□ 秦海林 劉巖

一、引言

一直以來，城鄉(xiāng)隔離的二元戶籍制度不僅意味著城鄉(xiāng)居民在養(yǎng)老、醫(yī)療、就業(yè)等各項基礎(chǔ)社會保障福利存在著天然的“差異化”，而且從某種程度而言，這也是社會等級和身份高低的一種象征。在這種背景下，對于上個世紀(jì)八九十年代的農(nóng)村居民而言，非農(nóng)戶口就是“香餑餑”，為了讓家人享受到城鎮(zhèn)戶口的“附加值”，一部分農(nóng)村人不惜花重金、找人脈、托關(guān)系也要“農(nóng)轉(zhuǎn)非”。近年來，伴隨著城鎮(zhèn)化的迅猛推進，越來越多的居民從農(nóng)村來到城市工作和生活，二元隔離的戶籍制度正在無形消解之中。中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳更是在2021年1月31日發(fā)布《建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)市場體系行動方案》中提出，在具備條件的都市圈或城市群探索實行戶籍準(zhǔn)入年限同城化累計互認(rèn)，試行以經(jīng)常居住地登記戶口制度，有序引導(dǎo)人口落戶。

戶籍身份的轉(zhuǎn)換并不簡單地意味著經(jīng)歷者的身份發(fā)生變化，而且還會在潛移默化中改變主體的決策邏輯與行為模式?！稗r(nóng)轉(zhuǎn)非”這一過程具有較強的選擇性，通常只有農(nóng)村中最有才華的人才有機會實現(xiàn)這種戶籍轉(zhuǎn)變（吳曉剛，2007）。已有的研究發(fā)現(xiàn)，相對于非農(nóng)轉(zhuǎn)非群體（出生時即為城鎮(zhèn)戶籍）,農(nóng)轉(zhuǎn)非群體的社會經(jīng)濟地位會顯著提升（謝桂華，2014），尤其是通過升學(xué)等競爭性路徑完成“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的群體大多具有較強的內(nèi)生發(fā)展動力，這能夠快速實現(xiàn)身份融合（楊金龍和王桂玲，2020），居民的主觀幸福感和社會資本（付小鵬等，2019）均會隨之提高。結(jié)果是，居民在“農(nóng)轉(zhuǎn)非”后會加大對子女教育的投入，并且其教育收益率也會隨著提高（高興民和高法文，2019）；居民對未來生活的信心也會伴隨著“農(nóng)轉(zhuǎn)非”后其身份地位的提升而加強（呂煒等，2017）；隨著社會保障水平的提高和公共服務(wù)政策的改變，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民會提高自我雇傭的概率（寧光杰和段樂樂，2017）。當(dāng)然，戶籍身份轉(zhuǎn)換也可能給當(dāng)事人帶來不利的影響，如果農(nóng)轉(zhuǎn)非居民只是簡單地完成了身份、居住地的轉(zhuǎn)變,其在文化素質(zhì)、就業(yè)技能、人際關(guān)系、適應(yīng)能力等方面還難以與城市居民進行平等競爭，這可能會導(dǎo)致其在就業(yè)市場上受到非制度性歧視（李云森，2014；郭虹，2004）。

通過以往文獻可知，戶籍身份的轉(zhuǎn)換往往伴隨著當(dāng)事人就業(yè)待遇、社會保障、生活環(huán)境和身份地位的改變，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷可以顯著影響當(dāng)事人的行為決策。在推行戶籍制度改革的背景下，本文以居民農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷為契機，基于城鄉(xiāng)居民收入分配與生活狀況調(diào)查（CHIP2013）數(shù)據(jù)，運用OLS和2SLS等計量方法，進行戶籍身份轉(zhuǎn)換影響家庭儲蓄行為的實證研究。相比已有的文獻，本文的邊際貢獻有以下三點：（1）在研究視角上，從居民戶籍轉(zhuǎn)換角度入手研究個人經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響，為家庭儲蓄行為的影響因素研究提供了新的思路；（2）在研究方法上，采用工具變量法克服農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷與家庭儲蓄行為之間的內(nèi)生性問題，克服了實證模型的有偏估計；（3）在研究內(nèi)容上，本文關(guān)注那些在過去幾十年經(jīng)歷了從農(nóng)業(yè)戶籍到非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換俗稱“農(nóng)轉(zhuǎn)非”的群體，比較了他們與城市非“農(nóng)轉(zhuǎn)非”人口的家庭儲蓄行為差異，并結(jié)合異質(zhì)性分析，探究戶籍身份轉(zhuǎn)換對當(dāng)事人及其家庭儲蓄行為的影響。

