农民工储蓄行为影响因素研究，本文主要内容关键词为：农民工论文,因素论文，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。
修回日期：2014-02-18 中图分类号：F832.22；F323.6 文献标志码：A 文章编号：2095-6924(2014)03-0252-07 一、引言 国家统计局2012年统计公报显示，截止年末，全国农民工总量为26261万人。改革开放以来，城市发展对劳务的需求与我国户籍制度的变革推动了农村劳动力不断向城市转移。由于家庭收入不高以及现有社会保障体系的户籍歧视，进城务工农民工的收支习惯与城镇居民存在较大的差异。近年来，农村居民的储蓄率持续攀升并已超过城镇居民的储蓄率，然而，其中用于农业生产投资的比例却在逐年下降[1]。现阶段，在我国经济增长放缓、内需不足等形势下对这些矛盾的解决变得更为紧迫。因此，对于农民工这一特殊群体储蓄行为的研究就显得尤为重要[1]。 一直以来，我国居民的储蓄行为备受国内外关注[2-3]，Kraay A、Loayza A、Harbaugh R、Modigliani F分别从预期收入、未成年人和老年人抚养比率、文化因素、流动性约束、寿命预期、就业时机等角度对我国居民储蓄行为展开研究[4-6]。自20世纪90年代中后期以来，国内一些学者使用大样本调查数据对我国农户的储蓄行为展开研究。万广华、史清华、汤树梅；李秉龙、刘丽敏；史清华、卓建伟；易行健、王俊海、易君健；杭斌；董志勇、韩旭、黄迈等针对全国不同地区进行调查，分别从持久收入和暂时收入、习惯形成、流动性约束、不确定性与预防性储蓄等角度探讨了中国农村居民储蓄行为及其影响因素[7-12]。 然而不同群体的储蓄行为存在较大差异[13]。农民工作为我国社会经济发展进程中的一个特殊群体，其储蓄行为具有自身的独特性。王曼对北京市农民工的收入、消费、储蓄进行了描述性分析[14]。吴文峰、王建琼基于成都市268份问卷调查的数据，对农民工选择不同商业银行进行储蓄的影响因素进行实证研究[1]，但是并未考察农民工自身因素对其储蓄行为的影响。吴文峰、王建琼对成都地区农民工的储蓄及消费行为进行了调查分析[15]，但是仅从农民工的收入、年龄、受教育程度、储蓄用途角度对农民工的消费行为特征、储蓄的主要用途以及农民工的边际储蓄倾向和边际消费倾向进行了描述分析。 那么，与我国居民的高储蓄相比，农民工的储蓄参与程度如何，又受哪些因素影响，这些问题并未引起应有的关注。根据已有的研究成果，本文认为人力资本、就业状况、收入状况会对农民工的储蓄率造成影响。人力资本是影响农村居民外出务工就业的关键因素[16]，人力资本的差异会影响农民工的工资水平以及对未来发展的预期，从而影响其储蓄行为。毋庸赘述，不同就业、收入状况的农民工的储蓄行为存在着较大差异，本文试图从人力资本、就业与收入状况视角考察农民工储蓄率及其影响因素。 二、数据来源、变量定义与样本特征 (一)数据来源 (1)样本。本文所用数据来源于2012年对宁波市农民工金融行为的问卷调查，采用农民工储蓄数据来考察农民工储蓄率。为了使样本更具有代表性，在预调研之后，从宁波市各区随机抽取一个工业园，走访宁波市7个农民工居住地较为密集的社区。采用抽样调查方式，通过现场访谈形式可客观保证问卷的代表性。调查共获得650份样本，其中有效样本615份，问卷有效率为94.62％。 (2)问卷调查。农民工金融行为调查问卷的储蓄内容分为两个部分：第一部分，考察农民工2012年的储蓄情况，询问他们是否有储蓄、储蓄金额、储蓄目的等。第二部分，主要考察农民工个体特征、收入、支出、家庭基本特征等。其中，个体特征主要包括年龄、性别、受教育年限、外出务工时间等；收入包括去年总收入、上个月收入、估计今年总收入等；支出包括食品类支出、房租支出、衣着支出等；家庭基本特征主要包括家庭劳动力人数、正在上学的子女人数、需要赡养的老人数等。 (二)变量定义 (1)因变量：储蓄率。用农民工2012年的可支配收入减去2012年的消费得到储蓄额，储蓄额与可支配收入之比为储蓄率。消费是指农民工的基本生活支出，主要包括食品类支出、房租支出、衣着支出等。本文采用Tobit模型来分析农民工储蓄率的影响因素。 (2)自变量。应该说，人力资本、就业状况、收入状况均会对农民工的储蓄率造成影响。首先，借鉴国际经济合作与发展组织的经验，将农民工人力资本定义为农民工拥有的能够创造个人、社会和经济福祉的先天特征、知识素养和劳动技能。