杜 鑫,孟小暄

(1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所,北京 100732；2.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué) 農(nóng)村發(fā)展系,北京 100732)

一、文獻(xiàn)綜述及問(wèn)題的提出

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著市場(chǎng)化改革的深入推進(jìn)和工業(yè)化、城市化的深入發(fā)展，農(nóng)村地區(qū)經(jīng)歷了大規(guī)模的生產(chǎn)要素再配置和調(diào)整過(guò)程，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所不能吸納的農(nóng)村富余勞動(dòng)力不斷向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城市地區(qū)轉(zhuǎn)移。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，2009年全國(guó)農(nóng)民工總量為22987萬(wàn)人，其中，在戶(hù)籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域內(nèi)就業(yè)的本地農(nóng)民工8445萬(wàn)人，在戶(hù)籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域外就業(yè)的外出農(nóng)民工14533萬(wàn)人(1)《2009年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》，http://www.stats.gov.cn/ztjc/ztfx/fxbg/201003/t20100319_16135.html.；到2020年，全國(guó)農(nóng)民工總量達(dá)到28560萬(wàn)人，其中，在戶(hù)籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域內(nèi)就業(yè)的本地農(nóng)民工達(dá)到11601萬(wàn)人，在戶(hù)籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域外就業(yè)的外出農(nóng)民工達(dá)到16959萬(wàn)人(2)《2020年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/202104/t20210430_1816933.html.，分別比2009年增長(zhǎng)24.24%、37.37%和16.69%，遠(yuǎn)超同期全國(guó)勞動(dòng)力總量不到5%的增長(zhǎng)率(3)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》所公布的數(shù)據(jù)，2009年全國(guó)勞動(dòng)力總量為77510萬(wàn)人，2019年全國(guó)勞動(dòng)力總量為81104萬(wàn)人，2019年全國(guó)勞動(dòng)力總量比2009年大約增長(zhǎng)4.64%。。在宏觀(guān)層面，大規(guī)模的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提高了中國(guó)的總量勞動(dòng)生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率，成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉之一(4)蔡昉：《中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革效應(yīng)分析:勞動(dòng)力重新配置的視角》，《經(jīng)濟(jì)研究》，2017年第7期。。與此同時(shí)，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移也會(huì)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入產(chǎn)生重要影響。

