農(nóng)機社會化服務(wù)對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的影響研究
2025-09-25 00:00:00汪興東肖丹劉庚張廣來
中國農(nóng)機化學(xué)報 2025年10期
關(guān)鍵詞：農(nóng)機社會化服務(wù)采納；消費結(jié)構(gòu)升級；時間配置；非農(nóng)收入；閑暇時間中圖分類號：F323.3 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：2095-5553（2025）10-0307-11
Abstract：To establish a new development patern with thedomestic general cycle asthe main and the dual domestic-international circulationreinforcing，itisimperative toexpandrural domesticdemandandenhancethequalityof ruralconsumption.Byconstructingatheoreticaleconomicmodel，themechanismof theimpactoftheadoptionofagricultural machinery socialization services on theupgradeof theconsumption structure ofrural households is empiricall examined using the China Labor Dynamics Survey（CLDS）data.The study shows thatthe adoption offarm machinery socialization services cansignificantlypromotetheupgradeof theconsumptionstructureoffarmhouseholds，andtheconclusionstillholdsundera varietyofrobustness tests.Mechanismanalysis reveals thattheadoptionof agricultural machinerysocializationservices “squeezesout”agricultural production time，subsequently influencing consumption upgradingthrough both time efects and incomeeffects，with the former exertinga stronger impactthan the later.Heterogeneityanalysis reveals thatthe promotion efectofagricultural machinerysocializationservices ontheupgradingof theconsumption structureoffarmhouseholdsis more pronounced inthe centraland westernregions，and more impactfulamong moreeducatedand healthier farm households.Therefore，we proposed expanding thecoverage and depth of agricultural machinerysocialization services to reallocateagricultural production timetowardleisureandnon-farmemployment，therebypromoting theupgradeof the consumption structure of farm households and improving the quality of rural consumption.
Keywors：agricultural machinery outsourcing service；consumption structure upgrading；time configuration；non-farm income；leisure time
0 引言
消費是改善民生的重要內(nèi)容，日益成為拉動經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)性力量。但2023年以來，中國居民消費價格指數(shù)同比漲幅一直處于低位徘徊階段，影響了中國經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級。由于城鄉(xiāng)要素流動壁壘與經(jīng)濟發(fā)展差異，國內(nèi)消費不足的最大短板仍然在農(nóng)村1。根據(jù)國家統(tǒng)計局測算，在消費結(jié)構(gòu)上，2023年我國農(nóng)村居民人均食品煙酒支出與人均居住支出共占比 52.7% ，而人均教育文化娛樂與人均服務(wù)消費支出占比僅為 10.7% 與 5.8% 。在消費增速上，農(nóng)村居民人均教育娛樂支出從2018年的2226元下降至2023年的1916元，降幅為 13.9% 。由此可見，釋放農(nóng)村消費潛力，改善農(nóng)村居民消費升級滯后問題是當(dāng)前我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵[2。為此，2023年國家發(fā)展和改革委員會在《關(guān)于恢復(fù)和擴大消費措施》中明確提出在消費內(nèi)容上擴大服務(wù)消費，在消費區(qū)域上促進農(nóng)村消費。因此，在農(nóng)村居民具有巨大消費潛力的現(xiàn)實境況下，探究改善農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的影響因素具有重要的現(xiàn)實意義[3]
