農(nóng)村流動家庭和非流動家庭的文化消費(fèi)差異性研究

蔡春霞，孫春花

(1.北京印刷學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 102600；2.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計與數(shù)學(xué)學(xué)院,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

2022 年我國開啟了高質(zhì)量發(fā)展中實現(xiàn)共同富裕的新征程，共同富裕是全體人民的共同富裕，既體現(xiàn)了物質(zhì)上的富有，也是精神上的富足。我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致的城鄉(xiāng)差距決定了農(nóng)民農(nóng)村的富裕是實現(xiàn)全體人民共同富裕的關(guān)鍵，在消除了絕對貧困和全面建成小康社會背景下，農(nóng)村居民對更高層次的文化消費(fèi)需求成為必然。農(nóng)村居民的文化消費(fèi)是共同富裕過程中不可忽視的重要內(nèi)容，研究農(nóng)民的文化需求對共同富裕至關(guān)重要。

我國居民的文化消費(fèi)水平遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家，農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民的文化消費(fèi)比值雖然從2016 年的2.46 減小到2020 年的1.98，但仍然有較大差距。在大力推進(jìn)文化強(qiáng)國建設(shè)、努力改善文化消費(fèi)環(huán)境、明確要“推動鄉(xiāng)村文化振興”的政策背景下，我國農(nóng)村居民的較低文化消費(fèi)水平值得關(guān)注。

對于我國文化消費(fèi)發(fā)展緩慢的原因，一部分學(xué)者從宏觀經(jīng)濟(jì)角度進(jìn)行了分析，認(rèn)為城鄉(xiāng)差距較大[1-2]、社會保障水平不高[3]、供給側(cè)改革滯后[4]、政府投入不足[5]等是主要原因，還有一部分學(xué)者從受教育程度[6]、年齡[7]、戶籍[8]、家庭房貸[9]等微觀視角進(jìn)行了分析。但是學(xué)界對于農(nóng)村居民文化消費(fèi)的研究仍缺乏足夠的經(jīng)驗論證。

隨著我國市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，大量農(nóng)村勞動力退出低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)就業(yè)向城市轉(zhuǎn)移[10]，截至2022年底，我國鄉(xiāng)村人口為49 104 萬人，占總?cè)丝诘?4.8%，比2021 年減少0.5 個百分點；進(jìn)城務(wù)工人員總量29 562 萬人，增長1.1%，占鄉(xiāng)村總?cè)丝诘?0.2%。這些原本生活在農(nóng)村的農(nóng)民遷移到城市或城鎮(zhèn)務(wù)工，目的是獲得更多的機(jī)會或收入，稱之為農(nóng)村流動家庭，城市豐富的文化產(chǎn)品、文化設(shè)施、文化消費(fèi)習(xí)慣、文化消費(fèi)環(huán)境等都會對農(nóng)村流動家庭產(chǎn)生影響，導(dǎo)致其消費(fèi)觀念和文化消費(fèi)水平發(fā)生改變，他們跟一直居住在農(nóng)村沒有外出打工的農(nóng)村非流動家庭的文化消費(fèi)水平會產(chǎn)生差異，形成農(nóng)村流動家庭和非流動家庭之間的“二元結(jié)構(gòu)”。所以，本文以農(nóng)村家庭成員是否外出打工為身份認(rèn)同基礎(chǔ)，把農(nóng)村家庭分為農(nóng)村流動家庭和農(nóng)村非流動家庭，研究其文化消費(fèi)的差異，從理論上豐富農(nóng)村居民文化消費(fèi)的研究，也可以在實踐上對鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的實施提出建議參考。

