崔菲菲,楊 靜,彭小輝

(1.南京工業(yè)職業(yè)技術(shù)大學(xué),江蘇 南京 210023;2.南京師范大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 南京210023)

國家發(fā)改委關(guān)于印發(fā)《2022年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點(diǎn)任務(wù)》的通知中明確提出,要推進(jìn)以縣城為重要載體的城鎮(zhèn)化建設(shè),堅持把推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化作為新型城鎮(zhèn)化首要任務(wù)?？梢?農(nóng)民工市民化是中國城鎮(zhèn)化的重點(diǎn)。但在城鄉(xiāng)二元社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下,根據(jù)第七次全國人口普查數(shù)據(jù),中國常住人口城鎮(zhèn)化率已達(dá)63.89%,然而戶籍人口城鎮(zhèn)率只有45.40%,低于常住人口城鎮(zhèn)化率近20個百分點(diǎn),原因之一是農(nóng)民進(jìn)城往往是不完整的[1]。由于小城鎮(zhèn)缺乏就業(yè)機(jī)會以及相關(guān)配套措施不完善,流動人口不愿意落戶城鎮(zhèn),而大城市公共資源供給緊張,落戶門檻較高,加之農(nóng)民承包土地退出機(jī)制欠缺[2],大量農(nóng)村勞動力仍然處于“候鳥式”遷徙狀態(tài)。農(nóng)民年輕時進(jìn)城,而年邁時返鄉(xiāng);年輕子女進(jìn)城,而年老父母留鄉(xiāng);經(jīng)濟(jì)景氣時進(jìn)城,而經(jīng)濟(jì)蕭條時則可能返鄉(xiāng)[3]。農(nóng)民工僅僅把城市作為掙錢的地方而不是花錢的地方,在城市的消費(fèi)節(jié)儉到極限,攢錢返鄉(xiāng)置業(yè)、結(jié)婚生子,仍然按照農(nóng)村的生活方式去消費(fèi)[4],這抑制了城鎮(zhèn)化的建設(shè)進(jìn)程,不利于擴(kuò)大內(nèi)需和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。

進(jìn)入21世紀(jì)以來,中國農(nóng)村家庭儲蓄率持續(xù)上升的事實(shí)與經(jīng)典理論預(yù)測不一致的一個重要原因在于忽視了中國農(nóng)村勞動力的“候鳥式”遷徙狀態(tài)。這是有史以來中國最大的城鄉(xiāng)勞動力流動,由此形成了一個新的群體——農(nóng)民工,全國農(nóng)民工總數(shù)從2008 年的2.25 億持續(xù)上升到2021年的2.93億,較2020年增長了2.40%(1)數(shù)據(jù)來源歷年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告。。伴隨著農(nóng)村勞動力外出非農(nóng)就業(yè),其家庭收入結(jié)構(gòu)已發(fā)生巨大變化,由農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入為主逐漸過渡到多元化。根據(jù)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)心理賬戶理論,人們會將不同來源的收入劃分到不同的心理賬戶,而不同的心理賬戶的儲蓄傾向(或消費(fèi)傾向)是不同的[5]。因此,探討農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移引起的收入結(jié)構(gòu)變化對家庭儲蓄行為的影響,有利于進(jìn)一步理解中國家庭高儲蓄率的原因。中國消費(fèi)率低和儲蓄率高的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不利于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展,在新冠疫情沖擊和百年變局加速演進(jìn)的當(dāng)下,如何降低儲蓄率,提振消費(fèi),暢通國內(nèi)消費(fèi)循環(huán),對于中國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展尤為重要。