恰亞諾夫在勞動一消費均衡理論與生命周期理論基礎(chǔ)上認為，農(nóng)民的勞動量投入取決于家庭消費者需求滿足程度和勞動辛苦程度二者的均衡，農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營與消費活動息息相關(guān)。學(xué)者就農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為對消費結(jié)構(gòu)升級的積極影響進行大量研究，如土地要素流轉(zhuǎn)[4]、農(nóng)地確權(quán)政策[5.6]、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)采納[]、農(nóng)戶參與新農(nóng)保[8或加入農(nóng)業(yè)合作社[9等帶來的消費效應(yīng)均被證實。上述研究的影響機理主要從單一收入視角切入，如增加收人來源、降低收人不確定性以及提高預(yù)防性儲蓄等。然而，與生存型消費不同，發(fā)展享受型消費受到收人和閑暇時間雙重約束[10]。目前研究忽視了時間約束這一關(guān)鍵因素，而勞動與閑暇時間的配置是造成農(nóng)戶消費水平差異的重要原因[7]。在我國農(nóng)村地區(qū)，占農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體 80% 以上的小農(nóng)戶由于現(xiàn)代要素投入不足，生產(chǎn)經(jīng)營效率不高，生產(chǎn)過程中更注重勞動力和時間的投人[11.12]，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間投入增加直接導(dǎo)致農(nóng)戶閑暇消費時間減少[13]。因此，如何緩解時間約束以有效促進農(nóng)戶的發(fā)展享受型消費是實現(xiàn)農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵。
近年來，在市場需求與政策扶持的雙重驅(qū)動下，農(nóng)機社會化服務(wù)取得快速發(fā)展。據(jù)2021年全國農(nóng)業(yè)機械化發(fā)展統(tǒng)計公報顯示，全國農(nóng)機服務(wù)組織19.34萬個，其中農(nóng)機專業(yè)合作社7.60萬個，農(nóng)機戶3947.57萬個，共計4678.58萬人。農(nóng)機社會化本質(zhì)上作為農(nóng)業(yè)分工，在有效替代人工的過程中重構(gòu)農(nóng)戶的家庭經(jīng)營與生活方式[14.15]，農(nóng)戶將擠出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間重新分配，對非農(nóng)就業(yè)、休閑時間、收入結(jié)構(gòu)產(chǎn)生一系列連鎖反應(yīng)[16，為改善農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)提供極大可能。因此，需要回答：如何刻畫農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)后的時間配置？不同的時間配置是否會對農(nóng)戶的消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響？具體的影響機制是什么？有學(xué)者已關(guān)注到農(nóng)業(yè)機械化與農(nóng)戶消費之間的關(guān)系，認為農(nóng)業(yè)機械化減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動強度后會降低農(nóng)戶對食物的消耗，從而優(yōu)化農(nóng)戶的消費結(jié)構(gòu)[17.18]。Ma等[19]也指出，農(nóng)業(yè)機械化能通過提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)出利潤水平進而刺激農(nóng)戶消費。但現(xiàn)有文獻并未清晰刻畫農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)所“擠出”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間是如何配置的，時間的不同配置方式會怎樣影響農(nóng)戶的消費結(jié)構(gòu)升級。
鑒于以上討論，本文首先利用理論推導(dǎo)構(gòu)建經(jīng)濟模型，繼而通過CLDS數(shù)據(jù)進行實證檢驗，重點回答3個問題：（1）采納農(nóng)機社會化服務(wù)是否促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級；（2）農(nóng)機社會化服務(wù)采納“擠出\"農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間后，會通過何種方式影響農(nóng)戶的消費結(jié)構(gòu)升級；（3）在不同農(nóng)戶群體中，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對其消費結(jié)構(gòu)升級的影響是否存在異質(zhì)性。
1理論分析與研究假說
1.1農(nóng)戶效用函數(shù)構(gòu)建
為研究農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的影響，參照朱雅玲[20]、霍增輝[21]等的做法，結(jié)合貝克爾提出時間配置理論，認為農(nóng)戶在收入、生產(chǎn)函數(shù)和時間約束下追求效用最大化。用 U 代表農(nóng)戶的效用，并假定消費市場總共有兩大類產(chǎn)品，分別為發(fā)展享受型產(chǎn)品 H 和生存型產(chǎn)品 L，XiH 和 XiL 分別表示第 i 個農(nóng)戶對發(fā)展享受型產(chǎn)品和生存型產(chǎn)品的消費量，農(nóng)戶一天的固定時間標(biāo)準(zhǔn)化為 T ，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間、非農(nóng)就業(yè)時間以及閑暇時間分別為 T1i?T2i T-T1i-T2i ，效用函數(shù)最大時的時間配置為均衡狀態(tài)，構(gòu)建農(nóng)戶效用函數(shù)對數(shù)方程
