城乡“二元”结构下劳动力暂时性转移与家庭储蓄行为

崔菲菲，卢 卓

(1.南京师范大学 商学院，江苏 南京 210023；2.中山职业技术学院，广东 中山 528404；3.澳门城市大学 商学院，澳门 999078)

一、前 言

中国高储蓄率问题引起了学术界的广泛讨论和关注，改革开放以来，中国拥有世界上最高的储蓄率。在20世纪80年代，中国储蓄占GDP的比重为35%，到90年代超过40%，进入新世纪的2000年达到了63.30%，之后有所回落，但到2017年仍然高达53.62%(历年中国统计年鉴)。关于中国高储蓄率的原因，现有文献主要从储蓄习惯、生命周期、预防性储蓄、竞争性储蓄以及持续上升的房价等方面进行考察，这些研究文献虽为我们理解中国高储蓄率问题提供了多重视角，但也忽视了自改革开放以来城市和工业导向的经济增长模式导致的城乡“二元”结构问题，随着市场经济的进一步发展，城乡二元结构问题日益严重。城乡二元结构关系到资源在部门和地理上的配置，它可能是中国高储蓄率和经济高速增长的一个结构性因素[1]。20世纪80年代以来，城市开始实施经济改革，劳动需求大增，随着户籍制度管制放松，大量农村剩余劳动力进城务工，由此形成的农民工群体是中国城乡二元结构下的特殊产物。根据《农民工监测调查报告》，2018年中国农民工人数达到了2.86亿人，占总人口的 20.50%，如果加上农民工背后的家庭人口，这一比例会更高，可能会翻倍。因此，忽视城乡“二元”结构问题探讨中国居民储蓄行为缺乏客观性和真实性。在城乡“二元”分治下，农民工长期徘徊于城市与农村之间，形成了独特的“候鸟式”迁徙，而事实上，农民工和农村居民以及城镇居民面临不一样的预算约束，其家庭消费储蓄决策行为存在显著差异。

国际上大量的经验研究表明暂时性移民的消费储蓄行为与本地居民存在显著差异，但国际移民与中国农民工的储蓄行为是否具有共性值得思考，并且中国正在实施大规模城镇化，这对农民工家庭的消费储蓄行为会产生怎样的影响？近年来，虽然Chen等关注到了城乡“二元”户籍对消费的重要影响，但“二元”结构对暂时性迁徙农村劳动力的家庭储蓄行为影响还远没有得到充分解释[2]。农民工暂时性迁徙是否促进了中国农村居民储蓄率，其影响家庭储蓄行为的机制如何？

本文通过构建暂时性迁徙对储蓄行为影响的理论模型，采用山西农村固定观察点农户跟踪调查数据，实证分析农村劳动力暂时性转移对家庭储蓄行为的影响，并对结论进行稳健性检验。

与现有文献相比，本文的边际贡献如下：第一，现有文献多是基于收入和就业状态来分析移民迁徙(流动劳动力)的融合程度，而本文通过分析劳动力转移家庭与农村家庭在储蓄行为方面的差异来分析城乡“二元”融合状态，比较分析储蓄率差异是由于“二元”社会经济结构引起的，还是由于个体的储蓄偏好使然。第二，构建了基于二元结构劳动力转移和家庭储蓄行为的理论模型，探讨了二元结构下劳动力暂时性转移对家庭储蓄率的影响，并进行了实证分析。第三，现有文献在考虑流动劳动力返乡意愿时，主要考虑了流动劳动力本身的“主观”返乡计划，但实际上有没有返乡意愿还取决于“客观”上流入地的户籍制度以及城市基本公共服务供给等外部因素，在城乡“二元”户籍制度下，暂时性与永久性转移很大程度上不是取决于流动劳动力本身，而更多地取决于迁入地的户籍制度限制，以及社会公共服务供给(教育、医疗、住房等)等，因此本文从流入地户籍管制等客观因素层面来考察暂时性转移对储蓄行为的影响。

