“双碳”目标下农户兼业与农村生活能源消费转型*

王颜齐，张佳宁

（东北农业大学经济管理学院，哈尔滨 150030）

一、引言与文献综述

推动能源领域碳减排是做好碳达峰碳中和工作的重要举措。2024 年，中共中央、国务院印发《关于全面推进美丽中国建设的意见》，提出“重点控制煤炭等化石能源消费，加强煤炭清洁高效利用，大力发展非化石能源，加快构建新型电力系统”，为建设新型能源体系指明方向。自改革开放以后，农村能源已经从一个“被忽视的角落”成为我国能源领域的重要角色（石祖梁等，2017），促进农村生活能源消费转型对于实现我国能源消费结构优化具有重要意义。然而，目前我国农村居民的清洁能源使用意识与能力均较为不足，传统能源在农户生活能源消费中占据较大比例。在农户生活能源消费结构中，柴草占比44.2%，煤占比23.9%，煤气、天然气、液化石油气占比49.3%，电占比58.6%，太阳能占比0.2%，沼气占比0.7%①数据来源于《第三次全国农业普查主要数据公报（第四号）》，http：//www.stats.gov.cn.neau.vpn358.com/tjsj/tjgb/nypcgb/。。农户大量使用的秸秆、柴薪等传统生物质能源，存在碳排放高、能源转化效率低等问题，导致我国长期以来农村能源消费结构不合理，实现农村生活能源消费转型依旧任重而道远。

关于农村生活能源消费转型的影响因素，学者主要从家庭收入、外部环境、个体禀赋三方面展开探讨。第一，关于家庭收入对农村生活能源消费转型的影响。早期能源阶梯理论认为，农户收入水平是能源消费转型的重要影响因素，且对其有正向影响（Kaygusuz et al，2002），相关学者也予以证实（Ke et al，2020）。后续学者进一步研究表明，家庭收入提升对能源消费转型的促进作用并非线性，随着收入增加，农村居民用能品种数量呈先上升后下降的“倒U型”趋势；随着社会经济地位的提升家庭趋向使用更优质能源，但受限于价格、供给等因素，不会完全放弃劣质能源（吴施美等，2022）。随着研究的逐步深入，学界就不同收入水平对农村生活能源消费转型的作用机制开展了较丰富研究，一种观点认为，低中高收入农户分别通过提高家庭能力、强化家庭观念、提升公众期望提升能源消费转型意愿（樊胜岳等，2021）。另一种观点认为，在高收入国家中，数字经济促进能源消费转型，而在中等收入国家中，数字经济显著降低了可再生能源的生产和消费结构（Muhammad et al，2022）。第二，关于外部环境对农村生活能源消费转型的影响。一部分学者认为，区域经济发展联动和农业产业聚集使农村收入与农业产值存在空间溢出效应，并影响农村能源消费结构（Martinho，2020；Cui et al，2021）。另一部分学者认为，资源禀赋影响生产生活可供选择的能源种类与数量，从而影响能源消费结构（Fei et al，2020；Hasanov et al，2020）。针对京津冀地区而言，协同发展和城乡统筹战略的实施，促进了农村居民生活水平提升，进而大幅提升高效、优质、洁净的新能源使用比例，并逐步替代柴薪与劣质燃煤（罗国亮等，2021）。第三，关于个体禀赋对农村生活能源消费转型的影响。农户的受教育程度、生活习惯、烹饪方式、燃料可及性等因素影响其燃料选择行为（Dil，2014；Huanguang，2018；Hanna et al，2015）。

已有文献为农村生活能源消费转型的进一步研究提供了重要参考。然而，由于农户家庭同时具有生产单位和消费单位的性质（詹姆斯，2013），农户在生产方面的兼业行为会对其消费行为和状况产生较大影响。而在大国小农的背景下，兼业作为我国农户家庭经济的一种重要形态，正逐步重构农户的生产生活方式。农户兼业减少农户种植时间，增加农户经济收入（刘琼等，2020），为清洁能源的使用提供了经济基础和前提条件。然而，已有关于农村生活能源消费清洁化转型影响因素研究中，农户兼业这一影响因素受到的关注却不足。