一、理論分析和模型構(gòu)建

(一)心理賬戶理論

收入與消費(fèi)儲蓄的關(guān)系是經(jīng)濟(jì)學(xué)中的經(jīng)典命題。經(jīng)典消費(fèi)儲蓄理論為了得到一個最優(yōu)解,常常做一些基本假設(shè),如生命周期—持久收入理論假設(shè)不同時期的效用函數(shù)是同質(zhì)的,且不同財富在滿足消費(fèi)上是完全“可替代”的。但傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)忽視了心理因素對消費(fèi)儲蓄決策行為的影響[6],如中獎了300元足球彩票,這等價于購買的1 000股某公司的股票每股漲了0.30元,因此,在沒有交易成本的情況下,不同收入對消費(fèi)儲蓄的影響應(yīng)該是無差異的,然而實(shí)證結(jié)果卻對此提出質(zhì)疑[7]。早在1957年弗里德曼提出持久收入假說時就強(qiáng)調(diào),持久收入和暫時性收入在消費(fèi)傾向上是有異的,他認(rèn)為人們的消費(fèi)并不是取決于現(xiàn)期收入,而是取決于持久性收入,并且持久性消費(fèi)傾向高于暫時性消費(fèi)[8]。弗里德曼對消費(fèi)理論的重要貢獻(xiàn)在于區(qū)分了持久性和暫時性收入,并意識到這2種收入的消費(fèi)傾向有別,這一區(qū)別有助于解釋長期消費(fèi)的穩(wěn)定性和短期消費(fèi)的波動性,相比較收入穩(wěn)定的個體,收入不穩(wěn)定的個體擁有較低的消費(fèi)傾向和較高的儲蓄傾向,因?yàn)閾碛休^穩(wěn)定收入的個體需要較少的儲蓄以平衡收入波動對消費(fèi)的影響。

心理賬戶的思想由諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獲得者Thaler提出[9], 心理賬戶是人們在心理上對結(jié)果的分析記賬、編碼、估價和預(yù)算等過程。心理賬戶理論揭示了理性個體對預(yù)算和損益的評估管理機(jī)制,對一些傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論無法理解的現(xiàn)象給予了系統(tǒng)闡述[10],推動了行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的進(jìn)一步發(fā)展。心理賬戶理論最早應(yīng)用于投資領(lǐng)域,并發(fā)展成為金融學(xué)的一個重要分支——行為金融學(xué)。近年來,心理賬戶理論被廣泛應(yīng)用于解釋和分析各種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象,如房地產(chǎn)投資領(lǐng)域[11]、納稅人的納稅行為[12]、彩票選擇[13]以及資產(chǎn)動態(tài)定價行為[14]等。隨著行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起和發(fā)展,越來越多的學(xué)者將心理賬戶理論應(yīng)用于研究消費(fèi)儲蓄行為,如彭小輝等[15]、田靚等[16]、孫豪和毛中根[17]等。根據(jù)Thaler提出的心理賬戶理論,人們會根據(jù)收入的性質(zhì)或來源、收入與支出的關(guān)系等在心理劃分出多個心理賬戶,且每個賬戶都有不同的偏好和支配規(guī)則,不同心理賬戶具有不可替代性。一般而言,心理賬戶由以下3類賬戶構(gòu)成:現(xiàn)期收入賬戶、資產(chǎn)賬戶和未來收入賬戶?，F(xiàn)期收入賬戶的消費(fèi)傾向最高,儲蓄傾向最低;未來收入賬戶的消費(fèi)儲蓄較低,儲蓄傾向較高;資產(chǎn)賬戶的消費(fèi)傾向介于現(xiàn)期收入和未來收入賬戶之間[6]。

