唐 林，羅 小 鋒，杜 三 峽，閆 阿 倩

(華中農(nóng)業(yè)大學 1.經(jīng)濟管理學院；2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070)

一、引 言

我國農(nóng)村經(jīng)濟取得了飛速發(fā)展的同時，農(nóng)村內部的收入差距也在逐步擴大，農(nóng)民收入分配趨于復雜化[1]。為了縮小農(nóng)村收入差距，實現(xiàn)全面小康，黨和政府制定了精準扶貧的重大戰(zhàn)略，目前脫貧攻堅已取得全面勝利。然而，精準扶貧過程中，依然存在“虛假式”脫貧、“指標式”脫貧等現(xiàn)象，究其原因，更多的是部分農(nóng)民缺少脫貧的志氣，自覺脫貧的內生動力不足[2]，更有甚者，有的坐享其成。因此，有學者就提出了“扶貧先扶志”，即要轉變農(nóng)民的觀念和態(tài)度，增強農(nóng)民脫貧的勇氣和信心[3]。也有學者認為貧窮的人更注重眼前的利益而做出短視的決定[4]，從而降低“扶志”的實際效果。那么，轉變農(nóng)民的觀念和態(tài)度是否能夠改變農(nóng)戶家庭的收入狀況？對這一問題的探究，對進一步提高農(nóng)戶家庭收入水平，鞏固脫貧攻堅的成果具有重要的意義。

農(nóng)村發(fā)展的根本目的是提升農(nóng)民收入水平。眾多學者就如何提高農(nóng)民收入水平等方面做了大量且卓有成效的研究，也為本文的研究提供了文獻支撐。已有研究大體上從三個角度進行了有益的探索：一是從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的角度，通過農(nóng)村土地整治[5]、大力發(fā)展農(nóng)村訂單農(nóng)業(yè)[6]、完善農(nóng)村農(nóng)業(yè)機械服務體系建設[7]、加速農(nóng)地的流轉[8]等方式推動農(nóng)戶收入的增長；二是從社會保障的角度，通過強化農(nóng)村養(yǎng)老保險制度設計[9]、完善農(nóng)村合作醫(yī)療服務體系[10]、加大農(nóng)業(yè)補貼力度[11]等方式提升農(nóng)戶收入水平；三是從政策制度的角度，主張通過異地扶貧搬遷[12]、退耕還林還濕及生態(tài)公益林補償[13-14]、實施精準扶貧政策[15]、農(nóng)地確權[16]等制度設計改善農(nóng)戶收入狀況。

通過對文獻的歸納和梳理，不難發(fā)現(xiàn)已有研究無一不是強調外在因素的影響，重點研究外部條件改變所引起的農(nóng)戶家庭收入水平的變化。然而，已有研究忽略了農(nóng)戶家庭內部因素的改變所引起的家庭經(jīng)濟態(tài)度的變化。而且，從理論上講，內因是事物發(fā)展的動力和源泉，外因通過內因起作用。外部條件的改變所導致的家庭收入變化，一定程度上也會通過改變家庭經(jīng)濟態(tài)度，進而影響家庭福利。農(nóng)戶家庭的經(jīng)濟態(tài)度是在一定的社會文化、家庭倫理、家庭資源稟賦等因素的作用下形成的[17]，會影響到家庭內的投入和產(chǎn)出以及內部資源的分配方式。那么，經(jīng)濟態(tài)度的差異是否會導致農(nóng)戶在勞動投入以及時間分配上也存在差異，進而對農(nóng)戶家庭的收入水平產(chǎn)生不同的影響？已有文獻鮮有對農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度進行研究，對農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度的收入效應進行估計的文獻更是寥寥無幾?；诖耍疚闹攸c考慮農(nóng)戶內部因素，探究農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度及其收入效應，通過構建實證模型評估經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶家庭收入水平的影響。相比于已有文獻，本文的邊際貢獻是：其一，重點關注農(nóng)戶內部因素，定量分析了經(jīng)濟態(tài)度及其收入效應；其二，就經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)民收入水平影響的作用機理進行了理論分析，并利用農(nóng)戶調研數(shù)據(jù)進行了實證檢驗。

