扶貧先扶志：轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)態(tài)度能否提升農(nóng)戶收入水平

唐 林，羅 小 鋒，杜 三 峽，閆 阿 倩

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 1.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070)

一、引 言

我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)取得了飛速發(fā)展的同時(shí)，農(nóng)村內(nèi)部的收入差距也在逐步擴(kuò)大，農(nóng)民收入分配趨于復(fù)雜化[1]。為了縮小農(nóng)村收入差距，實(shí)現(xiàn)全面小康，黨和政府制定了精準(zhǔn)扶貧的重大戰(zhàn)略，目前脫貧攻堅(jiān)已取得全面勝利。然而，精準(zhǔn)扶貧過程中，依然存在“虛假式”脫貧、“指標(biāo)式”脫貧等現(xiàn)象，究其原因，更多的是部分農(nóng)民缺少脫貧的志氣，自覺脫貧的內(nèi)生動(dòng)力不足[2]，更有甚者，有的坐享其成。因此，有學(xué)者就提出了“扶貧先扶志”，即要轉(zhuǎn)變農(nóng)民的觀念和態(tài)度，增強(qiáng)農(nóng)民脫貧的勇氣和信心[3]。也有學(xué)者認(rèn)為貧窮的人更注重眼前的利益而做出短視的決定[4]，從而降低“扶志”的實(shí)際效果。那么，轉(zhuǎn)變農(nóng)民的觀念和態(tài)度是否能夠改變農(nóng)戶家庭的收入狀況？對(duì)這一問題的探究，對(duì)進(jìn)一步提高農(nóng)戶家庭收入水平，鞏固脫貧攻堅(jiān)的成果具有重要的意義。

農(nóng)村發(fā)展的根本目的是提升農(nóng)民收入水平。眾多學(xué)者就如何提高農(nóng)民收入水平等方面做了大量且卓有成效的研究，也為本文的研究提供了文獻(xiàn)支撐。已有研究大體上從三個(gè)角度進(jìn)行了有益的探索：一是從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的角度，通過農(nóng)村土地整治[5]、大力發(fā)展農(nóng)村訂單農(nóng)業(yè)[6]、完善農(nóng)村農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)體系建設(shè)[7]、加速農(nóng)地的流轉(zhuǎn)[8]等方式推動(dòng)農(nóng)戶收入的增長(zhǎng)；二是從社會(huì)保障的角度，通過強(qiáng)化農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度設(shè)計(jì)[9]、完善農(nóng)村合作醫(yī)療服務(wù)體系[10]、加大農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度[11]等方式提升農(nóng)戶收入水平；三是從政策制度的角度，主張通過異地扶貧搬遷[12]、退耕還林還濕及生態(tài)公益林補(bǔ)償[13-14]、實(shí)施精準(zhǔn)扶貧政策[15]、農(nóng)地確權(quán)[16]等制度設(shè)計(jì)改善農(nóng)戶收入狀況。

通過對(duì)文獻(xiàn)的歸納和梳理，不難發(fā)現(xiàn)已有研究無一不是強(qiáng)調(diào)外在因素的影響，重點(diǎn)研究外部條件改變所引起的農(nóng)戶家庭收入水平的變化。然而，已有研究忽略了農(nóng)戶家庭內(nèi)部因素的改變所引起的家庭經(jīng)濟(jì)態(tài)度的變化。而且，從理論上講，內(nèi)因是事物發(fā)展的動(dòng)力和源泉，外因通過內(nèi)因起作用。外部條件的改變所導(dǎo)致的家庭收入變化，一定程度上也會(huì)通過改變家庭經(jīng)濟(jì)態(tài)度，進(jìn)而影響家庭福利。農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟(jì)態(tài)度是在一定的社會(huì)文化、家庭倫理、家庭資源稟賦等因素的作用下形成的[17]，會(huì)影響到家庭內(nèi)的投入和產(chǎn)出以及內(nèi)部資源的分配方式。那么，經(jīng)濟(jì)態(tài)度的差異是否會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶在勞動(dòng)投入以及時(shí)間分配上也存在差異，進(jìn)而對(duì)農(nóng)戶家庭的收入水平產(chǎn)生不同的影響？已有文獻(xiàn)鮮有對(duì)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度進(jìn)行研究，對(duì)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度的收入效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)的文獻(xiàn)更是寥寥無幾?；诖耍疚闹攸c(diǎn)考慮農(nóng)戶內(nèi)部因素，探究農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度及其收入效應(yīng)，通過構(gòu)建實(shí)證模型評(píng)估經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶家庭收入水平的影響。相比于已有文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)是：其一，重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)戶內(nèi)部因素，定量分析了經(jīng)濟(jì)態(tài)度及其收入效應(yīng)；其二，就經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)民收入水平影響的作用機(jī)理進(jìn)行了理論分析，并利用農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

