一、引言

根据国家卫计委发布的《中国流动人口发展报告》，2016年我国流动人口规模为2.45亿人，约占全国人口总量的17.7%。预计到2020年，我国流动人口将逐步增长到2.91亿。流动人口概念不仅限于目前普遍研究的农民工群体，还包括持有外地城镇户口的城城流动群体。目前已有大量针对农民工群体的研究，在城城流动人口群体日益扩大情况下，需要对所有类型流动人口都加以关注。

由于户籍制度限制，我国流动人口相比于城市本地人口有很大不同，包括缺少流入城市地区的社会保障、工作不稳定、岗位和收入受到一定歧视、缺少住房条件等。这些因素减弱了流动人口真正融入城市程度，让流动人口产生“外来人”的身份感知，并可能导致流动人口低消费行为(孙文凯、王乙杰，2016：孙文凯，2017)。这涉及到在城市的流动人口低消费和低水平本地身份认同两个话题。目前，学界对这两个话题都已有一定研究，但存在两个主要问题。第一，研究者往往着眼于家庭结构、人力资本或户籍制度等客观因素对流动人口消费影响，从主观因素去探讨影响流动人口消费行为因素的研究较少。流动人口在城市化发展过程中自我定位模糊，其经济行为与主观意愿有不可忽视的关联。一些政府政策或媒体宣传都将流动人口区别于真正城市人口对待，强化了流动人口的“城市外来人”的自我定位。如果这些主观态度影响了流动人口消费行为，这将给政府政策提供新的工具，即可以从改变流动人口主观身份认同感着手，进而影响流动人口的消费行为。这可能对国家改善经济结构、促进经济发展和城市繁荣起到事半功倍的效果。第二，以往国内对身份认同研究中，以探讨其成因为主，而分析其对经济行为影响的较少，且在识别因果关系上存在可改进之处。为此，本文采用2014年国家卫计委“流动人口社会融合与心理健康专题调查”的调查数据，分析所有类型流动人口身份认同对家庭本地消费影响。我们在已有对身份认同影响因素分析中寻找合理的工具变量，来解决分析身份认同对消费影响时可能存在的内生性问题。以下我们分别介绍相关文献和本文理论逻辑、说明数据和方法、列示统计结果并做最终总结。

二、简要文献综述及本文理论逻辑 (一) 简要文献综述

1.社会身份理论内涵

社会身份认同(Social Identity)理论的起源可以追溯到Tajfel et al.(1979)，身份认同代表人们自我定位的所属群体身份。这个理论最初用于理解心理学上的不同群体间歧视。一般而言，人们总会从某个角度将自己归类为某个群体对应身份。对国际上跨国移民的身份认同研究较多，比如黎相宜、周敏(2013)认为少数族裔为抵御当地社会排斥而更容易使用传统符号以建立抵御型族裔身份认同。周敏、林闽钢(2004)总结了在美华人族裔资本作用的动态变动，发现其已由最初的利于低端移民互助生存演变到人力资本较高移民的相应作用弱化。在我国国内，身份认同理论被广泛应用于流动人口能否融入当地社会的问题分析上(杨菊华，2010)。由于在城市劳动和生活却一直受到区别对待，很多研究都指出了农民工在城市身份认同存在困境(张静，2010；崔岩，2012)。一些研究尤其关注新生代农民工融入社会的困难，由于生活方式转变和身份不受认可而存在身份认识模糊现象(张淑华等，2012；丁彩霞、黄岩，2014；杭慧，2014)。

