二元结构下中国流动人口回归意愿与储蓄行为：基于2012年北京、上海、广州流动人口动态监测数据的实证研究_二元结构论文

二元结构下中国流动人口的回迁意愿与储蓄行为——来自2012年北京、上海、广州流动人口动态监测数据的经验证据，本文主要内容关键词为：流动人口论文,广州论文,上海论文,北京论文,中国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      中国储蓄率在20世纪90年代先降后升，而2000年代以来持续上升已是不争的事实（Modigliani and Cao，2004；Song and Yang，2010）。就结构来看，1978年～2012年间政府最终消费比重相对稳定，在12.81%～16.05%之间，特别是2006年以来始终在13%左右；而居民最终消费率持续下降，近三十几年的最高值52.47%出现在1981年，之后则大幅度下降至2012年的34.94%；同时，城乡居民最终消费比不断拉大，20世纪90年代以来城市居民消费支出一直高于农村，此后城乡居民消费比不断上升，2012年已达3.5。这种居民储蓄居高不下的结构性失衡局面，难以得到缓解。

      另一方面，国际环境恶化、国内生产能力过剩、要素市场发育迟缓与中国不可持续的经济增长模式之间的矛盾不断激化，以城镇化提振内需成为现阶段经济转型的首要内容。然而中国特有的“半城镇化”现象，限制了城镇化对消费的拉动。对比来看，陈斌开和杨汝岱（2013）利用城镇住户调查数据发现2002～2007年间中国城镇居民家庭储蓄率持续上升，2007年达到29%；谢勇（2011）根据2006年中国综合社会调查得到，基于狭义消费和广义消费的农户家庭储蓄率分别为40.9%和15.8%；而根据2012年北京、上海、广州流动人口动态监测数据库（下简称“动态监测”），三地流动人口平均家庭储蓄率达54.60%，剔除汇回款后的本地储蓄率也达到46.40%①，可见流动人口家庭储蓄率相对更高。陈斌开等（2010）利用CHIPS数据也发现流动人口边际消费倾向比城镇户籍人口低14.6个百分点。特别是农民工，由于“没有获得城市户籍或市民身份”，其作为“稳定劳动力供给、新增消费需求、城市基础设施建设需求、社会保障制度贡献者的作用，没有得到充分发挥”（蔡昉，2010），因此农业户籍流动人口家庭的储蓄率可能更高。

      随着人口迁移流动加剧，探讨流动人口家庭储蓄行为愈发必要。根据国家卫计委《中国流动人口发展报告2013》，2012年中国流动人口为2.36亿，占全国人口规模近18%；国家统计局发布的2012年全国农民工监测调查报告则显示，全国农民工总量近2.63亿，其中外出农民工1.63亿。在户籍改革滞后和二元结构的背景下，人口流动性越来越强、城乡迁移规模越来越大，这是否是中国居民储蓄率不断攀升的一个重要原因，其中的影响机制又是什么，这正是本文研究的主要问题，也是对中国高储蓄研究的重要补充。本研究的主要创新和贡献在于：第一，使用了具有时效性和代表性的流动人口数据库；第二，从理论和实证两个层面，以人口“流动性”和“二元特征”为原因，分析了流动人口家庭储蓄行为；第三，为解释中国高储蓄之谜提供了新的可靠的角度。

      全文结构安排如下：第二部分为国内外文献综述；第三部分以人口“流动性”、“二元结构”为背景构建关于流动人口家庭储蓄行为的理论模型；第四部分为数据来源和变量界定；第五部分为待检验假设与模型识别；第六部分为计量回归及结果；第七部分为结论。

      二、文献综述

      国外对消费储蓄行为的理论解释主要经历了三个阶段。第一阶段是绝对收入假说和相对收入假说。第二阶段是持久收入假说和生命周期假说，前者将收入和支出分为持久性和临时性部分，持续收入与持久支出比由财富、利率等决定，与临时收入无关；后者则认为家庭选择消费模式来最大化整个生命周期总效用。第三阶段是理性预期持久收入假说、预防性储蓄理论和缓冲储备理论，这些理论成为解释中国高储蓄的主要依据。

