農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)比例對其家庭消費(fèi)的實(shí)證研究

劉宗飛

(安徽科技學(xué)院管理學(xué)院，安徽 鳳陽 233100)

2020年7月，國家發(fā)展改革委、中央網(wǎng)信辦、工業(yè)和信息化部等13個部門聯(lián)合印發(fā)了《關(guān)于支持新業(yè)態(tài)新模式健康發(fā)展，激活消費(fèi)市場帶動擴(kuò)大就業(yè)的意見》，對鼓勵新業(yè)態(tài)發(fā)展、促進(jìn)消費(fèi)進(jìn)行了全面部署。但從城鄉(xiāng)區(qū)域消費(fèi)比較來看，受收入水平、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、區(qū)域間服務(wù)水平差異等因素的影響[1]，農(nóng)村居民消費(fèi)能力和消費(fèi)水平明顯低于城鎮(zhèn)居民。2018年，占全國總?cè)丝?0.42%的農(nóng)村居民消費(fèi)總額僅占全國消費(fèi)總額的24.68%[2]。探索不同就業(yè)比例對農(nóng)戶消費(fèi)的影響效果也是促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求[3]。

農(nóng)戶消費(fèi)是以農(nóng)村家庭為基本經(jīng)濟(jì)決策單位，為了滿足當(dāng)前及未來消費(fèi)需求而進(jìn)行的貨幣支出活動[4]，其中，家庭組織是消費(fèi)主體，獲取持續(xù)需求是消費(fèi)目的。受長期“二元經(jīng)濟(jì)”發(fā)展的影響，城鄉(xiāng)居民間消費(fèi)水平、消費(fèi)結(jié)構(gòu)及消費(fèi)環(huán)境存在巨大差異[5-9]。大量學(xué)者對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響因素進(jìn)行了分析。從農(nóng)戶消費(fèi)的定義來看，現(xiàn)有研究可以分成2部分：一是家庭外部環(huán)境對農(nóng)戶消費(fèi)決策的干擾分析，二是家庭組織的內(nèi)部特征及行為選擇對農(nóng)戶消費(fèi)的本質(zhì)影響。

其中，家庭外部環(huán)境對農(nóng)戶消費(fèi)決策的影響主要體現(xiàn)在3個方面：一是外部環(huán)境體系中的固有風(fēng)險會改變家庭對未來收入的預(yù)期，進(jìn)而增加消費(fèi)決策面臨的不確定性，提升家庭的“預(yù)防性儲蓄”動機(jī)[10-12]。這種環(huán)境固有風(fēng)險來自多個層面，如王靜[13]研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村社會保障制度滯后于市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，是導(dǎo)致農(nóng)村消費(fèi)需求不足的重要原因。李雯軒等[1]則利用2002—2017年省域面板數(shù)據(jù)分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對農(nóng)村服務(wù)消費(fèi)的影響。二是外部環(huán)境功能不健全導(dǎo)致的農(nóng)戶消費(fèi)平滑成本較高。如農(nóng)村金融體系不健全使農(nóng)戶消費(fèi)過程中面臨流動性約束時，難以通過正規(guī)借貸或農(nóng)村保險的方式實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑[2,14]，也難以通過金融市場將家庭固有資產(chǎn)迅速轉(zhuǎn)變?yōu)橄M(fèi)資本，拉低了農(nóng)戶的可持續(xù)消費(fèi)水平[15]。三是低質(zhì)量的農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境降低了農(nóng)戶的消費(fèi)體驗(yàn)，加大了家庭的購買成本。如農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施不完善[16]，阻礙了城鄉(xiāng)雙向流通體系對擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)的影響[6]，另外農(nóng)村市場遠(yuǎn)離質(zhì)量監(jiān)管部門，農(nóng)村消費(fèi)產(chǎn)品的低劣性也降低了消費(fèi)帶給家庭的直接效用。當(dāng)然，家庭外部環(huán)境的向好發(fā)展也可以在一定程度上改變農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣，如互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展正在改變著農(nóng)村居民的行為觀念和生活形態(tài)，農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)技能的掌握可以顯著提高農(nóng)戶消費(fèi)水平[17-18]。

