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蓄率。在20世紀(jì)80年代，中國儲蓄占GDP的比重為35%，到90年代超過40%，進入新世紀(jì)的2000年達到了63.30%，之后有所回落，但到2017年仍然高達53.62%(歷年中國統(tǒng)計年鑒)。關(guān)于中國高儲蓄率的原因，現(xiàn)有文獻主要從儲蓄習(xí)慣、生命周期、預(yù)防性儲蓄、競爭性儲蓄以及持續(xù)上升的房價等方面進行考察，這些研究文獻雖為我們理解中國高儲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)濟的進一步發(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，它可能是中國高儲蓄率和經(jīng)濟高速增長的一個結(jié)構(gòu)性因素[1]。20世紀(jì)80年代以來，城市開始實施經(jīng)濟改革，勞動需求大增，隨著戶籍制度管制放松，大量農(nóng)村剩余勞動力進城務(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)查報告》，2018年中國農(nóng)民工人數(shù)達到了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，這一比例會更高，可能會翻倍。因此，忽視城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)問題探討中國居民儲蓄行為缺乏客觀性和真實性。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，形成了獨特的“候鳥式”遷徙，而事實上，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，其家庭消費儲蓄決策行為存在顯著差異。

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

本文通過構(gòu)建暫時性遷徙對儲蓄行為影響的理論模型，采用山西農(nóng)村固定觀察點農(nóng)戶跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析農(nóng)村勞動力暫時性轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄行為的影響，并對結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。

與現(xiàn)有文獻相比，本文的邊際貢獻如下：第一，現(xiàn)有文獻多是基于收入和就業(yè)狀態(tài)來分析移民遷徙(流動勞動力)的融合程度，而本文通過分析勞動力轉(zhuǎn)移家庭與農(nóng)村家庭在儲蓄行為方面的差異來分析城鄉(xiāng)“二元”融合狀態(tài)，比較分析儲蓄率差異是由于“二元”社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)引起的，還是由于個體的儲蓄偏好使然。第二，構(gòu)建了基于二元結(jié)構(gòu)勞動力轉(zhuǎn)移和家庭儲蓄行為的理論模型，探討了二元結(jié)構(gòu)下勞動力暫時性轉(zhuǎn)移對家庭儲蓄率的影響，并進行了實證分析。第三，現(xiàn)有文獻在考慮流動勞動力返鄉(xiāng)意愿時，主要考慮了流動勞動力本身的“主觀”返鄉(xiāng)計劃，但實際上有沒有返鄉(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，暫時性與永久性轉(zhuǎn)移很大程度上不是取決于流動勞動力本身，而更多地取決于遷入地的戶籍制度限制，以及社會公共服務(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性轉(zhuǎn)移對儲蓄行為的影響。

二、文獻綜述

(一)經(jīng)典消費儲蓄理論

中國高儲蓄率問題一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點，尤其是次貸危機以來，全球經(jīng)濟復(fù)蘇疲軟，以投資和出口為導(dǎo)向的經(jīng)濟增長方式面臨越來越多挑戰(zhàn)，中國經(jīng)濟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，但居民家庭高儲蓄率制約了內(nèi)需擴大。近年來，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用是政府經(jīng)濟調(diào)控的重點，但收效不及預(yù)期。對于中國居民家庭高儲蓄率的原因，主要有傳統(tǒng)均衡消費儲蓄理論和非均衡理論。傳統(tǒng)均衡理論主要有絕對收入、相對收入、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)典消費儲蓄理論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[4]。非均衡理論主要包括預(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。上述研究假說也常用于解釋中國居民的高儲蓄率問題。但無論是經(jīng)典的消費儲蓄均衡理論，還是基于發(fā)展中國家特殊國情的非均衡理論，均無法對21世紀(jì)以來中國居民持續(xù)上升的家庭儲蓄率做出合理的闡釋。中國居民家庭高儲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)村居民家庭儲蓄率高的結(jié)構(gòu)因素[1]。

