农村劳动力转移对家庭储蓄率的异质性影响研究

崔菲菲，杨 静，傅康生

(南京师范大学 商学院，江苏 南京210023)

一、引言

高储蓄和高投资是改革开放以来中国经济快速增长的主要驱动力，但次贷危机以来，全球经济复苏疲软，以投资和出口为导向的经济增长方式面临越来越多的挑战，尤其是中美贸易摩擦以来，中国经济增长迫切需要从投资和出口导向型向内需驱动型转型[1]。近年来，增强消费对经济发展的基础性作用是政府调控的主要领域，但收效不及预期，居民消费占GDP的比重由2000年的46.72%下降到2017年的39.00%(1)数据来源于历年《中国统计年鉴》，经作者整理得到。，而储蓄率快速增长，家庭总储蓄占家庭可支配收入的比例从2000年的约28.00%上升到2015年的37.00%[2]。中国居民家庭储蓄率不仅高于文化相似的东南亚发展中国家，而且显著高于欧美发达国家[3]。在储蓄率的跨国比较分析中，有研究表明中国企业储蓄率和政府储蓄率并非异常高，高储蓄率与较高的居民储蓄率紧密相关[4]。中国是一个农业人口占比较高的发展中国家(2)2017年中国乡村人口占总人口的比重为41.48%(数据来源于《中国统计年鉴》)。，持续攀升的农户家庭储蓄率是近年来中国高储蓄率的重要原因(3)农户家庭储蓄率由2003年的25.05%上升到2013年的37.80%，10年上升了12.75%。数据来源于全国农村固定观察点，经作者整理得到。。在城乡“二元”结构下，对于农户家庭储蓄率的研究离不开一个特殊的群体——农民工，2018年中国农民工总量达到2.88亿人，较2017年提高1.10个百分点(4)数据来源于2018年《农民工监测调查报告》。。由于户籍等制度限制，农村劳动力转移往往是不完全、不彻底的，劳动力不完全转移的家庭与农村居民有不同的消费储蓄行为[5]，这是研究中国农村居民消费储蓄行为不容忽视的重要事实。

现有关于家庭储蓄行为的研究多是基于经典消费理论的分析，但这些分析是不完全的[6]，尤其对中国农户家庭消费储蓄问题的分析并不具有普适性，大量研究得到的结论并不一致[7]。王建英等的研究认为劳动力转移对储蓄率存在正向影响[8]，但谢勇、刘生龙等的实证分析却得出了几乎相反的结论[9-10]。理论上的分歧常常导致实践上的茫然。现有研究虽然已经意识到城乡“二元”结构下劳动力转移对农村居民消费储蓄行为的影响，但并没有意识到不完全、不彻底的劳动力转移对家庭储蓄行为的影响，劳动力转移家庭不仅存在跨时而且存在跨地消费储蓄选择问题，并且不同程度的劳动力转移意味着其对未来的预期和面临的预算约束是不同的，其消费储蓄行为决策理应有区别。已有文献将劳动力转移视为同质，不利于揭示劳动力转移对农户家庭消费储蓄行为决策的影响机制。本文从农户家庭消费储蓄行为最优化视角出发，从理论上构建了劳动力转移对家庭消费储蓄行为的影响，并采用农村固定观察点微观农户跟踪调查数据实证分析了农户家庭劳动力转移及其异质性对家庭储蓄率的影响。

