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    家庭照料與農(nóng)戶收入

    2021-01-13 05:01:33張永奇單德朋
    金融發(fā)展研究 2021年12期
    關(guān)鍵詞:土地流轉(zhuǎn)

    張永奇 單德朋

    摘? ?要:本文基于中國社會狀況綜合調(diào)查(2019年)微觀數(shù)據(jù),實(shí)證分析了家庭照料對農(nóng)戶收入的影響機(jī)理以及土地流轉(zhuǎn)在其中發(fā)揮的中介作用。研究結(jié)果表明:家庭照料作為一種家庭負(fù)擔(dān),對農(nóng)村勞動力的經(jīng)濟(jì)決策行為產(chǎn)生了顯著影響;人口老齡化危機(jī)使得低收入農(nóng)戶顯著提升了土地作為主要經(jīng)濟(jì)收入來源的依靠性,降低了此類群體土地出讓的概率及可能性,抑制了農(nóng)村土地結(jié)構(gòu)化、規(guī)?;?、集約化進(jìn)程,從而在阻滯鄉(xiāng)村振興與農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的進(jìn)程中,對農(nóng)戶增收產(chǎn)生了較強(qiáng)的削弱力。因此,未來決策層在通過正式照料減弱農(nóng)戶自主照料負(fù)擔(dān)的同時(shí),也應(yīng)該將目光聚焦于低收入群體,為低收入農(nóng)戶制定結(jié)對幫扶計(jì)劃,從而在緩解家庭照料對土地整合的負(fù)向作用之時(shí),亦能為農(nóng)戶持續(xù)增收提供更多的內(nèi)生動力。

    關(guān)鍵詞:家庭照料;農(nóng)戶增收;照料服務(wù);土地流轉(zhuǎn);內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)

    中圖分類號:F832? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A? 文章編號:1674-2265(2021)12-0022-08

    DOI:10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.12.003

    一、引言與文獻(xiàn)綜述

    持續(xù)保障農(nóng)戶增收是中央“三農(nóng)”工作的重中之重。全球經(jīng)濟(jì)增速放緩、新冠肺炎疫情動態(tài)蔓延等不利因素影響下,農(nóng)戶增收致富的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)被顯著收窄。增加農(nóng)戶收入,縮小城鄉(xiāng)差距作為實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興過程中的大文章,既需要從戰(zhàn)略高度認(rèn)真對待,也需結(jié)合“后扶貧時(shí)代”特征,采取針對性措施,提供“靶向治療”。因此,立足于新的時(shí)代背景,深入挖掘農(nóng)戶增收的影響因素及理論機(jī)制具有重大的理論價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義。

    農(nóng)戶增收作為學(xué)術(shù)界的熱點(diǎn)話題,一直備受學(xué)者關(guān)注。梳理過往文獻(xiàn),已有研究從宏觀與微觀角度為本文探討農(nóng)戶增收提供了重要的理論基礎(chǔ)與經(jīng)驗(yàn)觀察(程明望和史清華,2014;匡遠(yuǎn)配和周麗,2018;王營等,2020)[1-3]。但這些研究均忽視了基于農(nóng)戶為主體的微觀勞動者在有限時(shí)間的剛性約束下,既要進(jìn)入勞動市場又需提供家庭照料的事實(shí)(劉娜和劉雙庚,2014)[4]。由于制度的長期缺位以及家庭功能的弱化,我國出現(xiàn)了老齡化與老年照料需求增加、兒童照料赤字與生育率降低、女性工作與家庭難以平衡、家庭形態(tài)變遷與照料功能式微等對照料社會政策的現(xiàn)實(shí)需求表征(張奇林和劉二鵬,2019)[5]。人口老齡化的加速、兒童出生率的“新低”,均在一定程度上支持了家庭照料的負(fù)向經(jīng)濟(jì)效應(yīng)更為突出的研究結(jié)論(單德朋和張永奇,2021)[6]。家庭照料作為一種勞動和時(shí)間密集型活動,對照料者的時(shí)間稀缺性具有誘發(fā)作用,使照料者在既定時(shí)間約束下,較難平衡工作與照料活動的雙重負(fù)擔(dān),從而影響農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)決策,限制農(nóng)戶勞動者的要素投入能力,使得農(nóng)戶貨幣收入水平發(fā)生顯著改變(唐潥等,2020)[7]。但與此同時(shí),夏李瑩和馬學(xué)琳(2021)[8]也指出我國農(nóng)村家庭多數(shù)為機(jī)會型創(chuàng)業(yè),家庭照料對創(chuàng)業(yè)的支持效應(yīng)明顯超出負(fù)擔(dān)效應(yīng),通過增強(qiáng)幸福感、增加財(cái)富與提高社會地位加速農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)獲得感。由此,在家庭照料正負(fù)效應(yīng)并存于農(nóng)村地區(qū)的現(xiàn)實(shí)條件下,深度檢驗(yàn)家庭照料與農(nóng)戶收入之間的關(guān)聯(lián)意義重大。

