户籍制度背景下农民工与城市移民的储蓄率差异

毛盛志 温兴祥 陈 杰

(1．西南财经大学 经济与管理研究院，四川 成都 611130；2．南京财经大学 经济学院，江苏 南京 210023)

一、引言

在过去的十多年里，我国城镇化快速发展，城镇人口占总人口的比重不断提升。就常住人口城镇化而言，其中很大一部分是通过农村居民向城镇地区的迁移而实现的。2016年，我国的常住人口城镇化率为57.35%，但如果按照户籍地的标准，城镇化率会降低16个百分点。常住人口城镇化率和户籍人口城镇化率的差距基本上就是农民工对城镇化率提高的贡献[1]。2014年，《国家新型城镇化规划(2014—2020年)》(以下简称《规划》)正式出台，提出了2020年我国常住人口城镇化率达到60%左右、户籍人口城镇化率达到45%左右的目标。《规划》提出后，户籍制度改革的推进却异常缓慢，大多数农民工仍然难以获得就业所在地的城市户口，从而难以实现户籍身份的转换成为城市永久移民[2]。在现行户籍制度下，我国城镇劳动力市场上的农民工具有短期迁移的特征，他们的乡城迁移将以回流农村而结束。就整个生命周期而言，农民工的乡城流动属于短期迁移。

农民工的乡城迁移之所以是短期的，是因为现行户籍制度对农民工在城市永久居住产生约束：第一，经济上的劣势。迁移到城市地区的农民工的人力资本水平较低，同时城镇劳动力市场被户籍割裂，使得农民工在就业和收入方面相对于城市居民处于劣势。虽然都在城镇劳动力市场上，农民工与城镇职工在职业选择和收入上却存在显著的分割现象：农民工的就业大多数集中在建筑业，制造业，批发和零售业，交通运输、住宿和餐饮业、居民服务、修理和其他服务业等[3]①；同时，农民工的工资收入显著低于城镇职工[4][5]。第二，社会保障的不健全。我国的社会保障制度与户籍挂钩，不同户籍身份者所享有的社会保障水平差异较大。由于拥有较低的人力资本水平，农民工大多难以跨越户籍转换的门槛从而获得就业所在地的城市户口，农民工群体只能参加针对农村地区的社会保险和城市地区较低保障水平的保险，无法享有和城镇居民一样健全的涵盖医疗、养老、住房等多方面的较高水平的社会保障福利[6]。

经济上的劣势和社会保障的不健全使得大多数农民工难以在城市永久居住，他们一般在40岁之后就会逐渐退出城镇劳动力市场[1]。以往对农民工的研究较少关注到他们的储蓄行为，但农民工群体的储蓄问题在当下的城镇化背景下具有重要的现实意义。一方面，农民工的储蓄行为反映他们在城市的经济社会融合程度。相关经济学文献把收入和就业视为移民经济融合的指标，实际上私人储蓄也可以被视为反映移民融合的重要指标，移民在迁入地较高的消费和投资倾向是较高经济社会融合度的一种信号[7]。另一方面，农民工的储蓄行为在城镇化带动消费的过程中具有重要的作用。2014年出台的《规划》使得城镇化成为保持经济持续健康发展的强大引擎，表现之一为城镇化对国内消费需求的促进作用。除了城镇化带动的投资需求，居民消费需求的扩大也是城镇化带动内需的重要部分。作为城镇劳动力市场上的重要组成部分，农民工已经占到了城镇劳动力总量的40%[1]。因此，研究农民工的储蓄行为，有助于了解新型城镇化背景下如何促进农民工的消费。于是，我们关注作为短期移民的农民工的储蓄率和实现了户籍身份转换成为城市居民的永久移民有何差异？这种差异的来源是什么？如果短期迁移使得农民工倾向于增加储蓄而减少消费，那么这势必会削弱农民工在城镇化带动消费增长进程中起到的作用，同时不利于农村移民在城市中的融合。