一、文獻(xiàn)綜述和理論分析

（一）習(xí)慣效應(yīng)對文化消費(fèi)的影響

Duesenberry 最早將習(xí)慣因素納入居民消費(fèi)行為的研究中，認(rèn)為居民的即期消費(fèi)不僅存在“棘輪效應(yīng)”[11],受到前期消費(fèi)水平的影響，稱為消費(fèi)的內(nèi)部習(xí)慣形成，還會有“示范效應(yīng)”，受到周圍群體消費(fèi)方式和消費(fèi)水平的影響，稱為外部習(xí)慣形成。如崔海燕等的研究表明農(nóng)村居民的消費(fèi)有顯著的內(nèi)部習(xí)慣[12]，即存在棘輪效應(yīng)，而Islam等的研究表明經(jīng)過一段時間的交往和互動后，外來移民的消費(fèi)水平和結(jié)構(gòu)更接近于流入國的居民家庭，所以農(nóng)村流動家庭的消費(fèi)習(xí)慣會受到城市居民示范效應(yīng)的影響發(fā)生改變[13]。閆新華等通過對農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的實證分析也表明，城鎮(zhèn)居民在教育文化娛樂服務(wù)方面的消費(fèi)有示范效應(yīng)[14]。韓麗娜等認(rèn)為農(nóng)村居民消費(fèi)傾向下降的根本原因是消費(fèi)習(xí)慣[15]。所以農(nóng)村流動家庭在城市打工就業(yè)，受到城市文化消費(fèi)環(huán)境和城市居民文化消費(fèi)示范的影響，在消費(fèi)行為上會積極融入城市文化，接受城市的生活方式，提高自身文化素養(yǎng)，從而改變其消費(fèi)習(xí)慣，表現(xiàn)為文化消費(fèi)行為向城市居民靠攏，存在消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的動機(jī)，這與農(nóng)村非流動家庭相對保守和節(jié)儉的文化消費(fèi)習(xí)慣有所區(qū)別。

（二）收入效應(yīng)對文化消費(fèi)的影響

收入會直接影響文化消費(fèi)，并且兩者呈正相關(guān)關(guān)系。Kraaykamp 等、Diniz 等、孫豪等的研究表明，收入是影響文娛消費(fèi)的重要變量[16-18]。寧軍明等通過實證研究發(fā)現(xiàn)，高收入地區(qū)農(nóng)村居民的邊際文化消費(fèi)傾向高于其他地區(qū)[19]；陸立新、劉曉紅的研究表明收入是影響農(nóng)村居民文化消費(fèi)的主要因素[20-21]。任文龍等認(rèn)為城鄉(xiāng)收入差距顯著拉大了城市和農(nóng)村居民的文化消費(fèi)水平[22]。

收入還可以通過影響消費(fèi)觀念和消費(fèi)意識來間接影響文化消費(fèi)，農(nóng)村流動家庭受到城市居民文化消費(fèi)示范效應(yīng)的影響，會逐漸接受城市的消費(fèi)觀念和消費(fèi)習(xí)慣[23]。農(nóng)村流動家庭收入提高后，消費(fèi)水平逐漸從物質(zhì)消費(fèi)的滿足轉(zhuǎn)向精神消費(fèi)的追求，從生存型消費(fèi)向發(fā)展和享受型消費(fèi)轉(zhuǎn)變，對個人情感、自由和個性的追求開始覺醒，最終表現(xiàn)為文化消費(fèi)支出的提高。

