非农户籍转换如何影响农民工消费差距——来自CMDS的经验证据
周德水 刘一伟 卢学英
(1.安徽财经大学，安徽 蚌埠 233030；
2.中央财经大学，北京 100083)
党的十九届五中全会公报与“十四五”规划和2035年远景目标纲要将全面促进消费作为我国未来经济发展的重要方向，加快推进消费升级已成为经济高质量发展的着力点。然而，消费不足长期困扰着中国经济发展(王乙杰 等，2020)，城乡居民内部之间的消费差距仍然较大(高帆，2014；
周广肃 等，2020)，尤其是农民工等重点群体作为消费差距扩大的弱势一方，如何捕捉其消费差距的影响因素，并保障农民工在城市中获得自我发展的机会，对于全面促进消费以及扎实推进共同富裕具有重要意义。
当前，中国农民工规模已达2.92亿人(1)资料来源：国家统计局，2022，http://www.stats.gov.cn/xxgk/sjfb/zxfb2020/202204/t20220429_1830139.html。，其特征是户籍与就业地点的分离。随着更多中小城市落户限制的放开，户籍制度作为阻碍劳动力流动的体制弊端已明显弱化(周颖刚 等，2019)，农民工收入持续增长，为农民工消费潜力的释放提供了广阔空间(陈斌开 等，2010)。消费作为可支配收入和家庭财富能力的衡量，能够很好地反映个体之间真实的福利差异(Blundell et al.,1998；
汪伟，2020；
刘靖 等，2021)，其不仅受自身主观偏好的影响，还会受到现行户籍制度的影响。已经有学者从户籍限制视角来解释中国消费不足的现象(张勋 等，2014)，但对农民工内部之间消费差距问题的关注较少，尤其从城镇化进程中农业转移人口户籍改变的视角进行研究的文献明显不足。
党和政府一直重视推进户籍制度改革，提升农民工市民化水平。2014年7月，国务院印发《关于进一步推进户籍制度改革的意见》，明确指出取消农业户口与非农业户口性质区分和由此衍生的蓝印户口等户口类型，统一登记为居民户口，体现户籍制度的人口登记管理功能。2016年9月，国务院印发《推动1亿非户籍人口在城市落户方案》，指出除极少数大城市外，全面放宽农业转移人口落户条件。2022年5月，中共中央办公厅国务院办公厅印发《关于推进以县城为重要载体的城镇化建设的意见》，提出全面取消县城落户限制政策，保障农民工等非常住人口均等享有基本公共服务。自2014年以来，中国已实质完成1.2亿农业转移人口落户城镇的目标，户籍制度改革取得显著成效(2)资料来源：公安部，2021，https://app.mps.gov.cn/searchweb/search_new.jsp。。但受限于中国长期的二元经济体制，城乡居民消费差距的基数仍然较大，即便农民工转换为非农户籍，但由于收入水平、社会保障、就业和公共服务等方面的衔接问题，也难以在短期内与城镇居民实现同等的消费水平。如果将户籍转换后的消费比较对象限定于流动人口内部，则可以更加精准衡量户籍改变后的消费行为变化(王乙杰 等，2020)。
本文利用2017年中国流动人口动态监测调查数据(CMDS)，从理论与实证层面探讨了非农户籍转换与农民工消费差距的关系。本文的边际贡献主要有以下三点：第一，虽然目前从流动人员内部视角研究户籍转变对其经济行为的影响已获得关注(温兴祥，2017；
杨金龙，2018；
王乙杰 等，2020；