二、文献回顾

中国居民高储蓄率问题一直是政府和学术界关注的热点，现有文献对其原因进行了广泛而深入的探讨，其中主要可归纳为以下两类，第一类是基于传统的消费储蓄均衡理论，从凯恩斯的消费储蓄理论到持久收入理论和生命周期消费假说，这些均衡理论得到了许多宏微观数据的支持[11]。对一国来说，储蓄率与人口年龄结构存在某种联系，当一个社会中劳动力占总人口的比例增加时，总储蓄率会随之提高，反之则相反。但与发达国家相比，中国年轻人和老年人比其他年龄段的人储蓄率更高[12]。进一步分析从年龄结构变化导致抚养比变化，从而影响储蓄率，储蓄率与总抚养比的关系研究并未得到一致性结论，有得出两者负相关的，也有正相关的，还有发现不显著的[13-14]。第二类为非均衡理论，该类文献主要基于发展中国家金融市场不完善、社会保障不健全、性别比例失衡、收入分配不均衡、住房货币化改革等特殊性，由此发展形成了预防性储蓄、竞争性储蓄、金融抑制、收入不平等、住房货币化改革等诸多理论假说以解释中国居民的高储蓄率问题[2，6，15-16]。随着农村“新农合”保险事业的快速发展，以及金融市场不断完善和发展，预防性储蓄理论和金融抑制理论无法解释农村居民储蓄不降反升的事实[17]，而竞争性储蓄理论又无法解释各年龄组家庭储蓄率均上升的事实。改革开放以来，中国居民收入分配差距不断扩大，有学者认为收入不平等是导致家庭储蓄率高的原因[2]，但收入不平等与总储蓄率并非单纯的线性关系[18]。自20世纪90年代中国实施住房货币化改革以来，房价逐年增长，购买房产已成为居民财富保值增值的重要投资方式，有学者发现房价上涨与居民家庭储蓄率正相关[16]，但也有学者发现房价对储蓄率的影响为负，还有学者发现房价对储蓄率的影响不显著[19]。因此，无论是经典的消费储蓄均衡理论，还是基于发展中国家特殊国情的非均衡理论，均无法解释21世纪以来中国居民持续上升的家庭储蓄率，也并不适用于解释中国从计划向市场转型过程中的储蓄问题。因此，高储蓄率背后可能还有更为基础性的影响因素，城乡“二元”社会经济结构可能是解释中国农村居民家庭高储蓄率的结构性因素。

相比较于经典消费储蓄理论对中国家庭高储蓄率的原因探讨，人们对于农村劳动力转移与家庭储蓄行为的研究尚不多，劳动力转移与家庭储蓄均是家庭效用最大化下的最优决策，随着城镇化的加速推进，对农户家庭经济决策的探讨显然离不开典型的城乡“二元”结构。在经典的Lewis“二元”经济模型中，相对于农业部门，随着非农部门的发展壮大，其社会总体储蓄率会随之上升。冯明等基于“二元”经济结构，从理论上发现农村剩余劳动力转移对储蓄率的正向影响，但缺乏微观数据支持[3]。虽然近年来政府大力推动农民工市民化，但户籍制度改革举步维艰，2018年农民工总量高达2.88亿人，他们积极努力融入城市，或在城乡间徘徊[20]。在“二元”结构下，农村剩余劳动力虽然转移到城镇就业，但无法享受本地教育、医疗、住房等公共服务，其面临更多的收入和支出不确定性，在职业不稳定和房产等抵押较少的情况下还面临更高的信贷约束，因此他们需要更多的预防性储蓄以平滑收入和支出的不确定性[21]。有研究表明暂时性与永久性迁徙进城农民的储蓄行为存在显著差异，暂时性移民的储蓄率显著高于永久性移民，农民工的储蓄水平比城市本地居民高16%～20%[22]。农民工的消费储蓄行为不仅受到收入和支出不确定、职业、教育程度等客观因素的影响，还受到市民化意愿、城市归属观等主观心理因素的影响，农民工对城市认同感越强，其生活消费和储蓄行为越接近于本地城市居民，但也有学者发现以市民化为目的的劳动力转移，其在城市的储蓄行为也可能得到强化。一般而言，预期的城乡收入差距是劳动力迁徙的根本原因，随着农村劳动力进城就业，其收入随之上升，其消费和储蓄也随之增加，但如果消费增长的幅度小于收入增长的幅度，则储蓄率上升，而如果消费增幅大于收入增幅，则储蓄率下降。在城乡“二元”结构下，尤其是进入大中型城市的农民工其生活和消费难以摆脱“赚票子(城里)、(回村里)起房子、娶妻子、生孩子”的简单模式(5)2018年《农民工监测调查报告》显示流入到长三角、珠三角和京津翼的农民工人数占农民工总数的42.22%，因为越是大城市，农民工就业的机会越多，但农民工能在大城市落户，成为市民的可能却越小。，因此，“二元”结构下的农村劳动力转移家庭具有较高的储蓄率。

