“雙碳”目標下農戶兼業與農村生活能源消費轉型*

王顏齊，張佳寧

（東北農業大學經濟管理學院，哈爾濱 150030）

一、引言與文獻綜述

推動能源領域碳減排是做好碳達峰碳中和工作的重要舉措。2024 年，中共中央、國務院印發《關于全面推進美麗中國建設的意見》，提出“重點控制煤炭等化石能源消費，加強煤炭清潔高效利用，大力發展非化石能源，加快構建新型電力系統”，為建設新型能源體系指明方向。自改革開放以后，農村能源已經從一個“被忽視的角落”成為我國能源領域的重要角色（石祖梁等，2017），促進農村生活能源消費轉型對于實現我國能源消費結構優化具有重要意義。然而，目前我國農村居民的清潔能源使用意識與能力均較為不足，傳統能源在農戶生活能源消費中占據較大比例。在農戶生活能源消費結構中，柴草占比44.2%，煤占比23.9%，煤氣、天然氣、液化石油氣占比49.3%，電占比58.6%，太陽能占比0.2%，沼氣占比0.7%①數據來源于《第三次全國農業普查主要數據公報（第四號）》，http：//www.stats.gov.cn.neau.vpn358.com/tjsj/tjgb/nypcgb/。。農戶大量使用的秸稈、柴薪等傳統生物質能源，存在碳排放高、能源轉化效率低等問題，導致我國長期以來農村能源消費結構不合理，實現農村生活能源消費轉型依舊任重而道遠。

關于農村生活能源消費轉型的影響因素，學者主要從家庭收入、外部環境、個體稟賦三方面展開探討。第一，關于家庭收入對農村生活能源消費轉型的影響。早期能源階梯理論認為，農戶收入水平是能源消費轉型的重要影響因素，且對其有正向影響（Kaygusuz et al，2002），相關學者也予以證實（Ke et al，2020）。后續學者進一步研究表明，家庭收入提升對能源消費轉型的促進作用并非線性，隨著收入增加，農村居民用能品種數量呈先上升后下降的“倒U型”趨勢；隨著社會經濟地位的提升家庭趨向使用更優質能源，但受限于價格、供給等因素，不會完全放棄劣質能源（吳施美等，2022）。隨著研究的逐步深入，學界就不同收入水平對農村生活能源消費轉型的作用機制開展了較豐富研究，一種觀點認為，低中高收入農戶分別通過提高家庭能力、強化家庭觀念、提升公眾期望提升能源消費轉型意愿（樊勝岳等，2021）。另一種觀點認為，在高收入國家中，數字經濟促進能源消費轉型，而在中等收入國家中，數字經濟顯著降低了可再生能源的生產和消費結構（Muhammad et al，2022）。第二，關于外部環境對農村生活能源消費轉型的影響。一部分學者認為，區域經濟發展聯動和農業產業聚集使農村收入與農業產值存在空間溢出效應，并影響農村能源消費結構（Martinho，2020；Cui et al，2021）。另一部分學者認為，資源稟賦影響生產生活可供選擇的能源種類與數量，從而影響能源消費結構（Fei et al，2020；Hasanov et al，2020）。針對京津冀地區而言，協同發展和城鄉統籌戰略的實施，促進了農村居民生活水平提升，進而大幅提升高效、優質、潔凈的新能源使用比例，并逐步替代柴薪與劣質燃煤（羅國亮等，2021）。第三，關于個體稟賦對農村生活能源消費轉型的影響。農戶的受教育程度、生活習慣、烹飪方式、燃料可及性等因素影響其燃料選擇行為（Dil，2014；Huanguang，2018；Hanna et al，2015）。

已有文獻為農村生活能源消費轉型的進一步研究提供了重要參考。然而，由于農戶家庭同時具有生產單位和消費單位的性質（詹姆斯，2013），農戶在生產方面的兼業行為會對其消費行為和狀況產生較大影響。而在大國小農的背景下，兼業作為我國農戶家庭經濟的一種重要形態，正逐步重構農戶的生產生活方式。農戶兼業減少農戶種植時間，增加農戶經濟收入（劉瓊等，2020），為清潔能源的使用提供了經濟基礎和前提條件。然而，已有關于農村生活能源消費清潔化轉型影響因素研究中，農戶兼業這一影響因素受到的關注卻不足。

