□羅舒康，范司唯，徐小蓉

（江西財經大學國際學院，江西 南昌 330013）

全國經濟工作會議明確指出，需求緊縮、供給沖擊、預期減弱是2022 年全國經濟面臨的三大挑戰(zhàn)。盡管我國總消費率從2010 年的最低點48.91%上升到2020 年的最高點54.82%，又回調至2022 年的39%左右，但仍然遠低于世界上大部分國家，而且值得一提的是，居民儲蓄率仍然呈上升趨勢[1]。改革開放以來，隨著城市化和工業(yè)化加速，大量農民選擇外出務工。近年全國外出農民工數(shù)量龐大，2021 年已達到峰值，約1.7 億人次，研究農民外出務工與農村居民儲蓄率之間是否存在關聯(lián)并進行分析，有利于為我國進一步引導居民消費、進行消費轉型提供參考。

1 文獻綜述

現(xiàn)有研究從多個角度解釋了農村居民儲蓄率的影響因素。對已有文獻進行梳理后，大致將其劃歸為4 類，分別為保險、預期心理變化、收入變化以及勞動力轉移。

第1 類文獻探究各種保險對農村居民儲蓄率的影響。葉明華（2021）[2]評估了農業(yè)保險對我國農村居民儲蓄的貢獻度，發(fā)現(xiàn)農業(yè)保險賠付相較于農村居民收入對農村居民儲蓄的貢獻度不高，這是由于農業(yè)保險保障程度較低所致。張書平（2014）[3]使用CGSS 2010數(shù)據(jù)檢驗啞變量醫(yī)療保險對于家庭儲蓄率的影響程度，發(fā)現(xiàn)即使新型農村合作醫(yī)療保險已經很大程度地覆蓋了全國農村，但進一步提高醫(yī)療保險的普及程度仍然可以有效降低儲蓄率。

第2 類文獻探究心理預期變化對農村居民儲蓄率的影響。章元等（2019）[4]根據(jù)生命周期理論，利用CHIP 2013 農戶數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)縣級人口預期壽命增長顯著降低了農戶的家庭儲蓄率。謝勇（2011）[5]利用2006 年中國綜合社會調查（CGSS 2006）的微觀數(shù)據(jù)進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)收入的不確定性與農戶儲蓄率之間存在顯著的正相關關系，這種不確定性使農戶對未來的預期減弱，增強預防性儲蓄。

第3 類文獻探究收入變化對農村居民儲蓄率的影響。Pan Yao（2015）[6]利用1995 年和2002 年中國家庭收入項目的數(shù)據(jù)，對儲蓄分配進行分解后發(fā)現(xiàn)，中國城鄉(xiāng)居民儲蓄率上升的原因不同，農村儲蓄率的提高大部分是由于收入增加。

第4 類文獻探究勞動力轉移對農村居民儲蓄率的影響。馮虹和李晨曦（2018）[7]從農民工的高流動性特征出發(fā)，借助2013 年和2015 年國家衛(wèi)計委流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，對轉移成本與農民工儲蓄率的關系進行研究，并利用城市規(guī)模、戶籍地與務工地的距離這2 個中間變量表示農民工轉移成本，通過回歸分析實證了轉移成本與農民工的儲蓄率存在正相關。尹志超等（2020）[8]從農村勞動力流動角度探究了農村流動人口家庭的消費和儲蓄行為，在理論分析基礎上，使用中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)勞動力流動顯著提高了家庭儲蓄率，原因是家庭存在為應對收入波動、失業(yè)、醫(yī)療和健康等不確定性而進行預防性儲蓄的動機。Xiaofeng Li&Li Luo（2021）[9]在關于移民模式與農民工消費之間的關系和如何提升農民工消費水平的研究中發(fā)現(xiàn)，農民工的消費結構符合遷移理論和生命周期理論，不同遷移模式的農民工在消費上存在明顯差異。

已有文獻大多構建多元線性回歸模型進行研究，未對農民外出務工這一現(xiàn)實可能因素進行影響分析，也未對不同農村居民儲蓄率水平區(qū)域進行區(qū)分研究?；诖耍狙芯拷柚?008—2021 年國家統(tǒng)計局發(fā)布的農民工監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸法實證研究在儲蓄率水平的不同區(qū)域，農民外出務工對農村居民儲蓄的影響，并通過對比研究，探尋我國在調整經濟區(qū)域劃分前后該影響的差異性及其原因。

