧視(陳寧 等，2020)。由戶籍歧視導(dǎo)致的就業(yè)機(jī)會(huì)缺失擴(kuò)大了農(nóng)民工與城鎮(zhèn)居民的收入差距(章莉 等，2019；吳彬彬 等，2020)。由此可見，放寬農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的落戶限制可以為農(nóng)民工帶來更多的就業(yè)機(jī)會(huì)。進(jìn)一步，就業(yè)機(jī)會(huì)有助于提高農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的收入水平(鐘甫寧 等，2007)，是促進(jìn)勞動(dòng)力充分流動(dòng)(馬述忠 等，2022)和實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要途徑(陳友華 等，2022)。據(jù)此推測(cè)，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換可能通過增加農(nóng)民工的就業(yè)機(jī)會(huì)對(duì)其消費(fèi)差距產(chǎn)生間接影響。

與此同時(shí)，非農(nóng)戶籍獲取一定程度上打破了農(nóng)民工對(duì)于社會(huì)保障獲取的戶籍依附性，提高了農(nóng)民工社會(huì)保障可及性。已有研究表明，戶籍身份轉(zhuǎn)換能夠顯著改善農(nóng)村移民的社會(huì)保障狀況，提升其主觀福利水平(溫興祥 等，2019)。并且從長期看，戶籍改變的消費(fèi)效應(yīng)主要通過社會(huì)保障的變動(dòng)來發(fā)生作用(王乙杰 等，2020)。而社會(huì)保障承擔(dān)著調(diào)節(jié)收入分配的重要功能，不僅能夠促使居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)向發(fā)展型和享受型消費(fèi)(章成 等，2022)，還能有效降低農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的消費(fèi)不平等(周廣肅 等，2020)。因此，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換也可能通過提升農(nóng)民工的福利可及性對(duì)其消費(fèi)差距產(chǎn)生間接影響。

相對(duì)于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民社會(huì)資本欠缺，尤其是在人際紐帶聯(lián)系上存在較大弱勢(shì)(李穎暉，2020)。但與繼續(xù)持有農(nóng)業(yè)戶籍的農(nóng)民工相比，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的農(nóng)民工具有顯著的工資效應(yīng)(溫興祥，2017)。戶籍制度改革使得農(nóng)民工在勞動(dòng)力市場(chǎng)中獲得了更多的自由進(jìn)入權(quán)，一定程度上提升了農(nóng)民工參與社區(qū)其他社會(huì)活動(dòng)的積極性，促進(jìn)了農(nóng)民工的社會(huì)資本積累。此外，大部分農(nóng)民工往往從事環(huán)境較差、勞動(dòng)強(qiáng)度較高的職業(yè)，加之頻繁流動(dòng)加劇了不確定性風(fēng)險(xiǎn)，這影響了農(nóng)民工市民化進(jìn)程，導(dǎo)致其面臨“流動(dòng)循環(huán)”陷阱。而非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換能夠有效降低農(nóng)民工流動(dòng)性，助推農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)市民化，從而預(yù)防不確定性風(fēng)險(xiǎn)。綜上分析，本文提出：

假說3：非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換不僅可以通過就業(yè)機(jī)會(huì)效應(yīng)、社會(huì)資本效應(yīng)與福利可及效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距產(chǎn)生間接影響，還可以通過降低收入不確定性來影響消費(fèi)差距。

三、數(shù)據(jù)、變量與計(jì)量方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自國家衛(wèi)健委發(fā)布的中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)(2017CMDS)。該項(xiàng)調(diào)查的被訪問主體是流動(dòng)人口，即在遷入地務(wù)工時(shí)間超過一個(gè)月，并且為非本地戶籍的15周歲以上的流動(dòng)人口。本次數(shù)據(jù)調(diào)查范圍廣泛，覆蓋中國31個(gè)省份，采取隨機(jī)抽樣法，共調(diào)查了17萬流動(dòng)人口。調(diào)查內(nèi)容涉及流動(dòng)人口的個(gè)人基本情況、家庭開支、就業(yè)特征、醫(yī)療衛(wèi)生狀況以及城市落戶和融入意愿。根據(jù)本文的研究需求，選擇18～65周歲的農(nóng)民工作為研究對(duì)象，并剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)缺失和不符合研究要求的樣本，最終得到的樣本量為114885個(gè)。需要說明的是，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，一部分農(nóng)民工轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍，另一部分農(nóng)民工則繼續(xù)持有農(nóng)業(yè)戶籍。一般而言，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍具備了“新市民”身份，但為了研究方便，文中仍統(tǒng)稱為農(nóng)民工群體。

