非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響
——基于家庭生命周期的倒U型調節(jié)效應

金博宇,暢 倩,趙敏娟

(西北農林科技大學 經濟管理學院,陜西 楊凌 712100)

引 言

黨的十九屆五中全會提出“要加快構建以國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”。新冠肺炎疫情導致全球經濟遭遇逆流,我國出口面臨巨大壓力。增強國內市場的吸引力與影響力,釋放消費活力是國內消費的新趨勢[1]。暢通國內大循環(huán)的重要前提是促進經濟內循環(huán),實現經濟內循環(huán)的關鍵在于擴大內需[2-3]。內需不足主要表現為消費不足,尤其是農村消費市場的低迷[4-6]。農民城鎮(zhèn)化已經成為提高農村居民消費水平的最大潛力[7]。20世紀90年代以來,大量農村剩余勞動力向城市涌入,并逐漸成為城鎮(zhèn)化進程中不可忽視的消費力量[8]。2020年,我國農民工總量達2.9億人,占農民總人口的56.0%,非農就業(yè)使農村居民工資性收入持續(xù)增長[9],為提升其消費水平提供了潛在的可能性。探究非農就業(yè)對農村居民家庭消費水平的作用效果,對研究農村居民家庭消費行為和擴大內需、實現“雙循環(huán)”戰(zhàn)略具有重要的現實意義。

學術界已經從總量、結構、人均生活消費、影響機制等多方面研究了非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響。在消費總量的方面,柳建平等研究表明,有非農就業(yè)的農村居民家庭消費水平遠高于僅務農家庭[10];劉宗飛基于安徽省農戶調查數據的實證結果表明,當家庭非農就業(yè)比例較高時,非農就業(yè)能夠顯著促進農村居民家庭總消費[11]。在消費結構的方面,Chang等認為,非農就業(yè)與發(fā)展中國家農村居民家庭的食品消費之間有著明顯的聯系,戶主非農就業(yè)與食品消費呈正相關,而配偶非農就業(yè)與食品消費呈負相關[12];文洪星等研究結果表明,非農就業(yè)對農村居民家庭耐用品消費水平具有顯著的促進作用,但對文教娛樂、醫(yī)療保健等“軟性”消費的影響并不顯著[7]。在人均生活消費的方面,杜鑫認為,農村勞動力異地轉移對農村居民家庭人均消費水平的作用效果并不顯著[13];但錢文榮等的研究發(fā)現,非農就業(yè)對家庭人均消費水平有顯著促進作用[14]。在影響機制的方面,溫興祥的研究表明,提升收入和增加邊際消費傾向可能是非農就業(yè)影響農村居民家庭消費水平的機制[15];劉麗麗等基于2016-2017年RUMiC數據研究表明,非農就業(yè)會通過提高收入和城市長期居住意愿來提升農村家庭消費水平[16]。

既往研究從不同角度考察了非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響,但至少還應從三個方面進行完善。第一,農村居民家庭消費結構的分類并不足以反映當前農村消費現狀。現有文獻多將農村居民家庭消費劃分為生活用品及服務、人情禮品或宴請、食品煙酒、交通通訊、衣著、居住、醫(yī)療保健、教育文化娛樂等八大類,或生存性消費、享受性消費和發(fā)展性消費三大類。然而,在我國農村經濟發(fā)展過程中,農民既是消費者又是生產經營者和投資者,其經濟活動不僅包括生活性消費還包括生產性消費[17],卻鮮有文獻將生產性消費納入展開探究。第二,農村居民消費行為還可能受制于家庭所處的特殊階段。隨著家庭生命周期的推移,農村居民家庭在家庭稟賦、勞動力數量、生產生活需求等方面都會發(fā)生改變[18],進而表現為消費水平的差異。對此,家庭生命周期理論可能是探究非農就業(yè)對農村居民家庭消費影響的新視角。第三,非農就業(yè)家庭由于就業(yè)穩(wěn)定性不同[8]、就業(yè)地點不同[15]其消費特征也存在一定差異,但鮮有文獻將樣本分組進行異質性分析?；诖?本研究從以下方面進行改進:(1)從總消費、生產性消費、生活性消費三方面綜合衡量非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響;(2)關注家庭生命周期的調節(jié)效應,進一步分析非農就業(yè)對農村居民家庭消費影響的作用機理;(3)實證分析非農就業(yè)在不同就業(yè)穩(wěn)定性、不同就業(yè)地點的條件下對農村居民家庭消費影響的差異。

