崔菲菲，楊 靜，傅康生

(南京師范大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京210023)

一、引言

高儲蓄和高投資是改革開放以來中國經(jīng)濟(jì)快速增長的主要驅(qū)動力，但次貸危機(jī)以來，全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇疲軟，以投資和出口為導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)增長方式面臨越來越多的挑戰(zhàn)，尤其是中美貿(mào)易摩擦以來，中國經(jīng)濟(jì)增長迫切需要從投資和出口導(dǎo)向型向內(nèi)需驅(qū)動型轉(zhuǎn)型[1]。近年來，增強(qiáng)消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用是政府調(diào)控的主要領(lǐng)域，但收效不及預(yù)期，居民消費(fèi)占GDP的比重由2000年的46.72%下降到2017年的39.00%(1)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，經(jīng)作者整理得到。，而儲蓄率快速增長，家庭總儲蓄占家庭可支配收入的比例從2000年的約28.00%上升到2015年的37.00%[2]。中國居民家庭儲蓄率不僅高于文化相似的東南亞發(fā)展中國家，而且顯著高于歐美發(fā)達(dá)國家[3]。在儲蓄率的跨國比較分析中，有研究表明中國企業(yè)儲蓄率和政府儲蓄率并非異常高，高儲蓄率與較高的居民儲蓄率緊密相關(guān)[4]。中國是一個農(nóng)業(yè)人口占比較高的發(fā)展中國家(2)2017年中國鄉(xiāng)村人口占總?cè)丝诘谋戎貫?1.48%(數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》)。，持續(xù)攀升的農(nóng)戶家庭儲蓄率是近年來中國高儲蓄率的重要原因(3)農(nóng)戶家庭儲蓄率由2003年的25.05%上升到2013年的37.80%，10年上升了12.75%。數(shù)據(jù)來源于全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)，經(jīng)作者整理得到。。在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，對于農(nóng)戶家庭儲蓄率的研究離不開一個特殊的群體——農(nóng)民工，2018年中國農(nóng)民工總量達(dá)到2.88億人，較2017年提高1.10個百分點(diǎn)(4)數(shù)據(jù)來源于2018年《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》。。由于戶籍等制度限制，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移往往是不完全、不徹底的，勞動力不完全轉(zhuǎn)移的家庭與農(nóng)村居民有不同的消費(fèi)儲蓄行為[5]，這是研究中國農(nóng)村居民消費(fèi)儲蓄行為不容忽視的重要事實(shí)。

現(xiàn)有關(guān)于家庭儲蓄行為的研究多是基于經(jīng)典消費(fèi)理論的分析，但這些分析是不完全的[6]，尤其對中國農(nóng)戶家庭消費(fèi)儲蓄問題的分析并不具有普適性，大量研究得到的結(jié)論并不一致[7]。王建英等的研究認(rèn)為勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率存在正向影響[8]，但謝勇、劉生龍等的實(shí)證分析卻得出了幾乎相反的結(jié)論[9-10]。理論上的分歧常常導(dǎo)致實(shí)踐上的茫然?，F(xiàn)有研究雖然已經(jīng)意識到城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村居民消費(fèi)儲蓄行為的影響，但并沒有意識到不完全、不徹底的勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄行為的影響，勞動力轉(zhuǎn)移家庭不僅存在跨時而且存在跨地消費(fèi)儲蓄選擇問題，并且不同程度的勞動力轉(zhuǎn)移意味著其對未來的預(yù)期和面臨的預(yù)算約束是不同的，其消費(fèi)儲蓄行為決策理應(yīng)有區(qū)別。已有文獻(xiàn)將勞動力轉(zhuǎn)移視為同質(zhì)，不利于揭示勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶家庭消費(fèi)儲蓄行為決策的影響機(jī)制。本文從農(nóng)戶家庭消費(fèi)儲蓄行為最優(yōu)化視角出發(fā)，從理論上構(gòu)建了勞動力轉(zhuǎn)移對家庭消費(fèi)儲蓄行為的影響，并采用農(nóng)村固定觀察點(diǎn)微觀農(nóng)戶跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證分析了農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移及其異質(zhì)性對家庭儲蓄率的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