迄今為止，國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界已有許多關(guān)于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移或非農(nóng)就業(yè)對(duì)中國(guó)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響的研究成果。已有的文獻(xiàn)基本上一致認(rèn)為勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)顯著提高了農(nóng)戶(hù)家庭收入水平(5)李實(shí)：《中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)與收入增長(zhǎng)和分配》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)》，1999年第2期。，有研究還發(fā)現(xiàn)不同的勞動(dòng)力就業(yè)形式對(duì)家庭收入的貢獻(xiàn)大小不同，勞動(dòng)力遷移就業(yè)高于本地非農(nóng)就業(yè)，本地非農(nóng)就業(yè)又高于農(nóng)業(yè)就業(yè)(6)Zhao Y. Labor Migration and Earnings Differences: the Case of China. Economic Development and Cultural Change, 1999(4).；有研究也發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力遷移在提高了農(nóng)戶(hù)家庭總收入的同時(shí)，其所帶來(lái)的勞動(dòng)力損失效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入帶來(lái)了較大的不利影響，同時(shí)，這種不利影響僅能由勞動(dòng)力遷移匯款部分地予以補(bǔ)償(7)王子成：《外出務(wù)工、匯款對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響：來(lái)自中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的證據(jù)》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》，2012年第4期。。此外，關(guān)于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)對(duì)農(nóng)村居民收入分配會(huì)產(chǎn)生何種影響，已有的研究結(jié)論并不一致，有的研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)擴(kuò)大了農(nóng)村居民收入差距(8)張平：《中國(guó)農(nóng)村居民區(qū)域間收入不平等與非農(nóng)就業(yè)》，《經(jīng)濟(jì)研究》，1998年第8期.，有的則得出了相反的結(jié)論(9)朱農(nóng)：《貧困、不平等和農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》，2005年第1期。?？偟膩?lái)看，國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)于中國(guó)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響的研究已經(jīng)取得了較為豐富的成果，為繼續(xù)開(kāi)展相關(guān)研究提供了較好的基礎(chǔ)。與此同時(shí)，已有的研究也還存在一些不足之處，尚有進(jìn)一步改進(jìn)的空間。首先，已有的研究在考察勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響時(shí)，或者沒(méi)有考慮勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移行為的內(nèi)生性問(wèn)題，或者僅考慮勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移行為的內(nèi)生性而沒(méi)有考慮其他要素投入特別是土地要素投入的內(nèi)生性問(wèn)題。從理論上來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶(hù)作為一個(gè)擁有勞動(dòng)、土地等多種生產(chǎn)要素稟賦的理性決策主體，其對(duì)每一種生產(chǎn)要素的配置行為都是其根據(jù)市場(chǎng)外部條件、自身資源稟賦和偏好所做出的統(tǒng)一的最優(yōu)化決策的結(jié)果，農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)決策經(jīng)常伴之以土地流轉(zhuǎn)決策(10)杜鑫：《勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、土地租賃與農(nóng)業(yè)資本投入的聯(lián)合決策分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》，2013年第10期。，在研究勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和家庭收入的影響時(shí)，不考慮勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移行為以及土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模的內(nèi)生性問(wèn)題，所得估計(jì)結(jié)果可能是有偏的，即所估計(jì)出的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)對(duì)家庭收入的影響效果可能包含有與之相伴的土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模調(diào)整的影響。其次，已有文獻(xiàn)大都沒(méi)有在同一個(gè)分析框架內(nèi)區(qū)分勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)的不同形式。作為整體的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移包括就地轉(zhuǎn)移(或本地非農(nóng)就業(yè))和異地轉(zhuǎn)移(或遷移就業(yè))兩種形式，其對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入和非農(nóng)收入具有不同的影響，對(duì)其進(jìn)行區(qū)分并進(jìn)行比較分析有其必要性。有鑒于此，本文擬在綜合考慮農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)行為與土地要素投入的內(nèi)生性的情況下，考察勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移行為以及其中的異地轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、非農(nóng)收入與總收入的影響，以期得到更為準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果。這既是本文的研究重點(diǎn)，也是對(duì)已有研究所做出的邊際創(chuàng)新。

二、樣本數(shù)據(jù)

本文利用2020年中國(guó)鄉(xiāng)村振興綜合調(diào)查(CRRS)的全國(guó)農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)考察勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入的影響。2020年中國(guó)鄉(xiāng)村振興綜合調(diào)查(CRRS)項(xiàng)目課題組在全國(guó)范圍內(nèi)按照隨機(jī)分層抽樣原則，抽取了10個(gè)省份、50個(gè)縣(市)、150個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))、300個(gè)行政村、3821個(gè)農(nóng)戶(hù)樣本開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查。為了使樣本具有充分的代表性，課題組首先根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、區(qū)域位置以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況，從東部、中部、西部和東北地區(qū)隨機(jī)抽取所有省份數(shù)量的三分之一共10個(gè)調(diào)查省份，分別是浙江、山東、廣東、安徽、河南、貴州、四川、陜西、寧夏、黑龍江；其次，在每個(gè)省份對(duì)所有縣(市、區(qū))按照人均GDP高低分為5組，同時(shí)考慮地理空間上的均勻分布，從每個(gè)組內(nèi)隨機(jī)抽取1個(gè)縣，共抽取5個(gè)縣(市)；然后，按照與樣本縣(市)相似的抽樣原則，在每個(gè)縣(市)隨機(jī)抽取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的3個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，在每個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))隨機(jī)抽取經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的1個(gè)行政村和1個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較差的行政村；最后，根據(jù)村委會(huì)提供的花名冊(cè)，在每個(gè)行政村按照等距離取樣法隨機(jī)抽取12～14個(gè)農(nóng)戶(hù)，就農(nóng)村人口與勞動(dòng)就業(yè)、土地經(jīng)營(yíng)、糧食生產(chǎn)、社區(qū)環(huán)境、收入及消費(fèi)、社區(qū)治理等情況開(kāi)展問(wèn)卷調(diào)查。在本文的分析中，舍棄數(shù)據(jù)缺失及數(shù)據(jù)異常的觀(guān)測(cè)值后，最后使用了1915個(gè)農(nóng)戶(hù)樣本。

