崔菲菲，盧 卓

(1.南京師范大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210023；2.中山職業(yè)技術(shù)學(xué)院，廣東 中山 528404；3.澳門城市大學(xué) 商學(xué)院，澳門 999078)

一、前 言

中國高儲(chǔ)蓄率問題引起了學(xué)術(shù)界的廣泛討論和關(guān)注，改革開放以來，中國擁有世界上最高的儲(chǔ)蓄率。在20世紀(jì)80年代，中國儲(chǔ)蓄占GDP的比重為35%，到90年代超過40%，進(jìn)入新世紀(jì)的2000年達(dá)到了63.30%，之后有所回落，但到2017年仍然高達(dá)53.62%(歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒)。關(guān)于中國高儲(chǔ)蓄率的原因，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從儲(chǔ)蓄習(xí)慣、生命周期、預(yù)防性儲(chǔ)蓄、競爭性儲(chǔ)蓄以及持續(xù)上升的房價(jià)等方面進(jìn)行考察，這些研究文獻(xiàn)雖為我們理解中國高儲(chǔ)蓄率問題提供了多重視角，但也忽視了自改革開放以來城市和工業(yè)導(dǎo)向的經(jīng)濟(jì)增長模式導(dǎo)致的城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)問題，隨著市場經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)問題日益嚴(yán)重。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)關(guān)系到資源在部門和地理上的配置，它可能是中國高儲(chǔ)蓄率和經(jīng)濟(jì)高速增長的一個(gè)結(jié)構(gòu)性因素[1]。20世紀(jì)80年代以來，城市開始實(shí)施經(jīng)濟(jì)改革，勞動(dòng)需求大增，隨著戶籍制度管制放松，大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)城務(wù)工，由此形成的農(nóng)民工群體是中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下的特殊產(chǎn)物。根據(jù)《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》，2018年中國農(nóng)民工人數(shù)達(dá)到了2.86億人，占總?cè)丝诘?20.50%，如果加上農(nóng)民工背后的家庭人口，這一比例會(huì)更高，可能會(huì)翻倍。因此，忽視城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)問題探討中國居民儲(chǔ)蓄行為缺乏客觀性和真實(shí)性。在城鄉(xiāng)“二元”分治下，農(nóng)民工長期徘徊于城市與農(nóng)村之間，形成了獨(dú)特的“候鳥式”遷徙，而事實(shí)上，農(nóng)民工和農(nóng)村居民以及城鎮(zhèn)居民面臨不一樣的預(yù)算約束，其家庭消費(fèi)儲(chǔ)蓄決策行為存在顯著差異。

國際上大量的經(jīng)驗(yàn)研究表明暫時(shí)性移民的消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為與本地居民存在顯著差異，但國際移民與中國農(nóng)民工的儲(chǔ)蓄行為是否具有共性值得思考，并且中國正在實(shí)施大規(guī)模城鎮(zhèn)化，這對(duì)農(nóng)民工家庭的消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？近年來，雖然Chen等關(guān)注到了城鄉(xiāng)“二元”戶籍對(duì)消費(fèi)的重要影響，但“二元”結(jié)構(gòu)對(duì)暫時(shí)性遷徙農(nóng)村勞動(dòng)力的家庭儲(chǔ)蓄行為影響還遠(yuǎn)沒有得到充分解釋[2]。農(nóng)民工暫時(shí)性遷徙是否促進(jìn)了中國農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率，其影響家庭儲(chǔ)蓄行為的機(jī)制如何？

本文通過構(gòu)建暫時(shí)性遷徙對(duì)儲(chǔ)蓄行為影響的理論模型，采用山西農(nóng)村固定觀察點(diǎn)農(nóng)戶跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析農(nóng)村勞動(dòng)力暫時(shí)性轉(zhuǎn)移對(duì)家庭儲(chǔ)蓄行為的影響，并對(duì)結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)多是基于收入和就業(yè)狀態(tài)來分析移民遷徙(流動(dòng)勞動(dòng)力)的融合程度，而本文通過分析勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移家庭與農(nóng)村家庭在儲(chǔ)蓄行為方面的差異來分析城鄉(xiāng)“二元”融合狀態(tài)，比較分析儲(chǔ)蓄率差異是由于“二元”社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)引起的，還是由于個(gè)體的儲(chǔ)蓄偏好使然。第二，構(gòu)建了基于二元結(jié)構(gòu)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移和家庭儲(chǔ)蓄行為的理論模型，探討了二元結(jié)構(gòu)下勞動(dòng)力暫時(shí)性轉(zhuǎn)移對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，并進(jìn)行了實(shí)證分析。第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)在考慮流動(dòng)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)意愿時(shí)，主要考慮了流動(dòng)勞動(dòng)力本身的“主觀”返鄉(xiāng)計(jì)劃，但實(shí)際上有沒有返鄉(xiāng)意愿還取決于“客觀”上流入地的戶籍制度以及城市基本公共服務(wù)供給等外部因素，在城鄉(xiāng)“二元”戶籍制度下，暫時(shí)性與永久性轉(zhuǎn)移很大程度上不是取決于流動(dòng)勞動(dòng)力本身，而更多地取決于遷入地的戶籍制度限制，以及社會(huì)公共服務(wù)供給(教育、醫(yī)療、住房等)等，因此本文從流入地戶籍管制等客觀因素層面來考察暫時(shí)性轉(zhuǎn)移對(duì)儲(chǔ)蓄行為的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)經(jīng)典消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論

