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摘要： 为了回答非农就业是否能够释放农村消费市场潜力、优化家庭消费结构的现实问题，基于中国家庭追踪调查（CFPS） 2018数据，综合运用OLS、分位数回归与中介效应等计量模型，实证检验非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制。结果表明：（1）非农就业显著提高了农村居民家庭消费水平以及发展与享受型消费的结构占比，这一结论在利用“是否有工资性收入”替换关键变量进行稳健性检验后依然成立。（2）异质性分析结果表明，非农就业对农村居民家庭消费升级的影响系数随着家庭纯收入的上升而明显递增且始终显著为正，此外，影响效应呈现西部地区最高，中部地区次之、东部地区稍差的差异化格局。（3）非农就业对农村居民家庭消费升级的影响会通过家庭收入增加与社会资本积累的中介作用实现。
关键词： 非农就业;收入效应;偏好效应;农村居民;消费升级
中图分类号： D422.7 文献标识码： A 文章编号： 1000-4440（2021）03-0772-11
Will non-agricultural employment promote the consumption upgrading of rural households？—An empirical test based on the theory of income and preference effect
CHEN Pei-bin1， ZHU Chao-zhi1，2
（1.School of Economics and Management， Fujian Agriculture and Forestry University， Fuzhou 350002， China;2.New Rural Development Institute of Fujian Agriculture and Forestry University， Fuzhou 350002， China）
Abstract： To answer the practical question of whether non-agricultural employment can release the consumption potential of rural market and optimize the household consumption structure， econometric models such as ordinary least square （OLS）， quantile regression and intermediary effect were used to empirically test the impact mechanism of non-agricultural employment on rural household consumption upgrading comprehensively based on China Family Panel Studies （CFPS） data in 2018. The results showed that， （1） non-agricultural employment significantly increased the total household consumption and the proportion of development and enjoyment consumption structure for rural residents. The above conclusion was still valid after using “wage income” to replace the key variables for robustness test. （2） Heterogeneity analysis showed that， the impact coefficient of non-agricultural employment on the upgrading of rural household consumption increased significantly with the increase of household net income， and was always significantly positive. In addition， the impact effect in the western region was the highest， followed by the central region， and later in the eastern region， which showed a differentiation pattern. （3） The impact of non-agricultural employment on the upgrading of rural household consumption will be realized through the intermediary role of the increase of family income and the accumulation of social capital.
Key words： non-agricultural employment;income effect;preference effect;rural residents;consumption upgrading
需求與消费的理论深化与实践应用是经济学科经久不衰的研究要点之一[1]。进入21世纪，全球化的深度融合在促进经济高速增长的同时也导致不确定因素陡增，世界局势错综复杂，风险时代悄然而至。近年来，单边主义与贸易保护主义抬头以及新冠疫情的意外冲击进一步加剧了世界经济复苏前景的模糊性，如何通过扩容提质形成国内需求消费市场的经济自循环，成为政府与学术界的关注热点[2]。改革开放以来，得益于信息技术革新、基础设施建设以及公共服务供给的比较优势，消费升级理念深刻内嵌于城镇居民家庭的消费结构转型。然而，由于城乡二元体制的长期存在，要素流动壁垒与经济增长差异无形中强化城乡消费市场分割，农村居民家庭消费结构升级速度远远滞后于城市，最终塑造了迥然各异的城乡居民家庭消费结构[3]。20世纪90年代，城镇化与工业化的同步交织推进造就了农村剩余劳动力的大规模就业转移，2018年乡村振兴战略的全面实施再次赋予了农村居民非农就业的广阔空间[4]。根据中国统计局发布的《中国农村统计年鉴2019》[5]，2018年中国农村居民二三产业从业人员达到1.390 9×108人，占乡村总体从业人员的41.7%。人均可支配收入为14 617.0元，其中工资性收入为5 996.1元，收入结构占比由2000年的31.17%提升至41.02%。农村居民人均消费支出为12 124.3元，教育文化娱乐及交通通讯的支出分别为1 301.6元、1 690.0元，综合占比为24.67%。基于统计数据的简单比对，可见农村居民二三产业从业人数及人均可支配收入在时间维度上保持同步增长的良好态势，工资性收入比重的持续上升意味着非农就业已逐渐成为农村居民生计抉择的主流方式。 农村作为农村居民的基础生产生活空间，拥有数量庞大的潜在消费群体，同时蕴藏着巨大的消费市场能量等待挖掘与开发。那么，非农就业是否能够促进农村居民家庭增收呢？非农就业是否意味着农村居民与城镇居民在生活生产中相互融合呢？非农就业是否会通过收入效应与偏好效应的中介作用进而拉动家庭在教育、旅游、保健等发展与享受型消费的支出呢？其影响机制如何？显然，值此脱贫攻坚顺利收官与小康生活全面开启的新旧时代交替之际，探究其中的微观作用机理，对于开发农村潜在消费市场、释放居民家庭消费升级活力具有重要的理论意义与现实意义。有鉴于此，本研究拟基于中国家庭追踪调查（CFPS）的数据，通过理论框架构建与计量模型运用实证检验非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制。
1 理论基础与分析框架
消费与国计民生息息相关，是驱动国民经济的三驾马车之一[6]。站在新旧时代交替之际，国际形势错综复杂，全球经济复苏前景不明，探究激发农村市场消费潜力的有效途径，是构建消费市场国内大循环发展新格局的紧迫任务。总体而言，非农就业对于农村居民家庭消费升级的影响路径可归纳如下，其一是基于家庭收入增加的收入效应，其二是基于社会资本积累的偏好效应。
1.1 文献回顾与理论基础