為了開(kāi)展本文的研究，首先需要對(duì)勞動(dòng)力、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)、家庭收入等概念進(jìn)行界定。結(jié)合所使用的樣本數(shù)據(jù)，本文將農(nóng)村勞動(dòng)力定義為年齡16～64歲、當(dāng)前就業(yè)狀態(tài)為全職務(wù)農(nóng)、非農(nóng)就業(yè)、兼業(yè)、無(wú)業(yè)或待業(yè)的農(nóng)戶(hù)成員。將勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移定義為農(nóng)村勞動(dòng)力從事非農(nóng)就業(yè)或兼業(yè)，勞動(dòng)力異地轉(zhuǎn)移(或遷移就業(yè))定義為轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力一年內(nèi)在戶(hù)籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)地域外從事非農(nóng)就業(yè)或兼業(yè)6個(gè)月及以上。若農(nóng)戶(hù)有成員參與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)和異地轉(zhuǎn)移就業(yè)，則分別稱(chēng)其為轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)和異地轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)。家庭收入是指純收入，包括家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入和非農(nóng)收入，前者包括家庭全部農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)扣除了經(jīng)營(yíng)成本后所取得的凈收入，后者包括農(nóng)戶(hù)成員非農(nóng)就業(yè)活動(dòng)所取得的凈收入以及財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。

根據(jù)上述定義，表1列出了樣本農(nóng)戶(hù)參與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)及其家庭收入狀況。根據(jù)表1，2019年全體樣本農(nóng)戶(hù)平均擁有勞動(dòng)力2.55人，其中轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力1.32人，異地轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力0.76人，二者分別占樣本農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力人數(shù)的49.44%和26.61%。全體農(nóng)戶(hù)平均家庭純收入64254.45元，家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入23866.87元，非農(nóng)收入40387.57元。轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)與非轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)相比較，轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)呈現(xiàn)出勞動(dòng)力人數(shù)較多、家庭純收入及非農(nóng)收入較高而農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入較低的特點(diǎn)，其中的異地轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)的上述特點(diǎn)更為突出，而非轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)則呈現(xiàn)出完全相反的特點(diǎn)，即勞動(dòng)力人數(shù)較少、家庭純收入及非農(nóng)收入較低而農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入較高。對(duì)于轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)與非轉(zhuǎn)移農(nóng)戶(hù)在家庭收入上存在的明顯差異，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)活動(dòng)是否產(chǎn)生了顯著影響以及其影響程度如何？下面，本文將通過(guò)經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析予以研究論證。

表1 樣本農(nóng)戶(hù)參與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)及其家庭收入狀況

三、模型設(shè)定及估計(jì)策略

農(nóng)戶(hù)家庭收入主要來(lái)源于家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和非農(nóng)就業(yè)活動(dòng)，其家庭收入函數(shù)既具有生產(chǎn)函數(shù)的特征，又具有個(gè)人收入函數(shù)的特征。據(jù)此，本文設(shè)定如下形式的農(nóng)戶(hù)家庭收入模型：

(1)

為了更深入地考察勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的不同影響，本文進(jìn)一步將農(nóng)戶(hù)家庭純收入分為家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入和非農(nóng)收入，分別建立如下模型來(lái)考察勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)不同收入來(lái)源家庭收入的影響：

(2)

(3)

式(2)、(3)中，yα、yn分別代表家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入和非農(nóng)凈收入，Xα、Xn分別代表一系列影響農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入和非農(nóng)凈收入的控制變量向量，其他解釋變量含義與式(1)相同。本文假設(shè)農(nóng)戶(hù)通過(guò)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)而獲得非農(nóng)收入的過(guò)程不需要土地要素投入，式(3)沒(méi)有引入土地要素投入變量。θα0、θα1、…θα5、和θn0、θn1、…θn4、分別為相應(yīng)的待估計(jì)系數(shù)或系數(shù)向量；ζα、ζn為服從正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)，分別代表其他影響農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入和非農(nóng)凈收入的不可觀(guān)測(cè)因素。

