崔海洋 胥桂鳳 虞 虎

(1.貴州大學(xué)，貴州 貴陽 550025；2.中國科學(xué)院，北京 100101)

一、引言

隨著中國經(jīng)濟步入“新常態(tài)”，實現(xiàn)消費拉動經(jīng)濟增長中最迫切需要解決的問題是居民消費結(jié)構(gòu)升級。[1]2020年5月，習(xí)近平總書記在中共中央政治局常務(wù)委員會上強調(diào)“深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，充分發(fā)揮我國超大規(guī)模市場優(yōu)勢和內(nèi)需潛力，構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局”。[2]實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展內(nèi)循環(huán)關(guān)鍵在于擴大內(nèi)需并提高國內(nèi)居民消費水平。受“新冠”疫情影響，城市消費需求疲軟，釋放農(nóng)村消費紅利對穩(wěn)定內(nèi)需市場具有重要戰(zhàn)略價值。在此背景下，研究影響農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的因素，對于改善農(nóng)村消費環(huán)境，推動農(nóng)村經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展以及實現(xiàn)中國經(jīng)濟內(nèi)生性增長具有重要意義。

農(nóng)村居民消費行為由其資產(chǎn)與收入狀況決定，農(nóng)民增收是促進農(nóng)村消費可持續(xù)增長的根本保障。實現(xiàn)經(jīng)濟增長與消費升級的關(guān)鍵在于持續(xù)提高農(nóng)村居民人均收入、拓寬農(nóng)戶收入渠道。土地作為農(nóng)戶的根本生產(chǎn)資料，與農(nóng)民增收渠道密切相關(guān)。在人口與資本擴張進入瓶頸、全要素生產(chǎn)率短期內(nèi)難以快速增長的情況下，土地要素的轉(zhuǎn)移流動、高效配置或成為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的重要力量。農(nóng)地流轉(zhuǎn)將進一步釋放農(nóng)村勞動力，拓寬農(nóng)民擇業(yè)權(quán)與獲得非農(nóng)收入機會，流轉(zhuǎn)帶來的資產(chǎn)積累和生計轉(zhuǎn)變成為影響農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)變化的主要誘因。農(nóng)地流轉(zhuǎn)推動農(nóng)戶向兼業(yè)化、非農(nóng)化轉(zhuǎn)移，從而影響農(nóng)戶生計方式[3]與資產(chǎn)積累。務(wù)工經(jīng)歷降低了農(nóng)戶對土地的依賴程度，務(wù)工時間越長，農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)意愿越強[4][5]，因而，非農(nóng)收入增加是農(nóng)地流轉(zhuǎn)的間接收益。[6]當(dāng)前，學(xué)界關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶消費的關(guān)系研究仍處于不斷深入階段，學(xué)者多從社會資本、減貧效應(yīng)、福利效應(yīng)等視角探討農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費的作用機制[7]、減貧在農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶消費中的中介效應(yīng)[8]、農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費的促進作用[9]等，主要應(yīng)用Logistics回歸、MVP模型、PSM模型、多元回歸等計量模型進行實證研究。通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究重點考察了農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為對農(nóng)戶收入的影響，但關(guān)于農(nóng)地流轉(zhuǎn)與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的影響方面研究還不夠完善。學(xué)者大多關(guān)注農(nóng)地流轉(zhuǎn)與非農(nóng)就業(yè)之間的關(guān)系，而從非農(nóng)就業(yè)角度研究農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)影響的研究不足。鮮有學(xué)者探究農(nóng)地流轉(zhuǎn)是否通過非農(nóng)就業(yè)、資本變動優(yōu)化農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)，其影響作用機理仍然相對模糊。