      高储蓄问题的重要性在于其阻碍了中国经济的可持续发展，并且中国三十余年的黄金发展与悲观预期下的高储蓄形成了悖论（Song and Yang，2010）。对于中国居民高储蓄，学界给出的原因主要有：第一，经济增长、收入结构转变和人口少子老龄化导致储蓄率升高（Modigliani and Cao，2004；汪伟，2009）。第二，不健全的金融市场和流动性约束导致居民出于未来特定支出目的而增加储蓄（杜海韬和邓翔，2005）。第三，家庭财富影响，例如，房地产财富有助于促进居民消费，但房改后房价上涨产生的房地产财富效应有所减弱（黄静和屠梅曾，2009）。第四，家庭结构变动和家庭脆弱性增加预防性储蓄（何平等，2010）。第五，制度变迁、经济转轨原因增加了居民支出的不确定性（罗楚亮，2004），例如，Carroll et al.（1994）的经验研究表明亚洲移民有更高的教育支出倾向，因此过高的教育支出及高等教育改革会增加未来预期支出（杨汝岱和陈斌开，2009）。第六，性别失衡，有男孩的家庭会增加储蓄以增强孩子在未来婚姻市场上的竞争力（Wei and Zhang，2009）。第七，偏好储蓄的文化（袁志刚和朱国林，2002）。总体来看，学界对中国高储蓄的一个基本共识是，中国高储蓄与制度转型、预防性储蓄动机较强最为相关。

      此外，城乡差异也是中国高储蓄的重要原因。何平等（2010）的经验研究指出日益扩大的城乡差异增加了居民家庭脆弱性，进而导致居民储蓄增加。另一方面，城乡壁垒使城乡居民的消费储蓄行为明显不同，农村居民储蓄存款增长速度远远超过其收入增长，预防性储蓄动机更为明显。尽管城镇化能够通过结构效应、交易效应、保障效应和收入效应拉动消费、降低储蓄，但现阶段，与市民化相关的结构效应和保障效应并未发挥明显的拉动消费的作用（万勇，2012），对此学界也尚未给出原因及经验证据。

      聚焦到流动人口储蓄行为，国外研究基本形成了三种判断：第一，“人口流动性”使流动人口储蓄率偏低。Stark and Levhari（1982）的经验研究指出迁移有助于分散风险，相对迁出地居民来说移民储蓄率较低。Rosenzweig and Stark（1989）发现，在信贷市场不健全、农业技术不发达情况下，印度农村女性通过婚姻式迁移降低了家庭收入和消费的不确定性。另一方面，Amuedo-Dorantes and Pozo（2002）指出美国当地移民储蓄倾向远低于当地居民，因为移民通过与迁出地的联系更有效的规避了风险。第二，流动人口储蓄率偏高。Djajic and Milbourne（1988）建立了一般均衡模型指出较低的未来预期收入增加了移民边际财富效用，因此相对迁入地居民，移民储蓄偏高。Galor and Stark（1991）将回迁意愿和未来预期收入结合，指出回迁意愿越高则移民储蓄率越高。Sinning（2011）的经验研究也指出临时性移民的储蓄率要远高于永久迁移型家庭，回迁意愿不仅影响家庭回邮行为，也改变了移民在现居地的消费行为。另外，Hoddinott（1994）为解决迁移的选择性偏误，将迁移和其他家庭成员效用共同纳入家庭效用函数，指出移民增加储蓄可能与他们为争取更多的遗产而增加汇回款有关。第三，流动人口储蓄高低具有不确定性。Dustmann（1997）将返回式迁移、不确定性引入生命周期模型，指出迁移对储蓄的影响依赖于迁出地和迁入地劳动力市场的工资差异、风险及联系。总体来看，上述三种判断的形成主要与迁出地和迁入地风险联系和转移情况有关。

      移民储蓄行为的特殊性还在于其与回邮行为有关。新移民经济学首先将汇回款引入家庭储蓄的分析中，指出不同目的的汇回款对储蓄的影响也不同（Hoddinott，1994）。Dustmann and Mestres（2010）指出临时性迁移会大大增加用于各种目的的汇回款从而增加移民储蓄，其中对用于家庭支持的汇回款影响最大。Osili（2007）在两阶段生命周期中将移民储蓄分为迁出地储蓄和迁入地储蓄，指出移民第一期收入增加和迁出地家庭资源相对富足均将带来两种储蓄的增加，第二期收入增加将增加迁入地储蓄、降低迁出地储蓄。