本文首先从理论上基于异质性主体的三期世代交叠模型，刻画了短期移民和永久移民的储蓄率差异，然后采用再中心化影响函数(re-centered influence function，RIF)回归分解以及中国家庭收入调查项目(China household income project，CHIP)2013年数据，考察造成农民工与永久移民储蓄率差异的具体因素。本文将考察的重点放在户籍差异对储蓄行为的影响上，为了增加研究对象的可比性，将来自外来务工住户调查的农民工和城镇住户调查的农转非永久移民作为研究对象。作为短期移民的农民工和实现户籍身份转换成为城市居民的永久移民拥有相同的农业户口经历，两者在和储蓄行为相关的许多方面具有相似性。总分解结果表明，在所有的分位点上，特征差异(要素效应)起到缩小农民工与永久移民储蓄率差异的作用；而特征效应(结构效应)则会扩大两者储蓄率的差异。RIF回归分解的优点在于能够将要素效应和结构效应进一步分解到各个可观测特征上，分解结果表明，农民工与永久移民家庭户主的人力资本特征差异增加了两者储蓄率的差距，收入差异则会缩小两者储蓄率的差距。家庭成员的社会保障覆盖比例和家庭人口结构，在相应的分位点上分别起到扩大和缩小农民工与永久移民储蓄率差异的作用。

本文的创新在于：第一，以往对农民工的研究忽视了农民工的短期迁移这一重要特征对农民工家庭储蓄行为的影响。谭静等运用2012年北上广流动人口监测数据考察了农民工的回迁意愿对其储蓄率的影响[8]，本文的不同在于直接利用户籍身份的差异定义迁移性质。本文按照户口类型，将未获得城市户口的农民工视为短期移民，将成功转换户籍的农村移民视为永久移民，通过构建OLG模型来刻画两者的储蓄率差异，然后运用微观数据将两者的储蓄率差异分解到一系列可观测特征上。第二，本文为新型城镇化进程中的户籍制度改革提供了经验证据。新型城镇化新在“以人为本”，通过推进户籍制度改革，让更多的农民工在就业所在地的城市落户，实现公共服务均等化。在现行的户籍制度安排下，农民工难以实现户籍身份的转换成为城市的永久移民。如果农民工因户籍身份差异造成短期迁移而拥有较高的储率率，即相应较低的消费倾向，那么这会减弱农民工在城镇化过程中促进消费的作用。深化户籍制度改革的重要意义在于实现公共服务的均等化，从而减少农民工乡城迁移的短期性。因此，研究短期迁移对农民工储蓄行为的影响对于新型城镇化下继续推进户籍制度改革具有重要的现实意义。

下文安排如下：第二部分为文献综述；第三部分为理论模型；第四部分介绍数据与变量；第五部分报告实证结果；第六部分总结全文。

二、文献综述

国内关于农民工的现有研究文献，较少涉及上述短期迁移行为，国外的短期迁移研究对本文考察短期迁移对农民工储蓄行为的影响具有借鉴意义。Galor和Stark从理论上分析了移民的储蓄问题，他们设定了基本的世代交叠模型，每一代都由移民和本地居民组成，且都存活两期。移民和本地居民的唯一区别在于移民在第二期拥有外生为正的回迁概率，而本地居民的迁移概率为零。由于移民回迁后的工资低于在迁移地的工资，在效用最大化的决策下，第二期为正的回迁概率使得移民在第一期将更多的收入用于储蓄而不是消费。比较静态分析结果表明，回迁的概率越大，第一期的储蓄率越高。Galor和Stark的模型假定了外生的回迁概率，这比较适用于短期派遣的合同工[9]。在现实生活中，回迁的决策往往也是移民内生决策的结果。Dustmann构建了一个将回迁决策内生化的生命周期模型，其中，移民需要同时做出回迁和消费决策，移民的储蓄率高于还是低于本地居民取决于迁入地和迁出地劳动力市场的风险[10]。