二、邏輯線索：理論與模型

(一)農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度收入效應的機理分析

經(jīng)濟態(tài)度是指農(nóng)民在滿足自身閑暇欲望以及忍受勞動痛苦之間做出的權衡和選擇[18]。在不同的經(jīng)濟態(tài)度下，農(nóng)民會作出不同的經(jīng)濟行為和目標選擇[17]，進而會產(chǎn)生不同的福利效應。費孝通等將農(nóng)民的生活方式分為了兩類[18]：一是忍受勞動帶來的痛苦，但可以賺取更多收入進而創(chuàng)造將來可以享受的效用；二是享受當下的生活，享受閑暇。節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度屬于第一種生活方式，是指農(nóng)戶家庭在資源配置中更加注重勞動生產(chǎn)和財富的積累，并通過減少日常閑暇時間來賺取更多財富，以應對各種突發(fā)事件(如大病)以及滿足家庭將來的需求(子女升學、成家等)。而生活型經(jīng)濟態(tài)度則屬于第二種，是指農(nóng)戶家庭在日常生產(chǎn)生活中享受較多的閑暇時光，保持較高的消費水平的高消費、高閑暇的生活方式。很明顯，兩種經(jīng)濟態(tài)度的農(nóng)民對待勞動和閑暇的態(tài)度存在差異，節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度的主要特征是不計成本的勞動投入(包括數(shù)量和時間)并以收入(工資)為依據(jù)將勞動力投入到相關行業(yè)，閑暇對勞動的替代率較低[17]。而生活型經(jīng)濟態(tài)度的特征相反，閑暇對勞動的替代率較高。當然，生活型經(jīng)濟態(tài)度并非指農(nóng)民完全不勞動，而是在完成必要的勞動之后，通過閑暇滿足享受的需求。理論上，兩種經(jīng)濟態(tài)度的農(nóng)民在勞動與閑暇的時間分配、勞動力的行業(yè)選擇等方面均存在差異，這勢必會導致兩類農(nóng)戶收入水平存在差異。具體來看，經(jīng)濟態(tài)度主要通過以下兩條路徑對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響。

其一，經(jīng)濟態(tài)度通過改變勞動力的行業(yè)選擇，促使勞動力非農(nóng)轉移，從而對農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生影響。對節(jié)余型農(nóng)戶而言，為了積累更多的家庭財富，會選擇收入相對較高的非農(nóng)就業(yè)，以便賺取更多的收入。而對于生活型農(nóng)戶而言，在滿足其基本生存需要的基礎上，會選擇從事勞動強度相對較低的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)(農(nóng)業(yè)機械化的普及大大降低了農(nóng)業(yè)勞動強度)，增加獲得閑暇的機會，進而提高家庭收入水平[19]。其二，經(jīng)濟態(tài)度通過改變農(nóng)戶在勞動與閑暇之間的時間分配，改變勞動供給時間，進而影響家庭收入水平。根據(jù)Becker提出的家庭時間配置理論[20]，在個體總時間和可支配時間一定的情況下，個體會將時間分配為閑暇、市場勞動(本文包括農(nóng)業(yè)勞動和非農(nóng)勞動)以及家庭勞動。對節(jié)余型農(nóng)戶而言，為了積累家庭財富會增加勞動供給的時間和強度，以便獲取更高的收入；而生活型農(nóng)戶，則會通過增加閑暇的時間來獲得生活的滿足和享受。

總體而言，中國農(nóng)村家庭的經(jīng)濟行為有其特有的社會文化基礎，而家庭經(jīng)濟態(tài)度在其中扮演著重要的角色[17]，并影響著家庭內部的資源配置，以實現(xiàn)勞動辛苦程度和需求滿足程度的均衡[21]。節(jié)余型農(nóng)戶通常會增加勞動供給或從事收益更高的非農(nóng)生產(chǎn)，以獲取更高的收入；生活型農(nóng)戶則通常會增加閑暇時間來獲得滿足和享受?；诖?，提出本文的研究假說：相較于生活型農(nóng)戶，節(jié)余型農(nóng)戶的家庭收入水平更高，且節(jié)余型農(nóng)戶的收入效應主要通過增加勞動力供給和促使勞動力非農(nóng)轉移實現(xiàn)。

(二)模型設定

1.經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)民收入水平影響的模型設定。本文主要關注經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶家庭收入水平的影響。但由于無法同時觀測同一農(nóng)戶在節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度和生活型經(jīng)濟態(tài)度兩種情形下家庭收入狀況，故不能直接估計經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶家庭收入的影響。農(nóng)戶形成何種經(jīng)濟態(tài)度并非是隨機分配的，形成何種經(jīng)濟態(tài)度是農(nóng)戶在特定的社會環(huán)境和家庭資源稟賦條件下的自選擇。而且還會存在一些不可觀測的因素，同時影響著經(jīng)濟態(tài)度和家庭收入，比如農(nóng)民的個人能力等。如果忽略該問題，則其結果是有偏差的。Miguel等指出非隨機的對照試驗也無法得出反事實結果，很難區(qū)別可觀測和不可觀測因素導致的選擇性偏誤問題[22]。本文將使用Maddala提出的內生轉換回歸模型(ESR)來分析農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度對家庭收入水平的影響[23]。該方法的優(yōu)勢在于能夠同時考慮可觀測因素和不可觀測因素的影響。另外，該方法還考慮到了處理效應異質性的問題，能夠考察各變量影響的差異，并實現(xiàn)反事實分析。

內生轉換回歸模型(ESR)實質上也是兩階段回歸，第一階段構建選擇模型，主要考察農(nóng)戶經(jīng)濟態(tài)度的影響因素。本文構建如下的選擇模型：

Ai=γZi+αIi+μi

(1)

式(1)中，Ai表示農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度的二元選擇變量，Ai=1表示農(nóng)民i是節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，Ai=0表示農(nóng)戶i是生活型經(jīng)濟態(tài)度；Zi是外生解釋變量向量，具體包括受訪者個人特征、家庭特征和村莊特征，變量的設定和描述性統(tǒng)計結果如表1所示；Ii是工具變量，用于模型的識別；γ是待估參數(shù)；μi是隨機干擾項。