二、理論分析與研究假說

（一）農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄率的影響

根據(jù)行為決策理論，居民的儲蓄行為決策會隨著就業(yè)、社會保障和身份地位的改變而變化，由于居民在經(jīng)歷“農(nóng)轉(zhuǎn)非”后能夠享受城市的公共基礎(chǔ)設(shè)施和公共社會服務(wù)（郭虹，2004），那么，戶籍身份轉(zhuǎn)換可能會降低居民的家庭儲蓄率。

短期內(nèi)，就業(yè)收入、社會保障和身份地位的改變會增加農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的消費支出，從而降低家庭儲蓄率。一方面，根據(jù)生命周期假說和持久收入假說，由于居民在農(nóng)轉(zhuǎn)非后往往會有更多的工作機會、更高的收入和更健全的社會保障，所以其預(yù)防性儲蓄可能會相應(yīng)地減少。首先，通過競爭性途徑完成農(nóng)轉(zhuǎn)非的居民，往往具有較強的人力資本和社會資本，這些潛在的個體能力稟賦能使其在城鎮(zhèn)勞動力市場中獲得更大的競爭優(yōu)勢與更高的期望收入回報；其次，居民在經(jīng)歷農(nóng)轉(zhuǎn)非后往往伴隨著社會保障水平的提高，比如城鎮(zhèn)公共養(yǎng)老金計劃可以提高居民的養(yǎng)老金收益（Martin·Feldstein，1994），醫(yī)療保險能夠有效降低居民醫(yī)療健康支出的不確定性（文樂等，2019），這些社會保障在有效地提升居民實際收入之際，卻可能會抑制預(yù)防性儲蓄的增加。另一方面，根據(jù)杜森貝利的相對收入假說，個人或家庭的消費支出會受到其所在群體消費示范效應(yīng)的影響，因此，在家庭總收入既定的情況下，儲蓄也會因此受到反方向的影響。具體說來，居民在經(jīng)歷農(nóng)轉(zhuǎn)非后生活環(huán)境也會隨著變化，新晉城鎮(zhèn)居民在“尋求社會地位”的動機下（秦海林和高軼瑋，2019），會效仿原有城鎮(zhèn)居民相對較激進的消費習(xí)慣來實現(xiàn)心理的滿足，在控制收入的情況下，居民消費支出的增加，這必然會降低居民的儲蓄。

在長期內(nèi)，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷會在棘輪效應(yīng)和狄德羅效應(yīng)的雙重作用下提升居民的消費傾向，從而降低家庭儲蓄率。一方面，根據(jù)棘輪效應(yīng)，居民易于隨收入的提高而增加消費支出，但不易于隨收入降低而減少消費，居民無論是因為工作還是拆遷等原因完成農(nóng)轉(zhuǎn)非的戶籍改變后，其收入往往會有一次大幅度地提高，而在戶籍轉(zhuǎn)變完成后居民的收入變化趨于穩(wěn)定，此時人們寧可減少儲蓄或者借債也要維持原有消費水平（翟天昶和胡冰川，2017），即所謂“由儉入奢易，由奢入簡難”。另一方面，根據(jù)狄德羅效應(yīng)，因為人們在擁有了一件新的物品后會不斷配置與其相適應(yīng)的物品以達到心理上的平衡，所以居民由農(nóng)村遷移到城鎮(zhèn)，隨著個人或家庭收入與社會地位的提高，其對娛樂、教育、文化與運動等發(fā)展型和享受型消費的需求也會與日俱增，在長期內(nèi)居民的邊際消費傾向會因此而提高。根據(jù)習(xí)慣養(yǎng)成理論，伴隨著居民消費傾向的提高以及消費習(xí)慣的形成（武曉利等，2014），未來不確定性對居民儲蓄率的影響將會降低。如此一來，居民農(nóng)轉(zhuǎn)非后長期內(nèi)形成的消費習(xí)慣可以顯著影響居民的家庭儲蓄行為（王乙杰和孫文凱，2020）。

