农户非农就业比例对其家庭消费的实证研究

刘宗飞

(安徽科技学院管理学院，安徽 凤阳 233100)

2020年7月，国家发展改革委、中央网信办、工业和信息化部等13个部门联合印发了《关于支持新业态新模式健康发展，激活消费市场带动扩大就业的意见》，对鼓励新业态发展、促进消费进行了全面部署。但从城乡区域消费比较来看，受收入水平、农村基础设施、区域间服务水平差异等因素的影响[1]，农村居民消费能力和消费水平明显低于城镇居民。2018年，占全国总人口40.42%的农村居民消费总额仅占全国消费总额的24.68%[2]。探索不同就业比例对农户消费的影响效果也是促进农村居民消费转型升级，实现农村经济高质量发展的必然要求[3]。

农户消费是以农村家庭为基本经济决策单位，为了满足当前及未来消费需求而进行的货币支出活动[4]，其中，家庭组织是消费主体，获取持续需求是消费目的。受长期“二元经济”发展的影响，城乡居民间消费水平、消费结构及消费环境存在巨大差异[5-9]。大量学者对农村居民消费的影响因素进行了分析。从农户消费的定义来看，现有研究可以分成2部分：一是家庭外部环境对农户消费决策的干扰分析，二是家庭组织的内部特征及行为选择对农户消费的本质影响。

其中，家庭外部环境对农户消费决策的影响主要体现在3个方面：一是外部环境体系中的固有风险会改变家庭对未来收入的预期，进而增加消费决策面临的不确定性，提升家庭的“预防性储蓄”动机[10-12]。这种环境固有风险来自多个层面，如王静[13]研究发现农村社会保障制度滞后于市场经济的发展，是导致农村消费需求不足的重要原因。李雯轩等[1]则利用2002—2017年省域面板数据分析了产业结构变化对农村服务消费的影响。二是外部环境功能不健全导致的农户消费平滑成本较高。如农村金融体系不健全使农户消费过程中面临流动性约束时，难以通过正规借贷或农村保险的方式实现消费平滑[2,14]，也难以通过金融市场将家庭固有资产迅速转变为消费资本，拉低了农户的可持续消费水平[15]。三是低质量的农村消费环境降低了农户的消费体验，加大了家庭的购买成本。如农村基础设施不完善[16]，阻碍了城乡双向流通体系对扩大农村消费的影响[6]，另外农村市场远离质量监管部门，农村消费产品的低劣性也降低了消费带给家庭的直接效用。当然，家庭外部环境的向好发展也可以在一定程度上改变农村居民的消费习惯，如互联网的发展正在改变着农村居民的行为观念和生活形态，农户对互联网技能的掌握可以显著提高农户消费水平[17-18]。

相比外部环境对农村居民消费的干扰，家庭组织的内部特征和行为选择是影响农户消费决策的根本原因。现有研究主要从3个层面刻画了家庭组织特征对农户消费的影响：一是家庭整体特征对农户消费总量和结构的影响。大量研究显示家庭规模[19]、家庭抚养比[20]、家庭成员健康状况[21]等因素均会改变家庭消费预算，影响家庭整体消费水平。二是家庭决策者的消费偏好对农户消费的影响。户主是大部分家庭组织的行为决策主体，户主年龄、性别[22]、受教育程度[2]、社会身份[3]等特征的差异会改变家庭整体的消费倾向。一般情况下，户主年龄越小，受教育程度越高，且社会地位越高则家庭的消费支出水平也越高。三是差异化的家庭资源配置对收入及消费效率的影响。土地、资本和劳动力是家庭组织内部重要的资源，理性家庭会通过合理配置自身资源来实现收入和家庭整体效用的最大化。首先，土地资源的数量和质量会直接影响农业收益，且土地转入及转出会改变家庭的收入结构[23]，进而诱致家庭对生产消费和生活消费决策做出调整[24]。其次，资本数量及类型也会影响消费者的决策。成党伟[5]认为相比流动性较低的金融资产，流动性较高的金融资产对农户消费的促进作用更为显著，且资本存量较多的家庭可以通过消费平滑机制抵消收入冲击对消费的影响[25-26]。最后，家庭劳动力的就业配置也会改变家庭的消费水平和消费结构。如劳动力非农就业空间对家庭消费影响存在显著差异，与农业家庭相比，本地非农就业可以通过收入提升和增加边际消费倾向的方式显著增加家庭生活消费[27]，但是劳动力异地就业并未体现出相似的作用效果，部分研究认为农村劳动力异地转移对家庭消费没有显著影响[28]，但也有学者发现异地就业可以通过“增收效应、预期效应、示范效应、挤出效应”共同作用于农村居民家庭消费[29]，但影响方向和程度与各类效应叠加后的综合效果相关[30]。