1.1.1 基于家庭收入增加的收入效应 农村居民家庭的消费升级首先依赖于家庭预算约束边界的外移，只有家庭成員增收成为现实，才具备了理性消费的前提[7]。关于非农就业是否能够带来家庭收入增加，现有研究多数给出了肯定答案。早在上世纪，国外著名经济学家就已证实，以补贴等形式的政府直接支持型公共政策即使长期实施并不能解决农村收入的根本问题，加快农村劳动力市场调节才是促进农村居民增收的关键动力[8]。托达罗模型表明，农村剩余劳动力从农业部门向工业部门转移的根本诱因在于横亘城乡之间的工资差距，并且这种单向流动将一直持续至两个生产部门的工资差距消失为止[9]。而这种农村剩余劳动力的非农就业转移，确实发挥了增加农民收入的直接驱动作用[10]。同时，国内著名农经学者钟甫宁等[11]通过分析得出，经济发展与国民增收会持续降低居民恩格尔系数，但是农产品的低收入需求弹性属性决定了农业的市场份额增长潜力十分有限，导致产业链的利益分配逐渐流向以加工营销为主的流通部门，最终造成的结果是农业部门份额不断缩减，进而间接影响农民的农业总收入，因此，促进农民增收的关键在于扩大非农就业机会。近年来，党和国家积极将非农就业与农村居民增收有机耦合的理念贯彻至农村基层，无论是推进农业供给侧结构性改革的高质量发展，抑或是全面实施乡村振兴战略的宏伟蓝图，一系列农业政策的出台都为农村居民的非农就业创造广阔天地。一个明显的事实是，依托于农村一二三产业深度融合的非农就业扩大对农村居民收入增加产生了显著的正向影响，尤其是在集中连片贫困地区，这种增收效应将会辐射得更加广泛与有效[12]。此外，农村电商的发展也十分有助于农民分享到产业链的红利，但是影响效应对农村居民的不同收入类型存在异质性[13]。
1.1.2 基于社会资本积累的偏好效应 在非农就业带来的增收效应满足农村居民的经济诉求之后，农村居民家庭消费升级的另外一个驱动机制则体现在城镇居民家庭通过 “消费示范性作用”途径所触发的偏好效应[14]。对于流向城市参与非农就业的农村居民而言，非农就业既是生活就业的区位转移，也是消费空间的城乡转换[15]。在城镇的日常工作生活中，农村居民与城镇居民无可避免会发生频繁的人际交往及市场交易活动，在日复一日的城乡融合中，农村居民社交网络的扩张意味着社会资本的持续积累[16]。进而，城市居民的消费习惯与喜好也会潜移默化地渗透至农村居民的意识形态中，驱动农村居民寻求消费数量与品种的共性，由此产生“偏好外部性”[17]。对于在当地参与非农就业的农村居民而言，与以往的单一务农生活相比，非农就业为农村居民重构知识体系、开阔眼界、积累工作经验提供了新的途径[18]。在不同工作的实践中，激烈的市场竞争正向强化了农村居民的管理水平、经营认知、思维方式与知识技能[19]。而此类特质正是发展人力资本要素的有益催化剂，并且，在体会到非农就业能力提升所带来经济效益之后，农村居民也能更加理解人力资本提升的意义[20]。也更倾向于增加文教娱乐、医疗保健等人力资本投资力度，提高家庭发展与享受型消费的总量与结构占比[21]，由此构建“人力资本提升—收入增加—人力资本投资”的良性循环。
1.2分析框架
收入效应与偏好效应作用下的农村居民家庭消费升级
在微观经济学层面，收入与偏好效应是重要的基础性理论，它很好地阐述了当个人或家庭的收入增加或减少时相应的消费行为变化特征。该理论认为，消费行为的改变主要由收入约束与效用两个因素共同决定。每个理性的消费者都是在一定的收入约束下寻求效用的最大化。收入偏低时，消费者只能维持基本的生活需要。随着收入的增加，消费者对于生存型的消费需求会逐渐降低，转而追求发展与享受型消费。在本研究中，非农就业通过家庭增收、社会资本的中介作用推动家庭消费结构升级的影响机制同样可以通过收入效应与偏好效应进行解释，内在机理图1所示。
在收入预算为w0时，最优的消费组合为l0曲线与w0的切点，此时对应的发展与享受型消费为x1a，当生产要素在城乡双向流动受阻时，农村居民就业方式单一，增收渠道受限，收入约束为w0，此时的消费效用曲线为l0。随着城镇化、工业化、信息化的同步交织推进，农村产业融合速度加快，产业结构不断优化，农村居民就业形式日益多样化，家庭收入得到显著提高，进而，预算约束曲线从w0外移至w1，与此同时，非农就业带来的交际圈扩展与社会认知提升以及商家广告营销，都将潜移默化地左右农村居民的消费观念，驱使他们从维持生存型消费转向更加热衷于追逐发展与享受型消费，效用函数曲线从l0外移至l1，此时最佳的消费组合为l1与w1的切点，对应的消费结构从x1a升级至x1b。并且，消费观念的转变也会促使偏好效应的发生，进而消费效用函数从l1转移l2，此时最佳的消费组合为曲线l2与w1的切点，对应的发展与享受型消费进一步从x1b上升至x1c。可见，社会资本与家庭消费升级在收入效应及偏好效应的作用下会发生双向互动、相互促进的结果，从某种程度上来说，这种机制与马斯洛需求层次理论、布迪厄的社会分层理论也有异曲同工之处。 基于以上分析，提出假说H1：非农就业一方面会促进农村居民家庭的消费水平升级，另一方面也会提高发展与享受型消费总量及其在家庭消费总量中所占的比例;假说H2：非农就业会通过农村居民增收与社会资本积累的中介作用进而促进家庭消费结构从生存型消费向发展与享受型消费升级。
2 数据来源与模型构建
2.1 数据来源
研究所使用的数据样本均来源于2018年的中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）。该调查由北京大学主持，于2008年及2009年进行预调查，2010年启动正式调查，此后每间隔2年对之前的受访家庭进行追踪调查，截至目前，可公开申请的最新数据为2018年完成的调查。该调查由成人卷、少儿卷及家庭卷构成，调查项目覆盖了社会经济文化等多个维度，具备深度研究价值。为了利用问卷的时效性，研究选取了CFPS2018问卷，并将3份问卷规整合并为同一问卷。根据研究主体对数据样本进行预处理后，最后筛选出5 939户农村居民家庭。
2.2 变量设置与说明
2.2.1 被解释变量 被解释变量包括农村居民家庭消费水平、发展与享受型消费总量以及消费结构升级。家庭消费水平以人均总消费性支出（对数）衡量。关于消费结构升级的衡量，参考《中国统计年鉴》的分类标准，将衣着、食物、居住的支出视为生存型消费，而文教娱乐支出、教育培训支出、医疗保健支出以及交通通讯支出（对数）则视为发展与享受型消费。消费结构升级为农村居民家庭的发展与享受型消费支出在家庭总消费性支出中所占的比例。
2.2.2 核心解释变量 核心解释变量为非农就业，无论是本地非农就业，或是外出务工，均视为非农就业。变量选取直接根据CFPS问卷中“是否非农就业”进行定义， “是”赋值为1，“否”赋值为0。
2.2.3 中介变量 基于影响机制分析，将家庭纯收入（对数）与社会资本（对数）作为中介变量。社会资本定义的模糊使得其难以有全面综合的测度指标，目前学术界也未有统一标准。考虑到中国传统社交礼仪文化中礼尚往来的色彩浓厚，尤其在农村，人情往来很大程度上是一个家庭的社会资本体现，参考周广肃等[22]的研究结果，选择人情礼支出（对数）作为社会资本的代理变量。
2.2.4 控制变量 为了提高模型的精确程度，在核心变量的基础上，分别从个人及家庭层面来扩展控制变量。个人层面，选取性别、年龄、学历、婚姻状况、健康状况等变量。家庭层面，选取人口规模、收入水平、重大事件等变量，社区层面加入邻里关系、社会经济地位自评、养老保险等变量。
由表1可知，受访农村居民家庭中，因变量人均总消费性支出均值为21 960.39元，发展与享受型的消费总额均值为18 155.29元，消费结构占比为0.29。可见，从宏观层面看，农民生活富裕的美好景象已初具雏形，而城乡融合的深化也有效助推了农村居民家庭的消费观念转变，教育培训、文教娱乐等发展与享受型的家庭消费结构比例逐渐上升。自变量非农就业的均值为0.65，反映出日益明朗的农村剩余劳动力转移就业形势，而劳动力资源配置的优化又进一步显著扩展农村居民的社交网络，进而正向推动家庭收入预算线的持续外移，这点变化从人情礼支出及家庭纯收入的数据统计中可得到体现。户主的个人特征方面，年龄均值为44.56，性别比例基本持平，文化程度以初中为主，多数为已婚或同居，健康状况保持在比较健康的状态，人口特征与现实情况较为相符。家庭层面，受访农村居民家庭普遍为3～4人的人口规模，劳动力虽然不多但家庭资产结构却呈现多元化，多数家庭的资产配置涵盖了土地资产、金融资产及其他生产性、经营性与财产性资产，资产结构的合理化与科学化也极大程度提升了农村居民家庭的风险抵御能力。此外，金融负债也属于平常现象，这从侧面反映中国农村金融体系的日臻完善，多数农村居民家庭已能通过借贷融资的途径缓解资金难题。社区层面，邻里关系表现为和谐融洽的氛围，户主的社会经济地位自评反映出户主的自我肯定以及对生活的满意度，并且，完善的农村养老保障体系也正在逐步构建之中。
2.3 模型构建
基于以上分析，根据设定变量，构建如下计量模型以探究非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制。
lnY=α0 β1NA γ1Xi εi（1）
