吳錕 劉含笑 李琦

DOI：10.3969/j.issn.1674-8131.2024.02.009

摘?要：由于城市與農(nóng)村的經(jīng)濟金融環(huán)境存在顯著差異，成年前在農(nóng)村成長的城鎮(zhèn)居民比在城市成長的城鎮(zhèn)居民具有較高的風(fēng)險厭惡程度和較低的金融知識水平，從而更加偏向低消費和高儲蓄。采用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2019年數(shù)據(jù)，將“目前居住在城市地區(qū)且擁有非農(nóng)業(yè)戶口、18歲之前為農(nóng)業(yè)戶口”作為“擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷”的界定標(biāo)準(zhǔn)，實證檢驗城鎮(zhèn)家庭戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷對其家庭儲蓄率的影響，結(jié)果表明：戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭比戶主沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭有更高的儲蓄率，風(fēng)險態(tài)度和金融素養(yǎng)在其中發(fā)揮了中介作用，即擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主會因較高的風(fēng)險厭惡程度和較低的金融知識水平而導(dǎo)致其家庭儲蓄率較高；農(nóng)村成長經(jīng)歷對儲蓄率的正向影響在戶主受教育水平較高、家庭資產(chǎn)較少、經(jīng)濟發(fā)展水平較低地區(qū)（中西部地區(qū)）的家庭中更為顯著。因此，需要從改善城市的經(jīng)濟金融狀況（降低生活成本、增強社會保障、減少不確定性等）入手來釋放城鎮(zhèn)居民的消費需求，并通過改善風(fēng)險態(tài)度、加強金融教育、縮小城鄉(xiāng)差距等渠道來降低農(nóng)村成長經(jīng)歷對城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的正向影響。

關(guān)鍵詞：個體經(jīng)歷；農(nóng)村成長經(jīng)歷；城鎮(zhèn)家庭儲蓄率；風(fēng)險態(tài)度；風(fēng)險厭惡；金融素養(yǎng)

中圖分類號：F126；F063.4??文獻標(biāo)志碼：A??文章編號：1674-8131（2024）02-0110-15

引用格式：吳錕，劉含笑，李琦.農(nóng)村成長經(jīng)歷會影響城鎮(zhèn)家庭儲蓄率嗎？——來自CHFS 2019的經(jīng)驗證據(jù)［J］.西部論壇，2024，34（2）：110-124.

WU KUN， LIU Han-xiao， LI Qi. Does rural growth experience affect urban household saving rate？ Empirical evidence from CHFS 2019［J］. West Forum， 2024， 34（2）： 110-124.

一、引言

消費、投資與出口是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車，有效平衡三者是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。在當(dāng)前國際貿(mào)易摩擦不斷和投資增速放緩的背景下，消費增長的作用日益凸顯，刺激消費、擴大內(nèi)需是當(dāng)前和未來經(jīng)濟發(fā)展的重點。然而，相比大多數(shù)發(fā)達國家，我國居民部門的“低消費、高儲蓄”問題長期存在。近20年來，我國居民部門的儲蓄率呈現(xiàn)上升趨勢（參見圖1），由2003年的22%上升至2022年的33%。其中，城鎮(zhèn)居民的儲蓄率的增長趨勢明顯，由2003年的22%上升至2022年的38%；農(nóng)村居民的儲蓄率變化整體較為平緩且有下降趨勢，從2003年的24%降至2022年的17%。從2005年開始，城鎮(zhèn)居民儲蓄率明顯高于農(nóng)村居民儲蓄率，可以說近年來居民儲蓄率居高不下主要是由于城鎮(zhèn)居民的儲蓄率不斷攀升。因此，深入探究影響城鎮(zhèn)居民儲蓄率的各種因素，有助于采取針對性措施提高居民儲蓄率，進而有效緩解消費不足的問題。

目前，國內(nèi)學(xué)者對我國家庭儲蓄率影響因素的研究主要集中在個體特征、家庭特征、地區(qū)特征等方面：

個體特征包括年齡、金融素養(yǎng)、心理素質(zhì)、教育觀等。于淼等（2021）、昌忠澤和姜珂（2021）研究表明，隨著戶主年齡增加，家庭儲蓄率呈現(xiàn)先下降后上升的U型變化趨勢^［1-2］；劉渝琳和李何波（2022）則認(rèn)為，在農(nóng)村家庭中，中年戶主（37～49歲）家庭的儲蓄率偏低^［3］；昌忠澤和姜珂（2021）、張誠和唐成（2021）分析發(fā)現(xiàn)，老年戶主強烈的遺產(chǎn)贈予動機、保持健康長壽動機、應(yīng)對不確定性未雨綢繆的動機導(dǎo)致其家庭儲蓄率偏高^{［2］［4］}；吳衛(wèi)星等（2021）分析表明，個體金融素養(yǎng)水平與家庭儲蓄率之間具有倒U型關(guān)系^［5］；劉根榮和李茜（2023）、袁益和萬仞雪（2023）研究發(fā)現(xiàn)，重視子女教育和心理焦慮等會顯著提升家庭儲蓄率^［6-7］。