相比外部环境对农户消费的干扰，家庭组织的内部特征及资源配置是影响农户消费决策的根本动力。其中，劳动力资源是农户家庭在获取收益和进行消费决策过程中的唯一能动因素，劳动力资源在农业部门和非农部门间的配置结构直接决定了家庭整体的消费水平和消费结构。尽管也有学者就劳动力配置状况与农户家庭消费的关系进行了研究，但是并未得出一致结论[27-29]。

导致这一结果的原因有3个：一是研究样本的时间差异。杜鑫[28]利用2002年中国22个省份的调查数据与文洪星[29]利用2014年CFPS的调查数据得到的结论并不一致，这说明农户家庭的消费习惯和消费水平并不具备长期一致性，而是会随时间的进程发生相应变化，利用过去数据衡量当前农户消费特征并不合适。二是对非农就业指标的选择并未充分体现非农就业家庭内部的差异。受限于数据的可得性，大多研究将非农就业设置为虚拟指标，并且将家庭成员存在外出务工或者从事个体经营视作参与非农就业家庭[19,29]，尽管这一做法可以在一定程度上解释非农就业对农户消费的影响，但是这类研究也存在非农就业家庭内部一致性的假定，这与实际不符，现实中，非农就业家庭之间也存在较大差异，不同非农就业地点[24]，不同非农就业比例的家庭其消费特征并不一致。三是对农户消费结构的探索不够深入。大量研究关注了农户的生活性消费及其结构[19,29,31]，但是并未深入考虑家庭的生产性消费[2]，当面临收入预算约束时，农户会在生产及生活消费中做出替代选择，仅考察非农就业对生活性消费支出的影响难以体现非农就业对农户家庭消费的整体效应。

基于此，本研究拟在前人研究的基础上做出如下改进：一是利用2019年最新农户调查数据，解释新常态背景下农村居民生产及生活消费的新特征；二是利用非农劳动时间占总劳动时间的比例拟合家庭非农就业程度，进而衡量非农就业对家庭消费的影响；三是综合考察不同非农就业比例对家庭总消费、生活性消费及生产性消费的结构性影响。

1 数据来源、研究方法和变量选取

1.1 数据来源

本研究所用数据来源于“皖北乡村振兴研究所”课题组2019年10—11月对安徽省“三农问题”的实地调查。调查采用分层抽样和随机抽样相结合的方法，首先，结合地理区位的差异，从安徽省南、中、北部选择了庐江县、肥西县、怀远县作为样本县；其次，在每个样本县中按照经济发展的差异选择了2～3个乡镇；最后，从样本乡镇中随机选择2～3个村，并在每个村中随机走访10～15个农户家庭进行一对一深入访谈。为了保证获取数据的准确性和统一性，在调查前对课题组成员进行了问卷内容和访谈技巧的培训。调研共发放问卷360份，剔除部分内容遗漏和差错问卷，共获得有效问卷312份，问卷内容包含2018年份农户家庭特征、生产及生活消费状况、家庭劳动时间安排等内容，可以较好满足研究需要。

1.2 研究方法

比较不同非农就业比例农户的消费差异是判断非农就业比例对农村居民消费影响的最直观方法，本研究将农村居民消费的基准模型界定如下：

lnCi=αiDi+βXi+μi

(1)