(二)國際移民的儲蓄行為

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

(三)二元結(jié)構(gòu)下勞動力轉(zhuǎn)移與儲蓄行為

中國是一個典型的城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)，改革開放以來，農(nóng)業(yè)剩余勞動力不斷轉(zhuǎn)移，為中國經(jīng)濟增長提供了持續(xù)的“人口紅利”，但“二元”經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下的現(xiàn)實問題也進一步顯現(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)化進程不匹配，剩余勞動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，隨著中國加速推進城鎮(zhèn)化進程，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移加速，學(xué)術(shù)界開始關(guān)注城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下勞動力轉(zhuǎn)移與家庭儲蓄行為的關(guān)系。在劉易斯的“二元”經(jīng)濟模型中，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。樊綱、呂焱、張勛和馮明等基于“二元”經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，分析了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與家庭儲蓄率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)勞動力轉(zhuǎn)移是家庭儲蓄率高的主要原因[10-12]?，F(xiàn)有文獻雖然從理論上解釋了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對儲蓄率的正向影響，但并沒有解釋背后的原因以及影響機制，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，以至于實證分析結(jié)論缺乏一致性。劉生龍等基于省級數(shù)據(jù)的實證分析發(fā)現(xiàn)新生代農(nóng)民工對儲蓄率的影響為負[13]，謝勇、沈坤榮利用CGSS2006的數(shù)據(jù)實證分析也發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)會顯著降低農(nóng)村居民儲蓄率[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)村勞動力轉(zhuǎn)移為何會提高家庭儲蓄動機？主要有以下三個方面的原因：第一，源于勞動力轉(zhuǎn)移動機導(dǎo)致的儲蓄偏好差異，尤其是暫時性和永久性遷徙差異。Sinning的實證研究也發(fā)現(xiàn)相同的結(jié)論，即暫時性遷徙的移民家庭儲蓄率要高于永久性遷徙家庭，回國計劃會顯著改變移民在東道國的消費儲蓄行為[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蓄率，這與國際上暫時性移民的儲蓄行為一致。城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)導(dǎo)致暫時性遷徙，暫時性遷徙容易導(dǎo)致流動勞動力在價值觀和消費偏好上長期保持與本地城鎮(zhèn)居民之間的差異，促使流動勞動力將其暫時性收入中更多用于儲蓄。 第二，勞動力轉(zhuǎn)移家庭與城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村家庭的儲蓄模式和財富持有狀態(tài)的差異可能是由其潛在的收入以及面臨的社會經(jīng)濟環(huán)境等差異引起的，尤其是獲取社會福利方面的差異，如流動勞動力與本地居民在獲取本地教育、醫(yī)療和社保等社會福利方面的差異。勞動力轉(zhuǎn)移家庭可能存在更強的預(yù)防性儲蓄行為，流動勞動力即使在城鎮(zhèn)就業(yè)，也無法享受城市居民在教育、醫(yī)療、社保、就業(yè)等方面的社會福利，這種歧視導(dǎo)致流動勞動力的預(yù)防儲蓄動機增加。第三，勞動力轉(zhuǎn)移家庭與農(nóng)村家庭在養(yǎng)老安排方面存在差異，如果流動勞動力期望老了，他們的后代能夠贍養(yǎng)他們，那他們會將更多的收入用于培養(yǎng)他們的孩子，而不是為養(yǎng)老而儲蓄。

綜上，學(xué)術(shù)界已經(jīng)意識到城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)對勞動力轉(zhuǎn)移及其家庭儲蓄行為的影響，但農(nóng)村勞動力暫時與永久性轉(zhuǎn)移對家庭儲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)、回遷意愿與儲蓄率的學(xué)者，其以轉(zhuǎn)移勞動力“短期有無返鄉(xiāng)計劃”(二值變量)作為回遷意愿的代理變量探討對儲蓄率的影響[16]。但二值變量無法描述返鄉(xiāng)可能性對儲蓄率的異質(zhì)性影響。此外，農(nóng)民工對短期有無返鄉(xiāng)計劃的回答主觀性較大，且容易隨時間變化。根據(jù)經(jīng)典的推拉理論，農(nóng)村勞動力轉(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)化進程看，城市通過戶籍等制度性障礙將轉(zhuǎn)移勞動力(農(nóng)民工)排除在城市社會保障和福利體制之外是導(dǎo)致轉(zhuǎn)移勞動力“候鳥式”遷徙的主要原因，勞動力是否暫時性或永久性轉(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，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)個體選擇

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

U(c1，c2)=u(c1)+δu(c2)

(4)

其中，c1、c2分別表示個體在第1期和第2期的消費水平，δ為時間貼現(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。

個體消費選擇的約束條件：

(5)

(6)

個體預(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)儲蓄率與返鄉(xiāng)概率之間的關(guān)系：

(9)