    在農(nóng)村地區(qū),農(nóng)戶多以家庭作為決策主體進(jìn)行經(jīng)濟(jì)決策。土地和勞動力作為農(nóng)業(yè)活動的主要生產(chǎn)要素,以家庭為單位的經(jīng)濟(jì)決策主體對土地的依賴性和農(nóng)村勞動力老齡化的趨向是制約土地流轉(zhuǎn)和土地使用效率的關(guān)鍵因素。這也表明以家庭為基本單位的農(nóng)村住戶群體受到土地規(guī)模和成員生產(chǎn)生活能力的雙重限制,即家庭照料的存在使得農(nóng)村勞動力在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)行為決策時(shí),需要對成員的勞動能力和土地規(guī)模進(jìn)行配比,將有限的勞動力資源合理分配在農(nóng)業(yè)、非農(nóng)部門,從而實(shí)現(xiàn)整體利益最大化(江永紅和程楊洋,2019)[9]。根據(jù)學(xué)者估算,我國現(xiàn)有農(nóng)業(yè)勞動力中,60歲以上人口占比為18.42%,預(yù)計(jì)2030年將攀升至33.8%(徐娜和張莉琴,2014)[10]。王亞輝等(2018)[11]研究發(fā)現(xiàn),擁有老年人口的農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)率呈現(xiàn)下降趨勢,為佐證人口老齡化對土地流轉(zhuǎn)的負(fù)向作用提供了相關(guān)證據(jù)。由此,可以發(fā)現(xiàn),在鄉(xiāng)村振興與農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的政策背景下,除了討論家庭照料對農(nóng)戶收入的直接影響,進(jìn)一步挖掘家庭照料能否通過土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入發(fā)揮間接效應(yīng)也是十分必要的。現(xiàn)有文獻(xiàn)對于土地流轉(zhuǎn)帶給農(nóng)戶收入變化的研究主要分為兩種觀點(diǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育能夠在公平與效率兩個(gè)層面產(chǎn)生正向影響。貧困農(nóng)戶經(jīng)由土地轉(zhuǎn)出渠道實(shí)現(xiàn)外出務(wù)工,獲得更多的非農(nóng)收入;高收入農(nóng)戶可以借助土地轉(zhuǎn)入實(shí)現(xiàn)集約化和規(guī)?;?jīng)營,從而增加此類群體的農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入(何欣等,2016)[12]。整體而言,在產(chǎn)權(quán)確定的基礎(chǔ)上,土地在租賃市場的自由配置對各類農(nóng)戶家庭的收入水平均有顯著的促進(jìn)作用(許恒周等,2020)[13]。但另有學(xué)者表示質(zhì)疑,認(rèn)為現(xiàn)行農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場在減緩信息不對稱方面存在欠缺,優(yōu)化農(nóng)地資源配置的作用并不顯著(江永紅等,2019)[9],從而使得土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶增收的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不明顯。土地流轉(zhuǎn)的增收效果在于生產(chǎn)率的提高,但由于現(xiàn)階段農(nóng)村勞動力難以充分發(fā)揮比較優(yōu)勢,由此可能使得農(nóng)戶收入不升反降(肖龍鐸和張兵,2017)[14]。此外,土地流轉(zhuǎn)過程中的高額交易成本以及持有耕地的農(nóng)戶對未來的擔(dān)憂均限制了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶增收的正向效果(馮華超和鐘漲寶,2018;隋福民,2018)[15,16]?;诖?,在家庭照料仍為主流模式的農(nóng)村地區(qū)(范紅麗和辛寶英,2019)[17],深入探討家庭照料、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入三者之間關(guān)系,對于積極應(yīng)對老齡化和確保農(nóng)戶持續(xù)增收具有較為明顯的政策價(jià)值。本文的邊際貢獻(xiàn)在于:基于家庭照料視角研究農(nóng)戶收入,拓展了農(nóng)戶收入的研究視野,為農(nóng)戶增收的原因和影響機(jī)制提供了補(bǔ)充解釋,豐富了農(nóng)戶收入的文獻(xiàn)基礎(chǔ)。