（三）社會和身份認(rèn)同對文化消費(fèi)的影響

安東尼·吉登斯認(rèn)為少數(shù)個體為了融入新型社會網(wǎng)絡(luò)和群體，會改變自我已有的習(xí)性[24]。齊美爾認(rèn)為時尚消費(fèi)可以使消費(fèi)者獲得“群體成員感”，顯示與某個社會階層的一致性，并與其他社會階層區(qū)分；凡勃倫認(rèn)為炫耀性消費(fèi)是有閑階層維持其社會地位的必要手段，個人的消費(fèi)水平受階層群體消費(fèi)水平的制約。另有部分學(xué)者認(rèn)為文化消費(fèi)的差異更可能是個體自我實現(xiàn)的過程，所以學(xué)者們從微觀視角出發(fā)，認(rèn)為教育水平、職業(yè)類別、社會地位、社會流動等因素都會影響文化消費(fèi)。Chan 等人的研究發(fā)現(xiàn)不同階層的人對文化消費(fèi)有不同偏好[25]。由于西方國家不存在類似我國的城鄉(xiāng)戶籍區(qū)分導(dǎo)致的城鄉(xiāng)文化消費(fèi)差異問題，所以國外專門針對農(nóng)村文化消費(fèi)的研究比較少。國內(nèi)阮榮平等的研究表明農(nóng)民自身特征是影響農(nóng)村居民文化消費(fèi)需求的重要變量[26]。王美艷認(rèn)為新生代進(jìn)城務(wù)工人員的消費(fèi)結(jié)構(gòu)更接近城鎮(zhèn)居民，在城市長期居留的愿望也更強(qiáng)烈[27]。可見階層和身份認(rèn)同對文化消費(fèi)會產(chǎn)生影響。長期在城市打工的農(nóng)村流動家庭特別是新生代農(nóng)村流動家庭會通過文化消費(fèi)方式的選擇甚至畸形的炫耀性文化消費(fèi)構(gòu)建社會認(rèn)同，以融入城市生活，而一直生活在農(nóng)村的非流動家庭不存在這種社會認(rèn)同的重新構(gòu)建，所以城市流動家庭和非流動家庭由于社會認(rèn)同上的差異從而影響文化消費(fèi)水平。

已有的研究成果都是把農(nóng)村居民作為一個整體開展相關(guān)研究，但是隨著大量進(jìn)城務(wù)工人員流動到城市，這些農(nóng)村流動家庭成員的文化消費(fèi)行為會發(fā)生變化?；诖?，論文將在考慮農(nóng)村家庭外出打工差異的基礎(chǔ)上，使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，從微觀視角深入剖析農(nóng)村流動家庭和非流動家庭在文化消費(fèi)方面的差異。論文的貢獻(xiàn)在于：第一，將農(nóng)村家庭按照其外出打工情況分為農(nóng)村流動家庭和非流動家庭，深入研究不同性質(zhì)農(nóng)村家庭的文化消費(fèi)情況，為我國農(nóng)村文化消費(fèi)提升提供新的視角；第二，使用CFPS 微觀數(shù)據(jù)作為樣本，為農(nóng)村文化消費(fèi)提升提供新的證據(jù)。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

鑒于對文化消費(fèi)過程中個體自我實現(xiàn)的考察，論文使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫中2018 年、2016 年和2014 年的微觀數(shù)據(jù)，CFPS樣本覆蓋我國25 個省區(qū)市。首先從各年CFPS 數(shù)據(jù)庫的家庭經(jīng)濟(jì)庫中，根據(jù)變量FID_URBAN（基于國家統(tǒng)計局城鄉(xiāng)分類），抽取CFPS 數(shù)據(jù)庫中的鄉(xiāng)村家庭為研究對象，選取家庭純收入、文教娛樂消費(fèi)支出、家庭消費(fèi)支出、家庭總支出等數(shù)據(jù)，然后再根據(jù)變量resp1pid（財務(wù)回答人）確定戶主，從個人庫中獲取戶主的年齡、性別、教育程度等個人信息，最后將家庭經(jīng)濟(jì)庫和個人庫合并獲得農(nóng)村家庭相關(guān)變量的數(shù)據(jù)庫。在合并數(shù)據(jù)庫中，選取對變量fo1“您家是否有人幫其他農(nóng)戶做農(nóng)活（如幫人種田、養(yǎng)牲口等）或外出打工（如去城市打工）掙錢？”這一問題的回答，將農(nóng)村家庭分為農(nóng)村流動家庭和非流動家庭，最終得到有效樣本15 619 戶，其中農(nóng)村流動家庭5 070戶，農(nóng)村非流動家庭10 549 戶。