式中，Y为被解释变量，指代人均总消费性支出，α0为截距项，NA表示户主是否非农就业，Xi 表示个人特征、家庭禀赋以及社区环境等一系列控制变量，β1、γ1为变量的相关系数， εi为服从正态分布的随机扰动项。此外，进一步构建以下回归模型以探究非农就业对农村居民家庭发展与享受型消费结构的影响。
Y=α0 β1NA γ1Xi εi（2）
式中，Y为被解释变量，即农村居民家庭发展与享受型消费结构，具体为家庭文教娱乐支出、教育培训支出、交通通讯支出占家庭总支出的比例，其他变量的定义则遵循模型（1）的设定。
3 实证检验
3.1 非农就业对农村居民家庭消费升级的影响
表2为非农就业对农村居民家庭消费水平、发展与享受型消费总量以及发展与享受型消费结构的基准回归结果。由表2可知，在加入个人、家庭及社区层面的一系列控制变量后，非农就业对家庭总消费水平、家庭消费升级以及家庭发展与享受型消费结构均产生了正向效应，影响系数分别为0.087 0、0.063 0、0.007 5且在0.01的统计水平上高度显著。换言之，农村居民家庭户主的非农就业可以推动家庭总消费水平提高8.70个百分点，促进家庭消费升级总量提升6.30个百分点，拉动家庭发展与享受型消费结构比例增加0.75个百分点，具有强烈的现实经济意义。
针对具体的控制变量而言，个人层面，户主年龄对于家庭消费水平具有正向影响，但是对消费升级的影响则不显著。户主性别为女性以及户主学历提高均会增加家庭消费水平，也更重视家庭的发展与享受型消费，从而促进家庭消费升级。此外，户主的健康状况则与家庭消费升级保持正相關，户主健康水平越低，患病风险越高，医疗支出也就越多，从而对家庭总体消费水平、发展与享受型消费总量产生挤出效应，降低消费升级结构占比。户主婚姻状况对于消费水平与消费升级均不具备显著性。家庭层面，人口规模、家庭人均纯收入与家中是否有人从事个体经营显著正向作用于农村居民家庭的总消费水平、家庭消费升级以及家庭消费结构优化，影响系数明显高于其他变量。家庭人口规模代表了劳动力资源禀赋的多寡，而个体经营则是劳动力资源配置优化的体现，是一种家庭福利的帕累托改进，拉高了家庭人均纯收入的整体水平，进而推动家庭预算约束曲线外移，这收入效应与偏好效应相互呼应。户主的金融负债与家庭遭遇重大事件（住院、升学、婚嫁等）均会显著抑制家庭总消费水平和挤占家庭发展与享受型消费支出，对家庭消费结构升级也产生负向影响。社区层面，无论是户主的邻里关系、社会经济地位自评以及是否办理养老保险对于被解释变量的影响均不具备经济意义的显著性。 3.2 非农就业对农村居民家庭消费升级的稳健性检验
三产融合深化与信息技术革新重构了农业经营业态，农村居民的非农就业形式日益多样化。仅依据“是否非农就业”这个单一变量并不能判断户主的非农就业依赖深度与工作时间长度，而是否有工资收入一方面反映了户主的非农就业兼业程度与稳定性，另一方面可衡量农村居民家庭之间的收入差距。因此，进一步选取CFPS问卷中的“是否有工资收入”这一指标作为代理变量对农村居民家庭消费升级进行稳健性检验，基准回归结果见表3。由表3可知，以是否有工资收入将模型（1）、（2）的关键自变量进行替换后，因变量家庭消费水平、家庭消费升级与消费结构升级的估计结果仍然在0.01的统计水平上高度显著，此外，控制变量的影响系数、方向和显著性与原模型的估计结果基本保持一致性。本研究结论的稳健性得到证实，至此，研究假说H1得到验证。
4 基于不同收入与地区的异质性分析及收入偏好效应的机制检验
4.1 异质性分析
4.1.1 基于不同收入水平的异质性分析 非农就业对于家庭消费结构升级的作用机制首先依赖于增收效应生效所引发的家庭预算约束边界外移，然而，由于家庭之间的资源禀赋存在差异，不同家庭之间将会形成收入差距。为了检验非农就业对家庭消费升级的影响机制在不同收入水平家庭的异质性，以家庭人均纯收入水平作为区分标准，设定0.25、0.50、0.75 3个分位点，将样本划分为4组，分别为低收入组（25%以下）、中下收入组（25%～50%）、中上收入组（51%～75%）、高收入组（75%以上），并构建分位数回归模型进行检验，回归结果如表4所示。由表4可知，非农就业对农村居民家庭消费升级的作用机制在低收入家庭中的影响系数为负且并不显著，但是对于中上收入、中下收入及高收入组的农村居民家庭则具有显著的正向影响，其中，高收入组的影响系数最大，中上收入组次之，其次为中下收入组，整体而言，影响效应变化特征表现为随收入水平的提高而不断增强。可能的原因在于，其一，受限于文化程度、知识技能等人力资本约束，低收入农村居民的非农就业形式往往以简单基础的临时性体力劳动为主，但此类工作缺乏风险保障、薪酬有限，抑制了收入效应的生效。其二，家庭收入的增长一方面抑制了消费支出的敏感程度，另一方面也促进了人力资本、社会资本等的家庭禀赋得到相应的强化，进而促进家庭成员的消费意识形态在与社会网络的双向互动中逐渐发生转变，在收入效应与偏好效应的共同作用下，持续推动家庭消费结构升级。
4.1.2 基于不同地区的异质性分析 考虑到中国幅员辽阔，不同地区之间社会经济发展水平参差不齐，消费理念与社交文化的差异可能导致非农就业对家庭消费升级的作用机制存在异质性。因此，本研究将样本家庭按照省份区别划分为东部、中部及西部，区分依据参照国家统计局的分类方法。回归分析结果见表5。可以发现，非农就业对于中国东部、中部及西部地区的农村居民家庭消费升级均产生了显著的正向影响，但是，影响效应呈现西部地区最高、中部地区次之、东部地区稍差的差异化格局。其中，中部地区与东部地区的系数趋于相等且与西部地区存在明显的差距。可能的原因在于，相较于西部地区，中部及东部地区的社会经济发展水平远远领先，发展与享受型消费的市场更加饱和，而当农村居民家庭收入达到一定水平以及消费偏好在塑造成型的某个拐点，收入与偏好效应的作用会逐渐弱化，限制了非农就业对家庭消费结构升级的提升空间。对于西部地区而言，城镇化与工业化进程的相对滞后使得农村居民的非农就业选择单一，整体收入普遍位于较低水平。此外，由于基础设施的相对缺位，城乡要素流动面临更多障碍，农村居民家庭的消费偏好尚处于转型升级的起步阶段，因此当非农就业的增收效应与偏好效应的机制生效时，对于家庭消费升级的促进效应会更加明显。这也意味着西部农村居民家庭的消费结构升级存在更大的空间，为扩大内需留下了更多可拓展的市场空间，而城镇化水平提高所带来的非农就业转移显然会成为有效的催化剂。
4.2 非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制检验
分析结果证实，非农就业确实会影响农村居民家庭消费升级。而在理论分析部分，假设非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制依赖于收入效应与偏好效应发挥作用，而收入效应与偏好效应的机制生效则基于农村居民家庭收入增加与社会资本积累的路径传导。为了验证理论分析的假说正确与否，即非农就业是否会通过收入效应与偏好效应的中介作用影响农村居民家庭消费升级，进一步参考温忠麟等[22]的研究结果，根据中介测验程序步骤，设计如下模型。
CU=α0 β0Mediatingvariables γ0Xi εi（3）
MV=α1 β1NA γ1Xi εi（4）
CU=α2 β2NA β3MV γ2Xi εi（5）
式中，NA表示农村居民是否非农就业，CU表示农村居民家庭消费升级;MV表示中介变量，指代家庭纯收入或社会资本。模型（3）与模型（1）所述相符，检验非农就业对农村居民家庭消费升级的影响。模型（4）则分别检验非农就业对家庭纯收入及社会资本的影响，所有变量均为数值型变量，采用OLS回归方法检验。模型（5）表示非农就业通过收入效应与偏好效应的中介作用影响农村居民家庭消费升级的机制。按照中介效应检验方法，第1步，检验模型（3）中的系数β0是否显著，若显著则进入第2步。第2步，检验模型（4）中系数β1是否显著，若显著则进入第3步。第3步，同時对模型（5）的β2与β3进行检验，若以上3个步骤的结果均满足，则表示非农就业所带来的家庭收入增加与社会资本积累会通过收入效应与偏好效应的中介作用对农村居民家庭消费升级产生影响。
4.2.1 家庭增收的收入效应 收入效应即农村居民家庭总体收入增加。直接选取CFPS问卷中的家庭纯收入（对数）作为代理变量并进行中介效应检验，回归结果如表6所示。由表6可知，回归（1）为非农就业对农村居民家庭消费升级的基准回归，结果显著，进行第2步检验;回归（2）式的结果表明非农就业对农村居民家庭收入增加产生了显著的正向影响，继续进行下一步测验;回归（3）式将非农就业与家庭收入增加纳入同一回归方程，结果表明二者均在0.01的统计水平上高度显著，验证了非农就业会通过家庭增收的中介作用影响消费升级，即存在收入效应。 4.2.2 社会资本的中介作用 参考周广肃等[23]的研究结果，将CFPS问卷中的“人情礼支出”作为社会资本的代理变量，以检验隐含在社會资本的偏好效应是否会发挥中介作用，回归结果如表7所示。由表7可知，回归（1）式为非农就业对家庭消费升级的影响，结果显著，进行第2步测验;回归（2）式结果表明，非农就业与农村居民社会资本呈显著正相关。表明非农就业确实能够促进农村居民的社会资本积累，继续进行下一步检验;回归（3）式将非农就业与社会资本同时纳入同一回归方程，回归结果表明非农就业与社会资本的系数均在0.01的水平上高度显著，验证了非农就业会通过社会资本的中介作用推动农村居民家庭消费升级，即存在偏好效应，至此，研究假说H2得到验证。