      国内针对流动人口家庭储蓄行为的研究极少。对我国居民储蓄的研究主要有包括对城镇居民储蓄的分析（宋铮，1999；杭斌和申春兰，2004；周绍杰等，2009），以及对农村居民储蓄的分析（Giles and Yoo，2007），其中，刘明志（1998）全面解释了我国农村居民高储蓄倾向的原因，除了农业生产受气候因素和农产品市场风险等不确定性的影响外，还包括制度不完善造成的农户负担过重，缺乏生产经营自主权，公共服务缺失，基础设施落后等。

      总之，理性家庭以分散风险、平滑消费为目的进行储蓄。而流动人口群体的特殊性在于个体流动性、迁出地和迁入地间的联系也将进入其效用函数，从而改变家庭储蓄行为。二元结构下，中国流动人口回迁意愿和储蓄行为不同于国外移民，因此有必要深入研究。

      三、理论模型

      以生命周期理论和预防性储蓄假说为理论背景，借鉴Galor and Stark（1991）、Dustmann（1997）的研究，我们用两阶段决策模型刻画中国流动人口储蓄行为与回迁意愿、二元结构的关系。

      

      其他假设：劳动力供需数外生，假设迁移者拥有单位劳动力；迁入地和迁出地购买力不同，设迁入地商品价格为1，迁出地商品价格为P，其中，0＜P＜1；迁出地和迁入地资本回报率相同，并在第一期和第二期保持不变。

      该典型迁移者效用函数如下：

      

      约束条件：

      

      迁移者效用最大化函数为：

      

      由一阶条件得到：

      

      满足最大化效用的储蓄率

由其隐函数式（1）确定，利用式（1）进行外生变量q、π对最优储蓄率的比较静态分析。

      （一）回迁概率对最优储蓄率的影响

      

      命题一：当迁移者第一期边际效用大于第二期继续居留的边际效用贴现，或第二期回迁的边际效用大于继续居留的边际效用，则回迁概率越高，流动人口家庭储蓄率越高。

      推论1：回迁概率对于迁移者储蓄行为的影响，依赖于迁入地和迁出地的生活成本差异、资本流动性，以及最终能够进入城镇正规部门就业的可能性。

      （二）二元结构对最优储蓄率的影响

      

      式（3）小于零，得到：

      命题二：迁移者进入迁入地现代部门获得较高工资或从事正规就业的可能性越低，即二元分割程度越高，迁移者家庭储蓄率也越高。

      进一步的，若消除城市内部劳动力市场分割（π=0）、消除资产流动性障碍（θ=0），模型将简化至Galor and Stark（1991）的模型。而若劳动力市场彻底分割（π=1）、资产完全不流动（θ=1），即制度变革严重滞后于人口流动过程，则会出现回迁概率越低、储蓄率越高的情形，随着我国人口迁移加剧和流动人口长期居留倾向增强，该情形将严重阻碍城镇化拉动内需的功能。

      四、数据来源与变量界定

      （一）数据来源

      研究数据来源于2012年上海、北京、广州流动人口动态监测数据库②，共含24978个流动人口家庭，24978个被访者的详细信息和75051个流动人口家庭成员的基本信息。在对“家庭平均月收入”、“家庭平均月支出”、“汇回款”、“家庭月食品支出”等变量进行剔除缺失值处理后，研究所用样本共计20015个家庭，其中上海、北京和广州分别为12322个、4456个和3237个。研究涉及相关变量的统计特征如下页表1。

      （二）被解释变量

      一般而言，家庭可支配收入减去消费支出为储蓄额，其中狭义消费指家庭基本生活支出，广义消费除了狭义消费还包括教育、医疗支出等（陈斌开和杨汝岱，2013）。本研究中家庭月平均支出是指除借贷以外的家庭全部实际支出，收入为家庭月平均可支配收入。据此，研究定义家庭全部储蓄额为家庭月平均收入减去月平均支出，全部储蓄率为全部储蓄额除以家庭月收入；本地储蓄额为全部储蓄额减月平均汇回款，本地储蓄率为本地储蓄额除以家庭月收入，其中，汇回款含现金和折合现金的实物。根据动态监测，有回迁意愿和无回迁意愿的流动人口家庭全部储蓄率分别为55.23%和54.48%，本地储蓄率分别43.37%和46.97%。

