戶籍身份轉換對家庭儲蓄率的影響
——來自農轉非的經驗證據

□ 秦海林 劉巖

一、引言

一直以來，城鄉隔離的二元戶籍制度不僅意味著城鄉居民在養老、醫療、就業等各項基礎社會保障福利存在著天然的“差異化”，而且從某種程度而言，這也是社會等級和身份高低的一種象征。在這種背景下，對于上個世紀八九十年代的農村居民而言，非農戶口就是“香餑餑”，為了讓家人享受到城鎮戶口的“附加值”，一部分農村人不惜花重金、找人脈、托關系也要“農轉非”。近年來，伴隨著城鎮化的迅猛推進，越來越多的居民從農村來到城市工作和生活，二元隔離的戶籍制度正在無形消解之中。中共中央辦公廳、國務院辦公廳更是在2021年1月31日發布《建設高標準市場體系行動方案》中提出，在具備條件的都市圈或城市群探索實行戶籍準入年限同城化累計互認，試行以經常居住地登記戶口制度，有序引導人口落戶。

戶籍身份的轉換并不簡單地意味著經歷者的身份發生變化，而且還會在潛移默化中改變主體的決策邏輯與行為模式。“農轉非”這一過程具有較強的選擇性，通常只有農村中最有才華的人才有機會實現這種戶籍轉變（吳曉剛，2007）。已有的研究發現，相對于非農轉非群體（出生時即為城鎮戶籍）,農轉非群體的社會經濟地位會顯著提升（謝桂華，2014），尤其是通過升學等競爭性路徑完成“農轉非”的群體大多具有較強的內生發展動力，這能夠快速實現身份融合（楊金龍和王桂玲，2020），居民的主觀幸福感和社會資本（付小鵬等，2019）均會隨之提高。結果是，居民在“農轉非”后會加大對子女教育的投入，并且其教育收益率也會隨著提高（高興民和高法文，2019）；居民對未來生活的信心也會伴隨著“農轉非”后其身份地位的提升而加強（呂煒等，2017）；隨著社會保障水平的提高和公共服務政策的改變，農轉非居民會提高自我雇傭的概率（寧光杰和段樂樂，2017）。當然，戶籍身份轉換也可能給當事人帶來不利的影響，如果農轉非居民只是簡單地完成了身份、居住地的轉變,其在文化素質、就業技能、人際關系、適應能力等方面還難以與城市居民進行平等競爭，這可能會導致其在就業市場上受到非制度性歧視（李云森，2014；郭虹，2004）。

通過以往文獻可知，戶籍身份的轉換往往伴隨著當事人就業待遇、社會保障、生活環境和身份地位的改變，農轉非經歷可以顯著影響當事人的行為決策。在推行戶籍制度改革的背景下，本文以居民農轉非經歷為契機，基于城鄉居民收入分配與生活狀況調查（CHIP2013）數據，運用OLS和2SLS等計量方法，進行戶籍身份轉換影響家庭儲蓄行為的實證研究。相比已有的文獻，本文的邊際貢獻有以下三點：（1）在研究視角上，從居民戶籍轉換角度入手研究個人經歷對家庭儲蓄行為的影響，為家庭儲蓄行為的影響因素研究提供了新的思路；（2）在研究方法上，采用工具變量法克服農轉非經歷與家庭儲蓄行為之間的內生性問題，克服了實證模型的有偏估計；（3）在研究內容上，本文關注那些在過去幾十年經歷了從農業戶籍到非農戶籍轉換俗稱“農轉非”的群體，比較了他們與城市非“農轉非”人口的家庭儲蓄行為差異，并結合異質性分析，探究戶籍身份轉換對當事人及其家庭儲蓄行為的影響。

二、理論分析與研究假說

（一）農轉非經歷對家庭儲蓄率的影響

根據行為決策理論，居民的儲蓄行為決策會隨著就業、社會保障和身份地位的改變而變化，由于居民在經歷“農轉非”后能夠享受城市的公共基礎設施和公共社會服務（郭虹，2004），那么，戶籍身份轉換可能會降低居民的家庭儲蓄率。