(二)變量界定

本文的被解釋變量為農(nóng)民工個(gè)體之間的消費(fèi)差距，采用Kakwanni指數(shù)進(jìn)行測(cè)度。根據(jù)Kakwanni(1984)提出的相對(duì)剝奪理論，農(nóng)民工消費(fèi)水平越高，遭受的消費(fèi)相對(duì)剝奪越低，農(nóng)民工消費(fèi)差距越小。采用Kakwanni指數(shù)衡量個(gè)體之間的經(jīng)濟(jì)差距在學(xué)術(shù)界已經(jīng)獲得廣泛關(guān)注(楊晶 等，2020；李芳芝 等，2021)。個(gè)體消費(fèi)差距指數(shù)的計(jì)算公式如下：

(1)

本文解釋變量是非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換。在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上(梁盛凱 等，2022；陳思創(chuàng) 等，2022)，根據(jù)戶籍性質(zhì)，將戶籍為“農(nóng)轉(zhuǎn)居”的農(nóng)民工賦值為1，將仍然持有農(nóng)業(yè)戶籍的農(nóng)民工賦值為0，樣本中“農(nóng)轉(zhuǎn)居”的比例為5.68%。本文控制變量涵蓋個(gè)人特征、家庭特征和流動(dòng)性特征，并控制了單位特征、住房特征和區(qū)域特征。其中，個(gè)人特征包括性別、年齡、年齡平方項(xiàng)、受教育程度、黨員、婚姻和遷移距離；家庭特征包括家庭隨遷和家庭規(guī)模；流動(dòng)性特征包括外出務(wù)工時(shí)間、工作時(shí)間、流動(dòng)過的城市數(shù)量；單位特征以國有企業(yè)為對(duì)照，包括私營企業(yè)、個(gè)體工商、外資企業(yè)、港澳臺(tái)資企業(yè)、股份制企業(yè)以及其他類型企業(yè)；住房特征則以私有住房為參照，列入單位提供住房、政府提供住房、租房和其他類型住房；區(qū)域特征根據(jù)地理區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北地區(qū)，以東部為參照。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)計(jì)量方法

由于被解釋變量是具有連續(xù)數(shù)值特征的變量，首先運(yùn)用最小二乘法，考察非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距的影響，設(shè)立基準(zhǔn)回歸模型如下：

Y=α0+α1Xi+α2Hi+δ1

(2)

其中：Y為被解釋變量消費(fèi)差距；Hi為解釋變量非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換；Xi為控制變量，包括個(gè)人特征、家庭特征、流動(dòng)性特征、單位特征、住房特征及區(qū)域特征；α0為常數(shù)項(xiàng)，α1、α2為待估參數(shù)；δ1為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

方程(2)中的解釋變量Hi可能因遺漏變量問題導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏差，且如果消費(fèi)差距在一定范圍內(nèi)，也會(huì)反向影響非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的比例，造成互為因果的內(nèi)生性。本文在基準(zhǔn)回歸中同時(shí)采用工具變量法進(jìn)行識(shí)別，以克服內(nèi)生性問題。借鑒秦雪征等(2014)、寧光杰等(2021)的思路，選取“受訪者所在區(qū)縣轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的均值”作為工具變量。居住在同一區(qū)縣往往具有比較穩(wěn)定的戶籍和落戶政策，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面相對(duì)比較接近，因而同一區(qū)縣內(nèi)非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的比例會(huì)影響到自身行為的選擇，滿足相關(guān)性。工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示，一階段F值明顯高于經(jīng)驗(yàn)值，說明工具變量與解釋變量相關(guān)；DWH檢驗(yàn)P值小于0.005，說明Hi為內(nèi)生解釋變量。對(duì)于外生性，更高層次的區(qū)縣非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換率往往不會(huì)對(duì)個(gè)體的消費(fèi)差距產(chǎn)生影響，假設(shè)外生性成立。