5 结论与政策含义
5.1 结论
本研究首先系统回顾与梳理了非农就业促进农村居民家庭消费升级的已有研究结果，构建了本研究的理论分析框架并提出研究假说。其次，基于中国家庭追踪调查（CFPS）2018年数据，实证分析非农就业对农村居民家庭消费水平以及发展与享受型消费总量与结构的影响，对收入与偏好效应理论进行了现实检验。研究发现，第一，非农就业不仅能够正向推动农村居民家庭的消费水平上升，同时也可显著提高农村居民家庭对于文教娱乐、医疗保健以及交通通讯等发展与享受型消费的支出总量与结构比例，促进家庭消费升级。第二，利用“是否有工资性收入”进行关键解释变量替换并进行稳健性检验后，结论依然成立，表明非农就业确实能够推动农村居民家庭消费升级。第三，非农就业对农村居民家庭消费升级的影响效应具有明显的异质性。以家庭人均纯收入作为区分依据并进行分组回归，结果显示家庭人均纯收入对农村居民家庭消费升级的影响显著且与收入水平高低保持正相关。参照国家统计局的分类方法将样本省份划分为东部、中部及西部并分别进行回归，结果显示影响效应呈现西部地区最高、中部次之、东部稍差的差异化格局。第四，非农就业对于农村居民家庭消费升级的影响会通过家庭增收与社会资本的中介作用实现。非农业就业提升了农村居民家庭劳动力的优化配置，拓宽家庭增收渠道，提高家庭纯收入，进而触发收入效应推动家庭消费升级。此外，非农就业也扩展了农村居民社交网络，增进了城乡居民生活融合，促进社会资本积累，进而触发偏好效应驱动家庭消费升级。
5.2 政策含义
基于本研究结论，进一步总结隐含其中的政策意义。其一，强化农村劳动力的技能培训，激发家庭增收内生动力。家庭资源禀赋配置优化是构建农村居民家庭增收长效机制的有效驱动力，非农就业则意味着以家庭为单位的劳动力资源实现了更为合理的分工安排。而要推动农村劳动力的非农就业转移，关键在于劳动力职业技能的拓展与提升，以更好地迎合市场经济的多样化需求，深化市场分工合作。因此，基层政府应着重把握乡村振兴契机，积极创造就业岗位，同时，探索建立农村劳动力就业培训指导平台，促进就业信息的自由流动，此外，依托公益讲座、新兴职业农民培训等途径增强农村劳动力就业能力，扩宽农村劳动力的择业范围。其二，重视弱势群体政策帮扶，着力消除家庭收入差距。非农就业对农村居民家庭消费升级的促进作用随着家庭收入的增加而逐渐强化。然而，受限于人力资本的匮乏，低收入农村居民家庭劳动力往往处于就业市场博弈的弱势地位，非农就业局限于以体力劳动为主的基础性工作，收入不固定且没有保障，长此以往又将加剧家庭收入差距的马太效应。因此，有必要构建更加公开透明的劳动力就业市场以消除就业机会不平等，政府应通过完善相关法律法规体系，优化劳动力就业环境，着力破除劳动力市场歧视与提高薪酬福利保障。此外，在民生财政支出中给予低收入农村居民家庭等就业弱势群体适当的倾斜，同时完善医疗、教育等社会福利保障体系，加快低收入农村劳动力人力资本提升，促进社会共同富裕，激活收入效应。其三，推进西部地区城乡一体化，释放农村市场消费潜力。西部地区的经济水平与于东部及中部地区存在明显差距，市场经济发展程度不足，农村劳动力的非农就业空间仍然有限，制约了收入与偏好效应的促进作用。因此，政府在宏观层面对生产要素配置给予适度的宏观调控就显得十分重要。要进一步推进东部、中部与西部的结对帮扶，逐步提升经济发达地区的辐射带动效应，加快推进西部地区的城镇化，提高城镇化水平，增加农村居民的非农就业机会，促进消费观念转型。此外，改革创新土地、林地等自然资源产权制度，有序引导产权流转，提高农村居民家庭的产业分工专业化程度，合理统筹“务农”与“非农就业”的协调发展。其四，加快数字乡村建设，促进农村电商发展[24]。不断夯实互联网、信号基站等数字基础设施建设，提高农村互联网普及率，提升农村劳动力互联网使用能力，完善农村物流体系建设，搭建农村电商以及直播带货等模式的城乡居民交流平台。推动农村三产融合，依托乡村旅游、休闲农业构建线下交易空间，在持续拓宽农村劳动力非农就业渠道的同时又深化城乡居民的生产生活融合。
参考文献：
[1] 周 学. 构建“微观、中观、宏观三位一体”的经济学理论体系——兼论破解我国内需不足的方略[J].经济学动态，2014（4）：18-40.
[2] 王一鸣. 百年大变局、高质量发展与构建新发展格局[J].管理世界，2020，36（12）：1-13.
[3] 张恒龙，姚其林. 基于城乡居民消费行为分析视角的扩大内需研究[J].求是学刊，2020，47（1）：62-74，181.
[4] 骆永民，骆 熙，汪卢俊. 农村基础设施、工农业劳动生产率差距与非农就业[J].管理世界，2020，36（12）：91-121.
[5] 国家统计局农村社会经济调查司.中国农村统计年鉴2019[J].北京：中国统计出版社，2019.
[6] 李 涛，陈斌开. 家庭固定资产、财富效应与居民消费：来自中国城镇家庭的经验证据[J].经济研究，2014，49（3）：62-75. [7] 魏后凯，芦千文. 新冠肺炎疫情对“三农”的影响及对策研究[J].经济纵横，2020（5）：36-45，2.
[8] JOHNSON D G. Comparability of labor capacities of farm and nonfarm labor[J]. The American Economic Review，1953，43（3）： 296-313.
[9] JOHN R H，MICHAEL P T. Migration， unemployment and development： A two-sector analysis[J]. The American Economic Review，1970，60（1）： 126-142.
[10]BRUCE L G. Economic growth and low incomes in agriculture[J]. American Journal of Agricultural Economics，2000，82（5）： 1059-1074.
[11]鐘甫宁，何 军. 增加农民收入的关键：扩大非农就业机会[J].农业经济问题，2007（1）：62-70，112.
[12]蔡 洁，刘 斐，夏显力. 农村产业融合、非农就业与农户增收——基于六盘山的微观实证[J].干旱区资源与环境，2020，34（2）：73-79.
[13]张海霞. 电子商务发展、非农就业转移与农民收入增长[J].贵州社会科学，2020（10）：126-134.
[14]JOEL W. Preference externalities： An empirical study of who benefits whom in differentiated-product markets[J]. The Rand Journal of Economics，2003，34（3）： 557-568.
[15]王 萍，张亚欣，张金锁. 非农就业对农户生活能源转型的影响路径[J].人口与经济，2020（6）：121-132.
[16]刘一伟，刁 力. 社会资本、非农就业与农村居民贫困[J].华南农业大学学报（社会科学版），2018，17（2）：61-71.
[17]周 建，杨秀祯. 我国农村消费行为变迁及城乡联动机制研究[J].经济研究，2009，44（1）：83-95，105.
[18]GALOR O，STARK O. The probability of return migration， migrants’ work effort， and migrants’ performance[J]. Galor Oded Stark Oded，1991，35（2）： 399-405.
[19]MA Z D. Urban labour-force experience as a determinant of rural occupation change： Evidence from recent urban-rural return migration in China[J]. Environment and Planning A，2001，33（2）： 237-255.
[20]石智雷，杨云彦. 外出务工对农村劳动力能力发展的影响及政策含义[J].管理世界，2011（12）：40-54.
[21]钟成林. 城乡居民收入差距对于居民的消费示范效应影响研究——基于GMM方法的实证分析[J].上海经济研究，2015（12）：105-114.
[22]温忠麟，张 雷，侯杰泰，等. 中介效应检验程序及其应用[J].心理学报，2004（5）：614-620.