2 模型構建及變量選取

在不同分位數(shù)水平下，對應著儲蓄率水平不同的區(qū)域，農民外出務工對不同區(qū)域的農村居民儲蓄率影響程度不盡相同，表現(xiàn)為分位數(shù)回歸模型的估計系數(shù)不同。其模型如下。

式中：q為分位數(shù)；為被解釋變量；xi為解釋變量；βq為q分位下的回歸系數(shù)。

估計量最小目標函數(shù)如下。

假設q=0.5，則為中位數(shù)回歸。此時，目標函數(shù)簡化如下。

相比于均值回歸，分位數(shù)回歸對數(shù)據(jù)分布情況掌握得更全面、客觀。另外，使用分位數(shù)回歸，離群點對于數(shù)據(jù)整體的影響要比使用均值回歸小得多，即更加穩(wěn)健。鑒于《農民工監(jiān)測調查報告》中的數(shù)據(jù)是以經濟區(qū)域為個體，且2008—2015 年期間把我國31 個省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)，而在2016—2021 年期間把我國31 個省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)。因此，本研究將2008—2021 年時間序列數(shù)據(jù)劃分為2008—2015 年和2016—2021 年2 個子樣本，比較研究不同樣本時期農民外出務工對農村居民儲蓄率的影響。文章構建的線性回歸模型如下。

式中：SRt為被解釋變量，即農村居民儲蓄率，儲蓄率分為2 種，狹義是指收入減去衣食住行的相關支出后的余額占收入的比，廣義是指收入減去各項支出后的余額占收入的比，本研究采用后者。MWt為解釋變量，即農民外出務工比，在數(shù)值上等于外出農民工數(shù)量與農村常住人口比。Xt為控制變量，主要有地方財政支出中教育醫(yī)療社保占比（EMS）、平均房價（lnHP）、少年撫養(yǎng)比（Young）、老年撫養(yǎng)比（Old）。t代表年份，t=2008，2009，…，2021。εt為隨機干擾項。樣本期為2008—2021 年，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局官網。其中，由于平均房價波動較大，故將房價取對數(shù)處理。另外，對于2010 年缺失的少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)，采用均值法進行填充。由于沒有直接的各經濟地區(qū)數(shù)據(jù)，故利用省份數(shù)據(jù)進行了相應轉換，具體方法同上。

1)被解釋變量。按定義，農村居民儲蓄率=（農村居民人均可支配收入-農村居民人均支出）/農村居民人均可支配收入，由于沒有直接的各經濟區(qū)域數(shù)據(jù)，故本研究利用各省市鄉(xiāng)村人口數(shù)和農村居民人均可支配收入加權算得各經濟地區(qū)的農村居民人均收入，具體如下。

式中：Incomei表示第i個經濟區(qū)域農村居民人均可支配收入，Incomeij表示第i個經濟區(qū)域中第j個省份的農村居民人均可支配收入，Populationij表示第i個經濟區(qū)域中第j個省份的農村常住人口。農村居民人均支出采用同樣的轉換方法，計算儲蓄率。

2)解釋變量。外出農民工數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局發(fā)布的《農民工監(jiān)測調查報告》。在此之所以不直接選擇外出務工農民數(shù)量而是選擇農民外出務工比，是因為考慮到各區(qū)域間農村常住人口數(shù)量存在巨大差異會導致外出務工農民人數(shù)不能解釋居民儲蓄率，例如東部地區(qū)雖然外出務工人數(shù)一直高于其他地區(qū)，但是其儲蓄率卻居中，而東北地區(qū)外出務工農民數(shù)量遠低于其他地區(qū)，但儲蓄率并不低，這都是由于基數(shù)不一樣導致的。

