農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響分析

崔 夢 怡,韓 旭 東,鄭 風 田

(1.中國人民大學 農業與農村發展學院,北京 100872;2.清華大學 中國農村研究院,北京 100084;3.清華大學 公共管理學院,北京 100084)

一、引 言

農村基礎設施在農業農村發展中具有基礎地位和保障作用,是實現鄉村振興的前提條件[1]。近年來,國家對農村基礎設施越發重視,建制村通硬化路難題基本解決,農村供水、供電得到可靠保障。2022年8月以來,交通運輸部等六部門共同印發《農村公路擴投資穩就業更好服務鄉村振興實施方案》,農業農村部等八部門共同印發《關于擴大當前農業農村基礎設施建設投資的工作方案》,我國進入新一輪的農村基礎設施建設階段。由于具備公共品屬性,政府一般在農村基礎設施供給中發揮著主導作用,但無法包攬全部。特別是農村稅費改革以來,收入來源縮水使得基層政府缺乏財力支撐,“兩工”制度取消使得建管護缺乏勞動力[2],部分基礎設施陷入供給困境。尤其是田間道路、農田水利等具有準公共品性質的社區內生產性基礎設施供給不足,導致農業生產經營和農村經濟發展受阻[3-4]。為此,國家配套“一事一議籌資籌勞”“一事一議財政獎補”等制度調動農戶的參與積極性,但因制度組織成本高、參與風險大以及農戶收入水平限制、“搭便車”行為等原因,農戶參與熱情并不高[5],部分地區基礎設施建設甚至一度因農村人口外流而處于無人參與的尷尬境地[6]。

可持續的鄉村振興路徑須調動農村內在的自我營建力量。2022年5月23日,中辦、國辦印發《鄉村建設行動實施方案》,強調“加強農村基礎設施和公共服務體系建設,建立自下而上、村民自治、農民參與的實施機制,既盡力而為又量力而行”,充分肯定了農村自組織能力和農戶參與意愿對于提高基礎設施供給水平的必要性。近年來,由于鄉村各方面條件改善以及多類型惠農政策的實施,越來越多的外出務工勞動力選擇返鄉并從事農業生產,他們憑借在外打拼“賺夠了錢、開闊了眼界、增長了本事、提升了能力”[7],成為農村稀缺性的人力資本和鄉村振興重要的人才來源,為農村經濟發展和基礎設施建設帶來了新的活力。具有外出務工經歷的返鄉農戶能否為農村基礎設施,特別是公共財政難以覆蓋的社區內生產性基礎設施建設帶來新的活力以及如何提升這一活力值得探究。而且在未來可預見的一段時間內,外出返鄉農戶還將大規模存在,研究農戶外出務工經歷對基礎設施投資意愿的影響將具有重要的現實意義(1)本文研究對象是具有準公共品性質、收益或成本不溢出本轄區的社區內生產性基礎設施,由于這類基礎設施外部性較小且與自身生產經營密切相關,農戶才有義務、也有意愿參與供給,后文將進行詳細說明。。

二、文獻述評

自農村稅費改革以來,以財政為支撐的公共物品供給制度創新性不足,部分地區的農村基礎設施供給受到制約,關于農村基礎設施供給機制及影響因素的研究也成為焦點議題之一,并形成了“制度視角”和“行動者視角”兩大歸類。其中,前者將農村基礎設施供給優劣歸因于各類制度和結構,后者則注重分析不同特質的鄉村行動者對農村基礎設施供給的影響。在從傳統農村向現代農村的轉向以及農村成員流動愈加頻繁的過程中,對行動者作用的分析被置于越來越重要的位置[8],農村基礎設施供給中農民主體的參與問題引發了高度重視,并形成了一系列研究成果。

(一)農戶參與農村基礎設施供給的必要性及參與內容

農戶參與農村基礎設施供給外生于公共財政有限現狀,內生于農村經濟社會發展需要,并且在特定方面具備比較優勢。首先,在基層政府“財權降低、事權不變”以及上級政府財政轉移支付不足的現實背景下[2],農戶參與農村基礎設施供給是彌補政府供給缺位的關鍵力量。其次,作為農村基礎設施最直接的使用者和受益者,農戶參與供給能夠將自身需求真實有效地反映在供給決策當中,有效避免政府供給決策中的有限理性,規避供需失衡問題[9]。最后,對于某些外部性較弱的設施,比如小規模、非國有化的水渠水庫等,政府運用科層制形式直接管理實際上相對困難,而村委會或專業協會領導下的集體行動擁有更低的交易成本和更少的“搭便車”現象[10],農戶參與此類農村基礎設施供給具備相對優勢。

