非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶收入的影響及其異質(zhì)性研究
——基于2017年CHFS數(shù)據(jù)的實證分析

張存剛 梅道甜 陳增賢

［內(nèi)容提要］ 文章通過使用2017年中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù),實證分析非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶收入的具體影響及其異質(zhì)性。研究結(jié)果顯示:有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶,其家庭總收入要顯著高于傳統(tǒng)農(nóng)戶。然而從收入類型的角度來看影響效果卻存在著異質(zhì)性,主要表現(xiàn)在有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶相比于傳統(tǒng)農(nóng)戶更容易實現(xiàn)非農(nóng)收入的增長,不容易實現(xiàn)農(nóng)業(yè)收入增加,尤其是對中等農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)業(yè)收入的抑制效應(yīng)更加顯著,但是隨著農(nóng)戶受教育程度的提升,負(fù)向影響在不斷弱化。

一、引言

“三農(nóng)”問題的核心是農(nóng)民問題,農(nóng)民問題的核心是收入問題,千方百計增加農(nóng)民收入是“三農(nóng)”全部工作的出發(fā)點和落腳點。習(xí)近平總書記一直強調(diào)要讓廣大農(nóng)民在鄉(xiāng)村振興中有更多的獲得感與幸福感,增加農(nóng)民收入與縮小收入差距無疑是實現(xiàn)這一目標(biāo)的重要前提。改革開放后我國農(nóng)民的收入水平獲得了飛躍式的提升,生活質(zhì)量也發(fā)生了翻天覆地的變化,農(nóng)村居民人均年收入水平從1978年的133.6元提升至2020年的17131元,且在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下已實現(xiàn)了全部脫貧。但是我們依舊要警惕隨著社會階層的不斷固化,居民收入不平等導(dǎo)致的相對貧困加劇等問題。據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示,2019年我國居民人均可支配收入的基尼系數(shù)為0.465,自2003年開始公布數(shù)據(jù)以來一直處于大于0.46的狀態(tài),尤其在2015年后開始逐年提升,嚴(yán)重高于0.4的收入分配差距警戒線,城鄉(xiāng)居民收入差距也較大,財富分配非常不均。因此,探究影響農(nóng)民收入增長的主要因素并探索提升農(nóng)民收入之法的任務(wù)變的更加緊迫。

舒爾茨(1961)認(rèn)為發(fā)展中國家農(nóng)民收入低下的根本原因在于農(nóng)民受教育程度低,也就是人力資本投資不足[1]。在羅默(1986)的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型中,更是強調(diào)了人力資本和新思想對經(jīng)濟(jì)增長的重要作用[2],可以說,人力資本的增值過程就是收入的增長過程(盧卡斯,1988)[3]。因此,要促進(jìn)農(nóng)民收入的持續(xù)增長,就必須加大農(nóng)民的教育投入。但是,發(fā)展中國家農(nóng)民群體面臨的普遍現(xiàn)實狀況是不僅整體文化程度低而且受教育機會也少,在成年后因工作原因接受的培訓(xùn)或者積累的經(jīng)驗實際上成為了農(nóng)民提升自身人力資本的最主要方式,尤其是從事非農(nóng)工作積累的技能與經(jīng)驗對農(nóng)民群體人力資本的提升效果最為顯著。

非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷作為農(nóng)民突破傳統(tǒng)文化氛圍包裹,而置身于多元文化熏陶中的重要生命歷程,對農(nóng)戶收入增長具有積極的作用。一般而言,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷不僅可以開闊農(nóng)戶的眼界[4],還可以促進(jìn)其經(jīng)驗的積累、知識結(jié)構(gòu)的變化、觀念的更新、自我學(xué)習(xí)能力的提高以及新農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的獲得等[5][6][7],從而有利于農(nóng)戶人力資本的提升,為提高收入水平提供更強有力的內(nèi)生動力。此外,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷也會使農(nóng)戶突破原有親緣與地緣的限制[8],形成更加寬廣的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò),從而有利于其借助外生資源的輸入促進(jìn)新的生產(chǎn)活動的開展[9]。在內(nèi)生和外生動力的共同作用下,農(nóng)戶的收入水平獲得了顯著的提升,而農(nóng)戶在獲得財富后又可以將更多的資源配置在生產(chǎn)活動中,從而形成投入和回報不斷作用強化的效果。