基于此，本文利用2022年課題組調研數據，嘗試揭示農戶兼業在其生活能源消費轉型過程中的影響，并進行內生性分析及穩健性檢驗。在此基礎上，探究收入、生態自覺性以及資本擠出的中介效應。最后，分別從代際差異、兼業地點、兼業行業3 個角度進行異質性分析，以期為改善農村生活能源消費結構提代借鑒。

二、理論分析

生活能源消費轉型即生活能源消費由生物質能源為主轉向商品能源為主。非農就業對農戶生活能源消費轉型具有直接影響（王萍等，2020）。基于此，本文進一步研究影響機制，綜合理論分析和現實研判，認為農戶兼業通過收入增加效應、資本擠出效應和生態自覺性提升效應，影響農村生活能源消費轉型。研究理論框架見圖1。

圖1 農戶兼業影響農村生活能源消費轉型的理論框架

（一）收入增加效應

農戶兼業改變收入結構增加家庭總收入，進而促進農村生活能源消費轉型。當前，農戶兼業增收效應已成為共識。根據家庭內部分工理論農戶作為理性經濟人，以提高家庭總收入為目標，充分利用家庭成員比較優勢，在農業部門與非農部門之間合理配置家庭人力資本（錢忠好，2008），以提高家庭勞動效率，實現帕累托改進。能源階梯理論認為，隨著收入增加，居民更傾向使用清潔便利的優質商品能源，能源使用的階梯變化順序大體是：初始能源（秸稈、柴薪、糞便）→轉型能源（煤炭、木炭）→優質能源（電力、煤氣、天然氣、液化石油氣、沼氣）（Kaygusuz et al，2002）。但這一過程并非完全替代，而是堆疊演替的。根據心理賬戶理論，人們會把在現實中客觀等價的支出或收益在心理上劃分到不同賬戶中。工資性收入、經營性收入被歸為“辛苦勞動賬戶”，財產性收入、轉移性收入被歸為“娛樂享受賬戶”。基于優化生活環境的利己動機、保護生態環境的利他動機，考慮長遠視角下家庭成員身體健康，無論是勞動型收入還是非勞動型收入，農戶均有意愿投入到清潔能源消費中。但相比勞動型收入，農戶更傾向于將非勞動型收入投入到清潔能源消費中。

（二）資本擠出效應

農戶兼業產生土地資本和勞動力資本擠出，其中，土地資本擠出增加傳統能源使用成本，勞動力資本擠出增強清潔能源購買力，最終促進農村生活能源消費轉型。一方面，結合成本收益理論，預期收益大于成本產生行為動機，成本提高削弱行為動機。兼業往往導致耕地閑置促進耕地轉出，加大秸稈類傳統能源搜尋成本和使用成本，削弱農戶傳統能源使用意愿。另一方面，誘致性技術變遷理論指出，資源稀缺引起要素相對價格變化，進一步誘致技術產生變遷。兼業后，農村流失大量人口，同時擠出較多農業勞動力，引致農業勞動力結構性短缺，增加農業勞動力雇傭成本，促使農戶利用機械等資本密集型技術替代勞動力。機械化生產促進農民增收，增強清潔能源購買力，實現農村生活能源消費轉型。

（三）生態自覺性提升效應

生態自覺是建設生態文明的階梯和橋梁，提高生態自覺是建設生態文明的基礎工作（于冰，2012）。因而，能源消費向生態化轉型的實現，有賴于農戶生態自覺性的提升。兼業能提升農戶生態自覺性，進而促進農村生活能源消費轉型。一方面，兼業提高了農戶家庭經濟水平，而家庭經濟水平的提升能有效喚醒農戶生態自覺性（尚燕等，2018），進而增強農戶節約資源、保護環境的主動性、自覺性和責任感（于冰，2012），促進農村生活能源消費轉型；另一方面，兼業能有效拓展農戶的社會網絡。農戶的兼業行為能助其突破基于血緣親疏，注重人情和非正式規則的傳統社會網絡的“束縛”，形成基于非親緣人群的、更強調正式規則的非固定式社會網絡關系，增加其理性行為，深化其對規章制度的自覺遵循，進而推動農戶生態自覺性的提升，助力農村生活能源消費轉型。

