农村劳动力流动、家庭收入与家庭储蓄率

    王圣涛

    一、引言

    本文研究农村劳动力流动对家庭收入、家庭储蓄率的影响，选取2014-2016年中国家庭追踪调查（CFPS）的面板数据，采用工具变量法进行研究，并探寻了农村劳动力流动作用于不同阶层家庭的不同表现。

    

    二、模型设定与数据来源

    本文考察农村的劳动力流动对家庭储蓄率的影响，设定如下：

    [saveing_ratei，t=α+βmigrationi，t+γXi，t+λj，t+ui，t]

    其中[saveing_ratei，t]代表第i个家庭在t时间的储蓄率，[migrationi，t]代表家庭i在时间t时是否有劳动力流动，[Xi，t]代表一系列控制变量，[λj，t]为省级固定效应，[ui，t]为误差项。

    本文以中国家庭追踪调查（CFPS） 2014-2016年的调查家庭为样本，覆盖了25个省份。根据所得样本，将家庭、成人和家庭成员数据库进行匹配，随后进行数据清洗和样本缺失值的剔除，最终保留了6472户农村家庭的样本。

    

    三、变量定义与选择

    （一）家庭储蓄率（saving_one）

    本文主要研究劳动力流动对于家庭储蓄率的影响，因此被解释变量为家庭储蓄率。其定义为：（家庭总收入-家庭消费支出）/家庭总收入。

    （二）劳动力流动（migration）

    劳动力流动（migration）用于衡量被调查家庭过去一年是否有人外出。如果有，取值为1，否则取值为0。

    （三）其他控制变量

    其他控制变量主要包括户主的特征变量（户主年龄、户主性别、户主婚姻状况、户主受教育程度、户主自评健康）、经济变量特征（养老保险、医疗保险、自有住房、负债情况、是否有车、家庭非外出务工收入、存款余额对数值、商业保险）、人口特征变量（家庭规模、7岁以下孩子数量、7-15岁孩子数量、老人人口比、有无未婚男孩）等。

    四、内生性处理及分析

    （一）工具变量法

    模型可能存在反向因果和遗漏变量导致内生性偏误，从而使回归结果不稳健。

    为了克服内生性问题，选取同一收入阶层其他家庭的劳动力流动比例作为本家庭劳动力流动的工具变量。

    

    

    

    根据DWH的结果可以看到，在1%的显著性水平上拒绝“所有解释变量均为外生”的原假设，因此确实存在内生性问题。根据2SLS的回归结果可知，劳动力流动的影响系数为0.4153，显著提升了家庭储蓄率。

    五、异质性分析

    由于家庭之间存在显著的特征差异，因此劳动力流动可能会对不同家庭产生差异性影响。本节将采用分位数回归的方法探讨劳动力流动对不同储蓄层次家庭产生的异质性影响。

    

    根据分位数回归的结果可知，对于储蓄率在20%分位数水平上的家庭而言，migration的系数为0.0602且不显著，对于储蓄率在40%分位数水平上的家庭而言migration的系数为0.0685且在1%的显著性水平上显著，，对于储蓄率在60%分位数水平上的家庭而言migration的系數为0.0736且在1%的显著性水平上显著，对于储蓄率在80%分位数水平上的家庭而言，migration的系数为0.0779且在1%的显著性水平上显著。根据以上结果可知，劳动力流动对家庭储蓄率的增加有促进作用，但是对于家庭储蓄率越高家庭而言，劳动力流动的促进作用略微更加明显。

    六、稳健性检验

    为了检验估计结果的稳健性，采用Conley et al.（2010）提出的近似零方法（LTZ）进行估计。

    根据回归结果，migraion的回归系数为0.3527且在1%的显著性水平上显著，表明劳动力流动仍能显著促进家庭储蓄率的增长，文章的估计结果较为稳健。

    七、总结

    通过以上模型，文章分析了农村劳动力流动对家庭储蓄率、家庭收入和消费的影响。结果表明，首先，农村劳动力流动能够显著促进家庭储蓄率的增长;其次，由于家庭之间存在显著的特征差异，因此劳动力流动可能会对不同家庭产生差异性影响，劳动力流动显著促进了家庭储蓄率的增加，但是对于家庭储蓄率越高家庭而言，劳动力流动的促进作用略微更加明显。