四、計量模型與實證分析

(一)計量模型設(shè)置與估計方法

根據(jù)理論分析結(jié)論，同時考慮個體的一些經(jīng)濟行為可能受過去行為的影響，其中消費、儲蓄等行為具有一定的慣性，即過去的儲蓄習(xí)慣可能會影響到當(dāng)期的儲蓄行為，為了控制儲蓄習(xí)慣對儲蓄行為的影響，我們在模型的控制變量中還加入了儲蓄率的一階滯后項，由此式(10)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型變成了動態(tài)面板模型式(11)。

本文將計量模型設(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期的家庭人均儲蓄率；pit為轉(zhuǎn)移勞動力的返鄉(xiāng)計劃或可能性；X為影響農(nóng)戶家庭儲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)戶家庭個體效應(yīng)，Tt為時間效應(yīng)，εit為隨機干擾項。本文關(guān)注的系數(shù)β，預(yù)期符號為正。

對于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，本文采用廣泛用于動態(tài)數(shù)據(jù)模型的廣義矩估計(GMM)方法進行估計。廣義矩估計可分為差分廣義矩和系統(tǒng)廣義矩估計方法，但差分廣義矩估計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(SYS-GMM)比差分廣義矩估計方法有更好的估計性質(zhì)[17]，他們將差分GMM和水平GMM結(jié)合作為一個系統(tǒng)進行估計，該方法也被學(xué)術(shù)界廣泛應(yīng)用于估計動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，SYS-GMM估計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)估計不一致和有偏問題。因此，本文主要采用系統(tǒng)廣義矩估計方法。考慮到結(jié)果的穩(wěn)健性，也采用其他方法估計作為對比和參考。

(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個村，每個村100戶，年均1 000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)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。

2.變量選擇與描述性統(tǒng)計分析

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

轉(zhuǎn)移勞動力返鄉(xiāng)計劃或返鄉(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)移勞動力返鄉(xiāng)計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城市的“過客”，尤其是在北上廣深等一線城市和省會城市。因此，本文采用轉(zhuǎn)移勞動力外出工作地點來客觀衡量其返鄉(xiāng)的可能性。借鑒劉彬彬等勞動力流動就業(yè)地點的劃分方法[21]，本文將勞動力轉(zhuǎn)移地點劃分為“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及以上勞動力外出就業(yè)地點不同的情況，我們刪除了這部分樣本。。考慮到行政區(qū)劃邊界以及城鎮(zhèn)吸引力的差異，轉(zhuǎn)移勞動力從村外縣內(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。如省會城市對于轉(zhuǎn)移勞動力而言，具有較多的就業(yè)機會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)移到省會城市，但客觀上農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力要在省會城市站穩(wěn)腳跟，實現(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)對轉(zhuǎn)移勞動力就業(yè)和提高收入可能存在吸引力，但要讓其實現(xiàn)舉家遷徙、永久性轉(zhuǎn)移的可能性更低，因為一方面跨省行政區(qū)劃邊界不易打破，另一方面省外農(nóng)村和城鎮(zhèn)的社會福利對于轉(zhuǎn)移勞動力永久性轉(zhuǎn)移而言缺乏足夠的吸引力。之所以選擇轉(zhuǎn)移勞動力外出就業(yè)地點作為返鄉(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)移勞動力返鄉(xiāng)計劃的調(diào)查，即使有該指標(biāo)也僅涉及轉(zhuǎn)移勞動力短期的主觀意愿，并且這種意愿隨時間變化，主觀性較強，無法全面客觀反映轉(zhuǎn)移勞動力面臨的“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，可能面對大城市的繁華，暫時沒有返鄉(xiāng)計劃或意愿，但從中國目前現(xiàn)實看，主觀上即使沒有返鄉(xiāng)計劃或意愿，而客觀上，隨著年齡的增長，其返鄉(xiāng)或回到所在小城鎮(zhèn)只是時間問題。相反，那些轉(zhuǎn)移到附近小城鎮(zhèn)的農(nóng)民工實現(xiàn)永久性轉(zhuǎn)移的可能較大。因此，本文以轉(zhuǎn)移勞動力外出從業(yè)地點這一客觀指標(biāo)作為返鄉(xiāng)計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婕彝タ倓趧恿?。?，F(xiàn)有研究表明中國居民存在明顯的預(yù)防性儲蓄動機[22]，因此，本文在回歸模型控制了保險，用家庭實際人均保險支出作為代理變量。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，為教育儲蓄可能是家庭儲蓄的重要動機之一，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，以及時間和個體效應(yīng)，考慮到時間虛擬變量需要消耗更多的自由度，且儲蓄率可能存在時間趨勢，因此在模型加入了時間趨勢項。變量定義及描述性統(tǒng)計分析詳見表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計分析