虽然现有文献已关注到“二元”结构对农户家庭储蓄行为的影响，但本文将在以下几个方面弥补现有研究的不足：第一，基于新家庭经济学理论，农户是一个集生产(劳动供给)、消费(储蓄)于一体的经济组织，从家庭效用最大化视角出发构建了劳动力转移与消费储蓄的理论模型；第二，虽然现有文献考虑到城乡“二元”结构下劳动力转移对储蓄率的影响，但均视劳动力转移为同质化，而同质化处理不利于解释劳动力转移对储蓄行为的影响及其作用机制，事实上，劳动力转移异质性会使家庭面临不同预期和预算约束，进而影响农户家庭消费储蓄行为；第三，现有文献多集中于使用宏观加总数据对农民工与储蓄行为进行实证分析[3，8]，但宏观数据容易掩盖因果关系，现有严谨的微观实证分析文献还不多，即使少数文献使用微观数据，由于研究视角、模型设定差异，实证结论并未统一。本文在时间维度和样本上进行扩充，基于全国农村固定观察点微观农户数据(2003—2013年)，采用面板双向固定、分位数回归、工具变量回归等方法解决样本选择偏差和内生性等问题，以期得到准确的估计结果。

三、理论和实证模型构建

(一)理论模型

为了简单起见，农户家庭在给定的预算约束下，通过跨期选择消费和储蓄以实现终身消费效用最大化。一般而言，农村劳动力转移到城镇就业，有助于提高收入和消费水平，即期效用也随之上升，但由于城乡二元户籍的制度性限制，农村劳动力转移往往是不完全、不彻底的，能实现举家迁徙或转移的农民工比例不多，因此，我们假设家庭即期效用是家庭中劳动力转移比重的增函数。基于上述分析，假定家庭消费行为为：

(1)

s.t(1+rt)Λt+It-ct=Λt+1

式(1)对应的贝尔曼方程为：

(2)

家庭最优的消费路径为：

(3)

假设c0、h0分别表示初始的消费水平和农户家庭劳动力转移率，家庭的消费水平为：

(4)

农户家庭的储蓄率为：

(5)

(6)

(二)计量模型

本文构建的计量模型如下：

(7)

其中i、j、t分别表示t年i省第j个农户，sijt表示农户家庭人均储蓄率，ltijt表示农户家庭剩余劳动力转移，它通过劳动力转移虚拟变量和劳动力转移率等来刻画，劳动力转移虚拟变量主要用于考察劳动力转移家庭与非劳动力转移家庭的储蓄率差异，劳动力转移率用于考察劳动力转移程度对储蓄率的影响。X表示一系列控制变量，控制变量的选取主要依据持久收入理论和生命周期消费理论、预防性储蓄和竞争性储蓄假说等经典均衡和非均衡消费储蓄理论，包括家庭人口年龄结构、成员教育和健康、家庭特征、收入、财富、社会资本、村庄性别比等。β0为常数项，λj为不可观察的农户个体特征，timet为时间虚拟变量，εijt为随机扰动项。本文关心的系数是β1，它表示劳动力转移对家庭储蓄率的影响。

四、实证分析

(一)数据来源及变量设置

本文数据来源于全国农村固定观察点农户和村级综合跟踪调查数据，该调查自1986年开始实施，目前已覆盖全国31个省份，每年跟踪约270个村，调查两万个农户家庭样本，2003年该调查指标进行了一次大幅修改，增加了对家庭成员的信息调查。本文实证分析数据覆盖2003-2013年，该调查数据由家庭数据、家庭成员和村综合调查数据三部分构成。首先对家庭成员的数据进行处理，得到农户家庭人口年龄结构、劳动力转移、教育和健康状况，以及在校生比重、少儿比重、人口老龄化等信息；其次以户为标识码(ID)，把家庭成员数据与农户家庭数据对接，农户数据中含有收入、财富、家庭特征、社会资本等；再次使用村级综合数据得到村庄男女性别比数据；最后以省码和村码为标识将农户数据与村级综合数据进行对接。经过删除主要变量缺失和异常值的农户样本，共得184 431个有效样本，为非平衡面板数据。

本文被解释变量为农户家庭储蓄率，解释变量分为标准变量和非标准变量，标准变量由前文理论模型和经典消费储蓄均衡和非均衡理论所确定，非标准变量的选择主要考虑包含原理[12]。具体变量设置如下：

1.家庭储蓄率。储蓄率为被解释变量，调查中一般不直接涉及储蓄，即使涉及储蓄指标也常常因为被调查者低报，而影响数据质量。因此，为了得到较为合理可靠的储蓄率数据，在实证研究中主要有两种修正方法：一种是当收入大于消费时，用(收入-消费)/收入计算储蓄率；另一种当收入小于消费时，用(收入-消费)/消费计算储蓄率。本文采用上述两种方法计算农户家庭人均储蓄率，即胡翠和许召元的研究方法[11]。