式中： aHi，aLi，b —相應(yīng)效用系數(shù)。
此時農(nóng)戶進行就業(yè)、閑暇與消費時受到時間與預(yù)算約束，如式（2）～式（4）所示。
w（α1T1i+α2T2i）≥PHXiH+PLXiL
T-T1i-T2i≥0
yi=w（α1T1i+α2T2i）=y1i+y2i
式中： PH，PL —每一單位發(fā)展享受型產(chǎn)品和生存型產(chǎn)品的價格；α1，α2 -農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)前、后的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率；w 車 農(nóng)戶時間投入的回報率；（20 y1i，y2i 中 農(nóng)業(yè)就業(yè)收入與非農(nóng)就業(yè)收入。
為推導(dǎo)出農(nóng)戶在時間約束與預(yù)算約束的最大效用，構(gòu)建拉格朗日函數(shù)
求得
農(nóng)戶此時的消費結(jié)構(gòu)表示為
由式（9）可知，農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)能夠促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級，本文的猜想初步得到證實。進一步推導(dǎo)作用過程，在農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)后農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間擠出時滿足 
的條件，可求得
由推導(dǎo)結(jié)果可知，農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)后非農(nóng)就業(yè)時間的增加提升了農(nóng)戶的非農(nóng)收入，從而促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級，同理可推導(dǎo)出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間擠出后農(nóng)戶其他活動變化對消費結(jié)構(gòu)升級的影響。由于
，且滿足
可推導(dǎo)出
式（12）與式（13）表明，農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)后隨著 α2 增大，農(nóng)戶選擇進行閑暇的時間 1-T1i-T2i 增加后促進了農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級。
上述式（10）與式（11）推導(dǎo)過程中非農(nóng)收入對消費結(jié)構(gòu)升級的促進效應(yīng)為收人效應(yīng)，具體表示為
，式（12）與式（13）推導(dǎo)過程中農(nóng)戶通過采納農(nóng)機社會化服務(wù)獲得的閑暇時間對消費結(jié)構(gòu)升級的促進效應(yīng)為時間效應(yīng)，具體表示為 
，由于絕對數(shù) wα2 的存在，可得
從以上經(jīng)濟推導(dǎo)可初步判斷，在農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的作用路徑上，時間效應(yīng)大于收入效應(yīng)。
1.2 研究假設(shè)提出
農(nóng)機社會化服務(wù)以農(nóng)機設(shè)備為載體將先進技術(shù)嵌入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中實現(xiàn)勞動生產(chǎn)率的極大提高[22]，農(nóng)戶在兼顧農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得更多經(jīng)營性收入的同時，通過非農(nóng)兼業(yè)獲得工資性收人[23]。馬斯洛的需求層次理論認為，個體生存型消費得到滿足后更傾向于追求發(fā)展享受型消費。從消費的經(jīng)濟效應(yīng)來看，生存型消費品的需求收入彈性小于發(fā)展享受型消費品的需求收入彈性，農(nóng)機社會化服務(wù)帶來的收人提升更有利于釋放農(nóng)戶發(fā)展享受型消費動力，優(yōu)化其消費結(jié)構(gòu)[24]。其次，從消費意識上看，農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)后擺脫了農(nóng)地的束縛，與以往單一的務(wù)農(nóng)生活相比，農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)逐漸多樣化，會模仿其社會網(wǎng)絡(luò)中其他節(jié)點的消費行為[25]，由于發(fā)展享受型消費（如旅游、娛樂等）更具顯性化特征，更易被感知和模仿，農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的調(diào)整過程中會更傾向于提高享受型、發(fā)展型消費的比重。最后，從消費品質(zhì)上看，農(nóng)機社會化服務(wù)具有“節(jié)約勞動量\"的特征[26]，能有效減少體力消耗對于旅游、體育參與等高層次消費的“擠出”[27]，勞動強度的降低改善了農(nóng)戶的消費心態(tài)，使其在消費過程中會注重品質(zhì)與體驗，更傾向于選擇享受型消費品滿足自我需求[28]。據(jù)此提出假設(shè)H1：農(nóng)機社會化服務(wù)采納能有效促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級。
農(nóng)機社會化服務(wù)能減少單位面積農(nóng)業(yè)勞動的投入時間，對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間具有顯著的“擠出效應(yīng)\"[29]，農(nóng)戶會將擠出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間進行重新配置。