式(1)和式(2)中，農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移變量Ln和家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)土地要素投入t都具有潛在的內(nèi)生性。如果不考慮其內(nèi)生性問(wèn)題，直接對(duì)其進(jìn)行OLS估計(jì)，所得結(jié)果可能是有偏的，對(duì)式(1)和式(2)的估計(jì)應(yīng)當(dāng)考慮這兩個(gè)變量的內(nèi)生性問(wèn)題。與此同時(shí)，家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)土地要素投入t是一個(gè)連續(xù)性的內(nèi)生解釋變量，而勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移變量Ln卻是一個(gè)二值內(nèi)生處理變量。處理這兩個(gè)數(shù)據(jù)特征截然不同的解釋變量的內(nèi)生性問(wèn)題，不能采用一般的兩階段最小二乘方法。針對(duì)這一問(wèn)題，本文選擇使用能夠同時(shí)處理連續(xù)性變量和處理變量?jī)?nèi)生性的擴(kuò)展回歸模型(extended regression model，ERM)進(jìn)行估計(jì)(12)StataCorp., Stata: Release 16. Statistical Software. College Station, TX: StataCorp LLC., 2019.。式(3)中只有一個(gè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移變量Ln是內(nèi)生處理變量，對(duì)其采用處理效應(yīng)模型(treatment effect model)進(jìn)行估計(jì)(13)StataCorp., Stata: Release 16. Statistical Software. College Station, TX: StataCorp LLC., 2019.。本文在使用擴(kuò)展回歸模型或處理效應(yīng)模型對(duì)式(1)-(3)進(jìn)行估計(jì)時(shí)，選擇農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力人數(shù)、承包地面積、家庭金融資產(chǎn)、本地勞動(dòng)力市場(chǎng)和土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的要素價(jià)格水平以及其他一些戶(hù)特征、村特征變量作為解釋變量對(duì)農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移決策與農(nóng)業(yè)土地要素投入進(jìn)行建模。

表2 變量的定義與描述統(tǒng)計(jì)

以上即為本文擬建立的考察勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移如何影響農(nóng)戶(hù)家庭收入的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型。表2列出了本文經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型所使用的變量的定義及其描述統(tǒng)計(jì)。

四、估計(jì)結(jié)果

(一)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)家庭收入的影響

表3 勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)家庭收入的影響

表3列出了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入、家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入與非農(nóng)凈收入的影響的估計(jì)結(jié)果。表3顯示，農(nóng)戶(hù)家庭收入方程與勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移決策方程之間的相關(guān)系數(shù)估計(jì)結(jié)果都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明家庭收入方程中的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移變量是內(nèi)生處理變量，采用擴(kuò)展回歸模型與處理效應(yīng)模型回歸方法而非普通最小二乘法才能得到一致性的估計(jì)結(jié)果。

根據(jù)表3，在控制了家庭勞動(dòng)力人數(shù)、家庭金融資產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)耕地面積、勞動(dòng)力平均受教育年限以及其他戶(hù)特征、村特征等變量的條件下，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)對(duì)家庭純收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，平均來(lái)說(shuō)，使農(nóng)戶(hù)家庭純收入分別提高了大約36%。分收入來(lái)源來(lái)看，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，使其降低了大約20%；但對(duì)家庭非農(nóng)收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，使其增加了80%。