随着包含短期迁移信息的微观数据增多，研究者们开始逐渐对移民的短期迁移和储蓄行为进行实证分析。关于欧洲的实证研究较为丰富，这些实证研究大多发现短期迁移会增加迁移者的储蓄倾向。德国作为经济状况较好的欧盟成员国，一直吸引着移民的进入。Bauer 和 Sinning使用德国社会经济追踪调查1992～2004年的数据，发现移民和德国本地人在储蓄率上存在显著的差异。如果把汇款也作为储蓄的一部分，具有回迁意向的移民比具有相同特征的本地人储蓄更多；进一步运用分解方法考察短期移民和永久移民的储蓄率差异，他们发现两者储蓄率差异的70%都可以由可观测特征解释[7]。与欧洲大陆隔海相望的英国也是许多移民争相进入的国家，De Arcangelis 和 Joxhe使用英国家庭追踪调查1991～2008年的数据考察了移民的储蓄行为，他们的实证模型同时考虑了移民的储蓄和汇款行为且将它们都视为个体的选择，双变量概率模型的估计结果表明，短期移民比永久移民多储蓄26%[11]。

在农民工的迁移特征方面，一般认为农民工具有高度流动性，这部分是由户籍制度引起的劳动力市场分割造成的。白南生和李靖对北京农民工的抽样调查数据分析发现，农民工的就业稳定性较低，66%的农民工进城后都经历了就业流动，农民工在调查时点所从事工作的平均年限仅为3.4年[12]。张春泥运用事件史模型同时分析了农民工与城镇职工的工作流动性，他认为户籍歧视是造成农民工就业流动性高的主要原因[13]。关于农民工储蓄问题的研究较少，谭静等运用2012年北上广流动人口监测数据考察了农民工的回迁意愿对其储蓄率的影响，发现具有较高回迁意愿的农民工具有较高的储蓄率[8]。本文直接利用户籍身份的差异来定义迁移性质：未获得城市户口的农民工可以被视为短期迁移者，在调查时点已实现户籍身份转换的城镇居民可以被视为永久移民。基于此，本文可以实证考察农民工与永久移民的储蓄率差异及其可观测特征原因。

在中国的改革开放过程中，一部分农村居民通过教育、工作等的个人努力实现了户籍身份的转换，成为城市的永久移民。邓曲恒和古斯塔夫森使用CHIP2002年数据，发现永久移民约占城市居民总量的20%[14]。相较于农村居民，永久移民的经济状况得到了很大的改善。林易考察了农转非永久移民的职位晋升情况[15]，谢桂华考察了农转非永久移民的社会经济地位情况[16]。这些对永久移民的研究，大多考察永久移民在城镇劳动力市场上的收入和就业状况，并未涉及储蓄行为，其实私人储蓄也是反映移民融合的重要指标，移民在迁入地较高的消费和投资倾向是较高经济社会融合的一种信号[7]。农村移民是否能够实现户籍身份的转换成为城市中的永久移民，从而增加在城市的消费，关系到城镇化的进一步推进。

农民工作为我国城镇劳动力市场的重要组成部分，本应可以在城镇化带动消费的过程中起到重要的作用。但如果在现行的户籍制度下，短期迁移的农民工具有较高的储蓄率，那么他们对城镇化带动消费的作用将受到阻碍。本文以由户籍制度引起的短期迁移为视角，考察农民工的储蓄行为，具体为考察农民工与农村进城永久移民的储蓄率差异及其可观测特征原因，以期为新型城镇化进程中深化户籍制度改革提供经验证据上的支持。

三、理论模型

(一)模型设定

基于Coeurdacier等的研究，本文通过构建一个基于异质性主体的三期世代交叠(over lapping generation，OLG)模型，刻画不同户籍状态的农村移民(包括未能实现户籍身份转换从而作为短期移民的农民工和实现了户籍身份转换并拥有城市户口的长期移民)的储蓄率差异[17]。本文的三期OLG模型包括青年时期(y)、中年时期(m)和老年时期(o)，农村移民一生的效用函数为：

U(Cy,Cm,Co)=logCy,t+βlogCm,t+1+β2logCo,t+2

(1)

式(1)中，Cy,t、Cm,t+1和Co,t+2分别表示青年、中年和老年时期的消费；参数β为未来效用的折现率，且0<β<1。

对于青年农村移民，为简化起见，假设其初始资产a0为0，且工资收入与其人力资本水平成正比，即wt=wht，其中w为每单位人力资本的工资率、ht为t时期的人力资本。为了刻画短期移民和长期移民之间的差异，引入人力资本h的异质性，即假定每位青年农村移民的初始人力资本为hy,t，记该变量的累积分布函数为G(h)，概率密度函数为g(h)，其中h∈[0,)。为了进入城市工作，青年农村移民需要支付一定的固定进入成本fe。给定每期一单位时间，青年农村移民选择投入时间τ∈[0,1]用于积累人力资本，剩余时间1-τ用于工作获取收入[18]。青年农村移民面临的预算约束与人力资本积累过程分别为：