2.劳动力转移。劳动力转移是本文重点关注的解释变量，分别由劳动力转移虚拟变量、劳动力转移率、劳动力转移年限和劳动力转移人数等表示。按照现行国家统计局的做法，将劳动力年外出打工时间大于等于180天定义为劳动力转移。劳动力转移虚拟变量是一个二值变量，当农户家庭存在劳动力转移时取值1，否则为0。为了进一步考察农户家庭劳动力转移对储蓄率影响的时间动态效果，将劳动力转移虚拟变量拆分为一组年度虚拟变量time2003(农户家庭存在劳动力转移第一年，取值为1，否则为0)和time2004(农户家庭存在劳动力转移第二年，取值为1，否则为0)，依次类推。劳动力转移率用农户家庭劳动力转移人数占家庭总人口的比重表示(6)劳动力转移率的分母之所以用家庭总人口而不是家庭劳动力人数，是因为部分家庭存在没有劳动力的情况，分母为零没有意义。，在稳健性检验部分将家庭总人口替换为家庭总劳动力。劳动力转移人数用农户家庭劳动力转移人口数表示。

影响农户家庭储蓄行为的因素是复杂的，为了尽量减少因遗落变量导致的估计偏差，根据持久收入-生命周期理论假说，模型包括收入、年龄、年龄的平方、健康、抚养比等因素，其中用实际人均纯收入的对数作为衡量收入的变量，方法同刘生龙的研究方法[10]，用家庭成员的平均年龄及平方来控制生命周期对储蓄的影响；老人抚养比用65岁及以上人口占家庭劳动人口的比重来表示，少儿抚养比用0～14岁人口占家庭劳动人口的比重来表示。根据预防性储蓄假说，在模型中还考虑了不确定性因素对储蓄率的影响，我们主要采用以下三个变量来衡量不确定性：第一，考虑拥有更多社会关系资本的农户家庭抵抗风险的能力更高，本文将“是否国家干部户”“是否村干部户”以及“是否党员户”来表示农户家庭的社会关系资本，只要农户家庭拥有其中一个特征，即取值为1，否则为0。第二，农户家庭的财富水平，财富是人们抵抗风险的一种有效形式[12]，这里用人均住房面积作为财富的表示变量。第三，家庭人口规模，农户家庭人口规模越大抵抗风险能力越强。按照竞争性储蓄理论假说，本文选择了村庄层面的男女性别比作为变量，表示控制竞争性储蓄对储蓄率的影响。此外，本文还控制了家庭成员的健康状况、教育支出等条件，农村医疗保障水平偏低，因病返贫时有发生，因此家庭成员的健康状况越差，其家庭储蓄率越低；教育支出仍然是中国家庭重要的支出之一，本文用14岁以上学生占比来控制教育支出对家庭储蓄率的影响，预期学生占比越高，储蓄率越低。为了尽量减少遗漏变量对模型的影响，本文还在模型中加入农户家庭类型、家庭主要收入来源和家庭经营主业等家庭特征变量，具体各变量的定义和描述性统计指标见表1。

表1 各变量定义及描述性统计指标

注：表中涉及价值数据均经过农村居民消费价格指数调整，为2003年可比数据；括号内为标准差。

①当收入低于消费时,用(消费-收入)/消费表示储蓄率。

②家庭成员自评健康状况,优=1,良=2,中=3,差=4,丧失劳动力=5。

(二)描述性统计分析

从劳动力转移分布看，不存在劳动力转移的家庭占全部样本的55.42%，存在劳动力转移的占44.58%，其中全部转移的样本占总体样本的14.13%；在劳动力转移的家庭中，有1个劳动力转移占比53.28%，2个劳动力转移占比34.34%，3个及以上的劳动力转移占比12.38%。这说明农户家庭1～2个劳动力转移是当下中国农村剩余劳动力转移的主体，但随着城镇化加速推进，劳动力全部转移的家庭样本占总体样本的比例呈逐年上升趋势，已由2003年的5.22%上升至2013年的14.13%。在样本观察期，中国农村居民的储蓄率平均为31.67%，其中劳动力部分转移家庭的储蓄率为35.14%，全部转移家庭的储蓄率为32.06%，不存在转移家庭的储蓄率为28.28%。部分劳动力转移的家庭储蓄率分别显著高于不存在劳动力转移和全部转移家庭的6.86%和3.08%(见图1)，然而，这仅是基于描述性统计分析的结果，影响农户家庭储蓄率的因素是复杂的，在没有控制其他影响因素的情况下还不能就此判断劳动力转移与储蓄率之间的真实关系。基于此，本文将基于严谨的计量实证分析劳动力转移及其异质性与储蓄率之间的关系。

