農村勞動力轉移、收入結構變化與儲蓄傾向

崔菲菲,楊 靜,彭小輝

(1.南京工業(yè)職業(yè)技術大學,江蘇 南京 210023;2.南京師范大學 商學院,江蘇 南京210023)

國家發(fā)改委關于印發(fā)《2022年新型城鎮(zhèn)化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點任務》的通知中明確提出,要推進以縣城為重要載體的城鎮(zhèn)化建設,堅持把推進農業(yè)轉移人口市民化作為新型城鎮(zhèn)化首要任務?？梢?農民工市民化是中國城鎮(zhèn)化的重點。但在城鄉(xiāng)二元社會經濟結構下,根據第七次全國人口普查數據,中國常住人口城鎮(zhèn)化率已達63.89%,然而戶籍人口城鎮(zhèn)率只有45.40%,低于常住人口城鎮(zhèn)化率近20個百分點,原因之一是農民進城往往是不完整的[1]。由于小城鎮(zhèn)缺乏就業(yè)機會以及相關配套措施不完善,流動人口不愿意落戶城鎮(zhèn),而大城市公共資源供給緊張,落戶門檻較高,加之農民承包土地退出機制欠缺[2],大量農村勞動力仍然處于“候鳥式”遷徙狀態(tài)。農民年輕時進城,而年邁時返鄉(xiāng);年輕子女進城,而年老父母留鄉(xiāng);經濟景氣時進城,而經濟蕭條時則可能返鄉(xiāng)[3]。農民工僅僅把城市作為掙錢的地方而不是花錢的地方,在城市的消費節(jié)儉到極限,攢錢返鄉(xiāng)置業(yè)、結婚生子,仍然按照農村的生活方式去消費[4],這抑制了城鎮(zhèn)化的建設進程,不利于擴大內需和消費結構升級。

進入21世紀以來,中國農村家庭儲蓄率持續(xù)上升的事實與經典理論預測不一致的一個重要原因在于忽視了中國農村勞動力的“候鳥式”遷徙狀態(tài)。這是有史以來中國最大的城鄉(xiāng)勞動力流動,由此形成了一個新的群體——農民工,全國農民工總數從2008 年的2.25 億持續(xù)上升到2021年的2.93億,較2020年增長了2.40%(1)數據來源歷年農民工監(jiān)測調查報告。。伴隨著農村勞動力外出非農就業(yè),其家庭收入結構已發(fā)生巨大變化,由農業(yè)經營收入為主逐漸過渡到多元化。根據行為經濟學心理賬戶理論,人們會將不同來源的收入劃分到不同的心理賬戶,而不同的心理賬戶的儲蓄傾向(或消費傾向)是不同的[5]。因此,探討農村勞動力轉移引起的收入結構變化對家庭儲蓄行為的影響,有利于進一步理解中國家庭高儲蓄率的原因。中國消費率低和儲蓄率高的經濟結構不利于經濟可持續(xù)發(fā)展,在新冠疫情沖擊和百年變局加速演進的當下,如何降低儲蓄率,提振消費,暢通國內消費循環(huán),對于中國經濟實現高質量發(fā)展尤為重要。

一、理論分析和模型構建

(一)心理賬戶理論

收入與消費儲蓄的關系是經濟學中的經典命題。經典消費儲蓄理論為了得到一個最優(yōu)解,常常做一些基本假設,如生命周期—持久收入理論假設不同時期的效用函數是同質的,且不同財富在滿足消費上是完全“可替代”的。但傳統(tǒng)經濟學忽視了心理因素對消費儲蓄決策行為的影響[6],如中獎了300元足球彩票,這等價于購買的1 000股某公司的股票每股漲了0.30元,因此,在沒有交易成本的情況下,不同收入對消費儲蓄的影響應該是無差異的,然而實證結果卻對此提出質疑[7]。早在1957年弗里德曼提出持久收入假說時就強調,持久收入和暫時性收入在消費傾向上是有異的,他認為人們的消費并不是取決于現期收入,而是取決于持久性收入,并且持久性消費傾向高于暫時性消費[8]。弗里德曼對消費理論的重要貢獻在于區(qū)分了持久性和暫時性收入,并意識到這2種收入的消費傾向有別,這一區(qū)別有助于解釋長期消費的穩(wěn)定性和短期消費的波動性,相比較收入穩(wěn)定的個體,收入不穩(wěn)定的個體擁有較低的消費傾向和較高的儲蓄傾向,因為擁有較穩(wěn)定收入的個體需要較少的儲蓄以平衡收入波動對消費的影響。