[23]周广肃，樊 纲，申广军. 收入差距、社会资本与健康水平——基于中国家庭追踪调查（CFPS）的实证分析[J].管理世界，2014（7）：12-21，51，187.
[24]岳雪峰，王运圣. “宽带乡村”建设模式：国际经验及其启示[J].江苏农业科学，2019，47（11）：17-23.
（责任编辑：张震林）
关键词： 非农就业;收入效应;偏好效应;农村居民;消费升级
中图分类号： D422.7 文献标识码： A 文章编号： 1000-4440（2021）03-0772-11
Will non-agricultural employment promote the consumption upgrading of rural households？—An empirical test based on the theory of income and preference effect
CHEN Pei-bin1， ZHU Chao-zhi1，2
（1.School of Economics and Management， Fujian Agriculture and Forestry University， Fuzhou 350002， China;2.New Rural Development Institute of Fujian Agriculture and Forestry University， Fuzhou 350002， China）
Abstract： To answer the practical question of whether non-agricultural employment can release the consumption potential of rural market and optimize the household consumption structure， econometric models such as ordinary least square （OLS）， quantile regression and intermediary effect were used to empirically test the impact mechanism of non-agricultural employment on rural household consumption upgrading comprehensively based on China Family Panel Studies （CFPS） data in 2018. The results showed that， （1） non-agricultural employment significantly increased the total household consumption and the proportion of development and enjoyment consumption structure for rural residents. The above conclusion was still valid after using “wage income” to replace the key variables for robustness test. （2） Heterogeneity analysis showed that， the impact coefficient of non-agricultural employment on the upgrading of rural household consumption increased significantly with the increase of household net income， and was always significantly positive. In addition， the impact effect in the western region was the highest， followed by the central region， and later in the eastern region， which showed a differentiation pattern. （3） The impact of non-agricultural employment on the upgrading of rural household consumption will be realized through the intermediary role of the increase of family income and the accumulation of social capital.
Key words： non-agricultural employment;income effect;preference effect;rural residents;consumption upgrading
需求與消费的理论深化与实践应用是经济学科经久不衰的研究要点之一[1]。进入21世纪，全球化的深度融合在促进经济高速增长的同时也导致不确定因素陡增，世界局势错综复杂，风险时代悄然而至。近年来，单边主义与贸易保护主义抬头以及新冠疫情的意外冲击进一步加剧了世界经济复苏前景的模糊性，如何通过扩容提质形成国内需求消费市场的经济自循环，成为政府与学术界的关注热点[2]。改革开放以来，得益于信息技术革新、基础设施建设以及公共服务供给的比较优势，消费升级理念深刻内嵌于城镇居民家庭的消费结构转型。然而，由于城乡二元体制的长期存在，要素流动壁垒与经济增长差异无形中强化城乡消费市场分割，农村居民家庭消费结构升级速度远远滞后于城市，最终塑造了迥然各异的城乡居民家庭消费结构[3]。20世纪90年代，城镇化与工业化的同步交织推进造就了农村剩余劳动力的大规模就业转移，2018年乡村振兴战略的全面实施再次赋予了农村居民非农就业的广阔空间[4]。根据中国统计局发布的《中国农村统计年鉴2019》[5]，2018年中国农村居民二三产业从业人员达到1.390 9×108人，占乡村总体从业人员的41.7%。人均可支配收入为14 617.0元，其中工资性收入为5 996.1元，收入结构占比由2000年的31.17%提升至41.02%。农村居民人均消费支出为12 124.3元，教育文化娱乐及交通通讯的支出分别为1 301.6元、1 690.0元，综合占比为24.67%。基于统计数据的简单比对，可见农村居民二三产业从业人数及人均可支配收入在时间维度上保持同步增长的良好态势，工资性收入比重的持续上升意味着非农就业已逐渐成为农村居民生计抉择的主流方式。 农村作为农村居民的基础生产生活空间，拥有数量庞大的潜在消费群体，同时蕴藏着巨大的消费市场能量等待挖掘与开发。那么，非农就业是否能够促进农村居民家庭增收呢？非农就业是否意味着农村居民与城镇居民在生活生产中相互融合呢？非农就业是否会通过收入效应与偏好效应的中介作用进而拉动家庭在教育、旅游、保健等发展与享受型消费的支出呢？其影响机制如何？显然，值此脱贫攻坚顺利收官与小康生活全面开启的新旧时代交替之际，探究其中的微观作用机理，对于开发农村潜在消费市场、释放居民家庭消费升级活力具有重要的理论意义与现实意义。有鉴于此，本研究拟基于中国家庭追踪调查（CFPS）的数据，通过理论框架构建与计量模型运用实证检验非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制。
1 理论基础与分析框架
消费与国计民生息息相关，是驱动国民经济的三驾马车之一[6]。站在新旧时代交替之际，国际形势错综复杂，全球经济复苏前景不明，探究激发农村市场消费潜力的有效途径，是构建消费市场国内大循环发展新格局的紧迫任务。总体而言，非农就业对于农村居民家庭消费升级的影响路径可归纳如下，其一是基于家庭收入增加的收入效应，其二是基于社会资本积累的偏好效应。
1.1 文献回顾与理论基础