從實(shí)證研究來看,心理賬戶理論得到國內(nèi)外諸多經(jīng)驗(yàn)研究的支持,主要從2方面展開:一方面是用儲蓄的對立面——消費(fèi)角度研究不同來源收入對消費(fèi)的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)不同來源的收入具有不同的消費(fèi)傾向,在消費(fèi)層面上不可完全替代[16,18-19],Antonides和Ranyard對此進(jìn)行了較全面的總結(jié)和梳理[20];另一方面是探討不同來源收入對某一特定商品或服務(wù)消費(fèi)的影響[21-23]。隨著農(nóng)村大量勞動力外出就業(yè),農(nóng)戶家庭收入結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生巨大變化,過去長期占第一位的家庭經(jīng)營性收入退居第二位,而外出務(wù)工收入占比上升到第一位。這種收入來源結(jié)構(gòu)的巨大變化對儲蓄行為的影響是重要的,尤其是在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下,不完全不徹底的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移將對家庭消費(fèi)儲蓄行為產(chǎn)生深刻的影響[24]。如果一個來源的收入增加與另一個來源的收入增加所導(dǎo)致的消費(fèi)變化有別[18],那么其對消費(fèi)的影響就會存在顯著差異。徐會強(qiáng)、李敬強(qiáng)研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)函數(shù)會隨收入來源結(jié)構(gòu)的變化而變化[25],李銳等將農(nóng)民的工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入等不同來源收入劃分為不同的心理賬戶,研究發(fā)現(xiàn)收入結(jié)構(gòu)差異決定了消費(fèi)差異[26]。Holbrook和Stafford認(rèn)為個體總的可支配收入的邊際消費(fèi)傾向是不同來源收入的邊際消費(fèi)傾向的加權(quán),權(quán)重為每一來源收入占總可支配收入的比重[27]?？梢?現(xiàn)有將心理賬戶應(yīng)用于消費(fèi)決策方面已經(jīng)取得了豐富的研究成果,但消費(fèi)與儲蓄的原因是不同的,盡管持久收入假說、生命周期假說和流動性約束假說等在一定程度上解釋了中國農(nóng)民的消費(fèi)行為[28],但缺乏對中國農(nóng)民的消費(fèi)行為進(jìn)行全面的詮釋[29]。在中國城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下,農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)有其特殊性和階段性特征,改革開放以來,家庭經(jīng)營性收入占家庭收入的比重逐年走低,而工資性收入呈逐年增長態(tài)勢,但這種工資性收入又顯著區(qū)別于城鎮(zhèn)居民的工資性收入,相比家庭經(jīng)營性收入,農(nóng)民的工資性收入具有更多不確定性和不穩(wěn)定性。為了考察不同來源收入的儲蓄傾向差異,借助心理賬戶理論,將農(nóng)戶收入來源劃分為家庭經(jīng)營性收入、工資性收入、財產(chǎn)性收入以及政府性轉(zhuǎn)移收入等,實(shí)證分析不同來源收入對家庭儲蓄行為的影響,以期對中國農(nóng)村家庭不斷上升的儲蓄率做出新的解釋。

(二)模型構(gòu)建和識別策略

1.傳統(tǒng)儲蓄模型。凱恩斯儲蓄函數(shù)可以表述為儲蓄是可支配收入的函數(shù):

St=-β0+β1Yt

(1)

其中,St為儲蓄水平,Yt為可支配收入,β1為邊際儲蓄傾向。凱恩斯的儲蓄理論表明現(xiàn)期儲蓄取決于當(dāng)期可支配收入,他將可支配收入解釋為現(xiàn)期絕對收入,由此也受到其他消費(fèi)儲蓄理論的批評。其中杜森貝利認(rèn)為個人消費(fèi)行為不僅受到現(xiàn)期絕對收入的影響,還受到周圍人消費(fèi)水準(zhǔn)和過去消費(fèi)習(xí)慣的影響,其將可支配收入解釋為相對收入;弗里德曼則將可支配收入解釋為持久收入,并認(rèn)為持久收入和暫時性收入的消費(fèi)傾向(儲蓄傾向)是不同的;莫迪利安尼強(qiáng)調(diào)消費(fèi)與生命周期階段的關(guān)系,將收入解釋為終身收入,認(rèn)為人們會規(guī)劃好一生的收入和消費(fèi),實(shí)現(xiàn)終生消費(fèi)效用最大化。如果說傳統(tǒng)的相對收入假說、持久收入假說和生命周期假說都認(rèn)可消費(fèi)(儲蓄)與收入的關(guān)系,那么隨機(jī)游走假說則完全跳出收入與消費(fèi)(儲蓄)的關(guān)系,并認(rèn)為只有現(xiàn)期消費(fèi)能夠預(yù)測未來消費(fèi),而可支配收入對未來消費(fèi)沒有預(yù)測力[30]。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為個體當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)行為容易受過去經(jīng)濟(jì)行為的影響, 個體過去的儲蓄、消費(fèi)習(xí)慣會對未來的儲蓄消費(fèi)行為產(chǎn)生影響,儲蓄消費(fèi)行為具有一定的“慣性”,經(jīng)濟(jì)學(xué)上稱之為“棘輪效應(yīng)”。雖然儲蓄與消費(fèi)是一枚硬幣的兩面,現(xiàn)在的儲蓄就是未來的消費(fèi),但是消費(fèi)的原因與儲蓄的原因卻是不同的。綜合傳統(tǒng)的經(jīng)典消費(fèi)理論和Hall[30]的研究結(jié)論,將經(jīng)典的儲蓄模型進(jìn)一步改為:

St=-β0+β1Yt+β2St-1+β3Wt-1

(2)

其中,St為儲蓄水平,St-1為上一期的儲蓄水平,用于控制個體儲蓄行為的慣性,Yt為可支配收入,實(shí)際上是各種不同來源收入的簡單加總,Wt-1為上一期的財富;β0、β1、β2、β3為待估參數(shù)。

2.行為生命周期儲蓄模型。傳統(tǒng)儲蓄理論認(rèn)為不同來源的收入可以完全替代,因此式(2)實(shí)際上可以表達(dá)為:

St=-β0+β1Yt+β2St-1+β3Wt-1=-β0+β1∑(Y1t+…Yit)+β2St-1+β3Wt-1

(3)

其中,Yit為農(nóng)戶家庭不同來源的收入(i=1,2,3,4),主要包括家庭經(jīng)營性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入等。隨著外出務(wù)工收入的增長,將非農(nóng)就業(yè)所得工資性收入與其他收入來源一起并入到農(nóng)戶家庭收入賬戶中,掩蓋了不同來源收入的不確定性和特征,這種不確定和特征會對農(nóng)戶家庭消費(fèi)儲蓄行為產(chǎn)生異質(zhì)性影響?；诖?追隨Thaler[6]和Carriker[18]的思路,認(rèn)為不同來源的收入不能相互替代,他們對于農(nóng)戶家庭儲蓄行為有不同的影響。鑒于上述分析,借鑒Shefrin和Thaler的分析思路[5],將式(3)改寫為:

θ1St=-β01+β11Y1t+β21St-1+β31Wt-1

(4)

θ2St=-β02+β12Y1t+β22St-1+β32Wt-1

(5)

……

θnSt=-β0n+β1nY1t+β2nSt-1+β3nWt-1

(6)

其中,式(4)(5)(6)中的θi為第i種收入的儲蓄份額,不知道θi的取值,即不確定不同收入中用于儲蓄的份額,但θ1+θ2+…+θn=1。其他變量的定義同式(2)。為了得到準(zhǔn)確的估計,需要加總式(4)(5)(6)。由此,得到:

(7)

3.識別策略。由于模型包含被解釋變量的滯后項(xiàng)St-1,因此模型從靜態(tài)模型轉(zhuǎn)變?yōu)閯討B(tài)模型。動態(tài)模型中的滯后項(xiàng)與隨機(jī)誤差存在相關(guān)性,因此采用OSL、面板固定效應(yīng)等傳統(tǒng)估計方法會導(dǎo)致估計結(jié)果有偏且不一致[31]。為了得到一致且無偏的估計結(jié)果,一般采用廣義矩估計。廣義矩估計有差分廣義矩(Difference GMM)和系統(tǒng)廣義矩(Sys-GMM),差分廣義矩適合時間跨度大、橫截面小的面板數(shù)據(jù),但對于時間跨度小、橫截面大的面板數(shù)據(jù),該方法容易受弱工具變量的影響[32]。對于時間短、橫截面大的面板數(shù)據(jù),Blundell和Bond[33]證明了采用系統(tǒng)廣義矩估計比差分廣義矩估計方法有更優(yōu)的估計性質(zhì)。系統(tǒng)廣義矩充分利用了差分方程和水平方程所包含的信息,即使不引入外部工具變量,也可以從變量的歷史變化中選取合適的工具變量,得到一致且無偏的估計量。本文數(shù)據(jù)為山西省1986—2017年農(nóng)戶數(shù)據(jù),是典型的N大、T小的面板數(shù)據(jù),根據(jù)上述分析適合采用系統(tǒng)廣義矩估計。與此同時也采用OLS、靜態(tài)、動態(tài)面板固定效應(yīng)回歸作為參考,增強(qiáng)結(jié)論的穩(wěn)健性和嚴(yán)謹(jǐn)性?？紤]到農(nóng)戶家庭財產(chǎn)性收入在整個觀察期占比僅有1.87%,且樣本中存在較多缺失值,因此在實(shí)證估計過程中不考慮財產(chǎn)性收入,只考慮家庭經(jīng)營收入、工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入3類。