一、概念界定、理論分析與研究假說

(一)概念界定

1.農村居民家庭消費。本文從總消費、生活性消費、生產性消費三個角度衡量農村居民家庭消費?？傁M包括農村居民家庭生活性消費和生產性消費;生活性消費是指農村居民家庭為滿足日常生活而產生的消費,包括食物、醫(yī)療、教育、交通、衣著、居住等;生產性消費是指農村居民家庭在農業(yè)生產過程中的消費,包括勞動力、原材料、能源動力、生產工具以及各種為農業(yè)生產服務產生的勞務消費[19]。

2.家庭生命周期。美國社會人口學家Glick(1947)將家庭生命周期劃分為6個階段[20],但存在一定的局限性,并不符合中國農村的實際情況[21]。因此,本文依據已有研究并結合中國農村父輩與子輩同在一起生活這一情況,將農村家庭生命周期進行劃分[22],不同階段的人口特征如表1所示。

表1 農村家庭生命周期不同階段人口特征

(二)理論分析與研究假說

1.非農就業(yè)與農村居民家庭消費?，F階段,非農就業(yè)為促進農村居民消費水平的提升提供了潛在的可能性[15]。非農就業(yè)使農村勞動力依靠勞動來謀取工資性收入成為可能[23],同時,非農就業(yè)會使家庭根據農村勞動力剩余情況對土地資源進行重新配置,剩余勞動力較少的家庭將土地部分轉出,從而獲得轉移性及財產性收入;剩余勞動力較多的家庭將土地轉入,通過擴大經營規(guī)模獲得規(guī)模效益,從而增加家庭經營性收入[9]?？梢?非農就業(yè)能夠通過工資性、財產性、轉移性等收入實現家庭收入的多樣性,同時能夠降低收入不確定帶來的風險,減少家庭緩沖儲備行為。此外,非農就業(yè)帶來的收入提高能夠緩解家庭消費對收入變化的過度敏感,擴展家庭預算約束邊界,提高整個家庭的消費需求[7,24]。

非農就業(yè)可能會從生活性消費和生產性消費兩方面影響農村居民家庭消費水平。在生活性消費方面,原本生活在農村的農業(yè)轉移人口進入城市后,由于戶籍制度和自家經濟基礎的多方限制難以在城市購買房屋,同時也不能繼續(xù)種植糧食、蔬菜供日常食用,因此往往在交通、住房、食物等生活性消費方面需要支付更高費用[7];另一方面,隨著務工過程中與城市居民交流增多,城鄉(xiāng)居民的消費偏好相互滲透,促使其消費習慣趨同,農民工可能會明顯增加在住房和請客送禮方面的消費,或提高教育支出比例以及醫(yī)療消費份額,從而顯著提高生活性消費水平[25];此外,進城務工人員在城市與農村之間具有信息載體的作用,當非農收入回流到農村后,家庭留守成員受到進城勞動力引入的城市消費習慣、消費文化的影響,可能會增強在食物、衣著、娛樂等方面的消費,從而進一步促進農村居民家庭生活性消費水平的上升[8]。在生產性消費方面,由于我國農業(yè)生產中的勞動節(jié)約型技術進步以及工農產品比價關系,農業(yè)生產對我國農村居民收入并沒有顯著影響[26]。隨著非農就業(yè)機會的增加、工資水平的上升,非農就業(yè)收入成為農村居民家庭增收的主要渠道,農村居民家庭可能會通過調節(jié)非農就業(yè)來抵消臨時收入的沖擊,從而保證家庭總收入的穩(wěn)定[27]。農村居民家庭作為理性經濟人,為追求收益最大化可能會將家庭勞動力資源由農業(yè)生產向非農就業(yè)轉移,相應的農業(yè)生產性消費也會降低。