二、文献综述

(一)经典消费储蓄理论

中国高储蓄率问题一直是学术界关注的热点，尤其是次贷危机以来，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挑战，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，但居民家庭高储蓄率制约了内需扩大。近年来，增强消费对经济发展的基础性作用是政府经济调控的重点，但收效不及预期。对于中国居民家庭高储蓄率的原因，主要有传统均衡消费储蓄理论和非均衡理论。传统均衡理论主要有绝对收入、相对收入、持久收入-生命周期假说等，这些均衡理论得到了许多宏微观数据的支持[3]，但传统经典消费储蓄理论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[4]。非均衡理论主要包括预防性储蓄、竞争性储蓄、金融抑制、收入不平等、住房货币化改革等。上述研究假说也常用于解释中国居民的高储蓄率问题。但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，均无法对21世纪以来中国居民持续上升的家庭储蓄率做出合理的阐释。中国居民家庭高储蓄率背后可能还存在更为基础性的因素，而城乡“二元”结构可能是理解中国农村居民家庭储蓄率高的结构因素[1]。

(二)国际移民的储蓄行为

劳动力转移家庭与农村居民家庭或城镇本地居民的储蓄行为差异可能有多种原因，在国际上，学术界对移民家庭储蓄行为的研究较早，也取得了丰富的研究成果，主要侧重于研究移民(包括暂时性移民和永久性移民)和本土居民之间的储蓄差异及其原因。Galor和Stark基于世代交替模型对跨国移民储蓄行为的研究发现，回国可能性越高的暂时性移民较永久性移民具有更高的储蓄倾向[5]。Bauer和Sinning对德国移民和本土居民的储蓄率分析发现，总体上，相比较本地居民，永久移民具有较低的储蓄率，而暂时性移民具有更高的储蓄率。他们认为原因可能是移民在东道国劳动力市场上面临更多的收入不确定，因而需要更多的预防性储蓄[6]。也有研究表明参与跨国劳动力市场可以实现多样化就业，分散风险，因而移民的预防性储蓄低于本国居民[7]。Djajic和Milbourne的研究发现，东道国和母国物价差异也会影响移民的储蓄行为；当东道国的物价水平高于母国时，暂时性移民会储蓄更多并汇回母国消费。因此，暂时性移民比本国居民和永久移民具有更高的储蓄率；此外，移民对未来预期以及移民目的城市在接受移民方面的政策、包容性等，都可能影响到移民的储蓄行为[8]。Shamsuddin和DeVoretz的研究发现，移民可能在获取东道国社会福利方面存在制度和政策上的限制，这可能对移民和本国居民的财富积累产生不同的约束，也导致移民具有更高的储蓄倾向[9]。国际移民储蓄行为的研究虽不同于中国城乡劳动力转移对储蓄行为的研究，但在一定程度上，移民和转移劳动力可能具有相似性，其消费储蓄行为有别于本国和本地居民。

(三)二元结构下劳动力转移与储蓄行为

中国是一个典型的城乡“二元”结构，改革开放以来，农业剩余劳动力不断转移，为中国经济增长提供了持续的“人口红利”，但“二元”经济结构下的现实问题也进一步显现，如“二元”户籍制度造成了大量“人户分离”现象，与城镇化和工业化进程不匹配，剩余劳动力不能有效融入到现代部门，而在城乡之间“游移”。近年来，随着中国加速推进城镇化进程，农村劳动力转移加速，学术界开始关注城乡“二元”结构下劳动力转移与家庭储蓄行为的关系。在刘易斯的“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。樊纲、吕焱、张勋和冯明等基于“二元”经济结构，分析了农村劳动力转移与家庭储蓄率的关系，发现劳动力转移是家庭储蓄率高的主要原因[10-12]。现有文献虽然从理论上解释了农村劳动力转移对储蓄率的正向影响，但并没有解释背后的原因以及影响机制，且多基于宏观加总数据的分析，缺乏长期微观数据支持，以至于实证分析结论缺乏一致性。刘生龙等基于省级数据的实证分析发现新生代农民工对储蓄率的影响为负[13]，谢勇、沈坤荣利用CGSS2006的数据实证分析也发现农村劳动力转移就业会显著降低农村居民储蓄率[14]，这几乎与樊纲、吕焱、张勋等和冯明等的理论模型预期结果相反。