基于此，本文利用2022年课题组调研数据，尝试揭示农户兼业在其生活能源消费转型过程中的影响，并进行内生性分析及稳健性检验。在此基础上，探究收入、生态自觉性以及资本挤出的中介效应。最后，分别从代际差异、兼业地点、兼业行业3 个角度进行异质性分析，以期为改善农村生活能源消费结构提代借鉴。

二、理论分析

生活能源消费转型即生活能源消费由生物质能源为主转向商品能源为主。非农就业对农户生活能源消费转型具有直接影响（王萍等，2020）。基于此，本文进一步研究影响机制，综合理论分析和现实研判，认为农户兼业通过收入增加效应、资本挤出效应和生态自觉性提升效应，影响农村生活能源消费转型。研究理论框架见图1。

图1 农户兼业影响农村生活能源消费转型的理论框架

（一）收入增加效应

农户兼业改变收入结构增加家庭总收入，进而促进农村生活能源消费转型。当前，农户兼业增收效应已成为共识。根据家庭内部分工理论农户作为理性经济人，以提高家庭总收入为目标，充分利用家庭成员比较优势，在农业部门与非农部门之间合理配置家庭人力资本（钱忠好，2008），以提高家庭劳动效率，实现帕累托改进。能源阶梯理论认为，随着收入增加，居民更倾向使用清洁便利的优质商品能源，能源使用的阶梯变化顺序大体是：初始能源（秸秆、柴薪、粪便）→转型能源（煤炭、木炭）→优质能源（电力、煤气、天然气、液化石油气、沼气）（Kaygusuz et al，2002）。但这一过程并非完全替代，而是堆叠演替的。根据心理账户理论，人们会把在现实中客观等价的支出或收益在心理上划分到不同账户中。工资性收入、经营性收入被归为“辛苦劳动账户”，财产性收入、转移性收入被归为“娱乐享受账户”。基于优化生活环境的利己动机、保护生态环境的利他动机，考虑长远视角下家庭成员身体健康，无论是劳动型收入还是非劳动型收入，农户均有意愿投入到清洁能源消费中。但相比劳动型收入，农户更倾向于将非劳动型收入投入到清洁能源消费中。

（二）资本挤出效应

农户兼业产生土地资本和劳动力资本挤出，其中，土地资本挤出增加传统能源使用成本，劳动力资本挤出增强清洁能源购买力，最终促进农村生活能源消费转型。一方面，结合成本收益理论，预期收益大于成本产生行为动机，成本提高削弱行为动机。兼业往往导致耕地闲置促进耕地转出，加大秸秆类传统能源搜寻成本和使用成本，削弱农户传统能源使用意愿。另一方面，诱致性技术变迁理论指出，资源稀缺引起要素相对价格变化，进一步诱致技术产生变迁。兼业后，农村流失大量人口，同时挤出较多农业劳动力，引致农业劳动力结构性短缺，增加农业劳动力雇佣成本，促使农户利用机械等资本密集型技术替代劳动力。机械化生产促进农民增收，增强清洁能源购买力，实现农村生活能源消费转型。

（三）生态自觉性提升效应

生态自觉是建设生态文明的阶梯和桥梁，提高生态自觉是建设生态文明的基础工作（于冰，2012）。因而，能源消费向生态化转型的实现，有赖于农户生态自觉性的提升。兼业能提升农户生态自觉性，进而促进农村生活能源消费转型。一方面，兼业提高了农户家庭经济水平，而家庭经济水平的提升能有效唤醒农户生态自觉性（尚燕等，2018），进而增强农户节约资源、保护环境的主动性、自觉性和责任感（于冰，2012），促进农村生活能源消费转型；另一方面，兼业能有效拓展农户的社会网络。农户的兼业行为能助其突破基于血缘亲疏，注重人情和非正式规则的传统社会网络的“束缚”，形成基于非亲缘人群的、更强调正式规则的非固定式社会网络关系，增加其理性行为，深化其对规章制度的自觉遵循，进而推动农户生态自觉性的提升，助力农村生活能源消费转型。