進(jìn)一步，基于反事實(shí)推斷的傾向得分匹配法(Propensity Score Matching)進(jìn)行再檢驗(yàn)。傾向得分匹配法通過在樣本中抽樣或者是立足于接受影響的傾向值來對(duì)樣本進(jìn)行重新匹配，即構(gòu)建處理組(非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換組)和控制組(農(nóng)業(yè)戶籍組)兩個(gè)子樣本，通過匹配消除兩組樣本的特征值差異，從而獲得非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)消費(fèi)差距影響的“凈效應(yīng)”，即平均處理效應(yīng)(ATT值)。具體公式如下：

ATT=E(Y1i|P=1)-E(Y0i|P=1)

(3)

式(3)中，(Y1i|P=1)表示轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的農(nóng)民工消費(fèi)差距情況，E(Y0i|P=1)表示假如那些樣本沒有選擇轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍時(shí)的消費(fèi)差距情況。由于后者無法直接觀測(cè)，因而構(gòu)建“反事實(shí)”框架進(jìn)行估計(jì)，E(Y0i|P=1)即是ATT估計(jì)的反事實(shí)效應(yīng)(Counter-facyual Effect)。

四、實(shí)證分析與討論

(一)非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距影響的基準(zhǔn)回歸

考慮到內(nèi)生性問題的影響，本文在基準(zhǔn)回歸中分別報(bào)告了OLS與2SLS的估計(jì)結(jié)果。表2列(1)、(3)中沒有控制單位、住房與區(qū)域特征，列(2)、(4)則納入了全部控制變量。結(jié)果顯示，無論采用哪種估計(jì)方式，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，即轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍能夠有效降低農(nóng)民工之間的消費(fèi)差距，驗(yàn)證了假說1。從OLS和2SLS的估計(jì)系數(shù)看，控制全部變量后基于OLS估計(jì)的系數(shù)為-0.0198，而基于2SLS估計(jì)的系數(shù)為-0.0258，說明克服內(nèi)生性后轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的影響程度顯著提升，說明在OLS估計(jì)中非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換與消費(fèi)差距的因果效應(yīng)會(huì)被低估。

在經(jīng)濟(jì)意義上，農(nóng)民工轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的概率平均每提升1個(gè)單位，會(huì)使其消費(fèi)差距降低2.58%。隨著農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城鎮(zhèn)落戶規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)民工在城市中日趨“沉淀”和融合，公共服務(wù)均等化與可及性也逐漸向農(nóng)民工惠及，戶籍分割對(duì)農(nóng)民工生活和其他經(jīng)濟(jì)行為的不利影響不斷降低。每單位2.58%消費(fèi)差距的減少將會(huì)加快推動(dòng)農(nóng)民工市民化進(jìn)程，這具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。由于OLS與2SLS的估計(jì)結(jié)果存在偏差，可以確定非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換是內(nèi)生性解釋變量，因而在后續(xù)研究中均報(bào)告基于工具變量的2SLS方法估計(jì)所得的結(jié)果。

表2 非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距影響的基準(zhǔn)回歸

控制變量方面，以2SLS估計(jì)的列(4)為例，性別變量系數(shù)值為負(fù)，但并未通過顯著性檢驗(yàn)。年齡系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著隨著年齡的增長，農(nóng)民工之間的消費(fèi)差距會(huì)顯著降低。而年齡的平方項(xiàng)系數(shù)為正，說明當(dāng)年齡增長到一定階段后，緩解消費(fèi)差距的影響程度會(huì)下降。相對(duì)于小學(xué)及以下，接受過初中、高中和大學(xué)及以上教育水平的系數(shù)分別為-0.0313、-0.0709和-0.1193，說明隨著教育程度的提高，消費(fèi)差距顯著降低。黨員變量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著縮小了消費(fèi)差距。初婚變量也能夠降低消費(fèi)差距。相對(duì)于市外省內(nèi)的流動(dòng)距離，縣外市內(nèi)流動(dòng)擴(kuò)大了消費(fèi)差距，而跨省遷移則有利于降低消費(fèi)差距。家庭隨遷對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距沒有顯著影響，但家庭規(guī)模能夠降低消費(fèi)差距。此外，外出打工時(shí)間、工作時(shí)間與流動(dòng)城市個(gè)數(shù)均對(duì)縮小農(nóng)民工消費(fèi)差距具有積極作用。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.剔除北京、上海等地的樣本