家庭特征包括人口結(jié)構(gòu)、住房資源、保險配置、社會網(wǎng)絡(luò)、代際關(guān)系等。劉鵬飛（2022）分析發(fā)現(xiàn)，孩子數(shù)量少會顯著提高男性戶主家庭、戶主處于工作期家庭的儲蓄率^［8］；周華東等（2021）、梁斌和陳茹（2022）研究表明，出于“為兒攢錢買房”的心理，擁有男孩家庭的儲蓄率顯著高于擁有女孩家庭的儲蓄率^［9-10］；呂指臣和劉生龍（2021）指出，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比提高會降低家庭儲蓄率^［11］；但楊曉軍和冉旭蘭（2023）認(rèn)為，老年人口比重上升會提高家庭儲蓄率^［12］；尹志超和蔣佳伶（2023）研究發(fā)現(xiàn)，無房和租房家庭的儲蓄率顯著高于有房家庭^［13］；章元和黃露露（2022）、任天馳和楊汭華（2023）分析表明，保險資產(chǎn)和社會網(wǎng)絡(luò)資源會通過降低不確定性、分擔(dān)家庭風(fēng)險來降低家庭儲蓄率^［14-15］；許志等（2021）、黃志國等（2022）認(rèn)為，代際資源流動會顯著影響家庭儲蓄率，比如，父代對子代的人力資本投入以及贈予金額會顯著提升子代家庭的儲蓄率，而子女的質(zhì)量越好則父代的家庭儲蓄率越低^［16-17］。

地區(qū)特征包括政策、經(jīng)濟、人口、科技、文化等。李曉飛等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險制度并軌會顯著提升機關(guān)事業(yè)單位家庭的儲蓄率^［18］；曹成龍和王輝（2022）分析表明，計劃生育政策放松在短期內(nèi)會顯著降低家庭儲蓄率^［19］；曹偉等（2023）認(rèn)為，養(yǎng)老體系的完善可以有效降低家庭儲蓄率^［20］；薛曉玲和臧旭恒（2020）研究表明，房價上漲會降低家庭儲蓄率^［21］；但姚曼曼和張澤宇（2022）指出，房價上漲會提升農(nóng)民工群體的家庭儲蓄率^［22］；楊書越和陳?。?023）分析發(fā)現(xiàn)，地區(qū)人口老齡化會促使家庭儲蓄率下降^［23］；董文奎（2022）、尹志超等（2022）研究表明，數(shù)字化發(fā)展（如數(shù)字金融、移動支付）有助于降低家庭儲蓄率^［24-25］；張誠等（2022）研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)儒家文化氛圍顯著提高了家庭儲蓄率水平^［26］。

總體來看，盡管已有文獻對我國家庭儲蓄率的影響因素進行了較為全面和深入的研究，但仍有待進一步的拓展和深化。比如，關(guān)于個人成長經(jīng)歷對家庭儲蓄率的影響研究較為不足，尤其是缺乏相關(guān)經(jīng)驗證據(jù)。在城鎮(zhèn)居民儲蓄率不斷攀升的同時，我國的城鎮(zhèn)化水平也在不斷提高，在此過程中，城鎮(zhèn)人口的持續(xù)增長主要來源于農(nóng)民的市民化，也就是說有相當(dāng)一部分城鎮(zhèn)居民擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷。相比于農(nóng)村地區(qū)，城市的經(jīng)濟發(fā)展水平、教育醫(yī)療資源、金融服務(wù)條件等均存在明顯優(yōu)勢。成長于農(nóng)村的個體在成年后進入城市，所處的生活環(huán)境和經(jīng)濟條件往往會得到一定的改善，其經(jīng)濟決策和行為也會發(fā)生轉(zhuǎn)變，但早期的農(nóng)村成長經(jīng)歷仍然可能對其產(chǎn)生影響，進而表現(xiàn)出與沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)居民相異的行為特征。那么，在城鎮(zhèn)家庭中，戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷是否會對家庭儲蓄率產(chǎn)生影響？如果有影響，其背后存在怎樣的傳導(dǎo)路徑？這種影響在不同類型的家庭中是否具有異質(zhì)性表現(xiàn)？對這些問題的回答，無疑有助于深入認(rèn)識城鎮(zhèn)家庭儲蓄率偏高的內(nèi)在原因，進而有針對性地促進城鎮(zhèn)家庭的消費增長。

基于以上思考，本文在已有研究的基礎(chǔ)上進一步探究農(nóng)村成長經(jīng)歷對城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的影響及其機制，并采用中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）2019年數(shù)據(jù)及中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2018年數(shù)據(jù)進行實證檢驗。與已有文獻相比，本文的邊際貢獻主要在于：一是聚焦于城鎮(zhèn)家庭戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷與其家庭儲蓄行為的關(guān)系，豐富了個體早期經(jīng)歷對后期行為的影響研究，并為我國居民部門高儲蓄率提供了一個新的解釋視角；二是基于相關(guān)理論和研究結(jié)論，從風(fēng)險態(tài)度和金融素養(yǎng)角度探討了農(nóng)村成長經(jīng)歷影響城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的機制，并驗證了擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主具有較高的風(fēng)險厭惡程度和較低的金融知識水平，從而導(dǎo)致其家庭儲蓄率較高，該結(jié)論有助于正確理解城鎮(zhèn)家庭儲蓄率偏高現(xiàn)象；三是進一步從戶主人力資本、家庭物質(zhì)資本和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展3個方面分析了農(nóng)村成長經(jīng)歷影響城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的異質(zhì)性，為有效降低城鎮(zhèn)家庭儲蓄率和促進居民消費增長提供了有益參考。