據(jù)此，本文提出如下假說：

H1：居民的農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷會顯著降低家庭儲蓄率。

（二）農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷影響家庭儲蓄行為的異質(zhì)性分析

1.居民生活水平、農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷與家庭儲蓄行為

居民的生活水平與影響家庭儲蓄行為的實際收入（甘梨等，2018）、社會保障（楊汝岱,和周靖祥，2017）、消費水平和消費結(jié)構(gòu)（杭斌和郭香俊，2009）、精神生活和主觀感受（尹志超等，2020）等因素息息相關(guān)，因此，在不同生活水平的居民間，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響也不盡相同。

對于生活水平相對較高的家庭來說，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響效果較低。一方面，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷帶給居民收入和社會保障的提升可能并不明顯，這類居民的消費支出和消費傾向并不會因為戶籍轉(zhuǎn)變而有太多的提升（尹志超等，2020）。另一方面，居民原本就擁有較高的消費支出和幸福感，由于居民各期消費的效用是相互關(guān)聯(lián)的（杭斌和郭香俊，2009），因此農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷通過提升居民主觀幸福感進而影響居民的消費意愿和降低居民儲蓄率的顯著性將會降低（李樹和于文超，2020）。

然而，對于生活水平相對較低的家庭，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷通過提高居民消費傾向進而降低庭儲蓄率的效果則更為為明顯。一方面，在消費示范效應(yīng)和棘輪效應(yīng)的影響下，低收入居民的短期邊際消費傾向提高會更明顯，消費支出的增加將顯著降低低收入居民的儲蓄率（楊碧云等，2018）。另一方面，當(dāng)戶籍轉(zhuǎn)變后，低收入居民的社會保障提升更為明顯，根據(jù)生命周期-持久收入理論，居民長期邊際消費傾向大于短期消費傾向，實際收入的提高會顯著提高低收入居民的長期消費傾向。

據(jù)此，本文提出如下假說：

H2：對于生活水平較高的家庭而言，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷降低家庭儲蓄率的效果顯著性較低；而對于生活水平較低的家庭而言，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷降低家庭儲蓄率的效果顯著性較高。

2.城鎮(zhèn)職工保險、農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷與家庭儲蓄行為

社會保障和工作穩(wěn)定性均會影響居民的家庭儲蓄行為，由于城鎮(zhèn)職工保險不僅可以增加居民的社會保障，而且在一定程度上反應(yīng)了居民工作的穩(wěn)定性，因此，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響效果會因居民是否擁有城鎮(zhèn)職工保險而不同。

一方面，與城鎮(zhèn)居民保險相比,城鎮(zhèn)職工保險對家庭消費結(jié)構(gòu)的改善作用更大（王亞柯和劉雪穎，2020）。通過非競爭渠道實現(xiàn)農(nóng)轉(zhuǎn)非的居民面臨較為嚴(yán)重的就業(yè)隔離，如果居民由農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)后卻沒有城鎮(zhèn)職工保險，那么居民社會保障水平的提升幅度將會有限，進而對居民的消費支出影響的顯著性也會大打折扣；相反，如果居民在農(nóng)轉(zhuǎn)非后伴隨著擁有城鎮(zhèn)職工保險，也會更為顯著地影響居民的消費支出和儲蓄行為（王乙杰和孫文凱，2020）。

另一方面，居民擁有城鎮(zhèn)職工保險說明其工作相對穩(wěn)定，農(nóng)轉(zhuǎn)非對這類居民的儲蓄行為影響將更為顯著。已有研究發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)移勞動力工作越不穩(wěn)定其儲蓄率也越高，非正規(guī)就業(yè)或藍領(lǐng)階層流動人口家庭也存在顯著的儲蓄“過高扭曲”（譚靜等，2014）；相反，如果居民伴隨著戶籍的轉(zhuǎn)變，可以擁有相對穩(wěn)定的工作，那么農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷將可以較為明顯地降低居民的儲蓄率。