基于此，本文從農(nóng)地轉(zhuǎn)出與農(nóng)地轉(zhuǎn)入兩個角度，利用2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，運用OLS回歸、中介效應(yīng)及穩(wěn)健性檢驗等方法，實證檢驗農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費的影響。嘗試回答農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為是否優(yōu)化了農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)，農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的作用機制等問題，以期為我國鄉(xiāng)村實現(xiàn)經(jīng)濟內(nèi)生性增長提供有益參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是一個長期的、系統(tǒng)的、有效的解決“三農(nóng)”問題的重大舉措。就現(xiàn)實而言，農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)戶增收的路徑主要有兩條：一條路徑是農(nóng)地轉(zhuǎn)出后，生計方式受到改變，農(nóng)戶主要通過從事農(nóng)業(yè)兼業(yè)、外出務(wù)工、非農(nóng)經(jīng)營來實現(xiàn)收入增加；另一條路徑是農(nóng)地轉(zhuǎn)入后，農(nóng)戶通過農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營，提高生態(tài)效率，從而實現(xiàn)人力資本、社會資本、物質(zhì)資本、金融資本、自然資本的增長，從而實現(xiàn)消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。隨著城鎮(zhèn)化的推進，農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶將土地流轉(zhuǎn)后，由于無法獲得穩(wěn)定的農(nóng)業(yè)收入，農(nóng)戶會選擇農(nóng)業(yè)兼業(yè)、外出務(wù)工以及非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動等生計方式。農(nóng)戶生計方式由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向非農(nóng)務(wù)工轉(zhuǎn)變，勞動力從農(nóng)村流動到城市。部分農(nóng)民基于自身家庭稟賦特征，在生計策略上存在差異性。土地作為農(nóng)戶的重要家庭資本，農(nóng)地流轉(zhuǎn)必然引發(fā)農(nóng)戶家庭資本結(jié)構(gòu)的變動。農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶因?qū)崿F(xiàn)土地規(guī)模經(jīng)營，使用大型機械設(shè)備提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入增加，進而改善家庭消費結(jié)構(gòu)。[10]基于此，本文將農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)村居民消費水平的作用效應(yīng)理解為不同構(gòu)成因素的相互作用過程，并從農(nóng)地轉(zhuǎn)入與農(nóng)地轉(zhuǎn)出兩個角度進行實證分析。其作用效應(yīng)如圖1。

圖1 農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)村居民消費的作用機制

(一)農(nóng)地轉(zhuǎn)出-生計方式改變-消費結(jié)構(gòu)

隨著土地流轉(zhuǎn)政策的有序推進，農(nóng)戶將土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)移出去，原有升級方式調(diào)整，多渠道就業(yè)推動農(nóng)民增收，進而影響農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)。首先，大規(guī)模土地流轉(zhuǎn)促進了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展和壯大，大量女性勞動者選擇留在農(nóng)村幫助鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)進行生產(chǎn)勞動，成為農(nóng)業(yè)兼業(yè)勞動者。農(nóng)村進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動大多以家庭為單位，利用家庭成員不同的技能優(yōu)勢，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中進行合理調(diào)配，實現(xiàn)農(nóng)戶家庭利益最大化。農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)兼業(yè)活動可以充分利用家庭成員的個人專業(yè)化知識和生產(chǎn)技能，獲得整個家庭的分工經(jīng)濟，使農(nóng)戶收入增加，促進消費升級。[11]其次，農(nóng)地轉(zhuǎn)出后，農(nóng)戶對土地的依賴性降低，農(nóng)戶參與外出務(wù)工的意愿增強，外出務(wù)工成為農(nóng)戶家庭收入來源增添的主要渠道。[12]農(nóng)業(yè)收入占農(nóng)戶家庭總收入的比重下降，由原來的主要收入來源變?yōu)檩o助性收入來源，農(nóng)戶更加注重其他增收途徑的選擇。[13]不局限于原來單一的收入來源，促進農(nóng)戶增收，提高農(nóng)戶消費水平。再次，部分農(nóng)戶將農(nóng)地流轉(zhuǎn)出去，以獲得土地租金，將這部分資金用做生產(chǎn)經(jīng)營活動。農(nóng)地轉(zhuǎn)出推動富裕勞動力外流，農(nóng)戶前往發(fā)達的沿海地區(qū)接受更多的專業(yè)技能培訓(xùn)，同時在發(fā)達地區(qū)的農(nóng)戶可能接觸到更多的創(chuàng)業(yè)信息，學(xué)習(xí)到更多企業(yè)運營知識，有利于推動農(nóng)戶進行投資非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動或者自身返鄉(xiāng)后開展自主創(chuàng)業(yè)。[14]非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營提高了農(nóng)戶收入，隨之也提高了農(nóng)戶消費能力。由此提出假設(shè)1、2。

假設(shè)1：農(nóng)地轉(zhuǎn)出改變農(nóng)戶生計方式，參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出的農(nóng)戶消費水平較高。

假設(shè)2：農(nóng)地轉(zhuǎn)出與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級中存在中介效應(yīng)。

(二)農(nóng)地轉(zhuǎn)入-資本變動-消費結(jié)構(gòu)