1.1.1 基于家庭收入增加的收入效应 农村居民家庭的消费升级首先依赖于家庭预算约束边界的外移，只有家庭成員增收成为现实，才具备了理性消费的前提[7]。关于非农就业是否能够带来家庭收入增加，现有研究多数给出了肯定答案。早在上世纪，国外著名经济学家就已证实，以补贴等形式的政府直接支持型公共政策即使长期实施并不能解决农村收入的根本问题，加快农村劳动力市场调节才是促进农村居民增收的关键动力[8]。托达罗模型表明，农村剩余劳动力从农业部门向工业部门转移的根本诱因在于横亘城乡之间的工资差距，并且这种单向流动将一直持续至两个生产部门的工资差距消失为止[9]。而这种农村剩余劳动力的非农就业转移，确实发挥了增加农民收入的直接驱动作用[10]。同时，国内著名农经学者钟甫宁等[11]通过分析得出，经济发展与国民增收会持续降低居民恩格尔系数，但是农产品的低收入需求弹性属性决定了农业的市场份额增长潜力十分有限，导致产业链的利益分配逐渐流向以加工营销为主的流通部门，最终造成的结果是农业部门份额不断缩减，进而间接影响农民的农业总收入，因此，促进农民增收的关键在于扩大非农就业机会。近年来，党和国家积极将非农就业与农村居民增收有机耦合的理念贯彻至农村基层，无论是推进农业供给侧结构性改革的高质量发展，抑或是全面实施乡村振兴战略的宏伟蓝图，一系列农业政策的出台都为农村居民的非农就业创造广阔天地。一个明显的事实是，依托于农村一二三产业深度融合的非农就业扩大对农村居民收入增加产生了显著的正向影响，尤其是在集中连片贫困地区，这种增收效应将会辐射得更加广泛与有效[12]。此外，农村电商的发展也十分有助于农民分享到产业链的红利，但是影响效应对农村居民的不同收入类型存在异质性[13]。
1.1.2 基于社会资本积累的偏好效应 在非农就业带来的增收效应满足农村居民的经济诉求之后，农村居民家庭消费升级的另外一个驱动机制则体现在城镇居民家庭通过 “消费示范性作用”途径所触发的偏好效应[14]。对于流向城市参与非农就业的农村居民而言，非农就业既是生活就业的区位转移，也是消费空间的城乡转换[15]。在城镇的日常工作生活中，农村居民与城镇居民无可避免会发生频繁的人际交往及市场交易活动，在日复一日的城乡融合中，农村居民社交网络的扩张意味着社会资本的持续积累[16]。进而，城市居民的消费习惯与喜好也会潜移默化地渗透至农村居民的意识形态中，驱动农村居民寻求消费数量与品种的共性，由此产生“偏好外部性”[17]。对于在当地参与非农就业的农村居民而言，与以往的单一务农生活相比，非农就业为农村居民重构知识体系、开阔眼界、积累工作经验提供了新的途径[18]。在不同工作的实践中，激烈的市场竞争正向强化了农村居民的管理水平、经营认知、思维方式与知识技能[19]。而此类特质正是发展人力资本要素的有益催化剂，并且，在体会到非农就业能力提升所带来经济效益之后，农村居民也能更加理解人力资本提升的意义[20]。也更倾向于增加文教娱乐、医疗保健等人力资本投资力度，提高家庭发展与享受型消费的总量与结构占比[21]，由此构建“人力资本提升—收入增加—人力资本投资”的良性循环。
1.2分析框架
收入效应与偏好效应作用下的农村居民家庭消费升级
在微观经济学层面，收入与偏好效应是重要的基础性理论，它很好地阐述了当个人或家庭的收入增加或减少时相应的消费行为变化特征。该理论认为，消费行为的改变主要由收入约束与效用两个因素共同决定。每个理性的消费者都是在一定的收入约束下寻求效用的最大化。收入偏低时，消费者只能维持基本的生活需要。随着收入的增加，消费者对于生存型的消费需求会逐渐降低，转而追求发展与享受型消费。在本研究中，非农就业通过家庭增收、社会资本的中介作用推动家庭消费结构升级的影响机制同样可以通过收入效应与偏好效应进行解释，内在机理图1所示。
在收入预算为w0时，最优的消费组合为l0曲线与w0的切点，此时对应的发展与享受型消费为x1a，当生产要素在城乡双向流动受阻时，农村居民就业方式单一，增收渠道受限，收入约束为w0，此时的消费效用曲线为l0。随着城镇化、工业化、信息化的同步交织推进，农村产业融合速度加快，产业结构不断优化，农村居民就业形式日益多样化，家庭收入得到显著提高，进而，预算约束曲线从w0外移至w1，与此同时，非农就业带来的交际圈扩展与社会认知提升以及商家广告营销，都将潜移默化地左右农村居民的消费观念，驱使他们从维持生存型消费转向更加热衷于追逐发展与享受型消费，效用函数曲线从l0外移至l1，此时最佳的消费组合为l1与w1的切点，对应的消费结构从x1a升级至x1b。并且，消费观念的转变也会促使偏好效应的发生，进而消费效用函数从l1转移l2，此时最佳的消费组合为曲线l2与w1的切点，对应的发展与享受型消费进一步从x1b上升至x1c。可见，社会资本与家庭消费升级在收入效应及偏好效应的作用下会发生双向互动、相互促进的结果，从某种程度上来说，这种机制与马斯洛需求层次理论、布迪厄的社会分层理论也有异曲同工之处。 基于以上分析，提出假说H1：非农就业一方面会促进农村居民家庭的消费水平升级，另一方面也会提高发展与享受型消费总量及其在家庭消费总量中所占的比例;假说H2：非农就业会通过农村居民增收与社会资本积累的中介作用进而促进家庭消费结构从生存型消费向发展与享受型消费升级。
2 数据来源与模型构建
2.1 数据来源
研究所使用的数据样本均来源于2018年的中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）。该调查由北京大学主持，于2008年及2009年进行预调查，2010年启动正式调查，此后每间隔2年对之前的受访家庭进行追踪调查，截至目前，可公开申请的最新数据为2018年完成的调查。该调查由成人卷、少儿卷及家庭卷构成，调查项目覆盖了社会经济文化等多个维度，具备深度研究价值。为了利用问卷的时效性，研究选取了CFPS2018问卷，并将3份问卷规整合并为同一问卷。根据研究主体对数据样本进行预处理后，最后筛选出5 939户农村居民家庭。
2.2 变量设置与说明
2.2.1 被解释变量 被解释变量包括农村居民家庭消费水平、发展与享受型消费总量以及消费结构升级。家庭消费水平以人均总消费性支出（对数）衡量。关于消费结构升级的衡量，参考《中国统计年鉴》的分类标准，将衣着、食物、居住的支出视为生存型消费，而文教娱乐支出、教育培训支出、医疗保健支出以及交通通讯支出（对数）则视为发展与享受型消费。消费结构升级为农村居民家庭的发展与享受型消费支出在家庭总消费性支出中所占的比例。
2.2.2 核心解释变量 核心解释变量为非农就业，无论是本地非农就业，或是外出务工，均视为非农就业。变量选取直接根据CFPS问卷中“是否非农就业”进行定义， “是”赋值为1，“否”赋值为0。
2.2.3 中介变量 基于影响机制分析，将家庭纯收入（对数）与社会资本（对数）作为中介变量。社会资本定义的模糊使得其难以有全面综合的测度指标，目前学术界也未有统一标准。考虑到中国传统社交礼仪文化中礼尚往来的色彩浓厚，尤其在农村，人情往来很大程度上是一个家庭的社会资本体现，参考周广肃等[22]的研究结果，选择人情礼支出（对数）作为社会资本的代理变量。
2.2.4 控制变量 为了提高模型的精确程度，在核心变量的基础上，分别从个人及家庭层面来扩展控制变量。个人层面，选取性别、年龄、学历、婚姻状况、健康状况等变量。家庭层面，选取人口规模、收入水平、重大事件等变量，社区层面加入邻里关系、社会经济地位自评、养老保险等变量。
由表1可知，受访农村居民家庭中，因变量人均总消费性支出均值为21 960.39元，发展与享受型的消费总额均值为18 155.29元，消费结构占比为0.29。可见，从宏观层面看，农民生活富裕的美好景象已初具雏形，而城乡融合的深化也有效助推了农村居民家庭的消费观念转变，教育培训、文教娱乐等发展与享受型的家庭消费结构比例逐渐上升。自变量非农就业的均值为0.65，反映出日益明朗的农村剩余劳动力转移就业形势，而劳动力资源配置的优化又进一步显著扩展农村居民的社交网络，进而正向推动家庭收入预算线的持续外移，这点变化从人情礼支出及家庭纯收入的数据统计中可得到体现。户主的个人特征方面，年龄均值为44.56，性别比例基本持平，文化程度以初中为主，多数为已婚或同居，健康状况保持在比较健康的状态，人口特征与现实情况较为相符。家庭层面，受访农村居民家庭普遍为3～4人的人口规模，劳动力虽然不多但家庭资产结构却呈现多元化，多数家庭的资产配置涵盖了土地资产、金融资产及其他生产性、经营性与财产性资产，资产结构的合理化与科学化也极大程度提升了农村居民家庭的风险抵御能力。此外，金融负债也属于平常现象，这从侧面反映中国农村金融体系的日臻完善，多数农村居民家庭已能通过借贷融资的途径缓解资金难题。社区层面，邻里关系表现为和谐融洽的氛围，户主的社会经济地位自评反映出户主的自我肯定以及对生活的满意度，并且，完善的农村养老保障体系也正在逐步构建之中。
2.3 模型构建
基于以上分析，根据设定变量，构建如下计量模型以探究非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制。
lnY=α0 β1NA γ1Xi εi（1）
式中，Y为被解释变量，指代人均总消费性支出，α0为截距项，NA表示户主是否非农就业，Xi 表示个人特征、家庭禀赋以及社区环境等一系列控制变量，β1、γ1为变量的相关系数， εi为服从正态分布的随机扰动项。此外，进一步构建以下回归模型以探究非农就业对农村居民家庭发展与享受型消费结构的影响。
Y=α0 β1NA γ1Xi εi（2）
式中，Y为被解释变量，即农村居民家庭发展与享受型消费结构，具体为家庭文教娱乐支出、教育培训支出、交通通讯支出占家庭总支出的比例，其他变量的定义则遵循模型（1）的设定。