2.身份认同的影响因素

社会身份虽然是个体基于社会群体感受的自我心理认知，但这种认知可以被个人的固有特征识别，而非凭空想象(Hogg and Williams, 2000)。比如，Bleakley and Chin(2010)、South et al.(2005)认为语言能力会影响移民的社会融入和身份认同，迁入国语言掌握得越好，越能提高国际移民与当地居民的通婚概率。Koczan(2016)在研究移民人口身份认同感时将语言作为身份的工具变量，发现语言能够有力解释移民人口的少数民族身份。Drinkwater and Robinson(2013)认为迁入国政府较少地为国际移民提供公共财政支持的医疗保险会阻碍国际移民的社会融入和身份认同。Hamermesh and Trejo(2013)、Algan et al.(2010)认为较高的收入和良好的教育水平能够促进国际移民对迁移国家社会融入。国内流动人口身份认同的研究发现社会舆论氛围、国家制度、流动人口自身特点、信息技术进步、社会保障、流动范围、家庭同迁、住房拥有等都影响农民工身份认同(李荣彬、袁城，2013；郑松泰，2010；马超等，2017；宁光杰、李瑞，2016；韩俊强，2013；杨菊华，2016；王春超、张呈磊，2017)。

3.身份认同经济影响及对流动人口消费影响的研究

个体行为会受到自身定位的所在群体行为特征影响，“因为我是谁，所以我行动”。人们将自己定义在某个群组，从而服从该群组的特征，违背该群组的行为规范将付出代价。在社会心理学中，这个概念的应用极广，但在经济领域应用还很少(Huddy，2001)。Akerlof and Kranton (2000)最早将这种社会心理学引入经济学。目前应用最广的是性别这一身份的影响^①。例如，Bertrand et al.(2015)考察了性别身份对家庭内部夫妻间收入对比的影响，发现由于性别身份观念，如果家庭中女性收入超过男性，那么更可能发生离婚，从而女性宁愿转换工作或不工作以降低自己可能得到的收入，以便收入低于男性。也有研究关注身份认同与消费行为的联系，比如Reed(2002)提出了基于社会身份的消费者决策理论，即消费者会根据自身的“身份”决定自己的消费模式以自我证明。此外还有研究证明了国际移民的外来人口身份认同会对其经济行为产生多方面影响(Sam and Berry, 2010；Cleveland et al., 2009)。

① 周业安、王一子(2016)综述了社会认同在行为和实验经济学方面的研究成果。

我国的流动人口虽然发生在一个国家内部，但是由于户籍制度的原因，也受到类似国际移民的制度性约束，受到身份上的区别对待，因而容易形成身份认同效应进而影响消费。在这个视角下，对农民工这一流动人口主体的研究最多。例如，钱龙等(2015)利用浙江大学2013年农民工调查数据，实证分析并得出了农民工身份认同会制约他们在城市的文娱消费的结论。孙丽丽等(2014)、黄侦、邓习赣(2014)分析了农民工消费如新生代农民工的“符号消费”特点。汪丽萍(2013)认为新生代农民工在身份认同上倾向于城市居民，因此更容易形成市民化和炫耀性消费行为。此外，也有一些对流动人口整体的研究。比如，谭江蓉、徐茂(2016)基于2013年重庆市流入人口的动态监测调查数据, 发现城市身份认同感对流动人口的本地消费具有显著的促进作用。邹静等(2017)发现身份认同更好的流动人口更倾向于本地购房。但这些研究在识别身份认同和消费等经济行为因果关系上还有待改进，并且没有进一步检验农民工和城城流动人口区别。本文采用工具变量方法识别因果关系，并且区分流动人口内部农民工和城城流动人口的各自效应。这对已有文献有一定补充。

(二) 本文的理论逻辑

流动人口在城市的本地身份意识对其本地消费影响的理论逻辑比较直接。首先，在社会身份认同理论下，如果流动人口没有将自己当作本地人，那么其消费行为也必然不会仿效本地人的消费，而更可能保持流出地的消费特点。对于流动人口特别是农民工群体，他们的流出地消费绝对水平较低，因此不认为自己已经是本地人的流动人口在总消费水平上将可能较低。第二，当没有本地人身份认知，而仍然将自己视为老家人时，他们未来返回老家的可能性也较大，从而当前在本地消费将较低，并且会将剩余收入带回老家。当不将自己视为本地人的总消费较低时，他们唯一的可能是缩减食品消费之外的其他类消费，从而表现为恩格尔系数较高。我们将分别检验本地人身份认同感对总消费和恩格尔系数影响。