中國高儲(chǔ)蓄率問題一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)，尤其是次貸危機(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挑戰(zhàn)，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(dòng)型轉(zhuǎn)型，但居民家庭高儲(chǔ)蓄率制約了內(nèi)需擴(kuò)大。近年來，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用是政府經(jīng)濟(jì)調(diào)控的重點(diǎn)，但收效不及預(yù)期。對(duì)于中國居民家庭高儲(chǔ)蓄率的原因，主要有傳統(tǒng)均衡消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論和非均衡理論。傳統(tǒng)均衡理論主要有絕對(duì)收入、相對(duì)收入、持久收入-生命周期假說等，這些均衡理論得到了許多宏微觀數(shù)據(jù)的支持[3]，但傳統(tǒng)經(jīng)典消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論并不適用于解釋中國從計(jì)劃向市場轉(zhuǎn)型過程中的儲(chǔ)蓄問題[4]。非均衡理論主要包括預(yù)防性儲(chǔ)蓄、競爭性儲(chǔ)蓄、金融抑制、收入不平等、住房貨幣化改革等。上述研究假說也常用于解釋中國居民的高儲(chǔ)蓄率問題。但無論是經(jīng)典的消費(fèi)儲(chǔ)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，均無法對(duì)21世紀(jì)以來中國居民持續(xù)上升的家庭儲(chǔ)蓄率做出合理的闡釋。中國居民家庭高儲(chǔ)蓄率背后可能還存在更為基礎(chǔ)性的因素，而城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)可能是理解中國農(nóng)村居民家庭儲(chǔ)蓄率高的結(jié)構(gòu)因素[1]。

(二)國際移民的儲(chǔ)蓄行為

勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移家庭與農(nóng)村居民家庭或城鎮(zhèn)本地居民的儲(chǔ)蓄行為差異可能有多種原因，在國際上，學(xué)術(shù)界對(duì)移民家庭儲(chǔ)蓄行為的研究較早，也取得了豐富的研究成果，主要側(cè)重于研究移民(包括暫時(shí)性移民和永久性移民)和本土居民之間的儲(chǔ)蓄差異及其原因。Galor和Stark基于世代交替模型對(duì)跨國移民儲(chǔ)蓄行為的研究發(fā)現(xiàn)，回國可能性越高的暫時(shí)性移民較永久性移民具有更高的儲(chǔ)蓄傾向[5]。Bauer和Sinning對(duì)德國移民和本土居民的儲(chǔ)蓄率分析發(fā)現(xiàn)，總體上，相比較本地居民，永久移民具有較低的儲(chǔ)蓄率，而暫時(shí)性移民具有更高的儲(chǔ)蓄率。他們認(rèn)為原因可能是移民在東道國勞動(dòng)力市場上面臨更多的收入不確定，因而需要更多的預(yù)防性儲(chǔ)蓄[6]。也有研究表明參與跨國勞動(dòng)力市場可以實(shí)現(xiàn)多樣化就業(yè)，分散風(fēng)險(xiǎn)，因而移民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄低于本國居民[7]。Djajic和Milbourne的研究發(fā)現(xiàn)，東道國和母國物價(jià)差異也會(huì)影響移民的儲(chǔ)蓄行為；當(dāng)東道國的物價(jià)水平高于母國時(shí)，暫時(shí)性移民會(huì)儲(chǔ)蓄更多并匯回母國消費(fèi)。因此，暫時(shí)性移民比本國居民和永久移民具有更高的儲(chǔ)蓄率；此外，移民對(duì)未來預(yù)期以及移民目的城市在接受移民方面的政策、包容性等，都可能影響到移民的儲(chǔ)蓄行為[8]。Shamsuddin和DeVoretz的研究發(fā)現(xiàn)，移民可能在獲取東道國社會(huì)福利方面存在制度和政策上的限制，這可能對(duì)移民和本國居民的財(cái)富積累產(chǎn)生不同的約束，也導(dǎo)致移民具有更高的儲(chǔ)蓄傾向[9]。國際移民儲(chǔ)蓄行為的研究雖不同于中國城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)儲(chǔ)蓄行為的研究，但在一定程度上，移民和轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力可能具有相似性，其消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為有別于本國和本地居民。

(三)二元結(jié)構(gòu)下勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與儲(chǔ)蓄行為