資本是決定農(nóng)村居民消費能力的關(guān)鍵。物質(zhì)資本層面，隨著土地流轉(zhuǎn)政策的有序推進，農(nóng)村農(nóng)地轉(zhuǎn)入戶因土地規(guī)模擴大，優(yōu)先選擇購買大型的農(nóng)業(yè)機械化設(shè)備，使生產(chǎn)固定性資產(chǎn)增加。農(nóng)戶生產(chǎn)性資本擴張，將鼓勵農(nóng)戶承包更大面積的農(nóng)地進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，循環(huán)往復(fù)，農(nóng)戶物質(zhì)資本增加，推動農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級。社會資本層面，農(nóng)地流轉(zhuǎn)促進農(nóng)業(yè)專業(yè)化生產(chǎn)的同時，將吸引更多企業(yè)在農(nóng)村建設(shè)加工廠，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)與資源聚集，間接增加農(nóng)村社會資本。社會資本充足，農(nóng)戶可消費的產(chǎn)品種類增加，增強農(nóng)戶消費欲望。金融資本層面，更多有效率的主體參與土地流轉(zhuǎn)會帶來級差地租的提升，使得農(nóng)地流轉(zhuǎn)的市場價格提高，進而增加農(nóng)民的財產(chǎn)性收入。大面積農(nóng)地轉(zhuǎn)入到種田能手手中，促進土地資源優(yōu)化配置，提高勞動生產(chǎn)率，從而獲得更多金融資本，以提高消費水平。人力資本層面，隨著農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的不斷完善，使農(nóng)村居民家庭根據(jù)勞動力比較優(yōu)勢重新組合勞動力資源，促使農(nóng)村剩余勞動力向其他生產(chǎn)部門轉(zhuǎn)移，為農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)提供充足的人力資本。人力資源的有效整合，提高勞動生產(chǎn)邊際效率，從而影響居民消費能力。自然資本層面，小農(nóng)戶家庭生產(chǎn)一定程度上造成了土地碎片化，而農(nóng)業(yè)規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營活動有利于土地資源整合，合理的農(nóng)業(yè)作業(yè)也有利于土地資源的再生產(chǎn)，土地資源的優(yōu)化增加農(nóng)戶的自然資本。自然資本是決定農(nóng)戶是否進行更大規(guī)模農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的關(guān)鍵，土地流轉(zhuǎn)促成自然資本的積累，更有利于擴大農(nóng)戶的消費需求。由此提出假設(shè)3、4。

假設(shè)3：農(nóng)地轉(zhuǎn)入促進農(nóng)民增收，增強農(nóng)戶消費欲望。

假設(shè)4：農(nóng)地轉(zhuǎn)入與農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級中存在中介效應(yīng)。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設(shè)計

農(nóng)地流轉(zhuǎn)作為影響農(nóng)民收入的重要因素，對居民消費結(jié)構(gòu)也產(chǎn)生不可忽視的影響。對于農(nóng)戶來說，土地流轉(zhuǎn)獲得的資金可以用于提升生活質(zhì)量、進行個人投資等方面，從而推動農(nóng)戶自身的消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。因為居民消費習(xí)慣具有“棘輪效應(yīng)”，[15]容易產(chǎn)生內(nèi)生性問題，會使實證結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此，本文以基準回歸模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建新模型來探討農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)影響。具體模型如下：

Consumeit=α1+β1landoutit+ηMit+λZit+μt+εit

(1)

Consumeit=α2+β2landinit+ηMit+λZit+μt+εit

(2)

其中，Consumeit代表被解釋變量：農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)；landoutit代表核心解釋變量：農(nóng)地轉(zhuǎn)出；landinit代表核心解釋變量：農(nóng)地轉(zhuǎn)入。i和t分別表示時間和地區(qū)，α為代估參數(shù)，β、η、λ為回歸系數(shù)，Zit表示本文選取的控制變量，Mit代表分組虛擬變量，μt代表地區(qū)固定效應(yīng)，εit為隨機誤差項。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文主要采用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2018年的數(shù)據(jù)進行實證分析，探討我國農(nóng)村農(nóng)地流轉(zhuǎn)與村居民消費結(jié)構(gòu)的影響。本文在模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，將家庭數(shù)據(jù)和個人數(shù)據(jù)進行匹配，在剔除缺失值、極端值之后，保留4951個與本文研究有關(guān)的樣本。其他變量統(tǒng)計數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

1.被解釋變量。設(shè)定農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)為被解釋變量。消費作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的最終牽引力。[16]因此，本文參考齊紅倩等[17]的分類方法，根據(jù)消費類型的性質(zhì)，將國家統(tǒng)計局劃分的八類消費支出分為生存型(食品、衣著、居住)、發(fā)展型(交通通信、文娛)和享受型(家庭耐用品(1)本文中家庭耐用品消費統(tǒng)計包括電腦、手機、電視、冰箱、樂器等。、醫(yī)療保健和其他)三種類型。