相比外部環(huán)境對農(nóng)村居民消費(fèi)的干擾，家庭組織的內(nèi)部特征和行為選擇是影響農(nóng)戶消費(fèi)決策的根本原因?，F(xiàn)有研究主要從3個層面刻畫了家庭組織特征對農(nóng)戶消費(fèi)的影響：一是家庭整體特征對農(nóng)戶消費(fèi)總量和結(jié)構(gòu)的影響。大量研究顯示家庭規(guī)模[19]、家庭撫養(yǎng)比[20]、家庭成員健康狀況[21]等因素均會改變家庭消費(fèi)預(yù)算，影響家庭整體消費(fèi)水平。二是家庭決策者的消費(fèi)偏好對農(nóng)戶消費(fèi)的影響。戶主是大部分家庭組織的行為決策主體，戶主年齡、性別[22]、受教育程度[2]、社會身份[3]等特征的差異會改變家庭整體的消費(fèi)傾向。一般情況下，戶主年齡越小，受教育程度越高，且社會地位越高則家庭的消費(fèi)支出水平也越高。三是差異化的家庭資源配置對收入及消費(fèi)效率的影響。土地、資本和勞動力是家庭組織內(nèi)部重要的資源，理性家庭會通過合理配置自身資源來實(shí)現(xiàn)收入和家庭整體效用的最大化。首先，土地資源的數(shù)量和質(zhì)量會直接影響農(nóng)業(yè)收益，且土地轉(zhuǎn)入及轉(zhuǎn)出會改變家庭的收入結(jié)構(gòu)[23]，進(jìn)而誘致家庭對生產(chǎn)消費(fèi)和生活消費(fèi)決策做出調(diào)整[24]。其次，資本數(shù)量及類型也會影響消費(fèi)者的決策。成黨偉[5]認(rèn)為相比流動性較低的金融資產(chǎn)，流動性較高的金融資產(chǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)的促進(jìn)作用更為顯著，且資本存量較多的家庭可以通過消費(fèi)平滑機(jī)制抵消收入沖擊對消費(fèi)的影響[25-26]。最后，家庭勞動力的就業(yè)配置也會改變家庭的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)。如勞動力非農(nóng)就業(yè)空間對家庭消費(fèi)影響存在顯著差異，與農(nóng)業(yè)家庭相比，本地非農(nóng)就業(yè)可以通過收入提升和增加邊際消費(fèi)傾向的方式顯著增加家庭生活消費(fèi)[27]，但是勞動力異地就業(yè)并未體現(xiàn)出相似的作用效果，部分研究認(rèn)為農(nóng)村勞動力異地轉(zhuǎn)移對家庭消費(fèi)沒有顯著影響[28]，但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)異地就業(yè)可以通過“增收效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)、示范效應(yīng)、擠出效應(yīng)”共同作用于農(nóng)村居民家庭消費(fèi)[29]，但影響方向和程度與各類效應(yīng)疊加后的綜合效果相關(guān)[30]。

相比外部環(huán)境對農(nóng)戶消費(fèi)的干擾，家庭組織的內(nèi)部特征及資源配置是影響農(nóng)戶消費(fèi)決策的根本動力。其中，勞動力資源是農(nóng)戶家庭在獲取收益和進(jìn)行消費(fèi)決策過程中的唯一能動因素，勞動力資源在農(nóng)業(yè)部門和非農(nóng)部門間的配置結(jié)構(gòu)直接決定了家庭整體的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)。盡管也有學(xué)者就勞動力配置狀況與農(nóng)戶家庭消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行了研究，但是并未得出一致結(jié)論[27-29]。

導(dǎo)致這一結(jié)果的原因有3個：一是研究樣本的時間差異。杜鑫[28]利用2002年中國22個省份的調(diào)查數(shù)據(jù)與文洪星[29]利用2014年CFPS的調(diào)查數(shù)據(jù)得到的結(jié)論并不一致，這說明農(nóng)戶家庭的消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)水平并不具備長期一致性，而是會隨時間的進(jìn)程發(fā)生相應(yīng)變化，利用過去數(shù)據(jù)衡量當(dāng)前農(nóng)戶消費(fèi)特征并不合適。二是對非農(nóng)就業(yè)指標(biāo)的選擇并未充分體現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)家庭內(nèi)部的差異。受限于數(shù)據(jù)的可得性，大多研究將非農(nóng)就業(yè)設(shè)置為虛擬指標(biāo)，并且將家庭成員存在外出務(wù)工或者從事個體經(jīng)營視作參與非農(nóng)就業(yè)家庭[19,29]，盡管這一做法可以在一定程度上解釋非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶消費(fèi)的影響，但是這類研究也存在非農(nóng)就業(yè)家庭內(nèi)部一致性的假定，這與實(shí)際不符，現(xiàn)實(shí)中，非農(nóng)就業(yè)家庭之間也存在較大差異，不同非農(nóng)就業(yè)地點(diǎn)[24]，不同非農(nóng)就業(yè)比例的家庭其消費(fèi)特征并不一致。三是對農(nóng)戶消費(fèi)結(jié)構(gòu)的探索不夠深入。大量研究關(guān)注了農(nóng)戶的生活性消費(fèi)及其結(jié)構(gòu)[19,29,31]，但是并未深入考慮家庭的生產(chǎn)性消費(fèi)[2]，當(dāng)面臨收入預(yù)算約束時，農(nóng)戶會在生產(chǎn)及生活消費(fèi)中做出替代選擇，僅考察非農(nóng)就業(yè)對生活性消費(fèi)支出的影響難以體現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶家庭消費(fèi)的整體效應(yīng)。

基于此，本研究擬在前人研究的基礎(chǔ)上做出如下改進(jìn)：一是利用2019年最新農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，解釋新常態(tài)背景下農(nóng)村居民生產(chǎn)及生活消費(fèi)的新特征；二是利用非農(nóng)勞動時間占總勞動時間的比例擬合家庭非農(nóng)就業(yè)程度，進(jìn)而衡量非農(nóng)就業(yè)對家庭消費(fèi)的影響；三是綜合考察不同非農(nóng)就業(yè)比例對家庭總消費(fèi)、生活性消費(fèi)及生產(chǎn)性消費(fèi)的結(jié)構(gòu)性影響。