由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度高的地區(qū)城鎮(zhèn)化水平通常較高，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換可能會(huì)受到不同城市發(fā)展層次的影響，形成農(nóng)民工對(duì)非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的選擇效應(yīng)。為了盡量消除城市發(fā)展差異的外在影響，將北京、上海、廣州、深圳和天津等比較發(fā)達(dá)的城市樣本剔除?；貧w結(jié)果如表3模型一所示，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍仍然在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著降低了農(nóng)民工消費(fèi)差距。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.更換被解釋變量的測(cè)量方法

將基于相對(duì)剝奪指數(shù)衡量的個(gè)體之間消費(fèi)差距替換為基于區(qū)縣層面衡量的Gini系數(shù)。根據(jù)受訪者所在區(qū)縣特征，構(gòu)建樣本區(qū)縣之間的Gini系數(shù)，并將區(qū)縣層面非農(nóng)戶籍的平均比例作為解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果如表3模型二所示，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的系數(shù)仍然顯著為負(fù)。這表明無論采用個(gè)體層面的相對(duì)剝奪指數(shù)還是采用區(qū)縣層面的Gini系數(shù)度量被解釋變量，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換均顯著降低了農(nóng)民工消費(fèi)差距。

3.升級(jí)工具變量

為了進(jìn)一步滿足工具變量的外生性，本文選擇“首次外出時(shí)的年齡/目前年齡”的比值與區(qū)縣層面非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換率的交互項(xiàng)作為工具變量。在邏輯上，首次外出時(shí)年齡越小的農(nóng)民工，其在城市工作的時(shí)間越久，在城市的居留意愿越高，因而選擇轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的可能性越大，即首次外出時(shí)的年齡與非農(nóng)戶籍選擇存在相關(guān)性。工具變量的交互項(xiàng)更具外生擾動(dòng)特征，增大工具變量自身的外生變化程度，能夠更好地識(shí)別非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)消費(fèi)差距的效應(yīng)?；貧w結(jié)果如表3模型三所示，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換仍然在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著降低了農(nóng)民工之間的消費(fèi)差距。

4.考慮流動(dòng)范圍的影響

一般而言，“農(nóng)轉(zhuǎn)居”的原因包括：(1)在城鎮(zhèn)就業(yè)和生活引起的戶籍改變；(2)征地引發(fā)的拆遷落戶；(3)城鎮(zhèn)化發(fā)展和邊界擴(kuò)張?jiān)斐傻膽艨诟淖儯?4)上學(xué)、參軍等臨時(shí)性落戶(王乙杰 等，2020)。由于2017年CMDS并未涉及農(nóng)轉(zhuǎn)居原因的調(diào)查，存在非本地農(nóng)轉(zhuǎn)居對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距影響的估計(jì)偏差。為此，本文根據(jù)流動(dòng)范圍的差異將樣本劃分為同一個(gè)市域內(nèi)流動(dòng)和市域外流動(dòng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表4。同一個(gè)市域內(nèi)的個(gè)體往往在生活方式、消費(fèi)習(xí)慣、以及公共服務(wù)水平等具有一定的同質(zhì)性，那么如果發(fā)生在市域內(nèi)的農(nóng)轉(zhuǎn)居現(xiàn)象能夠?qū)r(nóng)民工消費(fèi)差距產(chǎn)生影響，則可以在一定程度上克服由于非本地農(nóng)轉(zhuǎn)居對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距的影響偏差。表4顯示在考慮流動(dòng)范圍的影響后，無論是市域內(nèi)流動(dòng)還是市域外流動(dòng)，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換均顯著降低了消費(fèi)差距，進(jìn)一步支持了研究結(jié)論。

表4 考慮流動(dòng)范圍的影響

(三)反事實(shí)推斷：傾向得分匹配法(PSM)的再檢驗(yàn)