2.核心解釋變量。選取農(nóng)地流轉(zhuǎn)(農(nóng)地轉(zhuǎn)出、農(nóng)地轉(zhuǎn)入)為核心解釋變量。小農(nóng)戶分散式的農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式已無法滿足農(nóng)戶對收入持續(xù)增長的需求，農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實需求亟需通過農(nóng)地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營，解決農(nóng)民收入持續(xù)、穩(wěn)定增長問題。農(nóng)地流轉(zhuǎn)是本文的一個核心解釋變量。根據(jù)“是否出租農(nóng)地給他人”來測度農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為，應(yīng)用“是否租入他人農(nóng)地”來衡量農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)入活動，若是則賦值為 “1”，反之賦值為“0”。

3.控制變量?？紤]到影響消費的因素眾多，結(jié)合已發(fā)表的相關(guān)文獻，本文同時引入家庭特征變量、經(jīng)濟特征與社會特征變量，以控制其他無關(guān)變量對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的影響。設(shè)置以下變量，包括家庭特征變量：家庭規(guī)模、家庭純收入(對數(shù))、家庭負債(非房貸的金融負債的對數(shù))；經(jīng)濟特征變量：存款(現(xiàn)金及存款總額的對數(shù))、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)(對數(shù))、金融產(chǎn)品資產(chǎn)(對數(shù))、土地資產(chǎn)(對數(shù))、社會特征變量：政府補助、社會救助。

本文對被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的說明與描述性統(tǒng)計見表 1。

表1 變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準回歸

1.農(nóng)地轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶消費支出的影響。2021年，我國人均耕地面積為0.007平方公里，約為世界平均水平的一半左右[18]，部分農(nóng)戶生產(chǎn)出的農(nóng)產(chǎn)品往往優(yōu)先滿足家庭生活需求，再將剩余部分進行銷售。因此，農(nóng)戶將農(nóng)地轉(zhuǎn)出之后，最直接的影響是家庭食品消費支出增加；另外，部分農(nóng)戶將土地全部轉(zhuǎn)出后可能進入城市生活，那么生活環(huán)境的改變將導(dǎo)致農(nóng)戶家庭生活支出也發(fā)生改變。故本文以農(nóng)村居民各項消費支出為被解釋變量對農(nóng)地轉(zhuǎn)出進行OLS回歸(表2)。由于變量可能在模型中產(chǎn)生異方差的問題，因此對本文采用了穩(wěn)健標準誤的方法進行基準回歸。

由表2可知，農(nóng)地轉(zhuǎn)出對農(nóng)村居民的家庭耐用品、衣著鞋帽、文教娛樂、食品、居住、醫(yī)療保健的消費支出比重具有顯著影響，僅對交通類消費支出比重的影響不顯著。在控制變量和固定效應(yīng)得到控制后，第(1)列家庭耐用品對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的回歸系數(shù)為30.47%，且在10%的水平下顯著。引發(fā)農(nóng)村居民家庭耐用品支出不斷上漲的原因：一方面是轉(zhuǎn)變生活方式后需要更換家庭所用的一系列家用電器或設(shè)備等，會加快耐用品更新?lián)Q代的速度；另一方面是農(nóng)民收入的增加改變了消費觀念，越來越注重生活質(zhì)量，會由過去的便宜實用型消費逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)樽非蟾纳菩蜕唐?。?2)列衣著對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的回歸系數(shù)為55.47%，且在1%的水平下顯著，表明拉動農(nóng)村居民衣著類消費增長的主要原因是隨著農(nóng)戶收入的提高和眼界的開闊，農(nóng)村居民審美觀念發(fā)生了巨大的轉(zhuǎn)變，更加注重衣著品位。第(3)列文教娛樂對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的回歸系數(shù)為14.52%，且在1%的水平下顯著，可以看出，隨著農(nóng)村文娛市場的發(fā)展，各類文化教育和現(xiàn)代化娛樂活動不斷涌現(xiàn)，使生活方式發(fā)生了深刻變化；加之，農(nóng)地轉(zhuǎn)出后農(nóng)村居民休閑娛樂的時間增加，農(nóng)民開始注重各類教育培訓(xùn)和改變娛樂休閑方式。第(4)列食品對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的回歸系數(shù)為22.41%，且在1%的水平下顯著，反映出農(nóng)戶將土地流轉(zhuǎn)出去，農(nóng)村居民食品消費的自給率明顯下降，食品消費的商品率逐步提高。第(5)列居住對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的回歸系數(shù)為49.82%，且在5%的水平下顯著，表明農(nóng)地轉(zhuǎn)出推動了農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到城市，隨著城市房價大幅攀升，農(nóng)戶在居住類的消費比重不斷增加。第(6)列醫(yī)療保健對農(nóng)地轉(zhuǎn)出的回歸系數(shù)為23.62%，且在1%的水平下顯著，表明促使農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費支出比重變高的原因包括以下方面：一是醫(yī)療保健知識在農(nóng)村地區(qū)大面積普及，農(nóng)戶健康意識也隨之提高，更注重身心健康；二是收入水平越高的農(nóng)戶，其醫(yī)療保健消費的邊際傾向越大，對醫(yī)療保健消費的需求也會相應(yīng)提高。第(7)列回歸結(jié)果顯示，由于農(nóng)村地區(qū)交通設(shè)施相對欠缺，農(nóng)地轉(zhuǎn)出并沒有對農(nóng)村居民的交通消費產(chǎn)生較大的影響。隨著農(nóng)地轉(zhuǎn)出的有序進行，農(nóng)戶各類消費出現(xiàn)了不同程度的升級，驗證了上述假設(shè)1的成立。