中國居民高儲蓄率問題一直是政府和學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)對其原因進(jìn)行了廣泛而深入的探討，其中主要可歸納為以下兩類，第一類是基于傳統(tǒng)的消費(fèi)儲蓄均衡理論，從凱恩斯的消費(fèi)儲蓄理論到持久收入理論和生命周期消費(fèi)假說，這些均衡理論得到了許多宏微觀數(shù)據(jù)的支持[11]。對一國來說，儲蓄率與人口年齡結(jié)構(gòu)存在某種聯(lián)系，當(dāng)一個社會中勞動力占總?cè)丝诘谋壤黾訒r，總儲蓄率會隨之提高，反之則相反。但與發(fā)達(dá)國家相比，中國年輕人和老年人比其他年齡段的人儲蓄率更高[12]。進(jìn)一步分析從年齡結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致?lián)狃B(yǎng)比變化，從而影響儲蓄率，儲蓄率與總撫養(yǎng)比的關(guān)系研究并未得到一致性結(jié)論，有得出兩者負(fù)相關(guān)的，也有正相關(guān)的，還有發(fā)現(xiàn)不顯著的[13-14]。第二類為非均衡理論，該類文獻(xiàn)主要基于發(fā)展中國家金融市場不完善、社會保障不健全、性別比例失衡、收入分配不均衡、住房貨幣化改革等特殊性，由此發(fā)展形成了預(yù)防性儲蓄、競爭性儲蓄、金融抑制、收入不平等、住房貨幣化改革等諸多理論假說以解釋中國居民的高儲蓄率問題[2，6，15-16]。隨著農(nóng)村“新農(nóng)合”保險事業(yè)的快速發(fā)展，以及金融市場不斷完善和發(fā)展，預(yù)防性儲蓄理論和金融抑制理論無法解釋農(nóng)村居民儲蓄不降反升的事實(shí)[17]，而競爭性儲蓄理論又無法解釋各年齡組家庭儲蓄率均上升的事實(shí)。改革開放以來，中國居民收入分配差距不斷擴(kuò)大，有學(xué)者認(rèn)為收入不平等是導(dǎo)致家庭儲蓄率高的原因[2]，但收入不平等與總儲蓄率并非單純的線性關(guān)系[18]。自20世紀(jì)90年代中國實(shí)施住房貨幣化改革以來，房價逐年增長，購買房產(chǎn)已成為居民財富保值增值的重要投資方式，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)房價上漲與居民家庭儲蓄率正相關(guān)[16]，但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)房價對儲蓄率的影響為負(fù)，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)房價對儲蓄率的影響不顯著[19]。因此，無論是經(jīng)典的消費(fèi)儲蓄均衡理論，還是基于發(fā)展中國家特殊國情的非均衡理論，均無法解釋21世紀(jì)以來中國居民持續(xù)上升的家庭儲蓄率，也并不適用于解釋中國從計劃向市場轉(zhuǎn)型過程中的儲蓄問題。因此，高儲蓄率背后可能還有更為基礎(chǔ)性的影響因素，城鄉(xiāng)“二元”社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)可能是解釋中國農(nóng)村居民家庭高儲蓄率的結(jié)構(gòu)性因素。

相比較于經(jīng)典消費(fèi)儲蓄理論對中國家庭高儲蓄率的原因探討，人們對于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與家庭儲蓄行為的研究尚不多，勞動力轉(zhuǎn)移與家庭儲蓄均是家庭效用最大化下的最優(yōu)決策，隨著城鎮(zhèn)化的加速推進(jìn)，對農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)決策的探討顯然離不開典型的城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)。在經(jīng)典的Lewis“二元”經(jīng)濟(jì)模型中，相對于農(nóng)業(yè)部門，隨著非農(nóng)部門的發(fā)展壯大，其社會總體儲蓄率會隨之上升。馮明等基于“二元”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，從理論上發(fā)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率的正向影響，但缺乏微觀數(shù)據(jù)支持[3]。雖然近年來政府大力推動農(nóng)民工市民化，但戶籍制度改革舉步維艱，2018年農(nóng)民工總量高達(dá)2.88億人，他們積極努力融入城市，或在城鄉(xiāng)間徘徊[20]。在“二元”結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村剩余勞動力雖然轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)就業(yè)，但無法享受本地教育、醫(yī)療、住房等公共服務(wù)，其面臨更多的收入和支出不確定性，在職業(yè)不穩(wěn)定和房產(chǎn)等抵押較少的情況下還面臨更高的信貸約束，因此他們需要更多的預(yù)防性儲蓄以平滑收入和支出的不確定性[21]。有研究表明暫時性與永久性遷徙進(jìn)城農(nóng)民的儲蓄行為存在顯著差異，暫時性移民的儲蓄率顯著高于永久性移民，農(nóng)民工的儲蓄水平比城市本地居民高16%～20%[22]。農(nóng)民工的消費(fèi)儲蓄行為不僅受到收入和支出不確定、職業(yè)、教育程度等客觀因素的影響，還受到市民化意愿、城市歸屬觀等主觀心理因素的影響，農(nóng)民工對城市認(rèn)同感越強(qiáng)，其生活消費(fèi)和儲蓄行為越接近于本地城市居民，但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)以市民化為目的的勞動力轉(zhuǎn)移，其在城市的儲蓄行為也可能得到強(qiáng)化。一般而言，預(yù)期的城鄉(xiāng)收入差距是勞動力遷徙的根本原因，隨著農(nóng)村勞動力進(jìn)城就業(yè)，其收入隨之上升，其消費(fèi)和儲蓄也隨之增加，但如果消費(fèi)增長的幅度小于收入增長的幅度，則儲蓄率上升，而如果消費(fèi)增幅大于收入增幅，則儲蓄率下降。在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，尤其是進(jìn)入大中型城市的農(nóng)民工其生活和消費(fèi)難以擺脫“賺票子(城里)、(回村里)起房子、娶妻子、生孩子”的簡單模式(5)2018年《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》顯示流入到長三角、珠三角和京津翼的農(nóng)民工人數(shù)占農(nóng)民工總數(shù)的42.22%，因?yàn)樵绞谴蟪鞘?，農(nóng)民工就業(yè)的機(jī)會越多，但農(nóng)民工能在大城市落戶，成為市民的可能卻越小。，因此，“二元”結(jié)構(gòu)下的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移家庭具有較高的儲蓄率。

雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)已關(guān)注到“二元”結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶家庭儲蓄行為的影響，但本文將在以下幾個方面彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足：第一，基于新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，農(nóng)戶是一個集生產(chǎn)(勞動供給)、消費(fèi)(儲蓄)于一體的經(jīng)濟(jì)組織，從家庭效用最大化視角出發(fā)構(gòu)建了勞動力轉(zhuǎn)移與消費(fèi)儲蓄的理論模型；第二，雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)考慮到城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率的影響，但均視勞動力轉(zhuǎn)移為同質(zhì)化，而同質(zhì)化處理不利于解釋勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄行為的影響及其作用機(jī)制，事實(shí)上，勞動力轉(zhuǎn)移異質(zhì)性會使家庭面臨不同預(yù)期和預(yù)算約束，進(jìn)而影響農(nóng)戶家庭消費(fèi)儲蓄行為；第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中于使用宏觀加總數(shù)據(jù)對農(nóng)民工與儲蓄行為進(jìn)行實(shí)證分析[3，8]，但宏觀數(shù)據(jù)容易掩蓋因果關(guān)系，現(xiàn)有嚴(yán)謹(jǐn)?shù)奈⒂^實(shí)證分析文獻(xiàn)還不多，即使少數(shù)文獻(xiàn)使用微觀數(shù)據(jù)，由于研究視角、模型設(shè)定差異，實(shí)證結(jié)論并未統(tǒng)一。本文在時間維度和樣本上進(jìn)行擴(kuò)充，基于全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)(2003—2013年)，采用面板雙向固定、分位數(shù)回歸、工具變量回歸等方法解決樣本選擇偏差和內(nèi)生性等問題，以期得到準(zhǔn)確的估計結(jié)果。

三、理論和實(shí)證模型構(gòu)建

(一)理論模型

為了簡單起見，農(nóng)戶家庭在給定的預(yù)算約束下，通過跨期選擇消費(fèi)和儲蓄以實(shí)現(xiàn)終身消費(fèi)效用最大化。一般而言，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)就業(yè)，有助于提高收入和消費(fèi)水平，即期效用也隨之上升，但由于城鄉(xiāng)二元戶籍的制度性限制，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移往往是不完全、不徹底的，能實(shí)現(xiàn)舉家遷徙或轉(zhuǎn)移的農(nóng)民工比例不多，因此，我們假設(shè)家庭即期效用是家庭中勞動力轉(zhuǎn)移比重的增函數(shù)?；谏鲜龇治?，假定家庭消費(fèi)行為為：

(1)

s.t(1+rt)Λt+It-ct=Λt+1

式(1)對應(yīng)的貝爾曼方程為：

(2)

家庭最優(yōu)的消費(fèi)路徑為：

(3)

假設(shè)c0、h0分別表示初始的消費(fèi)水平和農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移率，家庭的消費(fèi)水平為：

(4)

農(nóng)戶家庭的儲蓄率為：

(5)

(6)

(二)計量模型

本文構(gòu)建的計量模型如下：

(7)

其中i、j、t分別表示t年i省第j個農(nóng)戶，sijt表示農(nóng)戶家庭人均儲蓄率，ltijt表示農(nóng)戶家庭剩余勞動力轉(zhuǎn)移，它通過勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量和勞動力轉(zhuǎn)移率等來刻畫，勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量主要用于考察勞動力轉(zhuǎn)移家庭與非勞動力轉(zhuǎn)移家庭的儲蓄率差異，勞動力轉(zhuǎn)移率用于考察勞動力轉(zhuǎn)移程度對儲蓄率的影響。X表示一系列控制變量，控制變量的選取主要依據(jù)持久收入理論和生命周期消費(fèi)理論、預(yù)防性儲蓄和競爭性儲蓄假說等經(jīng)典均衡和非均衡消費(fèi)儲蓄理論，包括家庭人口年齡結(jié)構(gòu)、成員教育和健康、家庭特征、收入、財富、社會資本、村莊性別比等。β0為常數(shù)項(xiàng)，λj為不可觀察的農(nóng)戶個體特征，timet為時間虛擬變量，εijt為隨機(jī)擾動項(xiàng)。本文關(guān)心的系數(shù)是β1，它表示勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的影響。