就其他控制變量來(lái)看，經(jīng)營(yíng)耕地面積、家庭金融資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入及農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入都產(chǎn)生了顯著的正向影響。家庭勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入及非農(nóng)收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，但對(duì)家庭非農(nóng)收入的影響并不顯著，究其原因，或許在于機(jī)械對(duì)勞動(dòng)的替代在當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中較為普遍，使得家庭勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)非農(nóng)收入的影響顯著降低。與已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論相似(14)Kung,J.K.S.,and Y.Lee.So What If There Is Income Inequality?The Distributive Consequence of Nonfarm Employment in Rural China.Economic Development and Cultural Change,2001(1).，代表家庭人力資本水平的勞動(dòng)力平均受教育年限雖然也對(duì)家庭純收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，但其僅對(duì)提高家庭非農(nóng)收入發(fā)揮了積極作用，對(duì)提高家庭農(nóng)業(yè)收入并沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響，其原因可能在于教育對(duì)于家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)就業(yè)兩種性質(zhì)不同的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的貢獻(xiàn)截然不同。戶(hù)主年齡的增加對(duì)家庭純收入產(chǎn)生了顯著的不利影響，但主要是對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生了顯著的不利影響，對(duì)來(lái)源于留守家庭成員之外的非農(nóng)收入并沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。位于平原地區(qū)有利于開(kāi)展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，從而對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，但對(duì)家庭非農(nóng)收入及全部家庭純收入均沒(méi)有顯著影響。一個(gè)比較令人費(fèi)解的估計(jì)結(jié)果是，位于城市郊區(qū)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入產(chǎn)生了某種程度的負(fù)向影響(系數(shù)估計(jì)值僅在10%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性)，原因或許可以從其對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入所產(chǎn)生的不同影響上一窺端倪；位于城市郊區(qū)主要對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生了某種程度的負(fù)面影響(系數(shù)估計(jì)值僅在10%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性)，其原因或許在于城市郊區(qū)農(nóng)民普遍存在因征地等原因而造成的失地較多、土地資源較少；同時(shí)，位于城市郊區(qū)對(duì)于家庭非農(nóng)收入并沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響，其原因或許在于控制了勞動(dòng)力人數(shù)、人力資本水平、家庭金融資產(chǎn)等變量的影響之后，單純地理位置因素對(duì)于家庭非農(nóng)收入的影響已經(jīng)不再顯著；正是由于位于城市郊區(qū)對(duì)于家庭農(nóng)業(yè)收入與非農(nóng)收入產(chǎn)生了上述不同的影響，最終導(dǎo)致其對(duì)家庭純收入產(chǎn)生了某些不利影響。

(二)異地轉(zhuǎn)移對(duì)家庭收入的影響

表4列出了異地轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入、家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入與非農(nóng)凈收入的影響的估計(jì)結(jié)果。與表3類(lèi)似，表4中的農(nóng)戶(hù)家庭收入方程與異地轉(zhuǎn)移決策方程之間的相關(guān)系數(shù)估計(jì)結(jié)果都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明家庭收入方程中的異地轉(zhuǎn)移變量是內(nèi)生處理變量，采用擴(kuò)展回歸模型與處理效應(yīng)模型回歸方法而非普通最小二乘法才能得到一致性的估計(jì)結(jié)果。

根據(jù)表4，在控制了家庭勞動(dòng)力人數(shù)、家庭金融資產(chǎn)、播種面積、勞動(dòng)力平均受教育年限以及其他戶(hù)特征、村特征等變量的條件下，異地轉(zhuǎn)移就業(yè)對(duì)家庭純收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，平均來(lái)說(shuō)，使得農(nóng)戶(hù)家庭純收入提高了大約80%。分收入來(lái)源來(lái)看，異地轉(zhuǎn)移對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，，使其降低了大約30%；但對(duì)家庭非農(nóng)收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，使其增加了大約130%。就勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與異地轉(zhuǎn)移相比較而言，異地轉(zhuǎn)移對(duì)提高家庭純收入的貢獻(xiàn)更大，特別是對(duì)提高家庭非農(nóng)收入的貢獻(xiàn)更大，但異地轉(zhuǎn)移對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入的負(fù)向影響也相對(duì)更大。