    二、理論模型

    根據(jù)時(shí)間分配理論,家庭照料作為一種勞動和時(shí)間密集型活動,會誘發(fā)照料者的時(shí)間稀缺性,使照料者在既有時(shí)間約束下,很難有效平衡工作與照料活動的雙重負(fù)擔(dān),從而限制了勞動者要素投入能力,對勞動者貨幣收入來源和擇業(yè)選擇行為造成影響(單德朋和張永奇,2021)[6],進(jìn)而對個(gè)體收入產(chǎn)生顯著作用。因此,從理論上來看,可以將家庭照料看作家庭負(fù)擔(dān),并通過影響一個(gè)家庭中勞動力的經(jīng)濟(jì)行為來影響個(gè)體收入。本文借鑒Becker(1974)[18]的家庭利他模型,從財(cái)富轉(zhuǎn)移的視角來考察家庭照料如何通過土地流轉(zhuǎn)渠道影響農(nóng)戶的短期收入??紤]到現(xiàn)有家庭是由勞動力L與非勞動力NL構(gòu)成的,當(dāng)期的家庭效用函數(shù)可以表述為:

    [UiCi,C-i=UViCi,V-iC-i,i=N,NL]? ?(1)

    其中,下標(biāo)[i]和[-i]分別表示自身與對方,[U]代表總體效應(yīng),[V]代表效用函數(shù),[C]表示消費(fèi),[?VC/?C>0]。本文主要研究家庭照料對農(nóng)戶收入的影響,所以只需分析非勞動力的最優(yōu)化行為。在(1)式的基礎(chǔ)上,非勞動力效用的函數(shù)可以表述為:

    [UNLCNL,CL=?VNLCNL+1-?VLCL]? (2)

    [?∈0,1],充當(dāng)非勞動力賦予自身效用函數(shù)的權(quán)重。非勞動力效用最大化的預(yù)算約束可以表示為:

    [CNL=INL+ILt0,CL=ILt-t0-ILt0]? (3)

    其中,[INL]是非勞動力個(gè)人收入,由于其主要來源于財(cái)產(chǎn)性收入,所以一般地,[?INL/?NL<0],即表示,非勞動人口的增加會使得勞動力的轉(zhuǎn)移就業(yè)意愿降低,從而使其整體收入受到影響。[t0]和[t-t0]分別代表勞動力用于照顧家庭和外出勞動上的時(shí)間花費(fèi),[I]代表相應(yīng)的收入或者支出。效用最大化的一階條件能夠表述為:

    [V′NLCNL=1-?/?V′LCL]? (4)

    代入預(yù)算約束能夠得到:

    [V′NLCNL=1-?/?V′LILt-t0-CNL+INL]? (5)

    非勞動力收入對勞動力[t0]投入的影響能夠表示為:

    [?ILt0?INL=?CNL-INL?INL=?CNL?INL-1]? (6)

    (4)式兩邊對[INL]求導(dǎo)得到:

    [?ILt0?INL=-V′LCLV″NLCNL+1-?/?V″LCL]? ?(7)

    一般情況下,勞動力在家庭照料活動中投入越多的資源,也就意味著其轉(zhuǎn)移就業(yè)機(jī)會越少、可支配收入越低。所以,其往往選擇從事一定量的土地耕種以彌補(bǔ)空閑和收入。因此,基于家庭決策背景, 可以發(fā)現(xiàn),從短期而言,家庭照料的存在的確抑制了農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿,從而對農(nóng)戶增收造成沖擊。