模型(1)中，下标i代表不同非农就业比例的家庭类型，lnCi代表第i类家庭的消费支出对数，Di代表第i类家庭的非农就业比例，Xi是影响家庭消费支出的其他控制变量，α、β为待估参数，μi为随机误差项。

若使模型(1)中α的估计值能够无偏地反映不同程度非农就业比例对农村居民家庭消费的影响，则需满足农村居民家庭参与非农就业的概率完全随机。然而，这一假设条件与现实并不相符，家庭劳动力参与非农就业的比例是农户基于家庭资源禀赋的比较优势自选择的结果，而并非严格外生[29]。因此，直接进行OLS估计会导致α估计值有偏，而不能清楚说明不同非农就业程度对农村居民家庭消费的净影响效应。

鉴于此，本研究选择倾向得分匹配法(PSM)来解决由于自选择导致的选择性偏差问题，该方法通过构建“反事实”框架将非随机数据随机化。其基本思路是：将非农就业比例为i的家庭视为实验组，从未参与非农就业及其他类型家庭中选择除了非农就业比例不同外，其他特征均类似的样本家庭，构造相应的对照样本，则2个样本家庭的消费差值即为非农就业比例i对农村居民家庭消费的平均处理效应(ATT)，其模型如下：

ATT=E(lnCTi|Di=i)-E(lnCUi|Di=i)

(2)

模型(2)中，下标T、U分别表示实验组和对照组。在同一时间点上，一个家庭只存在一种非农就业比例的状态，因此，当农村居民家庭非农就业比例为i时，只能观测到E(lnCTi|Di=i) ，而不能观测到其“反事实”结果E(lnCUi|Di=i)。根据“可忽略性”假设(ROSENBAUM and RUBIN，1985)，可以通过可观测变量找到家庭j，使其与实验组家庭的可观测特征相似，且保证两者进入实验的条件概率相近，也即具有相同的倾向匹配得分。本研究采用Logit模型来估计在可测变量H给定情况下，农村居民家庭非农就业比例为i的条件概率p(Hi)=Prob(Di=i|Hi) 。结合每个农村家庭的倾向匹配得分，从共同支撑域中为非农就业比例为i的农村居民家庭匹配一个或多个倾向得分值与其接近的其他家庭，从而构造“反事实”结果E(lnCUi|Di=i)的替代指标。因此，模型(2)可以进一步表述为：

ATT=Ep(Hi)|Di=i[E(lnCTi|p(Hi)，Di=i)-E(lnCUi|p(Hi)，Di=i)]

(3)

1.3 变量选择及描述性统计

1.3.1 因变量 家庭消费是本研究的因变量，主要从2个方面进行衡量：一是家庭总消费，用以测度非农就业比例对农村居民家庭总消费的影响。二是家庭消费结构，受限于数据的可得性，现有研究在区分家庭消费结构时大多只考虑了传统生活性消费[20,29,32]，然而，农户家庭是均衡生活及生产等经济活动的统一决策者，经济活动既包括生活性消费也同样包括生产性消费，借鉴王慧玲等[2]对农户消费的分类做法，本研究从家庭总消费、生活性消费和生产性消费3个方面拟合了家庭消费结构。其中，生活性消费又具体细分为生存性消费(粮食、烟酒茶、服装、燃料、水费支出)、发展性消费(医疗卫生和教育类支出)、享受性消费(电费、交通费用、文化娱乐费用、通讯费用以及社交费用)；生产性消费主要用生产支出衡量，主要包括土地租金、雇工、农业种子、化肥、农药等生产性支出。为了保证数据平稳，克服变量间的非线性问题，采用了对各类消费总额进行加1取自然对数的方法进行处理。

1.3.2 核心自变量 农户非农就业是本研究的核心自变量，为了进一步厘清不同非农就业比例对家庭消费的影响，调查了农户劳动力在农业产业及非农产业部门间的时间分配，并利用非农劳动时间(包括外出务工和自主经营)占总劳动时间的比例衡量家庭非农就业程度。在PSM的估计过程中，按照农村居民家庭非农就业比例大小，分别在非农就业比例值为0、0.2、0.4、0.6、0.8、0.9处设置了虚拟变量，将家庭非农就业比例大于0(0.2、0.4、0.6、0.8、0.9)视为非农就业家庭，赋值为1；其他农户视为未参与非农就业家庭，赋值为0。