四、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源及變量設(shè)置

本文數(shù)據(jù)來源于全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)農(nóng)戶和村級綜合跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查自1986年開始實(shí)施，目前已覆蓋全國31個省份，每年跟蹤約270個村，調(diào)查兩萬個農(nóng)戶家庭樣本，2003年該調(diào)查指標(biāo)進(jìn)行了一次大幅修改，增加了對家庭成員的信息調(diào)查。本文實(shí)證分析數(shù)據(jù)覆蓋2003-2013年，該調(diào)查數(shù)據(jù)由家庭數(shù)據(jù)、家庭成員和村綜合調(diào)查數(shù)據(jù)三部分構(gòu)成。首先對家庭成員的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得到農(nóng)戶家庭人口年齡結(jié)構(gòu)、勞動力轉(zhuǎn)移、教育和健康狀況，以及在校生比重、少兒比重、人口老齡化等信息；其次以戶為標(biāo)識碼(ID)，把家庭成員數(shù)據(jù)與農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù)對接，農(nóng)戶數(shù)據(jù)中含有收入、財富、家庭特征、社會資本等；再次使用村級綜合數(shù)據(jù)得到村莊男女性別比數(shù)據(jù)；最后以省碼和村碼為標(biāo)識將農(nóng)戶數(shù)據(jù)與村級綜合數(shù)據(jù)進(jìn)行對接。經(jīng)過刪除主要變量缺失和異常值的農(nóng)戶樣本，共得184 431個有效樣本，為非平衡面板數(shù)據(jù)。

本文被解釋變量為農(nóng)戶家庭儲蓄率，解釋變量分為標(biāo)準(zhǔn)變量和非標(biāo)準(zhǔn)變量，標(biāo)準(zhǔn)變量由前文理論模型和經(jīng)典消費(fèi)儲蓄均衡和非均衡理論所確定，非標(biāo)準(zhǔn)變量的選擇主要考慮包含原理[12]。具體變量設(shè)置如下：

1.家庭儲蓄率。儲蓄率為被解釋變量，調(diào)查中一般不直接涉及儲蓄，即使涉及儲蓄指標(biāo)也常常因?yàn)楸徽{(diào)查者低報，而影響數(shù)據(jù)質(zhì)量。因此，為了得到較為合理可靠的儲蓄率數(shù)據(jù)，在實(shí)證研究中主要有兩種修正方法：一種是當(dāng)收入大于消費(fèi)時，用(收入-消費(fèi))/收入計算儲蓄率；另一種當(dāng)收入小于消費(fèi)時，用(收入-消費(fèi))/消費(fèi)計算儲蓄率。本文采用上述兩種方法計算農(nóng)戶家庭人均儲蓄率，即胡翠和許召元的研究方法[11]。

2.勞動力轉(zhuǎn)移。勞動力轉(zhuǎn)移是本文重點(diǎn)關(guān)注的解釋變量，分別由勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量、勞動力轉(zhuǎn)移率、勞動力轉(zhuǎn)移年限和勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)等表示。按照現(xiàn)行國家統(tǒng)計局的做法，將勞動力年外出打工時間大于等于180天定義為勞動力轉(zhuǎn)移。勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量是一個二值變量，當(dāng)農(nóng)戶家庭存在勞動力轉(zhuǎn)移時取值1，否則為0。為了進(jìn)一步考察農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率影響的時間動態(tài)效果，將勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量拆分為一組年度虛擬變量time2003(農(nóng)戶家庭存在勞動力轉(zhuǎn)移第一年，取值為1，否則為0)和time2004(農(nóng)戶家庭存在勞動力轉(zhuǎn)移第二年，取值為1，否則為0)，依次類推。勞動力轉(zhuǎn)移率用農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)占家庭總?cè)丝诘谋戎乇硎?6)勞動力轉(zhuǎn)移率的分母之所以用家庭總?cè)丝诙皇羌彝趧恿θ藬?shù)，是因?yàn)椴糠旨彝ゴ嬖跊]有勞動力的情況，分母為零沒有意義。，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分將家庭總?cè)丝谔鎿Q為家庭總勞動力。勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)用農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移人口數(shù)表示。