近年來,受城市生活成本居高不下、戶籍制度下的社會公共服務(wù)不均等以及經(jīng)濟(jì)增速放緩等多重因素的影響[8],我國出現(xiàn)了農(nóng)民工規(guī)模性的返鄉(xiāng)回流或者再流動的現(xiàn)象[10],這些農(nóng)民工或是繼續(xù)從事非農(nóng)工作或是選擇創(chuàng)業(yè)或是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。那么,相比于傳統(tǒng)農(nóng)戶,有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶是否在收入增長上更具有優(yōu)勢?在以往非農(nóng)就業(yè)中積累的資本、技能與經(jīng)驗是否顯著提高了其各類收入水平,尤其是農(nóng)業(yè)收入水平?影響的效果又是否會受到某些因素的調(diào)節(jié)而產(chǎn)生變化呢?現(xiàn)有研究并沒有給出一致性的結(jié)論且缺乏深入的討論?；诖吮尘?本文通過使用2017年中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù),實證分析非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶總收入、非農(nóng)收入以及農(nóng)業(yè)收入影響效果的差異性,并通過構(gòu)建受教育程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型,檢驗其對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入增長的調(diào)節(jié)改善作用。以上問題的回答與驗證,將會對進(jìn)一步明晰促進(jìn)我國農(nóng)戶收入增長的實現(xiàn)路徑以及加快鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進(jìn)都具有重大的理論與現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶收入的關(guān)系

當(dāng)前的研究成果中關(guān)于非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶收入的關(guān)系不僅考察了總體效應(yīng),還進(jìn)行了非農(nóng)收入和農(nóng)業(yè)收入分類別的討論。對于總體效應(yīng),普遍的觀點認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶總收入的提高有顯著的促進(jìn)作用[11],降低了農(nóng)戶收入的不平等狀況[12][13],且主要通過以下三種路徑發(fā)揮效用:一是非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷可以通過物質(zhì)資本累積效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)戶總收入的提升。相比于傳統(tǒng)農(nóng)戶,有務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶在非農(nóng)工作中更有機會獲得高收入以及實現(xiàn)更多的儲蓄積累[14],使其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者非農(nóng)項目的收益性投資上都更具優(yōu)勢,促進(jìn)了總收入增加;二是,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷也可以通過人力資本的內(nèi)生效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)戶總收入的提高。比如眼界的擴寬、經(jīng)驗與技能的積累等[4][5],同時,這些能力的獲取還有助于農(nóng)戶提升資源的利用效率[15],進(jìn)一步對收入增加產(chǎn)生正向影響;最后非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷還可以通過社會網(wǎng)絡(luò)的外生效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)戶總收入的增長。外出務(wù)工的過程也是農(nóng)戶重新構(gòu)建和擴展自身社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的過程,有助于其打破融資約束與資源瓶頸[16][17]。比如在經(jīng)營資金和客戶的獲取上,有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶相比于傳統(tǒng)農(nóng)戶要更加容易一些[8]。

然而,關(guān)于非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶非農(nóng)收入之間的關(guān)系,現(xiàn)有研究的結(jié)論并不一致。具體來看,雖然多數(shù)文獻(xiàn)均認(rèn)為非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)戶的就業(yè)質(zhì)量等產(chǎn)生了重要影響,促進(jìn)了農(nóng)戶非農(nóng)收入的提升[14][18][19],尤其是提高了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)型農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)成功的概率和收入[20][21][22],但也有學(xué)者提出了異議,比如Piracha和Coulon(2005)認(rèn)為那些返鄉(xiāng)回流的群體往往是在流入地找不到合適工作的人,他們的勞動技能較差,因此,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷并不一定會促進(jìn)其非農(nóng)收入的增加[23]。本文認(rèn)為,對于受教育水平普遍較低的農(nóng)戶來說,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷是農(nóng)戶獲得人力資本提升的重要途徑之一,是后天的“再教育”過程,對農(nóng)戶的非農(nóng)收入是具有一定促進(jìn)作用的。