三、数据来源、变量选取与模型选择

（一）数据来源

本文数据来源于课题组2022 年12 月—2023 年3 月对黑龙江、吉林、河南、山东开展的兼业农户能源使用情况调查。四省均为农业大省，且兼业农户所占比例较大，同时农村生活能源污染较为严重，政府虽采取了一系列措施，但成效甚微，因此选取四省作为研究区域具有一定的理论研究意义和政策参考价值。本次调查采用问卷调查和电话访谈的形式，共计发放问卷800 份，回收问卷778 份，剔除不合格和未答问卷，实际回收有效问卷763份，有效回收率为95.40%。样本农户基本特征见表1。

表1 样本农户基本特征统计

如表1所示，受访农户性别分布均匀，呈现出老龄化特征。其中，男性占比49.15%，50岁以上农户占比76.80%，且受教育程度偏低，初中及以下农户占比76.15%；2022 年大部分农户家庭收入达到3万元以上，占比64.09%；部分农户依旧没有进行生活能源消费转型，占比达49.28%；农户兼业程度偏高，89.12%的农户兼业程度达50%以上。就调研省份而言，黑龙江有效样本占30.41%，吉林有效样本占25.56%，河南有效样本占26.34%，山东有效样本占17.69%。

（二）变量选取

1.被解释变量

本文被解释变量为农村生活能源消费转型，一般而言，选择炊事能源消费类型和取暖能源消费类型。本文将转型后的能源类型归纳为清洁能源，包含煤气、液化石油气、天然气、电；将转型前的能源类型归纳为传统能源，包括柴薪、秸秆、煤炭。

2.解释变量

本文解释变量为农户是否兼业和兼业程度。是否兼业为0-1 变量。兼业程度为连续变量，参考已有研究（廖洪乐，2012），其衡量标准为户主/受访者非农劳动时间比率（村内非农业劳动天数与外出从业天数之和占全年劳动天数之比）。

3.中介变量

本文选取家庭总收入、不同类型收入（工资性、经营性、财产性、转移性收入）、是否耕地转出、退出农业经营的人数以及是否具有生态自觉性作为中介变量。一般而言，农户兼业具有增收效应，收入增加又能促进农村生活能源消费转型。同时，因为家庭总收入分为劳动型收入和非劳动型收入，劳动型收入包含工资性收入、经营性收入，非劳动型收入包含财产性收入、转移性收入，不同收入类型的中介作用不完全一致。此外，农户兼业也会通过土地资本挤出、人力资本挤出和生态自觉提升推动农村生活能源消费转型。

4.控制变量

由于农村生活能源消费转型的影响因素众多，为了减少遗漏变量带来的估计偏误，本文选取受教育程度、性别、年龄、健康状况、是否村干部、是否党员、家庭人口规模、房屋面积和当地农业发展水平作为控制变量（见表2）。

表2 变量定义与描述性统计

（三）模型选择

1.逻辑回归模型

由于被解释变量农村生活能源消费转型是二元分类变量，采用常规的二元Logit模型。其模型表达式如下：

式（1）中，被解释变量用Y来表示，当Y=1时表示农户选择能源消费转型，使用新型清洁能源。当Y=0时表示农户不选择能源消费转型，依旧使用传统污染能源。x表示影响能源消费转型的因素。α1表示影响因素的回归系数。ε1为随机扰动项。γ为省份固定效应。式（2）为根据“逻辑分布”（Logictis Distrue）函数得到Logit模型。