（二）模型設(shè)定與變量選擇

本文構(gòu)建如下的面板回歸模型估計農(nóng)村流動家庭和非流動家庭的文化消費(fèi)差異情況：

模型（1）中X為核心解釋變量，表示是否為農(nóng)村流動家庭（working），如果是農(nóng)村流動家庭賦值為1，否則賦值為0；CC為被解釋變量，表示文化消費(fèi)情況，分別用文教娛樂支出（eec）、文教娛樂支出/家庭消費(fèi)支出（eec/pce）為被解釋變量，考察不同家庭文化消費(fèi)的基本情況以及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，K為控制變量，分為家庭方面和戶主方面兩部分，家庭方面的控制變量為：家庭純收入（fincome）、家庭總金融資產(chǎn)（finance_asset）、房產(chǎn)總價值（house_asset）、家庭人口規(guī)模（familysize）、是否從事個體經(jīng)營（self_employed），如果從事個體經(jīng)營賦值為1，否賦值為0。個人方面的控制變量為：性別（gender），男性賦值為1，女性為0；婚姻狀況（marriage），在婚賦值為1，其他為0；教育程度（edu）大學(xué)及以上賦值為1，其他為0；身體健康（health）狀況，如果受訪者回答“一般”“比較健康”和“很健康”時定義為健康者，賦值為 1，其他回答則定義為非健康者，賦值為0；社會地位（social_position）的取值從1～5，1 表示很低，5 表示很高。表1 為各變量的描述統(tǒng)計結(jié)果。

表1 數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計

三、實證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果分析

對模型（1）采用面板回歸分析方法進(jìn)行回歸，為了消除異方差影響對連續(xù)型變量取對數(shù)，回歸結(jié)果見表2。從回歸結(jié)果可以看出，核心解釋變量working至少在5%顯著性水平下對文化消費(fèi)支出、文化消費(fèi)支出占家庭消費(fèi)支出的比重這兩個被解釋變量均具有正顯著性影響，而且農(nóng)村流動家庭的回歸系數(shù)相比農(nóng)村非流動家庭，不管是文教娛樂消費(fèi)支出還是在家庭消費(fèi)支出中的比率都比較高。

表2 面板回歸結(jié)果

從控制變量對兩個被解釋變量的影響程度比較來看，除了家庭總金融資產(chǎn)、個體經(jīng)營和教育程度對文化消費(fèi)支出在家庭消費(fèi)支出中所占比率的影響不顯著，其他控制變量對文化消費(fèi)的影響程度都大于對文化消費(fèi)支出在家庭消費(fèi)支出中所占比率的影響，也就是說這些控制變量拉動文化消費(fèi)的效果顯著，但是優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)的效果不明顯。從各控制變量對文化消費(fèi)的影響方向和程度來看，除了性別，各控制變量對文化消費(fèi)的影響都為正，其中家庭教育程度拉動文化消費(fèi)效應(yīng)的效果最顯著，因為教育程度越高的家庭，不但有更高的精神文化需求，還對文教娛樂有較強(qiáng)的解碼能力，從而促進(jìn)文教娛樂的消費(fèi)。其次是從事個體經(jīng)營的農(nóng)村流動家庭對文教娛樂消費(fèi)影響比較顯著，這與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實吻合，從事個體經(jīng)營的家庭通常有較高的收入預(yù)期，所以對較高層次的文化消費(fèi)的拉動作用較強(qiáng)。再次之是收入、已婚家庭、身體健康狀況、女性、家庭人口規(guī)模、家庭房產(chǎn)價值、家庭總金融資產(chǎn)和社會地位。從控制變量優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)的結(jié)果來看，已婚家庭對消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響程度最大，其次是女性、家庭純收入、從事個體經(jīng)營家庭、身體健康狀況等控制變量。

為了進(jìn)一步比較農(nóng)村流動家庭和非流動家庭文化消費(fèi)的差異性，論文把上述模型中的控制變量作為解釋變量，通過面板回歸分析這些解釋變量對農(nóng)村流動家庭和非流動家庭文化消費(fèi)的影響。面板回歸結(jié)果見表3。