此外,關(guān)于非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入之間關(guān)系的爭論更加激烈。第一種觀點是促進(jìn)論。羅明忠和雷顯凱(2020)的研究成果表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對新型職業(yè)農(nóng)民經(jīng)營效率具有顯著促進(jìn)作用,能夠提高其農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入[9]。第二種觀點是抑制論。Taylor J.E(2001)與錢文榮和鄭黎義(2011)等認(rèn)為[24][25],非農(nóng)工作會擠出家庭農(nóng)業(yè)勞動力,有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶再從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的概率要小得多[14],而且有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶相比于傳統(tǒng)農(nóng)戶在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時也可能因為經(jīng)驗不足導(dǎo)致農(nóng)業(yè)收入較低。第三種觀點是無關(guān)論。艾春榮和汪偉(2010)則指出,農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對收入并沒有影響,農(nóng)戶收入水平的高低主要是由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和非農(nóng)勞動單位報酬決定的[26]。結(jié)合我國實際情況,有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶繼續(xù)從事非農(nóng)工作的概率更大,即使繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也會因經(jīng)驗不足或者土地等資源限制而收入有限,因此,本文比較認(rèn)同第二種觀點。據(jù)此,我們提出假設(shè)H1、H2和H3。

H1:非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶總收入增加具有顯著的促進(jìn)作用;

H2:非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶非農(nóng)收入增長也具有顯著的促進(jìn)作用;

H3:非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入提升具有抑制作用。

(二)受教育程度對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶收入關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

雖然非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷會促進(jìn)農(nóng)戶總收入與非農(nóng)收入增加,抑制農(nóng)業(yè)收入增長,但是影響效果也可能會因為某些調(diào)節(jié)變量的加入而增強或減弱。受教育程度經(jīng)常被作為自變量與因變量的調(diào)節(jié)因素[27][28],一般認(rèn)為受教育程度越高的勞動力,其在生命歷程中獲得非農(nóng)就業(yè)的機會就越大,越有利于提高總收入與非農(nóng)收入[29]。而受教育水平比較低的非農(nóng)工作者,由于低下的勞動生產(chǎn)率,總收入和非農(nóng)收入不會獲得顯著提升[30],因此,受教育程度高會強化有非農(nóng)工作經(jīng)歷勞動力的總收入和非農(nóng)收入效應(yīng);此外,受教育程度較高的有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的勞動力相比于受教育水平較低的有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的勞動力,在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時也更善于整合各種資源,從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)收入的增加,進(jìn)而弱化了非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)業(yè)收入增長的抑制效應(yīng)[11]。據(jù)此,本文提出假設(shè)H4與H5。

H4:受教育程度對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶總收入和非農(nóng)收入的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)效應(yīng);

H5:受教育程度對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的關(guān)系有負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey,CHFS)項目從2011年開始進(jìn)行,旨在收集全國范圍內(nèi)有關(guān)家庭金融微觀層次的相關(guān)信息。目前已向社會公布了2011、2013、2015以及2017年的調(diào)查數(shù)據(jù),其中2017年的調(diào)查樣本涵蓋了全國29個省(市、區(qū)),363個縣,1439個村(居)委會,有效樣本共40000余戶[31]。根據(jù)研究的需要,本文選取2017年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,探討農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對其家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入以及非農(nóng)收入的具體影響及其異質(zhì)性。在數(shù)據(jù)的前期處理上,首先對省份、戶主和家庭數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配合并,并保留戶主戶口類型為農(nóng)村的樣本。然后刪除家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入以及非農(nóng)收入小于或等于0的家庭。最后基于有效樣本的考慮,剔除數(shù)據(jù)缺失、質(zhì)量不高和回答選項與研究問題無關(guān)的無效樣本。最終得到2017年的有效樣本容量8369個。