心理賬戶的思想由諾貝爾經濟學獲得者Thaler提出[9], 心理賬戶是人們在心理上對結果的分析記賬、編碼、估價和預算等過程。心理賬戶理論揭示了理性個體對預算和損益的評估管理機制,對一些傳統(tǒng)經濟學理論無法理解的現象給予了系統(tǒng)闡述[10],推動了行為經濟學的進一步發(fā)展。心理賬戶理論最早應用于投資領域,并發(fā)展成為金融學的一個重要分支——行為金融學。近年來,心理賬戶理論被廣泛應用于解釋和分析各種經濟現象,如房地產投資領域[11]、納稅人的納稅行為[12]、彩票選擇[13]以及資產動態(tài)定價行為[14]等。隨著行為經濟學的興起和發(fā)展,越來越多的學者將心理賬戶理論應用于研究消費儲蓄行為,如彭小輝等[15]、田靚等[16]、孫豪和毛中根[17]等。根據Thaler提出的心理賬戶理論,人們會根據收入的性質或來源、收入與支出的關系等在心理劃分出多個心理賬戶,且每個賬戶都有不同的偏好和支配規(guī)則,不同心理賬戶具有不可替代性。一般而言,心理賬戶由以下3類賬戶構成:現期收入賬戶、資產賬戶和未來收入賬戶?，F期收入賬戶的消費傾向最高,儲蓄傾向最低;未來收入賬戶的消費儲蓄較低,儲蓄傾向較高;資產賬戶的消費傾向介于現期收入和未來收入賬戶之間[6]。

從實證研究來看,心理賬戶理論得到國內外諸多經驗研究的支持,主要從2方面展開:一方面是用儲蓄的對立面——消費角度研究不同來源收入對消費的影響,結果發(fā)現不同來源的收入具有不同的消費傾向,在消費層面上不可完全替代[16,18-19],Antonides和Ranyard對此進行了較全面的總結和梳理[20];另一方面是探討不同來源收入對某一特定商品或服務消費的影響[21-23]。隨著農村大量勞動力外出就業(yè),農戶家庭收入結構已經發(fā)生巨大變化,過去長期占第一位的家庭經營性收入退居第二位,而外出務工收入占比上升到第一位。這種收入來源結構的巨大變化對儲蓄行為的影響是重要的,尤其是在城鄉(xiāng)二元結構下,不完全不徹底的農村勞動力轉移將對家庭消費儲蓄行為產生深刻的影響[24]。如果一個來源的收入增加與另一個來源的收入增加所導致的消費變化有別[18],那么其對消費的影響就會存在顯著差異。徐會強、李敬強研究發(fā)現消費函數會隨收入來源結構的變化而變化[25],李銳等將農民的工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入等不同來源收入劃分為不同的心理賬戶,研究發(fā)現收入結構差異決定了消費差異[26]。Holbrook和Stafford認為個體總的可支配收入的邊際消費傾向是不同來源收入的邊際消費傾向的加權,權重為每一來源收入占總可支配收入的比重[27]?？梢?現有將心理賬戶應用于消費決策方面已經取得了豐富的研究成果,但消費與儲蓄的原因是不同的,盡管持久收入假說、生命周期假說和流動性約束假說等在一定程度上解釋了中國農民的消費行為[28],但缺乏對中國農民的消費行為進行全面的詮釋[29]。在中國城鄉(xiāng)“二元”結構下,農戶收入結構有其特殊性和階段性特征,改革開放以來,家庭經營性收入占家庭收入的比重逐年走低,而工資性收入呈逐年增長態(tài)勢,但這種工資性收入又顯著區(qū)別于城鎮(zhèn)居民的工資性收入,相比家庭經營性收入,農民的工資性收入具有更多不確定性和不穩(wěn)定性。為了考察不同來源收入的儲蓄傾向差異,借助心理賬戶理論,將農戶收入來源劃分為家庭經營性收入、工資性收入、財產性收入以及政府性轉移收入等,實證分析不同來源收入對家庭儲蓄行為的影響,以期對中國農村家庭不斷上升的儲蓄率做出新的解釋。