第二階段構建收入水平?jīng)Q定模型，主要考察經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶收入水平的影響。節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶對應的收入水平模型分別如下所示：

Yia=Xiaβa+εia,ifAi=1

(2)

Yin=Xinβn+εin,ifAi=0

(3)

(2)和(3)式中Yia、Yin分別表示節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的收入水平；Xia、Xin表示影響兩類農(nóng)戶收入水平的因素；εia、εin是隨機擾動項。

2.農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度的收入效應的估計方法。為了更好地估計經(jīng)濟態(tài)度的收入效應，本文進一步運用反事實分析框架，通過比較真實情景與反事實假設情景下節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶收入水平的期望值，從而估計農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度對收入水平影響的平均處理效應。

節(jié)余型農(nóng)戶的收入水平期望值：

E[Yia|Ai=1]=Xiaβa+σuaλia

(4)

生活型農(nóng)戶的收入水平期望值：

E[Yin|Ai=0]=Xinβn+σunλin

(5)

在反事實情況下的節(jié)余型農(nóng)戶在生活型態(tài)度下的收入水平期望值：

E[Yin=1]=Xiaβn+σunλia

(6)

反事實情況下的生活型農(nóng)戶在節(jié)余型態(tài)度下的收入水平期望值：

E[Yia|Ai=0]=Xinβa+σuaλin

(7)

由(4)式和(6)式，可以得到節(jié)余型農(nóng)戶收入水平的平均處理效應為：

ATT=E[Yia|Ai=1]-E[Yin|Ai=1]=Xia(βa-βn)+(σua-σun)λia

(8)

類似地，生活型農(nóng)戶收入水平的平均處理效應為：

ATUi=E[Yia|Ai=0]-E[Yin|Ai=0]=Xin(βa-βn)+(σua-σun)λin

(9)

綜上所述，本文將利用ATTi、ATUi的平均值來估計兩類農(nóng)戶經(jīng)濟態(tài)度對家庭收入水平的平均處理效應。

三、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來源于課題組2019年7-9月對湖北省、江西省和浙江省開展的農(nóng)戶調查。使用該套數(shù)據(jù)的原因有以下四點：其一，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(1)根據(jù)各省政府工作報告及統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)整理排序而得。。該套數(shù)據(jù)包含了不同經(jīng)濟發(fā)展水平省份的農(nóng)戶樣本，浙江省經(jīng)濟發(fā)展水平較高，湖北省處于中偏上水平，江西省的經(jīng)濟發(fā)展水平則相對較弱。其二，該套數(shù)據(jù)的翔實可靠程度較高。該數(shù)據(jù)調研樣本遵循隨機取樣和分層抽樣的原則總共收集了3省6縣850戶農(nóng)戶問卷。具體抽樣方式如下：首先，依據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平狀況選取湖北、江西和浙江3個省6個縣；其次，依據(jù)各縣統(tǒng)計年鑒的相關數(shù)據(jù)，在經(jīng)濟發(fā)展水平的高中低三個層次中分別選取1～2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個縣共選取4～5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；再次，在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取5～8個行政村；最后依據(jù)村莊花名冊，采用等距抽樣的方式隨機抽取8～10個農(nóng)戶。問卷內容包含詳細的農(nóng)戶家庭基本特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營以及村莊基本情況等相關的各項數(shù)據(jù)。調研方式主要以接受過多次培訓的研究生來組建團隊開展農(nóng)戶一對一的問卷訪談，并由調查員根據(jù)農(nóng)戶的明確表述來填制問卷。數(shù)據(jù)處理時，剔除了問卷信息缺失過多、存在異常值以及前后答案不一致的劣質問卷，最終獲得有效問卷816份。

(二)變量選擇及描述統(tǒng)計

1.被解釋變量：經(jīng)濟態(tài)度和家庭年收入。根據(jù)文章模型的設定，實證分析中主要包括兩個模型：經(jīng)濟態(tài)度決定模型和收入水平模型。模型的因變量分別為農(nóng)戶經(jīng)濟態(tài)度和收入水平。對于選擇模型而言，已有研究主要是通過采用虛擬變量的形式衡量選擇變量[19、24]。本文借鑒相關研究，采用同樣的處理方式，即若農(nóng)戶的經(jīng)濟態(tài)度為節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，則賦值為1；若農(nóng)戶的經(jīng)濟態(tài)度為生活型經(jīng)濟態(tài)度，則賦值為0。依據(jù)相關定義，本文設置的具體測量題項為“在日常生產(chǎn)生活中，您會利用閑暇的時間來賺取更多收益還是傾向于休息娛樂？”若農(nóng)戶的回答為“賺取更多收益”，則屬于節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度；若回答為“更傾向于休息娛樂”，則屬于生活型經(jīng)濟態(tài)度。