二、邏輯線索：理論與模型

(一)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度收入效應(yīng)的機(jī)理分析

經(jīng)濟(jì)態(tài)度是指農(nóng)民在滿足自身閑暇欲望以及忍受勞動(dòng)痛苦之間做出的權(quán)衡和選擇[18]。在不同的經(jīng)濟(jì)態(tài)度下，農(nóng)民會(huì)作出不同的經(jīng)濟(jì)行為和目標(biāo)選擇[17]，進(jìn)而會(huì)產(chǎn)生不同的福利效應(yīng)。費(fèi)孝通等將農(nóng)民的生活方式分為了兩類[18]：一是忍受勞動(dòng)帶來的痛苦，但可以賺取更多收入進(jìn)而創(chuàng)造將來可以享受的效用；二是享受當(dāng)下的生活，享受閑暇。節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度屬于第一種生活方式，是指農(nóng)戶家庭在資源配置中更加注重勞動(dòng)生產(chǎn)和財(cái)富的積累，并通過減少日常閑暇時(shí)間來賺取更多財(cái)富，以應(yīng)對(duì)各種突發(fā)事件(如大病)以及滿足家庭將來的需求(子女升學(xué)、成家等)。而生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度則屬于第二種，是指農(nóng)戶家庭在日常生產(chǎn)生活中享受較多的閑暇時(shí)光，保持較高的消費(fèi)水平的高消費(fèi)、高閑暇的生活方式。很明顯，兩種經(jīng)濟(jì)態(tài)度的農(nóng)民對(duì)待勞動(dòng)和閑暇的態(tài)度存在差異，節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的主要特征是不計(jì)成本的勞動(dòng)投入(包括數(shù)量和時(shí)間)并以收入(工資)為依據(jù)將勞動(dòng)力投入到相關(guān)行業(yè)，閑暇對(duì)勞動(dòng)的替代率較低[17]。而生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的特征相反，閑暇對(duì)勞動(dòng)的替代率較高。當(dāng)然，生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度并非指農(nóng)民完全不勞動(dòng)，而是在完成必要的勞動(dòng)之后，通過閑暇滿足享受的需求。理論上，兩種經(jīng)濟(jì)態(tài)度的農(nóng)民在勞動(dòng)與閑暇的時(shí)間分配、勞動(dòng)力的行業(yè)選擇等方面均存在差異，這勢(shì)必會(huì)導(dǎo)致兩類農(nóng)戶收入水平存在差異。具體來看，經(jīng)濟(jì)態(tài)度主要通過以下兩條路徑對(duì)農(nóng)民收入產(chǎn)生影響。

其一，經(jīng)濟(jì)態(tài)度通過改變勞動(dòng)力的行業(yè)選擇，促使勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移，從而對(duì)農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生影響。對(duì)節(jié)余型農(nóng)戶而言，為了積累更多的家庭財(cái)富，會(huì)選擇收入相對(duì)較高的非農(nóng)就業(yè)，以便賺取更多的收入。而對(duì)于生活型農(nóng)戶而言，在滿足其基本生存需要的基礎(chǔ)上，會(huì)選擇從事勞動(dòng)強(qiáng)度相對(duì)較低的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)(農(nóng)業(yè)機(jī)械化的普及大大降低了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)強(qiáng)度)，增加獲得閑暇的機(jī)會(huì)，進(jìn)而提高家庭收入水平[19]。其二，經(jīng)濟(jì)態(tài)度通過改變農(nóng)戶在勞動(dòng)與閑暇之間的時(shí)間分配，改變勞動(dòng)供給時(shí)間，進(jìn)而影響家庭收入水平。根據(jù)Becker提出的家庭時(shí)間配置理論[20]，在個(gè)體總時(shí)間和可支配時(shí)間一定的情況下，個(gè)體會(huì)將時(shí)間分配為閑暇、市場(chǎng)勞動(dòng)(本文包括農(nóng)業(yè)勞動(dòng)和非農(nóng)勞動(dòng))以及家庭勞動(dòng)。對(duì)節(jié)余型農(nóng)戶而言，為了積累家庭財(cái)富會(huì)增加勞動(dòng)供給的時(shí)間和強(qiáng)度，以便獲取更高的收入；而生活型農(nóng)戶，則會(huì)通過增加閑暇的時(shí)間來獲得生活的滿足和享受。

總體而言，中國(guó)農(nóng)村家庭的經(jīng)濟(jì)行為有其特有的社會(huì)文化基礎(chǔ)，而家庭經(jīng)濟(jì)態(tài)度在其中扮演著重要的角色[17]，并影響著家庭內(nèi)部的資源配置，以實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)辛苦程度和需求滿足程度的均衡[21]。節(jié)余型農(nóng)戶通常會(huì)增加勞動(dòng)供給或從事收益更高的非農(nóng)生產(chǎn)，以獲取更高的收入；生活型農(nóng)戶則通常會(huì)增加閑暇時(shí)間來獲得滿足和享受?；诖耍岢霰疚牡难芯考僬f：相較于生活型農(nóng)戶，節(jié)余型農(nóng)戶的家庭收入水平更高，且節(jié)余型農(nóng)戶的收入效應(yīng)主要通過增加勞動(dòng)力供給和促使勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移實(shí)現(xiàn)。

(二)模型設(shè)定

1.經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)民收入水平影響的模型設(shè)定。本文主要關(guān)注經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶家庭收入水平的影響。但由于無法同時(shí)觀測(cè)同一農(nóng)戶在節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度和生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度兩種情形下家庭收入狀況，故不能直接估計(jì)經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶家庭收入的影響。農(nóng)戶形成何種經(jīng)濟(jì)態(tài)度并非是隨機(jī)分配的，形成何種經(jīng)濟(jì)態(tài)度是農(nóng)戶在特定的社會(huì)環(huán)境和家庭資源稟賦條件下的自選擇。而且還會(huì)存在一些不可觀測(cè)的因素，同時(shí)影響著經(jīng)濟(jì)態(tài)度和家庭收入，比如農(nóng)民的個(gè)人能力等。如果忽略該問題，則其結(jié)果是有偏差的。Miguel等指出非隨機(jī)的對(duì)照試驗(yàn)也無法得出反事實(shí)結(jié)果，很難區(qū)別可觀測(cè)和不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的選擇性偏誤問題[22]。本文將使用Maddala提出的內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)來分析農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)家庭收入水平的影響[23]。該方法的優(yōu)勢(shì)在于能夠同時(shí)考慮可觀測(cè)因素和不可觀測(cè)因素的影響。另外，該方法還考慮到了處理效應(yīng)異質(zhì)性的問題，能夠考察各變量影響的差異，并實(shí)現(xiàn)反事實(shí)分析。