1）增加閑暇時間。紀(jì)月清等[30]考察近百年來我國農(nóng)業(yè)勞動變化過程，結(jié)果表明通過機械替代勞動、減少復(fù)種等方式能夠有效增加農(nóng)戶的季節(jié)性閑暇時間。馬克思認為閑暇時間是使個人得到充分發(fā)展的生產(chǎn)力，閑暇時間的增加有利于農(nóng)戶更多地進行人力資本培育活動以及追求休閑體驗感的享受型活動，從而引致高層次消費行為[31]。且有研究發(fā)現(xiàn)，新生代農(nóng)民傾向于把閑暇時間用于社會交往、教育提升和休閑娛樂等方面的消費[32，而老生代農(nóng)民則更多地投入到健康保健、家庭旅游和人情往來等方面的活動，盡管呈現(xiàn)一定的地區(qū)差異[33]，但閑暇時間形成的發(fā)展享受型消費效應(yīng)得到證實，是農(nóng)戶實現(xiàn)消費升級的關(guān)鍵因素。據(jù)此提出假設(shè)H2：時間效應(yīng)機制：農(nóng)機社會化服務(wù)擠出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間后，通過增加閑暇時間促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級。
2）由于農(nóng)業(yè)勞動與非農(nóng)勞動時間存在替代關(guān)系，農(nóng)戶會對配置在農(nóng)業(yè)勞動中的時間價值與投人到其他非農(nóng)勞動中的時間價值進行衡量。隨著非農(nóng)部門工資收入的提高，農(nóng)戶會將使用農(nóng)機社會化服務(wù)所擠出的部分時間轉(zhuǎn)移到非農(nóng)領(lǐng)域，非農(nóng)就業(yè)時間的增加成為推動農(nóng)戶收入增長的重要來源[34]。農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性收入的生存型邊際消費傾向較高，更愿意將此部分收入用于基本的衣食住行等生活必需品的消費，而非農(nóng)部門工資性收入的非生存型邊際消費傾向更高，農(nóng)戶傾向于把此部分收入投入到子女教育、耐用品、休閑娛樂等發(fā)展享樂品的消費[35，非農(nóng)收人的增加有效緩解因預(yù)算約束導(dǎo)致的農(nóng)戶高層次消費不足的問題。此外，非農(nóng)就業(yè)既是生活就業(yè)的區(qū)位轉(zhuǎn)移，也是消費空間的城鄉(xiāng)轉(zhuǎn)換[36，城鎮(zhèn)居民與農(nóng)戶社會互動的過程會貫穿消費層次的示范性作用，驅(qū)動農(nóng)戶尋找消費品類與內(nèi)容的共性，從而實現(xiàn)農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級。因此提出假設(shè)H3：收入效應(yīng)機制：農(nóng)機社會化服務(wù)擠出農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間后，通過增加非農(nóng)就業(yè)收人促進農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級。
農(nóng)機社會化服務(wù)會通過時間效應(yīng)與收入效應(yīng)兩條路徑促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級，但哪條路徑的促進作用更大仍有待探討。時間分配理論指出，家庭效用不僅依賴于商品消費，還依賴于時間投入[37]。當(dāng)收入達到一定水平后，時間的稀缺性會逐漸凸顯，成為消費升級的核心約束。尤其是發(fā)展享受型消費（如旅游、教育、文化娛樂）具有顯著的“時間密集型\"特征，其消費效率高度依賴閑暇時間的可得性[38]。隨著我國農(nóng)村人口的全面脫貧，農(nóng)村家庭收入已經(jīng)達到一定閾值，非農(nóng)收入占農(nóng)戶總收入的占比處于一定水平，此時農(nóng)戶每單位閑暇時間的消費邊際效用逐漸增加，單位閑暇時間“引致\"的商品消費效用要大于每單位非農(nóng)收人購買商品的效用[39]。發(fā)展享受型消費品主要為耗時性商品，消費時間為主要制約因素，此時農(nóng)戶在消費決策時從價格敏感型轉(zhuǎn)向時間敏感型40，利用閑暇時間進行體育、旅游等文化娛樂消費給農(nóng)戶帶來的滿足大于生存型消費，此時閑暇時間引致高層次消費的作用大于非農(nóng)收人。Thaler的心理賬戶理論指出，農(nóng)戶傾向于將非農(nóng)收入歸類為“必要開支賬戶\"（如住房、醫(yī)療等），而將閑暇時間歸類為“享樂賬戶\"（如旅游、文化娛樂等），后者更易觸發(fā)非必需消費[41]。當(dāng)非農(nóng)收入成為主要來源后，農(nóng)戶消費彈性從收入驅(qū)動轉(zhuǎn)向時間驅(qū)動，尤其是教育、旅游等發(fā)展型消費。當(dāng)非農(nóng)收入占比超過一定閾值時，休閑消費的收入彈性趨于下降，而時間彈性呈現(xiàn)上升趨勢。農(nóng)戶增加每單位勞動時間的邊際效應(yīng)減少，而增加每單位閑暇時間的邊際效應(yīng)增加，農(nóng)戶更愿意將采納農(nóng)機社會化服務(wù)所擠出的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間投入到閑暇。當(dāng)閑暇時間的邊際效應(yīng)超過勞動時間時，農(nóng)戶面臨的時間約束大于收入約束，閑暇時間的增加更能有效釋放農(nóng)戶高層次消費行為，這一邏輯在理論經(jīng)濟模型中得以證明。基于以上分析，提出合理的假設(shè)H4：在農(nóng)機社會化服務(wù)采納提升農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的路徑中，時間效應(yīng)機制要大于收入效應(yīng)機制。
基于以上假設(shè)，構(gòu)建出農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的影響機制模型，具體如圖1所示。