2.中介效应模型

为了实证分析农户兼业是否通过家庭总收入和不同类型收入、土地资本挤出、人力资本挤出、生态自觉性提升对农村生活能源消费转型产生影响，故以基准模型为基础，构建如下模型：

公式（3）（4）（5）中，Y代表被解释变量农村生活能源消费转型。X代表解释变量农户兼业。M代表中介变量。X代表控制变量的集合。α4、α5、α6、c3、c4、c5、b、β3、β4、β5为待估系数。ε4、ε5、ε6代表随机扰动项。γ为省份固定效应。

四、实证结果与分析

（一）直接影响效应

1.农户是否兼业对农村生活能源消费转型的影响效应

实地调研结果显示，相比纯农户，更多的兼业农户选择清洁能源作为日常生活能源。在炊事能源方面，兼业农户使用清洁能源的占比为59.36%、纯农户使用清洁能源的占比为34.10%；在取暖能源方面，兼业农户使用清洁能源的占比为61.35%、纯农户使用清洁能源的占比为32.95%。二元Logistic回归结果显示，农户是否兼业对农村炊事能源消费转型和取暖能源消费转型均有显著正向影响。由表3可知，农户是否兼业每提高一个单位，炊事能源消费转型占比提高50.70%、取暖能源消费转型概率提高51.60%。但是，结合现实情况，农户兼业并不是农村生活能源消费转型的唯一决定因素，因此本文加入可能影响生活能源消费转型的因素，包括受教育程度、性别、年龄、健康状况、是否村干部、是否党员、家庭人口规模、房屋面积、当地农业发展水平。回归结果表明，农户是否兼业每提高一个单位，炊事能源消费转型占比提高52.90%、取暖能源消费转型占比提高55.10%。

表3 农户是否兼业对农村生活能源消费转型的影响效应

2.农户兼业程度对农村生活能源消费转型的影响效应

农户兼业程度对农村生活能源消费转型具有显著正向促进作用。由表4 可知，炊事能源消费转型的边际效应为0.507，取暖能源的边际效应为0.516。在加入控制变量后，结果依旧稳健且模型的解释能力增强，炊事能源消费转型的边际效应为0.529，模型的解释能力由0.116提升至0.270，取暖能源的边际效应为0.551，模型的解释能力由0.096提升至0.189。

表4 农户兼业程度对农村生活能源消费转型的影响效应

（二）机制分析与异质性分析

1.家庭总收入、不同类型收入的中介效应

上文验证了农户兼业促进农村生活能源消费转型。本部分进一步探究农户兼业促进农村生活能源消费转型的影响机制，初步认为，兼业通过提高农户家庭总收入推动农村生活能源消费转型。由表5可知，在加入家庭总收入后，农户兼业程度、家庭总收入对农村生活能源消费转型的影响效应为2.156、0.818，均在1%水平下显著。据此得出，家庭总收入在农户兼业程度促进农村生活能源消费转型的过程中起到部分中介效应。经计算，家庭总收入的中介效应占总效应的比重仅为17.90%，并不明显。在得出家庭总收入具有中介作用这一结果的基础上，将进一步探索不同类型收入（劳动型、非劳动型收入）在农户兼业促进农村生活能源消费转型过程中的中介效应。由表6 可知，在劳动型收入中，工资性收入和经营性收入在农户兼业程度促进农村生活能源消费转型的过程中具有部分中介效应。经计算，工资性收入的中介效应占总效应的比重为20.20%，经营性收入的中介效应占总效应的比重为55.10%。由表7 可知，在非劳动型收入中，财产性收入和转移性收入在农户兼业程度促进农村生活能源消费转型过程中具有部分中介效应。经计算，财产性收入的中介效应占总效应的比重为6.30%，转移性收入的中介效应占总效应的比重为18.50%，均不明显。