基于此,本文提出如下假說:

H1:非農就業(yè)對農村居民家庭總消費具有顯著促進作用;

H1a:非農就業(yè)對農村居民家庭生活性消費具有顯著促進作用;

H1b:非農就業(yè)對農村居民家庭生產性消費具有顯著抑制作用。

2.家庭生命周期的調節(jié)作用。處于生命周期不同階段的農村居民家庭,在人口結構、就業(yè)偏好、資本積累等方面均不同[28],同時,家庭生命周期與家庭經濟行為(投資決策、消費儲蓄、勞動力供給等)密切相關,使其對農村居民家庭的生活性及生產性消費決策可能具有一定影響[29]。具體而言,從家庭生命周期的各個階段來看,年輕夫婦家庭多以非農就業(yè)為主,一般贍養(yǎng)父母的開支不大,也沒有撫養(yǎng)后代的壓力,并且很容易受到城市同齡青年示范性行為的影響,在衣食住行以及休閑娛樂等方面不斷學習和模仿城市居民,相比于老一代農民工而言更敢于消費[30],在此階段,非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響可能較大;隨著家庭生命周期向后推移,家庭負擔加重,撫養(yǎng)后代和贍養(yǎng)老人成為家庭的主要任務。當家庭出現醫(yī)療及子女升學、工作等需求時,非農就業(yè)勞動力可能會選擇且更有能力將家庭現階段需求由農村向城市轉移,以提升家庭整體醫(yī)療保健水平及子女的受教育水平,在此階段,非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響可能更為強烈;處于空巢期的農村居民家庭其家庭成員為65歲以上的老人,消費習慣不容易被改變,即使非農就業(yè)能夠帶來收入增長,也不會較大程度上影響其消費水平,在此階段,非農就業(yè)對農村居民家庭消費的促進作用可能較弱?；诖?本文提出如下假說:

H2:在家庭生命周期的不同階段,非農就業(yè)對農村居民家庭總消費的影響不同。

基于以上分析,本文提出如圖1所示的研究框架。

圖1 本文研究框架

二、數據來源、模型設定及變量選取

(一)數據來源與樣本特征

本文的數據源自西北農林科技大學“黃河流域生態(tài)保護與農業(yè)農村高質量發(fā)展”課題組于2020年8月在青海、內蒙古、寧夏、山西、陜西、河南等黃河中上游地區(qū)6省(區(qū))開展的實地調研。該調研采用縣(區(qū))、村(社區(qū))、家庭三階段不等概率的整群抽樣設計,收集了豐富的個體、家庭層面有關就業(yè)、收入及消費等方面的信息。由于青海省調研對象為牧戶,其非農就業(yè)選擇及消費行為與農戶相比均存在較大差異,因此,本文僅就其余5省(區(qū))農戶樣本進行研究。剔除前后不一致以及關鍵信息缺失的樣本,最終得到有效樣本1 225戶,其中參與非農就業(yè)家庭567戶,未參與非農就業(yè)家庭658戶。家庭生命周期各階段的樣本數量及非農就業(yè)情況見表2。

表2 樣本農戶所處的家庭生命周期及非農就業(yè)情況

從表3樣本家庭的基本特征可以看出,戶主受教育程度普遍偏低,初中及以下學歷占比為80%以上,而專科及本科學歷占比僅為2.04%;戶主年齡普遍偏高,主要集中在51～65歲;家庭規(guī)模以3～4人的家庭居多;家庭勞動力為1～2人和3～4人的家庭占比近90%;家庭年總收入低于5萬元的樣本農戶有657戶,占比為53.63%;家庭土地經營規(guī)模以8畝以上為主。樣本農戶的基本特征與同期研究樣本類似,樣本具有一定代表性。

表3 樣本家庭基本特征

(二)模型設定

本文建立如下模型,采用最小二乘法(OLS)估計非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響:

lnCki=θ1Fi+θ2Xi+φ1

(1)