二、理論分析與研究假說

Hoff和Stiglitz（2015）指出，個體的經(jīng)歷可能會長期影響其后來的性格偏好，進而影響其行為決策^［27］。相關(guān)經(jīng)驗分析結(jié)果也支持這一觀點，比如：經(jīng)歷過奴隸貿(mào)易的非洲居民會產(chǎn)生高度的人際關(guān)系不信任感，且可以通過代際傳遞形成內(nèi)化偏好（Nunn et al.，2011）^［28］；個體早期階段所處的成長環(huán)境會通過非認(rèn)知能力傳導(dǎo)至后期的受教育表現(xiàn)以及工作表現(xiàn)（Chetty et al.，2011）^［29］；若個體在早期投資時經(jīng)歷過股市繁榮期，則其風(fēng)險偏好水平更高，更傾向參與股票等風(fēng)險投資市場（Malmendier et al.，2011）^［30］；相反，若個體經(jīng)歷過公司丑聞事件、自然災(zāi)害、戰(zhàn)爭或經(jīng)濟大蕭條、饑荒年代，則會形成更謹(jǐn)慎的投資態(tài)度，顯著降低對股票市場的參與意愿（Giannetti et al.，2016；Bucciol et al.，2013；Kim et al.，2014；Knupfer et al.，2017）^［31-34］；如果個體在童年和青少年時期經(jīng)歷過饑荒，會形成風(fēng)險規(guī)避偏好，導(dǎo)致其在成年后選擇自主創(chuàng)業(yè)的概率較低（王永強 等，2020）^［35］；等等。

也有少數(shù)文獻分析了個體的早期經(jīng)歷對其家庭儲蓄率的影響。程令國和張曄（2011）分析表明，早年的饑荒經(jīng)歷會對個體成年后的儲蓄傾向產(chǎn)生重要影響，導(dǎo)致其家庭儲蓄率較高^［36］；章元和劉茜楠（2021）研究發(fā)現(xiàn)，地震經(jīng)歷帶來的死亡風(fēng)險沖擊會增加個體的享受型消費，從而降低其家庭儲蓄率（章元 等，2021）^［37］。在我國快速城鎮(zhèn)化的過程中，普遍存在的農(nóng)民市民化轉(zhuǎn)變也使一些學(xué)者關(guān)注到農(nóng)村成長經(jīng)歷可能帶來的影響，但除了針對特定群體（如從企業(yè)家和企業(yè)高管角度研究農(nóng)村經(jīng)歷對創(chuàng)業(yè)行為及企業(yè)融資的影響）的研究外（任曙明 等，2021；丁絨 等，2023）^［38-39］，已有文獻主要探討了個體的農(nóng)村經(jīng)歷對其風(fēng)險市場參與的影響，如農(nóng)村成長經(jīng)歷會顯著降低居民參與股票市場的概率（江靜琳 等，2018）^［40］，“上山下鄉(xiāng)”經(jīng)歷通過提高投資風(fēng)險偏好和投資能力增加家庭對股票及廣義風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資概率和投資規(guī)模（周廣肅 等，2020）^［41］，而對于農(nóng)村成長經(jīng)歷與城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的關(guān)系還缺乏深入研究。

隨著農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，許多農(nóng)民在成年后通過各種方式取得了城鎮(zhèn)戶籍，進入城鎮(zhèn)工作生活，雖然其生產(chǎn)生活環(huán)境發(fā)生了變化，但早年的農(nóng)村成長經(jīng)歷會留下難以磨滅的烙印，在一定程度上對其認(rèn)知、偏好、習(xí)慣和行為等產(chǎn)生影響，進而影響其個體及家庭的經(jīng)濟決策與經(jīng)濟行為。由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的長期存在，農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民的生產(chǎn)生活環(huán)境存在顯著差異。首先，農(nóng)村家庭的經(jīng)濟收入來源通常以農(nóng)業(yè)收入為主，且收入水平相對較低；其次，農(nóng)村家庭的資產(chǎn)配置較為單一，抵御風(fēng)險的能力較弱；最后，農(nóng)村地區(qū)社會保障體系相對城市來說不夠完善，同時農(nóng)村居民對商業(yè)保險的可得性及便捷性相對較低。在以上三種因素的共同催化下，農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民具有更加節(jié)儉的消費習(xí)慣和更加強烈的預(yù)防性儲蓄需求。擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)居民在童年和青少年時期生活在經(jīng)濟金融發(fā)展相對落后的農(nóng)村地區(qū)，在成長過程中經(jīng)歷了物質(zhì)的相對匱乏和保障的相對不足，由此形成低消費習(xí)慣和高儲蓄動機，而且這種習(xí)慣和動機在其成為城鎮(zhèn)居民后仍會在一定程度上得以保持（程令國 等，2011）^［36］。本文中，戶主是指在家庭事務(wù)中起決定作用的人或?qū)彝ヘ攧?wù)狀況最熟悉的成員（不一定是戶口本上的戶主），擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主是指目前居住在城市地區(qū)且擁有非農(nóng)業(yè)戶口、18歲之前為農(nóng)業(yè)戶口的城鎮(zhèn)家庭戶主^①。因此，在城鎮(zhèn)家庭中，在其他條件相同的情況下，相比戶主沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的家庭，戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的家庭通常有更高的儲蓄率。