中國是一個(gè)典型的城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)，改革開放以來，農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力不斷轉(zhuǎn)移，為中國經(jīng)濟(jì)增長提供了持續(xù)的“人口紅利”，但“二元”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下的現(xiàn)實(shí)問題也進(jìn)一步顯現(xiàn)，如“二元”戶籍制度造成了大量“人戶分離”現(xiàn)象，與城鎮(zhèn)化和工業(yè)化進(jìn)程不匹配，剩余勞動(dòng)力不能有效融入到現(xiàn)代部門，而在城鄉(xiāng)之間“游移”。近年來，隨著中國加速推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移加速，學(xué)術(shù)界開始關(guān)注城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與家庭儲(chǔ)蓄行為的關(guān)系。在劉易斯的“二元”經(jīng)濟(jì)模型中，相對(duì)于農(nóng)業(yè)部門，隨著非農(nóng)部門的發(fā)展壯大，其社會(huì)總體儲(chǔ)蓄率會(huì)隨之上升。樊綱、呂焱、張勛和馮明等基于“二元”經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，分析了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與家庭儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是家庭儲(chǔ)蓄率高的主要原因[10-12]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)雖然從理論上解釋了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)儲(chǔ)蓄率的正向影響，但并沒有解釋背后的原因以及影響機(jī)制，且多基于宏觀加總數(shù)據(jù)的分析，缺乏長期微觀數(shù)據(jù)支持，以至于實(shí)證分析結(jié)論缺乏一致性。劉生龍等基于省級(jí)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)新生代農(nóng)民工對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響為負(fù)[13]，謝勇、沈坤榮利用CGSS2006的數(shù)據(jù)實(shí)證分析也發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)會(huì)顯著降低農(nóng)村居民儲(chǔ)蓄率[14]，這幾乎與樊綱、呂焱、張勛等和馮明等的理論模型預(yù)期結(jié)果相反。

農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移為何會(huì)提高家庭儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)？主要有以下三個(gè)方面的原因：第一，源于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移動(dòng)機(jī)導(dǎo)致的儲(chǔ)蓄偏好差異，尤其是暫時(shí)性和永久性遷徙差異。Sinning的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)相同的結(jié)論，即暫時(shí)性遷徙的移民家庭儲(chǔ)蓄率要高于永久性遷徙家庭，回國計(jì)劃會(huì)顯著改變移民在東道國的消費(fèi)儲(chǔ)蓄行為[15]。在中國，二元結(jié)構(gòu)和回遷意愿導(dǎo)致了中國居民家庭高儲(chǔ)蓄率，這與國際上暫時(shí)性移民的儲(chǔ)蓄行為一致。城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)導(dǎo)致暫時(shí)性遷徙，暫時(shí)性遷徙容易導(dǎo)致流動(dòng)勞動(dòng)力在價(jià)值觀和消費(fèi)偏好上長期保持與本地城鎮(zhèn)居民之間的差異，促使流動(dòng)勞動(dòng)力將其暫時(shí)性收入中更多用于儲(chǔ)蓄。 第二，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移家庭與城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村家庭的儲(chǔ)蓄模式和財(cái)富持有狀態(tài)的差異可能是由其潛在的收入以及面臨的社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境等差異引起的，尤其是獲取社會(huì)福利方面的差異，如流動(dòng)勞動(dòng)力與本地居民在獲取本地教育、醫(yī)療和社保等社會(huì)福利方面的差異。勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移家庭可能存在更強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為，流動(dòng)勞動(dòng)力即使在城鎮(zhèn)就業(yè)，也無法享受城市居民在教育、醫(yī)療、社保、就業(yè)等方面的社會(huì)福利，這種歧視導(dǎo)致流動(dòng)勞動(dòng)力的預(yù)防儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增加。第三，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移家庭與農(nóng)村家庭在養(yǎng)老安排方面存在差異，如果流動(dòng)勞動(dòng)力期望老了，他們的后代能夠贍養(yǎng)他們，那他們會(huì)將更多的收入用于培養(yǎng)他們的孩子，而不是為養(yǎng)老而儲(chǔ)蓄。

綜上，學(xué)術(shù)界已經(jīng)意識(shí)到城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移及其家庭儲(chǔ)蓄行為的影響，但農(nóng)村勞動(dòng)力暫時(shí)與永久性轉(zhuǎn)移對(duì)家庭儲(chǔ)蓄行為的研究還不多，譚靜等是少有的關(guān)注“二元”結(jié)構(gòu)、回遷意愿與儲(chǔ)蓄率的學(xué)者，其以轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力“短期有無返鄉(xiāng)計(jì)劃”(二值變量)作為回遷意愿的代理變量探討對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響[16]。但二值變量無法描述返鄉(xiāng)可能性對(duì)儲(chǔ)蓄率的異質(zhì)性影響。此外，農(nóng)民工對(duì)短期有無返鄉(xiāng)計(jì)劃的回答主觀性較大，且容易隨時(shí)間變化。根據(jù)經(jīng)典的推拉理論，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是農(nóng)村城市推拉力共同作用的結(jié)果。從中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程看，城市通過戶籍等制度性障礙將轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力(農(nóng)民工)排除在城市社會(huì)保障和福利體制之外是導(dǎo)致轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力“候鳥式”遷徙的主要原因，勞動(dòng)力是否暫時(shí)性或永久性轉(zhuǎn)移更大程度上取決于城市的吸引力，如落戶條件、城市包容性、歸屬感、文化融合以及獲取城市社會(huì)保障和福利等客觀因素，而不是主觀上的是否有回遷意愿或計(jì)劃。