影響農(nóng)戶家庭儲蓄行為的因素是復(fù)雜的，為了盡量減少因遺落變量導(dǎo)致的估計偏差，根據(jù)持久收入-生命周期理論假說，模型包括收入、年齡、年齡的平方、健康、撫養(yǎng)比等因素，其中用實(shí)際人均純收入的對數(shù)作為衡量收入的變量，方法同劉生龍的研究方法[10]，用家庭成員的平均年齡及平方來控制生命周期對儲蓄的影響；老人撫養(yǎng)比用65歲及以上人口占家庭勞動人口的比重來表示，少兒撫養(yǎng)比用0～14歲人口占家庭勞動人口的比重來表示。根據(jù)預(yù)防性儲蓄假說，在模型中還考慮了不確定性因素對儲蓄率的影響，我們主要采用以下三個變量來衡量不確定性：第一，考慮擁有更多社會關(guān)系資本的農(nóng)戶家庭抵抗風(fēng)險的能力更高，本文將“是否國家干部戶”“是否村干部戶”以及“是否黨員戶”來表示農(nóng)戶家庭的社會關(guān)系資本，只要農(nóng)戶家庭擁有其中一個特征，即取值為1，否則為0。第二，農(nóng)戶家庭的財富水平，財富是人們抵抗風(fēng)險的一種有效形式[12]，這里用人均住房面積作為財富的表示變量。第三，家庭人口規(guī)模，農(nóng)戶家庭人口規(guī)模越大抵抗風(fēng)險能力越強(qiáng)。按照競爭性儲蓄理論假說，本文選擇了村莊層面的男女性別比作為變量，表示控制競爭性儲蓄對儲蓄率的影響。此外，本文還控制了家庭成員的健康狀況、教育支出等條件，農(nóng)村醫(yī)療保障水平偏低，因病返貧時有發(fā)生，因此家庭成員的健康狀況越差，其家庭儲蓄率越低；教育支出仍然是中國家庭重要的支出之一，本文用14歲以上學(xué)生占比來控制教育支出對家庭儲蓄率的影響，預(yù)期學(xué)生占比越高，儲蓄率越低。為了盡量減少遺漏變量對模型的影響，本文還在模型中加入農(nóng)戶家庭類型、家庭主要收入來源和家庭經(jīng)營主業(yè)等家庭特征變量，具體各變量的定義和描述性統(tǒng)計指標(biāo)見表1。

表1 各變量定義及描述性統(tǒng)計指標(biāo)

注：表中涉及價值數(shù)據(jù)均經(jīng)過農(nóng)村居民消費(fèi)價格指數(shù)調(diào)整，為2003年可比數(shù)據(jù)；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。

①當(dāng)收入低于消費(fèi)時,用(消費(fèi)-收入)/消費(fèi)表示儲蓄率。

②家庭成員自評健康狀況,優(yōu)=1,良=2,中=3,差=4,喪失勞動力=5。

(二)描述性統(tǒng)計分析

從勞動力轉(zhuǎn)移分布看，不存在勞動力轉(zhuǎn)移的家庭占全部樣本的55.42%，存在勞動力轉(zhuǎn)移的占44.58%，其中全部轉(zhuǎn)移的樣本占總體樣本的14.13%；在勞動力轉(zhuǎn)移的家庭中，有1個勞動力轉(zhuǎn)移占比53.28%，2個勞動力轉(zhuǎn)移占比34.34%，3個及以上的勞動力轉(zhuǎn)移占比12.38%。這說明農(nóng)戶家庭1～2個勞動力轉(zhuǎn)移是當(dāng)下中國農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移的主體，但隨著城鎮(zhèn)化加速推進(jìn)，勞動力全部轉(zhuǎn)移的家庭樣本占總體樣本的比例呈逐年上升趨勢，已由2003年的5.22%上升至2013年的14.13%。在樣本觀察期，中國農(nóng)村居民的儲蓄率平均為31.67%，其中勞動力部分轉(zhuǎn)移家庭的儲蓄率為35.14%，全部轉(zhuǎn)移家庭的儲蓄率為32.06%，不存在轉(zhuǎn)移家庭的儲蓄率為28.28%。部分勞動力轉(zhuǎn)移的家庭儲蓄率分別顯著高于不存在勞動力轉(zhuǎn)移和全部轉(zhuǎn)移家庭的6.86%和3.08%(見圖1)，然而，這僅是基于描述性統(tǒng)計分析的結(jié)果，影響農(nóng)戶家庭儲蓄率的因素是復(fù)雜的，在沒有控制其他影響因素的情況下還不能就此判斷勞動力轉(zhuǎn)移與儲蓄率之間的真實(shí)關(guān)系?；诖耍疚膶⒒趪?yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃繉?shí)證分析勞動力轉(zhuǎn)移及其異質(zhì)性與儲蓄率之間的關(guān)系。