(二)模型構建和識別策略

1.傳統(tǒng)儲蓄模型。凱恩斯儲蓄函數可以表述為儲蓄是可支配收入的函數:

St=-β0+β1Yt

(1)

其中,St為儲蓄水平,Yt為可支配收入,β1為邊際儲蓄傾向。凱恩斯的儲蓄理論表明現期儲蓄取決于當期可支配收入,他將可支配收入解釋為現期絕對收入,由此也受到其他消費儲蓄理論的批評。其中杜森貝利認為個人消費行為不僅受到現期絕對收入的影響,還受到周圍人消費水準和過去消費習慣的影響,其將可支配收入解釋為相對收入;弗里德曼則將可支配收入解釋為持久收入,并認為持久收入和暫時性收入的消費傾向(儲蓄傾向)是不同的;莫迪利安尼強調消費與生命周期階段的關系,將收入解釋為終身收入,認為人們會規(guī)劃好一生的收入和消費,實現終生消費效用最大化。如果說傳統(tǒng)的相對收入假說、持久收入假說和生命周期假說都認可消費(儲蓄)與收入的關系,那么隨機游走假說則完全跳出收入與消費(儲蓄)的關系,并認為只有現期消費能夠預測未來消費,而可支配收入對未來消費沒有預測力[30]。傳統(tǒng)經濟理論認為個體當前的經濟行為容易受過去經濟行為的影響, 個體過去的儲蓄、消費習慣會對未來的儲蓄消費行為產生影響,儲蓄消費行為具有一定的“慣性”,經濟學上稱之為“棘輪效應”。雖然儲蓄與消費是一枚硬幣的兩面,現在的儲蓄就是未來的消費,但是消費的原因與儲蓄的原因卻是不同的。綜合傳統(tǒng)的經典消費理論和Hall[30]的研究結論,將經典的儲蓄模型進一步改為:

St=-β0+β1Yt+β2St-1+β3Wt-1

(2)

其中,St為儲蓄水平,St-1為上一期的儲蓄水平,用于控制個體儲蓄行為的慣性,Yt為可支配收入,實際上是各種不同來源收入的簡單加總,Wt-1為上一期的財富;β0、β1、β2、β3為待估參數。

2.行為生命周期儲蓄模型。傳統(tǒng)儲蓄理論認為不同來源的收入可以完全替代,因此式(2)實際上可以表達為:

St=-β0+β1Yt+β2St-1+β3Wt-1=-β0+β1∑(Y1t+…Yit)+β2St-1+β3Wt-1

(3)

其中,Yit為農戶家庭不同來源的收入(i=1,2,3,4),主要包括家庭經營性收入、工資性收入、轉移性收入和財產性收入等。隨著外出務工收入的增長,將非農就業(yè)所得工資性收入與其他收入來源一起并入到農戶家庭收入賬戶中,掩蓋了不同來源收入的不確定性和特征,這種不確定和特征會對農戶家庭消費儲蓄行為產生異質性影響?；诖?追隨Thaler[6]和Carriker[18]的思路,認為不同來源的收入不能相互替代,他們對于農戶家庭儲蓄行為有不同的影響。鑒于上述分析,借鑒Shefrin和Thaler的分析思路[5],將式(3)改寫為:

θ1St=-β01+β11Y1t+β21St-1+β31Wt-1

(4)

θ2St=-β02+β12Y1t+β22St-1+β32Wt-1

(5)

……

θnSt=-β0n+β1nY1t+β2nSt-1+β3nWt-1

(6)

其中,式(4)(5)(6)中的θi為第i種收入的儲蓄份額,不知道θi的取值,即不確定不同收入中用于儲蓄的份額,但θ1+θ2+…+θn=1。其他變量的定義同式(2)。為了得到準確的估計,需要加總式(4)(5)(6)。由此,得到:

(7)

3.識別策略。由于模型包含被解釋變量的滯后項St-1,因此模型從靜態(tài)模型轉變?yōu)閯討B(tài)模型。動態(tài)模型中的滯后項與隨機誤差存在相關性,因此采用OSL、面板固定效應等傳統(tǒng)估計方法會導致估計結果有偏且不一致[31]。為了得到一致且無偏的估計結果,一般采用廣義矩估計。廣義矩估計有差分廣義矩(Difference GMM)和系統(tǒng)廣義矩(Sys-GMM),差分廣義矩適合時間跨度大、橫截面小的面板數據,但對于時間跨度小、橫截面大的面板數據,該方法容易受弱工具變量的影響[32]。對于時間短、橫截面大的面板數據,Blundell和Bond[33]證明了采用系統(tǒng)廣義矩估計比差分廣義矩估計方法有更優(yōu)的估計性質。系統(tǒng)廣義矩充分利用了差分方程和水平方程所包含的信息,即使不引入外部工具變量,也可以從變量的歷史變化中選取合適的工具變量,得到一致且無偏的估計量。本文數據為山西省1986—2017年農戶數據,是典型的N大、T小的面板數據,根據上述分析適合采用系統(tǒng)廣義矩估計。與此同時也采用OLS、靜態(tài)、動態(tài)面板固定效應回歸作為參考,增強結論的穩(wěn)健性和嚴謹性?？紤]到農戶家庭財產性收入在整個觀察期占比僅有1.87%,且樣本中存在較多缺失值,因此在實證估計過程中不考慮財產性收入,只考慮家庭經營收入、工資性收入和轉移性收入3類。

二、實證分析與結果

(一)數據來源、變量選擇和描述性統(tǒng)計分析

1.數據來源。本文采用山西農村固定觀察點農戶跟蹤觀察樣本,該調查系統(tǒng)采取分層抽樣確定調查村、戶,每年調查10個村,每個村100戶左右,年均950個左右的調查樣本。該調查系統(tǒng)已成為觀察和了解中國農村居民生活、生產重要變遷的微觀數據,也是迄今為止最完整的微觀農戶數據。由于在整個調查期間,存在個別村莊合并,跟蹤觀察戶的消亡、分戶等情況,因此數據為非平衡面板數據。農戶調查表自2003年增加了對家庭成員就業(yè)信息的調查,因此,本文的數據周期為2003—2017年,剔除關鍵變量缺失和異常值后,得到有效樣本14 170個,樣本年度分布如表1,其中存在勞動力轉移的農戶樣本為5 526個,占比39.00%。

表1 農戶樣本分布情況

2.變量選擇。儲蓄水平:儲蓄水平是本文的被解釋變量,全國農村固定觀察點農戶調查表中不直接涉及儲蓄指標,本文根據萬廣華等的研究,采用農村家庭(純收入-生活消費支出) 來計算家庭儲蓄水平[34]?？紤]到物價因素對數據的影響,經過歷年山西農村消費價格指數去通脹處理(2003年物價指數為100)。

收入水平:農戶收入是主要解釋變量,用家庭人均純收入表示。在行為生命周期理論中進一步將收入按照不同來源劃分為家庭經營性收入、工資性收入、轉移性收入等3類,同樣經過去通脹處理。相關變量的定義和描述性統(tǒng)計分析詳見表2。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