內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)實(shí)質(zhì)上也是兩階段回歸，第一階段構(gòu)建選擇模型，主要考察農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)態(tài)度的影響因素。本文構(gòu)建如下的選擇模型：

Ai=γZi+αIi+μi

(1)

式(1)中，Ai表示農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度的二元選擇變量，Ai=1表示農(nóng)民i是節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，Ai=0表示農(nóng)戶i是生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度；Zi是外生解釋變量向量，具體包括受訪者個(gè)人特征、家庭特征和村莊特征，變量的設(shè)定和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示；Ii是工具變量，用于模型的識(shí)別；γ是待估參數(shù)；μi是隨機(jī)干擾項(xiàng)。

第二階段構(gòu)建收入水平?jīng)Q定模型，主要考察經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶收入水平的影響。節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶對(duì)應(yīng)的收入水平模型分別如下所示：

Yia=Xiaβa+εia,ifAi=1

(2)

Yin=Xinβn+εin,ifAi=0

(3)

(2)和(3)式中Yia、Yin分別表示節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的收入水平；Xia、Xin表示影響兩類農(nóng)戶收入水平的因素；εia、εin是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度的收入效應(yīng)的估計(jì)方法。為了更好地估計(jì)經(jīng)濟(jì)態(tài)度的收入效應(yīng)，本文進(jìn)一步運(yùn)用反事實(shí)分析框架，通過比較真實(shí)情景與反事實(shí)假設(shè)情景下節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶收入水平的期望值，從而估計(jì)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)收入水平影響的平均處理效應(yīng)。

節(jié)余型農(nóng)戶的收入水平期望值：

E[Yia|Ai=1]=Xiaβa+σuaλia

(4)

生活型農(nóng)戶的收入水平期望值：

E[Yin|Ai=0]=Xinβn+σunλin

(5)

在反事實(shí)情況下的節(jié)余型農(nóng)戶在生活型態(tài)度下的收入水平期望值：

E[Yin=1]=Xiaβn+σunλia

(6)

反事實(shí)情況下的生活型農(nóng)戶在節(jié)余型態(tài)度下的收入水平期望值：

E[Yia|Ai=0]=Xinβa+σuaλin

(7)

由(4)式和(6)式，可以得到節(jié)余型農(nóng)戶收入水平的平均處理效應(yīng)為：

ATT=E[Yia|Ai=1]-E[Yin|Ai=1]=Xia(βa-βn)+(σua-σun)λia

(8)

類似地，生活型農(nóng)戶收入水平的平均處理效應(yīng)為：

ATUi=E[Yia|Ai=0]-E[Yin|Ai=0]=Xin(βa-βn)+(σua-σun)λin

(9)

綜上所述，本文將利用ATTi、ATUi的平均值來估計(jì)兩類農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)家庭收入水平的平均處理效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來源于課題組2019年7-9月對(duì)湖北省、江西省和浙江省開展的農(nóng)戶調(diào)查。使用該套數(shù)據(jù)的原因有以下四點(diǎn)：其一，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(1)根據(jù)各省政府工作報(bào)告及統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)整理排序而得。。該套數(shù)據(jù)包含了不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平省份的農(nóng)戶樣本，浙江省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，湖北省處于中偏上水平，江西省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平則相對(duì)較弱。其二，該套數(shù)據(jù)的翔實(shí)可靠程度較高。該數(shù)據(jù)調(diào)研樣本遵循隨機(jī)取樣和分層抽樣的原則總共收集了3省6縣850戶農(nóng)戶問卷。具體抽樣方式如下：首先，依據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平狀況選取湖北、江西和浙江3個(gè)省6個(gè)縣；其次，依據(jù)各縣統(tǒng)計(jì)年鑒的相關(guān)數(shù)據(jù)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高中低三個(gè)層次中分別選取1～2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)縣共選取4～5個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；再次，在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取5～8個(gè)行政村；最后依據(jù)村莊花名冊(cè)，采用等距抽樣的方式隨機(jī)抽取8～10個(gè)農(nóng)戶。問卷內(nèi)容包含詳細(xì)的農(nóng)戶家庭基本特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)以及村莊基本情況等相關(guān)的各項(xiàng)數(shù)據(jù)。調(diào)研方式主要以接受過多次培訓(xùn)的研究生來組建團(tuán)隊(duì)開展農(nóng)戶一對(duì)一的問卷訪談，并由調(diào)查員根據(jù)農(nóng)戶的明確表述來填制問卷。數(shù)據(jù)處理時(shí)，剔除了問卷信息缺失過多、存在異常值以及前后答案不一致的劣質(zhì)問卷，最終獲得有效問卷816份。

(二)變量選擇及描述統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量：經(jīng)濟(jì)態(tài)度和家庭年收入。根據(jù)文章模型的設(shè)定，實(shí)證分析中主要包括兩個(gè)模型：經(jīng)濟(jì)態(tài)度決定模型和收入水平模型。模型的因變量分別為農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)態(tài)度和收入水平。對(duì)于選擇模型而言，已有研究主要是通過采用虛擬變量的形式衡量選擇變量[19、24]。本文借鑒相關(guān)研究，采用同樣的處理方式，即若農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)態(tài)度為節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則賦值為1；若農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)態(tài)度為生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則賦值為0。依據(jù)相關(guān)定義，本文設(shè)置的具體測(cè)量題項(xiàng)為“在日常生產(chǎn)生活中，您會(huì)利用閑暇的時(shí)間來賺取更多收益還是傾向于休息娛樂？”若農(nóng)戶的回答為“賺取更多收益”，則屬于節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度；若回答為“更傾向于休息娛樂”，則屬于生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度。