1 數(shù)據(jù)來源、研究方法和變量選取

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究所用數(shù)據(jù)來源于“皖北鄉(xiāng)村振興研究所”課題組2019年10—11月對安徽省“三農(nóng)問題”的實(shí)地調(diào)查。調(diào)查采用分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，首先，結(jié)合地理區(qū)位的差異，從安徽省南、中、北部選擇了廬江縣、肥西縣、懷遠(yuǎn)縣作為樣本縣；其次，在每個樣本縣中按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異選擇了2～3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；最后，從樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機(jī)選擇2～3個村，并在每個村中隨機(jī)走訪10～15個農(nóng)戶家庭進(jìn)行一對一深入訪談。為了保證獲取數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和統(tǒng)一性，在調(diào)查前對課題組成員進(jìn)行了問卷內(nèi)容和訪談技巧的培訓(xùn)。調(diào)研共發(fā)放問卷360份，剔除部分內(nèi)容遺漏和差錯問卷，共獲得有效問卷312份，問卷內(nèi)容包含2018年份農(nóng)戶家庭特征、生產(chǎn)及生活消費(fèi)狀況、家庭勞動時間安排等內(nèi)容，可以較好滿足研究需要。

1.2 研究方法

比較不同非農(nóng)就業(yè)比例農(nóng)戶的消費(fèi)差異是判斷非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民消費(fèi)影響的最直觀方法，本研究將農(nóng)村居民消費(fèi)的基準(zhǔn)模型界定如下：

lnCi=αiDi+βXi+μi

(1)

模型(1)中，下標(biāo)i代表不同非農(nóng)就業(yè)比例的家庭類型，lnCi代表第i類家庭的消費(fèi)支出對數(shù)，Di代表第i類家庭的非農(nóng)就業(yè)比例，Xi是影響家庭消費(fèi)支出的其他控制變量，α、β為待估參數(shù)，μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

若使模型(1)中α的估計(jì)值能夠無偏地反映不同程度非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響，則需滿足農(nóng)村居民家庭參與非農(nóng)就業(yè)的概率完全隨機(jī)。然而，這一假設(shè)條件與現(xiàn)實(shí)并不相符，家庭勞動力參與非農(nóng)就業(yè)的比例是農(nóng)戶基于家庭資源稟賦的比較優(yōu)勢自選擇的結(jié)果，而并非嚴(yán)格外生[29]。因此，直接進(jìn)行OLS估計(jì)會導(dǎo)致α估計(jì)值有偏，而不能清楚說明不同非農(nóng)就業(yè)程度對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的凈影響效應(yīng)。

鑒于此，本研究選擇傾向得分匹配法(PSM)來解決由于自選擇導(dǎo)致的選擇性偏差問題，該方法通過構(gòu)建“反事實(shí)”框架將非隨機(jī)數(shù)據(jù)隨機(jī)化。其基本思路是：將非農(nóng)就業(yè)比例為i的家庭視為實(shí)驗(yàn)組，從未參與非農(nóng)就業(yè)及其他類型家庭中選擇除了非農(nóng)就業(yè)比例不同外，其他特征均類似的樣本家庭，構(gòu)造相應(yīng)的對照樣本，則2個樣本家庭的消費(fèi)差值即為非農(nóng)就業(yè)比例i對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的平均處理效應(yīng)(ATT)，其模型如下：

ATT=E(lnCTi|Di=i)-E(lnCUi|Di=i)

(2)

模型(2)中，下標(biāo)T、U分別表示實(shí)驗(yàn)組和對照組。在同一時間點(diǎn)上，一個家庭只存在一種非農(nóng)就業(yè)比例的狀態(tài)，因此，當(dāng)農(nóng)村居民家庭非農(nóng)就業(yè)比例為i時，只能觀測到E(lnCTi|Di=i) ，而不能觀測到其“反事實(shí)”結(jié)果E(lnCUi|Di=i)。根據(jù)“可忽略性”假設(shè)(ROSENBAUM and RUBIN，1985)，可以通過可觀測變量找到家庭j，使其與實(shí)驗(yàn)組家庭的可觀測特征相似，且保證兩者進(jìn)入實(shí)驗(yàn)的條件概率相近，也即具有相同的傾向匹配得分。本研究采用Logit模型來估計(jì)在可測變量H給定情況下，農(nóng)村居民家庭非農(nóng)就業(yè)比例為i的條件概率p(Hi)=Prob(Di=i|Hi) 。結(jié)合每個農(nóng)村家庭的傾向匹配得分，從共同支撐域中為非農(nóng)就業(yè)比例為i的農(nóng)村居民家庭匹配一個或多個傾向得分值與其接近的其他家庭，從而構(gòu)造“反事實(shí)”結(jié)果E(lnCUi|Di=i)的替代指標(biāo)。因此，模型(2)可以進(jìn)一步表述為：

ATT=Ep(Hi)|Di=i[E(lnCTi|p(Hi)，Di=i)-E(lnCUi|p(Hi)，Di=i)]

(3)

1.3 變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)