董志勇，2021)，但在户籍制度改革下探讨农民工消费差距问题却并不多见。本文从农民工内部视角切入，探讨非农户籍转换对农民工消费差距的影响，深入分析两者之间的因果效应。第二，基于收入、社会网络和心理融入感挖掘农民工群体中的个体异质性特征的影响差异，采用分位数回归探究非农户籍转换对农民工消费差距影响的变动规律，增进了本文研究结论的深入性和针对性。第三，从就业机会效应、社会资本效应和福利可及效应等渠道探讨了非农户籍转换对农民消费差距影响的作用机制，发现户籍转换并未伴随着收入不确定性的改善，这可以为降低农民工消费差距提供理论支持与决策参考。
目前，学术界关于农民工消费差距的影响因素给予了大量关注，如代际差异(王子成 等，2016；
Niu et al.，2021)、人力资本(杨晶 等，2019)、互联网普及率(Zhang et al.，2020)、房价(汪伟 等，2020)和养老保险(周广肃 等，2020)等，但基于户籍视角探究农民工消费差距的研究并不多见，且较多关注户籍制约下的农民工消费行为的研究结果尚存在一定分歧。
部分学者从户籍限制视角分析农民工消费差异问题，认为户籍管制现象使得人口城镇化抑制了居民消费率的提高(明娟 等，2014；
李子联，2014；
Chen et al.，2015)。本地户籍农民工的营养消费显著高于外地农民工(李景国 等，2018)，外来人口的恩格尔系数显著高于本地户籍人口(王燕 等，2021)。对此，如果通过户籍制度改革来降低农民工迁移成本，则不论是短期还是长期，都有利于提升农民工福利，缩减城乡居民消费差距(张伟进 等，2014；
周文 等，2017)。曲玥等(2019)指出消除与户籍挂钩的社会保障水平差异，有助于降低农民工与本地户籍居民的消费差距。类似地，王乙杰等(2020)也认为户口类型改变能够显著提升农民工的家庭消费支出。此外，城镇化进程中农民工拥有较高的身份认同感也能够显著提升消费水平(周明海 等，2017；
孙文凯 等，2019)。然而，通过户籍转换来促进消费的观点并未获得一致认同。譬如梁晨(2012)指出即使农民工完成了户籍转换，但由于市民化是长期过程，户籍改变并不能直接带来消费与其他生活方式的改变。易行健等(2020)也认为中国城镇化发展并没有促进消费水平上升，这主要源于半城镇化影响。除了上述分歧观点外，还有研究发现农转非群体与城镇居民的总体消费没有显著差异，但农村生活经历和习惯使得农民工更加关注炫耀性消费(Wang et al.，2021)。许岩(2022)指出随着市场化分割程度的降低，农转非居民与城镇居民的工资同化能够逐步实现，但这一过程需要20年以上。
另一部分文献关注了户籍因素对收入差距的影响。王鹏(2017)指出即使户籍一致，转为城镇户籍的农民工与“老市民”仍然存在收入差距。这可能是因为职业隔离造成了农民工职业准入障碍，导致收入不平等(吴晓刚，2014)。户籍制度还致使农民工社会资本更加欠缺，限制了农民工流向收入较高的职业(程诚 等，2014)。由户籍歧视造成的就业机会不平等是扩大农民工与城镇居民收入差距的重要原因(章莉，2019)。这些户籍因素对收入差距的影响机理也可能会间接导致农民工的消费不平等。
本文结合微观层面的消费差距和农民工户籍身份的改变，尝试将户籍因素纳入农民工消费差距的分析框架，考察非农户籍转换对农民工消费差距的影响，并分析其作用机制和异质效应。主要基于以下三个方面提出假说：