就其他控制變量來(lái)說(shuō)，其估計(jì)結(jié)果與表3大體相同，此處不再重述。與表3不同之處主要有以下幾個(gè)方面：第一，在控制了異地轉(zhuǎn)移變量后，表4中家庭勞動(dòng)力人數(shù)的多少對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭非農(nóng)收入也不再具有顯著影響，原因或許是家庭勞動(dòng)力對(duì)于家庭非農(nóng)收入的貢獻(xiàn)主要在于其是否參與異地轉(zhuǎn)移就業(yè)而非家庭勞動(dòng)力人數(shù)的多少。第二，同時(shí)也是一個(gè)令人感到費(fèi)解的估計(jì)結(jié)果，就是位于平原不僅對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，還對(duì)家庭非農(nóng)收入產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，考慮到已經(jīng)控制了異地轉(zhuǎn)移變量，造成這一估計(jì)結(jié)果的原因或許是位于山區(qū)的農(nóng)村居民由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件相對(duì)較差，相對(duì)來(lái)說(shuō)更傾向于參與轉(zhuǎn)移就業(yè)特別是本地非農(nóng)就業(yè)，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件相對(duì)較佳的平原地區(qū)農(nóng)村居民更容易安于家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)現(xiàn)狀。另外一個(gè)不同之處在于，表4中位于城市郊區(qū)對(duì)家庭非農(nóng)收入產(chǎn)生了某種程度的正向影響(系數(shù)估計(jì)值僅在10%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性)，并且對(duì)家庭純收入不再具有顯著性的影響。結(jié)合表3和表4可知，在控制了其他變量的條件下，位于城市郊區(qū)會(huì)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，但對(duì)家庭非農(nóng)收入僅會(huì)產(chǎn)生顯著性較弱的正向影響。以上兩方面的影響加總起來(lái)，位于城市郊區(qū)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭純收入的影響已不再具有較高的統(tǒng)計(jì)顯著性。

表4 異地轉(zhuǎn)移對(duì)家庭收入的影響

五、結(jié)論與啟示

本文利用2020年中國(guó)鄉(xiāng)村振興綜合調(diào)查(CRRS)的農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，在綜合考慮農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移行為與土地要素投入的內(nèi)生性的情況下，使用擴(kuò)展回歸模型及處理效應(yīng)模型考察勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移以及其中的異地轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、非農(nóng)收入與總收入的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在控制了農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)要素稟賦、播種面積、人力資本以及其他戶(hù)特征、村特征變量的影響之后，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移及異地轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，平均來(lái)說(shuō)，二者分別使農(nóng)戶(hù)家庭純收入提高了大約40%和80%。分收入來(lái)源來(lái)看，二者都對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，對(duì)家庭非農(nóng)收入產(chǎn)生了顯著的正向影響；勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與異地轉(zhuǎn)移相比較而言，異地轉(zhuǎn)移對(duì)提高家庭純收入的貢獻(xiàn)更大，特別是對(duì)提高家庭非農(nóng)收入的貢獻(xiàn)更大，但其對(duì)家庭農(nóng)業(yè)收入的負(fù)向影響也相對(duì)更大，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移則正好相反。

鑒于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)會(huì)帶來(lái)家庭收入的顯著提高，為了繼續(xù)提高農(nóng)民收入，在“十四五”及未來(lái)一個(gè)時(shí)期，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)推進(jìn)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移進(jìn)程，為此，應(yīng)當(dāng)注意加強(qiáng)農(nóng)村勞動(dòng)力培訓(xùn)，努力提高勞動(dòng)力素質(zhì)，做好農(nóng)村勞動(dòng)力就業(yè)創(chuàng)業(yè)工作，推進(jìn)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化發(fā)展。同時(shí)也應(yīng)看到，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)尤其是異地轉(zhuǎn)移就業(yè)對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)收入產(chǎn)生了負(fù)面影響，這也意味著，農(nóng)戶(hù)出于自身利益最大化的動(dòng)機(jī)而不斷擴(kuò)大勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)規(guī)模，會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)帶來(lái)潛在的負(fù)面影響，對(duì)此也不能掉以輕心。因應(yīng)這種發(fā)展趨勢(shì)，加快培育新型職業(yè)農(nóng)民，積極推進(jìn)土地流轉(zhuǎn)，大力發(fā)展農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)，早日實(shí)現(xiàn)土地經(jīng)營(yíng)規(guī)?；蜕鐣?huì)服務(wù)規(guī)?；源酥妻r(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程，才是根本的解決之道。