農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率的影響分析

□羅舒康，范司唯，徐小蓉

（江西財經(jīng)大學(xué)國際學(xué)院，江西 南昌 330013）

全國經(jīng)濟(jì)工作會議明確指出，需求緊縮、供給沖擊、預(yù)期減弱是2022 年全國經(jīng)濟(jì)面臨的三大挑戰(zhàn)。盡管我國總消費(fèi)率從2010 年的最低點(diǎn)48.91%上升到2020 年的最高點(diǎn)54.82%，又回調(diào)至2022 年的39%左右，但仍然遠(yuǎn)低于世界上大部分國家，而且值得一提的是，居民儲蓄率仍然呈上升趨勢[1]。改革開放以來，隨著城市化和工業(yè)化加速，大量農(nóng)民選擇外出務(wù)工。近年全國外出農(nóng)民工數(shù)量龐大，2021 年已達(dá)到峰值，約1.7 億人次，研究農(nóng)民外出務(wù)工與農(nóng)村居民儲蓄率之間是否存在關(guān)聯(lián)并進(jìn)行分析，有利于為我國進(jìn)一步引導(dǎo)居民消費(fèi)、進(jìn)行消費(fèi)轉(zhuǎn)型提供參考。

1 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有研究從多個角度解釋了農(nóng)村居民儲蓄率的影響因素。對已有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理后，大致將其劃歸為4 類，分別為保險、預(yù)期心理變化、收入變化以及勞動力轉(zhuǎn)移。

第1 類文獻(xiàn)探究各種保險對農(nóng)村居民儲蓄率的影響。葉明華（2021）[2]評估了農(nóng)業(yè)保險對我國農(nóng)村居民儲蓄的貢獻(xiàn)度，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險賠付相較于農(nóng)村居民收入對農(nóng)村居民儲蓄的貢獻(xiàn)度不高，這是由于農(nóng)業(yè)保險保障程度較低所致。張書平（2014）[3]使用CGSS 2010數(shù)據(jù)檢驗啞變量醫(yī)療保險對于家庭儲蓄率的影響程度，發(fā)現(xiàn)即使新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險已經(jīng)很大程度地覆蓋了全國農(nóng)村，但進(jìn)一步提高醫(yī)療保險的普及程度仍然可以有效降低儲蓄率。

第2 類文獻(xiàn)探究心理預(yù)期變化對農(nóng)村居民儲蓄率的影響。章元等（2019）[4]根據(jù)生命周期理論，利用CHIP 2013 農(nóng)戶數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)縣級人口預(yù)期壽命增長顯著降低了農(nóng)戶的家庭儲蓄率。謝勇（2011）[5]利用2006 年中國綜合社會調(diào)查（CGSS 2006）的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)收入的不確定性與農(nóng)戶儲蓄率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，這種不確定性使農(nóng)戶對未來的預(yù)期減弱，增強(qiáng)預(yù)防性儲蓄。

第3 類文獻(xiàn)探究收入變化對農(nóng)村居民儲蓄率的影響。Pan Yao（2015）[6]利用1995 年和2002 年中國家庭收入項目的數(shù)據(jù)，對儲蓄分配進(jìn)行分解后發(fā)現(xiàn)，中國城鄉(xiāng)居民儲蓄率上升的原因不同，農(nóng)村儲蓄率的提高大部分是由于收入增加。

第4 類文獻(xiàn)探究勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村居民儲蓄率的影響。馮虹和李晨曦（2018）[7]從農(nóng)民工的高流動性特征出發(fā)，借助2013 年和2015 年國家衛(wèi)計委流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，對轉(zhuǎn)移成本與農(nóng)民工儲蓄率的關(guān)系進(jìn)行研究，并利用城市規(guī)模、戶籍地與務(wù)工地的距離這2 個中間變量表示農(nóng)民工轉(zhuǎn)移成本，通過回歸分析實證了轉(zhuǎn)移成本與農(nóng)民工的儲蓄率存在正相關(guān)。尹志超等（2020）[8]從農(nóng)村勞動力流動角度探究了農(nóng)村流動人口家庭的消費(fèi)和儲蓄行為，在理論分析基礎(chǔ)上，使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，發(fā)現(xiàn)勞動力流動顯著提高了家庭儲蓄率，原因是家庭存在為應(yīng)對收入波動、失業(yè)、醫(yī)療和健康等不確定性而進(jìn)行預(yù)防性儲蓄的動機(jī)。Xiaofeng Li&Li Luo（2021）[9]在關(guān)于移民模式與農(nóng)民工消費(fèi)之間的關(guān)系和如何提升農(nóng)民工消費(fèi)水平的研究中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工的消費(fèi)結(jié)構(gòu)符合遷移理論和生命周期理論，不同遷移模式的農(nóng)民工在消費(fèi)上存在明顯差異。