首先，非农户籍转换对农民工消费差距的直接影响。一方面，转换为非农户籍使得农民工拥有了“新市民”身份，很大程度上提升了农民工的公共服务可及性水平，释放了农民工的消费潜力，对于缩减农民工的消费差距具有积极作用。另一方面，中国城乡二元融合程度较低(崔菲菲 等，2020)，转为“新市民”的身份效应与其内在的价值效应实际并不匹配(Song，2014)，“新市民”的生活成本并不会降低，消费仍然可能集中在食品和住房等生存型资料支出。因此，就直接作用看，非农户籍转换对农民工消费差距的影响可能存在双重效应。由于转换为非农户籍是农民工实现市民化的重要举措之一，其正面影响可能更具普遍意义。据此，本文提出：
假说1：转换为非农户籍对农民工消费差距具有显著影响，但正向影响更明显。
其次，对不同群体而言，转换为非农户籍的福利效果可能存在异质性。从农民工内部视角看，消费差距扩大主要体现在收入水平较低、社会网络欠缺与社会融入水平不足等弱势群体。户籍限制使其难以获得同等的公共服务和社会福利，提高了农民工内部弱势群体的生活成本；
同时劳动力市场中由户籍限制引致的流动壁垒固化了农民工职业模式，造成农民工对传统劳动密集型岗位的“职业锁定”。农民工内部弱势群体受限于职业固化、社会资本和人力资本匮乏，其消费能力也处于维持生活必需品的基础水平。但对于收入稳定、社会网络比较丰富以及社会融入水平较高的农民工，他们具有更好的经济和物质保障，其自我发展机会和风险承担能力受到户籍限制的影响相对较小，在消费以及经济行为表现方面可能不会因户口改变而产生明显转变。因而，转换为非农户籍对改善农民工内部弱势群体消费差距的作用可能更大，边际效应更明显。据此，本文提出：
假说2：中低收入水平、低社会网络与低心理融入水平的农民工转换为非农户籍对其消费差距的缓解作用更大。
最后，探讨非农户籍转换对农民工消费差距的间接影响效应。已有研究发现农民工存在明显的就业市场分割现象，在高质量就业机会获取上面临着户籍身份歧视(陈宁 等，2020)。由户籍歧视导致的就业机会缺失扩大了农民工与城镇居民的收入差距(章莉 等，2019；
吴彬彬 等，2020)。由此可见，放宽农业转移人口的落户限制可以为农民工带来更多的就业机会。进一步，就业机会有助于提高农业转移人口的收入水平(钟甫宁 等，2007)，是促进劳动力充分流动(马述忠 等，2022)和实现共同富裕的重要途径(陈友华 等，2022)。据此推测，非农户籍转换可能通过增加农民工的就业机会对其消费差距产生间接影响。
与此同时，非农户籍获取一定程度上打破了农民工对于社会保障获取的户籍依附性，提高了农民工社会保障可及性。已有研究表明，户籍身份转换能够显著改善农村移民的社会保障状况，提升其主观福利水平(温兴祥 等，2019)。并且从长期看，户籍改变的消费效应主要通过社会保障的变动来发生作用(王乙杰 等，2020)。而社会保障承担着调节收入分配的重要功能，不仅能够促使居民消费结构转向发展型和享受型消费(章成 等，2022)，还能有效降低农业转移人口的消费不平等(周广肃 等，2020)。因此，非农户籍转换也可能通过提升农民工的福利可及性对其消费差距产生间接影响。
相对于城镇居民，农转非居民社会资本欠缺，尤其是在人际纽带联系上存在较大弱势(李颖晖，2020)。但与继续持有农业户籍的农民工相比，转换为非农户籍的农民工具有显著的工资效应(温兴祥，2017)。户籍制度改革使得农民工在劳动力市场中获得了更多的自由进入权，一定程度上提升了农民工参与社区其他社会活动的积极性，促进了农民工的社会资本积累。此外，大部分农民工往往从事环境较差、劳动强度较高的职业，加之频繁流动加剧了不确定性风险，这影响了农民工市民化进程，导致其面临“流动循环”陷阱。而非农户籍转换能够有效降低农民工流动性，助推农民工实现市民化，从而预防不确定性风险。综上分析，本文提出：