1.3.1 因變量 家庭消費(fèi)是本研究的因變量，主要從2個方面進(jìn)行衡量：一是家庭總消費(fèi)，用以測度非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)的影響。二是家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)，受限于數(shù)據(jù)的可得性，現(xiàn)有研究在區(qū)分家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)時大多只考慮了傳統(tǒng)生活性消費(fèi)[20,29,32]，然而，農(nóng)戶家庭是均衡生活及生產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)活動的統(tǒng)一決策者，經(jīng)濟(jì)活動既包括生活性消費(fèi)也同樣包括生產(chǎn)性消費(fèi)，借鑒王慧玲等[2]對農(nóng)戶消費(fèi)的分類做法，本研究從家庭總消費(fèi)、生活性消費(fèi)和生產(chǎn)性消費(fèi)3個方面擬合了家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)。其中，生活性消費(fèi)又具體細(xì)分為生存性消費(fèi)(糧食、煙酒茶、服裝、燃料、水費(fèi)支出)、發(fā)展性消費(fèi)(醫(yī)療衛(wèi)生和教育類支出)、享受性消費(fèi)(電費(fèi)、交通費(fèi)用、文化娛樂費(fèi)用、通訊費(fèi)用以及社交費(fèi)用)；生產(chǎn)性消費(fèi)主要用生產(chǎn)支出衡量，主要包括土地租金、雇工、農(nóng)業(yè)種子、化肥、農(nóng)藥等生產(chǎn)性支出。為了保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)，克服變量間的非線性問題，采用了對各類消費(fèi)總額進(jìn)行加1取自然對數(shù)的方法進(jìn)行處理。

1.3.2 核心自變量 農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)是本研究的核心自變量，為了進(jìn)一步厘清不同非農(nóng)就業(yè)比例對家庭消費(fèi)的影響，調(diào)查了農(nóng)戶勞動力在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)及非農(nóng)產(chǎn)業(yè)部門間的時間分配，并利用非農(nóng)勞動時間(包括外出務(wù)工和自主經(jīng)營)占總勞動時間的比例衡量家庭非農(nóng)就業(yè)程度。在PSM的估計(jì)過程中，按照農(nóng)村居民家庭非農(nóng)就業(yè)比例大小，分別在非農(nóng)就業(yè)比例值為0、0.2、0.4、0.6、0.8、0.9處設(shè)置了虛擬變量，將家庭非農(nóng)就業(yè)比例大于0(0.2、0.4、0.6、0.8、0.9)視為非農(nóng)就業(yè)家庭，賦值為1；其他農(nóng)戶視為未參與非農(nóng)就業(yè)家庭，賦值為0。

1.3.3 控制變量 借鑒前人研究[2,12,32]，從3個方面對影響農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的因素進(jìn)行了控制。一是戶主特征，包括戶主性別，年齡、受教育程度、健康狀況、是否為村干部5個變量。二是家庭整體特征，其中，家庭規(guī)模用家庭成員人數(shù)進(jìn)行表示；家庭經(jīng)濟(jì)狀況則選取了家庭人均收入、家庭土地規(guī)模、家庭人均住房面積3個變量[33]，分別用來衡量家庭流動性收入狀況和家庭固有資產(chǎn)的擁有狀況。三是區(qū)位特征，用家庭至最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離進(jìn)行表示。

表1對上述變量定義進(jìn)行了解釋，并按照家庭非農(nóng)就業(yè)比例的差異對實(shí)驗(yàn)組的家庭特征及消費(fèi)狀況進(jìn)行了比較，其中，第1～3列對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)及影響因素的取值方式進(jìn)行了說明，第4、5列分別展示了未參與非農(nóng)就業(yè)家庭和參與非農(nóng)就業(yè)家庭的消費(fèi)差異。從中可以看出，2018年參與非農(nóng)就業(yè)的家庭消費(fèi)總量約為34 593元(消費(fèi)總量10^(家庭總消費(fèi)對數(shù)值)-1，其他消費(fèi)量計(jì)算方法相同)，而未參與非農(nóng)就業(yè)家庭的消費(fèi)總量約為20 844元，前者比后者平均高出13 749元。從消費(fèi)結(jié)構(gòu)來看，在生產(chǎn)消費(fèi)方面，參與非農(nóng)就業(yè)家庭比未參與非農(nóng)就業(yè)家庭的消費(fèi)平均低1 422元，而生活性消費(fèi)平均高14 463元，且生活性消費(fèi)中生存性消費(fèi)、發(fā)展性消費(fèi)及享受性消費(fèi)均高于未參與非農(nóng)就業(yè)家庭。這一結(jié)果直觀顯示，參與非農(nóng)就業(yè)可以顯著提升家庭總體消費(fèi)水平，且促進(jìn)作用主要通過提升生活性消費(fèi)支出來體現(xiàn)；而受非農(nóng)就業(yè)的影響，大量家庭將土地進(jìn)行了流轉(zhuǎn)，家庭生產(chǎn)性消費(fèi)則出現(xiàn)了明顯下滑。