表2 農(nóng)地轉(zhuǎn)出對農(nóng)村居民消費支出的影響

2.農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶消費支出的影響。本文以O(shè)LS回歸以及穩(wěn)健標準誤的方法進行基準回歸，表3表明了農(nóng)村居民家庭各類消費支出對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的基準回歸結(jié)果，其核心解釋變量為農(nóng)地轉(zhuǎn)入。由表3可以看出，農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)村居民的家庭耐用品、衣著鞋帽、文教娛樂、食品、居住、醫(yī)療保健及交通的消費支出比重都具有顯著影響。在控制變量和固定效應(yīng)得到控制后，第(1)列家庭耐用品對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)為28.42%，且在1%的水平下顯著。說明農(nóng)地轉(zhuǎn)入提高了農(nóng)民的經(jīng)濟收入，收入水平的提高和住房條件的改善，使農(nóng)村居民家庭耐用品支出呈現(xiàn)強勢增長趨勢。第(2)列衣著對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)為-93.05%，且在5%的水平下顯著，說明農(nóng)地轉(zhuǎn)入對衣著消費支出具有顯著的負向影響。產(chǎn)生此類現(xiàn)象的原因可能是，一方面是我國農(nóng)村居民衣著邊際消費傾向較低，農(nóng)村居民對衣著缺乏消費彈性；另一方面是農(nóng)戶將資金多用于農(nóng)地流轉(zhuǎn)，用來可支配的剩余資金較少。第(3)列文教娛樂對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)為69.68%，且在1%的水平下顯著。農(nóng)村居民文教娛樂消費支出不斷上升的原因是農(nóng)地大面積轉(zhuǎn)入到農(nóng)戶手中，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)種植技術(shù)的需求增加，中學(xué)以上的教育、成人培訓(xùn)和農(nóng)業(yè)技術(shù)教育費用支出上漲。第(4)列食品對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)為-13.16%，且在5%的水平下顯著，說明農(nóng)地轉(zhuǎn)入對食品消費支出具有顯著的負向影響。隨著農(nóng)業(yè)技術(shù)的提高，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)不斷完善，農(nóng)副產(chǎn)品種類增多，自家的農(nóng)產(chǎn)品足以滿足家庭生活需要，對外界農(nóng)產(chǎn)品的需求減少。第(5)列居住對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)為-18.78%，且在1%的水平下顯著，說明農(nóng)地轉(zhuǎn)入對居住消費支出具有顯著的負向影響。居住消費支出與農(nóng)地轉(zhuǎn)入呈負相關(guān)的原因是：一是農(nóng)村社區(qū)的物業(yè)費及管理費相對較低；二是相比于城市，農(nóng)村房屋建設(shè)的成本不高，因此，農(nóng)戶買房與租房的費用較低。第(6)列醫(yī)療保健對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)為-116.19%，且在5%的水平下顯著。自2003年起，新型農(nóng)村合作醫(yī)療的試點地區(qū)不斷增加，農(nóng)戶對醫(yī)療保健的支出占家庭總支出的比重相對較低。第(7)列交通對農(nóng)地轉(zhuǎn)入的回歸系數(shù)為37.45%，且在5%的水平下顯著。農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)入行為后，實行集約經(jīng)營模式，有效促進農(nóng)村“三產(chǎn)”融合發(fā)展，農(nóng)戶與外界交流的次數(shù)增加。隨著農(nóng)地轉(zhuǎn)入的有序推進，推動農(nóng)村地區(qū)農(nóng)業(yè)集約化經(jīng)營，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本降低，使得農(nóng)戶收入增加，農(nóng)村居民各類消費出現(xiàn)了不同程度的升級，驗證了上述假設(shè)3的成立。