假说3：非农户籍转换不仅可以通过就业机会效应、社会资本效应与福利可及效应对农民工消费差距产生间接影响，还可以通过降低收入不确定性来影响消费差距。
(一)数据来源
本文数据来自国家卫健委发布的中国流动人口动态监测调查数据(2017CMDS)。该项调查的被访问主体是流动人口，即在迁入地务工时间超过一个月，并且为非本地户籍的15周岁以上的流动人口。本次数据调查范围广泛，覆盖中国31个省份，采取随机抽样法，共调查了17万流动人口。调查内容涉及流动人口的个人基本情况、家庭开支、就业特征、医疗卫生状况以及城市落户和融入意愿。根据本文的研究需求，选择18～65周岁的农民工作为研究对象，并剔除了相关数据缺失和不符合研究要求的样本，最终得到的样本量为114885个。需要说明的是，在城镇化进程中，一部分农民工转换为非农户籍，另一部分农民工则继续持有农业户籍。一般而言，转换为非农户籍具备了“新市民”身份，但为了研究方便，文中仍统称为农民工群体。
(二)变量界定
本文的被解释变量为农民工个体之间的消费差距，采用Kakwanni指数进行测度。根据Kakwanni(1984)提出的相对剥夺理论，农民工消费水平越高，遭受的消费相对剥夺越低，农民工消费差距越小。采用Kakwanni指数衡量个体之间的经济差距在学术界已经获得广泛关注(杨晶 等，2020；
李芳芝 等，2021)。个体消费差距指数的计算公式如下：
(1)
本文解释变量是非农户籍转换。在借鉴已有研究的基础上(梁盛凯 等，2022；
陈思创 等，2022)，根据户籍性质，将户籍为“农转居”的农民工赋值为1，将仍然持有农业户籍的农民工赋值为0，样本中“农转居”的比例为5.68%。本文控制变量涵盖个人特征、家庭特征和流动性特征，并控制了单位特征、住房特征和区域特征。其中，个人特征包括性别、年龄、年龄平方项、受教育程度、党员、婚姻和迁移距离；
家庭特征包括家庭随迁和家庭规模；
流动性特征包括外出务工时间、工作时间、流动过的城市数量；
单位特征以国有企业为对照，包括私营企业、个体工商、外资企业、港澳台资企业、股份制企业以及其他类型企业；
住房特征则以私有住房为参照，列入单位提供住房、政府提供住房、租房和其他类型住房；
区域特征根据地理区域划分为东部、中部、西部和东北地区，以东部为参照。
变量的描述性统计如表1所示。
表1 主要变量的描述性统计
(三)计量方法
由于被解释变量是具有连续数值特征的变量，首先运用最小二乘法，考察非农户籍转换对农民工消费差距的影响，设立基准回归模型如下：
Y=α0+α1Xi+α2Hi+δ1
(2)
其中：Y为被解释变量消费差距；
Hi为解释变量非农户籍转换；
Xi为控制变量，包括个人特征、家庭特征、流动性特征、单位特征、住房特征及区域特征；
α0为常数项，α1、α2为待估参数；
δ1为随机误差项。
方程(2)中的解释变量Hi可能因遗漏变量问题导致估计结果偏差，且如果消费差距在一定范围内，也会反向影响非农户籍转换的比例，造成互为因果的内生性。本文在基准回归中同时采用工具变量法进行识别，以克服内生性问题。借鉴秦雪征等(2014)、宁光杰等(2021)的思路，选取“受访者所在区县转换为非农户籍的均值”作为工具变量。居住在同一区县往往具有比较稳定的户籍和落户政策，在经济发展水平等方面相对比较接近，因而同一区县内非农户籍转换的比例会影响到自身行为的选择，满足相关性。工具变量检验结果显示，一阶段F值明显高于经验值，说明工具变量与解释变量相关；
DWH检验P值小于0.005，说明Hi为内生解释变量。对于外生性，更高层次的区县非农户籍转换率往往不会对个体的消费差距产生影响，假设外生性成立。