Cy,t+ay,t+fe=wy.t(1-τt)

(2)

(3)

式(2)中的ay,t≥0代表青年农村移民的储蓄，wy,t代表其工资水平；式(3)中hm,t+1表示中年农村移民的人力资本水平，ξ>0代表人力资本积累的生产力，τt为用于积累人力资本的时间，α为人力资本积累中学习时间的份额，0<α<1表明学习时间投入对人力资本积累的边际贡献逐步递减，δ为人力资本的折旧率。

对于中年农村移民，假定其面临两种情况：第一，通过支付一定的固定成本fs，从而实现户籍身份的转换成为城市居民，即永久移民。这种情况下，中年农村移民面临的预算约束为：

Cm,t+1+am,t+1+fs=wm,t+1+Ray,t

(4)

式(4)中，R为外生给定的资本利率。成为城市居民之后，其在老年时期除了消费自己的储蓄am,t+1之外，还可以获得一笔作为城市居民的养老金。假定养老金为工资收入的一定比例φ，老年时期的预算约束为：

Co,t+1=Ram,t+1+φwm,t+1

(5)

第二，未能支付成为城市居民所需的固定成本，从而一直是短期移民。他们在城市劳动力市场中将获得一个存在户籍歧视的工资水平，并在老年时期返乡，且仅能以中年时期的储蓄用于养老，相应的其中年和老年时期的预算约束分别为：

Cm,t+1+am,t+1=ψwm,t+1+Ray,t

(6)

Co,t+2=Ram,t+1

(7)

基于上述设定，包括短期移民和永久移民在内的农村移民的效用最大化问题表示为：

(8)

s.t.Cy,t+ay,t+fe=wy,t(1-τt)

(9)

ay,t≥0

(10)

(11)

(12)

(13)

(二)求解分离均衡

对于永久移民，构建其拉格朗日函数，并求解一阶条件③，得其储蓄率为：

(14)

对于短期移民，同样构建并求解拉格朗日方程，得其储蓄率为：

(15)

给定人力资本的概率密度函数g(h)，可得两类农村移民群体按人力资本加权后的期望储蓄率关系：

(16)

命题1：相对于实现户籍身份转换成为城市居民的永久移民，最终将要返乡的短期移民的储蓄率更高。

四、数据与变量

(一)数据

本文所用数据来自中国家庭收入项目(CHIP)2013年调查。CHIP由北京师范大学中国收入分配研究院联合国内外专家共同完成，具体的调查过程由国家统计局城乡一体化常规住户调查办公室执行。CHIP调查收集的数据具有全国代表性，并且由于其包含丰富的收入支出信息，已经成为研究中国收入分配的重要数据库[19]。CHIP的问卷设计由城镇住户调查、外来务工住户调查和农村住户调查三个部分组成，每一部分均具有相应的数据代表性。由于拥有按照户籍类型和户籍所在地的问卷设计收集的数据信息，CHIP数据非常适合本文的研究。永久移民样本来自城镇住户调查，农民工样本来自外来务工住户调查。CHIP2013年的所有调查均来自同样的15个省份，根据申请得到的数据，CHIP2013年的原始城镇住户调查包含6674户19887个个体，外来务工住户调查包含726户2210个个体④。

(二)变量

1.短期迁移

如何鉴定短期迁移一直是短期迁移研究的难点，以往的研究使用主观的迁移意愿来区分短期移民和永久移民[7]。在我国的制度背景下，可以直接利用户籍身份的差异来定义迁移性质。在城镇地区就业的个体，持有农业户籍者可被视为处于短期迁移状态，而实现农转非户籍转换的城市居民可以被视为永久移民，所以本文删除城镇住户调查样本中在调查时点为居民户口的样本。本文对短期迁移变量的处理如下：在CHIP的城镇住户调查部分，仅保留户口性质是由农业户口转为非农户口的样本，他们即是永久移民，赋值为0；在CHIP的外来务工住户调查部分，保留农业户口样本，他们即是具有短期流动特征的农民工，赋值为1。