表3 農(nóng)村流動家庭和非流動家庭文化消費(fèi)差異回歸結(jié)果

表3 的回歸結(jié)果顯示，在所有影響顯著的解釋變量中，各解釋變量對文化消費(fèi)的影響程度都超過了對文化消費(fèi)支出在家庭消費(fèi)支出中所占比重的影響。即文化消費(fèi)支出得到了增長，但是消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化還需要時間改善，所以促進(jìn)文化消費(fèi)提質(zhì)增效是推動文化消費(fèi)升級、優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)的重要條件。

從對農(nóng)村流動家庭和非流動家庭文化消費(fèi)的影響結(jié)果來看，對兩種不同家庭文化消費(fèi)支出影響最大的兩個解釋變量分別為教育程度和個體經(jīng)營，但是這兩個解釋變量對兩種不同家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化都不顯著。教育程度對兩種不同家庭文化消費(fèi)的影響都是正向的[28]，并且對農(nóng)村流動家庭的影響更大。城鄉(xiāng)教育資源不平衡一直是困擾農(nóng)村地區(qū)發(fā)展的重要問題，農(nóng)村流動家庭更容易感受優(yōu)質(zhì)教育資源帶來的外部效應(yīng)，所以更加重視教育費(fèi)用的支出，增加教育投資會提升人力資本水平進(jìn)而提高收入水平，也提升了文化消費(fèi)的意愿和能力，所以教育程度越高，對農(nóng)村流動家庭的文化消費(fèi)支出影響越大[16]。個體經(jīng)營對農(nóng)村非流動家庭文化消費(fèi)支出的正相關(guān)影響大于對農(nóng)村流動家庭的影響。個體經(jīng)營所獲得的經(jīng)營性收入是農(nóng)村家庭收入的一項重要來源，經(jīng)營性收入主要是通過養(yǎng)殖、種植等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動或商業(yè)化經(jīng)營帶來的勞動收入，所以相比較農(nóng)村流動家庭，農(nóng)村非流動家庭的經(jīng)營性收入占比會更高，個體經(jīng)營所獲得的收入對農(nóng)村非流動家庭文化消費(fèi)的影響也會更顯著。

其余解釋變量中反映家庭收入和財產(chǎn)狀況的家庭純收入、家庭金融資產(chǎn)和房產(chǎn)總價值對農(nóng)村非流動家庭文化消費(fèi)支出的正向影響大于對農(nóng)村流動家庭的影響，并且這三個解釋變量對農(nóng)村非流動家庭的文化消費(fèi)支出占家庭消費(fèi)支出比重都有正向顯著影響，但是對流動家庭的影響不顯著。所以提高農(nóng)村非流動家庭的收入、家庭金融資產(chǎn)和房產(chǎn)總價值，不但會提升文化消費(fèi)支出，也有利于優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)。具體來講，家庭純收入對農(nóng)村流動家庭文化消費(fèi)支出的影響較小，因為農(nóng)村流動家庭在城市無法公平地獲得社會保障、義務(wù)教育、就業(yè)機(jī)會等公共服務(wù)，會制約其消費(fèi)水平[29-30]，進(jìn)而會抑制一部分文化消費(fèi)需求。房產(chǎn)價格近年來普遍上漲，房產(chǎn)上漲帶來的財富效應(yīng)[31]會促進(jìn)消費(fèi)及文化消費(fèi)[32]，但是房價上漲也會對消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)[33-34]，并且城鎮(zhèn)房產(chǎn)的附加值高于農(nóng)村，農(nóng)村流動家庭考慮自住、子女結(jié)婚、孩子上學(xué)、資產(chǎn)保值等問題，更大可能會在打工城市購房，但較大的房價收入比會導(dǎo)致擠出效應(yīng)大于財富效應(yīng)，對文化消費(fèi)的抑制更為顯著。家庭金融資產(chǎn)的增加顯然可以促進(jìn)文化消費(fèi)，但是相比較農(nóng)村流動家庭，農(nóng)村非流動家庭金融資產(chǎn)的擠出效應(yīng)更小，所以更傾向于享受型的文化消費(fèi)。