式(1)中:lnCki為第i個農村居民家庭消費的對數,k=1,2,3分別代表農村居民家庭總消費、生活性消費、生產性消費;Fi為第i個農村居民家庭參與非農就業(yè)的程度;Xi表示第i個家庭的戶主特征、家庭特征、村莊特征、地域特征;θ1、θ2為待估參數,φ1為隨機誤差項。

為了識別家庭生命周期的調節(jié)效應,本文借鑒溫忠麟等[31]的調節(jié)效應檢驗方法,模型設定如下:

lnCki=θ3Fi+θ4Xi+θ5Ni+θ6Fi×Ni+φ2

(2)

式(2)中:Ni為調節(jié)變量,即第i個家庭所處的家庭生命周期;θ3、θ4、θ5、θ6為待估參數;φ2為隨機誤差項,其余變量和符號的含義與式(1)相同。

(三)變量選取

1.被解釋變量:農村居民家庭總消費、農村居民家庭生活性消費、農村居民家庭生產性消費。為了保證數據平穩(wěn),本文對農村居民家庭總消費、生活性消費、生產性消費金額進行加1取自然對數處理。

2.核心解釋變量:非農就業(yè)。本文依據暢倩等[28]的研究,選擇2019年農村居民家庭非農收入占家庭總收入的比例這一變量衡量家庭非農就業(yè)狀況。目前,學界主要依據農村居民家庭收入構成(即非農收入或農業(yè)收入占比)[18,32]對農村居民家庭的類型進行劃分,非農收入占比越大,說明該家庭獲取非農收入的能力越強、兼業(yè)化程度越高。

3.調節(jié)變量:家庭生命周期。本文依據汪為等[22]的研究將農村家庭生命周期劃分6個階段,分別為:起步期、撫養(yǎng)期、負擔期、穩(wěn)定期、贍養(yǎng)期、空巢期。

4.控制變量。本文基于文洪星等[7]、溫興祥[15]、劉宗飛[11]對農村居民家庭消費的研究,從4個方面對影響農村居民家庭消費的因素進行了控制。一是戶主特征,包括年齡、性別、受教育年限、是否為村干部。二是家庭特征,包括家庭規(guī)模、家庭勞動力數量、家庭人均耕地面積、金融負債、家庭平均健康狀況。三是村莊特征,包括村莊到最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離、村平均收入。四是地域特征,由于不同地區(qū)的地理位置、城市人口密集程度、經濟發(fā)展水平均有不同,導致勞動力市場上人力資本的報酬也存在一定差異,因此引入省份虛擬變量對這一層面的因素進行控制。上述各變量的賦值及描述性統(tǒng)計見表4。

表4 變量的含義、賦值及描述性統(tǒng)計

三、實證結果分析

(一)模型實證結果及分析

本文運用Stata 15.1軟件對非農就業(yè)對農村居民家庭總消費、生活性消費、生產性消費的影響進行估計,結果見表5。

表5 農村居民家庭消費影響因素的OLS估計 n=1 225

回歸模型1是非農就業(yè)對農村居民家庭總消費影響的回歸結果,模型整體擬合效果較好。回歸結果表明,在其他條件不變的情況下,非農就業(yè)對農村居民家庭總消費具有顯著促進作用,即隨著非農就業(yè)程度的增加,農村居民家庭總消費呈現上升的趨勢。從戶主特征來看,戶主為男性且年齡較小者家庭總消費水平較高。從家庭特征來看,規(guī)模越大且勞動力數量越多的家庭總消費水平越高,這一結果與王志剛[33]的研究結論類似。此外,金融負債越高的家庭總消費水平越高,可能是因為農村居民家庭通過信貸將資金投入到相應的生產活動中,提升家庭收入并緩解資金流動性約束進而提升總消費水平。假說H1得到驗證。

回歸模型2和回歸模型3為非農就業(yè)對農村居民家庭生活性消費、生產性消費影響的回歸結果?；貧w結果表明,非農就業(yè)對農村居民家庭生活性消費和生產性消費的作用效果并不一致。具體而言,非農就業(yè)對生活性消費具有顯著的正向影響,說明隨著非農就業(yè)程度的增加,農村居民家庭生活性消費水平會顯著提高,即非農就業(yè)會顯著促進農村居民家庭生活性消費。非農就業(yè)對生產性消費具有顯著的負向影響,說明隨著非農就業(yè)程度的增加,農村居民家庭會減少在農業(yè)生產方面的投入,從而顯著抑制生產性消費。假說H1a和假說H1b得到驗證。