    三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與計(jì)量策略

    (一)數(shù)據(jù)來源

    中國社會狀況綜合調(diào)查(Chinese Social Survey,以下簡稱CSS)是中國社會科學(xué)院社會學(xué)研究所于2005年發(fā)起的一項(xiàng)全國范圍內(nèi)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項(xiàng)目。2019年度的CSS項(xiàng)目采用多階段混合概率的抽樣方法,共獲得有效調(diào)查問卷10283份,覆蓋全國30個(gè)省級行政單位,具有良好的代表性。本文以2019年度CSS數(shù)據(jù)為樣本,根據(jù)實(shí)證研究設(shè)計(jì),對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理:(1)保留數(shù)據(jù)內(nèi)的農(nóng)戶樣本;(2)剔除在調(diào)查期內(nèi)沒有參與勞動并且沒有提供家庭照料的農(nóng)戶樣本;(3)將勞動年齡限制在60周歲以下,剔除勞動年齡大于60周歲的樣本;(4)剔除被訪者核心變量回答不明確的調(diào)查樣本;(5)剔除其他異常值。最終得到1025份調(diào)查樣本。

    (二)變量選取

    1. 被解釋變量。本文被解釋變量為農(nóng)戶收入。農(nóng)戶收入的主要來源可以分為農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)收入兩部分。農(nóng)業(yè)收入具有相對穩(wěn)定性,農(nóng)戶收入中非農(nóng)收入增長對農(nóng)戶收入增加起到?jīng)Q定性作用(莫亞琳等,2020)[19]?;诖?,本文通過使用CSS(2019)問卷中“個(gè)體總收入”這一指標(biāo)來衡量農(nóng)戶收入。并對該變量進(jìn)行了對數(shù)處理。此外,本文借鑒Rooij等(2011)[20]做法,將整體樣本的人均收入按照從低至高分為4個(gè)分位數(shù)區(qū)間,處于收入最低的區(qū)間農(nóng)戶賦值為1,處于收入最高的區(qū)間農(nóng)戶賦值為4。

    2. 核心解釋變量。本文的核心解釋變量為家庭照料。本文通過使用CSS(2019)問卷中“由于要盡家庭責(zé)任,我很難把精力集中在工作上”這個(gè)問題來構(gòu)建家庭照料指標(biāo),其中回答“是”的賦值1,反之賦值0。此外,本文進(jìn)一步選用“大部分時(shí)間花在工作中,很難承擔(dān)家庭責(zé)任”這一指標(biāo)(否=1,是=0)充當(dāng)家庭照料的替代變量。在上述問題基礎(chǔ)上,引入問卷中的剩余家庭照料相關(guān)問題,“做家務(wù)(照顧孩子)很累,我總是不能夠很好地完成工作”(是=1,否=0)、“我工作完回到家后總是很累,沒有精力再做家務(wù)(照顧孩子)”(是=1,否=0),利用上述指標(biāo),通過因子分析法建立新的家庭照料指標(biāo)對農(nóng)戶收入的影響展開進(jìn)一步分析。

    3. 工具變量。家庭照料負(fù)擔(dān)的提升,確實(shí)會改變農(nóng)戶的收入支配。但是收入也可以成為農(nóng)戶承擔(dān)家庭照料責(zé)任多寡的原因。收入越高的農(nóng)戶,越有可能利用正式照料服務(wù)來分擔(dān)家庭照料壓力。因此,鑒于兩者之間可能會因反向因果而產(chǎn)生內(nèi)生性偏誤,本文選取了“同一年齡段平均家庭照料水平與個(gè)體家庭照料水平的差距”指標(biāo)作為工具變量來緩解此項(xiàng)問題。

    4. 中介變量。根據(jù)前文的理論模型,家庭照料的資源分配涉及農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)決策,而土地流轉(zhuǎn)行為也與農(nóng)戶收入具有一定關(guān)聯(lián)。因此,本文使用問卷中“家中是否有土地轉(zhuǎn)出(是=1,否=0)”“家中是否有土地轉(zhuǎn)入(是=1,否=0)”兩個(gè)問題來考察土地流轉(zhuǎn)情況。針對土地流轉(zhuǎn)的兩個(gè)問題中只要有一個(gè)問題回答是,則定義該農(nóng)戶參與了土地流轉(zhuǎn)。

    5. 控制變量。本文為保證模型構(gòu)建準(zhǔn)確,遵循傳統(tǒng)文獻(xiàn)做法,選取了一系列可能對農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響的控制變量,盡量避免因選擇疏忽而引發(fā)的各種遺漏(郭軍等,2021)[21]??刂谱兞繉⒈徽{(diào)查對象的年齡、性別、婚姻狀況等個(gè)體特征變量全部囊括在內(nèi)。另外,本文考慮到家庭經(jīng)濟(jì)也會對農(nóng)戶收入發(fā)揮作用。因此,本文選取了家庭經(jīng)濟(jì)水平、住房情況作為家庭特征變量。具體描述統(tǒng)計(jì)見表1。

