王圣濤
一、引言
本文研究農(nóng)村勞動力流動對家庭收入、家庭儲蓄率的影響,選取2014-2016年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)的面板數(shù)據(jù),采用工具變量法進行研究,并探尋了農(nóng)村勞動力流動作用于不同階層家庭的不同表現(xiàn)。
二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源
本文考察農(nóng)村的勞動力流動對家庭儲蓄率的影響,設(shè)定如下:
[saveing_ratei,t=α+βmigrationi,t+γXi,t+λj,t+ui,t]
其中[saveing_ratei,t]代表第i個家庭在t時間的儲蓄率,[migrationi,t]代表家庭i在時間t時是否有勞動力流動,[Xi,t]代表一系列控制變量,[λj,t]為省級固定效應(yīng),[ui,t]為誤差項。
本文以中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS) 2014-2016年的調(diào)查家庭為樣本,覆蓋了25個省份。根據(jù)所得樣本,將家庭、成人和家庭成員數(shù)據(jù)庫進行匹配,隨后進行數(shù)據(jù)清洗和樣本缺失值的剔除,最終保留了6472戶農(nóng)村家庭的樣本。
三、變量定義與選擇
(一)家庭儲蓄率(saving_one)
本文主要研究勞動力流動對于家庭儲蓄率的影響,因此被解釋變量為家庭儲蓄率。其定義為:(家庭總收入-家庭消費支出)/家庭總收入。
(二)勞動力流動(migration)
勞動力流動(migration)用于衡量被調(diào)查家庭過去一年是否有人外出。如果有,取值為1,否則取值為0。
(三)其他控制變量
其他控制變量主要包括戶主的特征變量(戶主年齡、戶主性別、戶主婚姻狀況、戶主受教育程度、戶主自評健康)、經(jīng)濟變量特征(養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、自有住房、負(fù)債情況、是否有車、家庭非外出務(wù)工收入、存款余額對數(shù)值、商業(yè)保險)、人口特征變量(家庭規(guī)模、7歲以下孩子數(shù)量、7-15歲孩子數(shù)量、老人人口比、有無未婚男孩)等。
四、內(nèi)生性處理及分析
(一)工具變量法
模型可能存在反向因果和遺漏變量導(dǎo)致內(nèi)生性偏誤,從而使回歸結(jié)果不穩(wěn)健。
為了克服內(nèi)生性問題,選取同一收入階層其他家庭的勞動力流動比例作為本家庭勞動力流動的工具變量。
根據(jù)DWH的結(jié)果可以看到,在1%的顯著性水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè),因此確實存在內(nèi)生性問題。根據(jù)2SLS的回歸結(jié)果可知,勞動力流動的影響系數(shù)為0.4153,顯著提升了家庭儲蓄率。
五、異質(zhì)性分析
由于家庭之間存在顯著的特征差異,因此勞動力流動可能會對不同家庭產(chǎn)生差異性影響。本節(jié)將采用分位數(shù)回歸的方法探討勞動力流動對不同儲蓄層次家庭產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。
根據(jù)分位數(shù)回歸的結(jié)果可知,對于儲蓄率在20%分位數(shù)水平上的家庭而言,migration的系數(shù)為0.0602且不顯著,對于儲蓄率在40%分位數(shù)水平上的家庭而言migration的系數(shù)為0.0685且在1%的顯著性水平上顯著,,對于儲蓄率在60%分位數(shù)水平上的家庭而言migration的系數(shù)為0.0736且在1%的顯著性水平上顯著,對于儲蓄率在80%分位數(shù)水平上的家庭而言,migration的系數(shù)為0.0779且在1%的顯著性水平上顯著。根據(jù)以上結(jié)果可知,勞動力流動對家庭儲蓄率的增加有促進作用,但是對于家庭儲蓄率越高家庭而言,勞動力流動的促進作用略微更加明顯。
六、穩(wěn)健性檢驗
為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性,采用Conley et al.(2010)提出的近似零方法(LTZ)進行估計。
根據(jù)回歸結(jié)果,migraion的回歸系數(shù)為0.3527且在1%的顯著性水平上顯著,表明勞動力流動仍能顯著促進家庭儲蓄率的增長,文章的估計結(jié)果較為穩(wěn)健。
七、總結(jié)
通過以上模型,文章分析了農(nóng)村勞動力流動對家庭儲蓄率、家庭收入和消費的影響。結(jié)果表明,首先,農(nóng)村勞動力流動能夠顯著促進家庭儲蓄率的增長;其次,由于家庭之間存在顯著的特征差異,因此勞動力流動可能會對不同家庭產(chǎn)生差異性影響,勞動力流動顯著促進了家庭儲蓄率的增加,但是對于家庭儲蓄率越高家庭而言,勞動力流動的促進作用略微更加明顯。