图1 劳动力转移及其异质性与家庭储蓄率

(三)实证结果与分析

1.劳动力转移对家庭储蓄率的异质性影响。面板数据的回归主要有固定效应和随机效应两种，Hausman检验P值小于0.01，强烈拒绝原假设，表明应该使用固定效应模型，考虑到时间因素的影响，本文采用双向固定效应进行回归。表2为回归结果，劳动力转移虚拟变量对家庭储蓄率的影响显著为正，这与理论模型预测一致。从模型(1)看，相比不存在劳动力转移的农户样本，劳动力转移家庭的储蓄率要高2.27%，模型(2)表示只存在1个劳动力转移的农户家庭储蓄率较不存在劳动力转移的农户家庭高1.73%，模型(3)表示存在两个劳动力转移的农户家庭储蓄率较不存在劳动力转移的农户家庭高2.24%，模型(4)表示存在3个及以上劳动力转移的农户家庭储蓄率较不存在劳动力转移的农户家庭仅高出0.71%。这表明劳动力转移对家庭储蓄率的影响存在显著异质性，农户家庭储蓄率随劳动力转移人数呈先升后降的倒“U”型，农户家庭劳动力转移人数为两人时，其家庭储蓄率最高，农户家庭部分劳动力转移是导致中国农村家庭储蓄上升的重要原因。究其原因在于城乡“二元”户籍制度下农村劳动力转移大多数是“不完全、不彻底”的，举家迁徙的并不多，2013年举家外出的农民工只占26.94%(7)数据来源于《农民工监测调查报告》。，相关研究表明即使流入地政府能够一视同仁解决农民工市民化问题，仍有2/3的农民工不打算在城市定居[23]，况且现阶段农民工在城镇无法同等享受本地市民待遇，因此转移劳动力会有更高的预防性储蓄动机[8]。随着家庭劳动力转移人数的增加，逐渐过渡到举家迁徙，长期定居城镇，其储蓄率反而提高的不多，这其中原因为：一方面融入城市后，城镇居民较农村居民面临更多的就业和投资机会，收入更稳定，不确定性下降，降低了预防性储蓄；另一方面，融入城市后，城市生活成本、衣食住行和教育等支出显著高于农村居民，故降低了储蓄率。

表2 固定效应回归结果

注：使用的回归软件为STATA 14.0。括号中数值为标准误。*、**、***分别表示10%、5%、1%水平上显著。下表同。

在其他控制变量中，以表2中模型(1)为例，收入对储蓄率有显著正向影响，这符合经典消费储蓄均衡理论的预测，但以人均住房面积来代表的财富对储蓄率的影响为负，这主要是因为一方面农户家庭住房面积越大，耗资也越大，从而降低家庭储蓄率；另一方面农户家庭将更多的储蓄用于改善居住环境，一定程度上会抑制促进收入增长的其他相关投入。年龄对家庭储蓄率有正向影响，年龄的平方与储蓄率呈“U”型，这与万广华等的研究结论一致[11]，但与生命周期理论预测相反。老龄化变量的系数显著为负，这符合生命周期理论的预测，说明老龄化会显著降低家庭储蓄率。少儿抚养比对储蓄率的影响为正，但不显著，可能的原因是少儿比重高意味家庭未来有更多的年轻人口，提高了遗赠动机。14岁以上学生占比对储蓄率的影响为负，且系数较大，这符合中国现实，因为当下中国无论是城市还是农村教育支出都是家庭的主要支出。从家庭社会特征看，储蓄率与家庭特征紧密相关。家庭人口规模对储蓄率的影响显著为负，这体现了“人多力量大”的传统思维，大家庭往往有更强的抗风险的能力，故预防性储蓄较低。家庭成员平均健康状况对储蓄率有负向影响，这与中国农村医疗保险供给不足直接相关，“看病贵”甚至“因病返贫”现象时有发生。家庭成员受教育程度越高，其家庭储蓄率越低，这说明教育有助于降低储蓄率，因为受教育程度与获取就业机会、收入等正相关，有助于减少不确定性，进而减少储蓄。从家庭的社会关系资本看，拥有社会资本的农户较没有社会资本的农户家庭储蓄率低1.25%，与预期一致，因为农户拥有的社会关系资本越多，其抵抗风险的能力越强，故其储蓄动机较弱。家庭特征方面家庭类型、家庭经营主业以及家庭主要收入来源等变量的系数显著为正，说明家庭特征会影响到家庭储蓄行为。核心家庭由于计划生育政策导致抚养的小孩人数急剧下降，有利于家庭储蓄，家庭经营主业为农业以及主要收入来自于家庭经营的农户面临更多的不确定性，具有更高的储蓄动机，故储蓄率较高。