      （三）解释变量

      1.关键变量

      回迁意愿代理变量为“短期回迁户籍地计划”，由问卷题目“是否打算在本地长期居住（五年以上）”和“如果不打算长期居住，准备去何地”合并得到。

      其他关键解释变量有：户籍、职业属性③或是否非正规就业。其中，非正规就业是指“与劳务派遣公司发生雇佣关系”的就业类型。

      2.控制变量

      控制变量有：第一，被访者个体特征，包括性别、年龄、教育④、现居地、户籍地，其中，低教育程度的劳动力面临更多收入风险导致预防性储蓄增加（Osili，2007），更高教育水平会减少移民汇回款（Faini，2007），也能增强家庭的信息获取能力从而降低不确定性。第二，家庭特征，包括本地家庭规模和家庭年龄结构。此外，社会保障状况也影响家庭储蓄行为，但由于控制变量已含影响流动人口社会保障可得性的有关变量，例如，职业属性、现居地、户籍等变量，因此不纳入社会保障变量不会对结论产生实质性影响。

      

      五、待检验假设与模型识别

      （一）待检验假设

      根据理论模型中得到的命题及推论，经验研究将对如下假设进行验证：

      假设一：回迁意愿影响流动人口家庭储蓄行为。回迁意愿越高，储蓄率越高。

      假设二：城乡二元结构影响流动人口家庭储蓄行为。如果户籍地家庭收入面临更多不确定性和家庭财富极其有限，则流动人口在现居地储蓄也更多，由此推断农业户籍流动人口家庭相对非农户籍流动人口家庭储蓄率可能更高。

      假设三：城市内部劳动力市场的二元结构影响流动人口家庭储蓄行为。就业于城市非正规部门或蓝领阶层的流动人口家庭面临更多收入风险、失业风险和家庭生活风险等，有较强预防性储蓄动机，这部分群体储蓄率也较高。

      （二）模型识别

      “短期回迁户籍地计划”作为回迁概率（回迁意愿）的代理变量可能存在测量误差而造成衰减偏误（Dustmann and Mestres，2010），而同时影响回迁意愿和储蓄率因素未被捕捉到会造成内生性问题，例如，悲观者往往高估劳动力市场冲击从而具有较高回迁概率和储蓄率。对此，模型采用工具变量“户籍地是否有土地”和“离开户籍地时间”。这是由于目前农村土地市场尚未完善、农民财产权利不甚明晰，户籍地有土地的流动人口家庭受土地“回拉力”作用而回迁意愿更强，但这并不直接影响流动人口家庭储蓄行为。对于“离开户籍地时间”变量，流动人口外出时间越长，回迁概率也越低，而这也不直接影响流动人口家庭储蓄行为。需要注意的是，迁入现居地时间不同于工具变量“离开户籍地时间”，前者影响流动人口家庭储蓄行为，而后者只影响回迁意愿，数据显示流动人口离开户籍地时间比迁入现居地时间平均约早2.31年。此外，在分析回迁意愿对储蓄率影响机制中，OLS回归包含回迁意愿与其他变量的交叉项时，工具变量回归除了“户籍地是否有土地”和“离开户籍地时间”，还引入“户籍地是否有土地”和其他变量的交叉项、“离开户籍地时间”和其他变量的交叉项作为工具变量。

      六、计量分析

      经验研究的论证过程分为三部分。第一部分为针对待检验假设的核心结论的论证部分。第二部分是对第一部分核心结论的稳健性检验。第三部分将分析流动人口回迁意愿对家庭储蓄行为的影响机制。