事實上,農戶可能對某些農村基礎設施供給存在參與優勢,而對于某些設施并不如此,因此厘清農村基礎設施類型是研判農戶參與情況的前提。從功能用途來看,World Bank將農村基礎設施分為經濟性與社會性兩大類[11]。與之類似,學界普遍分為生產性與生活性兩大類,其中生產性基礎設施主要在生產經營中發揮作用,包括交通、水利、能源等;生活性基礎設施主要用于改善農民生活質量,包括教育、文化、醫療衛生等[12-14]。從公共品性質來看,農村基礎設施分為純公共品與準公共品,其中純公共品有很強的非排他性和非競爭性,一般由政府主導供給,如義務教育、農村醫療、文化設施等;準公共品介于純公共品與私人物品之間,具有一定外部性但收益不外溢出本轄區,可以由鄉鎮政府或村組織帶領農戶投資,如田間道路、區域內水利設施等[10,15]。因此,從性質分類來看,需要農戶參與供給的基礎設施主要是外部性較弱的社區內準公共品,而從功能分類來看,這部分基礎設施大多為與農業生產經營密切相關的生產性基礎設施。

(二)農戶參與農村基礎設施供給的態度及影響因素

在厘清類型的基礎上,為了解農戶態度,學者就農戶對于農村基礎設施的需求程度與供給意愿展開分析。部分研究表明農戶對基礎設施的需求非常迫切,但他們認為政府是基礎設施供給的主體,其自身參與籌資的總體意愿不強[16]。也有測算發現,農戶已經具有比較強烈的參與意愿,眾多農戶愿意投資或者愿意在村集體經濟出資、他人參與等條件下進行基礎設施投資[17]。而且相關研究表明,農戶對不同類型基礎設施的需求程度和供給意愿存在差異。如白南生等[12]以安徽鳳陽為例研究發現,農戶的需求意愿呈現出生產性基礎設施優于生活性基礎設施的特點,其融資意愿在農村道路方面與需求強度呈現出相關性。孔祥智等[15]針對福建省永安縣的調查表明,農戶最需要的前三位次基礎設施包含農田和山林水利設施、田間和鄉村道路以及飲用水改善,但是最需要政府投資的是農村醫療保障和醫療衛生,側面說明農戶對于水利、道路等基礎設施具備較強的投資意愿。進一步地,學者從多個角度分析了影響農戶參與意愿的因素。部分研究從村莊、協會等組織層面出發,考察組織規模、成員異質性和制度規則等對農戶意愿的影響。如Meinzen等[18]認為灌溉協會的規模、成員異質性以及領導階層等是影響集體行動的主要因素。何凌霄等[19]研究表明,制度規則和良好的干群關系對農戶的建管護參與意愿具有提升作用。另外一部分研究從農戶個人、家庭層面出發,探究個體因素對基礎設施參與意愿的影響,發現戶主文化程度、家庭農業勞動力數、家庭種植規模和社會資本、村莊歸屬感等因素對農戶參與意愿具有正向影響[17,20]。特別地,伴隨著農村勞動力的頻繁流動,外出務工經歷對農戶就農村公共事務投入意愿的影響引發了關注。相關研究認為,外出務工拓寬了農戶視野、增強了農戶需求,有外出務工經歷的農戶對社區建設的總體需求明顯高于無外出務工經歷的農戶[21]。在外出務工過程中,農戶的各項資本也得到不同程度提升[22],并且大多數農民工返鄉后會將增加的資本帶回家鄉。伴隨著思想觀念的改進和自身資源稟賦的強化,外出返鄉農戶能夠并且愿意參與到人居環境整治等村莊公共事務當中[23]。

綜上所述,國內外學者已就農戶參與必要性、參與方向以及參與意愿等方面進行了研究,并且關注到外出務工經歷帶來的影響,但依舊存在不足。從研究范圍來看,現有關于農戶參與意愿的研究并未區分農村基礎設施類型,大多忽略了部分設施因性質和功能特性而無需農戶參與的事實;從研究內容來看,關于農戶參與意愿的研究尚未明確關注到外出務工經歷這一因素,但是當前農村勞動力大量且頻繁流動已成事實;從研究對象來看,已有研究基本以小農戶為分析對象,未注意到各類新型農業經營主體已逐步成為回流人口重點群體和村莊建設重要力量的現實。鑒于此,本文引入Ostrom的制度分析與發展框架延伸決策模型,研究農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響及其作用機制。

三、理論分析與研究假說

(一)農戶投資意愿產生原因的理論分析

農村基礎設施本質上屬于公共產品。由于具備非排他性和非競爭性,一般認為其供給由具有公共服務職能的政府主導完成,這暗含了政府具有良善的供給動機和具備充足的供給能力兩層前提假設[24]。但是公共選擇理論認為,政府也是自利的“經濟人”,而且可能因職能眾多而不具備足夠的財政能力,因此現實中農村基礎設施并非完全由政府提供。公共選擇學派經濟學家布坎南和奧斯特羅姆提出,為了滿足發展需求,某些排他性或競爭性較弱的準公共品可以由市場工具和農民自組織進行有效提供[10]。其主要原因在于,當公共產品外溢性較小時,農民的“搭便車”心理和機會主義傾向相對薄弱。也就是說,農民可以參與提供的是具有準公共品性質的基礎設施,其使用范圍局限于農村社區內的特定區域,這與本文所關注的生產性基礎設施所具備的特征相吻合。在這一范疇下,如果部分具備一定投資能力的農民認為自身對某項準公共品的投入能帶來“回報”,理性主體便會選擇為該項基礎設施“付費”。需要注意的是,農民自籌資金參與基礎設施供給以自主自愿為原則,并不具備強制性,因此只有當農民認為其投資預期受益并具備可行能力時才會選擇“付費”,這也解釋了并非所有農民均具有投資積極性的現實。而外出務工是農戶家庭基于內部成員比較優勢進行的勞動分工配置,返鄉農戶具備不同于留守農戶的經濟狀況良好、眼界開闊、能動性強等特質,或可因此而形成投資積極性。