表1第6～10列展示了農(nóng)村居民家庭在不同非農(nóng)就業(yè)比例的情況下，家庭總消費(fèi)及其消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在的差異。從中可以看出，以非農(nóng)就業(yè)比例為0.2劃分時，非農(nóng)就業(yè)家庭總消費(fèi)約為34 833元，而當(dāng)非農(nóng)就業(yè)比例超過0.9時，家庭總消費(fèi)約為35 399元，上升了566元，說明隨著非農(nóng)就業(yè)比例的上升，家庭總消費(fèi)支出也出現(xiàn)了明顯增加。從消費(fèi)結(jié)構(gòu)來看，與非農(nóng)就業(yè)比例超過0.2的家庭相比，當(dāng)非農(nóng)就業(yè)比例為0.9時，家庭生產(chǎn)性消費(fèi)從458元下降為73元，平均下降約385元；而生活性消費(fèi)則從30 408元上漲為31 404元，平均增加996元，說明隨著家庭非農(nóng)就業(yè)比例的增加，非農(nóng)就業(yè)家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出生產(chǎn)性消費(fèi)下降而生活性消費(fèi)上升的趨勢。進(jìn)一步考察生活性消費(fèi)支出的分類結(jié)構(gòu)可以看出，非農(nóng)就業(yè)比例超過0.9的家庭與非農(nóng)就業(yè)比例超過0.2的家庭相比，隨著非農(nóng)就業(yè)比例的增加，生存性消費(fèi)及發(fā)展性消費(fèi)出現(xiàn)了持續(xù)下降，下降金額分別為551元和212元；與之相反，享受性消費(fèi)則出現(xiàn)了上升的態(tài)勢，增長金額約為1 048元，說明隨著家庭非農(nóng)就業(yè)比例的深入，家庭生活性消費(fèi)結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了轉(zhuǎn)型升級的態(tài)勢，這一結(jié)果與王承宗[31]對河南省及馮元元等[34]對湖南省農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究結(jié)論相似。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 1 Descriptive statistical results of major variables

2 實(shí)證結(jié)果分析

2.1 農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響因素

為了深入說明非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民家庭消費(fèi)之間的關(guān)系，并對比傾向得分匹配法測度后的結(jié)果，首先利用OLS方法對樣本匹配前家庭消費(fèi)總量及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響因素進(jìn)行了分析，需要說明的是，在OLS估計(jì)過程中，非農(nóng)就業(yè)比例直接采用了農(nóng)戶實(shí)際非農(nóng)就業(yè)時間占總勞動時間的比值進(jìn)行衡量，結(jié)果如表2所示。

表2分別展示了非農(nóng)就業(yè)比例與家庭總消費(fèi)、生產(chǎn)性消費(fèi)、生活性消費(fèi)及生活性消費(fèi)結(jié)構(gòu)(生存性消費(fèi)、發(fā)展性消費(fèi)、享受性消費(fèi))的關(guān)系。從整體檢驗(yàn)效果來看，各消費(fèi)模型F值均通過了顯著性檢驗(yàn)，R方和調(diào)整后的R方也在可接受范圍，說明模型擬合結(jié)果具備一定的解釋力。

表2 農(nóng)村居民家庭消費(fèi)影響因素的OLS估計(jì)Table 2 OLS estimates of influencing factors of rural household consumption

2.1.1 農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)的影響因素分析 從家庭總消費(fèi)的擬合結(jié)果來看，家庭非農(nóng)就業(yè)比例與農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明非農(nóng)就業(yè)比例越高，家庭整體消費(fèi)也越高；現(xiàn)階段，提升家庭非農(nóng)就業(yè)水平可以促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)整體水平的上升，這一結(jié)果與文洪星[29]2019年的驗(yàn)證結(jié)果相似。

以戶主變量衡量的家庭決策者特征對家庭總體消費(fèi)具有重要的影響。OLS結(jié)果顯示，戶主為男性、受教育程度高、年齡小且社會身份地位高的家庭總體消費(fèi)支出較高，這一結(jié)果與現(xiàn)實(shí)情況相符，男性戶主家庭收入更為穩(wěn)定，不確定性更??；且受教育程度高、年輕的戶主消費(fèi)偏好更容易受城鎮(zhèn)消費(fèi)示范效應(yīng)的影響，消費(fèi)支出欲望較強(qiáng)烈；除此之外，戶主社會身份地位越高如村干部家庭面臨的社交活動也越頻繁，為了維持社會交往，所需要支付的消費(fèi)也越高，這一檢驗(yàn)結(jié)果與劉雙[20]、王慧玲[2]研究結(jié)論相似。

家庭特征是影響農(nóng)村居民消費(fèi)決策和資源配置的重要因素。模型結(jié)果顯示，家庭規(guī)模與農(nóng)村居民家庭消費(fèi)總量之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，一般情況下，家庭規(guī)模越大，所需要花費(fèi)的生活成本也越高，且面臨的消費(fèi)支出因素也越復(fù)雜，如可能存在更高的撫養(yǎng)和贍養(yǎng)支出[19,33]，因此，整體消費(fèi)水平也越高。從家庭資產(chǎn)特征來看，農(nóng)村居民人均收入可以正向影響家庭整體消費(fèi)水平，說明家庭流動性資產(chǎn)水平越高越有利于促進(jìn)家庭消費(fèi)；而利用土地規(guī)模和人均住房面積衡量的家庭固定資產(chǎn)對家庭總消費(fèi)的影響效果較弱，且人均住房面積并未通過顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)論也說明相比流動性較低的資產(chǎn)，流動性較高的資產(chǎn)對農(nóng)戶消費(fèi)的促進(jìn)作用更為顯著[5]。