2.家庭储蓄率

CHIP2013年问卷的第二部分询问了受访户的收支情况，包括最近三年的住户可支配收入总额，以及最近一年的生活消费支出总额。本文将最近一年的可支配收入总额作为家庭收入变量，最近一年的生活消费支出总额作为家庭消费变量，以此构造家庭储蓄率变量。本文采用储蓄率的一般定义，构造家庭储蓄率变量，即(收入-消费)/收入。

3.影响家庭储蓄率的其他因素

除了上述核心变量，本文控制户主特征、家庭特征等影响储蓄率的因素。在户主特征方面，本文控制年龄、性别、民族、婚姻状况；就人力资本方面而言，本文控制教育年限和自评健康。在家庭特征方面，本文控制家庭规模、未成年子女比例、老年人比例、家庭成员医疗保险覆盖比例和养老保险覆盖比例以及家庭收入。同时，本文控制省份虚拟变量，排除地区间储蓄习惯、房价等方面的差异对估计结果造成的影响。

删除变量存在缺失的样本，最后本文用于实证分析的样本有2634个，其中农民工样本659个，永久移民样本1975个。

(三)储蓄率差异描述

图1 各分位点农民工与永久移民的储蓄率

图1为农民工与永久移民在各分位点上的储蓄率差异。在10分位点以下，农民工和永久移民的储蓄率曲线几乎完全重合。在70分位点附近，农民工与永久移民的储蓄率差距缩小，这可能是随机抽样的结果。另外，本文做了短期移民和永久移民储蓄率差异的单变量分位数回归，发现两者的储蓄率差异在大部分的分位点处均具有统计显著性。总体而言，农民工家庭的储蓄率高于永久移民，且从低分位点到高分位点，两者储蓄率的差距不断扩大。

五、实证结果

(一)储蓄率决定的无条件分位数回归

本文运用RIF回归分解的方法对作为短期移民的农民工和实现户籍身份转换的永久移民之间储蓄率的差异进行分解。RIF回归分解的基础是RIF无条件分位数回归，在报告分解结果之前，本文首先运用RIF无条件分位数回归分别估计农民工和永久移民在不同分位点的储蓄率决定因素[22]。限于篇幅，本文仅报告10、50和90分位点无条件分位数回归的估计结果，表1中奇数列为农民工的估计结果，偶数列为永久移民的估计结果。

表1 储蓄率决定因素的无条件分位数回归结果

注：标准误为bootstrap标准误(200次)；*** 、**与* 分别表示在1%、5%与10%的统计水平下显著。

本文将所考察的影响家庭储蓄率的可观测特征分为五组，分组报告回归结果。第一，户主人口学特征。在10分位点，农民工家庭户主的年龄与其家庭储蓄率呈现倒U型关系，即家庭储蓄率随着户主年龄的增大而提高，在一定年龄后，家庭储蓄率随着年龄的继续增大而逐渐下降。储蓄率50分位点的农民工和永久移民，以及90分位点的永久移民，也呈现这种倒U型特征，但均统计不显著。第二，户主人力资本特征。人力资本是农村移民成为永久移民或短期移民的重要因素，在储蓄率分解部分，人力资本的差异成为解释这两个群体储蓄率差异的可观测特征因素。在所考察的储蓄率各分位点上，户主的教育年限越长，他们所在家庭的储蓄率都更低，但仅在永久移民组具有统计显著性；除了10分位点和90分位点的农民工组，户主的自评健康状况越好，家庭储蓄率显著更高。第三，家庭社会保障特征。在50分位点，医疗保险和养老保险对永久移民家庭的储蓄率具有相反的显著影响。第四，家庭人口结构特征。除了50和90分位点的农民工组，家庭规模越大，农民工和永久移民家庭的储蓄率会显著更低。除了90分位点的永久移民组，未成年人比例越高，家庭储蓄率越低。在10和50分位点，老年人比例越大，农民工家庭储蓄率显著越高。第五，家庭收入。家庭收入对农民工和永久移民家庭储蓄率的影响较为一致，在所有储蓄率的分位点上，家庭收入越高，家庭储蓄率显著越高。总体而言，不同的可观测特征在不同的分位点、不同群体间对储蓄率的影响呈现异质性。下文将运用RIF回归分解的方法将这些可观测特征分解到对农民工和永久移民家庭储蓄率的影响上。