短期內，就業收入、社會保障和身份地位的改變會增加農轉非居民的消費支出，從而降低家庭儲蓄率。一方面，根據生命周期假說和持久收入假說，由于居民在農轉非后往往會有更多的工作機會、更高的收入和更健全的社會保障，所以其預防性儲蓄可能會相應地減少。首先，通過競爭性途徑完成農轉非的居民，往往具有較強的人力資本和社會資本，這些潛在的個體能力稟賦能使其在城鎮勞動力市場中獲得更大的競爭優勢與更高的期望收入回報；其次，居民在經歷農轉非后往往伴隨著社會保障水平的提高，比如城鎮公共養老金計劃可以提高居民的養老金收益（Martin·Feldstein，1994），醫療保險能夠有效降低居民醫療健康支出的不確定性（文樂等，2019），這些社會保障在有效地提升居民實際收入之際，卻可能會抑制預防性儲蓄的增加。另一方面，根據杜森貝利的相對收入假說，個人或家庭的消費支出會受到其所在群體消費示范效應的影響，因此，在家庭總收入既定的情況下，儲蓄也會因此受到反方向的影響。具體說來，居民在經歷農轉非后生活環境也會隨著變化，新晉城鎮居民在“尋求社會地位”的動機下（秦海林和高軼瑋，2019），會效仿原有城鎮居民相對較激進的消費習慣來實現心理的滿足，在控制收入的情況下，居民消費支出的增加，這必然會降低居民的儲蓄。

在長期內，農轉非經歷會在棘輪效應和狄德羅效應的雙重作用下提升居民的消費傾向，從而降低家庭儲蓄率。一方面，根據棘輪效應，居民易于隨收入的提高而增加消費支出，但不易于隨收入降低而減少消費，居民無論是因為工作還是拆遷等原因完成農轉非的戶籍改變后，其收入往往會有一次大幅度地提高，而在戶籍轉變完成后居民的收入變化趨于穩定，此時人們寧可減少儲蓄或者借債也要維持原有消費水平（翟天昶和胡冰川，2017），即所謂“由儉入奢易，由奢入簡難”。另一方面，根據狄德羅效應，因為人們在擁有了一件新的物品后會不斷配置與其相適應的物品以達到心理上的平衡，所以居民由農村遷移到城鎮，隨著個人或家庭收入與社會地位的提高，其對娛樂、教育、文化與運動等發展型和享受型消費的需求也會與日俱增，在長期內居民的邊際消費傾向會因此而提高。根據習慣養成理論，伴隨著居民消費傾向的提高以及消費習慣的形成（武曉利等，2014），未來不確定性對居民儲蓄率的影響將會降低。如此一來，居民農轉非后長期內形成的消費習慣可以顯著影響居民的家庭儲蓄行為（王乙杰和孫文凱，2020）。

據此，本文提出如下假說：

H1：居民的農轉非經歷會顯著降低家庭儲蓄率。

（二）農轉非經歷影響家庭儲蓄行為的異質性分析

1.居民生活水平、農轉非經歷與家庭儲蓄行為

居民的生活水平與影響家庭儲蓄行為的實際收入（甘梨等，2018）、社會保障（楊汝岱,和周靖祥，2017）、消費水平和消費結構（杭斌和郭香俊，2009）、精神生活和主觀感受（尹志超等，2020）等因素息息相關，因此，在不同生活水平的居民間，農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響也不盡相同。

對于生活水平相對較高的家庭來說，農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響效果較低。一方面，農轉非經歷帶給居民收入和社會保障的提升可能并不明顯，這類居民的消費支出和消費傾向并不會因為戶籍轉變而有太多的提升（尹志超等，2020）。另一方面，居民原本就擁有較高的消費支出和幸福感，由于居民各期消費的效用是相互關聯的（杭斌和郭香俊，2009），因此農轉非經歷通過提升居民主觀幸福感進而影響居民的消費意愿和降低居民儲蓄率的顯著性將會降低（李樹和于文超，2020）。