為了克服不可觀測(cè)變量的影響，本文運(yùn)用基于反事實(shí)推斷的傾向得分匹配法進(jìn)行再檢驗(yàn)。在匹配方法的估計(jì)上，選擇最近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配和局部線性回歸匹配等多種方法進(jìn)行論證。傾向得分匹配需要對(duì)樣本中的處理組和控制組進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，以確保處理組和控制組樣本在匹配后僅在非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換變量上存在差異。以最小近鄰匹配法為例，其平衡性檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。在匹配前Pseudo R2為0.100，LR test對(duì)應(yīng)的P值為0.000，標(biāo)準(zhǔn)化偏誤的平均值與中位數(shù)分別為10.9%和6.9%。匹配后Pseudo R2下降到0.000，且LR test在匹配后不再顯著，標(biāo)準(zhǔn)化偏誤的平均數(shù)和中位數(shù)均低于1%。這說明匹配后解釋變量的系統(tǒng)差異顯著弱化，匹配結(jié)果符合反事實(shí)推斷要求。

表5 傾向得分匹配的平衡性檢驗(yàn)

傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果如表6所示，無論采用哪種匹配方法，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換在匹配后均顯著降低了消費(fèi)差距。其中，基于最近鄰匹配(n=4)的ATT值在匹配后為-0.0192，卡尺匹配(K=0.005)的結(jié)果為-0.0178，核匹配結(jié)果的ATT值則為-0.0231，略高于最近鄰匹配與卡尺匹配的結(jié)果，局部線性回歸匹配ATT值的估計(jì)結(jié)果(-0.0194)也與最近鄰匹配的結(jié)果(-0.0192)相近?？傮w來看，在消除樣本間可觀測(cè)的系統(tǒng)性差異后，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍能夠顯著降低農(nóng)民工之間的消費(fèi)差距，并且在不同的匹配方法估計(jì)下，研究結(jié)果保持穩(wěn)健。

表6 基于傾向得分匹配法的再檢驗(yàn)

(四)非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的影響規(guī)律：工具變量分位數(shù)回歸

由上文分析可知，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍顯著降低了農(nóng)民工之間的消費(fèi)差距。但非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的緩解效應(yīng)可能會(huì)在不同消費(fèi)差距范圍內(nèi)的群體中存在差異。本文基于工具變量分位數(shù)回歸，分別考察了非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換在10分位點(diǎn)、30分位點(diǎn)、50分位點(diǎn)、70分位點(diǎn)和90分位點(diǎn)上的影響，估計(jì)結(jié)果如表7所示。在第10個(gè)分位點(diǎn)上，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的影響程度比較微弱，且不顯著。在第30個(gè)分位點(diǎn)上，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的影響雖然顯著，但經(jīng)濟(jì)意義仍然不明顯。在第50個(gè)分位點(diǎn)上，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換能夠使農(nóng)民工之間的消費(fèi)差距平均降低1.94%。在第70個(gè)分位點(diǎn)和第90個(gè)分位點(diǎn)上，農(nóng)民工消費(fèi)差距則分別可以降低2.73%和3.68%。

當(dāng)農(nóng)民工消費(fèi)差距在較低的范圍內(nèi)時(shí)，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換緩解農(nóng)民工之間消費(fèi)差距的效應(yīng)明顯。根據(jù)邊際效應(yīng)遞減理論，當(dāng)農(nóng)民工之間消費(fèi)差距較低時(shí)，通過轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍所獲取的福利效應(yīng)并不明顯，其生活的消費(fèi)狀態(tài)比較接近“新市民”水平，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的邊際效應(yīng)較小。但隨著農(nóng)民工消費(fèi)差距擴(kuò)大到一定程度，其弱勢(shì)效應(yīng)相對(duì)明顯，消費(fèi)預(yù)算約束與戶籍分割導(dǎo)致農(nóng)民工僅能將消費(fèi)支出運(yùn)用在生存型資料方面，發(fā)展型消費(fèi)的支出相對(duì)減少。此時(shí)，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍能夠較好破除市場(chǎng)的進(jìn)入壁壘與福利分割歧視，緩解農(nóng)民工消費(fèi)差距的作用也隨之增強(qiáng)。綜上可知，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換與農(nóng)民工消費(fèi)差距線性相關(guān)，即推進(jìn)戶籍改革與農(nóng)民工市民化可以協(xié)同躍進(jìn)，這對(duì)于實(shí)現(xiàn)共同富裕具有一定借鑒意義。