2數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計
2.1 數(shù)據(jù)來源
采用中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心在全國開展的“中國勞動力動態(tài)調(diào)查\"（CLDS）2016年及2018年兩期微觀面板數(shù)據(jù)，以綜合分析農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的影響機制。該數(shù)據(jù)庫采用多階段、多層次、與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法，對勞動力的人口結(jié)構(gòu)、收入與消費、生產(chǎn)與土地住房等方面展開調(diào)查，數(shù)據(jù)代表性較強。根據(jù)研究設(shè)計，對樣本進行處理：一是通過個人編碼將兩期個人戶主問卷與家庭問卷進行合并；二是僅保留有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶樣本；三是刪除信息缺失、極端異常值的樣本，并對數(shù)據(jù)進行 1% 的縮尾處理。數(shù)據(jù)清理后得到涵蓋22個省份114個區(qū)（縣）183個行政村的2047個有效樣本，可以較為準(zhǔn)確地反映現(xiàn)階段全國農(nóng)戶生產(chǎn)生活以及消費結(jié)構(gòu)的基本情況。
2.2變量選取與描述性統(tǒng)計
2.2.1 被解釋變量
被解釋變量為農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級。結(jié)合張志新等42的做法以及國家統(tǒng)計局對居民消費種類的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將CLDS數(shù)據(jù)庫中的消費支出分為生存型和發(fā)展享受型兩大類消費。生存型消費包括食品和居住消費支出，發(fā)展享受型消費包括醫(yī)療保健、教育、家電、汽車交通設(shè)備、旅游度假和其他非生存型消費支出。消費結(jié)構(gòu)通過發(fā)展享受型消費占家庭消費總支出的比值來衡量，占比越大表明農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級程度越高。
2.2.2核心解釋變量
核心解釋變量為農(nóng)機社會化服務(wù)采納。參考耿鵬鵬等[43]的研究，依據(jù)問卷中“農(nóng)戶糧食作物生產(chǎn)的農(nóng)田耕種方式是否機械化\"以及“農(nóng)戶機械化耕種的生產(chǎn)工具來源是否為租用、借用或共同購買\"2個問項，將農(nóng)業(yè)機械獲取方式全部或者部分來自外包視為農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)，賦值為1；無外包行為和傳統(tǒng)農(nóng)耕視為農(nóng)戶未采納農(nóng)機社會化服務(wù)，賦值為0。
2.2.3 中介變量
以農(nóng)戶的非農(nóng)收入與閑暇時間為中介變量。把問卷中家庭總收人與家庭農(nóng)林牧副漁收人差值識別為農(nóng)戶的非農(nóng)收人。在題項“請問在去年的農(nóng)閑季節(jié)，您主要做什么”中剔除了選擇其他選項的樣本后，閑暇時間是指在完成必要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、家務(wù)勞動后可供自由支配的時間，本文利用所在年份的總天數(shù)減去農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與非農(nóng)工作的天數(shù)來刻畫，以檢驗農(nóng)機社會化服務(wù)采納影響農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的時間效應(yīng)及收入效應(yīng)機制。
2.2.4 控制變量
為保證研究的科學(xué)性及嚴謹性，借鑒文獻[2]的做法，在個體、家庭兩個層面選取控制變量。個體層面包括：性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況等；家庭層面包括：家庭資產(chǎn)、耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)等。為控制極端值并減少異方差對模型回歸結(jié)果的影響，控制變量中的連續(xù)變量均取對數(shù)值處理。相關(guān)變量定義與描述性統(tǒng)計如表1所示。
表1相關(guān)變量的定義及描述性統(tǒng)計 Tab.1 Definition and descriptive statistics of relevant variables
2.3 模型選擇
2.3.1 PSM—DID模型
以農(nóng)戶是否采納農(nóng)機社會化服務(wù)為依據(jù)構(gòu)建試驗組與控制組，比較農(nóng)戶在采納農(nóng)機社會化服務(wù)前后消費結(jié)構(gòu)升級的具體變化。采納農(nóng)機社會化服務(wù)是農(nóng)戶在多種綜合因素作用下的生產(chǎn)決策，容易受到不同認知水平與選擇偏好的影響，導(dǎo)致模型選擇出現(xiàn)偏差。
為減少樣本選擇帶來的內(nèi)生性影響，采用傾向匹配得分（PSM）與雙重差分（DID）相結(jié)合的方式構(gòu)建模型（PSM一DID）。具體模型設(shè)定為
Upgradeit=α+βdidit+γiXit+φi+δt+εit （15）式中：Upgradeu——農(nóng)戶 i 在時期 ξt 的消費結(jié)構(gòu);didii —核心解釋變量，表示農(nóng)戶 i 在 Ψt 年是否采納農(nóng)機社會化服務(wù)，若采納則取值
為1，否則取值為0;Xii —農(nóng)戶 i 在時期 Ψt 的控制變量;
——待估參數(shù)；φi，δi ——農(nóng)戶個體固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)；