2.劳动力转移对储蓄率影响的时间效应。为了考察农户家庭劳动力转移对储蓄率影响的动态效果，我们将劳动力转移虚拟变量拆分为一组年度虚拟变量time2003(农户家庭存在劳动力转移第一年)、time2004(农户家庭存在劳动力转移第二年)，依次类推，得到如下模型：

(8)

我们关心的系数是γ，它用于度量劳动力转移对家庭储蓄率的动态影响过程。从图2可以看出，总体上劳动力转移对储蓄率影响的时间效应逐年减弱。究其原因是：随着中国加速推进城市化，户籍制度等城乡劳动力转移的障碍逐渐得到消除，劳动力转移持续时间越长，城市认同感和归属感越高，其生活消费储蓄行为会逐渐与当地居民趋同，进而降低储蓄率。这说明提高转移劳动力的城市融入有助于降低储蓄率，释放消费潜力，扩大内需。

表3 劳动力转移对家庭储蓄率影响的时间趋势

图2 劳动力转移对家庭储蓄率影响的动态效应

3.劳动力转移率对家庭储蓄率的影响及区域差异。本文将农户家庭劳动力转移变量定量化处理，考察在劳动力转移的农户样本中，劳动力转移率对家庭储蓄率的影响。从表4中模型(1)可以看出，农户家庭劳动力转移率对储蓄率的影响显著为正，农户家庭劳动力转移率提高10%，其家庭储蓄率增加0.79%。这表明在城乡“二元”结构下，不完全、不彻底的农村劳动力转移是提高中国农村家庭储蓄率的重要原因，也是导致中国农村居民家庭储蓄率持续走高的主要推动因素。

表4 劳动力转移率对储蓄率的影响

从区域看，不同地区农村家庭劳动力转移率对家庭储蓄率的影响存在显著区域差异，其中西部地区农村劳动力转移率对家庭储蓄率的影响最大，其次是中部地区，最后是东部地区。这表明从东部到西部，劳动力转移率对家庭储蓄率的影响呈加强状态，主要原因是中西部地区经济发展水平较低，劳动力转移的主要目的是到东南沿海地区务工获取更多收入，但却很难融入东部城市，城乡“二元”结构下中西部农民工最终会回到农村，并希望在农村过上更好的生活，因此他们努力工作，同时储蓄更多，这与国际移民的储蓄行为一致[5]。因此，中西部地区劳动力转移对家庭储蓄率的影响更大。

五、稳健性检验和内生性讨论

(一)稳健性检验

为了进一步检验模型的稳定性，我们通过在原模型的基础上替换部分解释变量来进一步检验模型的可靠性。表5中的模型(1)用农户家庭劳动力转移人数占家庭劳动力总数的比例来替换前文的劳动力转移率(家庭劳动力转移人数占家庭人口比重)，回归结果仍然表明劳动力转移率确实对家庭储蓄率有显著正向影响。

在普通回归模型中，我们主要考虑的是解释变量对被解释变量的平均影响，但普通回归结果容易受极端值的影响，且无法反映自变量对因变量影响的全貌。因此，本文进一步用分位数回归模型考察劳动力转移对家庭储蓄率的影响。表5主要展示了劳动力转移率对家庭储蓄率的影响在0.1、0.25、0.50、0.75和0.90五个分位点上的回归结果，表明劳动力转移率对家庭储蓄率在不同分位点上都具有显著的正向影响，并且随着分位数的增加，劳动力转移率的分位数回归系数呈递减趋势，这表明劳动力转移对家庭储蓄率影响的边际贡献随分位数的提高而下降。