(二)調節(jié)效應檢驗結果

表6的回歸模型4～7報告了在家庭生命周期的不同階段非農就業(yè)對農村居民家庭總消費影響的回歸結果。在農村居民家庭有效樣本中,處于空巢期的家庭均未參加非農就業(yè),結合空巢期家庭成員特征及當前中國農村非農就業(yè)情況來看,樣本符合中國農村普遍情況,并且樣本中無處于起步期的家庭。因此,本文就家庭生命周期其他四個階段開展分析。與回歸模型1的結果類似,非農就業(yè)在家庭生命周期的各個階段對農村居民家庭總消費均存在顯著的正向影響,且隨著家庭生命周期的向后推移,非農就業(yè)對農村居民家庭總消費的影響存在先上升后下降的趨勢?？梢?非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響與所處家庭生命周期的不同階段有關,家庭生命周期在非農就業(yè)與農村居民家庭總消費的關系中具有“倒U型”的調節(jié)作用。假說H2得到驗證。

表6 家庭生命周期調節(jié)效應的檢驗結果

(三)穩(wěn)健性檢驗

農村居民家庭是否參與非農就業(yè)存在樣本“自選擇”問題,可能導致實證結果出現偏差,因此,本文將參與非農就業(yè)家庭賦值為1,未參與非農就業(yè)家庭賦值為0,并采用傾向得分匹配法(PSM)構建“反事實”框架,最大程度修正由于農村居民家庭參與非農就業(yè)的選擇偏誤而造成的有偏估計問題。與匹配前相比,匹配后的LR統(tǒng)計量、Mean Bias、PseudoR2、B值均有所下降,標準化偏差均小于10%,符合Rosenbaum和Rubin(1985)提出的標準化偏差應小于20%的建議[34],B值均下降至小于25%,R值在[0.5,2]的區(qū)間內。以上結果表明,傾向得分匹配法有效降低了樣本選擇偏誤。

表7的結果與前文OLS估計結果一致,即非農就業(yè)能夠促進農村居民家庭總消費和生活性消費,但會抑制農村居民家庭生產性消費,這表明結果較為穩(wěn)健。在平均處理效應上,非農就業(yè)對家庭總消費、生活性消費、生產性消費的影響效果均顯著,且凈效應分別為0.357、0.450、0.637,這表明,不考慮“自選擇”問題會在一定程度上高估非農就業(yè)對農村居民家庭消費的作用效果。

表7 非農就業(yè)對農村居民家庭消費影響的ATT測算結果

(四)異質性分析

1.不同就業(yè)穩(wěn)定性的影響。我國正處于經濟轉型階段,非農就業(yè)為我國勞動密集型產業(yè)的發(fā)展提供了大量勞動力,同時也助推著我國經濟實現快速增長,但由于進城務工勞動力自身受教育水平較低、專業(yè)技能培訓不足以及城鄉(xiāng)戶籍制度等多方限制,使其失業(yè)風險較高,就業(yè)穩(wěn)定性較差[35]。不穩(wěn)定的就業(yè)可能會增強家庭收入風險,進而影響家庭消費。因此,為探究不同就業(yè)穩(wěn)定性下非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響,本文借鑒已有研究[8]將簽訂勞動合同劃分為穩(wěn)定非農就業(yè)組,未簽訂勞動合同劃分為不穩(wěn)定非農就業(yè)組,其中穩(wěn)定非農就業(yè)家庭160戶,不穩(wěn)定非農就業(yè)家庭407戶。表8為不同就業(yè)穩(wěn)定性下,非農就業(yè)對農村居民家庭消費影響的估計結果。估計結果顯示,不同就業(yè)穩(wěn)定性下的非農就業(yè)均顯著促進農村居民家庭總消費和生活性消費,且均顯著抑制農村居民家庭生產性消費,但相對于不穩(wěn)定就業(yè)而言,穩(wěn)定非農就業(yè)對農村居民家庭總消費及生活性消費的促進作用更強,對生產性消費的抑制作用更強。