對于農(nóng)戶收入水平的測度，考慮到數(shù)據(jù)的可得性以及可靠性，本文選擇了農(nóng)戶家庭年收入作為衡量農(nóng)戶收入水平的指標。從另一角度考慮，無論是農(nóng)戶的生活消費支出還是家庭成員閑暇狀況等都在很大程度上取決于農(nóng)戶家庭收入水平[24]。因此，可以認為用家庭年收入衡量家庭收入狀況是合理的。此外，還考慮到農(nóng)戶收入差距過大而導致樣本方差過大的問題。本文借鑒陳前恒等的處理辦法[25]，把農(nóng)戶家庭年收入進行對數(shù)化處理。

2.解釋變量：個人特征、家庭特征和村莊特征。在借鑒相關研究成果基礎上[26-27]，本文選取受訪者個人特征、家庭經(jīng)營特征、村莊特征、地區(qū)虛擬變量等4類16個變量作為解釋變量。其中，個人特征包括受訪者的性別、年齡、健康狀況、受教育程度、技術培訓等變量；家庭經(jīng)營特征變量包括政治身份、家庭總人口數(shù)、贍撫比、社會網(wǎng)絡、耕地面積、土壤肥力、購買農(nóng)業(yè)機械服務等變量；村莊特征變量包括到鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離和地形特征變量；地區(qū)虛擬變量主要以湖北省為參照，包括浙江省和江西省兩個變量。需要說明的是，社會網(wǎng)絡難以被直接觀測，學者們往往用其他指標代理，本文主要參考焦克源等的處理辦法[28]，通過探索性因子分析從四個指標中提取了一個公因子，其中四個指標均用李克特五分量表測度。

3.工具變量：村莊氛圍。為了更好地解決存在的內生性問題，以及更好地識別模型，本文選取了村莊勞動力外出務工氛圍(以下簡稱“村莊氛圍”)作為工具變量。選取該變量作為工具變量的原因是，中國農(nóng)村社會是一個熟人社會，村民長期的日常生活和交往中，逐漸形成一種社會風氣、習俗和社會文化[29]。生活在村莊的農(nóng)民會不自覺地受到村莊氛圍和文化的影響。村莊休閑和勞動的氛圍對農(nóng)戶的經(jīng)濟態(tài)度具有直接的影響，若村莊保持著濃厚的勞動氛圍，則農(nóng)民形成節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度的概率會顯著提高，反之亦然。但同時村莊的氛圍又不直接影響農(nóng)民的家庭收入。依據(jù)這一邏輯并結合經(jīng)濟態(tài)度的概念，若村莊勞動力外出務工的氛圍濃厚，則農(nóng)民形成節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度選擇外出務工的可能性更大。錢龍等采用村莊層面的外出務工率作為外出務工的工具變量[30]。本文參照其研究，選擇村莊勞動力外出務工氛圍作為經(jīng)濟態(tài)度的工具變量。各變量的定義及描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

四、實證結果與分析

(一)農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度與農(nóng)民收入模型聯(lián)立估計

表2匯報了農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度決定模型與農(nóng)戶收入模型聯(lián)立估計的結果，其中兩階段方程獨立性LR檢驗在1%的顯著性水平上拒絕了選擇模型和結果模型相互獨立的原假設。ρua和ρun分別是經(jīng)濟態(tài)度決定模型和節(jié)余型農(nóng)戶收入模型、生活型農(nóng)戶收入模型隨機誤差項的相關系數(shù)。表3中的結果表明，兩個相關系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著，說明樣本存在自選擇問題，需要對此進行糾正，也說明了采用ESR模型是合理的。

1.農(nóng)戶經(jīng)濟態(tài)度決定模型估計結果。表2經(jīng)濟態(tài)度決定模型結果顯示，個人特征中，性別對經(jīng)濟態(tài)度具有正向影響，即男性農(nóng)戶相比于女性，屬于節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度的概率更高。這是因為男性勞動力是家庭收入的主要來源，男性需要付出更多的勞動，賺取更多收入，以便更好地承擔較重的家庭負擔，因而男性農(nóng)戶更有可能持有節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度。年齡變量對經(jīng)濟態(tài)度具有正向影響，即年齡越大的農(nóng)戶越有可能持有節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度?，F(xiàn)階段農(nóng)村的老年人大多經(jīng)歷過戰(zhàn)亂、饑荒等歲月，生活習慣于勤儉節(jié)約[31]，而且農(nóng)村養(yǎng)老和社會保障體系不完善，農(nóng)村青壯年大量外流，這些都加大了農(nóng)村老年人的勞動壓力[32]。

表2 農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度決定模型與農(nóng)戶收入模型聯(lián)立估計結果