(二)變量選擇

本研究的被解釋變量為農(nóng)村家庭的收入水平,包含家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入以及非農(nóng)收入。其中家庭總收入主要包括工資性收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、工商業(yè)經(jīng)營收入、轉(zhuǎn)移性收入以及投資性收入五部分,其與農(nóng)業(yè)收入由中國家庭金融調(diào)查與研究中心匯總計算后直接給出。這里定義非農(nóng)收入為家庭總收入與農(nóng)業(yè)收入的差值,表示家庭收入中除農(nóng)業(yè)收入外的其他收入。同時考慮到CLM假定(Classical Linear Model Assumptions,經(jīng)典線性模型假定),本文對各類收入均進(jìn)行了對數(shù)化處理。

本研究的核心解釋變量為農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷。這里主要通過兩個問題進(jìn)行識別,一個是“以前是否工作過”,根據(jù)回答選項選擇“是”的賦值為“1”,但是考慮到對于該問題有些樣本的答案缺失,因此結(jié)合另一個問題,“上份工作結(jié)束的時間是何年何月”,以進(jìn)行進(jìn)一步確認(rèn),根據(jù)回答選項有具體年份信息的也賦值為“1”,其他樣本均視為沒有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷,并賦值為“0”。

在控制變量的選取上,考慮到農(nóng)村家庭的收入水平還受到了其他主觀和客觀等多重因素的影響,參考羅明忠和雷顯凱(2020)[9]、劉魏(2016)[32]等的研究成果,我們從戶主個體特征與地域分布特征等兩個方面進(jìn)行歸類。其中:

(1)戶主個體特征。主要包括年齡、性別、受教育程度、身體健康水平以及婚姻狀況等5個指標(biāo)。對于年齡采用戶主的實際年齡;對于性別,將戶主性別為男性的賦值為“1”,戶主性別為女性的賦值為“0”;受教育程度按照不同學(xué)歷對應(yīng)的受教育年限從0開始賦值;對身體健康狀況自評根據(jù)回答選項的“很不好”、“不好”、“一般”、“好”與“很好”依次賦值為“1～5”;婚姻狀況將“已婚”、“同居”以及“再婚”的歸為有伴侶一類并賦值為“1”,將“未婚”、“分居”、“離婚”以及“喪偶”的歸為無伴侶一類并賦值為“0”。

(2)地域分布特征。主要包括家庭是否處在東部地區(qū)、家庭是否處在西部地區(qū)以及家庭是否處在糧食主產(chǎn)區(qū)等3個指標(biāo),采用虛擬變量賦值法進(jìn)行對應(yīng)的賦值,如對于家庭處在東部地區(qū)的家庭賦值為“1”,處在其他地區(qū)的家庭賦值為“0”(家庭是否處在西部地區(qū)變量也進(jìn)行同樣處理);對家庭處在糧食主產(chǎn)區(qū)的家庭賦值為“1”,其他地區(qū)賦值為“0”。用以考察不同地域農(nóng)戶家庭的異質(zhì)性。

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)計結(jié)果

(三)模型設(shè)定

根據(jù)被解釋變量的性質(zhì),本文首先選擇OLS模型進(jìn)行實證分析。同時,為進(jìn)一步探討農(nóng)村戶主受教育程度對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷影響收入的調(diào)節(jié)效應(yīng),將非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與受教育程度的交互項加入式(1),最終形成式(2)。模型設(shè)定如下:

ln(TI,AI,EI)i=α1+α2naei+Σβjcontroli+εi

(1)

ln(TI,AI,EI)i=α1+α2naei+α3(nae*edu)i+Σβjcontroli+εi

(2)