三、理論模型與研究假設(shè)

(一)生產(chǎn)

假設(shè)生產(chǎn)規(guī)模不變的生產(chǎn)函數(shù)，只采用資本和勞動(dòng)用于生產(chǎn)一種商品：

Yt=F(Kt，Lt)=Ltf(kt)，kt=Kt/Lt

(1)

式(1)中K為資本，L為勞動(dòng)，k為人均資本。生產(chǎn)函數(shù)f(k)為單調(diào)遞增且嚴(yán)格凹的函數(shù)。生產(chǎn)者面臨一個(gè)完全競爭的市場環(huán)境，因此生產(chǎn)者最優(yōu)化問題的條件為：

rt=f′(kt)

(2)

wt=f(kt)-f′(kt)kt

(3)

(二)個(gè)體選擇

為了簡化分析，假設(shè)個(gè)體在農(nóng)村和城市消費(fèi)的物價(jià)水平相同。借鑒Galor和Stark的效用函數(shù)[5]，將個(gè)體兩期消費(fèi)的效用函數(shù)設(shè)置如下：

U(c1，c2)=u(c1)+δu(c2)

(4)

其中，c1、c2分別表示個(gè)體在第1期和第2期的消費(fèi)水平，δ為時(shí)間貼現(xiàn)因子。式(4)滿足效用函數(shù)的特征，為嚴(yán)格凹函數(shù)，即u′>0和u″<0。

個(gè)體消費(fèi)選擇的約束條件：

(5)

(6)

個(gè)體預(yù)期效用函數(shù)為：

(7)

給定約束條件式(5)和式(6)，選擇變量s由預(yù)期效用函數(shù)的一階條件決定：

(8)

返鄉(xiāng)概率p的取值在0和1之間，根據(jù)隱函數(shù)定理，可以得到最優(yōu)儲(chǔ)蓄率與返鄉(xiāng)概率之間的關(guān)系：

(9)

四、計(jì)量模型與實(shí)證分析

(一)計(jì)量模型設(shè)置與估計(jì)方法

根據(jù)理論分析結(jié)論，同時(shí)考慮個(gè)體的一些經(jīng)濟(jì)行為可能受過去行為的影響，其中消費(fèi)、儲(chǔ)蓄等行為具有一定的慣性，即過去的儲(chǔ)蓄習(xí)慣可能會(huì)影響到當(dāng)期的儲(chǔ)蓄行為，為了控制儲(chǔ)蓄習(xí)慣對(duì)儲(chǔ)蓄行為的影響，我們?cè)谀Ｐ偷目刂谱兞恐羞€加入了儲(chǔ)蓄率的一階滯后項(xiàng)，由此式(10)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型變成了動(dòng)態(tài)面板模型式(11)。

本文將計(jì)量模型設(shè)置如下：

sit=α+β1pit+β2pit+si，t-1+γX+ηi+Tt+εit

(10)

其中，sit表示農(nóng)戶i在第t期的家庭人均儲(chǔ)蓄率；pit為轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的返鄉(xiāng)計(jì)劃或可能性；X為影響農(nóng)戶家庭儲(chǔ)蓄率的其他控制變量，包括家庭成員的受教育程度、年齡、小孩數(shù)量、在校生數(shù)量、家庭類型、家庭收入來源、家庭經(jīng)營主業(yè)等；ηi為無法觀察到的農(nóng)戶家庭個(gè)體效應(yīng)，Tt為時(shí)間效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。本文關(guān)注的系數(shù)β，預(yù)期符號(hào)為正。

對(duì)于動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，本文采用廣泛用于動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)模型的廣義矩估計(jì)(GMM)方法進(jìn)行估計(jì)。廣義矩估計(jì)可分為差分廣義矩和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法，但差分廣義矩估計(jì)存在弱工具變量問題。為了解決弱工具變量問題，Blundell和Bond證明了系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(SYS-GMM)比差分廣義矩估計(jì)方法有更好的估計(jì)性質(zhì)[17]，他們將差分GMM和水平GMM結(jié)合作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，該方法也被學(xué)術(shù)界廣泛應(yīng)用于估計(jì)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，SYS-GMM估計(jì)不僅充分利用了水平方程的信息，而且還利用了差分方程所包含的信息，能有效解決參數(shù)估計(jì)不一致和有偏問題。因此，本文主要采用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法。考慮到結(jié)果的穩(wěn)健性，也采用其他方法估計(jì)作為對(duì)比和參考。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量選擇