(二)外出務工經歷影響農戶投資意愿的理論分析

1.理論框架。Ostrom提出的制度分析與發展框架(Institutional Analysis and Development Framework,IAD)旨在解釋各要素如何影響集體行動與公共事務治理,由外部變量、行動舞臺、評估結果三部分構成,其中行動舞臺最為復雜和重要。IAD延伸決策模型,也稱參與者智力決策模型(Participants Intellectual Decision Model,PID)是行動舞臺的核心,專注于行動舞臺中單一參與者進行決策的影響因素。其中心原理是:除了外部環境和文化影響之外,一方面參與者的決策意愿要受到參與者狀況、對決策對象感知程度等因素的影響,另一方面要受到參與者行動前對期望結果感知以及關于最終實際結果預期的影響[25-27]。這一思想與農戶參與基礎設施投資的“付費”動機相契合。目前,已有學者基于該模型對農戶種樹意愿[27]、征地意愿[25]、耕地休養意愿[26]等內容進行了研究,展現出這一模型在解讀農戶參與意愿方面的適用性。在本文研究中,外出務工經歷是返鄉農戶生命周期中的重要一環,不僅其本身屬于參與者狀況子集內的重要部分,而且在中國特有的經濟社會制度與結構下的離鄉與返鄉充滿著多種因素的反復沖擊,能夠對參與者認知狀況、預期結果感知等多個方面產生深遠影響,進而影響其公共事務參與意愿。因此,本文依據IAD延伸決策模型,著重探討農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響。

2.研究假說。按照IAD延伸決策模型分析框架,農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響可以分為兩大方面:一方面,外出務工經歷是參與者狀況子集中的重要因素,能夠影響同樣作為參與者子集關鍵組成部分的家庭收入,并且能夠對生產性基礎設施感知程度產生影響,從而對投資意愿產生提升效應;另一方面,外出務工過程中的資本積累和能力提升促使返鄉農戶形成生產變革需求,對生產性基礎設施具有更強烈的需求偏好,在行動前對自身投資行為的收益預測和期望結果更高,進一步反作用于投資意愿的提升(圖1)。

圖1 基于IAD延伸決策模型的理論分析框架圖

(1)農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的提升效應(2)根據IAD延伸決策模型,參與者狀況中其他因素以及外部投資環境等對農戶生產性基礎設施投資意愿的影響均在控制變量中予以體現。。作為一項村級公共事務,參與生產性基礎設施投資對于農戶的經濟實力與認知水平都提出了較高要求。勞動力流動是城鄉之間實現資源配置的重要途徑,外出務工經歷對于改善家戶狀況具有重要作用。一方面,相比于一直在村農戶,外出務工返鄉者的收入水平一般更高,并且在多年的外出務工過程中獲得了更多的儲蓄積累[28]。經濟實力的增強放松了家庭預算約束,提升了農戶對于生產性基礎設施的支付能力,直接推動農戶提升投資意愿。另一方面,農戶在外出務工過程中更容易接受先進的發展觀念、增強基礎設施認知水平,有更加廣闊的視野和更為自覺的意識,能夠更加積極地參與到基礎設施建設等公共事務當中。基于以上分析,本文提出如下假說:

H1:農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿具有顯著正向影響。

(2)農戶外出務工經歷、生產變革需求與生產性基礎設施投資意愿。首先,農戶外出務工經歷能夠促進生產變革需求的形成。城鄉遷移改變了農村居民原有的發展空間,有外出務工經歷的農戶能夠在更廣闊的空間通過人力資本、社會資本、經濟資本的積累實現個人能力的發展[29]。能力發展的重要意義是對選擇自由的擴展,外出返鄉農戶因此更具自覺性和選擇性,進而產生農業生產變革的需求。結合現實情況,這種需求分為兩方面:一是“人均一畝三分地,戶均不過十畝田”的土地細碎化導致農業比較效益低下,適度規模擴張成為生產者重要追求之一,也即規模擴張需求;二是農業生產成本趨高和資源環境約束趨強引致傳統農業增收乏力,培育農業發展新動能已成為農業提質增效和家庭增收重要方向[30],也即經營創新需求。