然而，對于生活水平相對較低的家庭，農轉非經歷通過提高居民消費傾向進而降低庭儲蓄率的效果則更為為明顯。一方面，在消費示范效應和棘輪效應的影響下，低收入居民的短期邊際消費傾向提高會更明顯，消費支出的增加將顯著降低低收入居民的儲蓄率（楊碧云等，2018）。另一方面，當戶籍轉變后，低收入居民的社會保障提升更為明顯，根據生命周期-持久收入理論，居民長期邊際消費傾向大于短期消費傾向，實際收入的提高會顯著提高低收入居民的長期消費傾向。

據此，本文提出如下假說：

H2：對于生活水平較高的家庭而言，農轉非經歷降低家庭儲蓄率的效果顯著性較低；而對于生活水平較低的家庭而言，農轉非經歷降低家庭儲蓄率的效果顯著性較高。

2.城鎮職工保險、農轉非經歷與家庭儲蓄行為

社會保障和工作穩定性均會影響居民的家庭儲蓄行為，由于城鎮職工保險不僅可以增加居民的社會保障，而且在一定程度上反應了居民工作的穩定性，因此，農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響效果會因居民是否擁有城鎮職工保險而不同。

一方面，與城鎮居民保險相比,城鎮職工保險對家庭消費結構的改善作用更大（王亞柯和劉雪穎，2020）。通過非競爭渠道實現農轉非的居民面臨較為嚴重的就業隔離，如果居民由農村轉移到城鎮后卻沒有城鎮職工保險，那么居民社會保障水平的提升幅度將會有限，進而對居民的消費支出影響的顯著性也會大打折扣；相反，如果居民在農轉非后伴隨著擁有城鎮職工保險，也會更為顯著地影響居民的消費支出和儲蓄行為（王乙杰和孫文凱，2020）。

另一方面，居民擁有城鎮職工保險說明其工作相對穩定，農轉非對這類居民的儲蓄行為影響將更為顯著。已有研究發現，轉移勞動力工作越不穩定其儲蓄率也越高，非正規就業或藍領階層流動人口家庭也存在顯著的儲蓄“過高扭曲”（譚靜等，2014）；相反，如果居民伴隨著戶籍的轉變，可以擁有相對穩定的工作，那么農轉非經歷將可以較為明顯地降低居民的儲蓄率。

據此，本文提出如下假說：

H3:擁有城鎮職工保險的居民，農轉非經歷可以有效且顯著地降低家庭儲蓄率；而無城鎮職工保險的居民，農轉非經歷無法顯著地降低家庭儲蓄率。

三、研究設計

（一）研究樣本與數據來源

為了研究農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響，本文利用城鄉居民收入分配與生活狀況調查（CHIP2013）數據作為研究樣本，調查問卷的范圍包括北京市、遼寧省、江蘇省、山西省、安徽省、四川省、云南省、甘肅省等我國東中西部14個省份，樣本數據具有廣泛的代表性。考慮到家庭儲蓄行為主體，故本文只選取了年齡大于18歲的成年居民樣本數據，剔除缺失值和無效數據后最終得到9045個樣本，其中有過農轉非經歷的居民數為2595。本文主要使用Stata16.0進行數據處理與分析。

（二）模型設定

本文主要選用多元線性回歸模型分析農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響，基本模型設定如下：

其中，Sav_ratei為被解釋變量，表示居民i的儲蓄率；Agr_nonAgri為解釋變量，表示居民i是否有過農轉非經歷；Xi為相關控制變量；εi為隨機誤差項。

（三）變量定義與說明

1.被解釋變量。本文以居民的儲蓄率（Sav_rate）為被解釋變量。本文參考國家統計局的定義和公式，測算所選樣本的居民儲蓄率，作為反映居民儲蓄行為的被解釋變量：

2.核心解釋變量。本文以農轉非經歷為解釋變量。農轉非經歷具體指居民的戶籍變動——從農業戶口轉變為城鎮戶口,此變量為虛擬變量，居民經歷過農轉非則為1，反之為0。

3.控制變量。為了避免遺漏重要變量可能造成內生性等問題，本文加入如下控制變量：居民的個人特征（年齡、學歷、健康狀況）、工作養老等情況(生活水平、合同類型、養老保險)以及收支和資產等變量（可支配收入、消費支出、金融資產余額、負債）。