由于家庭儲蓄率受到戶主的風(fēng)險態(tài)度和金融知識水平的影響，因而進一步從這兩個方面來探究戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷影響其家庭儲蓄率的機制。一方面，個體的風(fēng)險態(tài)度是影響家庭金融資產(chǎn)配置的心理學(xué)因素之一，風(fēng)險厭惡程度越高的家庭越愿意進行儲蓄，參與風(fēng)險投資的概率越低（Gomes et al.，2005）^［42］，從而儲蓄率也越高（張誠 等，2022）^［26］。擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主在人格特征可塑性較強的生命早期居住在變化較小、文化穩(wěn)定、新問題較少的農(nóng)村環(huán)境中，較易產(chǎn)生依賴習(xí)慣和經(jīng)驗的心理特征，相比一直在城鎮(zhèn)生活的戶主來說，在“不怕變、好奇、肯試驗”等方面有所欠缺（江靜琳 等，2018）^［40］。因此，相比出生就居住在城鎮(zhèn)的戶主，擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主具有更強的風(fēng)險厭惡心理和儲蓄動機，進而導(dǎo)致其家庭儲蓄率更高。另一方面，個體的金融知識水平也會顯著影響家庭的資產(chǎn)配置和消費行為。隨著個體金融知識水平的提高，了解并參與金融市場的概率增加，其家庭資產(chǎn)組合的有效性也會得到提升（吳衛(wèi)星 等，2018）^［43］，并顯著提高家庭的消費傾向和消費支出（吳錕 等，2022）^［44］。個體金融知識水平的提高主要來自兩個方面：一是受到的金融知識教育，二是在參與社會互動或者金融市場過程中所獲得的經(jīng)驗積累。由于農(nóng)村地區(qū)的金融可得性較低（尹志超 等，2015）^［45］，金融發(fā)展水平、居民獲得金融服務(wù)的便捷度低于城市地區(qū)，而且對金融教育的重視和普及程度也較低。因此，從教育獲得和參與程度來看，相比在城市接受教育和成長的戶主，早期成長于農(nóng)村地區(qū)的戶主的金融知識水平總體上較低。劉國強（2018）的調(diào)查分析結(jié)果也表明，消費者的金融素養(yǎng)與其戶口所屬地相關(guān)，城鎮(zhèn)戶口居民的金融素養(yǎng)普遍高于農(nóng)村戶口居民，且本地的城鎮(zhèn)戶口居民比外地的城鎮(zhèn)戶口居民有更高的金融素養(yǎng)^［46］。因此，相對于沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主，擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主會因其較低的金融知識水平而具有更強的儲蓄傾向，并將家庭資產(chǎn)更多地配置在儲蓄上。

基于上述分析，本文提出如下研究假說：相比戶主沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭，戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭儲蓄率更高（H1）；戶主的風(fēng)險態(tài)度和金融素養(yǎng)在農(nóng)村成長經(jīng)歷影響家庭儲蓄率中具有中介作用，即農(nóng)村成長經(jīng)歷會導(dǎo)致戶主的風(fēng)險厭惡程度較高（H2）且金融知識水平較低（H3），進而有較高的家庭儲蓄率。

三、實證檢驗方法設(shè)計

1.模型構(gòu)建與變量測度

為檢驗戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷對城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的影響，構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

savei=α+βrural_i+γctrl_i+prov_j+ε_i

其中，i和j分別代表家庭和省份，被解釋變量（save_i）為“家庭儲蓄率”，核心解釋變量（rural_i）為“農(nóng)村成長經(jīng)歷”，ctrl_i表示控制變量，prov_j表示省份固定效應(yīng)，ε_i為隨機擾動項。由于被解釋變量為連續(xù)型數(shù)值變量，故采用普通最小二乘法（OLS）進行模型估計。

被解釋變量“家庭儲蓄率”為城鎮(zhèn)家庭i的儲蓄率，具體采用兩個指標(biāo)：一是考慮到家庭消費支出中的教育支出和醫(yī)療支出具有剛性特征，借鑒馬光榮和周廣肅（2014）的做法^［47］，將教育支出和醫(yī)療支出從消費支出中剔除，即“家庭儲蓄率1”=［家庭收入 -（家庭消費-醫(yī)療支出 - 教育支出）］/家庭收入。二是參考吳衛(wèi)星等（2021）的做法^［5］，若家庭收入大于消費，“家庭儲蓄率2”=（家庭收入 - 家庭消費）/家庭收入；若家庭收入小于消費，“家庭儲蓄率2”=（家庭收入 - 家庭消費）/家庭消費。

核心解釋變量“農(nóng)村成長經(jīng)歷”為家庭i的戶主是否擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的虛擬變量，具體賦值方法如下：若家庭i的戶主有過“農(nóng)村戶口變更為城鎮(zhèn)戶口”經(jīng)歷，且變更時戶主年齡大于等于18歲，則界定該戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷，“農(nóng)村成長經(jīng)歷”取值為1；否則認(rèn)為其不具有農(nóng)村成長經(jīng)歷，“農(nóng)村成長經(jīng)歷”取值為0。