    為了解家庭照料與農(nóng)戶收入之間的單獨(dú)聯(lián)系,本文利用此前的收入劃分區(qū)間標(biāo)準(zhǔn),對家庭照料與農(nóng)戶收入的關(guān)系展開相關(guān)性檢驗(yàn)。根據(jù)表2的描述結(jié)果,能夠發(fā)現(xiàn),家庭照料活動在低收入農(nóng)戶中愈加常見。隨著農(nóng)戶收入的逐漸攀升,家庭照料活動的占比持續(xù)下降,這表明農(nóng)戶收入與家庭照料呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)性。不過,考慮到相關(guān)性并不能驗(yàn)證因果性,下一部分將對家庭照料與農(nóng)戶收入的關(guān)系展開深度研究。

    (三)計(jì)量策略

    本文使用的農(nóng)戶收入指標(biāo)是連續(xù)變量,根據(jù)此變量的數(shù)據(jù)分布特征,使用普通最小二乘法(OLS)模型展開分析更加合適。本文設(shè)定的基準(zhǔn)回歸模型如下:

    [Lnincomei=α+βCarei+λXc+εc]? (8)

    其中,[i]代表個(gè)體;[Lnincome]代表農(nóng)戶收入;[Care]代表農(nóng)戶家庭照料情況,[Xc]代表影響農(nóng)戶收入的其余控制變量;[λ]為其余控制變量的估計(jì)系數(shù),代表相應(yīng)變量對農(nóng)戶收入的影響程度;[εc]為隨機(jī)擾動項(xiàng)。[β]是家庭照料對農(nóng)戶收入的影響系數(shù)。[β]系數(shù)為負(fù),則代表家庭照料對農(nóng)戶增收具有顯著的抑制作用。

    四、實(shí)證結(jié)果與分析

    (一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

    表3給出了基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。模型1是對家庭照料與農(nóng)戶收入的單獨(dú)檢驗(yàn)。根據(jù)模型1的結(jié)果,能夠看出,家庭照料對農(nóng)戶增收的抑制作用在1%的水平上顯著成立。模型2是通過穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤測量方法,對兩者關(guān)系展開的進(jìn)一步檢驗(yàn)。模型3與模型4分別引入個(gè)體特征變量、家庭特征變量。根據(jù)模型2—模型4的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),家庭照料與農(nóng)戶收入的基準(zhǔn)研究結(jié)論仍然成立。在家庭照料模式仍占主流地位的農(nóng)村地區(qū),自主照料不僅需要家庭勞動力付出時(shí)間、金錢等顯性成本,也需要預(yù)防心理抑郁等隱性成本,大幅度提升了農(nóng)村勞動力在時(shí)間資源及人力資源方面面臨雙重困境的可能性,一定程度上提高了其從事其他行業(yè)(除農(nóng)業(yè)外)的工作門檻,最終致使農(nóng)村勞動力的增收途徑在短期內(nèi)被家庭照料負(fù)擔(dān)所約束。

    (二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    本文采取更換核心變量、增加控制變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先,本文將被解釋變量農(nóng)戶收入從連續(xù)變量替換成“1—4”有序變量,即利用前文農(nóng)戶收入四等分的收入指標(biāo),在此基礎(chǔ)上使用Oprobit模型對兩者關(guān)系展開進(jìn)一步檢驗(yàn)。其次,本文使用家庭照料指標(biāo)替代變量、利用因子分析法得到的家庭照料指標(biāo)作為解釋變量,對農(nóng)戶收入的影響程度重新進(jìn)行回歸分析。最后,本文考慮到農(nóng)戶收入會受到非農(nóng)就業(yè)(是=1,否=0)、參加技能培訓(xùn)(是=1,否=0)的影響,為了進(jìn)一步彌補(bǔ)變量遺漏偏誤,本文將上述變量引入基準(zhǔn)回歸模型。根據(jù)表4中模型1—模型4的回歸結(jié)果,能夠發(fā)現(xiàn),采用多種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后,家庭照料與農(nóng)戶收入的關(guān)系依然顯著,從而驗(yàn)證了本文基準(zhǔn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