      （一）以全部储蓄率为被解释变量的核心结论验证

      表2列出了对待检验假设的验证结果，列（1）是只含有关键变量的OLS回归。列（2）是包含全部变量在内的OLS回归，估计结果显示：有回迁意愿、农业户籍和蓝领工人的流动人口家庭储蓄率相对更高。其中，有回迁意愿比无回迁意愿的流动人口家庭储蓄率显著高4.44个百分点。农业户籍比非农户籍流动人口家庭储蓄率显著高5.59个百分点，国外经验研究也得到类似结论，出生于农村地区的移民在现居地的储蓄和汇回款均比本地居民多（Osili，2007；Dustmann and Mestres，2010）。蓝领工人比白领人员流动人口家庭储蓄率显著高5.54个百分点。

      

      其他控制变量估计结果显示：收入越高的流动人口家庭储蓄率也越高，符合一般储蓄行为规律；有金融资产的流动人口家庭，储蓄率较低，金融投资显示了该类家庭的风险厌恶类型，即非绝对风险厌恶，因此预防性储蓄动机相对较弱；上海相比北京流动人口家庭储蓄率更高；流动人口家庭储蓄率以户籍所在地为东中西地区依次递增；被访者年龄、性别、教育程度对家庭储蓄率均有显著影响；现居地流动人口家庭规模越大，储蓄率越低，某种程度上表明家庭型迁移有助于降低流动人口家庭储蓄率。

      列（3）是工具变量回归的估计结果，工具变量通过过度识别检验、弱工具变量检验和豪斯曼检验。估计结果显示，回迁意愿对储蓄率的影响进一步增加，说明内生性导致OLS回归中回迁意愿对储蓄率的影响被大大低估，而户籍和职业属性变量对全部储蓄率的影响方向和显著性不变、程度略有减弱。

      （二）稳健性检验

      为考察上述结论的可靠性和稳健性，将进行两方面稳健性检验。

      1.替换现有变量

      非正规就业群体缺乏社会保障、工资较低、工作稳定性较差，符合理论模型中关于城市内劳动力市场二元结构的内涵。因此使用“是否非正规就业”变量替代职业属性变量，进行OLS回归和工具变量回归，工具变量通过过度识别检验、弱工具变量检验和豪斯曼检验。结果显示非正规就业群体储蓄率明显偏高，其他关键变量依然显著、并与表2估计结果差别不大（表3）。

      2.拆分被解释变量

      上文验证了回迁意愿、户籍和职业属性对全部储蓄率具有稳定的显著影响。全部储蓄包括本地储蓄和汇回款，本地储蓄常用于平滑生命周期消费，转化为未来在现居地或回迁后的消费；汇回款则主要转变为当前户籍地其他家庭成员的消费（Dustmann and Mestres，2010），也可能转变为流动人口未来回迁后的消费。宏观来看，本地储蓄率比汇回款更加关系到当前的储蓄情况，因此剔除汇回款考察回迁意愿、户籍和职业属性对本地储蓄率的影响。根据OLS回归，回迁意愿更强、农业户籍、蓝领工人流动人口家庭本地储蓄率也更高。工具变量回归通过过度识别检验、弱工具变量检验和豪斯曼检验，回迁意愿的系数显著增加。

      

      

      根据稳健性检验结果，替换现有变量并未对核心结论产生根本影响，并且将全部储蓄率剔除汇回款拆分为本地储蓄率后，回迁意愿、户籍和职业属性对本地储蓄率影响依然显著，由此证明第一部分对核心结论的论证具有稳健性和可靠性。

      （三）回迁意愿对流动人口家庭储蓄率的影响机制的分析

      二元结构限制了流动人口在迁入地和户籍地间的风险转移，降低了流动人口的风险应对能力，因此，不难理解与二元结构有关的户籍和职业属性显著影响了流动人口家庭储蓄行为。然而，回迁意愿对流动人口家庭储蓄率的影响机制，尚待探讨。根据Dustmann（1997），回迁意愿影响移民储蓄行为，可能是因为移民需要为回迁后可能面临的不确定性或更高的成本，包括交通成本，做出预防性储蓄，但他并未给出经验证据。因此，下文以回迁后可能面临更多不确定性的那部分群体为研究对象，考察他们的回迁意愿对储蓄率的影响是否比其他群体更高，由此来考察回迁意愿对流动人口家庭储蓄率的影响机制。下文将主要考虑三个机制：回迁后面临的就业不确定性、家庭收入不确定性以及预期支出的增加。