三、數據來源、變量選取與模型選擇

（一）數據來源

本文數據來源于課題組2022 年12 月—2023 年3 月對黑龍江、吉林、河南、山東開展的兼業農戶能源使用情況調查。四省均為農業大省，且兼業農戶所占比例較大，同時農村生活能源污染較為嚴重，政府雖采取了一系列措施，但成效甚微，因此選取四省作為研究區域具有一定的理論研究意義和政策參考價值。本次調查采用問卷調查和電話訪談的形式，共計發放問卷800 份，回收問卷778 份，剔除不合格和未答問卷，實際回收有效問卷763份，有效回收率為95.40%。樣本農戶基本特征見表1。

表1 樣本農戶基本特征統計

如表1所示，受訪農戶性別分布均勻，呈現出老齡化特征。其中，男性占比49.15%，50歲以上農戶占比76.80%，且受教育程度偏低，初中及以下農戶占比76.15%；2022 年大部分農戶家庭收入達到3萬元以上，占比64.09%；部分農戶依舊沒有進行生活能源消費轉型，占比達49.28%；農戶兼業程度偏高，89.12%的農戶兼業程度達50%以上。就調研省份而言，黑龍江有效樣本占30.41%，吉林有效樣本占25.56%，河南有效樣本占26.34%，山東有效樣本占17.69%。

（二）變量選取

1.被解釋變量

本文被解釋變量為農村生活能源消費轉型，一般而言，選擇炊事能源消費類型和取暖能源消費類型。本文將轉型后的能源類型歸納為清潔能源，包含煤氣、液化石油氣、天然氣、電；將轉型前的能源類型歸納為傳統能源，包括柴薪、秸稈、煤炭。

2.解釋變量

本文解釋變量為農戶是否兼業和兼業程度。是否兼業為0-1 變量。兼業程度為連續變量，參考已有研究（廖洪樂，2012），其衡量標準為戶主/受訪者非農勞動時間比率（村內非農業勞動天數與外出從業天數之和占全年勞動天數之比）。

3.中介變量

本文選取家庭總收入、不同類型收入（工資性、經營性、財產性、轉移性收入）、是否耕地轉出、退出農業經營的人數以及是否具有生態自覺性作為中介變量。一般而言，農戶兼業具有增收效應，收入增加又能促進農村生活能源消費轉型。同時，因為家庭總收入分為勞動型收入和非勞動型收入，勞動型收入包含工資性收入、經營性收入，非勞動型收入包含財產性收入、轉移性收入，不同收入類型的中介作用不完全一致。此外，農戶兼業也會通過土地資本擠出、人力資本擠出和生態自覺提升推動農村生活能源消費轉型。

4.控制變量

由于農村生活能源消費轉型的影響因素眾多，為了減少遺漏變量帶來的估計偏誤，本文選取受教育程度、性別、年齡、健康狀況、是否村干部、是否黨員、家庭人口規模、房屋面積和當地農業發展水平作為控制變量（見表2）。

表2 變量定義與描述性統計

（三）模型選擇

1.邏輯回歸模型

由于被解釋變量農村生活能源消費轉型是二元分類變量，采用常規的二元Logit模型。其模型表達式如下：

式（1）中，被解釋變量用Y來表示，當Y=1時表示農戶選擇能源消費轉型，使用新型清潔能源。當Y=0時表示農戶不選擇能源消費轉型，依舊使用傳統污染能源。x表示影響能源消費轉型的因素。α1表示影響因素的回歸系數。ε1為隨機擾動項。γ為省份固定效應。式（2）為根據“邏輯分布”（Logictis Distrue）函數得到Logit模型。

2.中介效應模型

為了實證分析農戶兼業是否通過家庭總收入和不同類型收入、土地資本擠出、人力資本擠出、生態自覺性提升對農村生活能源消費轉型產生影響，故以基準模型為基礎，構建如下模型：

公式（3）（4）（5）中，Y代表被解釋變量農村生活能源消費轉型。X代表解釋變量農戶兼業。M代表中介變量。X代表控制變量的集合。α4、α5、α6、c3、c4、c5、b、β3、β4、β5為待估系數。ε4、ε5、ε6代表隨機擾動項。γ為省份固定效應。