二、實(shí)證分析與結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)來源、變量選擇和描述性統(tǒng)計分析

1.數(shù)據(jù)來源。本文采用山西農(nóng)村固定觀察點(diǎn)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個村,每個村100戶左右,年均950個左右的調(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)。由于在整個調(diào)查期間,存在個別村莊合并,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年增加了對家庭成員就業(yè)信息的調(diào)查,因此,本文的數(shù)據(jù)周期為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,樣本年度分布如表1,其中存在勞動力轉(zhuǎn)移的農(nóng)戶樣本為5 526個,占比39.00%。

表1 農(nóng)戶樣本分布情況

2.變量選擇。儲蓄水平:儲蓄水平是本文的被解釋變量,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蓄指標(biāo),本文根據(jù)萬廣華等的研究,采用農(nóng)村家庭(純收入-生活消費(fèi)支出) 來計算家庭儲蓄水平[34]?？紤]到物價因素對數(shù)據(jù)的影響,經(jīng)過歷年山西農(nóng)村消費(fèi)價格指數(shù)去通脹處理(2003年物價指數(shù)為100)。

收入水平:農(nóng)戶收入是主要解釋變量,用家庭人均純收入表示。在行為生命周期理論中進(jìn)一步將收入按照不同來源劃分為家庭經(jīng)營性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入等3類,同樣經(jīng)過去通脹處理。相關(guān)變量的定義和描述性統(tǒng)計分析詳見表2。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

3.描述性統(tǒng)計分析。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的快速發(fā)展,農(nóng)村大量農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè),導(dǎo)致家庭收入結(jié)構(gòu)日益多元化,圖1展示了山西農(nóng)戶家庭收入結(jié)構(gòu)的變化及發(fā)展趨勢。從圖1可以看出,山西農(nóng)戶家庭收入結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化。在觀察初期的1986年,農(nóng)戶家庭收入的第一大來源是家庭經(jīng)營性收入,占家庭收入比例高達(dá)78.79%,其次是工資性收入(13.67%),第三是轉(zhuǎn)移收入(包括政府和親友贈送收入)(6.78%),最后是財產(chǎn)性收入(0.75%),幾乎可以忽略不計。然而,到2017年,主要家庭收入來源已經(jīng)發(fā)生根本性變化,其中工資性收入占比上升到第一位(45.94%),家庭經(jīng)營性收入退居第二(41.18%),轉(zhuǎn)移性收入占比排第三(10.84%),最后是財產(chǎn)性收入(2.04%)。從時間變化趨勢看,家庭經(jīng)營性收入占比呈逐年波動下降趨勢,由觀察初期的1986年的78.79%降至2017年的41.18%,整個觀察期下降了37.61個百分點(diǎn);與經(jīng)營收入占比變動相反,工資性收入呈逐年增長態(tài)勢,由1986年的13.67%大幅提高到2017年的45.94%,增加了32.27個百分點(diǎn);轉(zhuǎn)移性收入在新世紀(jì)之前呈波動下降走勢,但進(jìn)入新世紀(jì)后,尤其是2003年中央“一號文件”重新集聚“三農(nóng)”問題,以農(nóng)村稅費(fèi)改革和農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼為核心的收入分配制度改革[35]顯著提高了農(nóng)民的轉(zhuǎn)移性收入,轉(zhuǎn)移性收入占比由2003年的5.21%上升至2017年的10.84%,已成為近年來農(nóng)戶收入的第三大來源;財產(chǎn)性收入占比呈先升后降的“∩”型,由1986年的0.75%增加到1998年的4.80%,為觀察期以來的最大值,之后進(jìn)入新世紀(jì)農(nóng)戶財產(chǎn)性收入占比逐年降低,但自中央政府出臺文件從“有效保障農(nóng)民財產(chǎn)權(quán)利”(2013年“一號文件”)到“賦予農(nóng)民更多財產(chǎn)權(quán)利”(2014年“一號文件”)再到“增加農(nóng)民財產(chǎn)性收入”(2015年“一號文件”),農(nóng)戶家庭財產(chǎn)性收入開始扭轉(zhuǎn)下降頹勢,轉(zhuǎn)入增長趨勢,到2017年占比上升至2.04%,但占比仍然很小?？梢?在現(xiàn)有農(nóng)村土地制度下,要激活農(nóng)村要素資源,增加農(nóng)戶財產(chǎn)性收入仍然任重道遠(yuǎn)。農(nóng)戶家庭收入來源結(jié)構(gòu)變化清晰地表明,隨著農(nóng)村勞動力外出非農(nóng)就業(yè),傳統(tǒng)上以家庭經(jīng)營收入為主的收入結(jié)構(gòu)逐漸演變?yōu)橐酝獬鰟?wù)工收入為主,這種收入來源結(jié)構(gòu)性變化可能是影響農(nóng)戶家庭儲蓄行為的重要因素,尤其是在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下,“候鳥式”的農(nóng)村勞動力流動不利于農(nóng)民消費(fèi)方式城市化[4],也不利于擴(kuò)大內(nèi)需和實(shí)現(xiàn)國內(nèi)大循環(huán)。