圖1 家庭儲蓄率與外出從業(yè)地點的關(guān)系圖

從家庭儲蓄與外出從業(yè)地點的關(guān)系看(見圖1)，在山西省2003—2017年觀察期，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到村外縣內(nèi)就業(yè)的家庭儲蓄率為39.89%，轉(zhuǎn)移到縣外省內(nèi)就業(yè)的儲蓄率為41.28%，轉(zhuǎn)移到省外境內(nèi)就業(yè)的儲蓄率為43.33%，轉(zhuǎn)移到省城就業(yè)的儲蓄率為43.44%?？梢?，勞動力轉(zhuǎn)移地點與家庭儲蓄率正相關(guān)，原因是：在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，省城和省外對于農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力實現(xiàn)永久性轉(zhuǎn)移的可能性較小，隨著轉(zhuǎn)移勞動力年齡的增加，在一定程度上返鄉(xiāng)是必然的，而對于縣內(nèi)或縣外省內(nèi)的轉(zhuǎn)移勞動力，在中國政府加大推進城鎮(zhèn)化進程中，尤其是小城鎮(zhèn)，轉(zhuǎn)移勞動力在小城鎮(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)計結(jié)果看，返鄉(xiāng)計劃或可能性對于農(nóng)戶家庭的長期儲蓄行為有顯著影響。當(dāng)然，家庭儲蓄率的影響還受到很多因素的影響，更準(zhǔn)確的估計兩者間的關(guān)系還依賴于嚴(yán)謹?shù)挠嬃磕Ｐ?。接下來，我們將對返鄉(xiāng)可能性與家庭儲蓄率進行更為嚴(yán)謹?shù)挠嬃糠治觥?/p>

(三)實證分析與結(jié)果

面板數(shù)據(jù)回歸一般有隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)，經(jīng)過Hausman檢驗，P值小于0.01，因此模型估計適合采用固定效應(yīng)估計。為了觀察核心解釋變量與控制變量對家庭儲蓄率的影響，采用逐步添加變量進行實證分析，以考察實證分析結(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)移勞動力返鄉(xiāng)可能性越高，則家庭儲蓄率越高，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時，為了解決模型本身可能存在的內(nèi)生性問題，采用SYS-GMM進行回歸估計。SYS-GMM估計有效的前提是“擾動項不存在二階自相關(guān)”和“所有工具變量均有效”，從表3的檢驗看，擾動項AR(1)的P值小于0.01，表明隨機擾動項存在一階自相關(guān)，但AR(2)的P值為0.73，表明擾動項不存在二階自相關(guān)。Hansen檢驗的假設(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估計的結(jié)果一致且有效。

表2 靜態(tài)面板估計結(jié)果

表3模型1為動態(tài)面板隨機效應(yīng)估計，模型2為動態(tài)面板固定效應(yīng)估計，模型3為系統(tǒng)廣義矩估計。從3模型3估計結(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，儲蓄率也隨之上升，這符合凱恩斯消費儲蓄理論的預(yù)測。但農(nóng)戶家庭儲蓄率的一階滯后項的系數(shù)為負，且不顯著，表明農(nóng)戶的儲蓄行為沒有顯著的“慣性”。從家庭年齡與家庭儲蓄率的關(guān)系看，年齡變量的系數(shù)顯著為正，年齡平方的系數(shù)為負且顯著，這與持久收入-生命周期理論預(yù)測一致。從儲蓄率與撫養(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動機較強，另一方面也表明“可憐天下父母心”，尤其是在中國，父母為孩子儲蓄是相當(dāng)普遍的現(xiàn)象。受教育程度與儲蓄率顯著負相關(guān)，即受教育程度提高1年，家庭儲蓄率下降1.64個百分點，這是因為受教育年限越長，其工作機會越多，收入越穩(wěn)定，可能會降低預(yù)防性儲蓄動機。家庭16歲以上學(xué)生人數(shù)與儲蓄率負相關(guān)，但不顯著。健康狀態(tài)與儲蓄率負相關(guān)，但不顯著。保險與儲蓄率顯著負相關(guān)，因此，繼續(xù)完善農(nóng)村社會保障體系，加大對農(nóng)村居民的社會保障的轉(zhuǎn)移支付力度，讓更多農(nóng)民享受更多的社會保障，有助于降低居民的預(yù)防性儲蓄動機，解決農(nóng)民“病有所醫(yī)”、“老有所養(yǎng)”有助于刺激消費，擴大內(nèi)需。時間趨勢變量的系數(shù)為負，且顯著，表明隨著時間的推移，農(nóng)戶家庭的儲蓄率呈下降趨勢。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，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)戶家庭的儲蓄率較其他情況的農(nóng)戶儲蓄率要低，其他家庭特征變量的系數(shù)均不顯著。

