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)模化、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，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)對幫扶計劃，從而在緩解家庭照料對土地整合的負(fù)向作用之時，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“后扶貧時代”特征，采取針對性措施，提供“靶向治療”。因此，立足于新的時代背景，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值與現(xiàn)實意義。

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（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間密集型活動，對照料者的時間稀缺性具有誘發(fā)作用，使照料者在既定時間約束下，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，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)實條件下，深度檢驗家庭照料與農(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，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?，F(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)時間分配理論，家庭照料作為一種勞動和時間密集型活動，會誘發(fā)照料者的時間稀缺性，使照料者在既有時間約束下，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)，并通過影響一個家庭中勞動力的經(jīng)濟(jì)行為來影響個體收入。本文借鑒Becker（1974）[18]的家庭利他模型，從財富轉(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]是非勞動力個人收入，由于其主要來源于財產(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)起的一項全國范圍內(nèi)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項目。2019年度的CSS項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)實證研究設(shè)計，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]?；诖耍疚耐ㄟ^使用CSS（2019）問卷中“個體總收入”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體家庭照料水平的差距”指標(biāo)作為工具變量來緩解此項問題。

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）”兩個問題來考察土地流轉(zhuǎn)情況。針對土地流轉(zhuǎn)的兩個問題中只要有一個問題回答是，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。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。[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。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。模型3與模型4分別引入個體特征變量、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

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。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。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)健性檢驗后，家庭照料與農(nóng)戶收入的關(guān)系依然顯著，從而驗證了本文基準(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)與個體的家庭照料情況存在顯著關(guān)聯(lián)，個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。上述實證結(jié)果雖然使用工具變量法驗證了家庭照料對農(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，即能獲得待估計參數(shù)的一致估計（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。該方法可以同時估計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農(nóng)戶提供家庭照料的概率;第二，估計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)?。在其他變量得到控制的條件下，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，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，農(nóng)戶對土地持續(xù)生計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，還能利用富裕時間從事其他工作，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)實現(xiàn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體適度規(guī)?；哪繕?biāo)仍有差距。為了緩解這一現(xiàn)實困境，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)實意義。本文基于CSS（2019）數(shù)據(jù)和各項指標(biāo)，對家庭照料與農(nóng)戶收入的整體關(guān)系展開實證分析，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，政府在堅持和完善民生保障制度的同時，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)鼓勵其從事新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營，幫助其盡早實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營。

參考文獻(xiàn)：

[1]程名望，史清華，Jin Yanhong.農(nóng)戶收入水平、結(jié)構(gòu)及其影響因素——基于全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)微觀數(shù)據(jù)的實證分析 [J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2014，（5）.

[2]匡遠(yuǎn)配，周麗.農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)村減貧——基于湖南省貧困地區(qū)的檢驗 [J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2018，（7）.

[3]王營，梁海濤，連寧.鄉(xiāng)村振興背景下完善農(nóng)業(yè)社會化金融服務(wù)的創(chuàng)新實踐與思考 [J].金融發(fā)展研究，2020，（5）.

[4]劉娜，劉長庚.居民收入提升與家庭照料約束——市場與家庭聯(lián)立視角下收入差距擴(kuò)大再探因 [J].財經(jīng)研究，2014，（7）.

[5]張奇林，劉二鵬.面向家庭的照料社會政策建構(gòu)：范式、因應(yīng)與路徑 [J].青海社會科學(xué)，2019，（2）.

[6]單德朋，張永奇.家庭照料與農(nóng)戶貧困 [J].世界農(nóng)業(yè)，2021，（5）.

[7]唐溧，胡曉霽，劉亞慧，溫鐵軍.社會養(yǎng)老為何在農(nóng)村水土不服——“家文化”視角下城鄉(xiāng)養(yǎng)老意愿差異的實證研究 [J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2020，（1）.

[8]夏李瑩，馬學(xué)琳.農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)投資周期管理研究：創(chuàng)業(yè)動機(jī)、家庭照料與創(chuàng)業(yè)獲得感——基于“千村調(diào)查”數(shù)據(jù)分析 [J].東北農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021，（1）.

[9]江永紅，程楊洋.家庭負(fù)擔(dān)是農(nóng)地流轉(zhuǎn)的約束嗎[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2019，（4）.

[10]徐娜，張莉琴.勞動力老齡化對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響 [J].中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2014，（4）.

[11]王亞輝，李秀彬，辛良杰，談明洪，蔣敏.中國土地流轉(zhuǎn)的區(qū)域差異及其影響因素——基于2003—2013年農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù) [J].地理學(xué)報，2018，（3）.

[12]何欣，蔣濤，郭良燕，甘犁.中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展與農(nóng)戶流轉(zhuǎn)農(nóng)地行為研究——基于2013—2015年29省的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù) [J].管理世界，2016，（6）.

[13]許恒周，牛坤在，王大哲.農(nóng)地確權(quán)的收入效應(yīng) [J].中國人口·資源與環(huán)境，2020，（10）.

[14]肖龍鐸，張兵.土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶內(nèi)部收入差距擴(kuò)大——基于江蘇39個村725戶農(nóng)戶的調(diào)查分析 [J].財經(jīng)論叢，2017，（9）.

[15]馮華超，鐘漲寶.農(nóng)地確權(quán)促進(jìn)了農(nóng)地轉(zhuǎn)入嗎？——基于三省五縣數(shù)據(jù)的實證分析 [J].學(xué)習(xí)與實踐，2018，（12）.

[16]隋福民.市場發(fā)育、非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)戶的選擇：20世紀(jì)30—40年代保定農(nóng)村的證據(jù) [J].經(jīng)濟(jì)研究，2018，（7）.

[17]范紅麗，辛寶英.家庭老年照料與農(nóng)村婦女非農(nóng)就業(yè)——來自中國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析 [J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2019，（2）.

[18]Becker S. 1974. A Theory of Social Interactions [J].Polit.Econ，82（6）.

[19]莫亞琳，黃奕涵，羅培坤.社會資本、農(nóng)村勞動力流動與農(nóng)戶收入——基于CFPS數(shù)據(jù)的實證研究 [J].投資研究，2020，（6）.

[20]Rooij M V，A Lusardi，R Alessie. 2011. Financial Literacy and Stock Market Participation [J].Journal of Financial Economics，101（2）.

[21]郭軍，紀(jì)安，彭超.農(nóng)業(yè)保險排斥對農(nóng)民收入的影響：基于傾向值匹配的異質(zhì)性研究 [J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021，（2）.

[22]單德朋.金融素養(yǎng)與城市貧困 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019，（4）.

[23]柳松，魏濱輝，蘇柯雨.互聯(lián)網(wǎng)使用能否提升農(nóng)戶信貸獲得水平——基于CFPS面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究 [J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2020，（7）.

[24]陳寶珍，余潔，任金政.數(shù)字支付影響農(nóng)戶消費(fèi)嗎？——基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析 [J].財經(jīng)論叢，2021，（1）.

[25]袁笛，陳滔.老年照料對子女心理健康的影響——基于時間、收入的中介效應(yīng)分析 [J].南方人口，2019，（6）.