變量的描述性統(tǒng)計結果如表1 所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

從表1 可以看出，農村居民儲蓄率SRt的均值為18.64，最大值為25.43，最小值為8.32，最值之間存在較大差距，這也恰恰證明了以農村居民儲蓄率SRt為因變量的實證分析，采取分位數(shù)回歸是合理的。農民外出務工比的均值為27.27，最大值為43.40，最小值為16.03。以中部地區(qū)為例，2008—2015 年，農民外出務工比從21.02 上升至31.44，2016—2021 年，該數(shù)值從27.58 上升至43.40，其他地區(qū)也類似，說明我國農民外出務工趨勢是隨著時間的推移而逐漸升高。根據(jù)醫(yī)療教育社保占地方財政支出比、平均房價、少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比的標準差等統(tǒng)計量的描述性統(tǒng)計結果可知，控制變量表現(xiàn)出較好的差異性，滿足需求。

3 實證分析與討論

為了避免因多重共線性而導致的估計偏差，本研究首先對核心解釋變量以及控制變量進行了逐步回歸，再進行了HAC（Newey-West）回歸，以修正誤差項可能出現(xiàn)的異方差和自相關問題。運用分析軟件Stata/SE 16.0 得到OLS 估計結果，然后選取常用的分位數(shù)點，進行分位數(shù)回歸，不同分位點的估計結果如表2 所示。

表2 2008—2021 年OLS 估計和分位數(shù)回歸結果

從表2 OLS 估計結果可以看出，農民外出務工比增加會顯著提高農村居民儲蓄率，回歸系數(shù)為0.625，與0.75 分位點的回歸系數(shù)比較接近。這很可能是因為農民外出務工的收入遠大于務農的收入，農村居民可支配收入提高。雖然收入的提高往往伴隨著消費支出的增長，且有研究表明家庭化流動會顯著提升農民工在城市的消費水平，越接近“舉家外出”，農民工家庭在城市的消費越多[10]，但收入增加幅度大于消費支出幅度，進而表現(xiàn)為儲蓄率上升。

表2 中分位數(shù)估計結果顯示，農民外出務工比在0.25 分位點、0.50 分位點和0.75 分位點上的回歸系數(shù)分別為0.585、0.573 和0.643，系數(shù)呈現(xiàn)出“U”型變動，表明農民外出務工對高儲蓄率區(qū)域的農村家庭促進效應最強，其次是較低儲蓄率區(qū)域的農村家庭，對中等儲蓄率區(qū)域的農村家庭促進效應最弱?？赡艿脑蚴牵恨r民外出務工帶來的收入增幅大于支出增幅，進而在回歸系數(shù)上表現(xiàn)為正值；同時，家庭耐用消費品數(shù)量作為影響儲蓄率的間接因素，不同儲蓄率水平群體的家庭耐用消費品數(shù)量存在差別，儲蓄率高的區(qū)域較為富裕[11]，農村家庭耐用消費品數(shù)量多，各種生活用具齊全，沒有大額支出用于添購或更新家具、出行工具等，可支配收入較多地轉換為存款，進而在回歸系數(shù)上表現(xiàn)系數(shù)值最大。教育、醫(yī)療和社保與百姓的生活支出密切相關，一般而言，此3 項財政支出越高，人們在這3 方面的支出越少。教育、醫(yī)療、社保占地方財政支出比在0.25 分位點、0.50 分位點和0.75 分位點上的回歸系數(shù)分別為0.263、0.217 和0.184，表明加大教育、醫(yī)療、社保財政支出力度可以促進農村居民儲蓄，且對于低儲蓄率區(qū)域的促進效應最強，與預期效應一致。平均房價提高會抑制農村居民儲蓄，對于不同儲蓄率水平的群體，該抑制程度略有差異。少兒撫養(yǎng)比的上升會顯著降低農村居民群體的儲蓄意愿，但對中高儲蓄率水平的群體則無顯著影響。老年撫養(yǎng)比的上升對各種儲蓄率水平群體均無顯著影響，該結果似乎與常理有沖突。一般認為，老年人口比例的上升不僅增加了家庭的生活支出，而且?guī)砹酸t(yī)療支出提高，導致儲蓄率呈現(xiàn)顯著下降的趨勢。另一方面，也有研究表明，老年人在贈予動機、健康和長壽動機、應對不確定性的未雨綢繆動機的驅動下會產生提高家庭儲蓄率的行為[12]。