      1.回迁后面临的就业不确定性的影响

      以上月小时工资作为劳动者劳动生产率和劳动能力的代理变量，小时工资越低表明劳动者工作能力较低，则回迁后可能面临更多失业风险。因此在表2含全部变量的回归中引入两个变量：上月小时工资、回迁意愿和上月小时工资的交叉变量，OLS估计显示有更强回迁意愿的小时工资较低群体家庭储蓄率显著高于其他群体，即有更强回迁意愿、面临更多就业风险的群体家庭储蓄率更高。工具变量回归通过过度识别检验、弱工具变量检验和豪斯曼检验，结果显示交叉项对于家庭储蓄率的影响较OLS回归有所增加。

      

      2.回迁后面临的家庭收入不确定性的影响

      根据动态监测，迁入前有18.84%的样本就业状态为务农，这部分群体回迁后很可能继续务农，而农业收入风险相对更高（刘明志，1998），导致该群体回迁后面临更大的家庭收入的不确定性。因此在表2含全部变量的回归中引入两个变量：务农、回迁意愿和务农的交叉变量，OLS估计结果显示，有更强回迁意愿的迁入前务农群体家庭储蓄率显著高于其他群体。工具变量回归通过过度识别检验、弱工具变量检验和豪斯曼检验，结果显示交叉项对家庭储蓄率的影响较OLS回归有所增加（表6）。

      

      3.现居地预期支出增加的影响

      北京、上海、广州作为中国主要的流动人口集聚城市，有充裕的工作机会、较高的工作收入，但生活成本也相对较高，特别是在地区间的福利分割体系下，购房、子女教育等问题导致有继续居留意愿的流动人口的预期支出增加，从而增加预防性储蓄。因此，将样本分为在现居地有自购房组和无自购房组、有高中及以下教育阶段子女组和无高中及以下教育阶段子女组，无自购房组在现居地有更高的预期购房支出，有高中及以下教育阶段子女组在现居地有更高的预期子女教育支出。无自购房组和有高中及以下教育阶段子女组这两组样本中回迁意愿对储蓄率存在两种相反的作用，一方面，继续居留带来预期支出增加，导致储蓄上升，即回迁意愿越强、储蓄率越低；另一方面，回迁导致预期收入和就业风险增加，导致储蓄上升，即回迁意愿越强、储蓄率越高。下文将通过经验数据来检验在这两组样本中，回迁意愿对储蓄率的影响情况。

      对无自购房组，OLS回归显示回迁意愿越高储蓄率也显著越高。工具变量回归通过过度识别检验、弱工具变量检验和豪斯曼检验，回迁意愿对储蓄率的影响较OLS回归从0.0446增加到0.7177（表7），且回迁意愿的估计系数率高于表2对应系数。这说明，即使存在预期住房支出可能导致预防性储蓄动机增强，回迁意愿越高储蓄率依然显著越高。

      目前，我国高中及以下教育阶段的外来务工人员随迁子女，在常住地就读往往需要支付额外费用⑤，而到大学阶段这种地区差异就不再存在，因此有高中及以下教育阶段子女的继续居留的流动人口家庭，子女教育的预期支出较其他群体更高。而有高中及以下教育阶段子女组样本的OLS回归显示，回迁意愿越高、储蓄率显著越高。工具变量回归通过过度识别检验、弱工具变量检验和豪斯曼检验，估计结果表明回迁意愿对储蓄率的影响较OLS回归从0.0503增加到0.6749（表7），且回迁意愿的估计系数率高于表2中的对应系数。这说明，即使存在预期高中子女教育支出，回迁意愿越高储蓄率依然显著越高。

      当前预期支出增加所导致的预防性储蓄并不是流动人口储蓄率偏高的主要原因，在北上广等高生活成本的大都市和二元结构的背景下，无回迁意愿的流动人口家庭即使可能面临更高的支出，其储蓄率依然显著低于有回迁意愿家庭的储蓄率，而有回迁意愿的流动人口家庭的预期收入降低、预期就业风险增加，则家庭储蓄率更高。现阶段预期收入降低、预期就业风险增加对预防性储蓄的影响大于预期支出增加对预防性储蓄的影响。