表3 農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)村居民消費支出的影響

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.Hausman檢驗。由于在選取相關(guān)變量的過程中可能存在遺漏變量，導(dǎo)致解釋變量與隨機擾動項呈現(xiàn)相關(guān)性，從而使得OLS估計結(jié)果存在偏差。豪斯曼( Hausman)檢驗是通過解釋變量與隨機擾動項是否呈現(xiàn)相關(guān)性的檢驗來代替對遺漏相關(guān)變量的檢驗。[19]本文選擇全國31個省級面板數(shù)據(jù)來構(gòu)建模型，應(yīng)用 Hausman檢驗對不同區(qū)域的面板數(shù)據(jù)在不同模型中進行結(jié)果驗證。進行Hausman檢驗的目的在于判斷模型中的農(nóng)村居民各種消費類型與擾動項之間是否有明顯的關(guān)系，來判斷選擇隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。根據(jù)全部樣本豪斯曼檢驗結(jié)果可知，驗證統(tǒng)計量相應(yīng)的P值均為 0. 0000(P<0.05)，對原假設(shè)給予拒絕，宜采用固定效應(yīng)模型。因此，驗證了上述模型的穩(wěn)定性。

2.內(nèi)生性處理。外部環(huán)境總是復(fù)雜的，除了關(guān)鍵變量遺漏造成的內(nèi)生性問題外，實證結(jié)論也可能受到被解釋變量能夠抵消解釋變量的反向因果現(xiàn)象的影響。為緩解研究中可能存在的內(nèi)生性，需要選取工具變量來解決內(nèi)生性問題。[20]村級農(nóng)地流轉(zhuǎn)程度越高，意味著個體農(nóng)戶進行農(nóng)地流轉(zhuǎn)的機會越大，但村級農(nóng)地流轉(zhuǎn)并不會直接影響個體農(nóng)戶的消費結(jié)構(gòu)，因此，本文選取“村級農(nóng)地流轉(zhuǎn)程度”作為工具變量。根據(jù)檢驗結(jié)果表4可知，模型通過了工具變量與內(nèi)生變量不相關(guān)的原假設(shè)檢驗，且不存在弱工具變量問題。當(dāng)對模型增加了控制變量可知，模型(2)識別不足檢驗統(tǒng)計量為43.5447，拒絕了原假設(shè)，說明工具變量與內(nèi)生性變量有關(guān)。弱工具變量檢驗統(tǒng)計大于10%，表明本文選取“村級農(nóng)地流轉(zhuǎn)程度”作為工具變量具有一定的合理性。通過實證結(jié)果顯示，無論是否對模型增加控制變量，都可以發(fā)現(xiàn)在處理內(nèi)生性問題后，農(nóng)地轉(zhuǎn)出、農(nóng)地轉(zhuǎn)入都促進農(nóng)戶消費水平。因此，基本假設(shè)1、3成立。

表4 內(nèi)生性處理：面板數(shù)據(jù)工具變量方法(FE-IV)

3.基于傾向得分匹配方法的檢驗。農(nóng)戶遵循自愿原則進行參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的參與對象可能并未采用隨機分組的方法，那么觀察的樣本中容易出現(xiàn)數(shù)據(jù)偏差(bias)和混雜變量(confounding variable)，由此造成系統(tǒng)性偏差。[21]解決這一問題最主要的解決方法是傾向評分匹配(Propensity Score Matching，簡稱PSM)，此方法盡可能減少由于戶主個體、家庭特征以及社會特征等數(shù)據(jù)遺漏造成的偏差，以便對實驗組和對照組進行更合理的比較。

實證結(jié)果表明，表5模型(1)中，農(nóng)地轉(zhuǎn)出的近鄰匹配后的值高于穩(wěn)健OLS估計結(jié)果，說明農(nóng)地轉(zhuǎn)出確實對農(nóng)戶消費水平產(chǎn)生正向顯著作用；模型(2)中，農(nóng)地轉(zhuǎn)入的近鄰匹配后值為0.1018，且微高于穩(wěn)健OLS估計結(jié)果，證明PSM 估計結(jié)果支持了農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村居民消費產(chǎn)生影響。此外，考慮到家庭收入對農(nóng)戶消費影響可能存在數(shù)據(jù)偏差問題，本文以家庭收入為處理變量，采用傾向得分匹配( PSM) 近鄰匹配法進行估計，相應(yīng)的結(jié)果如表 5模型( 3) 所示。通過PSM 檢驗后，近鄰匹配法處理后的值為0.1886，略低于穩(wěn)健 OLS 估計結(jié)果，以上數(shù)據(jù)結(jié)果充分支持了“家庭收入增加確實提高了農(nóng)戶消費水平”的結(jié)論。以上實證檢驗表明，盡管可能存在遺漏數(shù)據(jù)、混雜變量等問題，但是使用工具變量法( FE-IV) 估計以及傾向得分匹配( PSM) 方法的計量回歸結(jié)果仍然保持一致，即相比未參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶而言，參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶更有利于擴大消費，家庭收入越高越有利于促進消費，支持了本文假設(shè) 1、3。