借鑒程令國等（2011）、尹志超等（2019）、吳錕等（2022）的研究^{［36］［48］［49］}，選取個體和家庭層面的10個變量作為控制變量：一是 “戶主性別”，戶主為男性取值為1，戶主為女性取值為0；二是“戶主年齡”；三是“婚姻狀況”，戶主處于已婚或同居狀態(tài)取值為1，否則取值為0；四是“受教育水平”，根據(jù)戶主學(xué)歷進行賦值，沒上過學(xué)=1，小學(xué)=2，初中=3，高中=4，中專/職高=5，大專/高職=6，大學(xué)本科=7，碩士研究生=8，博士研究生=9；五是“健康狀況”，根據(jù)戶主的健康自評進行賦值，非常好=1，好=2，一般=3，不好=4，非常不好=5；六是“兒童撫養(yǎng)比”，采用家庭中14歲以下兒童數(shù)量占家庭總?cè)藬?shù)的比例來衡量；七是“家庭人均收入”，采用家庭人均年收入加1的自然對數(shù)值來衡量；八是“家庭總資產(chǎn)”，采用家庭總資產(chǎn)加1的自然對數(shù)值來衡量；九是“家庭總負債”，采用家庭總負債加1的自然對數(shù)值來衡量；十是“是否擁有自住房”，若家庭擁有自住房取值為1，否則取值為0。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文所用數(shù)據(jù)主要來源于中國家庭金融調(diào)查（CHFS），該調(diào)查自2011年以來已成功實施6輪次，并公開了2011、2013、2015、2017和2019年五輪調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查樣本來自29個省市自治區(qū)，具有較好的代表性。由于核心解釋變量（早期是否有農(nóng)村成長經(jīng)歷）并不隨時間變化，因此選擇最新公布的2019年的截面數(shù)據(jù)進行實證檢驗。具體的樣本選擇過程如下：首先，合并個人、家庭、社區(qū)三個層面的數(shù)據(jù)；其次，為了盡可能保證樣本家庭擁有相似的經(jīng)濟與生活環(huán)境，僅保留目前居住在城鎮(zhèn)地區(qū)的家庭樣本，并進一步剔除農(nóng)業(yè)戶口樣本；第三，剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的樣本；第四，為了緩解離群值的影響，參考尹志超和張誠（2019）的做法^［48］，剔除家庭總收入為負、風(fēng)險金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比重大于1的樣本，同時將家庭儲蓄率的上下限設(shè)置為100%和-200%。經(jīng)過上述篩選，最終得到有效觀測值11 274個。

由表1給出的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，在樣本家庭中戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的家庭占23.1%。從控制變量來看：64.9%的樣本家庭戶主為男性，戶主的平均年齡約為56歲，83.6%的戶主處于已婚或同居狀態(tài)。戶主的平均受教育水平為4.4（約為高中水平），戶主的健康狀況得分均值為2.571（接近一般水平），家庭少兒撫養(yǎng)比平均為6.9%，有88.3%的家庭擁有自住房。

四、實證檢驗結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)模型回歸與穩(wěn)健性檢驗

基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果見表2的Panel A?！稗r(nóng)村成長經(jīng)歷”對“家庭儲蓄率1”和“家庭儲蓄率2”的回歸系數(shù)均顯著為正，表明戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭比戶主沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭有更高的儲蓄率?？梢?，18歲之前在農(nóng)村成長的城鎮(zhèn)家庭戶主會受到早期成長經(jīng)歷的影響，導(dǎo)致其家庭儲蓄率較高，本文提出的假說H1得以驗證。

為進一步驗證基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果的可靠性，進行以下穩(wěn)健性檢驗：一是剔除“村改居”樣本。本文將在18歲及之后由農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)為非農(nóng)業(yè)戶口的城鎮(zhèn)家庭戶主界定為擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主，其中包括18歲及之后居住地實施“村改居”的戶主?！按甯木印保ù逦瘯臑榫游瘯蛏鐓^(qū)委員會）使整村居民由農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)為非農(nóng)戶口，但這部分人口很可能并未流動或者其外部經(jīng)濟金融環(huán)境變化較小，一定程度上會導(dǎo)致“農(nóng)村成長經(jīng)歷”變量取值為1的比例偏高。鑒于此，將“村改居”樣本（共148個）剔除后重新進行模型回歸。二是更換數(shù)據(jù)庫，采用中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2018年數(shù)據(jù)重新進行模型回歸。根據(jù)CFPS問卷的具體情況，并借鑒江靜琳等（2018）的做法^［40］，將目前為非農(nóng)戶口且居住在城鎮(zhèn)地區(qū)，但在3歲和12歲時均為農(nóng)業(yè)戶口的戶主視為擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭戶主，“農(nóng)村成長經(jīng)歷”取值為1，否則取值為0。上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果見表2的Panel B，核心解釋變量“農(nóng)村成長經(jīng)歷”對“家庭儲蓄率1”和“家庭儲蓄率2”的回歸系數(shù)依然顯著為正，表明“戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭比戶主沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭具有更高的儲蓄率”這一核心結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.內(nèi)生性處理

（1）傾向得分匹配法

考慮到早期居住在農(nóng)村的居民在成年后進入城市工作生活并獲得非農(nóng)業(yè)戶口可能并不是隨機的，而是自我選擇的結(jié)果，因此采用傾向得分匹配法（PSM）來緩解樣本自選擇偏差對回歸結(jié)果的干擾。同時，為了進一步保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，分別采用1對1近鄰匹配、1對4近鄰匹配、半徑匹配三種方法進行匹配，匹配所用的協(xié)變量為基準(zhǔn)模型的10個控制變量。圖2為1對1近鄰匹配前后各變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差圖，表3為相應(yīng)的協(xié)變量誤差消減情況，所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于10%，說明匹配結(jié)果能較好地滿足平衡性要求。其他兩種方法匹配后的協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差也均小于10%。表4報告了傾向得分匹配法的檢驗結(jié)果，“農(nóng)村成長經(jīng)歷”對“家庭儲蓄率”的平均處理效應(yīng)均顯著為正，表明樣本自選擇偏差對本文模型回歸結(jié)果的干擾較小，基準(zhǔn)模型回歸所得結(jié)論具有較高的穩(wěn)健性。