對(duì)于農(nóng)戶收入水平的測(cè)度，考慮到數(shù)據(jù)的可得性以及可靠性，本文選擇了農(nóng)戶家庭年收入作為衡量農(nóng)戶收入水平的指標(biāo)。從另一角度考慮，無論是農(nóng)戶的生活消費(fèi)支出還是家庭成員閑暇狀況等都在很大程度上取決于農(nóng)戶家庭收入水平[24]。因此，可以認(rèn)為用家庭年收入衡量家庭收入狀況是合理的。此外，還考慮到農(nóng)戶收入差距過大而導(dǎo)致樣本方差過大的問題。本文借鑒陳前恒等的處理辦法[25]，把農(nóng)戶家庭年收入進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

2.解釋變量：個(gè)人特征、家庭特征和村莊特征。在借鑒相關(guān)研究成果基礎(chǔ)上[26-27]，本文選取受訪者個(gè)人特征、家庭經(jīng)營(yíng)特征、村莊特征、地區(qū)虛擬變量等4類16個(gè)變量作為解釋變量。其中，個(gè)人特征包括受訪者的性別、年齡、健康狀況、受教育程度、技術(shù)培訓(xùn)等變量；家庭經(jīng)營(yíng)特征變量包括政治身份、家庭總?cè)丝跀?shù)、贍撫比、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、耕地面積、土壤肥力、購買農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)等變量；村莊特征變量包括到鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離和地形特征變量；地區(qū)虛擬變量主要以湖北省為參照，包括浙江省和江西省兩個(gè)變量。需要說明的是，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)難以被直接觀測(cè)，學(xué)者們往往用其他指標(biāo)代理，本文主要參考焦克源等的處理辦法[28]，通過探索性因子分析從四個(gè)指標(biāo)中提取了一個(gè)公因子，其中四個(gè)指標(biāo)均用李克特五分量表測(cè)度。

3.工具變量：村莊氛圍。為了更好地解決存在的內(nèi)生性問題，以及更好地識(shí)別模型，本文選取了村莊勞動(dòng)力外出務(wù)工氛圍(以下簡(jiǎn)稱“村莊氛圍”)作為工具變量。選取該變量作為工具變量的原因是，中國(guó)農(nóng)村社會(huì)是一個(gè)熟人社會(huì)，村民長(zhǎng)期的日常生活和交往中，逐漸形成一種社會(huì)風(fēng)氣、習(xí)俗和社會(huì)文化[29]。生活在村莊的農(nóng)民會(huì)不自覺地受到村莊氛圍和文化的影響。村莊休閑和勞動(dòng)的氛圍對(duì)農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)態(tài)度具有直接的影響，若村莊保持著濃厚的勞動(dòng)氛圍，則農(nóng)民形成節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的概率會(huì)顯著提高，反之亦然。但同時(shí)村莊的氛圍又不直接影響農(nóng)民的家庭收入。依據(jù)這一邏輯并結(jié)合經(jīng)濟(jì)態(tài)度的概念，若村莊勞動(dòng)力外出務(wù)工的氛圍濃厚，則農(nóng)民形成節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度選擇外出務(wù)工的可能性更大。錢龍等采用村莊層面的外出務(wù)工率作為外出務(wù)工的工具變量[30]。本文參照其研究，選擇村莊勞動(dòng)力外出務(wù)工氛圍作為經(jīng)濟(jì)態(tài)度的工具變量。各變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度與農(nóng)民收入模型聯(lián)立估計(jì)

表2匯報(bào)了農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度決定模型與農(nóng)戶收入模型聯(lián)立估計(jì)的結(jié)果，其中兩階段方程獨(dú)立性LR檢驗(yàn)在1%的顯著性水平上拒絕了選擇模型和結(jié)果模型相互獨(dú)立的原假設(shè)。ρua和ρun分別是經(jīng)濟(jì)態(tài)度決定模型和節(jié)余型農(nóng)戶收入模型、生活型農(nóng)戶收入模型隨機(jī)誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)。表3中的結(jié)果表明，兩個(gè)相關(guān)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著，說明樣本存在自選擇問題，需要對(duì)此進(jìn)行糾正，也說明了采用ESR模型是合理的。

1.農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)態(tài)度決定模型估計(jì)結(jié)果。表2經(jīng)濟(jì)態(tài)度決定模型結(jié)果顯示，個(gè)人特征中，性別對(duì)經(jīng)濟(jì)態(tài)度具有正向影響，即男性農(nóng)戶相比于女性，屬于節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的概率更高。這是因?yàn)槟行詣趧?dòng)力是家庭收入的主要來源，男性需要付出更多的勞動(dòng)，賺取更多收入，以便更好地承擔(dān)較重的家庭負(fù)擔(dān)，因而男性農(nóng)戶更有可能持有節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度。年齡變量對(duì)經(jīng)濟(jì)態(tài)度具有正向影響，即年齡越大的農(nóng)戶越有可能持有節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度。現(xiàn)階段農(nóng)村的老年人大多經(jīng)歷過戰(zhàn)亂、饑荒等歲月，生活習(xí)慣于勤儉節(jié)約[31]，而且農(nóng)村養(yǎng)老和社會(huì)保障體系不完善，農(nóng)村青壯年大量外流，這些都加大了農(nóng)村老年人的勞動(dòng)壓力[32]。

表2 農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度決定模型與農(nóng)戶收入模型聯(lián)立估計(jì)結(jié)果