3.描述性統(tǒng)計分析。隨著城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的快速發(fā)展,農村大量農業(yè)勞動力轉移到城鎮(zhèn)非農就業(yè),導致家庭收入結構日益多元化,圖1展示了山西農戶家庭收入結構的變化及發(fā)展趨勢。從圖1可以看出,山西農戶家庭收入結構已經發(fā)生了結構性變化。在觀察初期的1986年,農戶家庭收入的第一大來源是家庭經營性收入,占家庭收入比例高達78.79%,其次是工資性收入(13.67%),第三是轉移收入(包括政府和親友贈送收入)(6.78%),最后是財產性收入(0.75%),幾乎可以忽略不計。然而,到2017年,主要家庭收入來源已經發(fā)生根本性變化,其中工資性收入占比上升到第一位(45.94%),家庭經營性收入退居第二(41.18%),轉移性收入占比排第三(10.84%),最后是財產性收入(2.04%)。從時間變化趨勢看,家庭經營性收入占比呈逐年波動下降趨勢,由觀察初期的1986年的78.79%降至2017年的41.18%,整個觀察期下降了37.61個百分點;與經營收入占比變動相反,工資性收入呈逐年增長態(tài)勢,由1986年的13.67%大幅提高到2017年的45.94%,增加了32.27個百分點;轉移性收入在新世紀之前呈波動下降走勢,但進入新世紀后,尤其是2003年中央“一號文件”重新集聚“三農”問題,以農村稅費改革和農業(yè)補貼為核心的收入分配制度改革[35]顯著提高了農民的轉移性收入,轉移性收入占比由2003年的5.21%上升至2017年的10.84%,已成為近年來農戶收入的第三大來源;財產性收入占比呈先升后降的“∩”型,由1986年的0.75%增加到1998年的4.80%,為觀察期以來的最大值,之后進入新世紀農戶財產性收入占比逐年降低,但自中央政府出臺文件從“有效保障農民財產權利”(2013年“一號文件”)到“賦予農民更多財產權利”(2014年“一號文件”)再到“增加農民財產性收入”(2015年“一號文件”),農戶家庭財產性收入開始扭轉下降頹勢,轉入增長趨勢,到2017年占比上升至2.04%,但占比仍然很小?？梢?在現有農村土地制度下,要激活農村要素資源,增加農戶財產性收入仍然任重道遠。農戶家庭收入來源結構變化清晰地表明,隨著農村勞動力外出非農就業(yè),傳統(tǒng)上以家庭經營收入為主的收入結構逐漸演變?yōu)橐酝獬鰟展な杖霝橹?這種收入來源結構性變化可能是影響農戶家庭儲蓄行為的重要因素,尤其是在城鄉(xiāng)“二元”結構下,“候鳥式”的農村勞動力流動不利于農民消費方式城市化[4],也不利于擴大內需和實現國內大循環(huán)。

圖1 山西農戶家庭收入結構及其變化趨勢

(二)實證結果與分析

從表3的估計結果看, 無論是靜態(tài)面板固定效應回歸,還是動態(tài)面板固定效應回歸,結果均顯示農戶不同來源的收入的邊際儲蓄傾向是不同的。表3中,模型1農戶人均純收入的邊際儲蓄傾向為0.48,模型2、模型3和模型4中家庭經營收入、工資性收入、轉移性收入的邊際儲蓄傾向均不相等,這說明不同來源的收入在儲蓄層面是不能完全替代的,這與傳統(tǒng)消費儲蓄理論的預測不一致,但與行為生命周期理論的預測一致。