表1 主要變量的選取及釋義

（四）描述性統計

表2為主要變量的描述性統計，由此我們可知樣本容量為9045，其中2595戶有過農轉非經歷，均值為0.286，儲蓄率均值為0.334，最大儲蓄率為0.968，最小儲蓄率為-9.435，負值意味著居民的消費支出大于收入，同時也可以看到不同居民的學歷、生活水平、可支配收入、消費支出、金融資產余額和持有的現金數量差距也比較大。

表2 主要變量的描述性統計

四、實證結果及其分析

（一）基準回歸結果

表3報告了農轉非經歷對家庭儲蓄行為影響的回歸結果。其中，第（1）列的結果顯示，如果居民有過農轉非經歷，其家庭儲蓄率就會相應降低0.0320，且該結果在1%的統計水平上顯著，在依次加入控制變量年齡、健康狀況、學歷后，該結果仍然在1%的統計水平顯著，且影響系數降低為0.0291；在進一步加入控制變量生活水平、合同類型和是否享有養老保險后，該結果仍然在1%的統計水平顯著，且影響系數為0.0302；最后加入控制變量可支配收入、消費支出、金融資產余額和負債后，該結果仍然在1%的統計水平顯著，且影響系數再次降低為0.0224。嵌套回歸檢驗結果顯示農轉非經歷可以顯著降低居民儲蓄率，且影響系數在較小區間波動，本文的假設H1得到驗證。

表3 基準回歸結果

（二）穩健性檢驗

1.內生性問題：工具變量回歸

模型（1）可能存在內生性。首先，反向因果可能引起內生性。這種可能的反向因果主要表現為，在農轉非經歷影響家庭的儲蓄行為同時，家庭儲蓄的積累可能促使居民進城買房等行為完成農村戶籍向城鎮居民的轉變。其次，模型（1）可能存在變量遺漏以及測量誤差，這也會導致內生性問題。當地的風俗習慣、文化傳統、金融市場自由度、利率等宏觀指標以及社會發展變遷等不可觀測的變量都沒有納入模型（1），同時有關居民農轉非經歷和家庭儲蓄的數據不可能完全精確，這兩個因素都可能導致模型的有偏估計，從而產生內生性。

為克服內生性，本文采用工具變量法進行兩階段估計，選取居民兄弟姐妹個數作為農轉非的工具變量。一方面，兄弟姐妹個數滿足工具變量的相關性特征，即兄弟姐妹個數會直接和農轉非經歷相關：喻曉等人（2010）的研究發現計劃生育政策對各地區生育率的影響存在明顯的差異，經濟較為落后的地區計劃生育政策對居民生育率的抑制作用不明顯，因此，一般來說，農村出生的居民的兄弟姐妹數量要明顯多于在城鎮出生的居民的兄弟姐妹數量。另一方面，居民的兄弟姐妹個數滿足無關性要求：農轉非經歷發生在居民出生之后，與其父母的生育情況無關，兄弟姐妹個數因此不會影響居民以后的家庭儲蓄行為。綜上，居民兄弟姐妹個數滿足工具變量所要求的相關性與無關性特征，將它作為農轉非的工具變量是合適的。

表4的檢驗結果說明了本文工具變量的選取是合理的。首先，通過豪斯曼檢驗發現P值為0.0019，故可在1%的顯著水平上拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設，認為農轉非為內生變量，進行異方差穩健的DWH檢驗同樣顯示農轉非為內生解釋變量；其次，工具變量識別不足檢驗發現Kleibergen-Paap rk LM statistic為178.768，遠大于臨界值，故而不存在工具變量識別不足；最后，一階段F統計量（值）為43.16遠大于10，說明本文以居民的兄弟姐妹個人作農轉非經歷的工具變量是合適的，并且Cragg-Donald Wald F 統計量明顯大于 Stock-Yogo 弱工具變量檢驗的臨界值，顯著拒絕存在弱工具變量的原假設，說明模型不存在弱工具變量問題。