三、数据与计量模型 (一) 数据来源

本文采用2014年国家卫计委流动人口司组织的“流动人口社会融合与心理健康专题调查”的随机抽样调查数据。这是一次专门针对流动人口社会融合状况的模块调查，调查范围在几个重点城市进行，包括北京市朝阳区、浙江省嘉兴市、福建省厦门市、山东省青岛市、河南省郑州市、广东省深圳市和中山市、四川省成都市等八个城市(区)。这些城区都是各省内经济发达区域，有较多跨县流动人口。每个城区流动人口调查的样本量为2000人，总样本量为16000人。下文分析中有极少数样本因信息不完善而未采用(3个)。我们选取了该调查中涉及流动人口个体和家庭人口学信息、就业与收入支出情况以及身份认同方面的数据。

此数据库的流动人口包括了城乡流动的农民工群体，也包括城城流动群体。这使得我们可以分析不同类别流动人口身份认知效应的区别。从数量看农民工群体占据流动人口的主体，城城流动人口占比不到13%。

(二) 描述性统计

1.关键自变量

身份认同感作为一种主观的心理感受，一般是采用询问被调查者是否属于某一类群体来度量。根据本文所有数据的统计结果，在“认为自己是不是已经是本地人”这一问题中，有22%的流动人口认为自己已经是本地人，而有高达78%的流动人口认为自己并不属于当地人这一群体。这与已有较多相关研究的描述性结果相似。其中农村户籍流动人口认为自己是本地人的比重约20%，城市户籍流动人口这一比重约为35%。可以看出流动人口中大部分人对于自己的当地人身份并不认可，说明社会融合壁垒仍旧存在，并处于一个较高的水平。由于所调查地区都是城区，因此本文的“本地人”身份认知近似等同于“本城市人”身份认知，我们无法将这两者区别开来。

2.因变量

为了研究流动人口的身份认同感对消费行为的影响，我们从消费水平和消费结构两个角度比较了不同身份认同感下家庭月均支出和家庭月均食品支出占比(恩格尔系数)，如表 1所示。需要说明的是，卫计委的消费数据特指家庭在流入地消费，正是本文要分析对象。从家庭月均支出数据的均值对比看，认为自己是本地人的流动人口家庭月均支出均值为3517.46元，比认为自己不是本地人的流动人口群体高了15.99%。从家庭月均食品支出占总消费比数据对比看，对于认为自己是本地人的流动人口群体，其家庭月均食品支出占比平均为44.6%，低于认为自己不是本地人的流动人口群体的45.5%。以上数据体现了两类人群消费结构的差异，初步验证了我们的理论猜想。考虑到这个消费总量及结构的差异可能包含其他因素如家庭收入、人口结构等特征差异的影响，因此，我们下文将进一步进行回归分析，控制其他因素识别身份认同对流动人口消费影响。

(三) 基本计量模型与变量含义

本文构建如下的多元线性回归模型作为分析基准：

$ Consumption=β_0+β_1 Identity+β_2 X+ε $

(1)

上述表达式中，因变量Consumption度量了流动人口的消费水平^①和消费结构，分别用对数月均消费总额和恩格尔系数(家庭月均食品支出占家庭月均支出)代表。主要解释变量Identity为一个虚拟变量，表示流动人口对于其流入城市的当地人身份认可与否。身份认同感作为一种主观的心理感受，其度量方法并没有统一的规范。在本文的基本模型里我们采用问卷中“你认为自己是不是本地人”这一问题来度量，若认为自己是当地人，则赋值为1；若认为自己不是当地人，则赋值为0。在后文稳健性检验中，我们增加替代性的其他测度指标。

① 衡量消费水平采用了家庭总消费与采用人均消费结果类似，不再列入正文。

其余解释变量X包括了被调查者的人口学特征(性别、年龄、婚姻、民族、教育程度、就业、户口性质)、家庭情况(家庭人数、是否有家属随迁)、经济和社会保障情况(家庭月均收入对数、社会保险覆盖情况)。各个变量的具体含义和描述性统计见表 2。