1.3.3 控制变量 借鉴前人研究[2,12,32]，从3个方面对影响农村居民家庭消费的因素进行了控制。一是户主特征，包括户主性别，年龄、受教育程度、健康状况、是否为村干部5个变量。二是家庭整体特征，其中，家庭规模用家庭成员人数进行表示；家庭经济状况则选取了家庭人均收入、家庭土地规模、家庭人均住房面积3个变量[33]，分别用来衡量家庭流动性收入状况和家庭固有资产的拥有状况。三是区位特征，用家庭至最近乡镇的距离进行表示。

表1对上述变量定义进行了解释，并按照家庭非农就业比例的差异对实验组的家庭特征及消费状况进行了比较，其中，第1～3列对农村居民家庭消费及影响因素的取值方式进行了说明，第4、5列分别展示了未参与非农就业家庭和参与非农就业家庭的消费差异。从中可以看出，2018年参与非农就业的家庭消费总量约为34 593元(消费总量10^(家庭总消费对数值)-1，其他消费量计算方法相同)，而未参与非农就业家庭的消费总量约为20 844元，前者比后者平均高出13 749元。从消费结构来看，在生产消费方面，参与非农就业家庭比未参与非农就业家庭的消费平均低1 422元，而生活性消费平均高14 463元，且生活性消费中生存性消费、发展性消费及享受性消费均高于未参与非农就业家庭。这一结果直观显示，参与非农就业可以显著提升家庭总体消费水平，且促进作用主要通过提升生活性消费支出来体现；而受非农就业的影响，大量家庭将土地进行了流转，家庭生产性消费则出现了明显下滑。

表1第6～10列展示了农村居民家庭在不同非农就业比例的情况下，家庭总消费及其消费结构存在的差异。从中可以看出，以非农就业比例为0.2划分时，非农就业家庭总消费约为34 833元，而当非农就业比例超过0.9时，家庭总消费约为35 399元，上升了566元，说明随着非农就业比例的上升，家庭总消费支出也出现了明显增加。从消费结构来看，与非农就业比例超过0.2的家庭相比，当非农就业比例为0.9时，家庭生产性消费从458元下降为73元，平均下降约385元；而生活性消费则从30 408元上涨为31 404元，平均增加996元，说明随着家庭非农就业比例的增加，非农就业家庭的消费结构呈现出生产性消费下降而生活性消费上升的趋势。进一步考察生活性消费支出的分类结构可以看出，非农就业比例超过0.9的家庭与非农就业比例超过0.2的家庭相比，随着非农就业比例的增加，生存性消费及发展性消费出现了持续下降，下降金额分别为551元和212元；与之相反，享受性消费则出现了上升的态势，增长金额约为1 048元，说明随着家庭非农就业比例的深入，家庭生活性消费结构出现了转型升级的态势，这一结果与王承宗[31]对河南省及冯元元等[34]对湖南省农村居民消费结构的研究结论相似。

表1 主要变量的描述性统计结果Table 1 Descriptive statistical results of major variables

2 实证结果分析

2.1 农村居民家庭消费的影响因素

为了深入说明非农就业与农村居民家庭消费之间的关系，并对比倾向得分匹配法测度后的结果，首先利用OLS方法对样本匹配前家庭消费总量及消费结构的影响因素进行了分析，需要说明的是，在OLS估计过程中，非农就业比例直接采用了农户实际非农就业时间占总劳动时间的比值进行衡量，结果如表2所示。

表2分别展示了非农就业比例与家庭总消费、生产性消费、生活性消费及生活性消费结构(生存性消费、发展性消费、享受性消费)的关系。从整体检验效果来看，各消费模型F值均通过了显著性检验，R方和调整后的R方也在可接受范围，说明模型拟合结果具备一定的解释力。

表2 农村居民家庭消费影响因素的OLS估计Table 2 OLS estimates of influencing factors of rural household consumption