    (三)內(nèi)生性處理

    針對內(nèi)生性問題,本文選擇三種方法進(jìn)行緩解:工具變量法、修正樣本自選擇偏差的雙穩(wěn)健IPWRA方法以及內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)。

    1. 工具變量法。借鑒以往學(xué)者的做法,本文使用“同一年齡段平均家庭照料水平與個(gè)體家庭照料水平的差距”作為家庭照料的工具變量(單德朋,2019)[22]。選擇此指標(biāo)源于兩點(diǎn):其一,此指標(biāo)與個(gè)體的家庭照料情況存在顯著關(guān)聯(lián),個(gè)體的家庭照料資源投入與同一年齡段的家庭照料水平息息相關(guān),符合工具變量的相關(guān)性假設(shè);其二,該指標(biāo)屬于靜態(tài)指標(biāo),對農(nóng)戶收入的影響并不直接,符合工具變量的外生性假設(shè)。表5給出了利用2SLS模型展開分析的結(jié)果。根據(jù)表5模型1的結(jié)果顯示,同一年齡段平均家庭照料水平顯著為正,即同一年齡段其他個(gè)體的家庭照料資源投入將會促使該年齡段的農(nóng)戶傾向于將更多的資源分配給家庭照料活動。模型2中家庭照料的估計(jì)系數(shù)仍為負(fù)數(shù),說明在工具變量的內(nèi)生性控制下,家庭照料對農(nóng)戶增收的抑制作用仍然顯著。

    2. 樣本修正自選擇偏差的穩(wěn)健IPWRA。上述實(shí)證結(jié)果雖然使用工具變量法驗(yàn)證了家庭照料對農(nóng)戶增收的阻滯效應(yīng),但并未規(guī)避樣本自選擇偏差問題,即家庭照料與農(nóng)戶樣本并非隨機(jī)選擇的。在此情況下,利用模型回歸可能存在選擇性偏差問題。因此,本文采用IPWRA模型驗(yàn)證了家庭照料對農(nóng)戶收入的影響。選擇該模型的原因如下:其一,相比Probit等限制因變量模型,IPWRA模型可以通過逆概率賦權(quán)的估計(jì)方法,進(jìn)一步修正樣本自選擇偏差。其二,IPWRA作為雙穩(wěn)健性的估計(jì)模型,通過IPW和RA兩種模型結(jié)合得到,并且只需要兩者之一被正確設(shè)定,即能獲得待估計(jì)參數(shù)的一致估計(jì)(柳松等,2020)[23]。

    根據(jù)表6的回歸結(jié)果,能夠看到,在RA模型、IPW模型和IPWRA模型三種不同的估計(jì)方法下,家庭照料對農(nóng)戶收入的限制作用依然成立。根據(jù)模型3的結(jié)果能夠看出,家庭照料的估計(jì)結(jié)果為-0.040,顯著為5%。這表明家庭照料使得農(nóng)戶減收的概率達(dá)到4.0%。由此可見,在規(guī)避樣本自選擇問題后,家庭照料與農(nóng)戶收入的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

    3. 內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)。參照陳寶珍等(2021)[24]做法,使用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)進(jìn)行分析。該方法可以同時(shí)估計(jì)提供家庭照料和不提供家庭照料對農(nóng)戶收入的影響,并通過全信息最大似然估計(jì)將不可觀測的偏誤納入選擇模型中,以糾正選擇性偏誤,更好地規(guī)避有效信息遺漏問題。該模型的具體思路為:第一,采用二元選擇模型估計(jì)農(nóng)戶提供家庭照料的概率;第二,估計(jì)提供家庭照料和不提供家庭照料兩種情況下農(nóng)戶收入的決定機(jī)制;第三,根據(jù)估計(jì)結(jié)果,測算兩種情況平均處理差異。

    內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)回歸結(jié)果如表7所示。Wald檢驗(yàn)在1%的水平上拒絕了家庭照料的選擇方程和收入效應(yīng)的決定方程相互獨(dú)立的原假設(shè),在1%水平上顯著不為0,表明存在不可觀測變量同時(shí)影響家庭照料和農(nóng)戶收入,以上結(jié)果均表明采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)分析農(nóng)戶家庭照料和收入問題是恰當(dāng)?shù)摹T谄渌兞康玫娇刂频臈l件下,受訪者為黨員群體、家庭關(guān)系較好、家庭經(jīng)濟(jì)狀況比較脆弱的農(nóng)戶更傾向于提供家庭照料。該結(jié)果表明家庭照料的資源提供與受訪者的政治覺悟、家庭支持存在一定的關(guān)聯(lián)。