表3 估計結果

續(xù)表

表3中,模型5采用系統(tǒng)廣義矩估計,AR檢驗擾動項存在一階自相關,但不存在二階自相關,Hansen統(tǒng)計量為59.27(P=0.26),表明可以接受“所有工具變量均有效”的原假設。回歸結果顯示,不同收入的邊際儲蓄傾向是不同的,表明不同收入在儲蓄上是不能完全替代的。家庭經營收入的邊際儲蓄傾向為0.21,工資性收入的邊際儲蓄傾向達到了0.49,且都在1%的水平上顯著;轉移性收入的邊際儲蓄傾向較低,僅為0.10,可能的原因是轉移性收入占家庭收入的比重較低,并且缺失值較多。財富滯后項的系數為正,與理論預期一致。儲蓄滯后項的系數為0.22,且5%的水平上顯著,表明過去的儲蓄行為會顯著影響當下的儲蓄行為,儲蓄行為存在明顯的“慣性”。

從儲蓄傾向上看,工資性收入的儲蓄傾向最高,其次為家庭經營收入,最后為轉移性收入,其中工資性收入的邊際儲蓄傾向是家庭經營收入的2倍還多。這在一定程度上可以解釋新世紀以來中國農村居民家庭儲蓄率不斷上升的事實。因為隨著中國城鎮(zhèn)化進程的加速推進,農村大量勞動力外出務工,其家庭工資性收入逐漸上升,并取代家庭經營性收入成為家庭收入的第一大來源。工資性收入具有最高的儲蓄傾向的原因主要有以下2點:第一,中國是一個典型的城鄉(xiāng)“二元”結構的發(fā)展中國家,即使長期在城鎮(zhèn)務工的農民工,也無法享受到城鎮(zhèn)居民應有的福利,而這些福利包含教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、保險等生活的方方面面?！丁笆奈濉毙滦统擎?zhèn)化實施方案》明確強調新型城鎮(zhèn)化的首要任務是促進有能力在城鎮(zhèn)穩(wěn)定就業(yè)生活的農業(yè)轉移人口實現市民化,但目前仍有大量長期居住在城市的農民工無法與本地居民享受同等的基本公共服務。農民工群體雖然在城市從事非農工作,但身份卻還是農民,即使在城市擁有穩(wěn)定的工作收入,但仍然難以享受市民化待遇。因此,農民外出非農就業(yè)面臨著更多的不確定性,既包括收入的不確定性,又包括消費的不確定性[36],農民工需要更多的儲蓄以應對上述各種不確定性,因此工資性儲蓄傾向較高。這與Piracha 和 Zhu研究國際移民所得結論相似[37],他們針對德國本國居民與外來移民儲蓄差別的研究發(fā)現,移民比本地居民有更高儲蓄傾向,一方面是移民就業(yè)高度不穩(wěn)定性,未來收入風險比較大;另一方面是增加儲蓄以降低未來的就業(yè)風險,當東道國就業(yè)條件惡化時可以返回母國就業(yè)[38]。顯然,在中國特殊的“二元”社會經濟結構下,農民工與國際上暫時性移民的儲蓄行為具有相似性。第二,農民工在城市就業(yè)面臨高度不穩(wěn)定性,為了應對抵抗風險,他們更傾向于將工資儲蓄起來。農民工外出就業(yè)機會面臨較高的不確定性,如2008年次貸危機、2020年爆發(fā)的新冠疫情以及節(jié)能減排減產的壓力,為了確?？諝赓|量指數達標,每到冬季各地紛紛關閉一些污染較大的工廠或者安排輪休以減少排放,由此也造成了大量農民工返鄉(xiāng)。為了應對不確定的就業(yè),他們更傾向于將工資儲蓄起來,當城市不再需要他們,他們可以帶著儲蓄回到家鄉(xiāng)。在城鄉(xiāng)二元結構下,農民工面臨著就業(yè)、收入和消費“三重”不確定性,這使得農民工將工資性收入視為一種暫時性收入[39],而根據弗里德曼的持久性收入消費理論,消費者主要根據持久性收入做出消費決策,而暫時性收入對消費的影響較小,換句話說暫時性收入對儲蓄的影響較大。綜上,在收入、消費和就業(yè)等不確定性下,農戶家庭工資性收入的邊際儲蓄傾向較高。隨著中國加速推進城鎮(zhèn)化進程,大量農民外出就業(yè),家庭收入來源已經發(fā)生結構性變遷,到2017年農戶家庭工資性收入首次超越經營性收入成為農戶收入的第一大來源,而工資性收入又在所有收入來源中具有最高的儲蓄傾向,這是農村家庭儲蓄率持續(xù)上升的重要推動力,也是中國農村家庭儲蓄高的原因之一。