四、實證結果與分析

（一）直接影響效應

1.農戶是否兼業對農村生活能源消費轉型的影響效應

實地調研結果顯示，相比純農戶，更多的兼業農戶選擇清潔能源作為日常生活能源。在炊事能源方面，兼業農戶使用清潔能源的占比為59.36%、純農戶使用清潔能源的占比為34.10%；在取暖能源方面，兼業農戶使用清潔能源的占比為61.35%、純農戶使用清潔能源的占比為32.95%。二元Logistic回歸結果顯示，農戶是否兼業對農村炊事能源消費轉型和取暖能源消費轉型均有顯著正向影響。由表3可知，農戶是否兼業每提高一個單位，炊事能源消費轉型占比提高50.70%、取暖能源消費轉型概率提高51.60%。但是，結合現實情況，農戶兼業并不是農村生活能源消費轉型的唯一決定因素，因此本文加入可能影響生活能源消費轉型的因素，包括受教育程度、性別、年齡、健康狀況、是否村干部、是否黨員、家庭人口規模、房屋面積、當地農業發展水平。回歸結果表明，農戶是否兼業每提高一個單位，炊事能源消費轉型占比提高52.90%、取暖能源消費轉型占比提高55.10%。

表3 農戶是否兼業對農村生活能源消費轉型的影響效應

2.農戶兼業程度對農村生活能源消費轉型的影響效應

農戶兼業程度對農村生活能源消費轉型具有顯著正向促進作用。由表4 可知，炊事能源消費轉型的邊際效應為0.507，取暖能源的邊際效應為0.516。在加入控制變量后，結果依舊穩健且模型的解釋能力增強，炊事能源消費轉型的邊際效應為0.529，模型的解釋能力由0.116提升至0.270，取暖能源的邊際效應為0.551，模型的解釋能力由0.096提升至0.189。

表4 農戶兼業程度對農村生活能源消費轉型的影響效應

（二）機制分析與異質性分析

1.家庭總收入、不同類型收入的中介效應

上文驗證了農戶兼業促進農村生活能源消費轉型。本部分進一步探究農戶兼業促進農村生活能源消費轉型的影響機制，初步認為，兼業通過提高農戶家庭總收入推動農村生活能源消費轉型。由表5可知，在加入家庭總收入后，農戶兼業程度、家庭總收入對農村生活能源消費轉型的影響效應為2.156、0.818，均在1%水平下顯著。據此得出，家庭總收入在農戶兼業程度促進農村生活能源消費轉型的過程中起到部分中介效應。經計算，家庭總收入的中介效應占總效應的比重僅為17.90%，并不明顯。在得出家庭總收入具有中介作用這一結果的基礎上，將進一步探索不同類型收入（勞動型、非勞動型收入）在農戶兼業促進農村生活能源消費轉型過程中的中介效應。由表6 可知，在勞動型收入中，工資性收入和經營性收入在農戶兼業程度促進農村生活能源消費轉型的過程中具有部分中介效應。經計算，工資性收入的中介效應占總效應的比重為20.20%，經營性收入的中介效應占總效應的比重為55.10%。由表7 可知，在非勞動型收入中，財產性收入和轉移性收入在農戶兼業程度促進農村生活能源消費轉型過程中具有部分中介效應。經計算，財產性收入的中介效應占總效應的比重為6.30%，轉移性收入的中介效應占總效應的比重為18.50%，均不明顯。

表5 家庭總收入的中介效應

表6 不同類型收入（勞動型收入）的中介效應

表7 不同類型收入（非勞動型收入）的中介效應

綜上，實證結果得出，家庭總收入和不同類型收入在農戶兼業促進農村生活能源消費轉型的過程中均存在部分中介效應，但部分中介效應占總效應的比重過小。可能的原因是，一方面，近年經濟下行壓力增加，兼業勞動力就業市場疲軟，削弱兼業的增收效應。另一方面，“雙碳”政策存在滯后效應。我國碳減排治理的優先級路徑為高碳排放企業碳規制→規定范圍內碳排放企業碳自愿、農業生產行業碳儲能→農村生活環境碳治理。加之政策從出臺到產生明顯成效需要經歷出臺→落地→實施→成效四個環節，各環節銜接需要時間。