表4 工具變量適用的檢驗結果

表5展示了兩階段最小二乘法的回歸結果，如果居民有過農轉非經歷，其家庭儲蓄率就會相應降低0.1678，且該結果在1%的統計水平上顯著，本文的結論依然成立。但是相比OLS，2SLS的回歸系數有了大幅的提高，這說明工具變量法在解決內生性問題得到無偏估計量。

表5 兩階段最小二乘法回歸結果

2.更換被解釋變量和刪除外致性農轉非

本文首先借鑒Chamon and Prasad（2010）的方法，通過重新定義儲蓄率=log(可支配收入/消費)的方法進行更換被解釋變量的穩健性檢驗，其次通過刪除外致性的農轉非居民進行穩健性檢驗，因為外致性農轉非對居民的工作、收入和社會保障等改善效果不佳，進而對居民消費和儲蓄的影響效果也會變得不顯著，因此刪除這部分數據后農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響應該仍然具有顯著性。

表6基于工具變量法的回歸結果顯示：首先，無論是通過重新定義儲蓄率進行回歸還是通過刪除外致性農轉非居民后進行回歸，居民農轉非經歷均可在1%的統計水平上顯著降低居民儲蓄率；其次，兩次回歸系數分別是-0.220和-0.185，與本文之前的回歸系數-0.168相差不大，尤其是在刪除外致性農轉非居民后，回歸系數由-0.168升至-0.185，該變化也驗證了假說H3；最后，不存在工具變量識別不足和弱工具變量問題，進一步增強了本文研究結果的可信度。綜上，我們的研究結論是穩健的。

表6 穩健性檢驗回歸結果

（三）異質性檢驗

1.居民生活水平異質性

表7匯報了農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響效果在不同生活水平的居民中存在明顯差異。OLS和基于工具變量法的2SLS回歸結果均顯示：相比生活水平較高的居民，農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響效果在生活水平較低的居民間更為顯著，兩者分別在10%和1%的統計水平上顯著；而基于工具變量的2SLS回歸結果系數要大于OLS回歸結果系數，在考慮內生性的情況下，如果居民有過農轉非經歷，那么相對于無農轉非經歷的城鎮居民，生活水平較高和較低居民的家庭儲蓄率分別降低0.123和0.115，2SLS和OLS回歸系數的差異源于利用工具變量法進行回歸避免了有偏估計問題的出現，研究結果更加準確和具有說服力。

表7 居民生活水平異質性回歸結果

農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響效果在不同生活水平的居民中表現出異質性特征可能的原因如下：生活水平較高的居民其原本的收入和社會保障較高，并且擁有較高的消費支出和消費傾向，經歷農轉非后，這類居民的社會保障提升幅度較小，較強的習慣形成特征也會降低原有城鎮居民對自身的消費示范效應，因此農轉非經歷對生活水平較高居民的家庭儲蓄行為影響效果不夠明顯；生活水平較低的居民由農村居民轉為城鎮居民后收入和社會保障會有較大的提升，同時更易受到周邊城鎮居民消費示范效應的影響，因此農轉非經歷對該類居民的家庭儲蓄行為影響效果更為顯著。該結果支持了本文的H2假說。

2.居民有無城鎮職工保險異質性

表8匯報了農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響在是否擁有城鎮職工保險的居民中存在較大差異。OLS和2SLS回歸結果均顯示：在無城鎮職工保險的居民中，農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響不具備顯著性，而在擁有城鎮職工保險的居民中，農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響在1%的統計水平上顯著；而基于工具變量的2SLS回歸結果系數要大于OLS回歸結果系數，在考慮內生性的情況下，如果居民有過農轉非經歷，那么相對于無農轉非經歷的城鎮居民，有城鎮職工保險居民的家庭儲蓄率降低0.120，2SLS和OLS回歸系數的差異源于利用工具變量法進行回歸避免了有偏估計問題的出現，研究結果更加準確和具有說服力。

表8 居民有無城鎮職工保險異質性回歸結果

合同類型 0.0289★★★ 0.0276★★★ 0.0337★★★ 0.0313★★★（0.0111） （0.0074） （0.0122） （0.0077）常數項 0.1261★★ 0.1982★★★ 0.1769★★ 0.2310★★★（0.0532） （0.0336） （0.0807） （0.0402）樣本數 3,4665,5793,4665,579擬合度 0.3160.6570.3030.645