1.數(shù)據(jù)來源

使用全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)山西農(nóng)戶跟蹤觀察樣本，該調(diào)查系統(tǒng)采取分層抽樣確定調(diào)查村、戶，每年調(diào)查10個(gè)村，每個(gè)村100戶，年均1 000個(gè)左右的調(diào)查樣本。該調(diào)查系統(tǒng)已成為觀察和了解中國農(nóng)村居民生活、生產(chǎn)重要變遷的微觀數(shù)據(jù)，也是迄今為止最完整的微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)。由于在整個(gè)調(diào)查期間，存在個(gè)別村莊合并，跟蹤觀察戶的消亡、分戶等情況，因此數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)。農(nóng)戶調(diào)查表自2003年增加了對(duì)家庭成員就業(yè)信息的調(diào)查，因此，本文的數(shù)據(jù)為從2003—2017年，剔除關(guān)鍵變量缺失和異常值后，得到有效樣本14 170個(gè)。

2.變量選擇與描述性統(tǒng)計(jì)分析

儲(chǔ)蓄率：儲(chǔ)蓄率是被解釋變量，全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)農(nóng)戶調(diào)查表中不直接涉及儲(chǔ)蓄指標(biāo)，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)儲(chǔ)蓄率的定義也較多，如Butelmann和胡翠等在實(shí)證過程中采用兩種修正方法，一種是當(dāng)收入大于消費(fèi)時(shí)，用(收入-消費(fèi))/收入計(jì)算儲(chǔ)蓄率；另一種當(dāng)收入小于消費(fèi)時(shí)，用(收入-消費(fèi))/消費(fèi)計(jì)算儲(chǔ)蓄率[18-19]。萬廣華等根據(jù)中國農(nóng)村家庭收入的現(xiàn)實(shí)情況，采用農(nóng)村家庭(純收入-生活消費(fèi)支出)/純收入來計(jì)算家庭儲(chǔ)蓄率[20]。本文借鑒萬廣華等的方法計(jì)算農(nóng)村家庭人均儲(chǔ)蓄率，考慮到物價(jià)因素對(duì)數(shù)據(jù)的影響，經(jīng)過農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)去通脹處理(2003年物價(jià)指數(shù)為100)。

轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力返鄉(xiāng)計(jì)劃或返鄉(xiāng)可能性：這是本文的核心解釋變量，根據(jù)前文分析，在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力返鄉(xiāng)計(jì)劃不僅受到主觀返鄉(xiāng)意愿的影響(如告老還鄉(xiāng)、葉落歸根、鄉(xiāng)愁等)，更受到城市落戶限制、基本公共服務(wù)供給、包容度等客觀因素的顯著影響，城鄉(xiāng)二元戶籍分治從來都不是停留在表面上，盡管近年來政府不斷加大農(nóng)民工市民化支持力度，如取消城鄉(xiāng)戶籍登記，統(tǒng)一為居民戶口登記，表面上看戶籍制度已經(jīng)回歸人口登記和管理的本位功能，但依附在戶籍背后的社會(huì)福利卻仍然是橫旦在城鄉(xiāng)居民之間的“無形的墻”，農(nóng)民工即使在城市有穩(wěn)定工作和收入來源也依然將自己視為這個(gè)城市的“過客”，尤其是在北上廣深等一線城市和省會(huì)城市。因此，本文采用轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力外出工作地點(diǎn)來客觀衡量其返鄉(xiāng)的可能性。借鑒劉彬彬等勞動(dòng)力流動(dòng)就業(yè)地點(diǎn)的劃分方法[21]，本文將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移地點(diǎn)劃分為“村外縣內(nèi)”(本鄉(xiāng)外村和本縣外鄉(xiāng))、“縣外省內(nèi)”(外縣農(nóng)村和城鎮(zhèn))、“省城”(本省省城)和“省外境內(nèi)”(省外農(nóng)村和城鎮(zhèn))四種(1)需要特別說明的是，考慮到部分家庭存在兩個(gè)及以上勞動(dòng)力外出就業(yè)地點(diǎn)不同的情況，我們刪除了這部分樣本。?？紤]到行政區(qū)劃邊界以及城鎮(zhèn)吸引力的差異，轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力從村外縣內(nèi)，到縣外省內(nèi)和省城，再到省外境內(nèi)，其永久性轉(zhuǎn)移的可能性隨之下降，相反返鄉(xiāng)可能性在不斷增加。如省會(huì)城市對(duì)于轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力而言，具有較多的就業(yè)機(jī)會(huì)和較高的收入以及更多有吸引力的城市基本公共服務(wù)(教育、醫(yī)療等)，主觀上想永久性轉(zhuǎn)移到省會(huì)城市，但客觀上農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力要在省會(huì)城市站穩(wěn)腳跟，實(shí)現(xiàn)市民化的可能性顯然較小，即返鄉(xiāng)可能性較高。省外境內(nèi)對(duì)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力就業(yè)和提高收入可能存在吸引力，但要讓其實(shí)現(xiàn)舉家遷徙、永久性轉(zhuǎn)移的可能性更低，因?yàn)橐环矫婵缡⌒姓^(qū)劃邊界不易打破，另一方面省外農(nóng)村和城鎮(zhèn)的社會(huì)福利對(duì)于轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力永久性轉(zhuǎn)移而言缺乏足夠的吸引力。之所以選擇轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力外出就業(yè)地點(diǎn)作為返鄉(xiāng)可能性的代理變量，主要基于以下考慮：現(xiàn)有大樣本的微觀數(shù)據(jù)很少涉及轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力返鄉(xiāng)計(jì)劃的調(diào)查，即使有該指標(biāo)也僅涉及轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力短期的主觀意愿，并且這種意愿隨時(shí)間變化，主觀性較強(qiáng)，無法全面客觀反映轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力面臨的“二元”結(jié)構(gòu)的影響。如年輕人到北上廣深等大城市務(wù)工，可能面對(duì)大城市的繁華，暫時(shí)沒有返鄉(xiāng)計(jì)劃或意愿，但從中國目前現(xiàn)實(shí)看，主觀上即使沒有返鄉(xiāng)計(jì)劃或意愿，而客觀上，隨著年齡的增長，其返鄉(xiāng)或回到所在小城鎮(zhèn)只是時(shí)間問題。相反，那些轉(zhuǎn)移到附近小城鎮(zhèn)的農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)永久性轉(zhuǎn)移的可能較大。因此，本文以轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力外出從業(yè)地點(diǎn)這一客觀指標(biāo)作為返鄉(xiāng)計(jì)劃或可能性的代理變量，有其合理性。