上式(1)為基準(zhǔn)模型,(TI,AI,EI)i分別代表家庭i的總收入、農(nóng)業(yè)收入以及非農(nóng)收入。naei表示家庭i是否有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷。controli表示控制變量。ai和βj均表示待估系數(shù),εi是隨機擾動項;式(2)為調(diào)節(jié)效應(yīng)模型,(nae*edu)i為非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與受教育程度的交互項。

此外,為進(jìn)一步探究非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對不同農(nóng)業(yè)收入水平農(nóng)戶的影響,本文構(gòu)建了關(guān)于農(nóng)業(yè)收入水平的分位數(shù)回歸模型:

Quantθ(lnAIi|Xi)=βθXi

(3)

其中,Xi為式(2)中的所有解釋變量,βθ為系數(shù)向量,Quantθ(lnAIi|Xi)表示lnAI在給定的解釋變量Xi的情況下與分位點θ(0<θ<1)對應(yīng)的條件分位數(shù)。

四、非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶收入的結(jié)構(gòu)特征

農(nóng)戶的家庭收入來源主要包括農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入,那么各項收入在總收入中的占比以及有無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶各項收入的影響在數(shù)據(jù)層面顯示出何種特征呢?為更加直觀地展示非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶收入之間的對應(yīng)關(guān)系,本文對農(nóng)戶的家庭收入與有無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的二維聯(lián)合分布情況進(jìn)行了測算,計算結(jié)果均為樣本的均值,如表2所示。從統(tǒng)計結(jié)果可以看到:

表2 非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶收入的結(jié)構(gòu)特征

(1)農(nóng)戶家庭收入主要來自于非農(nóng)收入。具體來看,在全樣本中,農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重僅為28.02%,而非農(nóng)收入占家庭總收入的比重高達(dá)71.98%。在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的分類別結(jié)果中也表現(xiàn)出了同樣的特征。具體來看,在有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的樣本中,農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重為25.29%,而非農(nóng)收入占家庭總收入的比重為74.71%;在無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的樣本中,農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重為28.25%,而非農(nóng)收入占家庭總收入的比重高達(dá)71.75%。也就是說無論區(qū)不區(qū)分有無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷,在農(nóng)戶家庭收入中都有三分之二以上的收入來自于非農(nóng)收入。

(2)有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶家庭各項收入均高于無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶家庭,且有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷更能夠拉開農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)收入的差距。具體來看,在全樣本中有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶家庭年總收入為74765.32元,無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶家庭總收入為53123.63元,前者比后者高出了40.74個百分點。在收入的分類別結(jié)果中也均表現(xiàn)出了同樣的特征。具體來看,對于農(nóng)業(yè)收入,有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)年總收入為18906.33元,無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入為15007.69元,前者比后者高出了26個百分點;對于非農(nóng)收入,有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶家庭非農(nóng)年收入為55858.99元,無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶家庭非農(nóng)年收入為38115.94元,前者比后者高出了46.7個百分點,且大于農(nóng)業(yè)收入的分有無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷類別的差值。表明有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對應(yīng)著更高的家庭收入,且對非農(nóng)收入的提升效果優(yōu)于農(nóng)業(yè)收入。

五、實證結(jié)果與分析

為進(jìn)一步明晰非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶收入的影響程度與具體作用機制,本文通過構(gòu)建基準(zhǔn)模型、調(diào)節(jié)效應(yīng)模型以及分位數(shù)回歸模型等三個實證模型進(jìn)行量化分析。以下所有實證結(jié)果均通過使用stata16.0軟件進(jìn)行回歸分析得出。

(一)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果與分析

為避免多重共線性問題,首先對基準(zhǔn)模型變量進(jìn)行了共線性檢驗,結(jié)果顯示Mean VIF為1.26,Min VIF為1.01,Max VIF為1.83,均遠(yuǎn)小于10,因此變量間不存在多重共線性,回歸結(jié)果如表3所示。需要說明的是,表3中的(1)、(3)和(5)為核心解釋變量與被解釋變量單獨進(jìn)行回歸的結(jié)果,作為實驗參照組。(2)、(4)和(6)為加入控制變量后的回歸結(jié)果。