(四) 内生性问题与工具变量

使用OLS方法估计模型(1)的身份认同影响存在潜在的内生性问题，并可能导致身份认同系数估计有偏。内生性主要可能来源于以下两个方面：

1.自变量和因变量互为因果。一方面，流动人口对于自身“本地人”的身份认同感会影响其消费；另一方面，其消费水平的高低和消费结构的变化也可能会影响其融入本地社会环境的能力，从而影响其对于当地人身份的认同感(汪丽萍，2013；孙丽丽等，2014)。

2.存在遗漏变量可能。虽然我们参照已有文献控制了众多变量，但毫无疑问影响消费及结构的因素很多，使用截面数据难以控制完全，因此可能存在影响消费的变量被遗漏。比如，消费者的性格外向性可能影响当前消费，也可能影响本地身份认同，如果遗漏这样的相关变量，有可能带来有偏误的估计结果。类似的还有可能遗漏当地落户容易度等因素。

为了解决模型可能的内生性问题，本文选取受访者“本地话掌握水平”和“在户籍地(老家)有多少亩田地”作为工具变量，利用两阶段回归方法来解决内生性问题。根据Koczan(2016)对于移民人口身份认同感的研究，发现语言与少数民族身份认同呈现显著的正向相关关系，因此语言可以作为身份认同感的一个工具变量。相似地，Bleakley and Chin(2010)、South et al.(2005)也认为语言能力会影响移民的身份认同。另外，本地话的掌握水平与消费并没有明显的相关关系，可能的间接影响我们将尽量控制在控制变量里，因此本地话水平可以作为一个逻辑良好的工具变量。对于在老家有多少亩田地这一变量，已有研究发现在老家的财富状况影响流动人口本地身份认知(孙文凯，2017)，我们的检验发现在控制其他变量后，老家拥有耕地面积并不直接影响本地家庭消费，因此可以作为一个工具变量的备选。需要说明的是，流动人口中不只农村户籍人口拥有承包地，部分城镇户籍流动人口同样拥有老家承包地。这是由于部分城镇户籍流动人口是在二轮农村耕地承包之后才转换的户籍。下文中，我们将单独或同时地加入这两个工具变量，并进行过度识别检验。

本文对语言构建四个虚拟变量，从听、说两个角度表示流动人口对本地话掌握的四种程度：听得懂也会讲、听得懂也会讲一些、听得懂一些但是不会讲、不懂本地话，分别对应调查问卷问题的四个选项。根据图 1对工具变量均值的统计，可以看出，随着本地话掌握程度的降低，认为自己是本地人的流动人口群体占比逐渐减小。本地话掌握更好的流动人口，其对于本地人的身份认同感更强烈。流动人口在老家平均拥有耕地1.43亩，与身份认同的相关系数为-0.03(P=0.01)。

四、实证分析结果 (一) 实证结果

我们分别运用OLS和IV估计方法对(1)式进行多元回归，结果如表 3所示。

根据表 3的回归结果，以家庭月均支出为因变量的回归结果如表中前三列所示。可以看出，如果使用普通OLS方法，得到的身份认同感对消费影响是不显著的，但采用工具变量回归时，身份认同感在1%的显著性水平下显著，且系数均为正。这说明以往采用描述方法或者OLS估计的结果可能存在偏误。以上结果也说明如果流动人口在心理上认同自己是迁入城市的“本地人”，则给定收入等其他条件，所在家庭在当地的月平均支出就会更多。使用本地话熟悉度为工具变量估计的边际影响(表 3中前三列的IV-1)高达14.1%，同时使用本地话熟悉度和老家拥有承包地面积做工具变量估计的边际影响(表 3中前三列的IV-2)达到14.3%。这可以行为经济学的身份理论进行解释，即流动人口在流入新城市后，自我身份认同发生改变，其经济行为也会受到相应价值观影响。对于认为自己是本地人的流动人口而言，他们的消费观会趋向于城市人口的消费水平和消费方式。一般而言，流动人口的平均消费要低于城市人口的平均消费，因此城市人的身份认同使得流动人口呈现出更高的家庭支出。本文的工具变量通过了过度识别检验，并且整体通过了弱工具变量检验。