其他控制變量：根據(jù)經(jīng)典的持久收入-生命周期理論，年齡、年齡結(jié)構(gòu)、收入是影響家庭儲(chǔ)蓄的重要因素，因此本文將家庭成員平均年齡、年齡的平方、健康、人均純收入的對(duì)數(shù)、總撫養(yǎng)比等作為控制變量。老人撫養(yǎng)比用65歲及以上人口占家庭總?cè)丝诘谋戎貋泶?，少兒撫養(yǎng)比用0～14歲人口占家庭總?cè)丝诘谋戎貋泶?2)由于部分樣本家庭沒有勞動(dòng)力，考慮到分母為零沒有意義，因此這里用家庭總?cè)丝诖婕彝タ倓趧?dòng)力。?，F(xiàn)有研究表明中國居民存在明顯的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)[22]，因此，本文在回歸模型控制了保險(xiǎn)，用家庭實(shí)際人均保險(xiǎn)支出作為代理變量。教育支出一直是家庭的重要開支，尤其是高等教育產(chǎn)業(yè)化后，為教育儲(chǔ)蓄可能是家庭儲(chǔ)蓄的重要?jiǎng)訖C(jī)之一，因此加入了家庭16歲以上學(xué)生人數(shù)作為控制變量。此外，本文還控制了家庭類型、家庭主要收入來源、家庭經(jīng)營主業(yè)、家庭人口規(guī)模等家庭特征變量，以及時(shí)間和個(gè)體效應(yīng)，考慮到時(shí)間虛擬變量需要消耗更多的自由度，且儲(chǔ)蓄率可能存在時(shí)間趨勢，因此在模型加入了時(shí)間趨勢項(xiàng)。變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)分析詳見表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)分析

圖1 家庭儲(chǔ)蓄率與外出從業(yè)地點(diǎn)的關(guān)系圖

從家庭儲(chǔ)蓄與外出從業(yè)地點(diǎn)的關(guān)系看(見圖1)，在山西省2003—2017年觀察期，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到村外縣內(nèi)就業(yè)的家庭儲(chǔ)蓄率為39.89%，轉(zhuǎn)移到縣外省內(nèi)就業(yè)的儲(chǔ)蓄率為41.28%，轉(zhuǎn)移到省外境內(nèi)就業(yè)的儲(chǔ)蓄率為43.33%，轉(zhuǎn)移到省城就業(yè)的儲(chǔ)蓄率為43.44%?？梢?，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移地點(diǎn)與家庭儲(chǔ)蓄率正相關(guān)，原因是：在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，省城和省外對(duì)于農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)永久性轉(zhuǎn)移的可能性較小，隨著轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力年齡的增加，在一定程度上返鄉(xiāng)是必然的，而對(duì)于縣內(nèi)或縣外省內(nèi)的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力，在中國政府加大推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，尤其是小城鎮(zhèn)，轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力在小城鎮(zhèn)“安家樂業(yè)”的可能性較高，即返鄉(xiāng)可能性較低。因此，從描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，返鄉(xiāng)計(jì)劃或可能性對(duì)于農(nóng)戶家庭的長期儲(chǔ)蓄行為有顯著影響。當(dāng)然，家庭儲(chǔ)蓄率的影響還受到很多因素的影響，更準(zhǔn)確的估計(jì)兩者間的關(guān)系還依賴于嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量模型。接下來，我們將對(duì)返鄉(xiāng)可能性與家庭儲(chǔ)蓄率進(jìn)行更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量分析。