进一步，基于反事实推断的倾向得分匹配法(Propensity Score Matching)进行再检验。倾向得分匹配法通过在样本中抽样或者是立足于接受影响的倾向值来对样本进行重新匹配，即构建处理组(非农户籍转换组)和控制组(农业户籍组)两个子样本，通过匹配消除两组样本的特征值差异，从而获得非农户籍转换对消费差距影响的“净效应”，即平均处理效应(ATT值)。具体公式如下：
ATT=E(Y1i|P=1)-E(Y0i|P=1)
(3)
式(3)中，(Y1i|P=1)表示转换为非农户籍的农民工消费差距情况，E(Y0i|P=1)表示假如那些样本没有选择转换为非农户籍时的消费差距情况。由于后者无法直接观测，因而构建“反事实”框架进行估计，E(Y0i|P=1)即是ATT估计的反事实效应(Counter-facyual Effect)。
(一)非农户籍转换对农民工消费差距影响的基准回归
考虑到内生性问题的影响，本文在基准回归中分别报告了OLS与2SLS的估计结果。表2列(1)、(3)中没有控制单位、住房与区域特征，列(2)、(4)则纳入了全部控制变量。结果显示，无论采用哪种估计方式，非农户籍转换均在1%的统计水平上显著为负，即转换为非农户籍能够有效降低农民工之间的消费差距，验证了假说1。从OLS和2SLS的估计系数看，控制全部变量后基于OLS估计的系数为-0.0198，而基于2SLS估计的系数为-0.0258，说明克服内生性后转换为非农户籍的影响程度显著提升，说明在OLS估计中非农户籍转换与消费差距的因果效应会被低估。
在经济意义上，农民工转换为非农户籍的概率平均每提升1个单位，会使其消费差距降低2.58%。随着农业转移人口城镇落户规模的扩大，农民工在城市中日趋“沉淀”和融合，公共服务均等化与可及性也逐渐向农民工惠及，户籍分割对农民工生活和其他经济行为的不利影响不断降低。每单位2.58%消费差距的减少将会加快推动农民工市民化进程，这具有重要的现实意义。由于OLS与2SLS的估计结果存在偏差，可以确定非农户籍转换是内生性解释变量，因而在后续研究中均报告基于工具变量的2SLS方法估计所得的结果。
表2 非农户籍转换对农民工消费差距影响的基准回归
控制变量方面，以2SLS估计的列(4)为例，性别变量系数值为负，但并未通过显著性检验。年龄系数显著为负，这意味着随着年龄的增长，农民工之间的消费差距会显著降低。而年龄的平方项系数为正，说明当年龄增长到一定阶段后，缓解消费差距的影响程度会下降。相对于小学及以下，接受过初中、高中和大学及以上教育水平的系数分别为-0.0313、-0.0709和-0.1193，说明随着教育程度的提高，消费差距显著降低。党员变量在1%的统计水平上显著缩小了消费差距。初婚变量也能够降低消费差距。相对于市外省内的流动距离，县外市内流动扩大了消费差距，而跨省迁移则有利于降低消费差距。家庭随迁对农民工消费差距没有显著影响，但家庭规模能够降低消费差距。此外，外出打工时间、工作时间与流动城市个数均对缩小农民工消费差距具有积极作用。
(二)稳健性检验
1.剔除北京、上海等地的样本
由于经济发展程度高的地区城镇化水平通常较高，非农户籍转换可能会受到不同城市发展层次的影响，形成农民工对非农户籍转换的选择效应。为了尽量消除城市发展差异的外在影响，将北京、上海、广州、深圳和天津等比较发达的城市样本剔除。回归结果如表3模型一所示，转换为非农户籍仍然在1%的统计水平上显著降低了农民工消费差距。
表3 稳健性检验结果
2.更换被解释变量的测量方法