從回歸結(jié)果可以看出:

(1)非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對家庭收入的影響效果具有差異性,對家庭總收入與非農(nóng)收入具有顯著地促進(jìn)作用,而對于農(nóng)業(yè)收入有抑制效應(yīng),假設(shè)H1、H2和H3得以證明。具體來看,無論控制還是不控制其他變量,相比于傳統(tǒng)農(nóng)戶,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷均能夠在0.1%、1%和5%的顯著水平下顯著地促進(jìn)農(nóng)村家庭總收入與非農(nóng)收入的提升,表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)民增收尤其是非農(nóng)收入具有顯著的正向影響效果。但是,無論是在控制還是不控制其他變量的情況下,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷均在5%和10%的顯著水平上抑制農(nóng)業(yè)收入的增加。表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入具有顯著的負(fù)向影響?？赡艿慕忉尀?一是有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶可能在農(nóng)業(yè)技能經(jīng)驗上比不上傳統(tǒng)農(nóng)戶,導(dǎo)致了農(nóng)業(yè)收入不如傳統(tǒng)農(nóng)戶;二是有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶更偏向于將資源繼續(xù)投向于非農(nóng)工作當(dāng)中,擠出了農(nóng)業(yè)資源的投入,從而造成農(nóng)業(yè)收入的下降。

(2)從控制變量對農(nóng)戶收入的影響來看:年齡對家庭各類的收入的影響均在0.1%的顯著水平上高度顯著,且系數(shù)的符號為負(fù),表明隨著年齡的增加,農(nóng)戶的各項收入均呈現(xiàn)出下降的狀態(tài);戶主性別對農(nóng)戶各類收入的影響具有差異性,相比于女性,戶主為男性的農(nóng)村家庭更能有效地提高農(nóng)業(yè)收入,但是對非農(nóng)收入的影響卻不如女性,原因在于戶主為女性的家庭在多為體力活的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中相比于男性較為弱勢,但是在從事非農(nóng)生產(chǎn)中參與度較高,獲得的收入也高;受教育程度、身體健康水平與戶主有伴侶對家庭各類的收入的影響均在0.1%或1%的顯著水平上高度顯著,且系數(shù)的符號為正,表明接受文化教育的層次越高、身體狀況越好以及家庭成員健全的農(nóng)村家庭,收入效應(yīng)越明顯;處在不同地區(qū)的農(nóng)村家庭對收入的影響也具有差異性,具體來看,處在東部地區(qū)的農(nóng)村家庭相比于中西部的家庭更不利于農(nóng)業(yè)收入的增長,對農(nóng)業(yè)收入具有顯著的抑制效應(yīng),而在西部地區(qū),對家庭總收入和非農(nóng)收入的抑制效應(yīng)更加明顯。原因在于東部地區(qū)多為發(fā)達(dá)地區(qū),非農(nóng)就業(yè)機會多,因此總收入與非農(nóng)收入高于中西部地區(qū)而農(nóng)業(yè)收入要低于中西部地區(qū);處在糧食主產(chǎn)區(qū)能夠顯著地促進(jìn)農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)收入,這是因為在糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)戶主要還是以農(nóng)業(yè)種植為主,從事非農(nóng)工作相對來說較少,因此對促進(jìn)農(nóng)業(yè)收入增長的效果顯著,但是并不利于家庭總收入的增加。

(二)加入交互項的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果與分析

考慮到受教育程度會對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷影響收入具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文通過在基準(zhǔn)模型中加入非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與受教育程度的交互項,進(jìn)一步探究非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶收入的影響機制。為避免調(diào)節(jié)效應(yīng)模型出現(xiàn)多重共線性,本文對交互項中的受教育程度進(jìn)行了中心化處理。加入交互項的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果如表4所示。