表8 穩(wěn)定非農就業(yè)與不穩(wěn)定非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響

2.不同就業(yè)地點的影響。非農就業(yè)主要包含本地和異地非農就業(yè)兩種形式。受城鄉(xiāng)二元結構的影響,城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村為農村勞動力提供的工作機會存在一定差異,相應地也會影響務工者的工資與家庭整體收入水平,進而影響家庭消費預算;另一方面,由于就業(yè)地點不同,社會網絡也會隨之變化,城鎮(zhèn)居民和農村居民在消費行為上的示范效應可能也會影響務工者及整個家庭的消費水平?？梢?非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響由于就業(yè)地點不同也會存在一定差異。本文借鑒已有研究[15],將本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內就業(yè)劃分為本地非農就業(yè)組,其他地點就業(yè)劃分為異地非農就業(yè)組,并進一步探究其差異。表9為不同就業(yè)地點條件下,非農就業(yè)對農村居民家庭總消費、生活性消費、生產性消費影響的回歸結果?；貧w結果顯示,相對于本地非農就業(yè)而言,異地非農就業(yè)對農村居民家庭總消費和生活性消費的促進作用更大,同時對生產性消費的抑制作用也更大?？赡艿脑蚴?一般而言,城市工資水平相對于鄉(xiāng)鎮(zhèn)更高[36],受教育程度越高、技能水平越強的農村勞動力更傾向于流向城市以獲取更高收入,伴隨著家庭收入水平的進一步提高,異地非農就業(yè)家庭對生活水平與質量的要求更高,進而對生活性消費的促進作用更強;另一方面,異地非農就業(yè)工作地點較本地非農就業(yè)而言距離村莊更遠,勞動力難以在農忙時返鄉(xiāng)務農,為實現資源最優(yōu)化配置,異地非農就業(yè)家庭多將承包地完全或部分轉出以增加家庭收入,從而對生產性消費的抑制作用更大。

表9 本地非農就業(yè)與異地非農就業(yè)對農村居民家庭消費的影響

四、結論與啟示

本文基于黃河流域中上游5省(區(qū))農戶的抽樣調查數據,采用線性模型分析非農就業(yè)對農村居民家庭總消費、生活性消費、生產性消費的影響,在此基礎上分析家庭生命周期的調節(jié)效應并進行穩(wěn)健性檢驗。然后探討就業(yè)穩(wěn)定性與就業(yè)地點對農村居民家庭消費影響的異質性。

本文的研究結論主要是:非農就業(yè)會顯著促進農村居民家庭總消費、生活性消費,顯著抑制家庭生產性消費;家庭生命周期在非農就業(yè)對農村居民家庭總消費的影響中具有“倒U型”調節(jié)效應;穩(wěn)定非農就業(yè)和異地非農就業(yè)對農村居民家庭總消費、生活性消費、生產性消費的作用效果均強于不穩(wěn)定非農就業(yè)和本地非農就業(yè)?；谏鲜鲅芯拷Y論提出政策啟示如下:(1)依托相關部門,在順應農戶意愿的前提下,鼓勵非農就業(yè)程度較高的家庭將土地流轉到更重視農業(yè)生產的農業(yè)經營主體手中,在助推農業(yè)現代化發(fā)展和規(guī)?；洜I的同時,為農村留守成員提供更多獲取穩(wěn)定收入的就業(yè)機會;(2)健全農村社會保障機制,降低農村居民家庭(尤其是處于撫養(yǎng)期、贍養(yǎng)期和空巢期的家庭)在養(yǎng)老、醫(yī)療和教育等方面支出的不確定性,從而降低家庭預防性儲蓄,將收入的增長更大程度地轉化為消費;(3)強化農村勞動力技能培訓,提高勞動力就業(yè)能力,進一步增強勞動力非農就業(yè)水平,提高其就業(yè)穩(wěn)定性,弱化收入的不確定性,進而優(yōu)化消費結構。