表5 傾向得分匹配和穩(wěn)健OLS估計結(jié)果(CFPS2018)

(三)作用機制分析

當(dāng)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的邊際收益小于從事非農(nóng)工作的邊際收益時，理性的農(nóng)戶傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地，在收取農(nóng)地租金的同時將勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，逐步完成農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的結(jié)構(gòu)性變革。[22]前文分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)地轉(zhuǎn)出對農(nóng)戶居民消費具有正向作用，外出務(wù)工增加對農(nóng)戶消費具有促進作用。那么，當(dāng)外出務(wù)工引發(fā)農(nóng)戶消費變化時，是否會通過農(nóng)地轉(zhuǎn)出間接影響農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)?農(nóng)地流轉(zhuǎn)有效推動了土地集中和規(guī)模經(jīng)營，規(guī)模經(jīng)濟激勵了農(nóng)戶對土地的貨幣資本持續(xù)追加以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料和農(nóng)業(yè)機械設(shè)備投入，農(nóng)戶生產(chǎn)資料的投入總量因經(jīng)營規(guī)模的擴大而增加，為進一步提高勞動效率和土地產(chǎn)出，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體會根據(jù)實際情況使用更多的農(nóng)業(yè)機械替代勞力。[23]總的來說，農(nóng)地轉(zhuǎn)入對農(nóng)戶資本升級具有推拉作用，但農(nóng)戶收入的增加是否對農(nóng)戶家庭居民消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，還需進一步驗證。前文分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)地轉(zhuǎn)入調(diào)動農(nóng)戶消費欲望，家庭收入增加對農(nóng)戶消費具有顯著影響。那么，當(dāng)家庭收入引發(fā)農(nóng)戶消費變化時，是否會通過農(nóng)地轉(zhuǎn)入間接影響農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)？為了驗證假設(shè)2、4，需要引入中介效應(yīng)模型。驗證模型設(shè)定如下：

lnincomeit=θ1+β3landinit+ηMit+λZit+μt+εit

(3)

Consumeit=θ2+lnincomeitβ4landinit+ηMit+λZit+μt+εit

(4)

workit=ρ1+β5landoutit+ηMit+λZit+μt+εit

(5)

Consumeit=ρ2+β6landoutit+workit+ηMit+λZit+μt+εit

(6)

式(3)—(6)中，θ為代估參數(shù)，Inincome代表家庭純收入，ρ為代估參數(shù)，work代表是否參與外出務(wù)工，若是則值為 “1”，反之值為“0”。其他變量含義與式(1)相同。