2015 年，由于我國對經濟區(qū)域的劃分有了實質性變化——從三大經濟地區(qū)轉變?yōu)樗拇蠼洕貐^(qū)。為了研究不同樣本期間以及不同家庭儲蓄率水平情況下農民外出務工對農村居民儲蓄率的影響，本研究對2008—2015 年的樣本數(shù)據(jù)進行OLS 估計和分位數(shù)回歸，結果如表3 所示。

表3 2008—2015 年OLS 估計和分位數(shù)回歸結果

從表3 中的OLS 估計、0.25 分位點、0.50 分位點以及0.75 分位點的分位數(shù)回歸結果可以看出，2008—2015 年農民外出務工比例增加對農村居民儲蓄率有顯著影響，仍然表現(xiàn)為促進作用。與2008—2021 年的回歸系數(shù)特征不同，2008—2015 年的回歸系數(shù)值隨著分位點的提高而降低，在低分位上，促進效應最大。由此可見，隨著時間的推移，農民外出務工對不同儲蓄率水平家庭的影響發(fā)生了改變?？赡茉蚴牵?008—2015 年期間，外出農民工聚集在制造業(yè)和建筑業(yè)，收入差異較小，而高儲蓄率地區(qū)相對富裕，消費觀念相對開放，因此低儲蓄率地區(qū)的農民外出務工所帶來的收入上升能更大程度提升儲蓄率。教育、醫(yī)療、保險占地方財政支出的比例對農村居民儲蓄率的影響仍然表現(xiàn)為促進作用，且對于低分位點的群體促進效應最大。在0.25 分位點和0.75 分位點上，平均房價和少兒撫養(yǎng)比對農村居民儲蓄率的影響均表現(xiàn)為負效應。對于高、低儲蓄率群體，老年撫養(yǎng)比表現(xiàn)出對農村居民儲蓄率有顯著的抑制效應，并且顯著水平較低。

本研究對2016—2021 年的樣本數(shù)據(jù)進行了OLS估計和分位數(shù)回歸，結果如表4 所示。

表4 2016—2021 年OLS 估計和分位數(shù)回歸結果

由表4 可以看出，2016—2021 年農民外出務工對農村居民儲蓄率有顯著的促進作用，且系數(shù)和2008—2021 年的回歸結果一致，隨著分位數(shù)的提高呈現(xiàn)“U”型變動，在0.75 分位上，農民外出務工對農村居民儲蓄率的促進效應最大?？赡茉蚴牵?016—2021 年期間，新生代農民工占比漸漸過半并成為主力（此處新生代農民工是指1980 年及以后出生的務工農民）。新生代農民工務農能力弱，但比較適合從事第二、第三產業(yè)，且取得的收入多于務農，進而表現(xiàn)為農民外出務工促進農村居民儲蓄。而由于新生代農民工從事行業(yè)較為多樣，且區(qū)域間薪資水平不同，收入逐漸出現(xiàn)差異，因此不同儲蓄率水平區(qū)域下，農民外出務工對農村居民儲蓄率的影響不盡相同。此外，農村居民儲蓄率會隨著老年撫養(yǎng)比的升高而提高；平均房價對農村居民儲蓄率的影響表現(xiàn)為顯著的負效應；教育、醫(yī)療、社保占財政支出比和少兒撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響均不顯著。

對比表3 和表4 可以發(fā)現(xiàn)，在2015 年前后，農民外出務工比這一變量對農村居民儲蓄率的影響有一定差異。2008—2015 年和2016—2021 年農民外出務工比對農村居民儲蓄率均有顯著的正向影響，2008—2015 年這種影響程度在低分位上表現(xiàn)最大；而2016—2021 年這種影響程度在高分位上表現(xiàn)最大，且與2008—2021 年全樣本數(shù)據(jù)的回歸結果一致。教育、醫(yī)療、社保占地方財政支出比和少兒撫養(yǎng)比及老年撫養(yǎng)比這3 個變量對農村居民儲蓄率的影響在2016 年前后也有顯著差異，其中2008—2015 年教育、醫(yī)療、社保占地方財政支出比的增加會促進農村居民儲蓄，少兒撫養(yǎng)比的增加卻會對中低儲蓄率區(qū)域的農村居民群體有抑制效應，在2016—2021 年，這2 個變量對農村居民儲蓄率的影響不顯著。2016—2021 年老年撫養(yǎng)比對農村居民儲蓄率的負向影響相較于2008—2021 年更為顯著。平均房價這一變量對農村居民儲蓄率的影響在2015 年前后基本一致，也與2008—2021 年全樣本數(shù)據(jù)的回歸結果一致，表現(xiàn)為住宅平均價格上升會抑制農村居民儲蓄。