家庭區(qū)位特征與家庭總消費(fèi)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且通過了顯著性檢驗(yàn)，但是影響效果較小。說明在農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施逐步完善的背景下，農(nóng)村家庭至最近鄉(xiāng)村的距離對家庭整體消費(fèi)的影響有限。

2.1.2 農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響因素分析 從農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)來看，非農(nóng)就業(yè)比例對家庭不同消費(fèi)支出的影響并不一致，具體來看，非農(nóng)就業(yè)比例與家庭生產(chǎn)性消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且通過了顯著性檢驗(yàn)，這與現(xiàn)實(shí)基本一致。由于城鄉(xiāng)勞動報酬率存在較大差異[35]，理性家庭更傾向于將有限的家庭勞動力配置于非農(nóng)部門，在家庭總勞動時間不變的情況下，勞動時間在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的配置比例越高，則從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例越小，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性投入也越小。盡管非農(nóng)就業(yè)比例與農(nóng)村居民家庭生活性消費(fèi)呈正相關(guān)關(guān)系，但是并未通過顯著性檢驗(yàn)，說明非農(nóng)就業(yè)比例的提升并不會必然提升家庭生活性消費(fèi)，同時也可看出，當(dāng)前農(nóng)村家庭的“預(yù)防性儲蓄”動機(jī)[11-12]依然較強(qiáng)。

具體來看，在生活性消費(fèi)內(nèi)部，非農(nóng)就業(yè)比例可以顯著提升享受性消費(fèi)，但是對生存性消費(fèi)和發(fā)展性消費(fèi)的作用均不顯著，且從影響方向來看，非農(nóng)就業(yè)與生存性消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，可能的解釋是，非農(nóng)就業(yè)比例更高的家庭其消費(fèi)習(xí)慣更容易受城鎮(zhèn)消費(fèi)示范效應(yīng)的影響，在家庭收入有限的情況下，為了實(shí)現(xiàn)與城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)平等，農(nóng)戶可能會調(diào)整生活性消費(fèi)的支出結(jié)構(gòu)，采用減少生存性消費(fèi)的方式滿足享受性消費(fèi)的需求。

戶主特征、家庭特征及區(qū)域特征等控制變量對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響與對家庭總消費(fèi)影響的效果相似，受限于篇幅，本文不再一一說明。

2.2 非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的PSM估計(jì)

2.2.1 共同支撐域及平衡性檢驗(yàn) 表3利用k近鄰匹配的方法進(jìn)行了匹配估計(jì)。為了保證模型估計(jì)質(zhì)量，本文就非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)影響各方程的實(shí)驗(yàn)組及對照組進(jìn)行了共同支撐域及平衡性檢驗(yàn)。整體來看，各方程中大多數(shù)觀察值均在共同取值范圍內(nèi)，共同支撐域條件較好。平衡性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)匹配處理后，實(shí)驗(yàn)組和對照組之間所有匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于15%，且匹配后的Pseuo-R2值均小于匹配前，LR統(tǒng)計(jì)量在匹配后也均小于匹配后，且不顯著。受限于篇幅，此處不再給出各方程的檢驗(yàn)結(jié)果，綜合來看，PSM方法可以顯著降低實(shí)驗(yàn)組及對照組之間的差異，樣本匹配質(zhì)量較好。

表3第3列以農(nóng)村居民家庭存在非農(nóng)就業(yè)和未參與非農(nóng)就業(yè)進(jìn)行區(qū)分樣本，給出了匹配處理后非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)及其消費(fèi)結(jié)構(gòu)的平均處理效應(yīng)(ATT)；第4～8列是以不同程度的家庭非農(nóng)就業(yè)比例為區(qū)分標(biāo)準(zhǔn)，測算了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶各類型消費(fèi)的平均處理效應(yīng)。

表3 非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的ATT估計(jì)結(jié)果Table 3 ATT estimation results of non-farm employment ratio on rural household consumption

2.2.2 非農(nóng)就業(yè)比例對家庭總消費(fèi)的影響分析 從表3第一行結(jié)果來看，非農(nóng)就業(yè)可以促進(jìn)農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)的增加，平均處理效應(yīng)約為0.075，但是并未通過顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)家庭非農(nóng)就業(yè)比例從0.2升至0.6的過程中，非農(nóng)就業(yè)對家庭總消費(fèi)的平均處理效應(yīng)由0.077下降至0.027，且并不顯著；當(dāng)家庭非農(nóng)就業(yè)比例超過0.8時，非農(nóng)就業(yè)可以顯著促進(jìn)農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)，平均處理效應(yīng)約為0.076，且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，而當(dāng)非農(nóng)就業(yè)進(jìn)一步提升至0.9以上時，非農(nóng)就業(yè)對家庭總消費(fèi)的平均處理效應(yīng)約為0.104。對比表2檢驗(yàn)結(jié)果可知，不考慮家庭非農(nóng)就業(yè)的自選擇問題會高估非農(nóng)就業(yè)對家庭消費(fèi)的整體作用效果。