农村劳动力转移为何会提高家庭储蓄动机？主要有以下三个方面的原因：第一，源于劳动力转移动机导致的储蓄偏好差异，尤其是暂时性和永久性迁徙差异。Sinning的实证研究也发现相同的结论，即暂时性迁徙的移民家庭储蓄率要高于永久性迁徙家庭，回国计划会显著改变移民在东道国的消费储蓄行为[15]。在中国，二元结构和回迁意愿导致了中国居民家庭高储蓄率，这与国际上暂时性移民的储蓄行为一致。城乡“二元”结构导致暂时性迁徙，暂时性迁徙容易导致流动劳动力在价值观和消费偏好上长期保持与本地城镇居民之间的差异，促使流动劳动力将其暂时性收入中更多用于储蓄。 第二，劳动力转移家庭与城镇居民和农村家庭的储蓄模式和财富持有状态的差异可能是由其潜在的收入以及面临的社会经济环境等差异引起的，尤其是获取社会福利方面的差异，如流动劳动力与本地居民在获取本地教育、医疗和社保等社会福利方面的差异。劳动力转移家庭可能存在更强的预防性储蓄行为，流动劳动力即使在城镇就业，也无法享受城市居民在教育、医疗、社保、就业等方面的社会福利，这种歧视导致流动劳动力的预防储蓄动机增加。第三，劳动力转移家庭与农村家庭在养老安排方面存在差异，如果流动劳动力期望老了，他们的后代能够赡养他们，那他们会将更多的收入用于培养他们的孩子，而不是为养老而储蓄。

综上，学术界已经意识到城乡“二元”结构对劳动力转移及其家庭储蓄行为的影响，但农村劳动力暂时与永久性转移对家庭储蓄行为的研究还不多，谭静等是少有的关注“二元”结构、回迁意愿与储蓄率的学者，其以转移劳动力“短期有无返乡计划”(二值变量)作为回迁意愿的代理变量探讨对储蓄率的影响[16]。但二值变量无法描述返乡可能性对储蓄率的异质性影响。此外，农民工对短期有无返乡计划的回答主观性较大，且容易随时间变化。根据经典的推拉理论，农村劳动力转移是农村城市推拉力共同作用的结果。从中国城镇化进程看，城市通过户籍等制度性障碍将转移劳动力(农民工)排除在城市社会保障和福利体制之外是导致转移劳动力“候鸟式”迁徙的主要原因，劳动力是否暂时性或永久性转移更大程度上取决于城市的吸引力，如落户条件、城市包容性、归属感、文化融合以及获取城市社会保障和福利等客观因素，而不是主观上的是否有回迁意愿或计划。

三、理论模型与研究假设

(一)生产

假设生产规模不变的生产函数，只采用资本和劳动用于生产一种商品：

Yt=F(Kt，Lt)=Ltf(kt)，kt=Kt/Lt

(1)

式(1)中K为资本，L为劳动，k为人均资本。生产函数f(k)为单调递增且严格凹的函数。生产者面临一个完全竞争的市场环境，因此生产者最优化问题的条件为：

rt=f′(kt)

(2)

wt=f(kt)-f′(kt)kt

(3)

(二)个体选择

为了简化分析，假设个体在农村和城市消费的物价水平相同。借鉴Galor和Stark的效用函数[5]，将个体两期消费的效用函数设置如下：

U(c1，c2)=u(c1)+δu(c2)

(4)

其中，c1、c2分别表示个体在第1期和第2期的消费水平，δ为时间贴现因子。式(4)满足效用函数的特征，为严格凹函数，即u′>0和u″<0。

个体消费选择的约束条件：

(5)