2.資本擠出、生態自覺性提升的中介效應

本文所述資本擠出主要指土地資本擠出和人力資本擠出。由表8 可知，實證結果證實，土地資本擠出、人力資本擠出以及生態自覺性提升均具有部分中介效應。其中，土地資本擠出的部分中介效應占總效應比重為10.50%，人力資本擠出的部分中介效應占總效應比重為26%，生態自覺性提升的部分中介效應占總效應比重為45.70%。

表8 資本擠出、生態自覺性提升的中介作用

3.代際差異、兼業地點及行業異質性分析

由表9 可知，（1）在代際差異方面，農一代兼業對農村生活能源消費轉型的影響系數為1.393，在1%水平下顯著；農二代兼業對農村生活能源消費轉型的影響系數為0.575，在10%水平下顯著，因此，農一代、農二代兼業均對生活能源消費轉型有顯著影響，且農一代大于農二代。（2）在兼業地點方面，農戶在縣內兼業對農村生活能源消費轉型的影響系數為2.613，在1%水平下顯著；農戶在縣外省內兼業對農村生活能源消費轉型的影響系數為4.423，在5%水平下顯著；農戶在省外兼業對農村生活能源消費轉型的影響系數為17.379，在5%水平下顯著。因此，農戶在縣內、縣外省內以及省外兼業均對農村生活能源消費轉型影響顯著，影響效果從大到小依次為省外兼業、縣外省內兼業、縣內兼業。（3）在兼業行業方面，農戶在第一產業兼業②農戶在第一產業兼業是指農業產業內兼業，即農戶家庭勞動力從事非自家農業生產，例如：農戶參與家庭農場、合作社的雇傭勞動等。對農村生活能源消費轉型的影響系數為2.677，不顯著；農戶在第二產業兼業對農村生活能源消費轉型的影響系數為3.530，在1%水平下顯著；農戶在第三產業兼業對農村生活能源消費轉型的影響系數為6.791，在5%水平下顯著。說明農戶在第一產業兼業不會對生活能源消費轉型有顯著影響，而在二三產業兼業對生活能源消費轉型有顯著影響，在第三產業兼業更為明顯。

表9 代際差異、兼業地點及行業異質性分析

（三）內生性和穩健性檢驗

本部分對直接影響效應部分進行內生性檢驗，避免內生性問題造成的估計結果偏差，以保證研究結果的準確性。造成內生性問題的可能原因有：（1）農戶兼業與農村生活能源消費轉型互為因果。兼業提高農戶經濟購買力，增加清潔能源可及性，推動農村生活能源消費轉型；反之，農村生活能源消費轉型減少室內空氣污染，提升農民健康水平，減輕家庭負擔，促進農戶兼業。（2）控制變量和農戶兼業關聯性強。性別、年齡、健康情況與兼業地點、行業密切相關。（3）遺漏變量和測量誤差較難避免。

采用傾向得分匹配法（PSM）和工具變量法解決內生性問題。（1）表10列示了PSM方法的處理結果。采用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、樣條匹配4 種匹配方法分析農戶兼業對農村生活能源消費轉型的處理效應。以上4 種匹配方法在解決由樣本選擇偏差和遺漏關鍵變量造成的內生性問題后，結果均顯示：農戶兼業能促進農村生活能源消費轉型，提升效果為0.353～0.367，樣條匹配的ATT值最大，近鄰匹配和核匹配的ATT 值最小。4種匹配方法T值均大于2.58，說明均在1%水平上顯著。因此，在解決內生性問題后，農戶兼業顯著促進農村生活能源消費轉型。（2）采用工具變量法緩解內生性問題。一般來講，工具變量必須滿足兩個性質。第一，工具變量與模型的干擾項不存在相關關系，即外生性；第二，工具變量與內生變量存在相關關系，即相關性（Murray，2006）。本文工具變量選取上一年度兼業情況。經定性分析，該工具變量滿足外生性和相關性。同時，為檢驗弱工具變量，本文采用Wald F統計量，結果為34.17，不存在弱工具變量問題。由于本文工具變量個數等于內生解釋變量個數，可以恰好識別，無需進行工具變量識別不足以及過度識別檢驗。故本文選擇的工具變量合適。由于不存在異方差，本文使用IV2SLS模型進行實證檢驗。結果如表11 所示，回歸系數為1.969，并且在1%水平上顯著。因此，在控制內生性問題的基礎上，進一步驗證了研究結果的穩健性。