3 实证检验
3.1 非农就业对农村居民家庭消费升级的影响
表2为非农就业对农村居民家庭消费水平、发展与享受型消费总量以及发展与享受型消费结构的基准回归结果。由表2可知，在加入个人、家庭及社区层面的一系列控制变量后，非农就业对家庭总消费水平、家庭消费升级以及家庭发展与享受型消费结构均产生了正向效应，影响系数分别为0.087 0、0.063 0、0.007 5且在0.01的统计水平上高度显著。换言之，农村居民家庭户主的非农就业可以推动家庭总消费水平提高8.70个百分点，促进家庭消费升级总量提升6.30个百分点，拉动家庭发展与享受型消费结构比例增加0.75个百分点，具有强烈的现实经济意义。
针对具体的控制变量而言，个人层面，户主年龄对于家庭消费水平具有正向影响，但是对消费升级的影响则不显著。户主性别为女性以及户主学历提高均会增加家庭消费水平，也更重视家庭的发展与享受型消费，从而促进家庭消费升级。此外，户主的健康状况则与家庭消费升级保持正相關，户主健康水平越低，患病风险越高，医疗支出也就越多，从而对家庭总体消费水平、发展与享受型消费总量产生挤出效应，降低消费升级结构占比。户主婚姻状况对于消费水平与消费升级均不具备显著性。家庭层面，人口规模、家庭人均纯收入与家中是否有人从事个体经营显著正向作用于农村居民家庭的总消费水平、家庭消费升级以及家庭消费结构优化，影响系数明显高于其他变量。家庭人口规模代表了劳动力资源禀赋的多寡，而个体经营则是劳动力资源配置优化的体现，是一种家庭福利的帕累托改进，拉高了家庭人均纯收入的整体水平，进而推动家庭预算约束曲线外移，这收入效应与偏好效应相互呼应。户主的金融负债与家庭遭遇重大事件（住院、升学、婚嫁等）均会显著抑制家庭总消费水平和挤占家庭发展与享受型消费支出，对家庭消费结构升级也产生负向影响。社区层面，无论是户主的邻里关系、社会经济地位自评以及是否办理养老保险对于被解释变量的影响均不具备经济意义的显著性。 3.2 非农就业对农村居民家庭消费升级的稳健性检验
三产融合深化与信息技术革新重构了农业经营业态，农村居民的非农就业形式日益多样化。仅依据“是否非农就业”这个单一变量并不能判断户主的非农就业依赖深度与工作时间长度，而是否有工资收入一方面反映了户主的非农就业兼业程度与稳定性，另一方面可衡量农村居民家庭之间的收入差距。因此，进一步选取CFPS问卷中的“是否有工资收入”这一指标作为代理变量对农村居民家庭消费升级进行稳健性检验，基准回归结果见表3。由表3可知，以是否有工资收入将模型（1）、（2）的关键自变量进行替换后，因变量家庭消费水平、家庭消费升级与消费结构升级的估计结果仍然在0.01的统计水平上高度显著，此外，控制变量的影响系数、方向和显著性与原模型的估计结果基本保持一致性。本研究结论的稳健性得到证实，至此，研究假说H1得到验证。
4 基于不同收入与地区的异质性分析及收入偏好效应的机制检验
4.1 异质性分析
4.1.1 基于不同收入水平的异质性分析 非农就业对于家庭消费结构升级的作用机制首先依赖于增收效应生效所引发的家庭预算约束边界外移，然而，由于家庭之间的资源禀赋存在差异，不同家庭之间将会形成收入差距。为了检验非农就业对家庭消费升级的影响机制在不同收入水平家庭的异质性，以家庭人均纯收入水平作为区分标准，设定0.25、0.50、0.75 3个分位点，将样本划分为4组，分别为低收入组（25%以下）、中下收入组（25%～50%）、中上收入组（51%～75%）、高收入组（75%以上），并构建分位数回归模型进行检验，回归结果如表4所示。由表4可知，非农就业对农村居民家庭消费升级的作用机制在低收入家庭中的影响系数为负且并不显著，但是对于中上收入、中下收入及高收入组的农村居民家庭则具有显著的正向影响，其中，高收入组的影响系数最大，中上收入组次之，其次为中下收入组，整体而言，影响效应变化特征表现为随收入水平的提高而不断增强。可能的原因在于，其一，受限于文化程度、知识技能等人力资本约束，低收入农村居民的非农就业形式往往以简单基础的临时性体力劳动为主，但此类工作缺乏风险保障、薪酬有限，抑制了收入效应的生效。其二，家庭收入的增长一方面抑制了消费支出的敏感程度，另一方面也促进了人力资本、社会资本等的家庭禀赋得到相应的强化，进而促进家庭成员的消费意识形态在与社会网络的双向互动中逐渐发生转变，在收入效应与偏好效应的共同作用下，持续推动家庭消费结构升级。
4.1.2 基于不同地区的异质性分析 考虑到中国幅员辽阔，不同地区之间社会经济发展水平参差不齐，消费理念与社交文化的差异可能导致非农就业对家庭消费升级的作用机制存在异质性。因此，本研究将样本家庭按照省份区别划分为东部、中部及西部，区分依据参照国家统计局的分类方法。回归分析结果见表5。可以发现，非农就业对于中国东部、中部及西部地区的农村居民家庭消费升级均产生了显著的正向影响，但是，影响效应呈现西部地区最高、中部地区次之、东部地区稍差的差异化格局。其中，中部地区与东部地区的系数趋于相等且与西部地区存在明显的差距。可能的原因在于，相较于西部地区，中部及东部地区的社会经济发展水平远远领先，发展与享受型消费的市场更加饱和，而当农村居民家庭收入达到一定水平以及消费偏好在塑造成型的某个拐点，收入与偏好效应的作用会逐渐弱化，限制了非农就业对家庭消费结构升级的提升空间。对于西部地区而言，城镇化与工业化进程的相对滞后使得农村居民的非农就业选择单一，整体收入普遍位于较低水平。此外，由于基础设施的相对缺位，城乡要素流动面临更多障碍，农村居民家庭的消费偏好尚处于转型升级的起步阶段，因此当非农就业的增收效应与偏好效应的机制生效时，对于家庭消费升级的促进效应会更加明显。这也意味着西部农村居民家庭的消费结构升级存在更大的空间，为扩大内需留下了更多可拓展的市场空间，而城镇化水平提高所带来的非农就业转移显然会成为有效的催化剂。
4.2 非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制检验
分析结果证实，非农就业确实会影响农村居民家庭消费升级。而在理论分析部分，假设非农就业对农村居民家庭消费升级的影响机制依赖于收入效应与偏好效应发挥作用，而收入效应与偏好效应的机制生效则基于农村居民家庭收入增加与社会资本积累的路径传导。为了验证理论分析的假说正确与否，即非农就业是否会通过收入效应与偏好效应的中介作用影响农村居民家庭消费升级，进一步参考温忠麟等[22]的研究结果，根据中介测验程序步骤，设计如下模型。
CU=α0 β0Mediatingvariables γ0Xi εi（3）
MV=α1 β1NA γ1Xi εi（4）
CU=α2 β2NA β3MV γ2Xi εi（5）
式中，NA表示农村居民是否非农就业，CU表示农村居民家庭消费升级;MV表示中介变量，指代家庭纯收入或社会资本。模型（3）与模型（1）所述相符，检验非农就业对农村居民家庭消费升级的影响。模型（4）则分别检验非农就业对家庭纯收入及社会资本的影响，所有变量均为数值型变量，采用OLS回归方法检验。模型（5）表示非农就业通过收入效应与偏好效应的中介作用影响农村居民家庭消费升级的机制。按照中介效应检验方法，第1步，检验模型（3）中的系数β0是否显著，若显著则进入第2步。第2步，检验模型（4）中系数β1是否显著，若显著则进入第3步。第3步，同時对模型（5）的β2与β3进行检验，若以上3个步骤的结果均满足，则表示非农就业所带来的家庭收入增加与社会资本积累会通过收入效应与偏好效应的中介作用对农村居民家庭消费升级产生影响。
4.2.1 家庭增收的收入效应 收入效应即农村居民家庭总体收入增加。直接选取CFPS问卷中的家庭纯收入（对数）作为代理变量并进行中介效应检验，回归结果如表6所示。由表6可知，回归（1）为非农就业对农村居民家庭消费升级的基准回归，结果显著，进行第2步检验;回归（2）式的结果表明非农就业对农村居民家庭收入增加产生了显著的正向影响，继续进行下一步测验;回归（3）式将非农就业与家庭收入增加纳入同一回归方程，结果表明二者均在0.01的统计水平上高度显著，验证了非农就业会通过家庭增收的中介作用影响消费升级，即存在收入效应。 4.2.2 社会资本的中介作用 参考周广肃等[23]的研究结果，将CFPS问卷中的“人情礼支出”作为社会资本的代理变量，以检验隐含在社會资本的偏好效应是否会发挥中介作用，回归结果如表7所示。由表7可知，回归（1）式为非农就业对家庭消费升级的影响，结果显著，进行第2步测验;回归（2）式结果表明，非农就业与农村居民社会资本呈显著正相关。表明非农就业确实能够促进农村居民的社会资本积累，继续进行下一步检验;回归（3）式将非农就业与社会资本同时纳入同一回归方程，回归结果表明非农就业与社会资本的系数均在0.01的水平上高度显著，验证了非农就业会通过社会资本的中介作用推动农村居民家庭消费升级，即存在偏好效应，至此，研究假说H2得到验证。
5 结论与政策含义
5.1 结论