(6)

个体预期效用函数为：

(7)

给定约束条件式(5)和式(6)，选择变量s由预期效用函数的一阶条件决定：

(8)

返乡概率p的取值在0和1之间，根据隐函数定理，可以得到最优储蓄率与返乡概率之间的关系：

(9)

四、计量模型与实证分析

(一)计量模型设置与估计方法

根据理论分析结论，同时考虑个体的一些经济行为可能受过去行为的影响，其中消费、储蓄等行为具有一定的惯性，即过去的储蓄习惯可能会影响到当期的储蓄行为，为了控制储蓄习惯对储蓄行为的影响，我们在模型的控制变量中还加入了储蓄率的一阶滞后项，由此式(10)静态面板数据模型变成了动态面板模型式(11)。

本文将计量模型设置如下：

sit=α+β1pit+β2pit+si，t-1+γX+ηi+Tt+εit

(10)

其中，sit表示农户i在第t期的家庭人均储蓄率；pit为转移劳动力的返乡计划或可能性；X为影响农户家庭储蓄率的其他控制变量，包括家庭成员的受教育程度、年龄、小孩数量、在校生数量、家庭类型、家庭收入来源、家庭经营主业等；ηi为无法观察到的农户家庭个体效应，Tt为时间效应，εit为随机干扰项。本文关注的系数β，预期符号为正。

对于动态面板数据模型，本文采用广泛用于动态数据模型的广义矩估计(GMM)方法进行估计。广义矩估计可分为差分广义矩和系统广义矩估计方法，但差分广义矩估计存在弱工具变量问题。为了解决弱工具变量问题，Blundell和Bond证明了系统广义矩估计(SYS-GMM)比差分广义矩估计方法有更好的估计性质[17]，他们将差分GMM和水平GMM结合作为一个系统进行估计，该方法也被学术界广泛应用于估计动态面板数据模型，SYS-GMM估计不仅充分利用了水平方程的信息，而且还利用了差分方程所包含的信息，能有效解决参数估计不一致和有偏问题。因此，本文主要采用系统广义矩估计方法。考虑到结果的稳健性，也采用其他方法估计作为对比和参考。

(二)数据来源与变量选择

1.数据来源

使用全国农村固定观察点山西农户跟踪观察样本，该调查系统采取分层抽样确定调查村、户，每年调查10个村，每个村100户，年均1 000个左右的调查样本。该调查系统已成为观察和了解中国农村居民生活、生产重要变迁的微观数据，也是迄今为止最完整的微观农户数据。由于在整个调查期间，存在个别村庄合并，跟踪观察户的消亡、分户等情况，因此数据为非平衡面板数据。农户调查表自2003年增加了对家庭成员就业信息的调查，因此，本文的数据为从2003—2017年，剔除关键变量缺失和异常值后，得到有效样本14 170个。

2.变量选择与描述性统计分析

储蓄率：储蓄率是被解释变量，全国农村固定观察点农户调查表中不直接涉及储蓄指标，现有文献对储蓄率的定义也较多，如Butelmann和胡翠等在实证过程中采用两种修正方法，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[18-19]。万广华等根据中国农村家庭收入的现实情况，采用农村家庭(纯收入-生活消费支出)/纯收入来计算家庭储蓄率[20]。本文借鉴万广华等的方法计算农村家庭人均储蓄率，考虑到物价因素对数据的影响，经过农村消费价格指数去通胀处理(2003年物价指数为100)。