    從農(nóng)戶收入的影響因素來看,未提供家庭照料的農(nóng)戶,其收入主要受到年齡、婚姻狀況、相對收入預(yù)期、性別及互聯(lián)網(wǎng)使用的影響。而提供家庭照料的農(nóng)戶,除了上述影響因素外,其收入還受到家庭經(jīng)濟(jì)的影響,家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好,提供家庭照料的農(nóng)戶獲得“收益回饋”的可能性越高。上述研究結(jié)果表明,家庭照料對農(nóng)戶增收的約束力不僅取決于農(nóng)戶自身的人力資本及社會資本,還會受到家庭經(jīng)濟(jì)狀況的制約,家庭經(jīng)濟(jì)條件越好的農(nóng)戶,家庭照料對其增收的擠出效應(yīng)越弱。

    在內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型(ESR)的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步預(yù)測了提供家庭照料的農(nóng)戶和不使用家庭照料的農(nóng)戶的收入效應(yīng),如表8所示。平均處理效應(yīng)模型所得ATT為-0.450;半徑匹配模型由于僅能糾正可觀測變量的選擇性偏誤,導(dǎo)致對家庭照料的收入效應(yīng)也存在一定的低估。但結(jié)合表8的整體結(jié)果,能夠驗(yàn)證家庭照料的抑收效應(yīng)仍然成立。

    (四)影響機(jī)制分析

    前文已經(jīng)采用多種回歸方法檢驗(yàn)了家庭照料與農(nóng)戶收入的關(guān)系,補(bǔ)充了影響農(nóng)戶收入的關(guān)聯(lián)因素。但是并未給出家庭照料對農(nóng)戶收入的影響機(jī)制。在人口老齡化壓力更為嚴(yán)重之時(shí),通過土地保障來滿足家庭養(yǎng)老需求已被許多農(nóng)戶接受。與此同時(shí),農(nóng)戶對土地持續(xù)生計(jì)功能的重視程度也必然會對農(nóng)村土地組織化、集約化進(jìn)程造成影響,從而影響農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟(jì)收益。因此,本文利用土地流轉(zhuǎn)作為傳導(dǎo)視角,深度挖掘家庭照料與農(nóng)戶收入之間的關(guān)系。

    1. 家庭照料→土地流轉(zhuǎn)→農(nóng)戶收入。根據(jù)表9的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),家庭照料顯著制約了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn),造成了農(nóng)村土地政策改革“績效漏損”。盡管城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展給農(nóng)村青壯年轉(zhuǎn)移就業(yè)提供了機(jī)會,但是在農(nóng)村老人與孩童需要照料的情況下,使得農(nóng)村照料者被迫滯留在農(nóng)業(yè)部門而不能進(jìn)行非農(nóng)轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象普遍存在。在農(nóng)村社會保障體系亟待完善的情況下,農(nóng)村家庭勞動力對土地的收入保障深化預(yù)期得到強(qiáng)化。進(jìn)一步研究顯示,模型5中家庭照料的系數(shù)顯著為負(fù),土地流轉(zhuǎn)的系數(shù)顯著為正,此結(jié)果意味著家庭照料能夠通過土地流轉(zhuǎn)途徑對農(nóng)戶收入發(fā)揮中介效應(yīng)。土地流轉(zhuǎn)的系數(shù)顯著為正,意味著在政府不斷健全土地流轉(zhuǎn)服務(wù)體系的背景下,農(nóng)村地區(qū)的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營發(fā)展模式存在較大提升空間。通過土地的流轉(zhuǎn)(轉(zhuǎn)出),可以使土地轉(zhuǎn)出農(nóng)戶在獲得土地租金或傭金分紅等收入的同時(shí),還能利用富裕時(shí)間從事其他工作,從而增加其他非農(nóng)收入。經(jīng)由土地流轉(zhuǎn)(轉(zhuǎn)入)渠道,農(nóng)村地區(qū)有利于及早實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營的發(fā)展目標(biāo),從而提升農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)效率,持續(xù)激發(fā)農(nóng)戶增收的內(nèi)在動力。