已有文獻(xiàn)大多構(gòu)建多元線性回歸模型進(jìn)行研究，未對農(nóng)民外出務(wù)工這一現(xiàn)實可能因素進(jìn)行影響分析，也未對不同農(nóng)村居民儲蓄率水平區(qū)域進(jìn)行區(qū)分研究?；诖耍狙芯拷柚?008—2021 年國家統(tǒng)計局發(fā)布的農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸法實證研究在儲蓄率水平的不同區(qū)域，農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄的影響，并通過對比研究，探尋我國在調(diào)整經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分前后該影響的差異性及其原因。

2 模型構(gòu)建及變量選取

在不同分位數(shù)水平下，對應(yīng)著儲蓄率水平不同的區(qū)域，農(nóng)民外出務(wù)工對不同區(qū)域的農(nóng)村居民儲蓄率影響程度不盡相同，表現(xiàn)為分位數(shù)回歸模型的估計系數(shù)不同。其模型如下。

式中：q為分位數(shù)；為被解釋變量；xi為解釋變量；βq為q分位下的回歸系數(shù)。

估計量最小目標(biāo)函數(shù)如下。

假設(shè)q=0.5，則為中位數(shù)回歸。此時，目標(biāo)函數(shù)簡化如下。

相比于均值回歸，分位數(shù)回歸對數(shù)據(jù)分布情況掌握得更全面、客觀。另外，使用分位數(shù)回歸，離群點(diǎn)對于數(shù)據(jù)整體的影響要比使用均值回歸小得多，即更加穩(wěn)健。鑒于《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》中的數(shù)據(jù)是以經(jīng)濟(jì)區(qū)域為個體，且2008—2015 年期間把我國31 個省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和東北地區(qū)，而在2016—2021 年期間把我國31 個省份劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北地區(qū)。因此，本研究將2008—2021 年時間序列數(shù)據(jù)劃分為2008—2015 年和2016—2021 年2 個子樣本，比較研究不同樣本時期農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率的影響。文章構(gòu)建的線性回歸模型如下。

式中：SRt為被解釋變量，即農(nóng)村居民儲蓄率，儲蓄率分為2 種，狹義是指收入減去衣食住行的相關(guān)支出后的余額占收入的比，廣義是指收入減去各項支出后的余額占收入的比，本研究采用后者。MWt為解釋變量，即農(nóng)民外出務(wù)工比，在數(shù)值上等于外出農(nóng)民工數(shù)量與農(nóng)村常住人口比。Xt為控制變量，主要有地方財政支出中教育醫(yī)療社保占比（EMS）、平均房價（lnHP）、少年撫養(yǎng)比（Young）、老年撫養(yǎng)比（Old）。t代表年份，t=2008，2009，…，2021。εt為隨機(jī)干擾項。樣本期為2008—2021 年，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。其中，由于平均房價波動較大，故將房價取對數(shù)處理。另外，對于2010 年缺失的少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)，采用均值法進(jìn)行填充。由于沒有直接的各經(jīng)濟(jì)地區(qū)數(shù)據(jù)，故利用省份數(shù)據(jù)進(jìn)行了相應(yīng)轉(zhuǎn)換，具體方法同上。

1)被解釋變量。按定義，農(nóng)村居民儲蓄率=（農(nóng)村居民人均可支配收入-農(nóng)村居民人均支出）/農(nóng)村居民人均可支配收入，由于沒有直接的各經(jīng)濟(jì)區(qū)域數(shù)據(jù)，故本研究利用各省市鄉(xiāng)村人口數(shù)和農(nóng)村居民人均可支配收入加權(quán)算得各經(jīng)濟(jì)地區(qū)的農(nóng)村居民人均收入，具體如下。