结合农民工储蓄行为的问卷内容，本文采用人力资本存量水平的直接指标和间接指标来衡量农民工人力资本水平。性别、年龄和原户籍所在地等先天赋予的特征构成农民工人力资本水平的直接指标；而间接指标则用文化程度及工作经验来表示(其中，文化程度采用实际受教育年限来反映，工作经验则采用累计工作年限这一个指标来衡量)。其次，农民工就业状况主要是指农民工个体的就业领域及就业方式。为了更全面地反映农民工就业状况，本文同时考察农民工家庭成员的总体就业状况，包括家庭就业人数、劳动人口负担率以及外出务工比例。再次，农民工收入状况主要包括年收入、负债、购买保险等。为捕捉年龄、累计工作年限与储蓄率可能存在的非线性关系，在模型中引入年龄和累计工作年限的平方来处理[17-18]。同时，在模型中对收入取对数。各变量的定义、赋值及描述性统计见表1。
(三)样本特征描述 从被调查的615个样本农民工的储蓄情况来看，农民工2012年储蓄率为50％。 人力资本方面，受访的农民工当中，男性占比78.37％，女性占比21.63％。年龄集中在25～44岁，比例达到62.93％，24岁及以下占比13.17％，45～59岁占比22.76％，60岁及以上占比1.14％。受访农民工大部分是初中文化，比例达到49.92％，文盲占8.62％，小学占20.49％，高中占16.10％，大专及以上占4.87％。大多数农民工有较长的务工经历，务工长达11年及以上占到所有农民工的49.92％，5年及以下占到20.49％，6～10年比例为27.48％。所调查的农民工有48.78％来自西部，41.30％的农民工来自中部，来自东部的农民工仅占9.92％。 就业状况方面，在制造业就业的农民工最多，比例达到41.79％，其次是服务业，占到33.98％，有24.23％的农民工在建筑业就业。所调查的农民工当中，合同工、临时工、自营的比例分别为49.27％、39.51％、11.22％。农民工家庭当中就业人数为1、2、3人的比例分别为16.59％、40.00％、21.95％，4人以上占比21.46％。外出务工比例超过0.5的占77.07％，0.5及以下的占22.93％。劳动人口负担率超过2的农民工占43.74％，未超过的占56.26％。 收入方面，绝大部分农民工的收入集中在1～4万，所占比例达74.15％，1万及以下的仅占1.63％，4～7万的比例为19.51％，8～10万的比例为2.28％，只有2.43％的农民工收入超过10万。受访农民工绝大部分没有负债，比例达到86.34％，有负债的农民工仅占13.69％。农民工购买保险和没有购买保险的比例分别为55.28％和44.72％。样本的具体特征见表2。
(四)研究假说 通过上述样本特征分析，结合储蓄理论，本文提出如下研究假说： 储蓄是一种风险规避行为，日常生活中，女性农民工相对于男性农民工而言，往往更担心风险，因此女性农民工储蓄动机更加强烈。基于此，本文假定女性农民工储蓄率更高。生命周期理论认为个体是根据一生全部预期收入来安排消费支出，以实现一生消费效应最大化的企图。年轻时期，个体收入低，但因为预期未来收入会增加，这一阶段通常会将大部分收入用于消费，导致储蓄率较低；进入中年阶段，收入有了大幅提升，故储蓄率较高；进入退休阶段后，收入下降，储蓄率又会降低。基于此，本文假定随着年龄的增大，农民工储蓄率呈“∩”型趋势。通常情况下，农民工受教育水平越高，其收入也会随之提高。因此，本文假定农民工受教育程度越高其储蓄率也相应提高。农民工的工作经验随累计工作年限的增长而提高，即累计工作年限越长，收入水平便越高，移居意愿也更加强烈。根据预防性储蓄动机理论，其储蓄率也会提高。因此，本文假定累计工作年限对农民工储蓄率有正向影响。 不同户籍所在地的经济发展水平、教育条件、社会保障水平等都存在较大的差异。不同就业领域与就业方式的工资收入、职业稳定性、未来收入预期等因素也存在较大不同。因此我们假定不同户籍所在地、不同就业领域、不同就业方式的农民工的储蓄率存在显著差异，具体影响方向需通过实证分析进一步检验。同时，农民工家庭就业人数越多、外出务工比例越高，家庭的收入水平也会随之提高。因此，本文假定家庭就业人数、外出务工比例对农民工储蓄率有正向影响。家庭劳动人口负担率越低，农民工的预防性储蓄动机越弱。因此，本文假定劳动人口负担率对农民工储蓄率有负向影响。 经济的快速发展和收入的大幅提高是我国居民储蓄率高居的重要原因，所以本文假定收入对农民工储蓄率有正向影响。