隨機誤差項。
2.3.2 中介模型
為進一步探究農(nóng)機社會化服務(wù)采納是否通過增加農(nóng)戶的非農(nóng)收入與閑暇時間促進其消費結(jié)構(gòu)升級，參考溫忠麟等[44]的研究，構(gòu)建模型
Mit=α0+β0didit+γiXit+φi+δt+εit
Upgradeit=α+βdidit+β2Mit+γiXit+φi+δt+εit
式中： Mii —中介變量，表明第 i 個農(nóng)戶在第 χt 期的非農(nóng)收入或閑暇時間，以驗證農(nóng)機社會化對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的路徑；
—待估參數(shù)；
3 實證結(jié)果與分析
3.1 PSM一DID回歸結(jié)果
依據(jù)農(nóng)戶是否采納農(nóng)機社會化服務(wù)，將已采納農(nóng)戶劃分為試驗組，未采納農(nóng)戶歸為控制組。為增強樣本的可比性，減少樣本自選擇偏差與內(nèi)生性問題對估計結(jié)果的影響，選擇雙重差分傾向得分匹配法（PSM一DID）評估農(nóng)機社會化服務(wù)采納對消費結(jié)構(gòu)升級的影響。采用1：1近鄰匹配法逐年匹配試驗組與控制組樣本，依據(jù)傾向得分結(jié)果繪制核密度函數(shù)圖檢驗匹配后的共同支撐域情況以評估樣本匹配質(zhì)量。由圖2可知，相比于匹配前，匹配后核密度函數(shù)重疊范圍增大，輪廓走向接近一致，且大部分樣本在共同支撐域內(nèi)，表明試驗組與控制組匹配質(zhì)量較好。進一步使用雙重差分法對匹配后樣本進行回歸，表2列 （1）～ 列（4）結(jié)果表明，無論是否加入控制變量或雙向固定效應(yīng)，農(nóng)機社會化服務(wù)采納均顯著促進農(nóng)戶的消費結(jié)構(gòu)升級。選擇列（4）中加入控制變量的雙向固定效應(yīng)模型進一步分析發(fā)現(xiàn)，與未采納農(nóng)機社會化服務(wù)的農(nóng)戶相比，采納農(nóng)機社會化服務(wù)使農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級0.398個單位，假設(shè)H1得到驗證。
表2PSM-DID檢驗結(jié)果Tab.2PSM—DID testresults
注：***、*、分別表示在 1%.5% 和 10% 的水平上顯著，括號內(nèi)數(shù)據(jù)均為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。下同。
3.2 內(nèi)生性檢驗
上述分析已通過加入控制變量的PSM一DID模型控制了試驗組和控制組樣本特征差異對結(jié)果的干擾，但可能仍然存在未觀測變量引發(fā)的內(nèi)生性問題，需要進一步采用工具變量法對模型進行修正。基于以下考量選取農(nóng)戶土地確權(quán)作為工具變量：一方面土地確權(quán)改善了農(nóng)機社會化服務(wù)供給的制度環(huán)境，從而影響農(nóng)戶的農(nóng)機社會化服務(wù)采納[45]，另一方面土地確權(quán)是已發(fā)生的客觀事實，具有很強的外生性，與農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)是否升級沒有直接聯(lián)系。因此，采用問卷中“農(nóng)戶是否獲得土地承包經(jīng)營權(quán)證書\"這一問項識別農(nóng)戶的土地確權(quán)情況作為工具變量。
檢驗結(jié)果如表3所示。在表3列（1）中“土地確權(quán)”的估計系數(shù)顯著為正，且 F 值大于 10% 的臨界值16.38，表明土地確權(quán)是強工具變量。由表3列（2）可知，修正內(nèi)生性偏誤后，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對消費結(jié)構(gòu)升級仍有顯著促進作用，且修正后系數(shù)變大，表明由于模型的內(nèi)生性問題，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的提升效應(yīng)被低估，假設(shè)H1再次得到驗證。
表3工具變量回歸結(jié)果Tab.3 Instrumental variable regression results
3.3 穩(wěn)健性檢驗
1）安慰劑檢驗。為排除模型設(shè)定中存在遺漏變量問題，通過隨機抽取匹配后樣本進行安慰劑檢驗，在重復(fù)隨機抽樣500次后進行回歸，計算每次的估計系數(shù)。從圖3可以看出，所有的黑色圓圈都在垂直實線左側(cè)，表明回歸系數(shù)偏離隨機樣本系數(shù)，且隨機樣本估計系數(shù)結(jié)果在“0\"的附近并符合正態(tài)分布，符合安慰劑檢驗預(yù)期，說明估計結(jié)果受到不可觀測因素的擾動較小，核心結(jié)論具有穩(wěn)健性。
圖3安慰劑檢驗結(jié)果 Fig.3Placebo test results
2）替換被解釋變量。為避免被解釋變量不同度量方式引起的誤差造成結(jié)果偏誤，將被解釋變量替換成恩格爾系數(shù)（Engel）再次進行驗證，恩格爾系數(shù)的變化可以反映出農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)是否升級，檢驗結(jié)果如表4列（1）所示。農(nóng)機社會化服務(wù)采納顯著降低農(nóng)戶的恩格爾系數(shù)，表明農(nóng)機社會化服務(wù)采納確實促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級，核心結(jié)論的穩(wěn)健性得到驗證。
3）更換匹配方式。采用PSM其他匹配方式再次驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，結(jié)果如表4所示。表4列 （2）～ 列（4）結(jié)果表明，不管哪種匹配方式，農(nóng)機社會化服務(wù)采納都顯著促進了農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級，且影響系數(shù)值都與表2中K近鄰匹配法的結(jié)果較為接近，再次證明研究結(jié)果是穩(wěn)健的。