本研究首先系统回顾与梳理了非农就业促进农村居民家庭消费升级的已有研究结果，构建了本研究的理论分析框架并提出研究假说。其次，基于中国家庭追踪调查（CFPS）2018年数据，实证分析非农就业对农村居民家庭消费水平以及发展与享受型消费总量与结构的影响，对收入与偏好效应理论进行了现实检验。研究发现，第一，非农就业不仅能够正向推动农村居民家庭的消费水平上升，同时也可显著提高农村居民家庭对于文教娱乐、医疗保健以及交通通讯等发展与享受型消费的支出总量与结构比例，促进家庭消费升级。第二，利用“是否有工资性收入”进行关键解释变量替换并进行稳健性检验后，结论依然成立，表明非农就业确实能够推动农村居民家庭消费升级。第三，非农就业对农村居民家庭消费升级的影响效应具有明显的异质性。以家庭人均纯收入作为区分依据并进行分组回归，结果显示家庭人均纯收入对农村居民家庭消费升级的影响显著且与收入水平高低保持正相关。参照国家统计局的分类方法将样本省份划分为东部、中部及西部并分别进行回归，结果显示影响效应呈现西部地区最高、中部次之、东部稍差的差异化格局。第四，非农就业对于农村居民家庭消费升级的影响会通过家庭增收与社会资本的中介作用实现。非农业就业提升了农村居民家庭劳动力的优化配置，拓宽家庭增收渠道，提高家庭纯收入，进而触发收入效应推动家庭消费升级。此外，非农就业也扩展了农村居民社交网络，增进了城乡居民生活融合，促进社会资本积累，进而触发偏好效应驱动家庭消费升级。
5.2 政策含义
基于本研究结论，进一步总结隐含其中的政策意义。其一，强化农村劳动力的技能培训，激发家庭增收内生动力。家庭资源禀赋配置优化是构建农村居民家庭增收长效机制的有效驱动力，非农就业则意味着以家庭为单位的劳动力资源实现了更为合理的分工安排。而要推动农村劳动力的非农就业转移，关键在于劳动力职业技能的拓展与提升，以更好地迎合市场经济的多样化需求，深化市场分工合作。因此，基层政府应着重把握乡村振兴契机，积极创造就业岗位，同时，探索建立农村劳动力就业培训指导平台，促进就业信息的自由流动，此外，依托公益讲座、新兴职业农民培训等途径增强农村劳动力就业能力，扩宽农村劳动力的择业范围。其二，重视弱势群体政策帮扶，着力消除家庭收入差距。非农就业对农村居民家庭消费升级的促进作用随着家庭收入的增加而逐渐强化。然而，受限于人力资本的匮乏，低收入农村居民家庭劳动力往往处于就业市场博弈的弱势地位，非农就业局限于以体力劳动为主的基础性工作，收入不固定且没有保障，长此以往又将加剧家庭收入差距的马太效应。因此，有必要构建更加公开透明的劳动力就业市场以消除就业机会不平等，政府应通过完善相关法律法规体系，优化劳动力就业环境，着力破除劳动力市场歧视与提高薪酬福利保障。此外，在民生财政支出中给予低收入农村居民家庭等就业弱势群体适当的倾斜，同时完善医疗、教育等社会福利保障体系，加快低收入农村劳动力人力资本提升，促进社会共同富裕，激活收入效应。其三，推进西部地区城乡一体化，释放农村市场消费潜力。西部地区的经济水平与于东部及中部地区存在明显差距，市场经济发展程度不足，农村劳动力的非农就业空间仍然有限，制约了收入与偏好效应的促进作用。因此，政府在宏观层面对生产要素配置给予适度的宏观调控就显得十分重要。要进一步推进东部、中部与西部的结对帮扶，逐步提升经济发达地区的辐射带动效应，加快推进西部地区的城镇化，提高城镇化水平，增加农村居民的非农就业机会，促进消费观念转型。此外，改革创新土地、林地等自然资源产权制度，有序引导产权流转，提高农村居民家庭的产业分工专业化程度，合理统筹“务农”与“非农就业”的协调发展。其四，加快数字乡村建设，促进农村电商发展[24]。不断夯实互联网、信号基站等数字基础设施建设，提高农村互联网普及率，提升农村劳动力互联网使用能力，完善农村物流体系建设，搭建农村电商以及直播带货等模式的城乡居民交流平台。推动农村三产融合，依托乡村旅游、休闲农业构建线下交易空间，在持续拓宽农村劳动力非农就业渠道的同时又深化城乡居民的生产生活融合。
参考文献：
[1] 周 学. 构建“微观、中观、宏观三位一体”的经济学理论体系——兼论破解我国内需不足的方略[J].经济学动态，2014（4）：18-40.
[2] 王一鸣. 百年大变局、高质量发展与构建新发展格局[J].管理世界，2020，36（12）：1-13.
[3] 张恒龙，姚其林. 基于城乡居民消费行为分析视角的扩大内需研究[J].求是学刊，2020，47（1）：62-74，181.
[4] 骆永民，骆 熙，汪卢俊. 农村基础设施、工农业劳动生产率差距与非农就业[J].管理世界，2020，36（12）：91-121.
[5] 国家统计局农村社会经济调查司.中国农村统计年鉴2019[J].北京：中国统计出版社，2019.
[6] 李 涛，陈斌开. 家庭固定资产、财富效应与居民消费：来自中国城镇家庭的经验证据[J].经济研究，2014，49（3）：62-75. [7] 魏后凯，芦千文. 新冠肺炎疫情对“三农”的影响及对策研究[J].经济纵横，2020（5）：36-45，2.
[8] JOHNSON D G. Comparability of labor capacities of farm and nonfarm labor[J]. The American Economic Review，1953，43（3）： 296-313.
[9] JOHN R H，MICHAEL P T. Migration， unemployment and development： A two-sector analysis[J]. The American Economic Review，1970，60（1）： 126-142.
[10]BRUCE L G. Economic growth and low incomes in agriculture[J]. American Journal of Agricultural Economics，2000，82（5）： 1059-1074.
[11]鐘甫宁，何 军. 增加农民收入的关键：扩大非农就业机会[J].农业经济问题，2007（1）：62-70，112.
[12]蔡 洁，刘 斐，夏显力. 农村产业融合、非农就业与农户增收——基于六盘山的微观实证[J].干旱区资源与环境，2020，34（2）：73-79.
[13]张海霞. 电子商务发展、非农就业转移与农民收入增长[J].贵州社会科学，2020（10）：126-134.
[14]JOEL W. Preference externalities： An empirical study of who benefits whom in differentiated-product markets[J]. The Rand Journal of Economics，2003，34（3）： 557-568.
[15]王 萍，张亚欣，张金锁. 非农就业对农户生活能源转型的影响路径[J].人口与经济，2020（6）：121-132.
[16]刘一伟，刁 力. 社会资本、非农就业与农村居民贫困[J].华南农业大学学报（社会科学版），2018，17（2）：61-71.
[17]周 建，杨秀祯. 我国农村消费行为变迁及城乡联动机制研究[J].经济研究，2009，44（1）：83-95，105.
[18]GALOR O，STARK O. The probability of return migration， migrants’ work effort， and migrants’ performance[J]. Galor Oded Stark Oded，1991，35（2）： 399-405.
[19]MA Z D. Urban labour-force experience as a determinant of rural occupation change： Evidence from recent urban-rural return migration in China[J]. Environment and Planning A，2001，33（2）： 237-255.
[20]石智雷，杨云彦. 外出务工对农村劳动力能力发展的影响及政策含义[J].管理世界，2011（12）：40-54.
[21]钟成林. 城乡居民收入差距对于居民的消费示范效应影响研究——基于GMM方法的实证分析[J].上海经济研究，2015（12）：105-114.
[22]温忠麟，张 雷，侯杰泰，等. 中介效应检验程序及其应用[J].心理学报，2004（5）：614-620.
[23]周广肃，樊 纲，申广军. 收入差距、社会资本与健康水平——基于中国家庭追踪调查（CFPS）的实证分析[J].管理世界，2014（7）：12-21，51，187.
[24]岳雪峰，王运圣. “宽带乡村”建设模式：国际经验及其启示[J].江苏农业科学，2019，47（11）：17-23.
（责任编辑：张震林）