據(jù)此，本文提出如下假說：

H3:擁有城鎮(zhèn)職工保險的居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷可以有效且顯著地降低家庭儲蓄率；而無城鎮(zhèn)職工保險的居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷無法顯著地降低家庭儲蓄率。

三、研究設(shè)計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

為了研究農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響，本文利用城鄉(xiāng)居民收入分配與生活狀況調(diào)查（CHIP2013）數(shù)據(jù)作為研究樣本，調(diào)查問卷的范圍包括北京市、遼寧省、江蘇省、山西省、安徽省、四川省、云南省、甘肅省等我國東中西部14個省份，樣本數(shù)據(jù)具有廣泛的代表性?？紤]到家庭儲蓄行為主體，故本文只選取了年齡大于18歲的成年居民樣本數(shù)據(jù)，剔除缺失值和無效數(shù)據(jù)后最終得到9045個樣本，其中有過農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷的居民數(shù)為2595。本文主要使用Stata16.0進行數(shù)據(jù)處理與分析。

（二）模型設(shè)定

本文主要選用多元線性回歸模型分析農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響，基本模型設(shè)定如下：

其中，Sav_ratei為被解釋變量，表示居民i的儲蓄率；Agr_nonAgri為解釋變量，表示居民i是否有過農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷；Xi為相關(guān)控制變量；εi為隨機誤差項。

（三）變量定義與說明

1.被解釋變量。本文以居民的儲蓄率（Sav_rate）為被解釋變量。本文參考國家統(tǒng)計局的定義和公式，測算所選樣本的居民儲蓄率，作為反映居民儲蓄行為的被解釋變量：

2.核心解釋變量。本文以農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷為解釋變量。農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷具體指居民的戶籍變動——從農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)戶口,此變量為虛擬變量，居民經(jīng)歷過農(nóng)轉(zhuǎn)非則為1，反之為0。

3.控制變量。為了避免遺漏重要變量可能造成內(nèi)生性等問題，本文加入如下控制變量：居民的個人特征（年齡、學(xué)歷、健康狀況）、工作養(yǎng)老等情況(生活水平、合同類型、養(yǎng)老保險)以及收支和資產(chǎn)等變量（可支配收入、消費支出、金融資產(chǎn)余額、負(fù)債）。

表1 主要變量的選取及釋義

（四）描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計，由此我們可知樣本容量為9045，其中2595戶有過農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷，均值為0.286，儲蓄率均值為0.334，最大儲蓄率為0.968，最小儲蓄率為-9.435，負(fù)值意味著居民的消費支出大于收入，同時也可以看到不同居民的學(xué)歷、生活水平、可支配收入、消費支出、金融資產(chǎn)余額和持有的現(xiàn)金數(shù)量差距也比較大。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及其分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報告了農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為影響的回歸結(jié)果。其中，第（1）列的結(jié)果顯示，如果居民有過農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷，其家庭儲蓄率就會相應(yīng)降低0.0320，且該結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著，在依次加入控制變量年齡、健康狀況、學(xué)歷后，該結(jié)果仍然在1%的統(tǒng)計水平顯著，且影響系數(shù)降低為0.0291；在進一步加入控制變量生活水平、合同類型和是否享有養(yǎng)老保險后，該結(jié)果仍然在1%的統(tǒng)計水平顯著，且影響系數(shù)為0.0302；最后加入控制變量可支配收入、消費支出、金融資產(chǎn)余額和負(fù)債后，該結(jié)果仍然在1%的統(tǒng)計水平顯著，且影響系數(shù)再次降低為0.0224。嵌套回歸檢驗結(jié)果顯示農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷可以顯著降低居民儲蓄率，且影響系數(shù)在較小區(qū)間波動，本文的假設(shè)H1得到驗證。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題：工具變量回歸