式中：Incomei表示第i個經(jīng)濟(jì)區(qū)域農(nóng)村居民人均可支配收入，Incomeij表示第i個經(jīng)濟(jì)區(qū)域中第j個省份的農(nóng)村居民人均可支配收入，Populationij表示第i個經(jīng)濟(jì)區(qū)域中第j個省份的農(nóng)村常住人口。農(nóng)村居民人均支出采用同樣的轉(zhuǎn)換方法，計算儲蓄率。

2)解釋變量。外出農(nóng)民工數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局發(fā)布的《農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》。在此之所以不直接選擇外出務(wù)工農(nóng)民數(shù)量而是選擇農(nóng)民外出務(wù)工比，是因為考慮到各區(qū)域間農(nóng)村常住人口數(shù)量存在巨大差異會導(dǎo)致外出務(wù)工農(nóng)民人數(shù)不能解釋居民儲蓄率，例如東部地區(qū)雖然外出務(wù)工人數(shù)一直高于其他地區(qū)，但是其儲蓄率卻居中，而東北地區(qū)外出務(wù)工農(nóng)民數(shù)量遠(yuǎn)低于其他地區(qū)，但儲蓄率并不低，這都是由于基數(shù)不一樣導(dǎo)致的。

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

從表1 可以看出，農(nóng)村居民儲蓄率SRt的均值為18.64，最大值為25.43，最小值為8.32，最值之間存在較大差距，這也恰恰證明了以農(nóng)村居民儲蓄率SRt為因變量的實證分析，采取分位數(shù)回歸是合理的。農(nóng)民外出務(wù)工比的均值為27.27，最大值為43.40，最小值為16.03。以中部地區(qū)為例，2008—2015 年，農(nóng)民外出務(wù)工比從21.02 上升至31.44，2016—2021 年，該數(shù)值從27.58 上升至43.40，其他地區(qū)也類似，說明我國農(nóng)民外出務(wù)工趨勢是隨著時間的推移而逐漸升高。根據(jù)醫(yī)療教育社保占地方財政支出比、平均房價、少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比的標(biāo)準(zhǔn)差等統(tǒng)計量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，控制變量表現(xiàn)出較好的差異性，滿足需求。

3 實證分析與討論

為了避免因多重共線性而導(dǎo)致的估計偏差，本研究首先對核心解釋變量以及控制變量進(jìn)行了逐步回歸，再進(jìn)行了HAC（Newey-West）回歸，以修正誤差項可能出現(xiàn)的異方差和自相關(guān)問題。運(yùn)用分析軟件Stata/SE 16.0 得到OLS 估計結(jié)果，然后選取常用的分位數(shù)點(diǎn)，進(jìn)行分位數(shù)回歸，不同分位點(diǎn)的估計結(jié)果如表2 所示。

表2 2008—2021 年OLS 估計和分位數(shù)回歸結(jié)果

從表2 OLS 估計結(jié)果可以看出，農(nóng)民外出務(wù)工比增加會顯著提高農(nóng)村居民儲蓄率，回歸系數(shù)為0.625，與0.75 分位點(diǎn)的回歸系數(shù)比較接近。這很可能是因為農(nóng)民外出務(wù)工的收入遠(yuǎn)大于務(wù)農(nóng)的收入，農(nóng)村居民可支配收入提高。雖然收入的提高往往伴隨著消費(fèi)支出的增長，且有研究表明家庭化流動會顯著提升農(nóng)民工在城市的消費(fèi)水平，越接近“舉家外出”，農(nóng)民工家庭在城市的消費(fèi)越多[10]，但收入增加幅度大于消費(fèi)支出幅度，進(jìn)而表現(xiàn)為儲蓄率上升。