農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響效果在是否擁有城鎮職工保險的居民中表現出異質性特征可能的原因如下：居民經歷農轉非后卻無城鎮職工保險，說明其在城鎮中沒有穩定的工作，有可能是因為外致性原因造成的戶籍轉變，這類居民的收入水平、受教育程度和社會保障程度更低,存在顯著的身份差異，即使完成了身份、居住地的轉變,農民的市民化仍然是個漫長的過程，因此農轉非并不能對該類居民的家庭儲蓄行為產生顯著的影響；相反，擁有城鎮職工保險的農轉非居民往往會因為戶籍的轉變而享受更高的社會保障和穩定的工作環境，該類居民因為城鎮化和戶籍轉變往往對于當前生活的滿意程度較高，以上改變就會促使居民增加消費，進而影響居民的儲蓄行為，因此在擁有城鎮職工保險居民中，農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響效果極為顯著。該結果支持了本文的H3假說。

五、研究結論和建議

本文基于城鄉居民收入分配與生活狀況調查（CHIP2013）數據，利用OLS和工具變量法檢驗了農轉非經歷對家庭儲蓄行為的影響。研究發現：農轉非經歷可以顯著降低家庭儲蓄率。該結果在處理內生性問題后依然成立；通過重新定義儲蓄率和刪除外致性因素導致的農轉非居民樣本數據后進行回歸，結果也依然穩健成立。異質性檢驗發現，居民的生活水平和是否擁有城鎮職工保險將影響農轉非經歷對家庭儲蓄行為的作用效果，具體而言，對于生活水平較高的居民，農轉非經歷降低家庭儲蓄率的影響效果顯著性較低，對于無城鎮職工保險的居民，農轉非經歷在降低家庭儲蓄率上不具有顯著性；而對于生活水平較低或有城鎮職工保險的居民，農轉非經歷可以在1%的統計水平上顯著降低家庭儲蓄率。結合本文的理論分析和實證檢驗結果，我們可以得到以下啟示：農轉非經歷可以降低家庭儲蓄率主要源于戶籍改變后居民工作改善、收入增加、社會保障水平提高和身份地位提升等因素的影響。但是，如果居民在戶籍轉變過程中不能得到穩定的工作和社會保障，簡單的身份改變并不能直接帶來生活方式的轉變。

基于以上結論和啟示，本文提出以下幾點建議：

第一，應該聚焦農轉非經歷產生的家庭儲蓄效應。在我國推動“經濟內循環”的大背景下，消費會逐漸成為推動我國經濟發展的第一動力，居民的農轉非經歷有可能在更大范圍內，以更大的力度改變著城鄉居民的儲蓄行為。因此，伴隨著城鎮化的推進，我們有必要關注戶籍轉變對居民消費和儲蓄的影響效應。

第二，關注外致性農轉非居民的就業情況，同時培養其金融素養。拆遷等外致性原因導致戶籍轉變的農民往往可以在一開始得到一筆不菲的收入，但是工作情況并沒有妥善的安排，同時他們的消費習慣也容易受到周邊城鎮居民的消費示范效應的影響，如果在沒有穩定的收入來源情況下養成較為激進的消費傾向，久而久之，其儲蓄必然會被消耗殆盡。為此，一方面，應該著重關注拆遷等外致性農轉非居民的就業情況，努力提升其人力資本和自身技能，促使其向城鎮社會的融入；另一方面，注意培養其金融素養，引導其合理理財、適當消費。

第三，在推進城鎮化和戶籍改革的過程中，應該著重提高農轉非居民的社會保障水平。本文研究發現，城鎮職工保險在促進居民消費上起到重要的作用，如果居民在戶籍轉變過程中社會保障不能得到顯著的提升，那么，簡單的身份改變并不能改善農轉非居民的生活狀況和家庭儲蓄行為。因此，國家應該著重提高農轉非居民的社會保障水平，尤其是提高低收入和無穩定工作的農轉非居民的社會保障，降低其面臨的不確定性。