(二)RIF回归分解

本文采用Firp等提出的RIF回归分解方法对农民工与永久移民之间的储蓄率差异在各分位点上做总分解(aggregate decomposition)及构成分解(detailed decomposition)[20]。两种分解方式都可进一步分解为要素效应(composition effect)和结构效应(structure effect)，要素效应为农民工和永久移民在影响储蓄率的因素上的差异，结构效应为农民工和永久移民在影响储蓄率因素的系数上的差异。分位点τ处农民工t和永久移民p储蓄率的差异可表示为：

(17)

其中，qtτ和qpτ分别为农民工和永久移民在储蓄率τ分位点的储蓄率；βtτ和βpτ分别为农民工和永久移民在储蓄率τ分位点的RIF回归系数；Rτ为近似误差项。式(17)等式右边第一部分即为要素效应，第二部分为结构效应。

表2 RIF回归总分解结果

注：N=2634；圆括号内为标准误，***、**与*分别表示在1%、5%与10%的统计水平下显著。

表2为RIF回归总分解的估计结果。农民工和永久移民所对应的行分别为各自相应分位点的RIF值，差值行显示，农民工的储蓄率在所有分位点都高于永久移民。就本文报告的分位点而言，只有50和90分位点的农民工和永久移民的储蓄率差异在统计上显著，而在低分位点的差异较小，同时在75分位点附近差异也较小，这符合图1的结果。就总分解结果而言，在要素效应部分，除了90分位点的要素效应为正外，本文包含的影响储蓄率的因素在农民工和永久移民之间的差异有助于缩小两者的储蓄率差距，其中25分位点和50分位点在统计上显著；对于结构效应，影响储蓄率因素的系数估计值在农民工与永久移民间的差异在本文所考察的各分位点上都增加了两者储蓄率的差距，且仅在10分位点上统计不显著。

图2进一步报告了在储蓄率所有分位点上的要素效应和结构效应估计值。要素效应在几乎所有分位点上都为负，表明农民工与永久移民间的特征差异起到缩小两者储蓄率差异的作用。而结构效应在所有分位点都为正，说明特征系数的差异会扩大农民工与永久移民间的储蓄率差异。结构效应大于要素效应，所以农民工与永久移民的储蓄率差距主要是由特征系数的差异造成的。

图2 农民工与永久移民储蓄率差异的要素效应与结构效应

总分解只能提供所考察因素及其系数对解释农民工与永久移民储蓄率在各分位点差异的加总效应，本文继续将要素效应和结构效应分解到各储蓄率影响因素上。本文将影响储蓄率的因素分为五类，表3为RIF回归构成分解的估计结果。在要素效应方面，户主的人力资本特征显著扩大25～75分位点上农民工与永久移民的储蓄率差异。家庭社会保障覆盖比例显著扩大10分位点上农民工与永久移民的储蓄率差异，但显著缩小50分位点上两者储蓄率的差距。家庭人口结构显著缩小10分位点和50分位点上农民工与永久移民的储蓄率差异。在所有的分位点上，家庭收入都显著降低要素效应对农民工与永久移民储蓄率差异的解释。在结构效应方面，户主人口学特征在90分位点上显著降低农民工与永久移民户主人口学特征系数对两者储蓄率差异的解释，而家庭人口结构特征在50分位点上显著提高农民工与永久移民的家庭人口结构特征系数对两者储蓄率差异的解释。