反映家庭成員特征的性別、身體健康狀況、已婚、社會地位對農(nóng)村流動家庭文化消費(fèi)支出的影響程度都大于對農(nóng)村非流動家庭的影響，并且這四個解釋變量對農(nóng)村非流動家庭文化消費(fèi)支出在家庭消費(fèi)支出中的比重都顯著，但是對農(nóng)村流動家庭的文化消費(fèi)支出在家庭消費(fèi)支出中的影響只有性別和婚姻狀況顯著。從性別看，女性比男性對兩個被解釋變量的影響都顯著。文化消費(fèi)具有收入約束和時間約束，隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和城市化水平的提高，雖然女性的平等和獨立意識覺醒，女性的社會地位在提高，但是在農(nóng)村多數(shù)男性還是通過工作適應(yīng)社會，女性被賦予“有閑”的消費(fèi)階層，所以在文化消費(fèi)領(lǐng)域更活躍[35]。從身體健康狀況來看，家庭成員身體越健康，越有能力外出打工獲得農(nóng)村家庭工資性收入，從而促進(jìn)農(nóng)村流動家庭的文化消費(fèi)。已婚家庭基于親子教育、家庭融合等需求，對文化消費(fèi)的態(tài)度更加積極，而且農(nóng)村流動家庭受打工城市文化消費(fèi)環(huán)境、城市居民消費(fèi)示范等影響，接受城市的消費(fèi)習(xí)慣，文化消費(fèi)需求更旺盛[23]。社會地位對農(nóng)村流動家庭的影響程度雖然強(qiáng)于農(nóng)村非流動家庭，但是它對農(nóng)村非流動家庭的各項文化消費(fèi)都是正向影響，對農(nóng)村流動家庭的文化消費(fèi)影響為負(fù)。社會階層會通過文化消費(fèi)特征來分化和整合，農(nóng)村流動家庭想融入城市的意愿使其具有較強(qiáng)的階層和身份認(rèn)同感，會通過炫耀性文化消費(fèi)構(gòu)建社會認(rèn)同[36]，所以社會地位越低炫耀性消費(fèi)意愿越強(qiáng)烈，導(dǎo)致農(nóng)村流動家庭的文化消費(fèi)更顯著。

家庭人口規(guī)模對農(nóng)村流動家庭和農(nóng)村非流動家庭各項文化消費(fèi)的影響都是正向的，并且對農(nóng)村流動家庭的影響更顯著。很顯然，家庭規(guī)模越大，文化消費(fèi)水平會越高，農(nóng)村流動家庭由于受到城市居民文化消費(fèi)的示范效應(yīng)，文化消費(fèi)水平更高，并且家庭規(guī)模對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有促進(jìn)作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為進(jìn)一步說明結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過替換模型的方式再次進(jìn)行回歸，考慮到異方差帶來的影響，采用異方差穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤修正模型，采用XTSCC 命令繼續(xù)進(jìn)行回歸，如果結(jié)果與前文基本保持一致，則說明結(jié)果穩(wěn)健，回歸結(jié)果見表4。

表4 面板回歸分析

從表4 的回歸結(jié)果可以看出，核心解釋變量working至少在1%顯著性水平下對lneec、eec/pce有正顯著性影響，說明農(nóng)村流動家庭更傾向于有更高的文教娛樂支出，文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)也會優(yōu)化，且從控制變量角度看，除了家庭金融資產(chǎn)對文化消費(fèi)結(jié)構(gòu)不具有顯著性影響外，其他控制變量均至少在1%或5%顯著性水平下對各自的被解釋變量具有正相關(guān)顯著性影響。所以替換模型后回歸的結(jié)果與前文保持一致，說明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（三）內(nèi)生性分析