圖1 勞動力轉(zhuǎn)移及其異質(zhì)性與家庭儲蓄率

(三)實(shí)證結(jié)果與分析

1.勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的異質(zhì)性影響。面板數(shù)據(jù)的回歸主要有固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種，Hausman檢驗(yàn)P值小于0.01，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，表明應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型，考慮到時間因素的影響，本文采用雙向固定效應(yīng)進(jìn)行回歸。表2為回歸結(jié)果，勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量對家庭儲蓄率的影響顯著為正，這與理論模型預(yù)測一致。從模型(1)看，相比不存在勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶樣本，勞動力轉(zhuǎn)移家庭的儲蓄率要高2.27%，模型(2)表示只存在1個勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭儲蓄率較不存在勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭高1.73%，模型(3)表示存在兩個勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭儲蓄率較不存在勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭高2.24%，模型(4)表示存在3個及以上勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭儲蓄率較不存在勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶家庭僅高出0.71%。這表明勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的影響存在顯著異質(zhì)性，農(nóng)戶家庭儲蓄率隨勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)呈先升后降的倒“U”型，農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)為兩人時，其家庭儲蓄率最高，農(nóng)戶家庭部分勞動力轉(zhuǎn)移是導(dǎo)致中國農(nóng)村家庭儲蓄上升的重要原因。究其原因在于城鄉(xiāng)“二元”戶籍制度下農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移大多數(shù)是“不完全、不徹底”的，舉家遷徙的并不多，2013年舉家外出的農(nóng)民工只占26.94%(7)數(shù)據(jù)來源于《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》。，相關(guān)研究表明即使流入地政府能夠一視同仁解決農(nóng)民工市民化問題，仍有2/3的農(nóng)民工不打算在城市定居[23]，況且現(xiàn)階段農(nóng)民工在城鎮(zhèn)無法同等享受本地市民待遇，因此轉(zhuǎn)移勞動力會有更高的預(yù)防性儲蓄動機(jī)[8]。隨著家庭勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)的增加，逐漸過渡到舉家遷徙，長期定居城鎮(zhèn)，其儲蓄率反而提高的不多，這其中原因?yàn)椋阂环矫嫒谌氤鞘泻?，城?zhèn)居民較農(nóng)村居民面臨更多的就業(yè)和投資機(jī)會，收入更穩(wěn)定，不確定性下降，降低了預(yù)防性儲蓄；另一方面，融入城市后，城市生活成本、衣食住行和教育等支出顯著高于農(nóng)村居民，故降低了儲蓄率。

表2 固定效應(yīng)回歸結(jié)果

注：使用的回歸軟件為STATA 14.0。括號中數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)誤。*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著。下表同。

在其他控制變量中，以表2中模型(1)為例，收入對儲蓄率有顯著正向影響，這符合經(jīng)典消費(fèi)儲蓄均衡理論的預(yù)測，但以人均住房面積來代表的財富對儲蓄率的影響為負(fù)，這主要是因?yàn)橐环矫孓r(nóng)戶家庭住房面積越大，耗資也越大，從而降低家庭儲蓄率；另一方面農(nóng)戶家庭將更多的儲蓄用于改善居住環(huán)境，一定程度上會抑制促進(jìn)收入增長的其他相關(guān)投入。年齡對家庭儲蓄率有正向影響，年齡的平方與儲蓄率呈“U”型，這與萬廣華等的研究結(jié)論一致[11]，但與生命周期理論預(yù)測相反。老齡化變量的系數(shù)顯著為負(fù)，這符合生命周期理論的預(yù)測，說明老齡化會顯著降低家庭儲蓄率。少兒撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響為正，但不顯著，可能的原因是少兒比重高意味家庭未來有更多的年輕人口，提高了遺贈動機(jī)。14歲以上學(xué)生占比對儲蓄率的影響為負(fù)，且系數(shù)較大，這符合中國現(xiàn)實(shí)，因?yàn)楫?dāng)下中國無論是城市還是農(nóng)村教育支出都是家庭的主要支出。從家庭社會特征看，儲蓄率與家庭特征緊密相關(guān)。家庭人口規(guī)模對儲蓄率的影響顯著為負(fù)，這體現(xiàn)了“人多力量大”的傳統(tǒng)思維，大家庭往往有更強(qiáng)的抗風(fēng)險的能力，故預(yù)防性儲蓄較低。家庭成員平均健康狀況對儲蓄率有負(fù)向影響，這與中國農(nóng)村醫(yī)療保險供給不足直接相關(guān)，“看病貴”甚至“因病返貧”現(xiàn)象時有發(fā)生。家庭成員受教育程度越高，其家庭儲蓄率越低，這說明教育有助于降低儲蓄率，因?yàn)槭芙逃潭扰c獲取就業(yè)機(jī)會、收入等正相關(guān)，有助于減少不確定性，進(jìn)而減少儲蓄。從家庭的社會關(guān)系資本看，擁有社會資本的農(nóng)戶較沒有社會資本的農(nóng)戶家庭儲蓄率低1.25%，與預(yù)期一致，因?yàn)檗r(nóng)戶擁有的社會關(guān)系資本越多，其抵抗風(fēng)險的能力越強(qiáng)，故其儲蓄動機(jī)較弱。家庭特征方面家庭類型、家庭經(jīng)營主業(yè)以及家庭主要收入來源等變量的系數(shù)顯著為正，說明家庭特征會影響到家庭儲蓄行為。核心家庭由于計劃生育政策導(dǎo)致?lián)狃B(yǎng)的小孩人數(shù)急劇下降，有利于家庭儲蓄，家庭經(jīng)營主業(yè)為農(nóng)業(yè)以及主要收入來自于家庭經(jīng)營的農(nóng)戶面臨更多的不確定性，具有更高的儲蓄動機(jī)，故儲蓄率較高。

2.勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率影響的時間效應(yīng)。為了考察農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率影響的動態(tài)效果，我們將勞動力轉(zhuǎn)移虛擬變量拆分為一組年度虛擬變量time2003(農(nóng)戶家庭存在勞動力轉(zhuǎn)移第一年)、time2004(農(nóng)戶家庭存在勞動力轉(zhuǎn)移第二年)，依次類推，得到如下模型：