家庭特征中，家庭總人口數(shù)越多，則農(nóng)戶屬于生活型經(jīng)濟態(tài)度的可能性越大。家庭總人口越多也就意味著家庭勞動力越多，則賺取收入的人口越多，家庭經(jīng)濟條件相對更好，進而農(nóng)民持有生活型經(jīng)濟態(tài)度的可能性越大。描述新統(tǒng)計結果也顯示了屬于生活型經(jīng)濟態(tài)度的農(nóng)戶家庭總人口更多。耕地面積顯著正向影響農(nóng)民的經(jīng)濟態(tài)度，越多的耕地面積意味著家庭勞動力確定的情況下，勞動力需要付出更多的勞動(減少閑暇的時間)來經(jīng)營耕地，這也意味著農(nóng)戶越有可能持有節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度。購買農(nóng)業(yè)機械服務顯著負向影響農(nóng)民的經(jīng)濟態(tài)度，即購買農(nóng)業(yè)機械服務的農(nóng)戶持有生活型經(jīng)濟態(tài)度的概率更高。理論上機械化可以通過提高生產(chǎn)效率、降低成本影響農(nóng)戶收入，同時實現(xiàn)對勞動力的替代[33-34]。機械替代勞動力進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，則農(nóng)民會擁有更多的閑暇時間。

村莊特征中，地形特征對農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度產(chǎn)生了顯著正向影響，即平原地區(qū)的農(nóng)民更容易形成節(jié)余型的經(jīng)濟態(tài)度，而山地、丘陵地區(qū)的農(nóng)民更易形成生活型的經(jīng)濟態(tài)度。賀雪峰指出平原地區(qū)的村莊結構主要是以“小親族”為基礎的分裂型村莊，而山地、丘陵等地區(qū)會形成原子化(2)原子化是單位制度變遷過程中社會聯(lián)結狀態(tài)發(fā)生變化的過程。在農(nóng)村社會中比較準確的是農(nóng)民的原子化，這是對農(nóng)民分散狀態(tài)的形象化說法。這一方面描述了農(nóng)民的生活狀態(tài)，另一方面與傳統(tǒng)社會而言，由“團結性”走向“分散性”。程度較高的分散型村莊[29]。在分裂型村莊結構中，存在著“代際剝削”(3)代際剝削是指農(nóng)民家庭內部的代際不平衡，即父代對子代擁有無限的責任和義務，而子代對父代只是有限的責任和義務。，在子代成家立業(yè)后，父代為了幫助子代減輕壓力，仍然會辛勤勞動[17]。而在分散型村莊結構中的“代際剝削”相對較弱，在子代成家后，父代開始積攢養(yǎng)老費用，追求獨立生活，享受閑暇。

在工具變量方面，結果顯示村莊氛圍對農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度有顯著的正向影響，即村莊勞動氛圍越濃厚，則農(nóng)戶越有可能形成節(jié)約型經(jīng)濟態(tài)度，工具變量滿足了相關性條件。Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量的值為16.38，表明工具變量是弱工具變量的可能性較小。但Hansen J統(tǒng)計量為0，說明模型是恰好識別的，在恰好識別的情況下無法直接檢驗工具變量的外生性。為了更好地驗證工具變量的有效性，本文借鑒唐林等的處理辦法進行“排他性檢驗”[7]。在納入控制變量的前提下，本文分別將工具變量和家庭年收入、工具變量和經(jīng)濟態(tài)度與家庭年收入進行回歸。結果顯示，單獨的回歸中，工具變量對家庭年收入的影響在5%的統(tǒng)計水平上顯著，但在納入經(jīng)濟態(tài)度變量后，工具變量的影響不顯著。這表明工具變量僅通過經(jīng)濟態(tài)度影響農(nóng)戶家庭收入，說明工具變量滿足有效性條件。

2.農(nóng)戶收入模型估計結果分析。個人特征中，健康狀況與技術培訓對節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的家庭年收入均有顯著的正向影響。健康狀況越好的農(nóng)戶會增加勞動供給，其就業(yè)參與也會明顯提高。這與廖宇航的研究結論基本一致[35]。相應的，勞動供給的增加和就業(yè)參與的提高，均會使農(nóng)民獲得高收入的可能性增加。技術培訓是勞動力人力資本積累的重要途徑，對有效帶動農(nóng)民增收和農(nóng)村減貧具有重要作用[36]。參與技術培訓的農(nóng)民會有意識地按照更有生產(chǎn)效率的勞動分工水平進行分工，也會在科技進步的背景下，率先使用先進技術，提高勞動生產(chǎn)率，進而增加農(nóng)民收入。

家庭特征方面，家庭總人口數(shù)、耕地面積和購買農(nóng)業(yè)機械服務對節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的家庭年收入均有顯著的正向影響，而贍撫比則對節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的家庭年收入有顯著的負向影響。家庭總人口越多也就意味著家庭勞動力越多，則賺取收入的人口越多，家庭經(jīng)濟條件相對更好。耕地資源是農(nóng)民賴以生存和發(fā)展的物質基礎，耕地面積越大，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)越容易形成規(guī)模經(jīng)營，產(chǎn)生規(guī)模效應；從風險的角度來看，耕地面積越大，農(nóng)戶可以開展多樣化經(jīng)營，從而降低了各種風險對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響，相應地獲取高收入的可能性增加。購買農(nóng)業(yè)機械服務能夠顯著提高農(nóng)戶家庭收入。這是因為購買機械服務能夠提高生產(chǎn)效率，減少勞動時間，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)出[37]。而且機械生產(chǎn)能夠提高生產(chǎn)率，節(jié)約勞動。農(nóng)戶將節(jié)約的勞動用于其他農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者外出務工，進而賺取更多收入。贍撫比是家庭負擔的重要體現(xiàn)[38]，一方面老人的贍養(yǎng)和兒童的撫養(yǎng)需要花費大量的資金，這會影響到農(nóng)戶家庭可支配收入的分配，另一方面在家贍養(yǎng)老人和撫養(yǎng)兒童不僅給年輕人帶來了較大的時間成本，而且還會限制年輕人生產(chǎn)行為的選擇，不能外出從事收入較高的非農(nóng)生產(chǎn)。