其次,生產變革需求能夠提升農戶生產性基礎設施投資意愿。作為農業生產經營中的“先行投資”,生產性基礎設施具有規模擴張效應和技術進步效應[31],能夠改變農業經濟體系中各因素相互作用的速率,直接影響農業績效的高低。由此,農戶外出務工經歷帶來的生產變革需求不可避免地對生產性基礎設施提出更高要求:一方面,這種生產變革需要基礎設施參與來突破自然資源的時空限制,實現資源優化配置,提高生產效率[7];另一方面,大規模和新形式的生產要素和商品流通均需要以相應的基礎設施為支撐,以降低流通成本和交易成本,提高交易效率。在這種情況下,外出返鄉農戶期望通過投資于生產性基礎設施來滿足發展需求、獲取經濟收益,對于自身投資行為的預測收益和期望結果較高,投資意愿隨之提升。基于以上分析,本文提出如下假說:

H2a:規模擴張需求在外出務工經歷影響生產性基礎設施投資意愿過程中具有中介作用。

H2b:經營創新需求在外出務工經歷影響生產性基礎設施投資意愿過程中具有中介作用。

四、數據來源與研究方法

(一)數據來源與樣本特征

本文所用數據來源于“全國新型農業經營主體發展指數調查”項目。該項目由經濟日報社作為負責方,由中國人民大學負責方案設計,由專業調查公司負責具體執行。調查采用分層隨機抽樣與兩階段抽樣的抽樣設計:第一階段,以全國各縣域的2014年第一產業增加值為依據進行分層隨機抽樣,從全國抽取150個縣;第二階段,從被調查縣政府部門獲得新型農業經營主體登記注冊名單,根據調查配額等距抽取具體調查對象。第一期調查于2016年5月—2017年3月開展,獲得總樣本5 191個。為了對新型農業經營主體的發展狀況進行動態分析,2017年11月—2018年3月和2019年10月—2020年1月,上述機構分別開展了第二期和第三期調查,分別從已有樣本中選擇3 000個樣本進行追蹤回訪(臨時增加了追蹤樣本),并選擇部分普通農戶進行對比調查。其中,第二期共獲得新型農業經營主體樣本3 014個和普通農戶樣本803個,第三期共獲得新型農業經營主體樣本3 044個和普通農戶樣本801個。本文所用數據來源于第三期調查的家庭農場、專業大戶和普通農戶樣本,去除缺失值之后共得到2 711個樣本,其中1 945個為家庭農場和專業大戶,766個為普通農戶。考慮到家庭農場和專業大戶通常都是在自有資本積累的基礎上發展起來的,其脫胎于傳統農戶,仍舊具有家庭經營的屬性,兩者之間沒有嚴格的區別,借鑒已有研究[32],本文將兩者統稱為規模農戶。

(二)模型設定

1.基準回歸模型。本文被解釋變量為農戶對生產性基礎設施的投資意愿,為取值4～20的連續變量,遂采用OLS模型進行基準回歸。同時,由于農戶的生產性基礎設施投資意愿取值均為非負整數,本文同時采用Poisson模型進行回歸。OLS模型與Poisson模型分別如式(1)和式(2):

Investinfrai=α1+β1outsidei+γiZi+μi

(1)

lnE(Investinfrai)=α2+β2outsidei+γiZi

(2)

其中,Investinfrai為被解釋變量,即農戶的生產性基礎設施投資意愿;outsidei為核心解釋變量,即農戶是否有外出務工經歷。Zi為一系列控制變量,α、β、γ為待估系數,μ為隨機擾動項。

2.內生性處理:工具變量法。外出務工經歷這一變量可能存在內生性問題。一是遺漏變量,農戶某些不可觀測的個人特征會同時影響外出務工和投資決策。二是反向因果,若農戶外出務工之前就有生產變革需求和投資意愿,外出務工是為了積累資本、個人技能,那么投資意愿會反向影響外出務工和返鄉決策。三是選擇性偏誤,農戶的外出務工經歷具有非隨機性。因此本文參考已有研究[33],使用留一法選擇本村外出返鄉人口比重和本鄉鎮外出返鄉人口比重作為工具變量,即除本人外本村/本鄉鎮有過外出務工經歷的人口占本村人口的比重。合適的工具變量需要滿足相關性和外生性條件:從相關性來看,由于農村鄉土社會的社會網絡特征,本村/本鄉鎮內外出務工返鄉的農民比重會影響其他農民的外出務工傾向,進而與個人是否具有外出務工經歷產生顯著正相關關系;從外生性來看,由于農民一般難以從鄉村務工社會網絡中獲得直接的物質資本、人力資本等幫助,本村/本鄉鎮外出返鄉人口比重與農民的投資意愿沒有直接關系。考慮到外出務工經歷是二值變量而非連續型變量,本文采用工具變量的條件混合過程估計法(Conditional Mixed Process,簡稱 CMP)。這種方法基于似不相關回歸,通過構造遞歸方程組實現多階段模型的極大似然估計,可以避免兩階段最小二乘法或三階段最小二乘法對包含離散型內生性變量的模型進行估計時可能出現的偏誤[34]。