家庭特征中，家庭總?cè)丝跀?shù)越多，則農(nóng)戶屬于生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的可能性越大。家庭總?cè)丝谠蕉嘁簿鸵馕吨彝趧?dòng)力越多，則賺取收入的人口越多，家庭經(jīng)濟(jì)條件相對(duì)更好，進(jìn)而農(nóng)民持有生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的可能性越大。描述新統(tǒng)計(jì)結(jié)果也顯示了屬于生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的農(nóng)戶家庭總?cè)丝诟?。耕地面積顯著正向影響農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)態(tài)度，越多的耕地面積意味著家庭勞動(dòng)力確定的情況下，勞動(dòng)力需要付出更多的勞動(dòng)(減少閑暇的時(shí)間)來經(jīng)營(yíng)耕地，這也意味著農(nóng)戶越有可能持有節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度。購買農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)顯著負(fù)向影響農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)態(tài)度，即購買農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)的農(nóng)戶持有生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的概率更高。理論上機(jī)械化可以通過提高生產(chǎn)效率、降低成本影響農(nóng)戶收入，同時(shí)實(shí)現(xiàn)對(duì)勞動(dòng)力的替代[33-34]。機(jī)械替代勞動(dòng)力進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，則農(nóng)民會(huì)擁有更多的閑暇時(shí)間。

村莊特征中，地形特征對(duì)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度產(chǎn)生了顯著正向影響，即平原地區(qū)的農(nóng)民更容易形成節(jié)余型的經(jīng)濟(jì)態(tài)度，而山地、丘陵地區(qū)的農(nóng)民更易形成生活型的經(jīng)濟(jì)態(tài)度。賀雪峰指出平原地區(qū)的村莊結(jié)構(gòu)主要是以“小親族”為基礎(chǔ)的分裂型村莊，而山地、丘陵等地區(qū)會(huì)形成原子化(2)原子化是單位制度變遷過程中社會(huì)聯(lián)結(jié)狀態(tài)發(fā)生變化的過程。在農(nóng)村社會(huì)中比較準(zhǔn)確的是農(nóng)民的原子化，這是對(duì)農(nóng)民分散狀態(tài)的形象化說法。這一方面描述了農(nóng)民的生活狀態(tài)，另一方面與傳統(tǒng)社會(huì)而言，由“團(tuán)結(jié)性”走向“分散性”。程度較高的分散型村莊[29]。在分裂型村莊結(jié)構(gòu)中，存在著“代際剝削”(3)代際剝削是指農(nóng)民家庭內(nèi)部的代際不平衡，即父代對(duì)子代擁有無限的責(zé)任和義務(wù)，而子代對(duì)父代只是有限的責(zé)任和義務(wù)。，在子代成家立業(yè)后，父代為了幫助子代減輕壓力，仍然會(huì)辛勤勞動(dòng)[17]。而在分散型村莊結(jié)構(gòu)中的“代際剝削”相對(duì)較弱，在子代成家后，父代開始積攢養(yǎng)老費(fèi)用，追求獨(dú)立生活，享受閑暇。

在工具變量方面，結(jié)果顯示村莊氛圍對(duì)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度有顯著的正向影響，即村莊勞動(dòng)氛圍越濃厚，則農(nóng)戶越有可能形成節(jié)約型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，工具變量滿足了相關(guān)性條件。Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量的值為16.38，表明工具變量是弱工具變量的可能性較小。但Hansen J統(tǒng)計(jì)量為0，說明模型是恰好識(shí)別的，在恰好識(shí)別的情況下無法直接檢驗(yàn)工具變量的外生性。為了更好地驗(yàn)證工具變量的有效性，本文借鑒唐林等的處理辦法進(jìn)行“排他性檢驗(yàn)”[7]。在納入控制變量的前提下，本文分別將工具變量和家庭年收入、工具變量和經(jīng)濟(jì)態(tài)度與家庭年收入進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，單獨(dú)的回歸中，工具變量對(duì)家庭年收入的影響在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但在納入經(jīng)濟(jì)態(tài)度變量后，工具變量的影響不顯著。這表明工具變量?jī)H通過經(jīng)濟(jì)態(tài)度影響農(nóng)戶家庭收入，說明工具變量滿足有效性條件。

2.農(nóng)戶收入模型估計(jì)結(jié)果分析。個(gè)人特征中，健康狀況與技術(shù)培訓(xùn)對(duì)節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的家庭年收入均有顯著的正向影響。健康狀況越好的農(nóng)戶會(huì)增加勞動(dòng)供給，其就業(yè)參與也會(huì)明顯提高。這與廖宇航的研究結(jié)論基本一致[35]。相應(yīng)的，勞動(dòng)供給的增加和就業(yè)參與的提高，均會(huì)使農(nóng)民獲得高收入的可能性增加。技術(shù)培訓(xùn)是勞動(dòng)力人力資本積累的重要途徑，對(duì)有效帶動(dòng)農(nóng)民增收和農(nóng)村減貧具有重要作用[36]。參與技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)民會(huì)有意識(shí)地按照更有生產(chǎn)效率的勞動(dòng)分工水平進(jìn)行分工，也會(huì)在科技進(jìn)步的背景下，率先使用先進(jìn)技術(shù)，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而增加農(nóng)民收入。