模型（1）可能存在內(nèi)生性。首先，反向因果可能引起內(nèi)生性。這種可能的反向因果主要表現(xiàn)為，在農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷影響家庭的儲蓄行為同時，家庭儲蓄的積累可能促使居民進城買房等行為完成農(nóng)村戶籍向城鎮(zhèn)居民的轉(zhuǎn)變。其次，模型（1）可能存在變量遺漏以及測量誤差，這也會導(dǎo)致內(nèi)生性問題。當(dāng)?shù)氐娘L(fēng)俗習(xí)慣、文化傳統(tǒng)、金融市場自由度、利率等宏觀指標(biāo)以及社會發(fā)展變遷等不可觀測的變量都沒有納入模型（1），同時有關(guān)居民農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷和家庭儲蓄的數(shù)據(jù)不可能完全精確，這兩個因素都可能導(dǎo)致模型的有偏估計，從而產(chǎn)生內(nèi)生性。

為克服內(nèi)生性，本文采用工具變量法進行兩階段估計，選取居民兄弟姐妹個數(shù)作為農(nóng)轉(zhuǎn)非的工具變量。一方面，兄弟姐妹個數(shù)滿足工具變量的相關(guān)性特征，即兄弟姐妹個數(shù)會直接和農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷相關(guān)：喻曉等人（2010）的研究發(fā)現(xiàn)計劃生育政策對各地區(qū)生育率的影響存在明顯的差異，經(jīng)濟較為落后的地區(qū)計劃生育政策對居民生育率的抑制作用不明顯，因此，一般來說，農(nóng)村出生的居民的兄弟姐妹數(shù)量要明顯多于在城鎮(zhèn)出生的居民的兄弟姐妹數(shù)量。另一方面，居民的兄弟姐妹個數(shù)滿足無關(guān)性要求：農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷發(fā)生在居民出生之后，與其父母的生育情況無關(guān)，兄弟姐妹個數(shù)因此不會影響居民以后的家庭儲蓄行為。綜上，居民兄弟姐妹個數(shù)滿足工具變量所要求的相關(guān)性與無關(guān)性特征，將它作為農(nóng)轉(zhuǎn)非的工具變量是合適的。

表4的檢驗結(jié)果說明了本文工具變量的選取是合理的。首先，通過豪斯曼檢驗發(fā)現(xiàn)P值為0.0019，故可在1%的顯著水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，認(rèn)為農(nóng)轉(zhuǎn)非為內(nèi)生變量，進行異方差穩(wěn)健的DWH檢驗同樣顯示農(nóng)轉(zhuǎn)非為內(nèi)生解釋變量；其次，工具變量識別不足檢驗發(fā)現(xiàn)Kleibergen-Paap rk LM statistic為178.768，遠大于臨界值，故而不存在工具變量識別不足；最后，一階段F統(tǒng)計量（值）為43.16遠大于10，說明本文以居民的兄弟姐妹個人作農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷的工具變量是合適的，并且Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量明顯大于 Stock-Yogo 弱工具變量檢驗的臨界值，顯著拒絕存在弱工具變量的原假設(shè)，說明模型不存在弱工具變量問題。

表4 工具變量適用的檢驗結(jié)果

表5展示了兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果，如果居民有過農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷，其家庭儲蓄率就會相應(yīng)降低0.1678，且該結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著，本文的結(jié)論依然成立。但是相比OLS，2SLS的回歸系數(shù)有了大幅的提高，這說明工具變量法在解決內(nèi)生性問題得到無偏估計量。

表5 兩階段最小二乘法回歸結(jié)果

2.更換被解釋變量和刪除外致性農(nóng)轉(zhuǎn)非

本文首先借鑒Chamon and Prasad（2010）的方法，通過重新定義儲蓄率=log(可支配收入/消費)的方法進行更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗，其次通過刪除外致性的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民進行穩(wěn)健性檢驗，因為外致性農(nóng)轉(zhuǎn)非對居民的工作、收入和社會保障等改善效果不佳，進而對居民消費和儲蓄的影響效果也會變得不顯著，因此刪除這部分?jǐn)?shù)據(jù)后農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響應(yīng)該仍然具有顯著性。

表6基于工具變量法的回歸結(jié)果顯示：首先，無論是通過重新定義儲蓄率進行回歸還是通過刪除外致性農(nóng)轉(zhuǎn)非居民后進行回歸，居民農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷均可在1%的統(tǒng)計水平上顯著降低居民儲蓄率；其次，兩次回歸系數(shù)分別是-0.220和-0.185，與本文之前的回歸系數(shù)-0.168相差不大，尤其是在刪除外致性農(nóng)轉(zhuǎn)非居民后，回歸系數(shù)由-0.168升至-0.185，該變化也驗證了假說H3；最后，不存在工具變量識別不足和弱工具變量問題，進一步增強了本文研究結(jié)果的可信度。綜上，我們的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