3.穩健性檢驗:傾向得分匹配法。由于農戶的外出務工行為和返鄉行為并非是隨機產生的,而是具有極強的“自選擇”特征,因此本文還使用傾向得分匹配法進一步處理外出務工經歷的“自選擇”問題。傾向得分匹配法(PSM)基于反事實框架的思想,通過構造與處理組相似的反事實對照組,從而獲得近似隨機的處理變量。本文根據農戶的外出務工經歷情況把研究對象分為有外出務工經歷的農戶(處理組)和沒有外出務工經歷的農戶(對照組)。經過計算傾向得分并根據傾向得分進行樣本匹配后,這一方法能夠基本消除處理組與對照組之間的異質性,在兩組樣本的其他特征變量沒有顯著性差異下,傾向得分匹配可以處理選擇性偏差和遺漏變量等內生性問題。此時估計得到的平均處理效應(ATT)為農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的“凈效應”。

4.中介效應模型。為進一步驗證生產變革需求是否在農戶外出務工經歷與生產性基礎設施投資意愿之間發揮中介作用,本文參考溫忠麟等[35]的做法,使用中介效應模型進行中介效應檢驗。在式(1)的基礎上建立式(3)和式(4):

Intervari=α3+β3outsidei+γiZi+μi

(3)

Investinfrai=α4+β4outsidei+λiIntervari+γiZi+μi

(4)

式(3)中,Intervari表示影響機制中間變量,該式說明了農戶外出務工經歷對規模擴張需求和經營創新需求的影響。如果式(3)中農戶外出務工經歷對中間變量有顯著影響,式(4)中中間變量對生產性基礎設施投資意愿同樣具有顯著影響,且外出務工經歷的系數β4與式(1)中的β1相比有所下降或者該變量不再顯著,則表明相應影響機制成立。

(三)變量設置與描述性統計

1.因變量。本文因變量為農戶的生產性基礎設施投資意愿,結合已有研究[12-14]并基于數據可得性,具體選擇村內道路、田間道路、農田水利設施和現代化農業基地來表征生產性基礎設施。農戶對各項基礎設施的投資意愿均通過“您愿意為所在村莊該項基礎設施建設出資嗎?”詢問,答案選項均為“非常不愿意”“不愿意”“比較愿意”“愿意”“非常愿意”,依次賦值為1～5。參考歐陽斌等[36]的做法,本文將4個問題等權重加總得到范圍4～20的連續變量,得分越高表示農戶對生產性基礎設施的投資意愿越強,得分越低表示農戶對生產性基礎設施的投資意愿越弱。可以發現,農戶的投資意愿平均得分為13.997,超越了中間水平,表明當前農戶已經形成一定的投資積極性。

2.核心自變量。本文核心自變量為農戶外出務工經歷,反映了農村勞動力流動情況。由于農村家庭中的生產生活決策一般以家庭集體決策為主,而戶主在家庭決策中起主導作用,因此本文將戶主作為研究對象。借鑒唐林等[23]的研究,本文根據“您(戶主)是否有外出務工的經歷?”這一問題來定義外出務工經歷變量,并將外出務工經歷定義為農戶離開戶籍所在村而在本縣及以外地區從事生產經營活動達到6個月以上的情況。若農戶回答“是”則賦值為 1,“否”則賦值為 0。結果表明,有外出務工經歷的農戶占比達到41.50%,表明當前外出務工返鄉已經成為相對普遍現象,返鄉人員已經成為農村重要群體。

3.控制變量。依據IAD延伸決策模型分析框架并且盡可能減少不可觀測因素的影響,本文借鑒已有研究[16-17],從個人特征、家庭特征、外部環境特征3個方面選取共14個控制變量納入模型,其中個人特征與家庭特征均代表參與者狀況,外部環境特征則表征廣義社會環境。具體而言,個人特征包括農戶性別、年齡、受教育程度、健康狀況變量;家庭特征包括是否為農業科技示范戶、土地面積、家庭經營性收入、勞動力比例、經營類別變量,考慮到基礎設施的外部性特征,本文還控制了親朋好友數量和鄰里信任程度以控制社會網絡效應的影響;外部環境特征包括最近金融機構距離、最近縣城距離和地區變量。

4.中介變量。本文從規模擴張需求和經營創新需求兩個方面選取變量驗證生產變革需求的中介作用。在規模擴張需求方面,土地經營面積和農資投入數量是表征農業生產規模的重要特征,因此本文選擇“未來是否會擴大土地經營規模”和“未來是否會擴大農資采購規模”作為規模擴張需求的代理變量。在經營創新需求方面,技術資本是推動創新的剛需,因此本文選擇“未來是否會改進生產技術”和“未來是否會引進先進生產設備”作為經營創新需求的代理變量。各變量定義及描述性統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