消费增长往往意味着消费结构同步变动。根据表 3中后两列的回归结果，可以发现OLS回归下身份认同感并不显著影响恩格尔系数，而使用“本地话掌握程度”这一工具变量后的工具变量回归时，身份认同感呈现1%的显著性，且系数为负，即认为自己已经是本地人的流动人口恩格尔系数下降高达19.6%(表 3中后三列的IV-1)。如果同时使用两类工具变量估计结果为下降19.4%(表 3中后三列的IV-2)。这说明如果流动人口认为自己是“本地人”，则其所在家庭的月平均食品支出占比会更小。

结合表 3的结果可知，流动人口家庭食品支出占比显著下降应该主要是由于消费总量增加，而且总消费增加主要来自食品之外其他项目消费的增加。这和已有的一些调查描述一致，即流动人口主要消费生活必需品(国务院发展研究中心课题组，2010)。在相同的家庭收入条件下，身份认同感的转变会带动消费观念的变化，让更多流动人口融入本地城市对于促进本地总消费增加和消费质量改进具有积极意义。

(二) 稳健性检验

为了确保上述统计分析结论的可靠性，我们进行了以下两个稳健性检验。

1.身份认同的另一种度量

考虑到实际生活中，流动人口对于自身的身份认同可能是一个程度连续变化的过程，我们将上文哑变量形式度量的本地人身份认同感这一变量使用类似问题进行了替换。

问卷中有三个与本地人身份认同相关的其他问题：“您是否同意：我感觉自己是属于这个城市的”、“您是否同意：我觉得我是这个城市的成员”、“您是否同意：我把自己看作是这个城市的一部分”。每一个问题分为四种程度1-4，分别对应选项的四种情况“1-完全不同意、2-不同意、3-基本同意、4-完全同意”。将这三个问题的结果进行加和，得到一个近似连续的的本地城市认同感指标，数值越大表示城市身份认同感越强。

使用这个身份认同的替代变量，重复上文分析过程，我们得到的回归结果如表 4所示：

根据表 4的回归结果，以流动人口的家庭消费水平和恩格尔系数为被解释变量，当身份认同感为一个连续变量时，所估计的系数的符号和显著性并没有发生改变。具体来看，在工具变量法的回归结果下，身份认同感对总消费和恩格尔系数的影响系数分别为0.045和-0.062(分别对应前三列的IV-1和后三列的IV-1, 仅使用“本地话掌握程度”这一工具变量)，均在1%的水平下显著，与表 3中的回归结果保持一致。这说明身份认同感能够稳健且显著地影响流动人口的家庭本地消费水平和改善消费结构。

2.家庭规模调整

在上文分析中，虽然我们考虑到了随迁人员的差异性(子女、配偶或其他家庭成员)，但是在对于“家庭人数”这一变量的衡量中，我们假设了家庭中的每个人是同质的，即每个人会对家庭消费水平和家庭消费结构的影响是一致的。但是实际生活中，家庭内部成员会相互影响，不同人员构成的家庭会具有不同的支出模式(Brown and Deaton, 1972)。在对家庭消费进行分析时，由于人口的规模效应和异质性经常需要进行等价规模调整，以使得不同规模家庭间可比较(Stone，1945)。我们采用一种简单的做法，将流动人口家庭中的每个子女等价为0.5个成年人，对家庭人数进行了调整，并将调整过的家庭规模重新放到每个回归方程中，得到的结果如表 5所示。

根据表 5的回归结果，在采用工具变量的情况下，流动人口身份认同感在1%的显著性水平下对家庭月均支出和家庭月均食品支出占比的影响显著，并且大小和表 3差异不大。可以看出，调整了家庭规模后模型的回归结果并没有发生变化，一定程度说明上文的结果是稳健的。我们也采用文献中计算等价人均消费的做法，即用家庭消费除以等价人口规模之后取对数作为被解释变量，得到的系数符号和显著性仍然没有变化。相应结果不再列入正文。