表4 加入交互項的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

從引入交互項的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果可以看出受教育程度對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷影響農(nóng)戶家庭總收入與非農(nóng)收入并不存在調(diào)節(jié)效應(yīng),而對影響農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入存在完全的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng),假設(shè)H4沒有得到驗證,假設(shè)H5得以驗證。具體來看:受教育程度與非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的交互項對農(nóng)戶家庭總收入以及非農(nóng)收入的影響均不顯著,表明受教育程度對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷影響農(nóng)戶家庭總收入與非農(nóng)收入并不存在調(diào)節(jié)效應(yīng),可能的解釋為基于歷史背景,外出務(wù)工人員大多數(shù)是非常貧窮的農(nóng)戶,不得已而外出謀生,童年時家庭貧困導(dǎo)致他們受教育程度普遍不高甚至沒有接受過教育,因此調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著;而受教育程度與非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的交互項對農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入的影響在5%的顯著水平上顯著,且系數(shù)的符號為負(fù),但是此時非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響不再顯著,表明受教育程度對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷影響農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入存在完全的調(diào)節(jié)效應(yīng),且能夠弱化非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的負(fù)向影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1. 對樣本處理后的穩(wěn)健性檢驗

張文娟(2010)通過分析2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的10%子樣本數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),中國老年人在75周歲之前參與勞動的比例較高,之后開始維持在較低水平[33],考慮到在樣本中存在著高于75周歲的老年人,可能會對實證結(jié)果產(chǎn)生干擾。因此,我們僅保留年齡在16至75周歲之間的農(nóng)戶樣本,對加入交互項的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗,結(jié)果如表5所示。可以看到,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷及交互項對各類農(nóng)戶收入的影響效果與顯著性均沒有發(fā)生太大改變,因此可以認(rèn)為估計結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

表5 使用變更樣本與替換變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

2. 使用替換變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗

本文使用的核心解釋變量衡量的是農(nóng)戶是否存在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷,沒有包含農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷距今時間長短的內(nèi)容。而農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷距今時間不同,可能對當(dāng)前的收入水平產(chǎn)生的效果也不同,造成估計結(jié)果有偏。因此,本文對農(nóng)戶是否存在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷進(jìn)行重新測度,將上次非農(nóng)工作距今已超過10年的樣本歸類到無非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷農(nóng)戶中,使用替換變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果也基本上支持實證估計結(jié)果是穩(wěn)健可信的。結(jié)果如表5所示。

(四)分農(nóng)業(yè)收入等級的回歸結(jié)果與分析

那么,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響是否會因農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入等級的不同而產(chǎn)生異質(zhì)性呢?為驗證該猜想以及進(jìn)一步檢驗基準(zhǔn)模型的穩(wěn)健性,本文通過采用分位數(shù)法,根據(jù)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的原始值,選取其在0.25、0.5與0.75分位上的數(shù)值,將農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入劃分為低、中、高三個等級,然后進(jìn)行回歸分析。估計結(jié)果如表6所示。