    2.家庭照料→土地流轉(zhuǎn)→農(nóng)戶收入(高、低收入)。上文已經(jīng)檢驗(yàn)了家庭照料能夠通過土地流轉(zhuǎn)路徑對農(nóng)戶收入產(chǎn)生間接效應(yīng),但是并未區(qū)分收入群體,即檢驗(yàn)家庭照料對哪類農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)抑制作用更加明顯?如果在家庭照料的約束下,土地轉(zhuǎn)出意愿薄弱的主要群體聚焦于低收入農(nóng)戶,那么就會大幅度阻滯土地的規(guī)模集約化進(jìn)程。因此,在養(yǎng)老痛點(diǎn)和難點(diǎn)集中的農(nóng)村,進(jìn)一步探討受制于家庭照料這一因素下,土地流轉(zhuǎn)(轉(zhuǎn)出、轉(zhuǎn)入)的主體身份,則具有更加顯著的現(xiàn)實(shí)意義。

    根據(jù)表10的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),在家庭照料的約束下,低收入農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的概率較低,而高收入農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入的概率也顯著降低。這意味著受家庭照料約束,在農(nóng)村地區(qū)實(shí)現(xiàn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體適度規(guī)模化的目標(biāo)仍有差距。為了緩解這一現(xiàn)實(shí)困境,需要為低收入農(nóng)戶提供相應(yīng)的增收渠道,包括嘗試提供非農(nóng)就業(yè)機(jī)會、增加家庭養(yǎng)老補(bǔ)貼及托幼補(bǔ)助等措施,緩解其對土地的依賴程度,進(jìn)而削弱此類群體家庭照料負(fù)擔(dān),減弱家庭照料對農(nóng)村居民增收的限制。

    五、研究結(jié)論與政策建議

    隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的持續(xù)推進(jìn),農(nóng)戶增收問題得到密切關(guān)注。在城鄉(xiāng)融合持續(xù)推動、人口老齡化問題日益嚴(yán)重的現(xiàn)實(shí)條件下,深入探討家庭照料對農(nóng)戶收入的影響程度及機(jī)理路徑具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文基于CSS(2019)數(shù)據(jù)和各項(xiàng)指標(biāo),對家庭照料與農(nóng)戶收入的整體關(guān)系展開實(shí)證分析,得出的核心結(jié)論為:第一,從短期來看,家庭照料作為一種負(fù)擔(dān)對農(nóng)戶增收具有顯著的抑制作用。第二,影響機(jī)制表明,土地流轉(zhuǎn)能夠充當(dāng)家庭照料影響農(nóng)戶收入的傳導(dǎo)路徑。第三,相比于高收入農(nóng)戶,低收入農(nóng)戶更加需要通過土地耕作方式來承擔(dān)家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān),因此,家庭照料對低收入農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出的阻滯效應(yīng)更為明顯。

    基于上述研究結(jié)論,本文的政策啟示如下:

    第一,拓展照料服務(wù)體系,為家庭照料提供社會替代選擇。照料活動所帶來的緊張和壓力將會對照料者的心理健康產(chǎn)生影響,這不僅對照料者來說是一種福利損失,也會反過來影響照料效果(袁笛和陳滔,2019)[25]。因此,為緩解照料老人、兒童等弱勢群體的負(fù)向沖擊,政府在堅(jiān)持和完善民生保障制度的同時(shí),需要健全農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)服務(wù)體系,建立日托中心與養(yǎng)老互助機(jī)構(gòu)等,提高社會照料服務(wù)質(zhì)量,從而緩解農(nóng)村勞動力的家庭照料負(fù)擔(dān)。

    第二,采取切實(shí)幫扶手段,緩解家庭照料對農(nóng)戶收入的短期負(fù)面影響。土地作為低收入農(nóng)戶的主要收入來源,主要原因在于低收入農(nóng)戶在勞動力市場的競爭能力不足。因此,應(yīng)采取更多措施幫助此類群體擴(kuò)充增收渠道。如及時(shí)提供創(chuàng)業(yè)政策和資金扶持,幫助其發(fā)展有特色、有市場、有效益的種養(yǎng)業(yè);免費(fèi)為低收入農(nóng)戶家庭提供技能培訓(xùn)服務(wù),指導(dǎo)他們科學(xué)種養(yǎng),幫助他們減弱對土地的依賴程度。此外,針對高收入農(nóng)戶家庭,應(yīng)鼓勵(lì)其從事新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營,幫助其盡早實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營。

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