家庭特征方面，家庭總?cè)丝跀?shù)、耕地面積和購買農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)對(duì)節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的家庭年收入均有顯著的正向影響，而贍撫比則對(duì)節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的家庭年收入有顯著的負(fù)向影響。家庭總?cè)丝谠蕉嘁簿鸵馕吨彝趧?dòng)力越多，則賺取收入的人口越多，家庭經(jīng)濟(jì)條件相對(duì)更好。耕地資源是農(nóng)民賴以生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)，耕地面積越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)越容易形成規(guī)模經(jīng)營(yíng)，產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)；從風(fēng)險(xiǎn)的角度來看，耕地面積越大，農(nóng)戶可以開展多樣化經(jīng)營(yíng)，從而降低了各種風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，相應(yīng)地獲取高收入的可能性增加。購買農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)能夠顯著提高農(nóng)戶家庭收入。這是因?yàn)橘徺I機(jī)械服務(wù)能夠提高生產(chǎn)效率，減少勞動(dòng)時(shí)間，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)出[37]。而且機(jī)械生產(chǎn)能夠提高生產(chǎn)率，節(jié)約勞動(dòng)。農(nóng)戶將節(jié)約的勞動(dòng)用于其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者外出務(wù)工，進(jìn)而賺取更多收入。贍撫比是家庭負(fù)擔(dān)的重要體現(xiàn)[38]，一方面老人的贍養(yǎng)和兒童的撫養(yǎng)需要花費(fèi)大量的資金，這會(huì)影響到農(nóng)戶家庭可支配收入的分配，另一方面在家贍養(yǎng)老人和撫養(yǎng)兒童不僅給年輕人帶來了較大的時(shí)間成本，而且還會(huì)限制年輕人生產(chǎn)行為的選擇，不能外出從事收入較高的非農(nóng)生產(chǎn)。

村莊特征中，地形特征對(duì)節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的家庭年收入均有顯著的正向影響，即平原地區(qū)的農(nóng)戶家庭年收入要顯著高于山地、丘陵地區(qū)的農(nóng)戶收入?？赡艿慕忉屖瞧皆貐^(qū)地勢(shì)較平坦，道路、農(nóng)田水利等基礎(chǔ)設(shè)施較為完善，有利于機(jī)械化耕作。而山地和丘陵地區(qū)大宗農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量及其商品率相對(duì)較低，致使農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入偏低[39]，而且山區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施落后，制約了農(nóng)業(yè)機(jī)械化的發(fā)展，進(jìn)而降低了農(nóng)民收入。此外，由于地區(qū)的異質(zhì)性，浙江省節(jié)余型農(nóng)戶的家庭年收入要顯著高于湖北省節(jié)余型農(nóng)戶家庭年收入，而江西省生活型農(nóng)戶的家庭年收入要顯著低于湖北省生活型農(nóng)戶。這是因?yàn)?，浙江省的?jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高，勞動(dòng)力的工資水平相對(duì)較高，節(jié)余型農(nóng)戶從事生產(chǎn)活動(dòng)所獲得的報(bào)酬也相對(duì)較高。對(duì)于江西省生活型農(nóng)戶而言，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于湖北省，工資水平也相對(duì)較低的情況下，減少勞動(dòng)只會(huì)使得收入差距加大。

(二)經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)民收入影響的處理效應(yīng)分析

表3匯報(bào)了節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的收入水平的處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。其中，(a)和(d)情形分別表示節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶收入水平的事實(shí)結(jié)果；(c)和(b)情形分別表示節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶收入水平的反事實(shí)結(jié)果。表3的結(jié)果表明，農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)家庭年收入有顯著的正向處理效應(yīng)，通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。在反事實(shí)的假設(shè)下，節(jié)余型農(nóng)戶若形成生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則其收入水平將下降0.77，下降34.45%。而生活型農(nóng)戶若形成節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則其收入水平將增加1.308，增加92.18%。這說明，節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的收入效應(yīng)更高。

表3 經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶收入影響的平均處理效應(yīng)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證估計(jì)的穩(wěn)健性，本文采用了工具變量法來解決可能存在的內(nèi)生性問題，同時(shí)采用傾向得分匹配法(PSM)計(jì)算經(jīng)濟(jì)態(tài)度收入效應(yīng)的平均處理效應(yīng)，以此來做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其結(jié)果顯示(4)限于篇幅，本文未匯報(bào)穩(wěn)健性檢驗(yàn)的詳細(xì)結(jié)果，如果需要，可向作者索取。，用工具變量法解決內(nèi)生性問題后，經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)家庭年收入仍然產(chǎn)生了顯著的正向影響，即節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的收入效應(yīng)較強(qiáng)。通過PSM方法計(jì)算的平均處理效應(yīng)也在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶收入水平的平均處理效應(yīng)有顯著正向影響。因此，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、進(jìn)一步討論：農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度收入效應(yīng)的機(jī)制分析

(一)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度收入效應(yīng)的群組差異性分析

由于資源稟賦分配的不平等，使得農(nóng)戶的異質(zhì)性普遍存在。資源稟賦的個(gè)體差異導(dǎo)致個(gè)體農(nóng)戶面臨著不同的約束條件，進(jìn)而作出不同的行為選擇。為了更好地分析不同群體農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)收入水平影響的差異性，本文進(jìn)一步以性別、年齡、受教育程度以及耕地面積為依據(jù)對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行分組。需要說明的是，本文參考相關(guān)研究的做法將受訪者年齡在60歲以上的農(nóng)戶定義為“老齡組農(nóng)戶”，將年齡在60歲及以下的農(nóng)戶定義為“年輕組農(nóng)戶”[40]。受教育程度借鑒曾億武等的做法[41]，以全樣本農(nóng)戶受教育程度均值為依據(jù)，分為“大于均值”和“小于均值”兩組進(jìn)行分析。就耕地面積而言，以經(jīng)營(yíng)規(guī)模30畝為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將農(nóng)戶自主經(jīng)營(yíng)規(guī)模在30畝以下的定義為小農(nóng)戶，30畝及以上的定義為規(guī)模戶。表4匯報(bào)了不同群體農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)態(tài)度收入效應(yīng)的測(cè)算結(jié)果。

表4 農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度收入效應(yīng)的群組差異的比較結(jié)果