表7 基于工具變量分位數(shù)回歸的估計(jì)結(jié)果

五、進(jìn)一步討論

(一)非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)不同群體農(nóng)民工的影響

非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換能夠降低農(nóng)民工之間的消費(fèi)差距，但由于農(nóng)民工內(nèi)部之間的異質(zhì)性，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)不同群體消費(fèi)差距的影響可能并不一致。不同社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、收入水平以及心理融入水平的農(nóng)民工群體，由于在城市中發(fā)展層次和水平的差異，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換緩解消費(fèi)差距的效果也可能存在區(qū)別。對(duì)此，本部分依次進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表8。

表8 非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)不同群體農(nóng)民工的影響

表8PanelA是基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的分組檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)受訪農(nóng)民工在業(yè)余時(shí)間與本地人或外地人交往頻率進(jìn)行劃分，其中低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)僅保留不交往與很少交往的樣本，高社會(huì)網(wǎng)絡(luò)則保留偶爾交往和經(jīng)常交往的樣本。回歸結(jié)果顯示，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換在低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)群體中的效果相對(duì)明顯。PanelB是基于收入水平的分組檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)收入水平的均值，將月收入為4500元及以下界定為中低收入組，將4500元以上定義為中高收入組。回歸結(jié)果顯示，在中低收入樣本中，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的系數(shù)值為-0.0276。在中高收入樣本中，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的影響比較微弱，系數(shù)值僅為-0.0096，經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和統(tǒng)計(jì)效應(yīng)均弱于中低收入組。PanelC是基于心理融入水平的分組。根據(jù)受訪者對(duì)已經(jīng)是本地人的認(rèn)同程度，將完全不認(rèn)同和不認(rèn)同界定為低心理融入水平，將基本認(rèn)同和完全認(rèn)同界定為高心理融入水平?；貧w結(jié)果表明，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換在低心理融入水平組的影響程度更高。整體結(jié)果顯示，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)緩解低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、中低收入水平與低心理融入水平群體的消費(fèi)差距效果更明顯，與假說2的推論一致。

(二)非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距影響的機(jī)制檢驗(yàn)

通過前文的分析論證，本文獲得如下結(jié)論：相對(duì)于繼續(xù)持有農(nóng)業(yè)戶籍的農(nóng)民工，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍能夠有效降低消費(fèi)差距，并且具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。本部分將進(jìn)一步對(duì)非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，以拓展研究深度。

在中介變量的界定上，CMDS在2017年問卷中訪問了受訪者“您在本地找工作是否存在困難”，將回答“在本地找工作并不困難”賦值為1，“找工作存在困難”賦值為0，從而構(gòu)成就業(yè)機(jī)會(huì)的虛擬變量。對(duì)于福利可及性，本文采用受訪者是否擁有職工醫(yī)療保險(xiǎn)作為替代變量，職工醫(yī)療保險(xiǎn)作為進(jìn)城農(nóng)民工獲取城市社會(huì)保障的重要組成部分，能夠比較合理衡量農(nóng)民工在城市中的福利獲取情況。在社會(huì)資本衡量上，根據(jù)問卷中“參與社區(qū)活動(dòng)程度”、“參與志愿者活動(dòng)程度”、“參與黨務(wù)活動(dòng)程度”的情況，將回答為“不參與、很少參與”賦值為0，“偶爾參與和經(jīng)常參與”賦值為1，再對(duì)上述變量進(jìn)行加總，形成社會(huì)資本變量。對(duì)于收入不確定性，借鑒尹志超等(2020)的研究，將收入的殘差項(xiàng)作為不確定性衡量指標(biāo)，為了保證殘差計(jì)量單位與其他變量接近，對(duì)殘差20等分，由小到大依次賦值。

根據(jù)溫忠麟等(2014)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，首先檢驗(yàn)非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)中介變量的影響。如表9所示，在采用2SLS估計(jì)后，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)就業(yè)機(jī)會(huì)、福利可及性、社會(huì)資本和收入不確定性均具有積極且顯著的效果。