（2）工具變量法

雖然在基準(zhǔn)模型中納入了個人和家庭層面的10個控制變量，且控制了省份固定效應(yīng)，但家庭儲蓄率還可能受到其他不易度量或無法觀測因素（如個人性格特征）的影響，為緩解遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，采用工具變量法進行2SLS回歸（兩階段最小二乘法）。參考尹志超等（2020）、楊碧云等（2022）的做法^［50-51］，選用“與戶主受教育程度和家庭人口規(guī)模相同的群體中擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷（排除自己）人數(shù)的比例”作為“農(nóng)村成長經(jīng)歷”的工具變量。一方面，具有相同受教育水平、相同家庭人口規(guī)模的個體在經(jīng)濟、金融決策和行為中可能存在相似的選擇，同時這種相似性也具有傳遞作用，會產(chǎn)生相互影響，因而該變量滿足工具變量的相關(guān)性要求；另一方面，其他家庭戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷對本家庭的儲蓄行為不會產(chǎn)生直接的影響，因而該變量也滿足工具變量的外生性要求。第一階段的回歸結(jié)果顯示（見表5），工具變量與“農(nóng)村成長經(jīng)歷”顯著正相關(guān)，F(xiàn)統(tǒng)計量大于10（52.70），表明不存在弱工具變量問題，且滿足相關(guān)性要求。此外，Hausman檢驗的P值為0.000，說明基準(zhǔn)模型確實存在內(nèi)生性問題。第二階段的回歸結(jié)果顯示，擬合的“農(nóng)村成長經(jīng)歷”對“家庭儲蓄率1”和“家庭儲蓄率2”的回歸系數(shù)均顯著為正，且系數(shù)值比基準(zhǔn)模型更大。因此，在緩解內(nèi)生性問題后，城鎮(zhèn)家庭戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷會對家庭儲蓄率產(chǎn)生顯著正向影響的結(jié)論依然成立。

3.影響機制分析

根據(jù)前文的理論分析，并參照江艇（2022）提出的中介效應(yīng)分析方法^［52］，實證檢驗戶主農(nóng)村成長經(jīng)歷是否影響到其風(fēng)險態(tài)度和金融素養(yǎng)。構(gòu)建以下兩個中介變量：一是“風(fēng)險厭惡程度”。參考張誠等（2022）的做法^［26］，根據(jù)CHFS問卷中的“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項目”題項來進行賦值，若受訪者選擇“高風(fēng)險高回報”或“略高風(fēng)險略高回報”取值為2；若受訪者選擇“平均風(fēng)險平均回報”取值為1；若受訪者選擇“略低風(fēng)險略低回報”或“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險”取值為0，取值越小則風(fēng)險厭惡程度越高。二是“金融知識水平”。根據(jù)CHFS問卷中關(guān)于“利率”“通貨膨脹”“投資風(fēng)險”等金融知識的四個問題來進行賦值^②，取值為回答正確的問題個數(shù)（0、1、2、3、4），取值越大則金融知識水平越高。

以中介變量為被解釋變量的檢驗結(jié)果見表6。“農(nóng)村成長經(jīng)歷”對“風(fēng)險厭惡程度”和“金融知識水平”的回歸系數(shù)均顯著為負，表明相比沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭戶主，擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭戶主有更高的風(fēng)險厭惡程度和更低的金融知識水平，從而更傾向于增加預(yù)防性儲蓄和節(jié)省開支，最終表現(xiàn)為有更高的家庭儲蓄率。由此，本文提出的假說H2和H3也得到驗證。

4.進一步的討論：異質(zhì)性分析

如前所述，家庭儲蓄率受到個體、家庭及環(huán)境等方面諸多因素的影響，戶主早期成長經(jīng)歷對城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的影響程度可能因家庭的不同而表現(xiàn)出顯著差異。對此，本文采用分組檢驗的方法進行如下異質(zhì)性分析：一是個體層面的人力資本異質(zhì)性，根據(jù)“受教育水平”變量的均值將樣本分為“受教育水平較高”和“受教育水平較低”兩組；二是家庭層面的物質(zhì)資本異質(zhì)性，根據(jù)“家庭總資產(chǎn)”變量的均值將樣本分為“家庭資產(chǎn)較多”和“家庭資產(chǎn)較少”兩組；三是地區(qū)層面的經(jīng)濟發(fā)展異質(zhì)性，由于東部地區(qū)較早對外開放且經(jīng)濟發(fā)展相對較好，參考國家統(tǒng)計局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本劃分為“東部地區(qū)”和“中西部地區(qū)”兩組^③。分組檢驗的結(jié)果見表7。