三、結論和政策建議

本文基于行為生命周期理論,采用山西省1986—2017年農村固定觀察點農戶跟蹤觀察數據,實證分析發(fā)現,不同來源收入的邊際儲蓄傾向是不同的,即在微觀家庭儲蓄層面不同來源的收入是不能完全替代的。進一步,從儲蓄傾向上看,工資性收入的儲蓄傾向最高,其次為家庭經營收入,最后為轉移性收入。這在一定程度上可以解釋新世紀以來中國農村居民家庭儲蓄率不斷上升的事實。因此,政府決策者在關注農民收入變化以及制定擴大內需的政策時,應該關注農戶收入構成和結構的變化,以及由此對農戶消費儲蓄行為的影響。

改革開放以來,中國經濟發(fā)展水平取得了舉世矚目的成就,但結構不協(xié)調也是政府和學術界關注的焦點,在拉動經濟增長的“三駕”馬車中,消費明顯偏低也是眾所周知的,在新冠疫情沖擊和百年變局加速演進的當下,如何提振消費,暢通國內大循環(huán),對于中國經濟實現高質量發(fā)展尤為重要。經濟行為背后的心理因素是制定有效的宏觀經濟政策的基礎,這恰是傳統(tǒng)經濟分析中所忽視的,行為經濟學將心理因素引入經濟分析,對于深刻理解轉型中的農戶經濟行為有重要價值。從生命周期假說到行為生命周期假說再到實證分析結果,本文引申的政策建議有2個方面。

第一,在研究不同來源收入對農戶家庭儲蓄行為的研究中,本文發(fā)現占農戶家庭收入第一大來源的工資性收入具有最高的儲蓄傾向,這與農民工面臨的收入、消費和就業(yè)三重不確定有關,城鄉(xiāng)“二元”社會經濟結構是導致農民工面臨多重不確定的制度障礙。因此,加快農業(yè)轉移人口市民化,大力推動城鎮(zhèn)基本公共服務供給向常住人口全覆蓋是新型城鎮(zhèn)化的首要任務。當前農民工面臨著多重不確定,嚴重抑制了農民工的消費;基本公共服務供給向農民工延伸和覆蓋,推進以人為核心的新型城鎮(zhèn)化,促進農民工市民化,有助于增進他們的歸屬感和幸福感,降低他們在城市生產生活面臨的不確定性和風險,不僅有助于穩(wěn)定預期提振消費和暢通國內大循環(huán),而且還是破解城鄉(xiāng)二元發(fā)展結構的必然選擇。

第二,行為生命周期理論和實證發(fā)現,不同來源的收入和結構變化會通過心理因素對農戶消費儲蓄行為產生不同的影響,這意味著政府可以根據不同收入政策和補貼政策的特點,甚至可以通過收入、補貼政策的名稱、支付頻率和支付方式等特征進行刺激消費的宏觀調控,從而達到事半功倍的調控效果。工資性收入已成為家庭收入的第一大來源,并且工資性收入的儲蓄傾向是家庭經營收入的2倍還多,因此刺激消費要抓住主要矛盾——降低工資性收入的儲蓄傾向。結合心理賬戶的特征,降低農民工工資性收入的儲蓄傾向,可以考慮以下2個方面措施:一方面,將農民工工資發(fā)放周期從一個月降至半個月,增加工資收入的支付頻率可以刺激消費;另一方面,增加農民工失業(yè)保險,降低農民工的失業(yè)風險,解決后顧之憂,有助于降低農民工工資收入的儲蓄傾向,從而提高消費傾向,最終達到刺激消費的作用。