（三）異質(zhì)性檢驗

1.居民生活水平異質(zhì)性

表7匯報了農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響效果在不同生活水平的居民中存在明顯差異。OLS和基于工具變量法的2SLS回歸結(jié)果均顯示：相比生活水平較高的居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響效果在生活水平較低的居民間更為顯著，兩者分別在10%和1%的統(tǒng)計水平上顯著；而基于工具變量的2SLS回歸結(jié)果系數(shù)要大于OLS回歸結(jié)果系數(shù)，在考慮內(nèi)生性的情況下，如果居民有過農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷，那么相對于無農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷的城鎮(zhèn)居民，生活水平較高和較低居民的家庭儲蓄率分別降低0.123和0.115，2SLS和OLS回歸系數(shù)的差異源于利用工具變量法進行回歸避免了有偏估計問題的出現(xiàn)，研究結(jié)果更加準(zhǔn)確和具有說服力。

表7 居民生活水平異質(zhì)性回歸結(jié)果

農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響效果在不同生活水平的居民中表現(xiàn)出異質(zhì)性特征可能的原因如下：生活水平較高的居民其原本的收入和社會保障較高，并且擁有較高的消費支出和消費傾向，經(jīng)歷農(nóng)轉(zhuǎn)非后，這類居民的社會保障提升幅度較小，較強的習(xí)慣形成特征也會降低原有城鎮(zhèn)居民對自身的消費示范效應(yīng)，因此農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對生活水平較高居民的家庭儲蓄行為影響效果不夠明顯；生活水平較低的居民由農(nóng)村居民轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)居民后收入和社會保障會有較大的提升，同時更易受到周邊城鎮(zhèn)居民消費示范效應(yīng)的影響，因此農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對該類居民的家庭儲蓄行為影響效果更為顯著。該結(jié)果支持了本文的H2假說。

2.居民有無城鎮(zhèn)職工保險異質(zhì)性

表8匯報了農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響在是否擁有城鎮(zhèn)職工保險的居民中存在較大差異。OLS和2SLS回歸結(jié)果均顯示：在無城鎮(zhèn)職工保險的居民中，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響不具備顯著性，而在擁有城鎮(zhèn)職工保險的居民中，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著；而基于工具變量的2SLS回歸結(jié)果系數(shù)要大于OLS回歸結(jié)果系數(shù)，在考慮內(nèi)生性的情況下，如果居民有過農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷，那么相對于無農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷的城鎮(zhèn)居民，有城鎮(zhèn)職工保險居民的家庭儲蓄率降低0.120，2SLS和OLS回歸系數(shù)的差異源于利用工具變量法進行回歸避免了有偏估計問題的出現(xiàn)，研究結(jié)果更加準(zhǔn)確和具有說服力。

表8 居民有無城鎮(zhèn)職工保險異質(zhì)性回歸結(jié)果

合同類型 0.0289★★★ 0.0276★★★ 0.0337★★★ 0.0313★★★（0.0111） （0.0074） （0.0122） （0.0077）常數(shù)項 0.1261★★ 0.1982★★★ 0.1769★★ 0.2310★★★（0.0532） （0.0336） （0.0807） （0.0402）樣本數(shù) 3,4665,5793,4665,579擬合度 0.3160.6570.3030.645

農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響效果在是否擁有城鎮(zhèn)職工保險的居民中表現(xiàn)出異質(zhì)性特征可能的原因如下：居民經(jīng)歷農(nóng)轉(zhuǎn)非后卻無城鎮(zhèn)職工保險，說明其在城鎮(zhèn)中沒有穩(wěn)定的工作，有可能是因為外致性原因造成的戶籍轉(zhuǎn)變，這類居民的收入水平、受教育程度和社會保障程度更低,存在顯著的身份差異，即使完成了身份、居住地的轉(zhuǎn)變,農(nóng)民的市民化仍然是個漫長的過程，因此農(nóng)轉(zhuǎn)非并不能對該類居民的家庭儲蓄行為產(chǎn)生顯著的影響；相反，擁有城鎮(zhèn)職工保險的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民往往會因為戶籍的轉(zhuǎn)變而享受更高的社會保障和穩(wěn)定的工作環(huán)境，該類居民因為城鎮(zhèn)化和戶籍轉(zhuǎn)變往往對于當(dāng)前生活的滿意程度較高，以上改變就會促使居民增加消費，進而影響居民的儲蓄行為，因此在擁有城鎮(zhèn)職工保險居民中，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響效果極為顯著。該結(jié)果支持了本文的H3假說。