流动性约束理论认为，居民在跨期消费中无法通过外部融资的方式获得流动性支持，致使居民不得不自发储蓄，以防范未来的不确定性。如果农民工有负债，由于其未来较难再从外部融资，因而预防性储蓄动机更强烈。因此，假定负债对农民工储蓄率有正向影响。购买保险的农民工未来不确定性较小，预防性储蓄动机较弱，储蓄率较低。因此，假定购买保险对农民工储蓄率有负向影响。 三、实证分析 采用Tobit模型对影响农民工储蓄率的因素进行考察。Tobit模型也称为样本选择模型、受限因变量模型，是因变量满足某种约束条件下取值的模型。当农民工储蓄为负值时，借鉴万广华的方法，将负储蓄率近似为0进行处理。因此，对农民工储蓄率影响因素的分析采用Tobit模型较为合适，公式如下：
式中：Y为因变量，表示农民工储蓄率；
为影响因素自变量，表示人力资本、就业状况和收入状况；β为相关系数向量；ε为随机误差项；
为潜变量。 从回归结果(表3)来看，农民工家庭就业人数和外出务工比例均对农民工的储蓄率具有正向影响，并且在1％的水平上显著。即农民工家庭就业人数越多，外出务工比例越高，其家庭收入水平也会相应提高。随着收入的增加，即农民工边际消费倾向会下降，储蓄率提高。同时我们的调查发现，大部分农民工的支出主要用于生活必须品，弹性相对较小。故农民工的储蓄率随家庭就业人数和外出务工比例的增加而提高。 累计工作年限与储蓄率呈“∪”型关系，且在5％的水平上显著。通过本次问卷调查，我们发现农民工外出务工至一定年限之后，各项开支会逐步加大，主要是回老家修建房屋，置办婚礼。同时，农民工的移居愿望随着在外务工年限的增加而日趋强烈，会将多年积蓄用于在城里买房定居，因而储蓄率会降低。在此之前，由于预防性储蓄动机的存在，农民工会将大量的收入用于储蓄；而在此之后，农民工的支出将会出现大幅下降，导致储蓄率上升。所以，累计工作年限与储蓄率呈“∪”型关系。
自营方式、劳动人口负担率和购买保险对农民工储蓄率具有负向影响，且在5％的水平上显著。通过自营方式实现就业的农民工创业和投资需求大，各种开支相对于通过其他方式实现就业的农民工而言有明显的增加，这类农民工需要的资金多，储蓄率较低。因此，自营就业方式对农民工储蓄率有负向影响。劳动人口负担率越大的农民工，收入来源单一，家庭支出较大，农民工的储蓄额较少，因而储蓄率较低。购买保险的的农民工，未来不确定因素较小，预防性储蓄动机较弱。同时，购买保险的农民工用于医疗的支出会大幅下降，总支出减少，储蓄增加。所以，购买保险对农民工储蓄率具有负向影响。 与建筑业相比，在服务业就业对农民工储蓄率具有正向影响，并在10％的水平上显著。这可能是由于在建筑业就业流动性较大，且拖欠农民工工资现象更为突出。相对而言，从事服务业工作较为稳定，工资拖欠现象也相对较少，收入较为固定。此外，根据我国国民经济核算的行业分类，本文将服务业定义为第三产业。而本次调查发现，还有一定数量的农民工从事金融等较为高端的服务业，其金融意识较强，收入较高。因此，在服务业就业对农民工储蓄率具有正向影响。 四、小结与启示 本文通过宁波市农民工金融行为的问卷调查数据，对农民工储蓄率的影响因素进行了计量分析。结果表明：家庭就业人数、外出务工比例、就业领域、工作年限、就业方式、劳动人口负担率和购买保险对农民工的储蓄率具有显著影响。研究发现，人力资本、就业与收入状况是影响农民工储蓄行为的重要因素。过高的储蓄率和较低的存款利率会影响农民工的收入增长，因此有必要适度降低农民工的储蓄率，拓宽农民工的投资渠道，改善农民工金融服务。这有利于农民工自身发展，有利于金融机构挖掘蕴藏在农民工群体当中巨大的金融资源，对政府落实扩大内需的政策也具有重大意义。通过上述分析不难发现，大部分农民工存在预防性储蓄动机，这就需要国家构建一个健全的社会保障体系。同时，农民工的市民化进程也有利于农民工享受现代公共服务，金融机构可以提供新的适合农民工需求的金融产品，改进相关金融服务。最后，还要加强农民工教育培训，优化农民工就业服务。教育培训是农民工人力资本形成的重要途径，通过培训，能拓展农民工的金融知识。与此同时，改善农民工及其家庭成员的就业状况，完善相关就业政策，鼓励和支持农民工自主创业。 熊德平，章合杰，李雯雯.农民工储蓄行为影响因素研究[J].农林经济管理学报，2014，13(3)：252-258.
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