2.1.1 农村居民家庭总消费的影响因素分析 从家庭总消费的拟合结果来看，家庭非农就业比例与农村居民家庭总消费之间呈现显著的正相关关系，说明非农就业比例越高，家庭整体消费也越高；现阶段，提升家庭非农就业水平可以促进农村居民消费整体水平的上升，这一结果与文洪星[29]2019年的验证结果相似。

以户主变量衡量的家庭决策者特征对家庭总体消费具有重要的影响。OLS结果显示，户主为男性、受教育程度高、年龄小且社会身份地位高的家庭总体消费支出较高，这一结果与现实情况相符，男性户主家庭收入更为稳定，不确定性更小；且受教育程度高、年轻的户主消费偏好更容易受城镇消费示范效应的影响，消费支出欲望较强烈；除此之外，户主社会身份地位越高如村干部家庭面临的社交活动也越频繁，为了维持社会交往，所需要支付的消费也越高，这一检验结果与刘双[20]、王慧玲[2]研究结论相似。

家庭特征是影响农村居民消费决策和资源配置的重要因素。模型结果显示，家庭规模与农村居民家庭消费总量之间呈现显著的正相关关系，一般情况下，家庭规模越大，所需要花费的生活成本也越高，且面临的消费支出因素也越复杂，如可能存在更高的抚养和赡养支出[19,33]，因此，整体消费水平也越高。从家庭资产特征来看，农村居民人均收入可以正向影响家庭整体消费水平，说明家庭流动性资产水平越高越有利于促进家庭消费；而利用土地规模和人均住房面积衡量的家庭固定资产对家庭总消费的影响效果较弱，且人均住房面积并未通过显著性检验，这一结论也说明相比流动性较低的资产，流动性较高的资产对农户消费的促进作用更为显著[5]。

家庭区位特征与家庭总消费呈现正相关关系，且通过了显著性检验，但是影响效果较小。说明在农村基础设施逐步完善的背景下，农村家庭至最近乡村的距离对家庭整体消费的影响有限。

2.1.2 农村居民家庭消费结构的影响因素分析 从农村居民家庭消费结构来看，非农就业比例对家庭不同消费支出的影响并不一致，具体来看，非农就业比例与家庭生产性消费呈负相关关系，且通过了显著性检验，这与现实基本一致。由于城乡劳动报酬率存在较大差异[35]，理性家庭更倾向于将有限的家庭劳动力配置于非农部门，在家庭总劳动时间不变的情况下，劳动时间在非农产业的配置比例越高，则从事农业生产的比例越小，农业生产性投入也越小。尽管非农就业比例与农村居民家庭生活性消费呈正相关关系，但是并未通过显著性检验，说明非农就业比例的提升并不会必然提升家庭生活性消费，同时也可看出，当前农村家庭的“预防性储蓄”动机[11-12]依然较强。

具体来看，在生活性消费内部，非农就业比例可以显著提升享受性消费，但是对生存性消费和发展性消费的作用均不显著，且从影响方向来看，非农就业与生存性消费呈负相关关系，可能的解释是，非农就业比例更高的家庭其消费习惯更容易受城镇消费示范效应的影响，在家庭收入有限的情况下，为了实现与城镇居民的消费平等，农户可能会调整生活性消费的支出结构，采用减少生存性消费的方式满足享受性消费的需求。

户主特征、家庭特征及区域特征等控制变量对家庭消费结构的影响与对家庭总消费影响的效果相似，受限于篇幅，本文不再一一说明。

2.2 非农就业比例对农村居民家庭消费的PSM估计

2.2.1 共同支撑域及平衡性检验 表3利用k近邻匹配的方法进行了匹配估计。为了保证模型估计质量，本文就非农就业比例对农村居民家庭消费影响各方程的实验组及对照组进行了共同支撑域及平衡性检验。整体来看，各方程中大多数观察值均在共同取值范围内，共同支撑域条件较好。平衡性检验结果显示，经匹配处理后，实验组和对照组之间所有匹配变量的标准化偏差均小于15%，且匹配后的Pseuo-R2值均小于匹配前，LR统计量在匹配后也均小于匹配后，且不显著。受限于篇幅，此处不再给出各方程的检验结果，综合来看，PSM方法可以显著降低实验组及对照组之间的差异，样本匹配质量较好。