表6 分農(nóng)業(yè)收入等級的回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果中可以看出,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷抑制了中等農(nóng)業(yè)收入家庭的農(nóng)業(yè)收入增長,且受到受教育程度的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用,而對低等和高等農(nóng)業(yè)收入家庭的影響不顯著,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對不同農(nóng)業(yè)收入水平農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入的影響具有異質(zhì)性。具體而言,首先在0.5分位上非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷在5%的顯著水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入,表明非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷抑制了中等農(nóng)業(yè)收入家庭的農(nóng)業(yè)收入。究其原因,可能是因為對于中等農(nóng)業(yè)收入家庭,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗積累的弱化以及對非農(nóng)就業(yè)收入相比于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的高回報的理性考量,使其更愿意選擇將資源配置在非農(nóng)生產(chǎn)中,從而不利于農(nóng)業(yè)收入的增長。其次,在0.25和0.75分位上非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響不顯著。原因可能是,對于低農(nóng)業(yè)收入家庭,一方面該類家庭可能更傾向于選擇繼續(xù)從事非農(nóng)工作,將資源配置在非農(nóng)生產(chǎn)中,從而提高家庭非農(nóng)收入,另一方面該類家庭也可能利用其在非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷中積累的對資源的整合能力并將其應(yīng)用到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中,從而對農(nóng)業(yè)收入具有促進(jìn)作用,因此,導(dǎo)致最終的綜合作用效果不明顯。而對于高農(nóng)業(yè)收入家庭,其本身擁有著較高的經(jīng)濟(jì)資本和人力資本,具有整體的資源優(yōu)勢,因此,非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對其農(nóng)業(yè)收入的影響不顯著(羅明忠和雷顯凱,2020)[9]。

六、研究結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)建基準(zhǔn)模型、調(diào)節(jié)效應(yīng)模型以及分位數(shù)模型,對非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷與農(nóng)戶收入的關(guān)系進(jìn)行了實證分析與假設(shè)驗證,得出的結(jié)論主要有:(1)非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對家庭總收入與非農(nóng)收入具有直接地促進(jìn)作用。(2)非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的影響是存在負(fù)向關(guān)系,受教育程度的提高能有效地弱化其負(fù)向影響。(3)非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷對中等農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入具有顯著的抑制效應(yīng)。

基于以上的研究結(jié)論,本文提出如下建議:(1)對于有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)民,政府應(yīng)有針對性地出臺相應(yīng)的政策舉措,分別為其再就業(yè)、創(chuàng)業(yè)或者回流返鄉(xiāng)從事農(nóng)業(yè)經(jīng)營活動提供有效的扶持。比如為選擇再就業(yè)的有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷農(nóng)民免費提供相關(guān)行業(yè)的技能培訓(xùn),為選擇創(chuàng)業(yè)的有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷農(nóng)民在經(jīng)營資格獲取以及稅收等方面提供更多的照顧,為選擇回流返鄉(xiāng)繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷農(nóng)民進(jìn)行惠農(nóng)政策的宣傳普及以及提供相關(guān)的培訓(xùn)指導(dǎo),引導(dǎo)并幫助其組建農(nóng)業(yè)合作社或者家庭農(nóng)場,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的規(guī)?；a(chǎn)等。從而激勵非農(nóng)工作者將其在以往非農(nóng)工作中積累的人力資本、經(jīng)濟(jì)資本與社會資本更加有效地轉(zhuǎn)化成其當(dāng)前生產(chǎn)活動的優(yōu)勢;(2)積極推進(jìn)鄉(xiāng)村振興尤其是鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的振興,為有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶提供更多的非農(nóng)就業(yè)機會,從而達(dá)到疏解就業(yè)壓力以及提高其收入的目的。有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶相比于傳統(tǒng)農(nóng)戶,在知識接受與理解能力以及工作適應(yīng)能力上要更具優(yōu)勢,能夠更快地適應(yīng)并融入到農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的各項生產(chǎn)活動環(huán)節(jié)中,不僅節(jié)約了培訓(xùn)成本,而且對于社會就業(yè)壓力的降低以及農(nóng)民收入水平的提高都有益處,同時鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的振興也離不開這些具有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷勞動力的參與,回流返鄉(xiāng)的農(nóng)民是對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興中人力資源的有益補充;(3)有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶自身也應(yīng)主動通過各種途徑努力提升自己的文化水平以及就業(yè)技能,從而更好地將自己的經(jīng)驗與技能運用到生產(chǎn)活動中,進(jìn)而實現(xiàn)收入的增長。(4)加強農(nóng)村人力資源的培育與開發(fā),推進(jìn)農(nóng)村基礎(chǔ)教育,不斷提高農(nóng)村教育的現(xiàn)代化水平,為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略推進(jìn)提供持久動力。