從非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)的影響來看，隨著家庭非農(nóng)就業(yè)比例的提升，非農(nóng)就業(yè)對家庭總消費(fèi)的平均處理效應(yīng)呈現(xiàn)“U”變化，如圖1所示。這一結(jié)果說明，盡管非農(nóng)就業(yè)可以提升農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)，但是作用效果在不同非農(nóng)就業(yè)比例家庭間并不一致。當(dāng)非農(nóng)就業(yè)比例較低時，非農(nóng)就業(yè)比例的提升并不必然增加家庭總消費(fèi)支出，而只有當(dāng)家庭非農(nóng)就業(yè)比例較高時，非農(nóng)就業(yè)才能顯著提升家庭整體消費(fèi)水平。這一現(xiàn)象與當(dāng)前農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)現(xiàn)實(shí)相吻合，非農(nóng)就業(yè)比例較低的家庭仍以農(nóng)業(yè)收入為主，這類家庭只是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的空閑時間選擇短期的臨時工作，非農(nóng)收入并不穩(wěn)定，受“預(yù)防性儲蓄”的影響，此時，非農(nóng)就業(yè)對促進(jìn)家庭總消費(fèi)的影響并不顯著。隨著非農(nóng)就業(yè)比例的提升，當(dāng)因非農(nóng)就業(yè)引致的生產(chǎn)性消費(fèi)下滑程度高于非農(nóng)收入帶來的消費(fèi)增長時，農(nóng)戶會出現(xiàn)整體消費(fèi)下降的趨勢。而當(dāng)非農(nóng)就業(yè)比例進(jìn)一步提升時，非農(nóng)收入成為了家庭的主要收入來源，受“收入增長效應(yīng)”“示范效應(yīng)”等的綜合影響[29]，家庭總消費(fèi)出現(xiàn)了顯著上升。

圖1 非農(nóng)就業(yè)比例對家庭總消費(fèi)平均處理效應(yīng)Fig.1 Average treatment effect of non-farm employment ratio on total household consumption

2.2.3 非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響 非農(nóng)就業(yè)對不同類型消費(fèi)支出項(xiàng)目的影響并不一致，從表3結(jié)果來看，非農(nóng)就業(yè)與生產(chǎn)性消費(fèi)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且隨著非農(nóng)就業(yè)比例的提升，農(nóng)村居民生產(chǎn)性消費(fèi)的支出持續(xù)降低，如圖2所示。而非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村居民生活性消費(fèi)的關(guān)系與家庭總消費(fèi)類似，如圖3所示。

圖2 非農(nóng)就業(yè)比例對生產(chǎn)性消費(fèi)平均處理效應(yīng)Fig.2 Average treatment effect of non-farm employment ratio on productive consumption

圖3 非農(nóng)就業(yè)比例對生活性消費(fèi)平均處理效應(yīng)Fig.3 Average treatment effect of non-farm employment ratio on lifestyle consumption

大量研究顯示，受家庭資本的約束，農(nóng)村居民在非農(nóng)領(lǐng)域采取的生產(chǎn)性投資行為較少，家庭的生產(chǎn)性消費(fèi)主要集中在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門。并且，非農(nóng)就業(yè)比例越高的家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意愿越低，相應(yīng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)消費(fèi)也越低。因此，非農(nóng)就業(yè)比例能夠顯著降低農(nóng)村居民的生產(chǎn)性消費(fèi)，平均處理效應(yīng)約在-0.631～-1.261。

由于生活性消費(fèi)占家庭總消費(fèi)的比重超過了90%，所以非農(nóng)就業(yè)比例對生活性消費(fèi)的整體影響與家庭總消費(fèi)基本一致。具體來看，非農(nóng)就業(yè)比例對生存性消費(fèi)及發(fā)展性消費(fèi)的平均處理效應(yīng)也呈現(xiàn)“U”型發(fā)展趨勢，即隨著非農(nóng)就業(yè)比例的增加，生存性消費(fèi)及發(fā)展性消費(fèi)呈現(xiàn)出先降低后增加的趨勢，且這一作用效果在發(fā)展性消費(fèi)支出領(lǐng)域體現(xiàn)得更為明顯，如圖4所示。這與各類生活消費(fèi)支出項(xiàng)目的特性有關(guān)，相比發(fā)展性消費(fèi)項(xiàng)目，生存性消費(fèi)項(xiàng)目的價格需求彈性更小，受非農(nóng)就業(yè)比例變化的也更弱。

非農(nóng)就業(yè)對享受性消費(fèi)的驗(yàn)證結(jié)果顯示，隨著非農(nóng)就業(yè)比例的增加，農(nóng)村居民家庭的享受性消費(fèi)呈現(xiàn)出波動上升的趨勢，如圖4所示。非農(nóng)就業(yè)比例在高分位時可以顯著促進(jìn)享受性消費(fèi)的增長，表3顯示，當(dāng)非農(nóng)就業(yè)比例高于0.6時，非農(nóng)就業(yè)比例的提升大約可以促使農(nóng)村居民家庭的享受性消費(fèi)增加20.3%至22.5%。享受性消費(fèi)是農(nóng)戶生活消費(fèi)中相對較高的消費(fèi)方式，且受城鎮(zhèn)的高消費(fèi)方式影響較深，模型驗(yàn)證結(jié)果也說明非農(nóng)就業(yè)比例的提升可以促進(jìn)農(nóng)戶消費(fèi)的轉(zhuǎn)型升級，且高非農(nóng)就業(yè)比例家庭受城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的“示范效應(yīng)”更明顯。