表3第3列以农村居民家庭存在非农就业和未参与非农就业进行区分样本，给出了匹配处理后非农就业对农村居民家庭总消费及其消费结构的平均处理效应(ATT)；第4～8列是以不同程度的家庭非农就业比例为区分标准，测算了非农就业对农户各类型消费的平均处理效应。

表3 非农就业比例对农村居民家庭消费的ATT估计结果Table 3 ATT estimation results of non-farm employment ratio on rural household consumption

2.2.2 非农就业比例对家庭总消费的影响分析 从表3第一行结果来看，非农就业可以促进农村居民家庭总消费的增加，平均处理效应约为0.075，但是并未通过显著性检验。当家庭非农就业比例从0.2升至0.6的过程中，非农就业对家庭总消费的平均处理效应由0.077下降至0.027，且并不显著；当家庭非农就业比例超过0.8时，非农就业可以显著促进农村居民家庭总消费，平均处理效应约为0.076，且通过了10%的显著性检验，而当非农就业进一步提升至0.9以上时，非农就业对家庭总消费的平均处理效应约为0.104。对比表2检验结果可知，不考虑家庭非农就业的自选择问题会高估非农就业对家庭消费的整体作用效果。

从非农就业比例对农村居民家庭总消费的影响来看，随着家庭非农就业比例的提升，非农就业对家庭总消费的平均处理效应呈现“U”变化，如图1所示。这一结果说明，尽管非农就业可以提升农村居民家庭总消费，但是作用效果在不同非农就业比例家庭间并不一致。当非农就业比例较低时，非农就业比例的提升并不必然增加家庭总消费支出，而只有当家庭非农就业比例较高时，非农就业才能显著提升家庭整体消费水平。这一现象与当前农村居民的非农就业现实相吻合，非农就业比例较低的家庭仍以农业收入为主，这类家庭只是在农业生产的空闲时间选择短期的临时工作，非农收入并不稳定，受“预防性储蓄”的影响，此时，非农就业对促进家庭总消费的影响并不显著。随着非农就业比例的提升，当因非农就业引致的生产性消费下滑程度高于非农收入带来的消费增长时，农户会出现整体消费下降的趋势。而当非农就业比例进一步提升时，非农收入成为了家庭的主要收入来源，受“收入增长效应”“示范效应”等的综合影响[29]，家庭总消费出现了显著上升。

图1 非农就业比例对家庭总消费平均处理效应Fig.1 Average treatment effect of non-farm employment ratio on total household consumption

2.2.3 非农就业比例对农村居民家庭消费结构的影响 非农就业对不同类型消费支出项目的影响并不一致，从表3结果来看，非农就业与生产性消费呈显著负相关关系，且随着非农就业比例的提升，农村居民生产性消费的支出持续降低，如图2所示。而非农就业与农村居民生活性消费的关系与家庭总消费类似，如图3所示。

图2 非农就业比例对生产性消费平均处理效应Fig.2 Average treatment effect of non-farm employment ratio on productive consumption

图3 非农就业比例对生活性消费平均处理效应Fig.3 Average treatment effect of non-farm employment ratio on lifestyle consumption

大量研究显示，受家庭资本的约束，农村居民在非农领域采取的生产性投资行为较少，家庭的生产性消费主要集中在农业产业部门。并且，非农就业比例越高的家庭从事农业生产的意愿越低，相应农业生产消费也越低。因此，非农就业比例能够显著降低农村居民的生产性消费，平均处理效应约在-0.631～-1.261。

由于生活性消费占家庭总消费的比重超过了90%，所以非农就业比例对生活性消费的整体影响与家庭总消费基本一致。具体来看，非农就业比例对生存性消费及发展性消费的平均处理效应也呈现“U”型发展趋势，即随着非农就业比例的增加，生存性消费及发展性消费呈现出先降低后增加的趋势，且这一作用效果在发展性消费支出领域体现得更为明显，如图4所示。这与各类生活消费支出项目的特性有关，相比发展性消费项目，生存性消费项目的价格需求弹性更小，受非农就业比例变化的也更弱。