表4穩(wěn)健性檢驗結(jié)果 Tab.4 Robustness test results
3.4 機制檢驗
3.4.1時間與收入效應(yīng)機制檢驗
為進一步驗證模型中時間與收入的作用機制，以休閑時間和非農(nóng)收入為中介變量，構(gòu)建中介模型分析農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的時間效應(yīng)與收入效應(yīng)。由于非農(nóng)收入與農(nóng)機社會化服務(wù)采納可能存在互為因果的關(guān)系，為解決這一內(nèi)生性問題，通過采用兩期面板數(shù)據(jù)滯后變量和固定效應(yīng)模型的方法進行中介效應(yīng)檢驗。
表5列（1）表明，農(nóng)戶每采納一單位農(nóng)機社會化服務(wù)后“擠出\"0.183個單位的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間，這也是農(nóng)戶時間重新分配的重要前提。
擠出的時間主要分配到2個領(lǐng)域：一方面，從表5列（2）可以看出，農(nóng)戶將擠出的部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間用于閑暇。在表5列（5）將農(nóng)機社會化服務(wù)采納以及閑暇時間同時置于模型中對消費結(jié)構(gòu)進行回歸后，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對消費結(jié)構(gòu)升級的影響降低，且閑暇時間對消費結(jié)構(gòu)升級具有顯著影響，表明農(nóng)機社會化服務(wù)采納通過增加農(nóng)戶的閑暇時間促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級，時間效應(yīng)機制（H2）得到驗證。另一方面，從表5列（3）和列（4）可以看出，農(nóng)戶將擠出的部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間投入到非農(nóng)就業(yè)領(lǐng)域，非農(nóng)就業(yè)時間的增加相應(yīng)提高了農(nóng)戶的非農(nóng)收入。在表5列（6）將非農(nóng)收人與農(nóng)機社會化服務(wù)采納同時對消費結(jié)構(gòu)進行回歸后，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對消費結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)減小，且非農(nóng)收入對消費結(jié)構(gòu)升級具有顯著影響，收入效應(yīng)機制（H3）得到驗證。
表5時間與收入效應(yīng)機制檢驗結(jié)果 Tab.5Results of the time and incomeeffectmechanism
3.4.2 機制效應(yīng)比較
逐步回歸法雖證實了時間效應(yīng)與收入效應(yīng)的存在，但兩者機制效應(yīng)的大小需要進一步比較。通過構(gòu)建閑暇時間與非農(nóng)收入的雙重中介模型，采用偏差校正的百分位bootstrap法[46重復(fù)抽樣5000次，置信區(qū)間設(shè)置為 95% ，進行機制效應(yīng)的比較分析。結(jié)果如表6所示， 95% 置信區(qū)間均不包括0，中介效應(yīng)顯著，進一步說明農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)通過時間效應(yīng)與收入效應(yīng)兩條路徑促進其消費結(jié)構(gòu)升級。從各路徑產(chǎn)生的效應(yīng)占比來看，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)的直接效應(yīng)占比為 23.8% ，總中介效應(yīng)占比為20.4% ，其中非農(nóng)收入的中介效應(yīng)占比為 6.0% ，閑暇時間的中介效應(yīng)占比為 14.4% ，說明農(nóng)戶采納農(nóng)機社會化服務(wù)后在優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)的過程中形成的時間效應(yīng)大于收入效應(yīng)，假設(shè)H4得以證實。
表6中介效應(yīng)分解比較結(jié)果 Tab.6 Comparative results of mediated effects decomposition
注： X 為農(nóng)機社會化服務(wù)采納 ?.M1 為閑暇時間， M2 為非農(nóng)收入， Y 為農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級。
3.5 異質(zhì)性檢驗
3.5.1人力資本稟賦異質(zhì)性
文化性與健康性人力資本是農(nóng)戶人力資本的重要組成部分[47]。參照以往學(xué)者的做法，以是否具有初中學(xué)歷將樣本農(nóng)戶劃分為低教育組與高教育組，以及自評健康狀況將樣本農(nóng)戶劃分為健康組與非健康組進行分組回歸分析，結(jié)果如表7所示。從教育分組的系數(shù)上看，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對于高教育組樣本的消費效應(yīng)更為顯著。可能是由于文化水平會影響農(nóng)戶在個人發(fā)展與精神追求方面的消費觀念，高教育組在采納農(nóng)機社會化服務(wù)后更愿意在閑暇時間進行文體教育等方面的消費行為[48]。從健康水平分組結(jié)果來看，相比于非健康組，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對于健康組的消費效應(yīng)更大。發(fā)展享受型消費形式（如旅游、社交等）對農(nóng)戶健康水平有一定的要求，非健康組農(nóng)戶受身體素質(zhì)限制，在采納農(nóng)機社會化服務(wù)后獲得的閑暇時間與收入可能無法有效轉(zhuǎn)化為實際的消費行為。