将基于相对剥夺指数衡量的个体之间消费差距替换为基于区县层面衡量的Gini系数。根据受访者所在区县特征，构建样本区县之间的Gini系数，并将区县层面非农户籍的平均比例作为解释变量，进行稳健性检验。结果如表3模型二所示，非农户籍转换的系数仍然显著为负。这表明无论采用个体层面的相对剥夺指数还是采用区县层面的Gini系数度量被解释变量，非农户籍转换均显著降低了农民工消费差距。
3.升级工具变量
为了进一步满足工具变量的外生性，本文选择“首次外出时的年龄/目前年龄”的比值与区县层面非农户籍转换率的交互项作为工具变量。在逻辑上，首次外出时年龄越小的农民工，其在城市工作的时间越久，在城市的居留意愿越高，因而选择转换为非农户籍的可能性越大，即首次外出时的年龄与非农户籍选择存在相关性。工具变量的交互项更具外生扰动特征，增大工具变量自身的外生变化程度，能够更好地识别非农户籍转换对消费差距的效应。回归结果如表3模型三所示，非农户籍转换仍然在1%的统计水平上显著降低了农民工之间的消费差距。
4.考虑流动范围的影响
一般而言，“农转居”的原因包括：(1)在城镇就业和生活引起的户籍改变；
(2)征地引发的拆迁落户；
(3)城镇化发展和边界扩张造成的户口改变；
(4)上学、参军等临时性落户(王乙杰 等，2020)。由于2017年CMDS并未涉及农转居原因的调查，存在非本地农转居对农民工消费差距影响的估计偏差。为此，本文根据流动范围的差异将样本划分为同一个市域内流动和市域外流动进行稳健性检验，回归结果见表4。同一个市域内的个体往往在生活方式、消费习惯、以及公共服务水平等具有一定的同质性，那么如果发生在市域内的农转居现象能够对农民工消费差距产生影响，则可以在一定程度上克服由于非本地农转居对农民工消费差距的影响偏差。表4显示在考虑流动范围的影响后，无论是市域内流动还是市域外流动，非农户籍转换均显著降低了消费差距，进一步支持了研究结论。
表4 考虑流动范围的影响
(三)反事实推断：倾向得分匹配法(PSM)的再检验
为了克服不可观测变量的影响，本文运用基于反事实推断的倾向得分匹配法进行再检验。在匹配方法的估计上，选择最近邻匹配、卡尺匹配、核匹配和局部线性回归匹配等多种方法进行论证。倾向得分匹配需要对样本中的处理组和控制组进行平衡性检验，以确保处理组和控制组样本在匹配后仅在非农户籍转换变量上存在差异。以最小近邻匹配法为例，其平衡性检验结果如表5所示。在匹配前Pseudo R2为0.100，LR test对应的P值为0.000，标准化偏误的平均值与中位数分别为10.9%和6.9%。匹配后Pseudo R2下降到0.000，且LR test在匹配后不再显著，标准化偏误的平均数和中位数均低于1%。这说明匹配后解释变量的系统差异显著弱化，匹配结果符合反事实推断要求。
表5 倾向得分匹配的平衡性检验
倾向得分匹配法的估计结果如表6所示，无论采用哪种匹配方法，非农户籍转换在匹配后均显著降低了消费差距。其中，基于最近邻匹配(n=4)的ATT值在匹配后为-0.0192，卡尺匹配(K=0.005)的结果为-0.0178，核匹配结果的ATT值则为-0.0231，略高于最近邻匹配与卡尺匹配的结果，局部线性回归匹配ATT值的估计结果(-0.0194)也与最近邻匹配的结果(-0.0192)相近。总体来看，在消除样本间可观测的系统性差异后，转换为非农户籍能够显著降低农民工之间的消费差距，并且在不同的匹配方法估计下，研究结果保持稳健。
表6 基于倾向得分匹配法的再检验
(四)非农户籍转换的影响规律：工具变量分位数回归