表10 內生性檢驗（PSM）

表11 內生性檢驗（工具變量法）

本部分對直接影響效應部分進行穩健性檢驗，通過縮尾處理、更換模型、調整樣本三種方法，檢驗農戶兼業程度促進農村生活能源消費轉型的穩健性。縮尾處理可避免極端值對回歸結果的影響；更換模型減少了單一模型造成的統計偏誤；調整成年齡為[45,65]的統計樣本，更加符合我國農村的基本現狀，從而保證研究結果的真實性。由表12可知，在縮尾處理后，回歸系數為2.417，在1%水平下顯著；在更換為二元Probit 模型后，回歸系數為1.440，在1%水平下顯著；在篩選出年齡為[45,65]的樣本后，回歸系數為2.417，在1%水平下顯著。三種穩健性檢驗結果均顯著，進一步證明農戶兼業程度促進農村生活能源消費轉型。

表12 穩健性檢驗

五、結論與政策建議

（一）結論

使用2022 年微觀調研數據，利用二元Logit 模型、中介效應模型、調節效應模型，檢驗了農戶兼業對農村生活能源消費轉型的影響效應及作用機制。同時，利用PSM 和工具變量法進行內生性檢驗，通過縮尾處理、更換模型、調整樣本進行穩健性檢驗。此外，針對代際差異、兼業地點及行業進行異質性分析。

第一，農戶兼業顯著促進農村生活能源消費轉型，推動農戶在炊事用能和取暖用能選擇方面增加清潔能源使用，減少傳統能源使用，且隨著農戶兼業程度的提高，農村生活能源消費轉型逐步明顯。

第二，農戶兼業通過提升家庭總收入，助推農村生活能源消費轉型，但家庭總收入的中介效應并不高，具體分析家庭總收入中各類收入的中介效應，得出其貢獻程度從大到小依次為經營性收入、工資性收入、轉移性收入、財產性收入。同時，農戶兼業還可推動土地資本擠出、人力資本擠出以及生態自覺性提升，進而促進農村生活能源消費轉型。

第三，農戶兼業對農村生活能源消費轉型的影響存在代際差異、兼業地區和行業差異，農一代兼業對農村生活能源消費轉型的促進作用強于農二代；省外兼業對農村生活能源消費轉型的促進作用強于縣外省內及縣內；第三產業兼業對農村生活能源消費轉型的促進作用強于一二產業。

（二）政策建議

基于上述研究結論，在農戶兼業化這一時代背景下，針對促進農村生活能源消費轉型，助力“雙碳”目標實現，提出如下政策建議。

第一，進一步破除城鄉資源流動壁壘，完善農民工省外流動機制。保障農民工權益，將農民工工作時間和薪酬支付納入監管平臺統一管理，對超時工作等違法違規行為建立預警機制，有關部門對監管平臺反饋的違法違規行為作出整改、罰款、關停、取締等處罰。與此同時，提高農民工收入水平和質量，穩定其收入預期，健全其社會保障。

第二，加強生態文明建設，大力培育農戶生態自覺性。扶持新能源開發技術，探索新能源開發模式，增強清潔能源生產就近供應能力，推進新能源發電與公共基礎設施一體化建設，以降低其使用成本，引導農戶改變其不合理的消費方式和生活方式，使節約資源、綠色消費成為農戶的自覺行為，使其能行使知情權、監督權以及環境保護參與權等，以促進環境決策的民主化，提高農戶自身環保素質。

第三，推動鄉村產業升級，促進農民收入量、質提升。重點培育農村電商、農民經紀人、村域公共服務、物流配送、房屋電器維修等新業態就業人員，同時發展農產品深加工、休閑農業和鄉村旅游等新興產業，以促進農民收入渠道從單一農業生產向農村一二三產業多渠道收入轉變，提升農民工資性收入和經營性收入，優化其收入結構。