表5 家庭总收入的中介效应

表6 不同类型收入（劳动型收入）的中介效应

表7 不同类型收入（非劳动型收入）的中介效应

综上，实证结果得出，家庭总收入和不同类型收入在农户兼业促进农村生活能源消费转型的过程中均存在部分中介效应，但部分中介效应占总效应的比重过小。可能的原因是，一方面，近年经济下行压力增加，兼业劳动力就业市场疲软，削弱兼业的增收效应。另一方面，“双碳”政策存在滞后效应。我国碳减排治理的优先级路径为高碳排放企业碳规制→规定范围内碳排放企业碳自愿、农业生产行业碳储能→农村生活环境碳治理。加之政策从出台到产生明显成效需要经历出台→落地→实施→成效四个环节，各环节衔接需要时间。

2.资本挤出、生态自觉性提升的中介效应

本文所述资本挤出主要指土地资本挤出和人力资本挤出。由表8 可知，实证结果证实，土地资本挤出、人力资本挤出以及生态自觉性提升均具有部分中介效应。其中，土地资本挤出的部分中介效应占总效应比重为10.50%，人力资本挤出的部分中介效应占总效应比重为26%，生态自觉性提升的部分中介效应占总效应比重为45.70%。

表8 资本挤出、生态自觉性提升的中介作用

3.代际差异、兼业地点及行业异质性分析

由表9 可知，（1）在代际差异方面，农一代兼业对农村生活能源消费转型的影响系数为1.393，在1%水平下显著；农二代兼业对农村生活能源消费转型的影响系数为0.575，在10%水平下显著，因此，农一代、农二代兼业均对生活能源消费转型有显著影响，且农一代大于农二代。（2）在兼业地点方面，农户在县内兼业对农村生活能源消费转型的影响系数为2.613，在1%水平下显著；农户在县外省内兼业对农村生活能源消费转型的影响系数为4.423，在5%水平下显著；农户在省外兼业对农村生活能源消费转型的影响系数为17.379，在5%水平下显著。因此，农户在县内、县外省内以及省外兼业均对农村生活能源消费转型影响显著，影响效果从大到小依次为省外兼业、县外省内兼业、县内兼业。（3）在兼业行业方面，农户在第一产业兼业②农户在第一产业兼业是指农业产业内兼业，即农户家庭劳动力从事非自家农业生产，例如：农户参与家庭农场、合作社的雇佣劳动等。对农村生活能源消费转型的影响系数为2.677，不显著；农户在第二产业兼业对农村生活能源消费转型的影响系数为3.530，在1%水平下显著；农户在第三产业兼业对农村生活能源消费转型的影响系数为6.791，在5%水平下显著。说明农户在第一产业兼业不会对生活能源消费转型有显著影响，而在二三产业兼业对生活能源消费转型有显著影响，在第三产业兼业更为明显。

表9 代际差异、兼业地点及行业异质性分析

（三）内生性和稳健性检验

本部分对直接影响效应部分进行内生性检验，避免内生性问题造成的估计结果偏差，以保证研究结果的准确性。造成内生性问题的可能原因有：（1）农户兼业与农村生活能源消费转型互为因果。兼业提高农户经济购买力，增加清洁能源可及性，推动农村生活能源消费转型；反之，农村生活能源消费转型减少室内空气污染，提升农民健康水平，减轻家庭负担，促进农户兼业。（2）控制变量和农户兼业关联性强。性别、年龄、健康情况与兼业地点、行业密切相关。（3）遗漏变量和测量误差较难避免。