表5 稳健性和内生性检验

(二)内生性检验

虽然计量模型较稳健，面板数据也能在一定程度上解决遗落变量问题，但模型本身可能包含内生解释变量，如具有更高储蓄率的农户家庭可能更偏好于将劳动力配置在城镇非农业领域，即劳动力转移率会更高，因此可能在劳动力转移与储蓄之间存在双向影响关系。为了解决模型本身可能存在的内生性问题，我们引入工具变量，这也是目前解决模型内生性的主要方法。使用工具变量的前提是存在内生性解释变量，经过Hausman检验发现，Chi(18)=674.52，其P值小于0.01，强烈拒绝“所有变量均为外生”的原假设，即认为劳动力转移存在内生性。根据相关文献，我们选取了两个工具变量：劳动力转移空间距离和从事运输业、建筑业、工业等行业的劳动力比重。农户家庭劳动力转移与空间距离相关，但劳动力转移的空间距离并不会直接影响到农户家庭储蓄率。因此，本文结合农村固定观察点村级综合调查数据，应用省码(sm)和村码(cm)数据与微观农户样本数据进行匹配，选取农户所在村庄距离公路干线的距离(公里)(distance)作为劳动力转移的第一个工具变量。随着工业化和城镇化的加速推进，劳动力进城务工、经商等成为了劳动力流动的重要原因，特别是部分从事运输业、建筑业等行业的劳动力需要常年流动在外，但微观农户家庭储蓄行为并不会受到村庄层面的劳动力流动的直接影响。因此，我们用村级数据库从事运输业、建筑业、工业、商业等四类行业的劳动力人数合计占村庄年末常住人口的比重(ldrate)作为农户家庭劳动力转移的第二个工具变量。工具变量选取的合理性检验：首先是不可识别检验(Underidentification test)，本文选取了LM统计指标，其值为39.23，P值小于0.01，强烈拒绝“方程不可识别”的原假设，即方程可识别；其次是弱识别检验(Weak identication test)，我们选取了Cragg-Donald Wald秩检验的F检验法，其值为19.62。根据经验，F值大于10 即可拒绝原假设(工具变量与内生变量相关性较弱)，因此本文工具变量与内生变量存在较强的相关性；第三是工具变量有效性检验，Sargan-Hansen统计量的P值为0.49，表明接受原假设。根据Hansen的研究，面板GMM法会比直接运用2SLS估计更有效率，且GMM在一定程度上可以克服扰动项的异方差和自相关问题，因此本文选择两步GMM回归，结果见表5中模型(7)，在控制劳动力转移的内生性后，劳动力转移对储蓄率的影响通过了1%的显著性检验，且系数为正。

六、结论

本文基于新家庭经济学理论，从家庭效用最大化视角出发构建了农村劳动力转移与农户家庭储蓄率的理论模型，并运用全国农村固定观察点连续跟踪调查的农户数据和村级数据进行了实证分析，结果发现虽然农村剩余劳动力转移提高了家庭储蓄率，但“不完全、不彻底“的劳动力转移才是导致农村家庭储蓄率增高的重要原因，在“二元”结构下劳动力转移对家庭储蓄率的影响存在显著异质性，劳动力转移规模与家庭储蓄率呈倒“U”型关系，劳动力转移对家庭储蓄率的影响由东部到西部呈加强状，劳动力转移对家庭储蓄率影响随时间弱化。

基于本文研究结论可以得到以下政策启示：第一，随着《2019年新型城镇化建设重点任务》的实施，虽然“二元”户籍限制已不再成为劳动力转移的最大障碍，但让转移劳动力市民化的关键是让其享有同本地居民均等的公共服务，让转移劳动力举家实现市民化，不仅有助于加速城市化进程，而且有助于释放农民工消费潜力，扩大内需。第二，降低农村居民家庭储蓄率，释放其消费潜力是一个系统工程，需要顶层制度设计，一方面要为转移劳动力提供均等的社会保障等福利制度降低农民工的收入和支出不确定性，另一方面还要关注其城市认同感和归属感等心理因素，增加其长期定居城市的意愿，引导“候鸟式”迁徙向永久性迁徙转变。第三，“农地”和“就业”是农村劳动力转移家庭的两头牵挂，转移劳动力除了在城市不能享受均等化的公共服务外，导致不完全、不彻底转移的一个重要因素是农地缺乏合理退出补偿机制，举家迁徙还存在后顾之忧，因此，在加快户籍制度改革的同时还需要深化农村土地制度改革。