圖1 山西農(nóng)戶家庭收入結(jié)構(gòu)及其變化趨勢

(二)實(shí)證結(jié)果與分析

從表3的估計結(jié)果看, 無論是靜態(tài)面板固定效應(yīng)回歸,還是動態(tài)面板固定效應(yīng)回歸,結(jié)果均顯示農(nóng)戶不同來源的收入的邊際儲蓄傾向是不同的。表3中,模型1農(nóng)戶人均純收入的邊際儲蓄傾向?yàn)?.48,模型2、模型3和模型4中家庭經(jīng)營收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入的邊際儲蓄傾向均不相等,這說明不同來源的收入在儲蓄層面是不能完全替代的,這與傳統(tǒng)消費(fèi)儲蓄理論的預(yù)測不一致,但與行為生命周期理論的預(yù)測一致。

表3 估計結(jié)果

續(xù)表

表3中,模型5采用系統(tǒng)廣義矩估計,AR檢驗(yàn)擾動項(xiàng)存在一階自相關(guān),但不存在二階自相關(guān),Hansen統(tǒng)計量為59.27(P=0.26),表明可以接受“所有工具變量均有效”的原假設(shè)。回歸結(jié)果顯示,不同收入的邊際儲蓄傾向是不同的,表明不同收入在儲蓄上是不能完全替代的。家庭經(jīng)營收入的邊際儲蓄傾向?yàn)?.21,工資性收入的邊際儲蓄傾向達(dá)到了0.49,且都在1%的水平上顯著;轉(zhuǎn)移性收入的邊際儲蓄傾向較低,僅為0.10,可能的原因是轉(zhuǎn)移性收入占家庭收入的比重較低,并且缺失值較多。財富滯后項(xiàng)的系數(shù)為正,與理論預(yù)期一致。儲蓄滯后項(xiàng)的系數(shù)為0.22,且5%的水平上顯著,表明過去的儲蓄行為會顯著影響當(dāng)下的儲蓄行為,儲蓄行為存在明顯的“慣性”。