非农就业对享受性消费的验证结果显示，随着非农就业比例的增加，农村居民家庭的享受性消费呈现出波动上升的趋势，如图4所示。非农就业比例在高分位时可以显著促进享受性消费的增长，表3显示，当非农就业比例高于0.6时，非农就业比例的提升大约可以促使农村居民家庭的享受性消费增加20.3%至22.5%。享受性消费是农户生活消费中相对较高的消费方式，且受城镇的高消费方式影响较深，模型验证结果也说明非农就业比例的提升可以促进农户消费的转型升级，且高非农就业比例家庭受城镇居民消费的“示范效应”更明显。

图4 非农就业比例对生活性消费结构平均处理效应Fig.4 Average treatment effect of non-farm employmentratio on lifestyle consumption structure

2.3 稳健性检验

为了保证模型拟合结果的稳健性，文章在PSM估计过程中还使用了k近邻卡尺匹配(k=7；卡尺为0.006)以及核匹配的方式对模型进行了估计，结果如表4所示。对比表4和表3的结果可知，非农就业比例对农村居民家庭消费的平均处理效应基本一致。除此之外，由于农村居民的非农就业主要以外出务工为主，自主经营所占比例较低，本文还直接将外出务工时间看作非农劳动时间进行了重新拟合估计，结果与表3处理结果也基本一致(受篇幅限制，此部分未进行展示)，综合来看，模型结果的稳健性较好。

表4 稳健性检验Table 4 Robustness test

3 结论与政策建议

本研究基于安徽省312户农户实地调查数据，运用OLS模型探析了农村居民家庭消费的影响因素。由上述分析可以看出，户主及家庭整体特征的对家庭消费的影响较大，其中，户主为男性，且具备年龄小、受教育程度高、社会身份地位高等特征的家庭消费水平较高；在家庭特征方面，家庭规模越大及家庭流动性资产越充足的家庭消费水平也越高。

在此基础上，采用倾向得分匹配法(PSM)测算了非农就业比例对农村居民家庭总消费及消费结构的影响效应。结果显示，非农就业可以提升农村居民家庭总消费，但是在不同非农就业比例家庭间的作用效果并不一致，当非农就业比例较低时，非农就业比例的提升并不必然增加家庭总消费支出，而只有当家庭非农就业比例较高时，非农就业才能显著提升家庭整体消费水平，随着家庭非农就业比例的提升，非农就业对家庭总消费的平均处理效应呈现“U”型变化趋势。

从消费结构来看，非农就业对不同类型的农村居民家庭消费的影响并不一致。非农就业与生产性消费之间呈显著负相关关系，且随着非农就业比例的提升，农村居民家庭生产性消费支出呈现持续降低趋势，平均处理效应约在-0.631～-1.261。非农就业对生活性消费的影响效应与家庭总消费基本一致，具体来看，非农就业比例对生存性消费及发展性消费的平均处理效应也呈现“U”型发展趋势，但是非农就业可以显著促进享受性消费水平的提升，且当非农就业比例大于0.6时，非农就业比例对享受性消费的平均处理效应约在20.3%～22.5%。

基于上述结论，政策建议如下。一是加强对农村劳动力的技能培训力度[36]，增强劳动力的就业能力，建立农村劳动力就业平台，拓宽非农就业渠道，进一步增加农村劳动力的非农就业水平。二是合理引导土地流转，进一步深化农村家庭的产业分工，实施农村家庭的分类发展，让愿意“种田”的农户专门从事农业生产，让愿意进行“非农发展”的家庭实现长期稳定就业。三是进一步完善社会保险制度，利用政策性保险及商业保险的相关政策[37-38]，弱化农户预防性储蓄的影响，增强农户在收入不确定情形下的消费信心。四是广泛开展理性消费宣传，改善农村家庭的消费结构，增强可持续消费意识，切忌盲目跟风。