(8)

我們關(guān)心的系數(shù)是γ，它用于度量勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的動態(tài)影響過程。從圖2可以看出，總體上勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率影響的時間效應(yīng)逐年減弱。究其原因是：隨著中國加速推進(jìn)城市化，戶籍制度等城鄉(xiāng)勞動力轉(zhuǎn)移的障礙逐漸得到消除，勞動力轉(zhuǎn)移持續(xù)時間越長，城市認(rèn)同感和歸屬感越高，其生活消費(fèi)儲蓄行為會逐漸與當(dāng)?shù)鼐用褛呁?，進(jìn)而降低儲蓄率。這說明提高轉(zhuǎn)移勞動力的城市融入有助于降低儲蓄率，釋放消費(fèi)潛力，擴(kuò)大內(nèi)需。

表3 勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率影響的時間趨勢

圖2 勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率影響的動態(tài)效應(yīng)

3.勞動力轉(zhuǎn)移率對家庭儲蓄率的影響及區(qū)域差異。本文將農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移變量定量化處理，考察在勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶樣本中，勞動力轉(zhuǎn)移率對家庭儲蓄率的影響。從表4中模型(1)可以看出，農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移率對儲蓄率的影響顯著為正，農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移率提高10%，其家庭儲蓄率增加0.79%。這表明在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，不完全、不徹底的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是提高中國農(nóng)村家庭儲蓄率的重要原因，也是導(dǎo)致中國農(nóng)村居民家庭儲蓄率持續(xù)走高的主要推動因素。

表4 勞動力轉(zhuǎn)移率對儲蓄率的影響

從區(qū)域看，不同地區(qū)農(nóng)村家庭勞動力轉(zhuǎn)移率對家庭儲蓄率的影響存在顯著區(qū)域差異，其中西部地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移率對家庭儲蓄率的影響最大，其次是中部地區(qū)，最后是東部地區(qū)。這表明從東部到西部，勞動力轉(zhuǎn)移率對家庭儲蓄率的影響呈加強(qiáng)狀態(tài)，主要原因是中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，勞動力轉(zhuǎn)移的主要目的是到東南沿海地區(qū)務(wù)工獲取更多收入，但卻很難融入東部城市，城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下中西部農(nóng)民工最終會回到農(nóng)村，并希望在農(nóng)村過上更好的生活，因此他們努力工作，同時儲蓄更多，這與國際移民的儲蓄行為一致[5]。因此，中西部地區(qū)勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的影響更大。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性討論

(一)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，我們通過在原模型的基礎(chǔ)上替換部分解釋變量來進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目煽啃浴１?中的模型(1)用農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)占家庭勞動力總數(shù)的比例來替換前文的勞動力轉(zhuǎn)移率(家庭勞動力轉(zhuǎn)移人數(shù)占家庭人口比重)，回歸結(jié)果仍然表明勞動力轉(zhuǎn)移率確實(shí)對家庭儲蓄率有顯著正向影響。

在普通回歸模型中，我們主要考慮的是解釋變量對被解釋變量的平均影響，但普通回歸結(jié)果容易受極端值的影響，且無法反映自變量對因變量影響的全貌。因此，本文進(jìn)一步用分位數(shù)回歸模型考察勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的影響。表5主要展示了勞動力轉(zhuǎn)移率對家庭儲蓄率的影響在0.1、0.25、0.50、0.75和0.90五個分位點(diǎn)上的回歸結(jié)果，表明勞動力轉(zhuǎn)移率對家庭儲蓄率在不同分位點(diǎn)上都具有顯著的正向影響，并且隨著分位數(shù)的增加，勞動力轉(zhuǎn)移率的分位數(shù)回歸系數(shù)呈遞減趨勢，這表明勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率影響的邊際貢獻(xiàn)隨分位數(shù)的提高而下降。

表5 穩(wěn)健性和內(nèi)生性檢驗(yàn)

(二)內(nèi)生性檢驗(yàn)