表2 中分位數(shù)估計結(jié)果顯示，農(nóng)民外出務(wù)工比在0.25 分位點(diǎn)、0.50 分位點(diǎn)和0.75 分位點(diǎn)上的回歸系數(shù)分別為0.585、0.573 和0.643，系數(shù)呈現(xiàn)出“U”型變動，表明農(nóng)民外出務(wù)工對高儲蓄率區(qū)域的農(nóng)村家庭促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)，其次是較低儲蓄率區(qū)域的農(nóng)村家庭，對中等儲蓄率區(qū)域的農(nóng)村家庭促進(jìn)效應(yīng)最弱。可能的原因是：農(nóng)民外出務(wù)工帶來的收入增幅大于支出增幅，進(jìn)而在回歸系數(shù)上表現(xiàn)為正值；同時，家庭耐用消費(fèi)品數(shù)量作為影響儲蓄率的間接因素，不同儲蓄率水平群體的家庭耐用消費(fèi)品數(shù)量存在差別，儲蓄率高的區(qū)域較為富裕[11]，農(nóng)村家庭耐用消費(fèi)品數(shù)量多，各種生活用具齊全，沒有大額支出用于添購或更新家具、出行工具等，可支配收入較多地轉(zhuǎn)換為存款，進(jìn)而在回歸系數(shù)上表現(xiàn)系數(shù)值最大。教育、醫(yī)療和社保與百姓的生活支出密切相關(guān)，一般而言，此3 項財政支出越高，人們在這3 方面的支出越少。教育、醫(yī)療、社保占地方財政支出比在0.25 分位點(diǎn)、0.50 分位點(diǎn)和0.75 分位點(diǎn)上的回歸系數(shù)分別為0.263、0.217 和0.184，表明加大教育、醫(yī)療、社保財政支出力度可以促進(jìn)農(nóng)村居民儲蓄，且對于低儲蓄率區(qū)域的促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)，與預(yù)期效應(yīng)一致。平均房價提高會抑制農(nóng)村居民儲蓄，對于不同儲蓄率水平的群體，該抑制程度略有差異。少兒撫養(yǎng)比的上升會顯著降低農(nóng)村居民群體的儲蓄意愿，但對中高儲蓄率水平的群體則無顯著影響。老年撫養(yǎng)比的上升對各種儲蓄率水平群體均無顯著影響，該結(jié)果似乎與常理有沖突。一般認(rèn)為，老年人口比例的上升不僅增加了家庭的生活支出，而且?guī)砹酸t(yī)療支出提高，導(dǎo)致儲蓄率呈現(xiàn)顯著下降的趨勢。另一方面，也有研究表明，老年人在贈予動機(jī)、健康和長壽動機(jī)、應(yīng)對不確定性的未雨綢繆動機(jī)的驅(qū)動下會產(chǎn)生提高家庭儲蓄率的行為[12]。

2015 年，由于我國對經(jīng)濟(jì)區(qū)域的劃分有了實質(zhì)性變化——從三大經(jīng)濟(jì)地區(qū)轉(zhuǎn)變?yōu)樗拇蠼?jīng)濟(jì)地區(qū)。為了研究不同樣本期間以及不同家庭儲蓄率水平情況下農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率的影響，本研究對2008—2015 年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS 估計和分位數(shù)回歸，結(jié)果如表3 所示。

表3 2008—2015 年OLS 估計和分位數(shù)回歸結(jié)果

從表3 中的OLS 估計、0.25 分位點(diǎn)、0.50 分位點(diǎn)以及0.75 分位點(diǎn)的分位數(shù)回歸結(jié)果可以看出，2008—2015 年農(nóng)民外出務(wù)工比例增加對農(nóng)村居民儲蓄率有顯著影響，仍然表現(xiàn)為促進(jìn)作用。與2008—2021 年的回歸系數(shù)特征不同，2008—2015 年的回歸系數(shù)值隨著分位點(diǎn)的提高而降低，在低分位上，促進(jìn)效應(yīng)最大。由此可見，隨著時間的推移，農(nóng)民外出務(wù)工對不同儲蓄率水平家庭的影響發(fā)生了改變?？赡茉蚴牵?008—2015 年期間，外出農(nóng)民工聚集在制造業(yè)和建筑業(yè)，收入差異較小，而高儲蓄率地區(qū)相對富裕，消費(fèi)觀念相對開放，因此低儲蓄率地區(qū)的農(nóng)民外出務(wù)工所帶來的收入上升能更大程度提升儲蓄率。教育、醫(yī)療、保險占地方財政支出的比例對農(nóng)村居民儲蓄率的影響仍然表現(xiàn)為促進(jìn)作用，且對于低分位點(diǎn)的群體促進(jìn)效應(yīng)最大。在0.25 分位點(diǎn)和0.75 分位點(diǎn)上，平均房價和少兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響均表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)。對于高、低儲蓄率群體，老年撫養(yǎng)比表現(xiàn)出對農(nóng)村居民儲蓄率有顯著的抑制效應(yīng)，并且顯著水平較低。