從戶主人力資本異質(zhì)性來看，“農(nóng)村成長經(jīng)歷”對“家庭儲蓄率1”和“家庭儲蓄率2”的回歸系數(shù)在“受教育水平較高”組中均顯著為正，而在“受教育水平較低”組中均不顯著；從家庭物質(zhì)資本異質(zhì)性來看，“農(nóng)村成長經(jīng)歷”對“家庭儲蓄率1”和“家庭儲蓄率2”的回歸系數(shù)在“家庭資產(chǎn)較少”組中均顯著為正，而在“家庭資產(chǎn)較多”組中均不顯著；從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展異質(zhì)性來看，“農(nóng)村成長經(jīng)歷”對“家庭儲蓄率1”和“家庭儲蓄率2”的回歸系數(shù)在“中西部地區(qū)”組中均顯著為正，而在“東部地區(qū)”組中均不顯著。因此，相對來講，戶主農(nóng)村成長經(jīng)歷對城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的正向影響，在戶主受教育水平較高時、在家庭資產(chǎn)較少的家庭、在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的中西部地區(qū)更為顯著。

五、結(jié)論與啟示

近年來，我國居民部門儲蓄率居高不下主要源自城鎮(zhèn)居民的儲蓄率不斷升高，與此同時，城鎮(zhèn)化的不斷推進也使城鎮(zhèn)人口持續(xù)增長。大規(guī)模的農(nóng)民市民化導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民中有相當(dāng)一部分擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷，因而探究早期的農(nóng)村成長經(jīng)歷是否會影響這部分城鎮(zhèn)居民的儲蓄傾向，進而影響其家庭儲蓄率，可以幫助我們從不同群體的差異角度來看待和解決城鎮(zhèn)家庭高儲蓄率問題。本文采用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2019年的數(shù)據(jù)，將“目前居住在城市地區(qū)且擁有非農(nóng)業(yè)戶口、18歲之前為農(nóng)業(yè)戶口”作為“擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷”的界定標(biāo)準(zhǔn)，實證檢驗城鎮(zhèn)家庭戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷對其家庭儲蓄率的影響，分析發(fā)現(xiàn)：相比戶主沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭，戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭具有更高的儲蓄率，該結(jié)論在經(jīng)過剔除“村改居”樣本、采用CFPS 2018年數(shù)據(jù)、傾向得分匹配法、工具變量法等穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性處理后依然成立；風(fēng)險態(tài)度和金融素養(yǎng)在農(nóng)村成長經(jīng)歷影響城鎮(zhèn)家庭儲蓄率中發(fā)揮了中介作用，即擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的戶主會因其較高的風(fēng)險厭惡程度和較低的金融知識水平而具有更強的儲蓄傾向，進

而導(dǎo)致其家庭儲蓄率較高；農(nóng)村成長經(jīng)歷對戶主受教育水平較高、資產(chǎn)較少、中西部地區(qū)的城鎮(zhèn)家庭儲蓄率具有顯著的正向影響，而對戶主受教育水平較低、資產(chǎn)較多、東部地區(qū)的城鎮(zhèn)家庭儲蓄率沒有顯著影響。

本文研究表明，在城鎮(zhèn)化過程中，城鎮(zhèn)家庭的戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷會導(dǎo)致家庭儲蓄率相對較高，然而農(nóng)村居民的儲蓄率總體上又低于城鎮(zhèn)居民，這似乎產(chǎn)生了一個悖論。實際上，戶主擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭之所以有更高的儲蓄率（相比戶主沒有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)家庭），是由于城市與農(nóng)村經(jīng)濟金融環(huán)境的差異會導(dǎo)致成年前在農(nóng)村成長的戶主比在城市成長的戶主具有相對較高的風(fēng)險厭惡程度和相對較低的金融知識水平，從而使其更加偏向低消費和高儲蓄。但戶主的儲蓄傾向只是影響家庭儲蓄率的眾多因素之一，家庭的實際儲蓄率更多地取決于家庭收入狀況和對未來境況的預(yù)期。城鎮(zhèn)家庭的收入雖然總體上高于農(nóng)村家庭，但城市的生活和發(fā)展成本也遠遠大于農(nóng)村，加上收入增長的不確定性較高，導(dǎo)致城鎮(zhèn)家庭的預(yù)防性儲蓄需求較高。本文認(rèn)為，城鎮(zhèn)居民的儲蓄率較高，不是由于其風(fēng)險態(tài)度和金融素養(yǎng)的原因，相反其比農(nóng)村居民有更高的消費傾向，只是受到現(xiàn)實經(jīng)濟金融環(huán)境的約束而降低了有效消費需求。因此，要從整體上有效降低城鎮(zhèn)居民的儲蓄率，還需要從改善城市的經(jīng)濟金融狀況入手，通過降低生活成本、增強社會保障、減少不確定性等來釋放城鎮(zhèn)居民的消費需求。

本文從戶主的農(nóng)村成長經(jīng)歷角度為經(jīng)濟社會發(fā)展水平不斷提升背景下城鎮(zhèn)家庭儲蓄率居高不下的現(xiàn)狀提供了一個解釋，也為有效促進擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷的城鎮(zhèn)居民消費提供了路徑啟示：由于農(nóng)村成長經(jīng)歷具有不可逆的特性，要緩解農(nóng)村成長經(jīng)歷對其家庭儲蓄率的影響可以從以下兩方面入手：一是通過加大政策宣傳力度、提供更完善的社會保障體系、推出針對性強的金融保險產(chǎn)品等措施，有效降低其風(fēng)險厭惡程度；二是借助信息技術(shù)、數(shù)字平臺，積極普及經(jīng)濟金融知識，大力推動數(shù)字普惠金融發(fā)展，有針對性地提高其金融素養(yǎng)。此外，還應(yīng)通過城鄉(xiāng)融合發(fā)展來擴大國內(nèi)消費市場。一方面，要促進農(nóng)村金融發(fā)展和社會保障完善，加強對農(nóng)村居民的金融知識普及，提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)，在刺激農(nóng)村居民消費增長的同時也弱化農(nóng)村成長經(jīng)歷對城鎮(zhèn)家庭儲蓄率的影響；另一方面，也要促進城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加城鎮(zhèn)居民收入渠道，提高城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)水平，并完善社會保障和公共服務(wù)，降低城市生活成本和發(fā)展不確定性，以有效釋放城鎮(zhèn)居民的消費活力，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