转移劳动力返乡计划或返乡可能性：这是本文的核心解释变量，根据前文分析，在城乡二元结构下，转移劳动力返乡计划不仅受到主观返乡意愿的影响(如告老还乡、叶落归根、乡愁等)，更受到城市落户限制、基本公共服务供给、包容度等客观因素的显著影响，城乡二元户籍分治从来都不是停留在表面上，尽管近年来政府不断加大农民工市民化支持力度，如取消城乡户籍登记，统一为居民户口登记，表面上看户籍制度已经回归人口登记和管理的本位功能，但依附在户籍背后的社会福利却仍然是横旦在城乡居民之间的“无形的墙”，农民工即使在城市有稳定工作和收入来源也依然将自己视为这个城市的“过客”，尤其是在北上广深等一线城市和省会城市。因此，本文采用转移劳动力外出工作地点来客观衡量其返乡的可能性。借鉴刘彬彬等劳动力流动就业地点的划分方法[21]，本文将劳动力转移地点划分为“村外县内”(本乡外村和本县外乡)、“县外省内”(外县农村和城镇)、“省城”(本省省城)和“省外境内”(省外农村和城镇)四种(1)需要特别说明的是，考虑到部分家庭存在两个及以上劳动力外出就业地点不同的情况，我们删除了这部分样本。。考虑到行政区划边界以及城镇吸引力的差异，转移劳动力从村外县内，到县外省内和省城，再到省外境内，其永久性转移的可能性随之下降，相反返乡可能性在不断增加。如省会城市对于转移劳动力而言，具有较多的就业机会和较高的收入以及更多有吸引力的城市基本公共服务(教育、医疗等)，主观上想永久性转移到省会城市，但客观上农村转移劳动力要在省会城市站稳脚跟，实现市民化的可能性显然较小，即返乡可能性较高。省外境内对转移劳动力就业和提高收入可能存在吸引力，但要让其实现举家迁徙、永久性转移的可能性更低，因为一方面跨省行政区划边界不易打破，另一方面省外农村和城镇的社会福利对于转移劳动力永久性转移而言缺乏足够的吸引力。之所以选择转移劳动力外出就业地点作为返乡可能性的代理变量，主要基于以下考虑：现有大样本的微观数据很少涉及转移劳动力返乡计划的调查，即使有该指标也仅涉及转移劳动力短期的主观意愿，并且这种意愿随时间变化，主观性较强，无法全面客观反映转移劳动力面临的“二元”结构的影响。如年轻人到北上广深等大城市务工，可能面对大城市的繁华，暂时没有返乡计划或意愿，但从中国目前现实看，主观上即使没有返乡计划或意愿，而客观上，随着年龄的增长，其返乡或回到所在小城镇只是时间问题。相反，那些转移到附近小城镇的农民工实现永久性转移的可能较大。因此，本文以转移劳动力外出从业地点这一客观指标作为返乡计划或可能性的代理变量，有其合理性。

其他控制变量：根据经典的持久收入-生命周期理论，年龄、年龄结构、收入是影响家庭储蓄的重要因素，因此本文将家庭成员平均年龄、年龄的平方、健康、人均纯收入的对数、总抚养比等作为控制变量。老人抚养比用65岁及以上人口占家庭总人口的比重来代理，少儿抚养比用0～14岁人口占家庭总人口的比重来代理(2)由于部分样本家庭没有劳动力，考虑到分母为零没有意义，因此这里用家庭总人口代替家庭总劳动力。。现有研究表明中国居民存在明显的预防性储蓄动机[22]，因此，本文在回归模型控制了保险，用家庭实际人均保险支出作为代理变量。教育支出一直是家庭的重要开支，尤其是高等教育产业化后，为教育储蓄可能是家庭储蓄的重要动机之一，因此加入了家庭16岁以上学生人数作为控制变量。此外，本文还控制了家庭类型、家庭主要收入来源、家庭经营主业、家庭人口规模等家庭特征变量，以及时间和个体效应，考虑到时间虚拟变量需要消耗更多的自由度，且储蓄率可能存在时间趋势，因此在模型加入了时间趋势项。变量定义及描述性统计分析详见表1。