從儲蓄傾向上看,工資性收入的儲蓄傾向最高,其次為家庭經(jīng)營收入,最后為轉(zhuǎn)移性收入,其中工資性收入的邊際儲蓄傾向是家庭經(jīng)營收入的2倍還多。這在一定程度上可以解釋新世紀(jì)以來中國農(nóng)村居民家庭儲蓄率不斷上升的事實(shí)。因?yàn)殡S著中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加速推進(jìn),農(nóng)村大量勞動力外出務(wù)工,其家庭工資性收入逐漸上升,并取代家庭經(jīng)營性收入成為家庭收入的第一大來源。工資性收入具有最高的儲蓄傾向的原因主要有以下2點(diǎn):第一,中國是一個典型的城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)的發(fā)展中國家,即使長期在城鎮(zhèn)務(wù)工的農(nóng)民工,也無法享受到城鎮(zhèn)居民應(yīng)有的福利,而這些福利包含教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、保險等生活的方方面面?！丁笆奈濉毙滦统擎?zhèn)化實(shí)施方案》明確強(qiáng)調(diào)新型城鎮(zhèn)化的首要任務(wù)是促進(jìn)有能力在城鎮(zhèn)穩(wěn)定就業(yè)生活的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口實(shí)現(xiàn)市民化,但目前仍有大量長期居住在城市的農(nóng)民工無法與本地居民享受同等的基本公共服務(wù)。農(nóng)民工群體雖然在城市從事非農(nóng)工作,但身份卻還是農(nóng)民,即使在城市擁有穩(wěn)定的工作收入,但仍然難以享受市民化待遇。因此,農(nóng)民外出非農(nóng)就業(yè)面臨著更多的不確定性,既包括收入的不確定性,又包括消費(fèi)的不確定性[36],農(nóng)民工需要更多的儲蓄以應(yīng)對上述各種不確定性,因此工資性儲蓄傾向較高。這與Piracha 和 Zhu研究國際移民所得結(jié)論相似[37],他們針對德國本國居民與外來移民儲蓄差別的研究發(fā)現(xiàn),移民比本地居民有更高儲蓄傾向,一方面是移民就業(yè)高度不穩(wěn)定性,未來收入風(fēng)險比較大;另一方面是增加儲蓄以降低未來的就業(yè)風(fēng)險,當(dāng)東道國就業(yè)條件惡化時可以返回母國就業(yè)[38]。顯然,在中國特殊的“二元”社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下,農(nóng)民工與國際上暫時性移民的儲蓄行為具有相似性。第二,農(nóng)民工在城市就業(yè)面臨高度不穩(wěn)定性,為了應(yīng)對抵抗風(fēng)險,他們更傾向于將工資儲蓄起來。農(nóng)民工外出就業(yè)機(jī)會面臨較高的不確定性,如2008年次貸危機(jī)、2020年爆發(fā)的新冠疫情以及節(jié)能減排減產(chǎn)的壓力,為了確?？諝赓|(zhì)量指數(shù)達(dá)標(biāo),每到冬季各地紛紛關(guān)閉一些污染較大的工廠或者安排輪休以減少排放,由此也造成了大量農(nóng)民工返鄉(xiāng)。為了應(yīng)對不確定的就業(yè),他們更傾向于將工資儲蓄起來,當(dāng)城市不再需要他們,他們可以帶著儲蓄回到家鄉(xiāng)。在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下,農(nóng)民工面臨著就業(yè)、收入和消費(fèi)“三重”不確定性,這使得農(nóng)民工將工資性收入視為一種暫時性收入[39],而根據(jù)弗里德曼的持久性收入消費(fèi)理論,消費(fèi)者主要根據(jù)持久性收入做出消費(fèi)決策,而暫時性收入對消費(fèi)的影響較小,換句話說暫時性收入對儲蓄的影響較大。綜上,在收入、消費(fèi)和就業(yè)等不確定性下,農(nóng)戶家庭工資性收入的邊際儲蓄傾向較高。隨著中國加速推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程,大量農(nóng)民外出就業(yè),家庭收入來源已經(jīng)發(fā)生結(jié)構(gòu)性變遷,到2017年農(nóng)戶家庭工資性收入首次超越經(jīng)營性收入成為農(nóng)戶收入的第一大來源,而工資性收入又在所有收入來源中具有最高的儲蓄傾向,這是農(nóng)村家庭儲蓄率持續(xù)上升的重要推動力,也是中國農(nóng)村家庭儲蓄高的原因之一。