表7教育水平與健康水平異質(zhì)性回歸結(jié)果 Tab.7Results of regression of heterogeneity between education level and health level
3.5.2 區(qū)域異質(zhì)性
受經(jīng)濟發(fā)展水平、具體政策實施效果以及區(qū)域固有地理文化特點等因素的影響，不同區(qū)域間采納農(nóng)機社會化服務(wù)對農(nóng)戶的消費效應(yīng)可能呈現(xiàn)差異性。按照地區(qū)分布將農(nóng)戶樣本劃分為中、東、西部進行分組回歸，結(jié)果如表8所示。在中西部地區(qū)，農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級在 5% 的水平下影響顯著，而在東部地區(qū)無顯著影響。可能的原因在于：從市場供給角度來看，東部地區(qū)豐富的產(chǎn)品與服務(wù)供給增加了農(nóng)戶消費的可能性，農(nóng)機社會化服務(wù)對較高的消費水平拉動作用較小；從農(nóng)戶角度來看，東部地區(qū)農(nóng)機社會化服務(wù)采納體系更為成熟，貫穿在更多生產(chǎn)環(huán)節(jié)，進一步采納農(nóng)機社會化服務(wù)對消費的促進效應(yīng)不太明顯，而中部與西部地區(qū)存在更大的農(nóng)機服務(wù)推廣空間，其對消費結(jié)構(gòu)升級的提升作用也更強。
表8區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果Tab.8 Regional heterogeneity regression results
4結(jié)論與政策啟示
4.1結(jié)論
在理論分析的基礎(chǔ)上構(gòu)建出農(nóng)機社會化服務(wù)采納后農(nóng)戶效用函數(shù)，并基于中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)2016年及2018年兩期面板數(shù)據(jù)，運用PSM—DID和雙重中介效應(yīng)模型實證分析農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的影響機制。1）農(nóng)機社會化服務(wù)采納能顯著地促進農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級，且在內(nèi)生性討論及多種穩(wěn)健性檢驗后結(jié)論依舊成立。（2）農(nóng)戶會將采納農(nóng)機社會化服務(wù)后所“擠出”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)時間配置到非農(nóng)勞動和閑暇，并通過時間效應(yīng)與收人效應(yīng)兩條路徑促進其消費結(jié)構(gòu)升級。（3）盡管時間與收入效應(yīng)同時存在，但雙重中介分析表明，時間效應(yīng)對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的提升作用要大于收人效應(yīng)。（4）農(nóng)機社會化服務(wù)采納對農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)升級的影響存在異質(zhì)性，其提升作用在中西部的農(nóng)村地區(qū)更為明顯，且更能促進教育水平與健康水平更高農(nóng)戶群體的消費結(jié)構(gòu)升級。
4.2 政策建議
1）提高農(nóng)機社會化服務(wù)的覆蓋廣度與使用深度，重視其潛在的消費驅(qū)力挖掘。在服務(wù)內(nèi)容上，形成對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)全環(huán)節(jié)的社會化服務(wù)穩(wěn)定供給，構(gòu)建一體化供給模式。在服務(wù)主體上，加強對不同農(nóng)機社會化服務(wù)供給主體的支持力度，引導(dǎo)各類生產(chǎn)性服務(wù)組織進入市場，滿足不同區(qū)域農(nóng)戶多樣化的服務(wù)需求。
2）加強建設(shè)農(nóng)村地區(qū)休閑消費產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)農(nóng)機社會化服務(wù)采納的消費效應(yīng)迅速轉(zhuǎn)換。農(nóng)機社會化服務(wù)增加農(nóng)戶的閑暇時間與非農(nóng)收入后，需要更多的消費場所與服務(wù)釋放農(nóng)戶的消費潛能。基層政府應(yīng)聚焦鄉(xiāng)村休閑產(chǎn)業(yè)，完善相關(guān)配套設(shè)施，豐富經(jīng)營業(yè)態(tài)，提供多元化的閑暇供給服務(wù)，滿足農(nóng)戶日益增長的閑暇消費需求。
3）基于不同人力資本水平與不同區(qū)域的現(xiàn)實發(fā)展?fàn)顩r，針對性地優(yōu)化農(nóng)機社會化服務(wù)發(fā)展政策。由于農(nóng)戶的受教育程度偏低，健康狀況一般，一方面，普及新型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，引導(dǎo)農(nóng)戶了解最新的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)知識。另一方面，應(yīng)增強農(nóng)戶疾病預(yù)防意識，同時農(nóng)村地區(qū)休閑消費產(chǎn)業(yè)建設(shè)也需考量農(nóng)戶的健康因素。最后，針對區(qū)域異質(zhì)性，充分發(fā)揮東部地區(qū)農(nóng)機社會化服務(wù)推廣的示范效應(yīng)，提高中西部地區(qū)農(nóng)機社會化服務(wù)的供給數(shù)量及質(zhì)量。
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