圖4 非農(nóng)就業(yè)比例對生活性消費(fèi)結(jié)構(gòu)平均處理效應(yīng)Fig.4 Average treatment effect of non-farm employmentratio on lifestyle consumption structure

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證模型擬合結(jié)果的穩(wěn)健性，文章在PSM估計(jì)過程中還使用了k近鄰卡尺匹配(k=7；卡尺為0.006)以及核匹配的方式對模型進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果如表4所示。對比表4和表3的結(jié)果可知，非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的平均處理效應(yīng)基本一致。除此之外，由于農(nóng)村居民的非農(nóng)就業(yè)主要以外出務(wù)工為主，自主經(jīng)營所占比例較低，本文還直接將外出務(wù)工時間看作非農(nóng)勞動時間進(jìn)行了重新擬合估計(jì)，結(jié)果與表3處理結(jié)果也基本一致(受篇幅限制，此部分未進(jìn)行展示)，綜合來看，模型結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)Table 4 Robustness test

3 結(jié)論與政策建議

本研究基于安徽省312戶農(nóng)戶實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS模型探析了農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響因素。由上述分析可以看出，戶主及家庭整體特征的對家庭消費(fèi)的影響較大，其中，戶主為男性，且具備年齡小、受教育程度高、社會身份地位高等特征的家庭消費(fèi)水平較高；在家庭特征方面，家庭規(guī)模越大及家庭流動性資產(chǎn)越充足的家庭消費(fèi)水平也越高。

在此基礎(chǔ)上，采用傾向得分匹配法(PSM)測算了非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)。結(jié)果顯示，非農(nóng)就業(yè)可以提升農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)，但是在不同非農(nóng)就業(yè)比例家庭間的作用效果并不一致，當(dāng)非農(nóng)就業(yè)比例較低時，非農(nóng)就業(yè)比例的提升并不必然增加家庭總消費(fèi)支出，而只有當(dāng)家庭非農(nóng)就業(yè)比例較高時，非農(nóng)就業(yè)才能顯著提升家庭整體消費(fèi)水平，隨著家庭非農(nóng)就業(yè)比例的提升，非農(nóng)就業(yè)對家庭總消費(fèi)的平均處理效應(yīng)呈現(xiàn)“U”型變化趨勢。

從消費(fèi)結(jié)構(gòu)來看，非農(nóng)就業(yè)對不同類型的農(nóng)村居民家庭消費(fèi)的影響并不一致。非農(nóng)就業(yè)與生產(chǎn)性消費(fèi)之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且隨著非農(nóng)就業(yè)比例的提升，農(nóng)村居民家庭生產(chǎn)性消費(fèi)支出呈現(xiàn)持續(xù)降低趨勢，平均處理效應(yīng)約在-0.631～-1.261。非農(nóng)就業(yè)對生活性消費(fèi)的影響效應(yīng)與家庭總消費(fèi)基本一致，具體來看，非農(nóng)就業(yè)比例對生存性消費(fèi)及發(fā)展性消費(fèi)的平均處理效應(yīng)也呈現(xiàn)“U”型發(fā)展趨勢，但是非農(nóng)就業(yè)可以顯著促進(jìn)享受性消費(fèi)水平的提升，且當(dāng)非農(nóng)就業(yè)比例大于0.6時，非農(nóng)就業(yè)比例對享受性消費(fèi)的平均處理效應(yīng)約在20.3%～22.5%。

基于上述結(jié)論，政策建議如下。一是加強(qiáng)對農(nóng)村勞動力的技能培訓(xùn)力度[36]，增強(qiáng)勞動力的就業(yè)能力，建立農(nóng)村勞動力就業(yè)平臺，拓寬非農(nóng)就業(yè)渠道，進(jìn)一步增加農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)水平。二是合理引導(dǎo)土地流轉(zhuǎn)，進(jìn)一步深化農(nóng)村家庭的產(chǎn)業(yè)分工，實(shí)施農(nóng)村家庭的分類發(fā)展，讓愿意“種田”的農(nóng)戶專門從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，讓愿意進(jìn)行“非農(nóng)發(fā)展”的家庭實(shí)現(xiàn)長期穩(wěn)定就業(yè)。三是進(jìn)一步完善社會保險制度，利用政策性保險及商業(yè)保險的相關(guān)政策[37-38]，弱化農(nóng)戶預(yù)防性儲蓄的影響，增強(qiáng)農(nóng)戶在收入不確定情形下的消費(fèi)信心。四是廣泛開展理性消費(fèi)宣傳，改善農(nóng)村家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)可持續(xù)消費(fèi)意識，切忌盲目跟風(fēng)。