(三)實(shí)證分析與結(jié)果

面板數(shù)據(jù)回歸一般有隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)，經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，P值小于0.01，因此模型估計(jì)適合采用固定效應(yīng)估計(jì)。為了觀察核心解釋變量與控制變量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，采用逐步添加變量進(jìn)行實(shí)證分析，以考察實(shí)證分析結(jié)果的穩(wěn)健性。從表2靜態(tài)回歸結(jié)果看，從模型1至模型5，返鄉(xiāng)可能性變量系數(shù)均為正，且顯著。說明在中國城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，受制于“二元”戶籍制度轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力返鄉(xiāng)可能性越高，則家庭儲(chǔ)蓄率越高，這與前文理論推導(dǎo)結(jié)果一致。

盡管面板固定效應(yīng)模型可以在一定程度上解決遺漏變量問題，但模型本身可能包含內(nèi)生性解釋變量，尤其是模型包含被解釋變量的滯后項(xiàng)時(shí)，為了解決模型本身可能存在的內(nèi)生性問題，采用SYS-GMM進(jìn)行回歸估計(jì)。SYS-GMM估計(jì)有效的前提是“擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階自相關(guān)”和“所有工具變量均有效”，從表3的檢驗(yàn)看，擾動(dòng)項(xiàng)AR(1)的P值小于0.01，表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)存在一階自相關(guān)，但AR(2)的P值為0.73，表明擾動(dòng)項(xiàng)不存在二階自相關(guān)。Hansen檢驗(yàn)的假設(shè)為“所有工具變量均有效”，P值為0.26，說明SYS-GMM估計(jì)所有使用的工具變量均符合外生性假定。因此，基于SYS-GMM估計(jì)的結(jié)果一致且有效。

表2 靜態(tài)面板估計(jì)結(jié)果

表3模型1為動(dòng)態(tài)面板隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，模型2為動(dòng)態(tài)面板固定效應(yīng)估計(jì)，模型3為系統(tǒng)廣義矩估計(jì)。從3模型3估計(jì)結(jié)果看，返鄉(xiāng)可能性變量的系數(shù)為3.67，且在1%的水平上顯著。這進(jìn)一步表明，在通過SYS-GMM解決內(nèi)生性問題后的結(jié)果依然穩(wěn)健。人均純收入變量的系數(shù)顯著為正，表明隨著收入增加，儲(chǔ)蓄率也隨之上升，這符合凱恩斯消費(fèi)儲(chǔ)蓄理論的預(yù)測。但農(nóng)戶家庭儲(chǔ)蓄率的一階滯后項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，且不顯著，表明農(nóng)戶的儲(chǔ)蓄行為沒有顯著的“慣性”。從家庭年齡與家庭儲(chǔ)蓄率的關(guān)系看，年齡變量的系數(shù)顯著為正，年齡平方的系數(shù)為負(fù)且顯著，這與持久收入-生命周期理論預(yù)測一致。從儲(chǔ)蓄率與撫養(yǎng)比的關(guān)系看，小孩撫養(yǎng)比變量的系數(shù)顯著為正，并且系數(shù)較大，但老人撫養(yǎng)比變量的系數(shù)為正，但不顯著，這在一定程度上表明，一方面中國農(nóng)村家庭的父母的遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，另一方面也表明“可憐天下父母心”，尤其是在中國，父母為孩子儲(chǔ)蓄是相當(dāng)普遍的現(xiàn)象。受教育程度與儲(chǔ)蓄率顯著負(fù)相關(guān)，即受教育程度提高1年，家庭儲(chǔ)蓄率下降1.64個(gè)百分點(diǎn)，這是因?yàn)槭芙逃晗拊介L，其工作機(jī)會(huì)越多，收入越穩(wěn)定，可能會(huì)降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。家庭16歲以上學(xué)生人數(shù)與儲(chǔ)蓄率負(fù)相關(guān)，但不顯著。健康狀態(tài)與儲(chǔ)蓄率負(fù)相關(guān)，但不顯著。保險(xiǎn)與儲(chǔ)蓄率顯著負(fù)相關(guān)，因此，繼續(xù)完善農(nóng)村社會(huì)保障體系，加大對(duì)農(nóng)村居民的社會(huì)保障的轉(zhuǎn)移支付力度，讓更多農(nóng)民享受更多的社會(huì)保障，有助于降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，解決農(nóng)民“病有所醫(yī)”、“老有所養(yǎng)”有助于刺激消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需。時(shí)間趨勢變量的系數(shù)為負(fù)，且顯著，表明隨著時(shí)間的推移，農(nóng)戶家庭的儲(chǔ)蓄率呈下降趨勢。在家庭特征變量中，家庭收入來源和家庭經(jīng)營主業(yè)變量的系數(shù)顯著為負(fù)，即家庭收入來源于家庭經(jīng)營為主和經(jīng)營主業(yè)為農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶家庭的儲(chǔ)蓄率較其他情況的農(nóng)戶儲(chǔ)蓄率要低，其他家庭特征變量的系數(shù)均不顯著。