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Does Rural Growth Experience Affect Urban Household Saving Rate？Empirical Evidence from CHFS 2019

WU Kun， LIU Han-xiao， LI Qi

（School of Economics， Beijing Wuzi University， Beijing 101149， China）

Abstract：In recent years， the high savings rate in the household sector in China mainly stems from the continuous increase in the savings rate of urban residents， while the level of urbanization in China continues to rise， with the urban population maintaining a steady growth trend. Against this background， this paper attempts to explore whether individuals early rural growth experiences affect the savings rate of later households from the perspective of whether the head of household in urban families has a rural upbringing experience. It aims to explain the reasons for the high savings rate of urban households from the perspective of “the rural growth experience”， and then put forward countermeasures to reduce the savings rate of Chinese urban households， release the consumption vitality of residents， and promote the high-quality development of the economy.

Based on the data of the China Household Finance Survey （CHFS） in 2019， this paper studies the impact of whether household heads in urban areas have rural growth experience on their family savings rates. The results show that urban households where the head of household has a rural growth experience have higher savings rates. Further regressions， including excluding “village-to-urban migration” data， replacing it with data from the China Family Panel Studies （CFPS） 2018， and using different empirical methods （propensity score matching and two-stage least squares）， yield robust results. Mechanism analysis indicates that the risk aversion of the head of household and financial literacy are two channels through which the head of households rural growth experience influences their savings rate. Heterogeneity analysis shows that the impact of the head of households rural growth experience on family savings rates is more pronounced in urban households with lower asset levels and higher levels of education and in the central and western regions.

The possible marginal contributions of this paper compared with the existing literature are twofold. Firstly， while existing studies mainly focus more on the impact of rural growth experience on risk in financial markets， this paper focuses its research perspective on household saving behavior， analyzes the impact of the head of households rural growth experience on family savings rates， and provides a new perspective for explaining the high saving rate of Chinas residential sector. This paper restricts the sample to households living in urban areas， which improves the scientific validity of the comparison. Secondly， based on existing empirical evidence， this paper conducts logical analysis and empirically finds that the head of households rural growth experience affects family savings rates by influencing the head of households risk aversion and financial literacy. This finding further enriches the impact pathways of rural growth experience on family savings rates and provides useful references for the formulation of relevant policies.

The results of this study suggest that relevant policy departments should pay attention to the group of people with “rural growth experience”， and mitigate the positive impact of rural growth experience on the urban household savings rate through mitigating risk aversion， enhancing financial education， and narrowing the urban-rural development gap， so as to reduce the savings rate of urban households and unleash the vitality of consumption.

Key words：personal experience; rural growth experience; urban household savings rate; risk attitude; risk aversion; financial literacy

CLC number：F126；F063.4???Document code：A???Article ID：1674-8131（2024）02-0110-15

（編輯：黃依潔；劉仁芳）

*收稿日期：2023-11-22；修回日期：2024-01-29

基金項目：國家社科基金后期資助項目（20FJYB028）；教育部人文社會科學(xué)研究青年基金項目（18YJC790181）

作者簡介：吳錕（1980），男，江西豐城人；教授，博士，主要從事家庭金融、風(fēng)險管理研究；E-mail： flag95@163.com。

劉含笑（1998），女，江蘇宿遷人；碩士，主要從事家庭金融研究。

李琦（1998），通信作者，女，山東煙臺人；碩士研究生，主要從事家庭金融研究。

①本文采用CHFS 2019年數(shù)據(jù)進行實證檢驗，受該調(diào)查問卷的限制，以此為標(biāo)準(zhǔn)無法排除“目前居住于城市，18歲之后由農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)為非農(nóng)業(yè)戶口，但18歲及之前實際未居住在農(nóng)村”的情況（實際上并無農(nóng)村成長經(jīng)歷），可能存在一定程度的樣本選擇偏差問題。但本文樣本戶主的平均年齡約56歲（即在1963年左右出生），鑒于在改革開放之前，特別是在1980年代中期之前實行嚴(yán)格的戶籍制度，因此若“18歲之前為農(nóng)業(yè)戶口”，基本可以認(rèn)為該樣本在18歲之前絕大多數(shù)時間生活在農(nóng)村，即擁有農(nóng)村成長經(jīng)歷。

②具體問項分別為：1.假設(shè)銀行的年利率是4%，如果把100元錢存1年定期，1年后獲得的本金和利息為？2.假設(shè)銀行的年利率是5%，通貨膨脹率每年是8%，把100元錢存銀行一年之后能夠買的東西將？3.您認(rèn)為一般而言，主板股票和創(chuàng)業(yè)板股票哪個風(fēng)險更大？4.您認(rèn)為一般而言，偏股型基金和偏債型基金哪個風(fēng)險更大？

③根據(jù)CHFS的調(diào)查范圍，本文的東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等10個省市。