表4的結(jié)果顯示，受教育程度較高、年輕組與男性的生活型農(nóng)戶的收入效應(yīng)和收入水平要高于受教育程度較低、老齡組與女性的生活型農(nóng)戶。受教育程度、性別與年齡都是農(nóng)戶家庭人力資本的重要指標(biāo)，是農(nóng)戶行為決策的重要依據(jù)，不僅決定了農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)態(tài)度，也對(duì)農(nóng)戶家庭收入具有重要影響。男性在身體素質(zhì)、勞動(dòng)體能以及信息獲取等方面較女性具有優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而會(huì)使男性較女性更易獲取就業(yè)機(jī)會(huì)。受傳統(tǒng)觀念的影響，女性或多或少受到了傳統(tǒng)“男主外、女主內(nèi)”等思想的束縛，一定程度上抑制了女性的勞動(dòng)供給與職業(yè)選擇。張川川等的研究也表明了受傳統(tǒng)思想影響較重的地區(qū)，女性從業(yè)概率和工資收入均較低[42]。所以，生活型的男性農(nóng)戶一旦形成節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則其勞動(dòng)獲得的收入變化要大于生活型的女性農(nóng)戶。與年輕農(nóng)戶相比，老齡農(nóng)戶的身體狀況、知識(shí)體系、認(rèn)知能力和學(xué)習(xí)能力均較差[43]，嚴(yán)重影響了勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效益。所以，生活型的年輕農(nóng)戶一旦形成節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則其勞動(dòng)獲得的收入變化要大于生活型的老齡農(nóng)戶。教育是農(nóng)民身份轉(zhuǎn)換的“通行證”，首先教育通過影響農(nóng)村勞動(dòng)力的流動(dòng)進(jìn)而對(duì)收入產(chǎn)生影響。其次，受教育程度的提高意味著知識(shí)水平的提升和能力的提高，為獲取更高收入提供了可能。最后，教育具有溢出效應(yīng)，尤其是高等教育的溢出效應(yīng)更大，對(duì)收入的影響也更大。而且教育扶貧具有累積效應(yīng)，受教育年限的增加會(huì)增強(qiáng)教育扶貧效果，提高收入水平[44]。所以，生活型的較高受教育程度農(nóng)戶一旦形成節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則其勞動(dòng)獲得的收入變化要大于生活型的受教程度較低農(nóng)戶。耕地面積的多寡意味著家庭物質(zhì)資本的積累程度大小，擁有更多的土地則意味著擁有更多的財(cái)產(chǎn)。家庭經(jīng)營(yíng)的耕地面積越大，意味著農(nóng)戶擁有更多的賺取收入的物質(zhì)資源。所以，生活型的規(guī)模戶一旦形成節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則其勞動(dòng)獲得的收入變化要大于生活型小農(nóng)戶。

(二)經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)民收入影響的機(jī)制分析

通過理論分析，經(jīng)濟(jì)態(tài)度會(huì)決定農(nóng)民勞動(dòng)的供給狀態(tài)，進(jìn)而影響農(nóng)民收入。這種對(duì)農(nóng)民收入的影響可能通過兩條路徑：一是經(jīng)濟(jì)態(tài)度會(huì)改變農(nóng)民的勞動(dòng)供給方式，即促進(jìn)或者抑制勞動(dòng)力的非農(nóng)轉(zhuǎn)移，進(jìn)而影響農(nóng)戶家庭收入水平和結(jié)構(gòu)；二是經(jīng)濟(jì)態(tài)度會(huì)通過改變農(nóng)民勞動(dòng)供給時(shí)間，進(jìn)而影響農(nóng)戶家庭收入水平。

1.勞動(dòng)非農(nóng)轉(zhuǎn)移路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。首先檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)態(tài)度是否通過改變勞動(dòng)供給方式而影響農(nóng)民收入水平。其中，被解釋變量為家庭年收入，解釋變量為經(jīng)濟(jì)態(tài)度，中介變量為勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。需要說明的是，本文具體將勞動(dòng)力在戶籍所在村或以外地區(qū)從事與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)無關(guān)的情況視為勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移。本文借鑒仇童偉等的研究[45]，以家庭非農(nóng)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的人數(shù)占家庭勞動(dòng)力總?cè)藬?shù)的比重來衡量。理論上來說，如果勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的中介效應(yīng)顯著，則可認(rèn)為經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)民收入影響是通過勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移路徑產(chǎn)生的。表5匯報(bào)了影響機(jī)制的估計(jì)結(jié)果，方程(1)的結(jié)果說明經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶家庭年收入具有顯著的直接作用。方程(2)的結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移有顯著的正向影響，即節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的農(nóng)戶更加傾向于非農(nóng)轉(zhuǎn)移，生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的農(nóng)戶則傾向于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。方程(3)的結(jié)果表明在控制了經(jīng)濟(jì)態(tài)度變量后，兩個(gè)變量均對(duì)家庭年收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，初步說明了勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的中介作用是存在的。在此基礎(chǔ)上，借鑒溫忠麟等總結(jié)的檢驗(yàn)方法[46]，對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明存在部分中介作用，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為0.179(5)計(jì)算公式為：(0.457*0.216)/ 0.549≈0.179。。這意味著，樣本區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)民收入的影響大約有17.9%是通過勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的中介作用來實(shí)現(xiàn)的。