為了考慮回歸結(jié)果的穩(wěn)健性采用工具變量法來對回歸結(jié)果進(jìn)一步做檢驗，本文選取的工具變量為工作保障（social_security）、工作類型（jobclass）、家 庭總房產(chǎn)（lnhouseasset_gross）。同時為了檢驗工具變量的有效性，對工具變量進(jìn)行了不可識別檢驗（Underidentification）、弱工具變量檢驗（Weak）以及識別不足檢驗（Sagan），對于不可識別檢驗P值如果小于0.01，說明工具變量是可識別的，弱工具變量檢驗如果大于 5%maximal IV relative bias，則說明工具變量不是弱工具變量，對于Sagan 檢驗而言，其檢驗P值則與其他兩個檢驗方式相反，如果檢驗P值大于0.05，則說明通過過度識別檢驗，檢驗結(jié)果見表5。

表5 內(nèi)生性分析

表5 結(jié)果顯示，當(dāng)把social_security、jobclass、lnhouseasset_gross作為工具變量時，發(fā)現(xiàn)模型的不可識別檢Underidentification、弱工具變量檢驗Weak 顯示均拒絕原假設(shè)，說明本文主模型的檢驗結(jié)果都是符合工具變量條件的，從識別不足檢驗Sagan 的結(jié)果來看，模型的檢驗P值也大于0.05，完全符合工具變量檢驗，從回歸結(jié)果可以看出，核心解釋變量working對被解釋變量lneec具有正相關(guān)顯著影響，且絕大多數(shù)控制變量均對被解釋變量具有顯著性影響，說明考慮指標(biāo)內(nèi)生性的情況下，外出打工是會促進(jìn)文教娛樂消費(fèi)的，與前文結(jié)果保持一致，因而結(jié)果具有穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

在我國實現(xiàn)共同富裕的背景下，農(nóng)村居民的文化消費(fèi)提升是農(nóng)村農(nóng)民共同富裕的必要前提。本文以中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫中的農(nóng)村家庭為樣本，分析了各因素對農(nóng)村流動家庭和非流動家庭文化消費(fèi)的影響，主要結(jié)論是：第一，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化取決于文化消費(fèi)的提質(zhì)升級，并且農(nóng)村非流動家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)更容易優(yōu)化；第二，教育程度對農(nóng)村流動家庭和非流動家庭文化消費(fèi)的影響尤其顯著；第三，反映家庭收入和財產(chǎn)狀況的解釋變量對農(nóng)村非流動家庭文化消費(fèi)支出的正向影響大于對農(nóng)村流動家庭的影響；第四，反映家庭成員特征的解釋變量對農(nóng)村流動家庭文化消費(fèi)支出的影響程度大于對非農(nóng)村家庭的影響；第五，家庭人口規(guī)模對農(nóng)村流動家庭和非流動家庭的文化消費(fèi)支出和消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化都有顯著影響。

（二）建議

第一，加強(qiáng)對教育的投入力度，縮小城鄉(xiāng)教育差距，多渠道增加優(yōu)質(zhì)教育資源供給，推進(jìn)城鄉(xiāng)教育一體化；第二，優(yōu)化生育政策，綜合考慮財政、稅收、住房、教育、就業(yè)等相關(guān)領(lǐng)域的政策，建立生育支持政策體系，促進(jìn)人口長期平衡發(fā)展；第三，供需兩端發(fā)力，助力農(nóng)村文化消費(fèi)提質(zhì)增效，在供給端拓展鄉(xiāng)村文化消費(fèi)新空間，需求端多渠道增加農(nóng)民各類收入；第四，加快推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，統(tǒng)籌戶籍、醫(yī)療保險、教育等相關(guān)配套領(lǐng)域的改革，保障進(jìn)城務(wù)工人員平等享受城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)的權(quán)利，增加其在城市的歸屬感和幸福感。