(三) 机制分析

有文献指出农民工对当地社会的融合度越高，留城定居的意愿越强(李珍珍、陈琳，2010)。对应的流动人口不认可本地身份从而降低本地消费水平，可能的原因是不认可当地人身份的流动人口社会融入度低，更可能未来返回老家，从而增加当前储蓄用于返乡后消费或投资。在数据库中，有“未来计划在哪里购房/建房”、“未来计划在哪里工作生活”和“未来是否会将户口迁入本地”三个相关问题。我们定义流动人口如果计划返回老家所在省、市、县或村镇购房/建房为1，否则为0；定义回老家工作生活为1，否则为0；定义会将户口迁入本地为1，否则为0。以此三个变量作为被解释变量，分别进行OLS估计和工具变量估计(采用本地话熟练程度和老家承包地数量为工具)，得到的结果如表 6所示。

从表 6可见，更认可本地人身份的流动人口未来更少回老家购房和工作生活，并且更倾向于将户口迁入本地，这些都会使得他们增加在本地的消费而减少未来在老家消费。

(四) 异质性检验

我们从流动人口户主年龄以及户口性质角度分别对样本进行了异质性检验。

1.不同年龄阶段的异质性检验

对于不同年龄段的人群而言，身份认同感对消费的影响可能都会出现差别。我们将40岁以下人群划分为青年人，41~65岁的人群划分为中年人，讨论了青年人人群和中年人人群在身份认同感影响其经济行为上的差异。回归结果如下表 7所示。

根据表 7的回归结果，在以家庭月均支出为因变量时，中年流动人口的身份认同感影响系数大于青年流动人口群体，且统计显著，说明中年人在消费绝对水平上受到“本地人”身份认同的影响更大。而当以家庭月均食品支出占比为因变量时，青年流动人口群体的身份认同感估计系数绝对值与中年群体大致相同，这说明在家庭消费结构的分析中，青年人与中年人受到身份认同感的影响大致相同。

出现以上结果的原因可能是：对于较年长的群体而言，他们的原有身份观念可能较强，因此当这种观念发生变化时带来的效应也可能较大。这可以与已有部分研究的发现相互印证，新生代农民工城市认同感更强的特点(张淑华等，2012；丁彩霞、黄岩，2014；杭慧，2014)。

2.户口性质的异质性检验

本文的研究对象为全部流动人口，包括城城流动和城乡流动人口。拥有农业户口和非农业户口的两类流动人口群体其身份认同感对经济行为的影响程度可能会有不同。一般而言，相比较于城城流动的非农业户口人员，户口在农村的流动人口有更明显的身份认同差异，并且身份认同状况变化也可能带来更大的经济影响。为了进一步研究户口性质差异所造成的影响，我们对不同群体分别估计，结果如表 8所示。

根据表 8的回归结果，以家庭月均支出为因变量时，农业户籍流动人口的身份认同感系数的绝对值和显著性都大于非农业户口。这说明农业户籍的流动人口家庭支出水平确实更容易受到本地城市身份认同的影响。当分析对象为消费结构时，农业户籍流动人口受到的影响程度也更大。由于本文所用数据都是在城市的流动人口，身份认同更容易对农村户籍人口产生影响，可能的原因是此种心理效应主要是通过模仿本地城市人生活方式起作用。对于本来就是城镇户籍的流动人口，其模仿效应显然要小，因为其来源地也是城市，与流入地消费模式差别不如本来是农村的流动人口差别大。

五、结论和政策含义

本文采用2014年国家卫计委“流动人口社会融合与心理健康专题调查”的调查数据，研究了流动人口不同的本地城市人身份认同对其家庭消费水平、家庭消费结构的影响。在研究过程中，为了解决内生性问题，我们采用流动人口“本地话掌握水平”和“老家拥有土地面积”为工具变量，拟合多元线性回归模型。我们也进行了替代变量的稳健性检验以及异质性检验。

我们发现在克服内生性后，流动人口本地身份认同感确实会影响家庭本地消费水平和消费结构。这可以由身份认同理论来解释，实证机制检验也发现认可本地人身份的流动人口更倾向于在本地买房、工作生活和落户。同时，不同群体间存在一定异质性，这些异质性也符合预期。

本文对认识身份认同经济影响有一定学术价值。同时，我们认为，政府制定促进消费的政策时不可忽视流动人口心理作用。针对流动人口的本地化推动政策和宣传身份同一性具有事半功倍的效果。