由上文分析可知，转换为非农户籍显著降低了农民工之间的消费差距。但非农户籍转换的缓解效应可能会在不同消费差距范围内的群体中存在差异。本文基于工具变量分位数回归，分别考察了非农户籍转换在10分位点、30分位点、50分位点、70分位点和90分位点上的影响，估计结果如表7所示。在第10个分位点上，非农户籍转换的影响程度比较微弱，且不显著。在第30个分位点上，非农户籍转换的影响虽然显著，但经济意义仍然不明显。在第50个分位点上，非农户籍转换能够使农民工之间的消费差距平均降低1.94%。在第70个分位点和第90个分位点上，农民工消费差距则分别可以降低2.73%和3.68%。
当农民工消费差距在较低的范围内时，非农户籍转换缓解农民工之间消费差距的效应明显。根据边际效应递减理论，当农民工之间消费差距较低时，通过转换为非农户籍所获取的福利效应并不明显，其生活的消费状态比较接近“新市民”水平，转换为非农户籍的边际效应较小。但随着农民工消费差距扩大到一定程度，其弱势效应相对明显，消费预算约束与户籍分割导致农民工仅能将消费支出运用在生存型资料方面，发展型消费的支出相对减少。此时，转换为非农户籍能够较好破除市场的进入壁垒与福利分割歧视，缓解农民工消费差距的作用也随之增强。综上可知，非农户籍转换与农民工消费差距线性相关，即推进户籍改革与农民工市民化可以协同跃进，这对于实现共同富裕具有一定借鉴意义。
表7 基于工具变量分位数回归的估计结果
(一)非农户籍转换对不同群体农民工的影响
非农户籍转换能够降低农民工之间的消费差距，但由于农民工内部之间的异质性，非农户籍转换对不同群体消费差距的影响可能并不一致。不同社会网络、收入水平以及心理融入水平的农民工群体，由于在城市中发展层次和水平的差异，非农户籍转换缓解消费差距的效果也可能存在区别。对此，本部分依次进行检验，结果见表8。
表8 非农户籍转换对不同群体农民工的影响
表8PanelA是基于社会网络的分组检验结果。根据受访农民工在业余时间与本地人或外地人交往频率进行划分，其中低社会网络仅保留不交往与很少交往的样本，高社会网络则保留偶尔交往和经常交往的样本。回归结果显示，非农户籍转换在低社会网络群体中的效果相对明显。PanelB是基于收入水平的分组检验结果。根据收入水平的均值，将月收入为4500元及以下界定为中低收入组，将4500元以上定义为中高收入组。回归结果显示，在中低收入样本中，非农户籍转换的系数值为-0.0276。在中高收入样本中，非农户籍转换的影响比较微弱，系数值仅为-0.0096，经济效应和统计效应均弱于中低收入组。PanelC是基于心理融入水平的分组。根据受访者对已经是本地人的认同程度，将完全不认同和不认同界定为低心理融入水平，将基本认同和完全认同界定为高心理融入水平。回归结果表明，非农户籍转换在低心理融入水平组的影响程度更高。整体结果显示，非农户籍转换对缓解低社会网络、中低收入水平与低心理融入水平群体的消费差距效果更明显，与假说2的推论一致。
(二)非农户籍转换对农民工消费差距影响的机制检验
通过前文的分析论证，本文获得如下结论：相对于继续持有农业户籍的农民工，转换为非农户籍能够有效降低消费差距，并且具有较强的稳健性。本部分将进一步对非农户籍转换的影响机制进行检验，以拓展研究深度。