本研究對2016—2021 年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了OLS估計和分位數(shù)回歸，結(jié)果如表4 所示。

表4 2016—2021 年OLS 估計和分位數(shù)回歸結(jié)果

由表4 可以看出，2016—2021 年農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率有顯著的促進(jìn)作用，且系數(shù)和2008—2021 年的回歸結(jié)果一致，隨著分位數(shù)的提高呈現(xiàn)“U”型變動，在0.75 分位上，農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率的促進(jìn)效應(yīng)最大?？赡茉蚴牵?016—2021 年期間，新生代農(nóng)民工占比漸漸過半并成為主力（此處新生代農(nóng)民工是指1980 年及以后出生的務(wù)工農(nóng)民）。新生代農(nóng)民工務(wù)農(nóng)能力弱，但比較適合從事第二、第三產(chǎn)業(yè)，且取得的收入多于務(wù)農(nóng)，進(jìn)而表現(xiàn)為農(nóng)民外出務(wù)工促進(jìn)農(nóng)村居民儲蓄。而由于新生代農(nóng)民工從事行業(yè)較為多樣，且區(qū)域間薪資水平不同，收入逐漸出現(xiàn)差異，因此不同儲蓄率水平區(qū)域下，農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率的影響不盡相同。此外，農(nóng)村居民儲蓄率會隨著老年撫養(yǎng)比的升高而提高；平均房價對農(nóng)村居民儲蓄率的影響表現(xiàn)為顯著的負(fù)效應(yīng)；教育、醫(yī)療、社保占財政支出比和少兒撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響均不顯著。

對比表3 和表4 可以發(fā)現(xiàn)，在2015 年前后，農(nóng)民外出務(wù)工比這一變量對農(nóng)村居民儲蓄率的影響有一定差異。2008—2015 年和2016—2021 年農(nóng)民外出務(wù)工比對農(nóng)村居民儲蓄率均有顯著的正向影響，2008—2015 年這種影響程度在低分位上表現(xiàn)最大；而2016—2021 年這種影響程度在高分位上表現(xiàn)最大，且與2008—2021 年全樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果一致。教育、醫(yī)療、社保占地方財政支出比和少兒撫養(yǎng)比及老年撫養(yǎng)比這3 個變量對農(nóng)村居民儲蓄率的影響在2016 年前后也有顯著差異，其中2008—2015 年教育、醫(yī)療、社保占地方財政支出比的增加會促進(jìn)農(nóng)村居民儲蓄，少兒撫養(yǎng)比的增加卻會對中低儲蓄率區(qū)域的農(nóng)村居民群體有抑制效應(yīng)，在2016—2021 年，這2 個變量對農(nóng)村居民儲蓄率的影響不顯著。2016—2021 年老年撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民儲蓄率的負(fù)向影響相較于2008—2021 年更為顯著。平均房價這一變量對農(nóng)村居民儲蓄率的影響在2015 年前后基本一致，也與2008—2021 年全樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果一致，表現(xiàn)為住宅平均價格上升會抑制農(nóng)村居民儲蓄。

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

本研究利用2008—2021 年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告并結(jié)合宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，以經(jīng)濟(jì)區(qū)域為個體，構(gòu)建了多元線性回歸模型研究農(nóng)民工外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率的影響。同時，構(gòu)建分段分位數(shù)回歸模型對比研究不同儲蓄率水平區(qū)域的農(nóng)村居民群體和不同樣本期下，農(nóng)民外出務(wù)工比對農(nóng)村居民儲蓄率的影響，得出如下結(jié)論。