表9 非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)中介變量的影響

其次檢驗(yàn)中介變量與解釋變量對(duì)農(nóng)民消費(fèi)差距的影響。分別將就業(yè)機(jī)會(huì)、福利可及性、社會(huì)資本與收入不確定性作為解釋變量，考察其與非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民消費(fèi)差距的影響，回歸結(jié)果見表10?；?SLS模型估計(jì)的結(jié)果顯示，就業(yè)機(jī)會(huì)、福利可及性與社會(huì)資本顯著降低了農(nóng)民工消費(fèi)差距，而且在加入上述中介變量后，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換仍然在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，且低于基準(zhǔn)回歸的系數(shù)值(-0.0258)，說明就業(yè)機(jī)會(huì)效應(yīng)、福利可及效應(yīng)與社會(huì)資本效應(yīng)稀釋了非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)消費(fèi)差距的影響程度。在加入收入不確定性變量后，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的系數(shù)值并沒有降低，反而有所上升，說明收入不確定性并不能稀釋非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換的影響。上述發(fā)現(xiàn)部分驗(yàn)證了假說3，即就業(yè)機(jī)會(huì)效應(yīng)、福利可及性效應(yīng)與社會(huì)資本效應(yīng)是非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換降低農(nóng)民工消費(fèi)差距的重要作用機(jī)制，但并不能通過降低收入不確定性來緩解農(nóng)民工的消費(fèi)差距。

表10 作用機(jī)制檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

本文基于2017年中國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)(CMDS)，考察了非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距的影響。主要結(jié)論包括：第一，相對(duì)于持有農(nóng)業(yè)戶籍的農(nóng)民工，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍能夠有效降低農(nóng)民工之間的消費(fèi)差距，在多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)與采用反事實(shí)推斷克服不可觀測(cè)特征的影響后結(jié)論依然成立。第二，工具變量分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)，在消費(fèi)差距的程度較低時(shí)，轉(zhuǎn)換為非農(nóng)戶籍的影響不明顯，隨著消費(fèi)差距的擴(kuò)大，其影響程度顯著提高。第三，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于中高收入，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)降低中低收入農(nóng)民工的消費(fèi)差距的影響更大，同時(shí)在低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與低心理融入水平的農(nóng)民工群體中更明顯。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換通過就業(yè)機(jī)會(huì)效應(yīng)、城市福利效應(yīng)與社會(huì)資本效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工消費(fèi)差距產(chǎn)生間接作用。值得注意的是，非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換并未能通過降低農(nóng)民工的收入不確定性來緩解消費(fèi)差距，且非農(nóng)戶籍獲取對(duì)降低消費(fèi)差距的作用相對(duì)有限，這說明非農(nóng)戶籍獲取尚局限于從農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)人口的身份轉(zhuǎn)型，農(nóng)民工面臨的不確定性風(fēng)險(xiǎn)以及與城鎮(zhèn)居民在城市公共服務(wù)享有的不同質(zhì)性依然存在。

為降低農(nóng)民工消費(fèi)差距，推動(dòng)農(nóng)民工在市民化進(jìn)程中實(shí)現(xiàn)共同富裕，本文建議：第一，在繼續(xù)深化戶籍制度改革的基礎(chǔ)上，應(yīng)重視對(duì)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口中的低收入、低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與低心理融入感群體的政策教育和扶持，增強(qiáng)農(nóng)民工獲得更多自我發(fā)展的機(jī)會(huì)。第二，創(chuàng)新戶籍轉(zhuǎn)換政策與公共服務(wù)均等化享有的有效銜接機(jī)制，積極拓寬農(nóng)民工就業(yè)渠道，重視農(nóng)民工社會(huì)參與度提升，擴(kuò)大農(nóng)民工在職工醫(yī)保以及健康權(quán)益等方面的可及性，讓農(nóng)民工共享改革發(fā)展成果。第三，一方面，多渠道提升農(nóng)民工的消費(fèi)能力，將農(nóng)民工納入公共服務(wù)體系中；另一方面，持續(xù)推進(jìn)和構(gòu)建農(nóng)民工市民化的長效機(jī)制，弱化城市福利供給和戶籍、勞動(dòng)關(guān)系的依附性，提升各類農(nóng)民工城市社會(huì)保障的權(quán)益可及性，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)戶籍制度改革與農(nóng)民工市民化的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。