這里采用中介效應(yīng)逐步回歸的方式對農(nóng)戶居民收入與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的關(guān)系進行驗證，表6第(1)—(3)列為中介效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。第(1)列以農(nóng)村居民家庭純收入的對數(shù)作為被解釋變量，結(jié)果顯示土地轉(zhuǎn)入對家庭純收入具有正向的顯著影響。第(2)列以農(nóng)村居民家庭總消費的對數(shù)為被解釋變量，以家庭純收入的對數(shù)為解釋變量，土地轉(zhuǎn)入的影響系數(shù)為19.31%，土地轉(zhuǎn)出的影響系數(shù)為20.13%。第(3)列以農(nóng)村居民家庭總消費的對數(shù)為被解釋變量，以土地轉(zhuǎn)入和家庭純收入的對數(shù)共同作為解釋變量，土地轉(zhuǎn)入的影響系數(shù)則下降至17.74%。土地轉(zhuǎn)入變量系數(shù)估計值的減小以及土地轉(zhuǎn)入與農(nóng)村居民家庭消費之間的正向關(guān)系，驗證了土地轉(zhuǎn)入是通過家庭收入的變動進而影響居民消費結(jié)構(gòu)的。為了進一步研究居民收入這一中介效應(yīng)的影響，本文分別對生存型消費、發(fā)展型消費以及享受型消費三類樣本進行回歸。第(4)列農(nóng)地轉(zhuǎn)入、農(nóng)地轉(zhuǎn)出變量的系數(shù)為負，原因可能是農(nóng)村消費品市場發(fā)展不夠健全，隨著農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出率提高，農(nóng)戶生產(chǎn)出的農(nóng)產(chǎn)品足夠滿足自身需求。此外，農(nóng)村居民習(xí)慣了原有的生活方式和消費習(xí)慣，導(dǎo)致農(nóng)戶收入的提高并沒有對生存型消費產(chǎn)生巨大影響。第(5)列、第(6)列的回歸結(jié)果顯示，土地轉(zhuǎn)入、農(nóng)地轉(zhuǎn)出對發(fā)展型消費及享受型消費的影響為正向顯著。如第(3)—(5)列所示，外出務(wù)工對生存型消費、發(fā)展型消費以及享受型消費的影響系數(shù)分別為21.13%、34.34%以及11.02%，說明外出務(wù)工的經(jīng)歷使農(nóng)民在城市學(xué)到更多的職業(yè)技能從而進行非農(nóng)就業(yè)或者創(chuàng)業(yè)，進而提高收入改變家庭消費結(jié)構(gòu)；此外，外出務(wù)工的農(nóng)民在城市中的生活環(huán)境和消費習(xí)慣得到了改變，意識到培養(yǎng)個人能力的重要性，更注重教育和文化娛樂的消費，外出務(wù)工間接影響農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)。符合上述假設(shè)2、4。此回歸結(jié)果也側(cè)面驗證了中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。

表6 中介效應(yīng)檢驗

五、結(jié)論

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是完善農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營與現(xiàn)代化發(fā)展、實現(xiàn)農(nóng)戶增收的重要抓手。探求農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的影響，對擴大農(nóng)村消費需求，優(yōu)化農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)，推動城鄉(xiāng)消費統(tǒng)籌發(fā)展，實現(xiàn)共同富裕目標具有重要促進作用。本文通過闡釋“農(nóng)地轉(zhuǎn)入-資本變動-消費水平提升”和“農(nóng)地轉(zhuǎn)出-生計方式改變-消費結(jié)構(gòu)升級”的作用機理解析并驗證農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的影響得到：

1.農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的影響顯著。參與農(nóng)地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶總體上消費水平高、消費動機強，在控制反向因果關(guān)系和變量選擇偏誤等問題造成的內(nèi)生性之后，農(nóng)地流轉(zhuǎn)的影響仍呈正向顯著關(guān)系。無論是農(nóng)地轉(zhuǎn)入還是轉(zhuǎn)出都能提高農(nóng)戶收入，收入增加引致農(nóng)戶邊際消費率上升，進而影響家庭消費。

2.農(nóng)地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶消費支出的影響存在差異。無論是農(nóng)地轉(zhuǎn)入還是農(nóng)地轉(zhuǎn)出都顯著增加了發(fā)展型、享受型消費支出，減少了生存型消費支出。導(dǎo)致這一結(jié)果的根本原因在于生存型消費是基礎(chǔ)性消費，消費需求彈性較小，收入增加并不能刺激生存型消費，而發(fā)展型、享受型消費需求彈性較大，農(nóng)戶增收使其邊際消費傾向增強。

3.資本變動與生計方式改變是農(nóng)地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)戶消費的中介效應(yīng)機制。資本變動在農(nóng)地轉(zhuǎn)入過程中對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)存在中介效應(yīng)，即收入越高的農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)入的概率越大，且能夠通過農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營提高家庭收入，間接促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級；生計方式改變在農(nóng)地轉(zhuǎn)出過程中對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)存在中介效應(yīng)， 即農(nóng)戶外出務(wù)工后，生活環(huán)境、生活方式發(fā)生改變，從而改變著農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)。

農(nóng)地流轉(zhuǎn)是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平、刺激經(jīng)濟內(nèi)生增長、落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要環(huán)節(jié)，是推動形成持久穩(wěn)定消費市場的重要手段，有利于加速農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化、刺激農(nóng)戶消費需求、改善雙向循環(huán)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。盡管當(dāng)前農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)不斷降低，但消費動力不足等問題依然突出，應(yīng)持續(xù)優(yōu)化農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策，建立土地流轉(zhuǎn)下的農(nóng)戶長效增收機制，激發(fā)農(nóng)村消費潛力，優(yōu)化農(nóng)村消費市場結(jié)構(gòu)，促進農(nóng)村消費增長，助力鄉(xiāng)村振興。