表5 經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)民收入的影響機(jī)制

2.勞動(dòng)供給時(shí)間路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。其次檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)態(tài)度是否會(huì)通過改變農(nóng)民勞動(dòng)供給時(shí)間，進(jìn)而影響農(nóng)戶家庭收入水平。其中，被解釋變量為家庭年收入，解釋變量為經(jīng)濟(jì)態(tài)度，中介變量為勞動(dòng)力供給時(shí)間。需要說明的是，以往文獻(xiàn)主要通過勞動(dòng)供給時(shí)間或是否參與勞動(dòng)市場(chǎng)來測(cè)量勞動(dòng)供給[47]。本文借鑒已有的方法，用勞動(dòng)供給時(shí)間來表征勞動(dòng)供給，具體通過詢問農(nóng)民“過去一年，您進(jìn)行勞動(dòng)生產(chǎn)(包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn))的時(shí)間(月)？”來測(cè)量。理論上，節(jié)余型農(nóng)戶更傾向于勞動(dòng)，則其勞動(dòng)供給時(shí)間要多于生活型農(nóng)戶，在其他條件不變的情況下，其收入也應(yīng)當(dāng)高于生活型農(nóng)戶的收入。表5方程(4)的結(jié)果說明經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶家庭年收入具有顯著的直接作用。方程(5)的結(jié)果說明經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間有顯著的正向影響，即節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的農(nóng)戶勞動(dòng)供給時(shí)間越多，生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的農(nóng)戶勞動(dòng)供給時(shí)間越少。方程(6)的結(jié)果表明在控制了經(jīng)濟(jì)態(tài)度變量后，兩個(gè)變量均對(duì)家庭年收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，初步說明了勞動(dòng)供給時(shí)間的中介作用是存在的。在此基礎(chǔ)上，對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明同樣存在部分中介作用，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為0.305(6)計(jì)算公式為：(2.615*0.064)/0.549≈0.305。。這意味著，樣本區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)民收入的影響大約有30.5%是通過勞動(dòng)供給時(shí)間的中介作用來實(shí)現(xiàn)的。

六、結(jié)論與啟示

本文基于農(nóng)戶內(nèi)部因素視角，利用鄂、贛、浙三省農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型(ESR)，實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶收入水平的影響，并在反事實(shí)框架下探究了節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度和生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度收入效應(yīng)的絕對(duì)水平和相對(duì)水平的影響效果。研究結(jié)果表明：第一，51.1%的樣本農(nóng)戶屬于節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，48.9%的樣本農(nóng)戶持生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度；第二，總體來看，節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的收入效應(yīng)要顯著高于生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度的收入效應(yīng)，即在反事實(shí)的假設(shè)下，節(jié)余型農(nóng)戶若形成生活型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則其收入水平將下降34.45%，而生活型農(nóng)戶若形成節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度，則其收入水平將增加92.18%；第三，經(jīng)濟(jì)態(tài)度收入效應(yīng)存在著稟賦差異，受教育程度較高、年輕組與男性的生活型農(nóng)戶的收入效應(yīng)和收入水平要高于受教育程度較低、規(guī)模戶、老齡組與女性的生活型農(nóng)戶；第四，受訪者性別、年齡、耕地面積以及地形特征對(duì)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度具有正向促進(jìn)作用，而家庭總?cè)丝跀?shù)、購買農(nóng)業(yè)機(jī)械服務(wù)以及村莊氛圍對(duì)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度有顯著抑制作用；第五，經(jīng)濟(jì)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶收入水平既具有顯著的直接作用，也通過勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移和勞動(dòng)供給時(shí)間的部分中介作用間接影響農(nóng)戶收入水平，兩種路徑的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為17.9%和30.5%。

雖然我國(guó)已經(jīng)取得脫貧攻堅(jiān)的全面勝利，但為了防止農(nóng)戶返貧，需要轉(zhuǎn)變農(nóng)戶的發(fā)展觀念和經(jīng)濟(jì)態(tài)度，提高精準(zhǔn)扶貧的成效，提高農(nóng)戶收入。本文認(rèn)為：一方面，節(jié)余型農(nóng)戶的收入水平要高于生活型農(nóng)戶的收入水平。因此，需要充分發(fā)揮政府部門及基層黨員干部宣傳、教育和引導(dǎo)的作用，促使農(nóng)民經(jīng)濟(jì)態(tài)度的轉(zhuǎn)變，即強(qiáng)化輿論宣傳，倡導(dǎo)并弘揚(yáng)艱苦奮斗的優(yōu)良傳統(tǒng)，宣傳社會(huì)主義核心價(jià)值觀；開展扶志教育，幫助農(nóng)民樹立積極向上的精神，培養(yǎng)自力更生意識(shí)；加強(qiáng)思想引導(dǎo)，積極引導(dǎo)農(nóng)民轉(zhuǎn)變發(fā)展觀念，樹立艱苦奮斗的精神，充分激發(fā)農(nóng)民的內(nèi)生動(dòng)力。另一方面，在農(nóng)民態(tài)度轉(zhuǎn)變的基礎(chǔ)上，要為農(nóng)民增收創(chuàng)造良好的社會(huì)環(huán)境和條件。具體而言，節(jié)余型經(jīng)濟(jì)態(tài)度會(huì)促使農(nóng)民非農(nóng)轉(zhuǎn)移和增加勞動(dòng)供給，因此需要進(jìn)一步消除農(nóng)村勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移的制度性屏障和非制度性阻礙。政府應(yīng)該建立和完善農(nóng)民就業(yè)信息服務(wù)平臺(tái)，拓寬農(nóng)民轉(zhuǎn)移就業(yè)渠道，同時(shí)加大對(duì)農(nóng)民的技能培訓(xùn)，提高農(nóng)民的就業(yè)能力和綜合素質(zhì)，促使農(nóng)民高質(zhì)量就業(yè)。最后應(yīng)該進(jìn)一步完善農(nóng)村社會(huì)保障體系，加強(qiáng)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生、教育以及養(yǎng)老的保障體系建設(shè)，為農(nóng)民解決后顧之憂。