五、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

表2反映了基準模型估計結果。其中,第(1)列為使用OLS模型得到的結果,第(2)列為Poisson模型回歸結果,為便于比較,本文計算了其平均邊際效應,如第(3)列所示。可以發現,OLS回歸與Poisson回歸均表明農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿具有顯著正向影響,而且OLS回歸系數與Poisson回歸的平均邊際效應基本一致。以上結果表明,農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿具有顯著的提升作用,本文假說H1得證。外出務工是家庭進行勞動分工配置的有效方式,外出返鄉農戶能夠獲得更高的經濟收益和資本積累,不僅具備更強的支付能力,而且能夠進行更具收益性的生產經營活動,并提升對生產性基礎設施的需求程度,支付能力和需求強度的共同提升促使返鄉農戶產生投資意愿。其他控制變量結果表明,農戶性別、受教育程度、健康狀況、是否為農業科技示范戶、家庭經營性收入、經營類別、親朋好友數量、鄰里信任程度以及所處地區均能夠對生產性基礎設施投資意愿產生顯著影響。農戶個人特征中,女性戶主的投資意愿較弱,因為她們可能會受到體力與精力限制而對村莊集體行動的關注程度較低。農戶受教育程度越高,則對基礎設施重要作用的認知程度越高,農業生產經營水平也較高,故其投資意愿更強。健康狀況更好的農戶生產經營活動更為廣泛,家庭經濟狀況也相對更好,因此投資可能性更高。在家庭特征中,農業科技示范戶對基礎設施的認知水平和認可程度更高,而且技術的采納對基礎設施提出了更高要求,因而他們的投資意愿更高。家庭經營性收入水平較高,不僅表明其具有更強的支付能力,而且意味著其農業生產經營活動豐富,對生產性基礎設施的需求程度和投資意愿更高。在經營類別中,從事種養加結合的農戶更愿意投資生產性基礎設施,這一方面在于其自身較強的經濟實力支撐,另一方面在于他們多元化的生產經營對各類基礎設施具有更高的需求。親朋好友數量越多或者鄰里信任程度越高,說明農戶的社會網絡越廣泛、對社會網絡關系認可度越高,因此更加愿意為具有一定外部性的生產性基礎設施投資。在外部環境特征中,西部地區農戶對生產性基礎設施的投資意愿更高,可能是因為本身西部地區的供給水平較低,難以滿足農業生產經營需要,引發了農戶的投資意愿。

表2 農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響分析

(二)內生性處理:工具變量法

表3是使用工具變量的CMP估計結果,第一階段模型以農戶是否有外出務工經歷為被解釋變量,第二階段模型以生產性基礎設施投資意愿為被解釋變量。其中,第(1)列以本村外出返鄉人口比重為工具變量,第(2)列以本鄉鎮外出返鄉人口比重為工具變量。第一階段模型估計結果表明,本村/本鄉鎮外出返鄉人口比重和被觀測者是否有外出務工經歷高度相關,且第一階段模型估計的LR檢驗均拒絕了零假設,基本排除了弱工具變量的可能性。第二階段模型估計結果表明,農戶外出務工經歷會顯著提升生產性基礎設施投資意愿,與基準回歸的估計結果一致。這表明在使用工具變量糾正內生性問題之后,農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的提升作用仍舊顯著,本文的研究結論具有穩健性。

表3 外出務工經歷與生產性基礎設施投資意愿:工具變量的CMP估計結果

(三)穩健性檢驗:傾向得分匹配法

1.共同支撐域和平衡性檢驗。PSM估計結果是否穩健需滿足前提假設,首先是共同支撐假設(Common Support Assumption)。如果共同支撐域太窄,則在共同支撐域外的樣本無法實現有效匹配,會造成樣本損失;共同支撐域范圍越廣,估計結果越可靠。從圖2可以看出,匹配后處理組和對照組的傾向得分分布重合區間較大,匹配結果的共同支撐域符合預期。

圖2 匹配后處理組和對照組傾向得分密度函數分布圖

傾向得分匹配模型還需要滿足平衡性假設(Balancing Assumption),即匹配后處理組和對照組在各個維度上的變量特征不能具有顯著差異,否則難以減小因個體異質性產生的偏差。由于不同匹配方法會產生不同的樣本損失量,為了保證結果的穩健性,本文分別采用K近鄰匹配、卡尺匹配、半徑匹配和核匹配進行分析。表4結果表明,匹配后Pseudo R2、LR值、均值偏差都有大幅度下降,而且模型的標準化均值差異B值均降至25%以下,滿足Rubin認為的B值小于25%的樣本匹配滿足平衡假設的要求,平衡性檢驗通過。

表4 匹配前后解釋變量的平衡性檢驗結果

2.平均處理效應。共同支撐域和平衡性檢驗通過之后,本文使用傾向得分匹配模型估計農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的平均處理效應(ATT),回歸結果如表5所示。4種匹配方式下的估計結果有小幅度波動,但農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的平均處理效應相差不大且均顯著,與基準回歸結果較為吻合,表明在消除了“自選擇”問題之后,農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿仍舊具有顯著提升作用。