      

      在我国现阶段，迁移在某种程度上有助于缓解农村居民的家庭收入风险（谢勇，2012），但根据动态监测计算的流动人口家庭平均储蓄率均高于已有研究中城镇居民和农村居民家庭储蓄率，特别是，本研究指出当流动人口回迁意愿较强时储蓄率就更高。这在某种程度上就阐明了目前城镇化对内需拉动作用十分有限的原因（万勇，2012），回迁意愿和二元结构限制了流动人口发挥稳定消费者的作用，使流动人口家庭面临更多抉择和不确定性，因此其预防性储蓄动机也更强。

      根据本研究，我国流动人口的高储蓄行为主要受三方面因素的影响：

      第一，城乡户籍制度。研究指出农业户籍显著高于非农户籍流动人口家庭储蓄率。对此，可能的原因有：首先，由于户籍地家庭成员的效用也会影响流动人口的消费储蓄行为，而农村居民家庭面临更多收入风险，根据Hoddinott（1994），农业户籍流动人口可能会储蓄更多、汇回款更多以分担在户籍地家庭成员的收入风险。另外，农业户籍相对非农户籍流动人口社会保障更为缺乏，因此预防性储蓄动机较强，特别是随着教育、医疗费用的不断上升，农业户籍流动人口在现居地的家庭预期支出增加，导致预防性储蓄增加。

      第二，城市内劳动力市场的分割。研究指出当流动人口被边缘化而从事非正规就业，或就业层次过度低端化，其收入风险和失业风险均将增加，导致家庭预防性储蓄增加。

      第三，回迁意愿。对于回迁意愿越强则储蓄率越高的原因，本研究主要从回迁后面临的不确定性这一角度进行解释，包括回迁后的就业不确定性和家庭收入不确定性。研究也指出，现阶段预期收入降低、预期就业风险增加对预防性储蓄的影响大于预期支出增加对预防性储蓄的影响，这也提示了我们促进城市部门流动人口消费的政策措施的推进步骤，应当最先促进外来人口继续居留、降低其收入风险和就业风险，其次才是尽可能降低制度壁垒产生的预期支出增加。此外，回迁意愿对储蓄率也可能存在其他影响机制，例如，中国地方间社会保障处于不可对接状态，导致流动人口对社会保险支出的动机不强，从而增加家庭储蓄，这些都将作为本文的后续研究。

      除了为解释中国高储蓄提供了新的证据，本研究也对学术界长期提倡的促进流动人口永久性居留和家庭型迁移等，从拉动内需这一角度提供了经验支撑。促进流动人口及其家庭在城市的长期稳定居留，有助于彻底释放城镇化对内需拉动的潜能，有利于我国经济发展方式的转型。同时我们也看到，解除“半城镇化”产生的消费抑制，离不开配套制度的改革和建设，包括农村生产率提高以降低农村居民家庭收入风险、城乡劳动力市场充分发育、农村土地流转制度完善，以及城乡基本社会福利的统一安排等。

      ①关于“本地储蓄率”的详细解释参见本文“四、数据来源与变量界定”部分。

      ②抽样调查时间为2012年5月，调查对象为15～59岁在本地居住一个月及以上、非本市户口的男女性流动人口。调查不包括配偶或子女为本地户籍人口的流动人口，不包括调查时在车站、机场、旅馆、医院等地点的流动人口。

      ③蓝领工人指职业为如下群体：经商、商贩、餐饮、家政、保洁、保安、装修及其他商业服务业人员，农林牧渔水利业生产人员，生产、运输、建筑、其他生产运输设备操作人员及有关人员、无固定职业人员。

      ④未上过学教育年限为0年，小学为6年，初中为9年，高中为12年，中专为13年，大学专科为15年，大学本科为16年，研究生为19年。

      ⑤尽管国家规定义务教育采取属地原则，但实际落实过程中，为获取更高质量的教育资源，外来务工人员为子女支付借读费或其他名目的赞助费的现象依然存在。

标签：二元结构论文;  流动人口论文;  银行存款论文;  二元经济论文;  家庭结构论文;  经济论文;  移民论文;