在中介变量的界定上，CMDS在2017年问卷中访问了受访者“您在本地找工作是否存在困难”，将回答“在本地找工作并不困难”赋值为1，“找工作存在困难”赋值为0，从而构成就业机会的虚拟变量。对于福利可及性，本文采用受访者是否拥有职工医疗保险作为替代变量，职工医疗保险作为进城农民工获取城市社会保障的重要组成部分，能够比较合理衡量农民工在城市中的福利获取情况。在社会资本衡量上，根据问卷中“参与社区活动程度”、“参与志愿者活动程度”、“参与党务活动程度”的情况，将回答为“不参与、很少参与”赋值为0，“偶尔参与和经常参与”赋值为1，再对上述变量进行加总，形成社会资本变量。对于收入不确定性，借鉴尹志超等(2020)的研究，将收入的残差项作为不确定性衡量指标，为了保证残差计量单位与其他变量接近，对残差20等分，由小到大依次赋值。
根据温忠麟等(2014)的中介效应检验程序，首先检验非农户籍转换对中介变量的影响。如表9所示，在采用2SLS估计后，非农户籍转换对就业机会、福利可及性、社会资本和收入不确定性均具有积极且显著的效果。
表9 非农户籍转换对中介变量的影响
其次检验中介变量与解释变量对农民消费差距的影响。分别将就业机会、福利可及性、社会资本与收入不确定性作为解释变量，考察其与非农户籍转换对农民消费差距的影响，回归结果见表10。基于2SLS模型估计的结果显示，就业机会、福利可及性与社会资本显著降低了农民工消费差距，而且在加入上述中介变量后，非农户籍转换仍然在1%的统计水平上显著为负，且低于基准回归的系数值(-0.0258)，说明就业机会效应、福利可及效应与社会资本效应稀释了非农户籍转换对消费差距的影响程度。在加入收入不确定性变量后，非农户籍转换的系数值并没有降低，反而有所上升，说明收入不确定性并不能稀释非农户籍转换的影响。上述发现部分验证了假说3，即就业机会效应、福利可及性效应与社会资本效应是非农户籍转换降低农民工消费差距的重要作用机制，但并不能通过降低收入不确定性来缓解农民工的消费差距。
表10 作用机制检验
本文基于2017年中国流动人口动态监测调查数据(CMDS)，考察了非农户籍转换对农民工消费差距的影响。主要结论包括：第一，相对于持有农业户籍的农民工，转换为非农户籍能够有效降低农民工之间的消费差距，在多种稳健性检验与采用反事实推断克服不可观测特征的影响后结论依然成立。第二，工具变量分位数回归发现，在消费差距的程度较低时，转换为非农户籍的影响不明显，随着消费差距的扩大，其影响程度显著提高。第三，异质性分析发现，相对于中高收入，非农户籍转换对降低中低收入农民工的消费差距的影响更大，同时在低社会网络与低心理融入水平的农民工群体中更明显。进一步研究发现，非农户籍转换通过就业机会效应、城市福利效应与社会资本效应对农民工消费差距产生间接作用。值得注意的是，非农户籍转换并未能通过降低农民工的收入不确定性来缓解消费差距，且非农户籍获取对降低消费差距的作用相对有限，这说明非农户籍获取尚局限于从农业人口转向城镇人口的身份转型，农民工面临的不确定性风险以及与城镇居民在城市公共服务享有的不同质性依然存在。
为降低农民工消费差距，推动农民工在市民化进程中实现共同富裕，本文建议：第一，在继续深化户籍制度改革的基础上，应重视对农业转移人口中的低收入、低社会网络与低心理融入感群体的政策教育和扶持，增强农民工获得更多自我发展的机会。第二，创新户籍转换政策与公共服务均等化享有的有效衔接机制，积极拓宽农民工就业渠道，重视农民工社会参与度提升，扩大农民工在职工医保以及健康权益等方面的可及性，让农民工共享改革发展成果。第三，一方面，多渠道提升农民工的消费能力，将农民工纳入公共服务体系中；
另一方面，持续推进和构建农民工市民化的长效机制，弱化城市福利供给和户籍、劳动关系的依附性，提升各类农民工城市社会保障的权益可及性，进而实现户籍制度改革与农民工市民化的联动效应。