村莊特征中，地形特征對節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的家庭年收入均有顯著的正向影響，即平原地區(qū)的農(nóng)戶家庭年收入要顯著高于山地、丘陵地區(qū)的農(nóng)戶收入?？赡艿慕忉屖瞧皆貐^(qū)地勢較平坦，道路、農(nóng)田水利等基礎設施較為完善，有利于機械化耕作。而山地和丘陵地區(qū)大宗農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量及其商品率相對較低，致使農(nóng)戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入偏低[39]，而且山區(qū)基礎設施落后，制約了農(nóng)業(yè)機械化的發(fā)展，進而降低了農(nóng)民收入。此外，由于地區(qū)的異質性，浙江省節(jié)余型農(nóng)戶的家庭年收入要顯著高于湖北省節(jié)余型農(nóng)戶家庭年收入，而江西省生活型農(nóng)戶的家庭年收入要顯著低于湖北省生活型農(nóng)戶。這是因為，浙江省的經(jīng)濟發(fā)展水平更高，勞動力的工資水平相對較高，節(jié)余型農(nóng)戶從事生產(chǎn)活動所獲得的報酬也相對較高。對于江西省生活型農(nóng)戶而言，在經(jīng)濟發(fā)展水平低于湖北省，工資水平也相對較低的情況下，減少勞動只會使得收入差距加大。

(二)經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)民收入影響的處理效應分析

表3匯報了節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶的收入水平的處理效應估計結果。其中，(a)和(d)情形分別表示節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶收入水平的事實結果；(c)和(b)情形分別表示節(jié)余型農(nóng)戶和生活型農(nóng)戶收入水平的反事實結果。表3的結果表明，農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度對家庭年收入有顯著的正向處理效應，通過了1%的顯著性水平檢驗。在反事實的假設下，節(jié)余型農(nóng)戶若形成生活型經(jīng)濟態(tài)度，則其收入水平將下降0.77，下降34.45%。而生活型農(nóng)戶若形成節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，則其收入水平將增加1.308，增加92.18%。這說明，節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度的收入效應更高。

表3 經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶收入影響的平均處理效應

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了保證估計的穩(wěn)健性，本文采用了工具變量法來解決可能存在的內生性問題，同時采用傾向得分匹配法(PSM)計算經(jīng)濟態(tài)度收入效應的平均處理效應，以此來做穩(wěn)健性檢驗。其結果顯示(4)限于篇幅，本文未匯報穩(wěn)健性檢驗的詳細結果，如果需要，可向作者索取。，用工具變量法解決內生性問題后，經(jīng)濟態(tài)度對家庭年收入仍然產(chǎn)生了顯著的正向影響，即節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度的收入效應較強。通過PSM方法計算的平均處理效應也在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶收入水平的平均處理效應有顯著正向影響。因此，穩(wěn)健性檢驗結果表明本文的估計結果是穩(wěn)健的。

五、進一步討論：農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度收入效應的機制分析

(一)農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度收入效應的群組差異性分析

由于資源稟賦分配的不平等，使得農(nóng)戶的異質性普遍存在。資源稟賦的個體差異導致個體農(nóng)戶面臨著不同的約束條件，進而作出不同的行為選擇。為了更好地分析不同群體農(nóng)戶經(jīng)濟態(tài)度對收入水平影響的差異性，本文進一步以性別、年齡、受教育程度以及耕地面積為依據(jù)對農(nóng)戶進行分組。需要說明的是，本文參考相關研究的做法將受訪者年齡在60歲以上的農(nóng)戶定義為“老齡組農(nóng)戶”，將年齡在60歲及以下的農(nóng)戶定義為“年輕組農(nóng)戶”[40]。受教育程度借鑒曾億武等的做法[41]，以全樣本農(nóng)戶受教育程度均值為依據(jù)，分為“大于均值”和“小于均值”兩組進行分析。就耕地面積而言，以經(jīng)營規(guī)模30畝為劃分標準，將農(nóng)戶自主經(jīng)營規(guī)模在30畝以下的定義為小農(nóng)戶，30畝及以上的定義為規(guī)模戶。表4匯報了不同群體農(nóng)戶經(jīng)濟態(tài)度收入效應的測算結果。