表3 RIF回归构成分解结果

注：N=2634；***、**与*分别表示在1%、5%与10%的统计水平下显著。

鉴于要素效应构成分解结果的统计显著性，本文报告在所有分位点上户主人力资本、家庭社会保障、家庭人口结构和家庭收入因素对要素效应的贡献，并把它们绘制在图3中。在所有的分位点上，户主人力资本的差异会显著扩大农民工与永久移民的储蓄率差异，而农民工与永久移民家庭的收入差异起到缩小两者储蓄率差异的作用。由表1分位数回归结果可知，教育和健康状况对储蓄率呈现相反的影响：教育年限与储蓄率负相关，而健康状况与储蓄率正相关。由分组变量描述性统计可知，农民工的教育年限低于永久移民，而健康状况好于永久移民，所以农民工与永久移民在教育和健康状况上的差异都起到扩大两者储蓄率差异的作用。家庭收入与储蓄率呈现正向关系，由于农民工的家庭收入低于永久移民，所以农民工家庭与永久移民家庭的收入差异缩小了两者储蓄率的差距。另外，

图3 要素效应的构成分解

在储蓄率分布的低端，社会保障的差异扩大了农民工与永久移民的储蓄率差异；而在储蓄率分布的中部，社会保障的差异却起到缩小两者储蓄率差异的作用。家庭人口结构在储蓄率分布的中下部缩小了农民工与永久移民的储蓄率差异。

六、结论

在现行户籍制度下，大多数农民工由于难以获得就业所在地的城市户口，他们会在一定年龄后逐渐退出城镇劳动力市场。从生命周期的角度来看，大多数农民工的乡城流动具有短期迁移的特征。本文首先基于异质性主体的三期世代交叠模型，从理论上刻画了作为短期移民的农民工和实现了户籍身份转换的永久移民的储蓄率差异，然后使用CHIP2013年数据，运用RIF回归分解的方法考察了两者储蓄率差异的可观测特征原因。本文的研究具有以下现实意义：第一，本文关于短期迁移对农民工储蓄率影响的研究，为新型城镇化背景下深化户籍制度改革提供了理论和经验证据上的支持。农民工作为城镇劳动力市场的重要组成部分，本应在城镇化带动国内消费的过程中发挥重要的作用，但实际上因户籍制度造成的农民工短期迁移特征却会增加农民工群体的储蓄倾向，即减少在城市的消费。新型城镇化新在“以人为本”，以土地城镇化为标志的旧的城镇化道路已经无法满足新形势下经济转型发展对城镇化的要求。有序推进进城农民工落户能够提高这部分群体的消费水平，进而体现城镇化带动消费的深刻内涵。第二，农民工无法实现户籍身份转变，会减少在城市的消费，这不利于农村移民群体的城市融合。因此，降低农民工的储蓄率进而增加他们在城市的消费还具有经济社会融合上的重要意义。

本文RIF回归分解的结构效应显著为正，表明本文所包含的可观测特征对储蓄率的影响效应在农民工和永久移民间的差异会缩小两者储蓄率的差距。农民工是城镇劳动力市场的重要组成部分，近年来劳动力结构逐渐变化造成的劳动力短缺改善了农民工在城镇劳动力市场上的状况，使得他们受到的歧视、不公正待遇等情况逐渐减少，所以呈现出结构效应有助于缩小农民工和永久移民两个群体的储蓄率差异的结果。另外，本文构成分解的结果为如何降低农民工在城市的储蓄倾向，进而提高他们的消费水平提供了思路。构成分解的结果表明，农民工和永久移民家庭户主人力资本状况的不同显著扩大了两者储蓄率的差异，而家庭收入的不同则显著缩小了两者储蓄率的差距。所以，通过教育、培训等方式提高农民工的人力资本水平，进而缩小农民工与永久移民的收入差距，是降低农民工储蓄率的政策着力点。

注释：

①农民工就业的行业分布及其变化趋势，参见历年国家统计局发布的《全国农民工监测调查报告》。

②由于这类农村劳动力不进入城市工作，不能作为研究农村移民储蓄率的研究对象，因而不被包含在后文实证分析中。

③限于篇幅，本节的具体推导和证明过程在正文中略去，感兴趣的读者可向作者索取。

④本文的永久移民样本来自城镇住户调查，短期移民样本来自农民工调查。CHIP2013年的原始城镇住户调查包含6674户19887个个体、外来务工住户调查包含726户2210个个体。删除变量存在缺失的样本后，农民工组样本量和永久移民组样本量与直观稍有不符，但两个样本组的各变量描述性统计与直觉相符，这不影响后续回归分解方法的应用。

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