三、結(jié)論和政策建議

本文基于行為生命周期理論,采用山西省1986—2017年農(nóng)村固定觀察點(diǎn)農(nóng)戶跟蹤觀察數(shù)據(jù),實(shí)證分析發(fā)現(xiàn),不同來源收入的邊際儲蓄傾向是不同的,即在微觀家庭儲蓄層面不同來源的收入是不能完全替代的。進(jìn)一步,從儲蓄傾向上看,工資性收入的儲蓄傾向最高,其次為家庭經(jīng)營收入,最后為轉(zhuǎn)移性收入。這在一定程度上可以解釋新世紀(jì)以來中國農(nóng)村居民家庭儲蓄率不斷上升的事實(shí)。因此,政府決策者在關(guān)注農(nóng)民收入變化以及制定擴(kuò)大內(nèi)需的政策時,應(yīng)該關(guān)注農(nóng)戶收入構(gòu)成和結(jié)構(gòu)的變化,以及由此對農(nóng)戶消費(fèi)儲蓄行為的影響。

改革開放以來,中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平取得了舉世矚目的成就,但結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)也是政府和學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn),在拉動經(jīng)濟(jì)增長的“三駕”馬車中,消費(fèi)明顯偏低也是眾所周知的,在新冠疫情沖擊和百年變局加速演進(jìn)的當(dāng)下,如何提振消費(fèi),暢通國內(nèi)大循環(huán),對于中國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展尤為重要。經(jīng)濟(jì)行為背后的心理因素是制定有效的宏觀經(jīng)濟(jì)政策的基礎(chǔ),這恰是傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)分析中所忽視的,行為經(jīng)濟(jì)學(xué)將心理因素引入經(jīng)濟(jì)分析,對于深刻理解轉(zhuǎn)型中的農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為有重要價值。從生命周期假說到行為生命周期假說再到實(shí)證分析結(jié)果,本文引申的政策建議有2個方面。

第一,在研究不同來源收入對農(nóng)戶家庭儲蓄行為的研究中,本文發(fā)現(xiàn)占農(nóng)戶家庭收入第一大來源的工資性收入具有最高的儲蓄傾向,這與農(nóng)民工面臨的收入、消費(fèi)和就業(yè)三重不確定有關(guān),城鄉(xiāng)“二元”社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是導(dǎo)致農(nóng)民工面臨多重不確定的制度障礙。因此,加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化,大力推動城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)供給向常住人口全覆蓋是新型城鎮(zhèn)化的首要任務(wù)。當(dāng)前農(nóng)民工面臨著多重不確定,嚴(yán)重抑制了農(nóng)民工的消費(fèi);基本公共服務(wù)供給向農(nóng)民工延伸和覆蓋,推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化,促進(jìn)農(nóng)民工市民化,有助于增進(jìn)他們的歸屬感和幸福感,降低他們在城市生產(chǎn)生活面臨的不確定性和風(fēng)險,不僅有助于穩(wěn)定預(yù)期提振消費(fèi)和暢通國內(nèi)大循環(huán),而且還是破解城鄉(xiāng)二元發(fā)展結(jié)構(gòu)的必然選擇。

第二,行為生命周期理論和實(shí)證發(fā)現(xiàn),不同來源的收入和結(jié)構(gòu)變化會通過心理因素對農(nóng)戶消費(fèi)儲蓄行為產(chǎn)生不同的影響,這意味著政府可以根據(jù)不同收入政策和補(bǔ)貼政策的特點(diǎn),甚至可以通過收入、補(bǔ)貼政策的名稱、支付頻率和支付方式等特征進(jìn)行刺激消費(fèi)的宏觀調(diào)控,從而達(dá)到事半功倍的調(diào)控效果。工資性收入已成為家庭收入的第一大來源,并且工資性收入的儲蓄傾向是家庭經(jīng)營收入的2倍還多,因此刺激消費(fèi)要抓住主要矛盾——降低工資性收入的儲蓄傾向。結(jié)合心理賬戶的特征,降低農(nóng)民工工資性收入的儲蓄傾向,可以考慮以下2個方面措施:一方面,將農(nóng)民工工資發(fā)放周期從一個月降至半個月,增加工資收入的支付頻率可以刺激消費(fèi);另一方面,增加農(nóng)民工失業(yè)保險,降低農(nóng)民工的失業(yè)風(fēng)險,解決后顧之憂,有助于降低農(nóng)民工工資收入的儲蓄傾向,從而提高消費(fèi)傾向,最終達(dá)到刺激消費(fèi)的作用。