表4 農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度收入效應的群組差異的比較結果

表4的結果顯示，受教育程度較高、年輕組與男性的生活型農(nóng)戶的收入效應和收入水平要高于受教育程度較低、老齡組與女性的生活型農(nóng)戶。受教育程度、性別與年齡都是農(nóng)戶家庭人力資本的重要指標，是農(nóng)戶行為決策的重要依據(jù)，不僅決定了農(nóng)民的經(jīng)濟態(tài)度，也對農(nóng)戶家庭收入具有重要影響。男性在身體素質、勞動體能以及信息獲取等方面較女性具有優(yōu)勢，進而會使男性較女性更易獲取就業(yè)機會。受傳統(tǒng)觀念的影響，女性或多或少受到了傳統(tǒng)“男主外、女主內”等思想的束縛，一定程度上抑制了女性的勞動供給與職業(yè)選擇。張川川等的研究也表明了受傳統(tǒng)思想影響較重的地區(qū)，女性從業(yè)概率和工資收入均較低[42]。所以，生活型的男性農(nóng)戶一旦形成節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，則其勞動獲得的收入變化要大于生活型的女性農(nóng)戶。與年輕農(nóng)戶相比，老齡農(nóng)戶的身體狀況、知識體系、認知能力和學習能力均較差[43]，嚴重影響了勞動生產(chǎn)率，進而影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效益。所以，生活型的年輕農(nóng)戶一旦形成節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，則其勞動獲得的收入變化要大于生活型的老齡農(nóng)戶。教育是農(nóng)民身份轉換的“通行證”，首先教育通過影響農(nóng)村勞動力的流動進而對收入產(chǎn)生影響。其次，受教育程度的提高意味著知識水平的提升和能力的提高，為獲取更高收入提供了可能。最后，教育具有溢出效應，尤其是高等教育的溢出效應更大，對收入的影響也更大。而且教育扶貧具有累積效應，受教育年限的增加會增強教育扶貧效果，提高收入水平[44]。所以，生活型的較高受教育程度農(nóng)戶一旦形成節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，則其勞動獲得的收入變化要大于生活型的受教程度較低農(nóng)戶。耕地面積的多寡意味著家庭物質資本的積累程度大小，擁有更多的土地則意味著擁有更多的財產(chǎn)。家庭經(jīng)營的耕地面積越大，意味著農(nóng)戶擁有更多的賺取收入的物質資源。所以，生活型的規(guī)模戶一旦形成節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，則其勞動獲得的收入變化要大于生活型小農(nóng)戶。

(二)經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)民收入影響的機制分析

通過理論分析，經(jīng)濟態(tài)度會決定農(nóng)民勞動的供給狀態(tài)，進而影響農(nóng)民收入。這種對農(nóng)民收入的影響可能通過兩條路徑：一是經(jīng)濟態(tài)度會改變農(nóng)民的勞動供給方式，即促進或者抑制勞動力的非農(nóng)轉移，進而影響農(nóng)戶家庭收入水平和結構；二是經(jīng)濟態(tài)度會通過改變農(nóng)民勞動供給時間，進而影響農(nóng)戶家庭收入水平。

1.勞動非農(nóng)轉移路徑的中介效應檢驗。首先檢驗經(jīng)濟態(tài)度是否通過改變勞動供給方式而影響農(nóng)民收入水平。其中，被解釋變量為家庭年收入，解釋變量為經(jīng)濟態(tài)度，中介變量為勞動力非農(nóng)轉移。需要說明的是，本文具體將勞動力在戶籍所在村或以外地區(qū)從事與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)無關的情況視為勞動力非農(nóng)轉移。本文借鑒仇童偉等的研究[45]，以家庭非農(nóng)轉移勞動力的人數(shù)占家庭勞動力總人數(shù)的比重來衡量。理論上來說，如果勞動力非農(nóng)轉移的中介效應顯著，則可認為經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)民收入影響是通過勞動力非農(nóng)轉移路徑產(chǎn)生的。表5匯報了影響機制的估計結果，方程(1)的結果說明經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶家庭年收入具有顯著的直接作用。方程(2)的結果表明經(jīng)濟態(tài)度對勞動力非農(nóng)轉移有顯著的正向影響，即節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度的農(nóng)戶更加傾向于非農(nóng)轉移，生活型經(jīng)濟態(tài)度的農(nóng)戶則傾向于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。方程(3)的結果表明在控制了經(jīng)濟態(tài)度變量后，兩個變量均對家庭年收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，初步說明了勞動力非農(nóng)轉移的中介作用是存在的。在此基礎上，借鑒溫忠麟等總結的檢驗方法[46]，對中介效應進行檢驗，結果表明存在部分中介作用，且中介效應占總效應的比重為0.179(5)計算公式為：(0.457*0.216)/ 0.549≈0.179。。這意味著，樣本區(qū)域內經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)民收入的影響大約有17.9%是通過勞動力非農(nóng)轉移的中介作用來實現(xiàn)的。