表3 動態(tài)面板估計結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

考慮到轉(zhuǎn)移勞動力的農(nóng)戶樣本可能存在自我選擇問題，為了進一步檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，本文使用傾向匹配估計(PSM)方法對式(11)進行穩(wěn)健性檢驗。將勞動力返鄉(xiāng)看作是一次“準(zhǔn)自然實驗”，分別將勞動力轉(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蓄率之間的差異。在進行PSM估計之前，先要進行匹配得分估計，采用與式(11)一致的控制變量作為匹配估計的協(xié)變量，采用主流的Logit回歸得到匹配得分；然后采用一對一有放回近鄰匹配。從估計結(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，即勞動力轉(zhuǎn)移到“村外縣內(nèi)”的農(nóng)戶家庭儲蓄率較具有相似特征的家庭儲蓄率高3.29%?！翱h外省內(nèi)”的參與者處理效應(yīng)(ATT)為4.92，且顯著，即勞動力轉(zhuǎn)移到“縣外省內(nèi)”的農(nóng)戶家庭儲蓄率較具有相似特征的家庭儲蓄率高4.92%。盡管“省城”的參與者處理效應(yīng)(ATT)為負，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，即勞動力轉(zhuǎn)移到“縣外省內(nèi)”的農(nóng)戶家庭儲蓄率較具有相似特征的家庭儲蓄率高7.37%?？傮w上，從勞動力流動到“村外縣內(nèi)”、“縣外省內(nèi)”，再到“省城”和“省外境內(nèi)”對家庭儲蓄率的影響看，轉(zhuǎn)移勞動力返鄉(xiāng)可能性越高，其家庭儲蓄率越高。這與前文理論模型預(yù)測一致，進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)移勞動力兩期世代交疊模型，從理論上分析了勞動力暫時性轉(zhuǎn)移與家庭儲蓄行為的關(guān)系，探討了轉(zhuǎn)移勞動力返鄉(xiāng)可能性對家庭儲蓄率的影響，并采用2003—2017年山西農(nóng)村固定觀察點農(nóng)戶跟蹤調(diào)查樣本進行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，無論是采用靜態(tài)面板、動態(tài)面板，還是采用解決內(nèi)生性的SYS-GMM估計，均得出了勞動力暫時性轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶家庭儲蓄率有顯著正向影響，即轉(zhuǎn)移勞動力返鄉(xiāng)可能性越高，其儲蓄率也越高。這一結(jié)論經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗仍然成立。第二，在城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，暫時性勞動力流動是導(dǎo)致農(nóng)戶家庭儲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)村家庭儲蓄率不斷上升的結(jié)構(gòu)性因素。第三，從轉(zhuǎn)移勞動力與家庭儲蓄率的正相關(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，推動戶籍人口的城鎮(zhèn)化，讓更多的轉(zhuǎn)移勞動力舉家遷徙，實現(xiàn)市民化有利于擴大內(nèi)需，否則以常住人口計算的城鎮(zhèn)化對于擴大內(nèi)需沒有實質(zhì)性影響，在一定程度上反而抑制了消費。第二，轉(zhuǎn)移勞動力返鄉(xiāng)計劃和可能性不僅取決于轉(zhuǎn)移勞動力對于未來計劃和預(yù)期，實際上更取決于城鎮(zhèn)對轉(zhuǎn)移勞動力的接納程度，尤其是城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)的供給能力，能否給予轉(zhuǎn)移勞動力公平的市民化待遇對于擴大內(nèi)需具有重要意義。第三，從儲蓄角度看，目前城鄉(xiāng)“二元”結(jié)構(gòu)下，暫時性轉(zhuǎn)移的勞動力要真正融入城市任重而道遠。越是大城市對農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力吸引力越大，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)防性儲蓄動機越高。