1)2008—2021 年，農(nóng)民外出務(wù)工會提高農(nóng)村居民儲蓄率，且促進(jìn)效應(yīng)隨著分位數(shù)的提高呈“U”型變動。這很可能是因為農(nóng)民外出務(wù)工的收入遠(yuǎn)大于務(wù)農(nóng)的收入，同時由于外出務(wù)工這一行為帶來的收入上升幅度大于消費(fèi)支出幅度，表現(xiàn)為儲蓄率上升。家庭耐用消費(fèi)品數(shù)量作為影響居民儲蓄率的間接因素，不同儲蓄率區(qū)域的農(nóng)村家庭耐用消費(fèi)品存在差別，使農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率的促進(jìn)效應(yīng)存在差異。

2)2008—2015 年，農(nóng)民外出務(wù)工會提高農(nóng)村居民儲蓄率，但這種促進(jìn)作用在低分位點(diǎn)上較強(qiáng)，在高分位點(diǎn)上較弱。這很可能是因為外出農(nóng)民工聚集在制造業(yè)和建筑業(yè)，收入差異較小。同時，高儲蓄率水平區(qū)域下的農(nóng)村居民相對富裕，消費(fèi)觀念相對開放，如獲得一筆同等數(shù)額的收入，其用于儲蓄的部分變少，因此，儲蓄率上升幅度小。

3)2016—2021 年，農(nóng)民外出務(wù)工依然會提高農(nóng)村居民儲蓄率，這種促進(jìn)效應(yīng)隨著分位數(shù)的提高呈“U”型變動。這很可能是因為農(nóng)民工結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，新生代農(nóng)民工成為多數(shù)，并且從事行業(yè)廣泛，新生代農(nóng)民工外出務(wù)工賺取的薪資遠(yuǎn)多于在鄉(xiāng)村務(wù)農(nóng)的收入，從而使儲蓄率上升?！癠”型變動的原因則可能是新生代農(nóng)民工在不同地區(qū)從事不同行業(yè)的薪資收入有明顯差異。以2021 年為例，農(nóng)民工從事建筑業(yè)、交通運(yùn)輸倉儲和郵政業(yè)可獲得的月均收入分別為5 141、5 151 元，而農(nóng)民工從事住宿餐飲業(yè)、居民服務(wù)修理和其他服務(wù)業(yè)可獲得的月均收入分別為3 638、3 710 元。而且，從事同一份工作，在經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)區(qū)域獲得的報酬往往更高，收入差異進(jìn)一步擴(kuò)大，進(jìn)而表現(xiàn)為農(nóng)民外出務(wù)工對農(nóng)村居民儲蓄率的影響存在差異性。

4.2 啟示

在我國著力擴(kuò)大消費(fèi)需求的宏觀經(jīng)濟(jì)背景下，得出如下政策啟示。

1)通過加大宣傳和資金、技術(shù)等支持力度，引導(dǎo)農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，充分利用好農(nóng)村的山、水、土地等資源以及農(nóng)村閑置人力資源，因地制宜，發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)。這是從增加農(nóng)民收入的角度入手，最終促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)。相比于外出務(wù)工，農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)帶來的不僅是自身收入增長，還能創(chuàng)造一定的就業(yè)機(jī)會，帶動其他農(nóng)民收入增長，最后實現(xiàn)消費(fèi)需求自發(fā)增長，振興鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)。

2)各地出臺相應(yīng)的農(nóng)民就地務(wù)工獎勵政策，把握好新生代農(nóng)民工。文化、技能水平相對較高，消費(fèi)欲望相對較強(qiáng)，是新生代農(nóng)民工區(qū)別于老一輩農(nóng)民工的重要特征。然而，我國地區(qū)間貧富差距仍然較大，在不同地區(qū)從事同樣的工作，其收入存在差異。從長遠(yuǎn)來看，新生代農(nóng)民工為了獲得更多收入，會逐漸集中到經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)，很有可能會出現(xiàn)區(qū)域間人力資源分布不平衡、貧富差距擴(kuò)大的情況。因此，為新生代農(nóng)民工提供充分、優(yōu)質(zhì)的就業(yè)機(jī)會是各地應(yīng)努力的方向，必要時可以實行就地就業(yè)補(bǔ)貼策略。