4 結論與啟示

4.1 結論

本研究利用2008—2021 年農民工監(jiān)測調查報告并結合宏觀經濟數(shù)據(jù)，以經濟區(qū)域為個體，構建了多元線性回歸模型研究農民工外出務工對農村居民儲蓄率的影響。同時，構建分段分位數(shù)回歸模型對比研究不同儲蓄率水平區(qū)域的農村居民群體和不同樣本期下，農民外出務工比對農村居民儲蓄率的影響，得出如下結論。

1)2008—2021 年，農民外出務工會提高農村居民儲蓄率，且促進效應隨著分位數(shù)的提高呈“U”型變動。這很可能是因為農民外出務工的收入遠大于務農的收入，同時由于外出務工這一行為帶來的收入上升幅度大于消費支出幅度，表現(xiàn)為儲蓄率上升。家庭耐用消費品數(shù)量作為影響居民儲蓄率的間接因素，不同儲蓄率區(qū)域的農村家庭耐用消費品存在差別，使農民外出務工對農村居民儲蓄率的促進效應存在差異。

2)2008—2015 年，農民外出務工會提高農村居民儲蓄率，但這種促進作用在低分位點上較強，在高分位點上較弱。這很可能是因為外出農民工聚集在制造業(yè)和建筑業(yè)，收入差異較小。同時，高儲蓄率水平區(qū)域下的農村居民相對富裕，消費觀念相對開放，如獲得一筆同等數(shù)額的收入，其用于儲蓄的部分變少，因此，儲蓄率上升幅度小。

3)2016—2021 年，農民外出務工依然會提高農村居民儲蓄率，這種促進效應隨著分位數(shù)的提高呈“U”型變動。這很可能是因為農民工結構發(fā)生改變，新生代農民工成為多數(shù)，并且從事行業(yè)廣泛，新生代農民工外出務工賺取的薪資遠多于在鄉(xiāng)村務農的收入，從而使儲蓄率上升。“U”型變動的原因則可能是新生代農民工在不同地區(qū)從事不同行業(yè)的薪資收入有明顯差異。以2021 年為例，農民工從事建筑業(yè)、交通運輸倉儲和郵政業(yè)可獲得的月均收入分別為5 141、5 151 元，而農民工從事住宿餐飲業(yè)、居民服務修理和其他服務業(yè)可獲得的月均收入分別為3 638、3 710 元。而且，從事同一份工作，在經濟較發(fā)達區(qū)域獲得的報酬往往更高，收入差異進一步擴大，進而表現(xiàn)為農民外出務工對農村居民儲蓄率的影響存在差異性。

4.2 啟示

在我國著力擴大消費需求的宏觀經濟背景下，得出如下政策啟示。

1)通過加大宣傳和資金、技術等支持力度，引導農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，充分利用好農村的山、水、土地等資源以及農村閑置人力資源，因地制宜，發(fā)展特色產業(yè)。這是從增加農民收入的角度入手，最終促進農村居民消費。相比于外出務工，農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)帶來的不僅是自身收入增長，還能創(chuàng)造一定的就業(yè)機會，帶動其他農民收入增長，最后實現(xiàn)消費需求自發(fā)增長，振興鄉(xiāng)村經濟。

2)各地出臺相應的農民就地務工獎勵政策，把握好新生代農民工。文化、技能水平相對較高，消費欲望相對較強，是新生代農民工區(qū)別于老一輩農民工的重要特征。然而，我國地區(qū)間貧富差距仍然較大，在不同地區(qū)從事同樣的工作，其收入存在差異。從長遠來看，新生代農民工為了獲得更多收入，會逐漸集中到經濟較發(fā)達的地區(qū)，很有可能會出現(xiàn)區(qū)域間人力資源分布不平衡、貧富差距擴大的情況。因此，為新生代農民工提供充分、優(yōu)質的就業(yè)機會是各地應努力的方向，必要時可以實行就地就業(yè)補貼策略。