表1 变量定义及描述性统计分析

图1 家庭储蓄率与外出从业地点的关系图

从家庭储蓄与外出从业地点的关系看(见图1)，在山西省2003—2017年观察期，农村劳动力转移到村外县内就业的家庭储蓄率为39.89%，转移到县外省内就业的储蓄率为41.28%，转移到省外境内就业的储蓄率为43.33%，转移到省城就业的储蓄率为43.44%。可见，劳动力转移地点与家庭储蓄率正相关，原因是：在城乡“二元”结构下，省城和省外对于农村转移劳动力实现永久性转移的可能性较小，随着转移劳动力年龄的增加，在一定程度上返乡是必然的，而对于县内或县外省内的转移劳动力，在中国政府加大推进城镇化进程中，尤其是小城镇，转移劳动力在小城镇“安家乐业”的可能性较高，即返乡可能性较低。因此，从描述性统计结果看，返乡计划或可能性对于农户家庭的长期储蓄行为有显著影响。当然，家庭储蓄率的影响还受到很多因素的影响，更准确的估计两者间的关系还依赖于严谨的计量模型。接下来，我们将对返乡可能性与家庭储蓄率进行更为严谨的计量分析。

(三)实证分析与结果

面板数据回归一般有随机效应和固定效应，经过Hausman检验，P值小于0.01，因此模型估计适合采用固定效应估计。为了观察核心解释变量与控制变量对家庭储蓄率的影响，采用逐步添加变量进行实证分析，以考察实证分析结果的稳健性。从表2静态回归结果看，从模型1至模型5，返乡可能性变量系数均为正，且显著。说明在中国城乡“二元”结构下，受制于“二元”户籍制度转移劳动力返乡可能性越高，则家庭储蓄率越高，这与前文理论推导结果一致。

尽管面板固定效应模型可以在一定程度上解决遗漏变量问题，但模型本身可能包含内生性解释变量，尤其是模型包含被解释变量的滞后项时，为了解决模型本身可能存在的内生性问题，采用SYS-GMM进行回归估计。SYS-GMM估计有效的前提是“扰动项不存在二阶自相关”和“所有工具变量均有效”，从表3的检验看，扰动项AR(1)的P值小于0.01，表明随机扰动项存在一阶自相关，但AR(2)的P值为0.73，表明扰动项不存在二阶自相关。Hansen检验的假设为“所有工具变量均有效”，P值为0.26，说明SYS-GMM估计所有使用的工具变量均符合外生性假定。因此，基于SYS-GMM估计的结果一致且有效。

表2 静态面板估计结果

表3模型1为动态面板随机效应估计，模型2为动态面板固定效应估计，模型3为系统广义矩估计。从3模型3估计结果看，返乡可能性变量的系数为3.67，且在1%的水平上显著。这进一步表明，在通过SYS-GMM解决内生性问题后的结果依然稳健。人均纯收入变量的系数显著为正，表明随着收入增加，储蓄率也随之上升，这符合凯恩斯消费储蓄理论的预测。但农户家庭储蓄率的一阶滞后项的系数为负，且不显著，表明农户的储蓄行为没有显著的“惯性”。从家庭年龄与家庭储蓄率的关系看，年龄变量的系数显著为正，年龄平方的系数为负且显著，这与持久收入-生命周期理论预测一致。从储蓄率与抚养比的关系看，小孩抚养比变量的系数显著为正，并且系数较大，但老人抚养比变量的系数为正，但不显著，这在一定程度上表明，一方面中国农村家庭的父母的遗赠动机较强，另一方面也表明“可怜天下父母心”，尤其是在中国，父母为孩子储蓄是相当普遍的现象。受教育程度与储蓄率显著负相关，即受教育程度提高1年，家庭储蓄率下降1.64个百分点，这是因为受教育年限越长，其工作机会越多，收入越稳定，可能会降低预防性储蓄动机。家庭16岁以上学生人数与储蓄率负相关，但不显著。健康状态与储蓄率负相关，但不显著。保险与储蓄率显著负相关，因此，继续完善农村社会保障体系，加大对农村居民的社会保障的转移支付力度，让更多农民享受更多的社会保障，有助于降低居民的预防性储蓄动机，解决农民“病有所医”、“老有所养”有助于刺激消费，扩大内需。时间趋势变量的系数为负，且显著，表明随着时间的推移，农户家庭的储蓄率呈下降趋势。在家庭特征变量中，家庭收入来源和家庭经营主业变量的系数显著为负，即家庭收入来源于家庭经营为主和经营主业为农业的农户家庭的储蓄率较其他情况的农户储蓄率要低，其他家庭特征变量的系数均不显著。