表5 農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿影響的PSM估計結果

六、進一步分析

(一)影響機制檢驗

1.規模擴張需求的中介效應。首先,因土地規模擴張需求和農資規模擴張需求均為二元變量,本文選用Probit模型分析農戶外出務工經歷帶來的影響。結果表明農戶外出務工經歷對于兩類需求均具有顯著正向影響(表6列(1)、列(3)),即外出務工經歷能夠促使農戶做出規模擴張決策。對中介效應的進一步檢驗表明,兩類需求在農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響中具有中介效應,表現為在農戶外出務工經歷對兩者均具有顯著正向影響的前提下,將自變量和中間變量同時納入回歸后,農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響系數分別從0.291下降到0.268和0.250,而且中介變量對因變量有顯著影響(表6列(2)、列(4))。由此證實外出務工經歷帶來的資本積累和稟賦提升使得外出返鄉農戶更傾向于進行規模擴張,從而引發其對生產性基礎設施的更高重視和對投資行為的更高預期,進而提升自身投資意愿,本文假說H2a得證。

表6 生產變革需求中介效應檢驗

2.經營創新需求的中介效應。由于新技術引入需求和新設備引入需求為二元變量,本文同樣選用Probit模型分析外出務工經歷帶來的影響。結果表明外出務工經歷對于引進新技術具有顯著正向影響(表6列(5)),在將外出務工經歷和新技術引入需求同時納入回歸之后,農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響系數從0.291下降到0.269,表明新技術引入需求具有中介效應(表6列(6))。但是,外出務工經歷對于新設備引入需求并無顯著影響(表6列(7)),也即新設備引入需求并不具備中介效應,可能的原因是新設備本質上是一種物質性資產,其資產專用性特征容易導致所有者陷入交易困境,在當前社會化服務逐漸完善的背景下,尋求社會化服務幫助而非自行引進設備不失為一種提升生產效率和避免交易成本的兩全之策。因此,本文假說H2b部分得證,也即技術型經營創新需求是外出務工經歷提升生產性基礎設施投資意愿的有效路徑,而設備型創新需求可能因涉及到資產專用性難題而落為無效路徑。

(二)異質性分析

1.外出務工就業類型分析。外出務工就業類型不同對農戶帶來的影響程度明顯不同,因此本文就外出務工就業類型展開異質性分析。具體來說,農戶的外出務工就業類型包括自主經營、受雇穩定工作和打零工三類。本文以無外出務工經歷的樣本為對照組,分別以有自主經營經歷、有受雇穩定工作經歷和有打零工經歷的樣本為對照組,分析不同外出務工就業類型下農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響。表7回歸結果表明,農戶的自主經營經歷和受雇穩定工作經歷均對生產性基礎設施投資意愿具有顯著正向影響,且前者的影響程度遠遠大于后者列(1)、列(2),而農戶的打零工經歷對投資意愿的影響并不顯著列(3),T檢驗結果也表明不同的外出務工就業類型對投資意愿的影響具有顯著差異。也就是說,隨著農戶外出務工就業層次的提升,外出務工經歷對于生產性基礎設施投資意愿的影響更加強烈。原因在于,隨著外出務工就業層次從低到高的演變,農戶在外出務工過程中的眼界更加開闊、家庭儲蓄更多,而且資本積累更加豐富、個人能力更加提升,從而具有更強烈的生產變革意愿,對生產性基礎設施的需求程度和投資意愿也更高。

2.農戶類型分析。考慮到不同類型農戶之間的發展差異,本文對規模農戶和普通農戶進行異質性分析。結果表明外出務工經歷能夠顯著提升規模農戶的生產性基礎設施投資意愿列(4),對于普通農戶而言這一影響并不顯著列(5),T檢驗結果也表明外出務工經歷對規模農戶投資意愿的提升效應顯著高于普通農戶。究其原因,規模農戶以農業作為長久職業、以經營性收入作為家庭核心收入來源,因此會將外出務工經歷帶來的資本積累和稟賦提升大量投入到農業活動當中,規模化、專業化、技術化的發展趨向隨之增強,對各類生產性基礎設施的需求程度提升,對自身投資行為的預期結果較高,因而愿意在利益范圍之內主動投資。普通農戶則由于生產規模小、發展程度低等原因對生產性基礎設施需求相對較小,加之經濟水平較低,外出務工經歷也難以轉變其“搭便車”行為。而且,兼業化嚴重導致其未必將外出務工帶來的稟賦提升用于農業生產經營,對自身投資行為的預期結果并無太多期待,因而外出務工經歷對其投資意愿的影響并不顯著。