雖然計量模型較穩(wěn)健，面板數(shù)據(jù)也能在一定程度上解決遺落變量問題，但模型本身可能包含內(nèi)生解釋變量，如具有更高儲蓄率的農(nóng)戶家庭可能更偏好于將勞動力配置在城鎮(zhèn)非農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，即勞動力轉(zhuǎn)移率會更高，因此可能在勞動力轉(zhuǎn)移與儲蓄之間存在雙向影響關(guān)系。為了解決模型本身可能存在的內(nèi)生性問題，我們引入工具變量，這也是目前解決模型內(nèi)生性的主要方法。使用工具變量的前提是存在內(nèi)生性解釋變量，經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，Chi(18)=674.52，其P值小于0.01，強(qiáng)烈拒絕“所有變量均為外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為勞動力轉(zhuǎn)移存在內(nèi)生性。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)，我們選取了兩個工具變量：勞動力轉(zhuǎn)移空間距離和從事運(yùn)輸業(yè)、建筑業(yè)、工業(yè)等行業(yè)的勞動力比重。農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移與空間距離相關(guān)，但勞動力轉(zhuǎn)移的空間距離并不會直接影響到農(nóng)戶家庭儲蓄率。因此，本文結(jié)合農(nóng)村固定觀察點(diǎn)村級綜合調(diào)查數(shù)據(jù)，應(yīng)用省碼(sm)和村碼(cm)數(shù)據(jù)與微觀農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，選取農(nóng)戶所在村莊距離公路干線的距離(公里)(distance)作為勞動力轉(zhuǎn)移的第一個工具變量。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的加速推進(jìn)，勞動力進(jìn)城務(wù)工、經(jīng)商等成為了勞動力流動的重要原因，特別是部分從事運(yùn)輸業(yè)、建筑業(yè)等行業(yè)的勞動力需要常年流動在外，但微觀農(nóng)戶家庭儲蓄行為并不會受到村莊層面的勞動力流動的直接影響。因此，我們用村級數(shù)據(jù)庫從事運(yùn)輸業(yè)、建筑業(yè)、工業(yè)、商業(yè)等四類行業(yè)的勞動力人數(shù)合計占村莊年末常住人口的比重(ldrate)作為農(nóng)戶家庭勞動力轉(zhuǎn)移的第二個工具變量。工具變量選取的合理性檢驗(yàn)：首先是不可識別檢驗(yàn)(Underidentification test)，本文選取了LM統(tǒng)計指標(biāo)，其值為39.23，P值小于0.01，強(qiáng)烈拒絕“方程不可識別”的原假設(shè)，即方程可識別；其次是弱識別檢驗(yàn)(Weak identication test)，我們選取了Cragg-Donald Wald秩檢驗(yàn)的F檢驗(yàn)法，其值為19.62。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)，F(xiàn)值大于10 即可拒絕原假設(shè)(工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)性較弱)，因此本文工具變量與內(nèi)生變量存在較強(qiáng)的相關(guān)性；第三是工具變量有效性檢驗(yàn)，Sargan-Hansen統(tǒng)計量的P值為0.49，表明接受原假設(shè)。根據(jù)Hansen的研究，面板GMM法會比直接運(yùn)用2SLS估計更有效率，且GMM在一定程度上可以克服擾動項(xiàng)的異方差和自相關(guān)問題，因此本文選擇兩步GMM回歸，結(jié)果見表5中模型(7)，在控制勞動力轉(zhuǎn)移的內(nèi)生性后，勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率的影響通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正。

六、結(jié)論

本文基于新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，從家庭效用最大化視角出發(fā)構(gòu)建了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)戶家庭儲蓄率的理論模型，并運(yùn)用全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)連續(xù)跟蹤調(diào)查的農(nóng)戶數(shù)據(jù)和村級數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)雖然農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移提高了家庭儲蓄率，但“不完全、不徹底“的勞動力轉(zhuǎn)移才是導(dǎo)致農(nóng)村家庭儲蓄率增高的重要原因，在“二元”結(jié)構(gòu)下勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的影響存在顯著異質(zhì)性，勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模與家庭儲蓄率呈倒“U”型關(guān)系，勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的影響由東部到西部呈加強(qiáng)狀，勞動力轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率影響隨時間弱化。

基于本文研究結(jié)論可以得到以下政策啟示：第一，隨著《2019年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)重點(diǎn)任務(wù)》的實(shí)施，雖然“二元”戶籍限制已不再成為勞動力轉(zhuǎn)移的最大障礙，但讓轉(zhuǎn)移勞動力市民化的關(guān)鍵是讓其享有同本地居民均等的公共服務(wù)，讓轉(zhuǎn)移勞動力舉家實(shí)現(xiàn)市民化，不僅有助于加速城市化進(jìn)程，而且有助于釋放農(nóng)民工消費(fèi)潛力，擴(kuò)大內(nèi)需。第二，降低農(nóng)村居民家庭儲蓄率，釋放其消費(fèi)潛力是一個系統(tǒng)工程，需要頂層制度設(shè)計，一方面要為轉(zhuǎn)移勞動力提供均等的社會保障等福利制度降低農(nóng)民工的收入和支出不確定性，另一方面還要關(guān)注其城市認(rèn)同感和歸屬感等心理因素，增加其長期定居城市的意愿，引導(dǎo)“候鳥式”遷徙向永久性遷徙轉(zhuǎn)變。第三，“農(nóng)地”和“就業(yè)”是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移家庭的兩頭牽掛，轉(zhuǎn)移勞動力除了在城市不能享受均等化的公共服務(wù)外，導(dǎo)致不完全、不徹底轉(zhuǎn)移的一個重要因素是農(nóng)地缺乏合理退出補(bǔ)償機(jī)制，舉家遷徙還存在后顧之憂，因此，在加快戶籍制度改革的同時還需要深化農(nóng)村土地制度改革。