五、研究結(jié)論和建議

本文基于城鄉(xiāng)居民收入分配與生活狀況調(diào)查（CHIP2013）數(shù)據(jù)，利用OLS和工具變量法檢驗了農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷可以顯著降低家庭儲蓄率。該結(jié)果在處理內(nèi)生性問題后依然成立；通過重新定義儲蓄率和刪除外致性因素導(dǎo)致的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民樣本數(shù)據(jù)后進行回歸，結(jié)果也依然穩(wěn)健成立。異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，居民的生活水平和是否擁有城鎮(zhèn)職工保險將影響農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷對家庭儲蓄行為的作用效果，具體而言，對于生活水平較高的居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷降低家庭儲蓄率的影響效果顯著性較低，對于無城鎮(zhèn)職工保險的居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷在降低家庭儲蓄率上不具有顯著性；而對于生活水平較低或有城鎮(zhèn)職工保險的居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷可以在1%的統(tǒng)計水平上顯著降低家庭儲蓄率。結(jié)合本文的理論分析和實證檢驗結(jié)果，我們可以得到以下啟示：農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷可以降低家庭儲蓄率主要源于戶籍改變后居民工作改善、收入增加、社會保障水平提高和身份地位提升等因素的影響。但是，如果居民在戶籍轉(zhuǎn)變過程中不能得到穩(wěn)定的工作和社會保障，簡單的身份改變并不能直接帶來生活方式的轉(zhuǎn)變。

基于以上結(jié)論和啟示，本文提出以下幾點建議：

第一，應(yīng)該聚焦農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷產(chǎn)生的家庭儲蓄效應(yīng)。在我國推動“經(jīng)濟內(nèi)循環(huán)”的大背景下，消費會逐漸成為推動我國經(jīng)濟發(fā)展的第一動力，居民的農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷有可能在更大范圍內(nèi)，以更大的力度改變著城鄉(xiāng)居民的儲蓄行為。因此，伴隨著城鎮(zhèn)化的推進，我們有必要關(guān)注戶籍轉(zhuǎn)變對居民消費和儲蓄的影響效應(yīng)。

第二，關(guān)注外致性農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的就業(yè)情況，同時培養(yǎng)其金融素養(yǎng)。拆遷等外致性原因?qū)е聭艏D(zhuǎn)變的農(nóng)民往往可以在一開始得到一筆不菲的收入，但是工作情況并沒有妥善的安排，同時他們的消費習(xí)慣也容易受到周邊城鎮(zhèn)居民的消費示范效應(yīng)的影響，如果在沒有穩(wěn)定的收入來源情況下養(yǎng)成較為激進的消費傾向，久而久之，其儲蓄必然會被消耗殆盡。為此，一方面，應(yīng)該著重關(guān)注拆遷等外致性農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的就業(yè)情況，努力提升其人力資本和自身技能，促使其向城鎮(zhèn)社會的融入；另一方面，注意培養(yǎng)其金融素養(yǎng)，引導(dǎo)其合理理財、適當(dāng)消費。

第三，在推進城鎮(zhèn)化和戶籍改革的過程中，應(yīng)該著重提高農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的社會保障水平。本文研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)職工保險在促進居民消費上起到重要的作用，如果居民在戶籍轉(zhuǎn)變過程中社會保障不能得到顯著的提升，那么，簡單的身份改變并不能改善農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的生活狀況和家庭儲蓄行為。因此，國家應(yīng)該著重提高農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的社會保障水平，尤其是提高低收入和無穩(wěn)定工作的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的社會保障，降低其面臨的不確定性。