3.農戶年齡分析。農戶在不同發展階段具有不同特點,也會影響外出務工經歷效應的發揮,因此本文就農戶年齡和農業從事年限進行異質性分析。由于樣本農戶的平均年齡為50.627歲、平均農業從事年限為21.132年,本文在此基礎上選擇年齡50歲、農業從事年限20年兩個整數為節點進行分類。當農戶年齡在50歲及以下或者農業從事年限在20年及以下時,外出務工經歷的提升效果顯著列(6)、列(8),反之影響效果不顯著列(7)、列(9),T檢驗結果也證明外出務工經歷對投資意愿的影響在不同階段具有顯著差距。此結果展現了農業生產經營中的傳統與現代之爭。當外出返鄉農戶年齡較大或農業從事年限較長時,意味著其可能屬于因資本積累不夠充足而被動返鄉的“老一代”農民工,他們被迫再農化回歸到傳統農業之中,再生產能力明顯不足,因此對生產性基礎設施的需求程度偏低,對投資行為預期收益并無期待。而且,伴隨著老年性和弱能性的加深,外出務工所帶來的資本稟賦優勢被愈加消磨,更加使得外出務工經歷的影響效應并不顯著。與此相對,年齡較小或農業從事年限較短的外出返鄉農戶更多是“新生代”農民工,他們是經濟新常態下的主動回流者,在國家利好政策之下憑借在外期間的資本積累和稟賦提升進入現代農業發展范疇,具有進行生產變革的強烈愿望,對生產性基礎設施形成高度需求,進而在高預期收益之下產生投資意愿。

表7 外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿影響的異質性分析

(三)進一步分析:從投資意愿到投資行為

意識是行為的先導。在一般情況下,從意愿到行為的轉化是相對順暢的過程,但是在某些情況下,受到有限理性等因素的影響,農戶的心理意愿并不能完全預測其實際行為,可能產生“有意愿無行為”現象。為了檢驗農戶外出務工經歷帶來的生產性基礎設施投資積極性是否存在意愿與行為的悖離,本文以東部地區數據為例進行進一步分析(表8)。可以發現,東部地區農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資行為具有顯著的正向影響(列(1)),即農戶外出務工經歷有助于其對生產性基礎設施做出實際投資行為。而且,將投資意愿作為中介變量納入回歸后發現,外出務工經歷對于投資行為的影響程度有所下降,投資意愿對投資行為也具有顯著影響(列(3)),說明投資意愿具有明顯的中介效應。也就是說,東部地區農戶外出務工經歷引致的生產性基礎設施投資意愿提升能夠在一定程度上轉化為實際投資行為。進一步地,以投資意愿作為分組變量進行異質性分析發現,高投資意愿下農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資行為具有顯著正向影響列(4),而低投資意愿下這一影響并不顯著(列(5)),說明投資意愿提升是投資行為產生的必要條件,激發農戶產生投資行為須提升其投資意愿。總的來說,上述分析結果表明東部地區農戶外出務工經歷帶來的投資意愿提升能夠驅動投資行為的產生,農戶外出務工經歷有助于鄉村振興中生產性基礎設施供給水平的提升。

表8 從投資意愿到投資行為(以東部地區為例)

七、結論與政策啟示

本文使用2018年全國層面的2 711個微觀農戶數據,基于IAD延伸決策模型分析了農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的影響,并探討生產變革意愿這一影響機制以及外出務工經歷的影響異質性。研究結論如下:第一,農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿具有顯著的正向影響,在糾正內生性問題之后這一結論依然成立。第二,規模擴張需求和技術型經營創新需求是農戶外出務工經歷提升生產性基礎設施投資意愿的重要途徑,證實了收益預期和期望結果對于農戶決策的重要作用。第三,異質性分析表明,自主經營或受雇穩定工作的外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的提升效應顯著,打零工經歷則并無顯著影響;規模農戶外出務工經歷對生產性基礎設施投資意愿的提升效應顯著,普通農戶外出務工經歷的影響并不顯著;外出務工經歷對年齡在50歲及以下或農業從事年限在20年及以下農戶的投資意愿提升效果顯著,反之并無顯著影響,說明外出務工經歷作用的發揮需要一定條件。此外,基于東部地區數據的分析表明,農戶外出務工經歷帶來的投資意愿提升能夠驅動投資行為的產生,投資意愿與投資行為之間尚未出現明顯悖離。

基于以上結論,本文得出如下建議。第一,為農村勞動力的城鄉雙向自由流動提供保障,破除勞動力流動壁壘。一方面,政府應鼓勵一些從事生產力水平較低的生產活動的青年農民外出務工,增加各項資本積累;另一方面,通過對農民工進行摸底調查和創造良好的政策環境掌握農民工需求,吸引優秀的外出務工人口返鄉,鼓勵他們投身農業生產和鄉村振興事業。第二,搭建農業生產經營的要素網絡,為外出返鄉農戶進行生產變革奠定基礎,激發其對生產性基礎設施的需求。首先要規范推進農村土地流轉,尤其是恰當處理好外出返鄉人員的人地關系,為傳統農業的小農經營向適度規模經營提供利好環境。其次是加強技術資本的引進與推廣,不僅要大力推廣新知識、新技術、新裝備等應用技術,還應對外出返鄉農戶加強市場化、信息化、標準化的生產技能培訓,鼓勵其將自身資源稟賦轉化為農業發展和鄉村建設的重要力量。第三,發揮政府的組織引導職能,在尊重各類農民主體差異基礎上分類引導。應注重通過物化補貼、經濟補助等方式引導外出返鄉人員中務工就業良好的農戶和規模農戶進行投資,并輔以知識普及、宣傳引導等方式著重激發相對年輕或農業從事年限較短的“新生代”外出返鄉農戶的投資意愿。