表3 動(dòng)態(tài)面板估計(jì)結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的農(nóng)戶樣本可能存在自我選擇問題，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，本文使用傾向匹配估計(jì)(PSM)方法對(duì)式(11)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將勞動(dòng)力返鄉(xiāng)看作是一次“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，分別將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到“村外縣內(nèi)”、“縣外省內(nèi)”、“省城”和“省外境內(nèi)”的農(nóng)戶家庭視為處理組，而其他具有相似特征的農(nóng)戶分別作為控制組，比較處理組和控制組家庭儲(chǔ)蓄率之間的差異。在進(jìn)行PSM估計(jì)之前，先要進(jìn)行匹配得分估計(jì)，采用與式(11)一致的控制變量作為匹配估計(jì)的協(xié)變量，采用主流的Logit回歸得到匹配得分；然后采用一對(duì)一有放回近鄰匹配。從估計(jì)結(jié)果看，“村外縣內(nèi)”的參與者處理效應(yīng)(ATT)為3.29，其在5%的水平上顯著，即勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到“村外縣內(nèi)”的農(nóng)戶家庭儲(chǔ)蓄率較具有相似特征的家庭儲(chǔ)蓄率高3.29%?！翱h外省內(nèi)”的參與者處理效應(yīng)(ATT)為4.92，且顯著，即勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到“縣外省內(nèi)”的農(nóng)戶家庭儲(chǔ)蓄率較具有相似特征的家庭儲(chǔ)蓄率高4.92%。盡管“省城”的參與者處理效應(yīng)(ATT)為負(fù)，但不顯著，然而，“省城”的非參與者處理效應(yīng)(ATU)和整體處理效應(yīng)(ATE)均為正且顯著?！笆⊥饩硟?nèi)”的參與者處理效應(yīng)(ATT)為7.37，且在10%的水平上顯著，即勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到“縣外省內(nèi)”的農(nóng)戶家庭儲(chǔ)蓄率較具有相似特征的家庭儲(chǔ)蓄率高7.37%?？傮w上，從勞動(dòng)力流動(dòng)到“村外縣內(nèi)”、“縣外省內(nèi)”，再到“省城”和“省外境內(nèi)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響看，轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力返鄉(xiāng)可能性越高，其家庭儲(chǔ)蓄率越高。這與前文理論模型預(yù)測一致，進(jìn)一步表明本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與啟示

在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下構(gòu)建了轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力兩期世代交疊模型，從理論上分析了勞動(dòng)力暫時(shí)性轉(zhuǎn)移與家庭儲(chǔ)蓄行為的關(guān)系，探討了轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力返鄉(xiāng)可能性對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，并采用2003—2017年山西農(nóng)村固定觀察點(diǎn)農(nóng)戶跟蹤調(diào)查樣本進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，無論是采用靜態(tài)面板、動(dòng)態(tài)面板，還是采用解決內(nèi)生性的SYS-GMM估計(jì)，均得出了勞動(dòng)力暫時(shí)性轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶家庭儲(chǔ)蓄率有顯著正向影響，即轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力返鄉(xiāng)可能性越高，其儲(chǔ)蓄率也越高。這一結(jié)論經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)仍然成立。第二，在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，暫時(shí)性勞動(dòng)力流動(dòng)是導(dǎo)致農(nóng)戶家庭儲(chǔ)蓄率上升的主要原因，因此，二元結(jié)構(gòu)是導(dǎo)致中國農(nóng)村家庭儲(chǔ)蓄率不斷上升的結(jié)構(gòu)性因素。第三，從轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力與家庭儲(chǔ)蓄率的正相關(guān)關(guān)系看，中國城鄉(xiāng)二元融合程度還較低，到2020年實(shí)現(xiàn)1億農(nóng)民工市民化的任務(wù)還很艱巨。

由此得到以下啟示：第一，推動(dòng)戶籍人口的城鎮(zhèn)化，讓更多的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力舉家遷徙，實(shí)現(xiàn)市民化有利于擴(kuò)大內(nèi)需，否則以常住人口計(jì)算的城鎮(zhèn)化對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需沒有實(shí)質(zhì)性影響，在一定程度上反而抑制了消費(fèi)。第二，轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力返鄉(xiāng)計(jì)劃和可能性不僅取決于轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力對(duì)于未來計(jì)劃和預(yù)期，實(shí)際上更取決于城鎮(zhèn)對(duì)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的接納程度，尤其是城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)的供給能力，能否給予轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力公平的市民化待遇對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需具有重要意義。第三，從儲(chǔ)蓄角度看，目前城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，暫時(shí)性轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)力要真正融入城市任重而道遠(yuǎn)。越是大城市對(duì)農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力吸引力越大，但農(nóng)民工越難融入城市，返鄉(xiāng)可能性就越高，因此，其家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)越高。