表5 經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)民收入的影響機制

2.勞動供給時間路徑的中介效應檢驗。其次檢驗經(jīng)濟態(tài)度是否會通過改變農(nóng)民勞動供給時間，進而影響農(nóng)戶家庭收入水平。其中，被解釋變量為家庭年收入，解釋變量為經(jīng)濟態(tài)度，中介變量為勞動力供給時間。需要說明的是，以往文獻主要通過勞動供給時間或是否參與勞動市場來測量勞動供給[47]。本文借鑒已有的方法，用勞動供給時間來表征勞動供給，具體通過詢問農(nóng)民“過去一年，您進行勞動生產(chǎn)(包括農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)生產(chǎn))的時間(月)？”來測量。理論上，節(jié)余型農(nóng)戶更傾向于勞動，則其勞動供給時間要多于生活型農(nóng)戶，在其他條件不變的情況下，其收入也應當高于生活型農(nóng)戶的收入。表5方程(4)的結果說明經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶家庭年收入具有顯著的直接作用。方程(5)的結果說明經(jīng)濟態(tài)度對勞動供給時間有顯著的正向影響，即節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度的農(nóng)戶勞動供給時間越多，生活型經(jīng)濟態(tài)度的農(nóng)戶勞動供給時間越少。方程(6)的結果表明在控制了經(jīng)濟態(tài)度變量后，兩個變量均對家庭年收入產(chǎn)生了顯著的正向影響，初步說明了勞動供給時間的中介作用是存在的。在此基礎上，對中介效應進行檢驗，結果表明同樣存在部分中介作用，且中介效應占總效應的比重為0.305(6)計算公式為：(2.615*0.064)/0.549≈0.305。。這意味著，樣本區(qū)域內經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)民收入的影響大約有30.5%是通過勞動供給時間的中介作用來實現(xiàn)的。

六、結論與啟示

本文基于農(nóng)戶內部因素視角，利用鄂、贛、浙三省農(nóng)戶的調研數(shù)據(jù)，采用內生轉換模型(ESR)，實證檢驗了經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶收入水平的影響，并在反事實框架下探究了節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度和生活型經(jīng)濟態(tài)度收入效應的絕對水平和相對水平的影響效果。研究結果表明：第一，51.1%的樣本農(nóng)戶屬于節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，48.9%的樣本農(nóng)戶持生活型經(jīng)濟態(tài)度；第二，總體來看，節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度的收入效應要顯著高于生活型經(jīng)濟態(tài)度的收入效應，即在反事實的假設下，節(jié)余型農(nóng)戶若形成生活型經(jīng)濟態(tài)度，則其收入水平將下降34.45%，而生活型農(nóng)戶若形成節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度，則其收入水平將增加92.18%；第三，經(jīng)濟態(tài)度收入效應存在著稟賦差異，受教育程度較高、年輕組與男性的生活型農(nóng)戶的收入效應和收入水平要高于受教育程度較低、規(guī)模戶、老齡組與女性的生活型農(nóng)戶；第四，受訪者性別、年齡、耕地面積以及地形特征對農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度具有正向促進作用，而家庭總人口數(shù)、購買農(nóng)業(yè)機械服務以及村莊氛圍對農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度有顯著抑制作用；第五，經(jīng)濟態(tài)度對農(nóng)戶收入水平既具有顯著的直接作用，也通過勞動力非農(nóng)轉移和勞動供給時間的部分中介作用間接影響農(nóng)戶收入水平，兩種路徑的中介效應占總效應的比重分別為17.9%和30.5%。

雖然我國已經(jīng)取得脫貧攻堅的全面勝利，但為了防止農(nóng)戶返貧，需要轉變農(nóng)戶的發(fā)展觀念和經(jīng)濟態(tài)度，提高精準扶貧的成效，提高農(nóng)戶收入。本文認為：一方面，節(jié)余型農(nóng)戶的收入水平要高于生活型農(nóng)戶的收入水平。因此，需要充分發(fā)揮政府部門及基層黨員干部宣傳、教育和引導的作用，促使農(nóng)民經(jīng)濟態(tài)度的轉變，即強化輿論宣傳，倡導并弘揚艱苦奮斗的優(yōu)良傳統(tǒng)，宣傳社會主義核心價值觀；開展扶志教育，幫助農(nóng)民樹立積極向上的精神，培養(yǎng)自力更生意識；加強思想引導，積極引導農(nóng)民轉變發(fā)展觀念，樹立艱苦奮斗的精神，充分激發(fā)農(nóng)民的內生動力。另一方面，在農(nóng)民態(tài)度轉變的基礎上，要為農(nóng)民增收創(chuàng)造良好的社會環(huán)境和條件。具體而言，節(jié)余型經(jīng)濟態(tài)度會促使農(nóng)民非農(nóng)轉移和增加勞動供給，因此需要進一步消除農(nóng)村勞動力非農(nóng)轉移的制度性屏障和非制度性阻礙。政府應該建立和完善農(nóng)民就業(yè)信息服務平臺，拓寬農(nóng)民轉移就業(yè)渠道，同時加大對農(nóng)民的技能培訓，提高農(nóng)民的就業(yè)能力和綜合素質，促使農(nóng)民高質量就業(yè)。最后應該進一步完善農(nóng)村社會保障體系，加強農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生、教育以及養(yǎng)老的保障體系建設，為農(nóng)民解決后顧之憂。