表3 动态面板估计结果

五、稳健性检验

考虑到转移劳动力的农户样本可能存在自我选择问题，为了进一步检验模型的稳定性，本文使用倾向匹配估计(PSM)方法对式(11)进行稳健性检验。将劳动力返乡看作是一次“准自然实验”，分别将劳动力转移到“村外县内”、“县外省内”、“省城”和“省外境内”的农户家庭视为处理组，而其他具有相似特征的农户分别作为控制组，比较处理组和控制组家庭储蓄率之间的差异。在进行PSM估计之前，先要进行匹配得分估计，采用与式(11)一致的控制变量作为匹配估计的协变量，采用主流的Logit回归得到匹配得分；然后采用一对一有放回近邻匹配。从估计结果看，“村外县内”的参与者处理效应(ATT)为3.29，其在5%的水平上显著，即劳动力转移到“村外县内”的农户家庭储蓄率较具有相似特征的家庭储蓄率高3.29%。“县外省内”的参与者处理效应(ATT)为4.92，且显著，即劳动力转移到“县外省内”的农户家庭储蓄率较具有相似特征的家庭储蓄率高4.92%。尽管“省城”的参与者处理效应(ATT)为负，但不显著，然而，“省城”的非参与者处理效应(ATU)和整体处理效应(ATE)均为正且显著。“省外境内”的参与者处理效应(ATT)为7.37，且在10%的水平上显著，即劳动力转移到“县外省内”的农户家庭储蓄率较具有相似特征的家庭储蓄率高7.37%。总体上，从劳动力流动到“村外县内”、“县外省内”，再到“省城”和“省外境内”对家庭储蓄率的影响看，转移劳动力返乡可能性越高，其家庭储蓄率越高。这与前文理论模型预测一致，进一步表明本文研究结论的稳健性。

六、结论与启示

在城乡“二元”结构下构建了转移劳动力两期世代交叠模型，从理论上分析了劳动力暂时性转移与家庭储蓄行为的关系，探讨了转移劳动力返乡可能性对家庭储蓄率的影响，并采用2003—2017年山西农村固定观察点农户跟踪调查样本进行实证分析，结果发现：第一，无论是采用静态面板、动态面板，还是采用解决内生性的SYS-GMM估计，均得出了劳动力暂时性转移对农户家庭储蓄率有显著正向影响，即转移劳动力返乡可能性越高，其储蓄率也越高。这一结论经过稳健性检验仍然成立。第二，在城乡“二元”结构下，暂时性劳动力流动是导致农户家庭储蓄率上升的主要原因，因此，二元结构是导致中国农村家庭储蓄率不断上升的结构性因素。第三，从转移劳动力与家庭储蓄率的正相关关系看，中国城乡二元融合程度还较低，到2020年实现1亿农民工市民化的任务还很艰巨。

由此得到以下启示：第一，推动户籍人口的城镇化，让更多的转移劳动力举家迁徙，实现市民化有利于扩大内需，否则以常住人口计算的城镇化对于扩大内需没有实质性影响，在一定程度上反而抑制了消费。第二，转移劳动力返乡计划和可能性不仅取决于转移劳动力对于未来计划和预期，实际上更取决于城镇对转移劳动力的接纳程度，尤其是城镇基本公共服务的供给能力，能否给予转移劳动力公平的市民化待遇对于扩大内需具有重要意义。第三，从储蓄角度看，目前城乡“二元”结构下，暂时性转移的劳动力要真正融入城市任重而道远。越是大城市对农村转移劳动力吸引力越大，但农民工越难融入城市，返乡可能性就越高，因此，其家庭预防性储蓄动机越高。