采用倾向得分匹配法（PSM）和工具变量法解决内生性问题。（1）表10列示了PSM方法的处理结果。采用近邻匹配、半径匹配、核匹配、样条匹配4 种匹配方法分析农户兼业对农村生活能源消费转型的处理效应。以上4 种匹配方法在解决由样本选择偏差和遗漏关键变量造成的内生性问题后，结果均显示：农户兼业能促进农村生活能源消费转型，提升效果为0.353～0.367，样条匹配的ATT值最大，近邻匹配和核匹配的ATT 值最小。4种匹配方法T值均大于2.58，说明均在1%水平上显著。因此，在解决内生性问题后，农户兼业显著促进农村生活能源消费转型。（2）采用工具变量法缓解内生性问题。一般来讲，工具变量必须满足两个性质。第一，工具变量与模型的干扰项不存在相关关系，即外生性；第二，工具变量与内生变量存在相关关系，即相关性（Murray，2006）。本文工具变量选取上一年度兼业情况。经定性分析，该工具变量满足外生性和相关性。同时，为检验弱工具变量，本文采用Wald F统计量，结果为34.17，不存在弱工具变量问题。由于本文工具变量个数等于内生解释变量个数，可以恰好识别，无需进行工具变量识别不足以及过度识别检验。故本文选择的工具变量合适。由于不存在异方差，本文使用IV2SLS模型进行实证检验。结果如表11 所示，回归系数为1.969，并且在1%水平上显著。因此，在控制内生性问题的基础上，进一步验证了研究结果的稳健性。

表10 内生性检验（PSM）

表11 内生性检验（工具变量法）

本部分对直接影响效应部分进行稳健性检验，通过缩尾处理、更换模型、调整样本三种方法，检验农户兼业程度促进农村生活能源消费转型的稳健性。缩尾处理可避免极端值对回归结果的影响；更换模型减少了单一模型造成的统计偏误；调整成年龄为[45,65]的统计样本，更加符合我国农村的基本现状，从而保证研究结果的真实性。由表12可知，在缩尾处理后，回归系数为2.417，在1%水平下显著；在更换为二元Probit 模型后，回归系数为1.440，在1%水平下显著；在筛选出年龄为[45,65]的样本后，回归系数为2.417，在1%水平下显著。三种稳健性检验结果均显著，进一步证明农户兼业程度促进农村生活能源消费转型。

表12 稳健性检验

五、结论与政策建议

（一）结论

使用2022 年微观调研数据，利用二元Logit 模型、中介效应模型、调节效应模型，检验了农户兼业对农村生活能源消费转型的影响效应及作用机制。同时，利用PSM 和工具变量法进行内生性检验，通过缩尾处理、更换模型、调整样本进行稳健性检验。此外，针对代际差异、兼业地点及行业进行异质性分析。

第一，农户兼业显著促进农村生活能源消费转型，推动农户在炊事用能和取暖用能选择方面增加清洁能源使用，减少传统能源使用，且随着农户兼业程度的提高，农村生活能源消费转型逐步明显。

第二，农户兼业通过提升家庭总收入，助推农村生活能源消费转型，但家庭总收入的中介效应并不高，具体分析家庭总收入中各类收入的中介效应，得出其贡献程度从大到小依次为经营性收入、工资性收入、转移性收入、财产性收入。同时，农户兼业还可推动土地资本挤出、人力资本挤出以及生态自觉性提升，进而促进农村生活能源消费转型。

第三，农户兼业对农村生活能源消费转型的影响存在代际差异、兼业地区和行业差异，农一代兼业对农村生活能源消费转型的促进作用强于农二代；省外兼业对农村生活能源消费转型的促进作用强于县外省内及县内；第三产业兼业对农村生活能源消费转型的促进作用强于一二产业。

（二）政策建议

基于上述研究结论，在农户兼业化这一时代背景下，针对促进农村生活能源消费转型，助力“双碳”目标实现，提出如下政策建议。

第一，进一步破除城乡资源流动壁垒，完善农民工省外流动机制。保障农民工权益，将农民工工作时间和薪酬支付纳入监管平台统一管理，对超时工作等违法违规行为建立预警机制，有关部门对监管平台反馈的违法违规行为作出整改、罚款、关停、取缔等处罚。与此同时，提高农民工收入水平和质量，稳定其收入预期，健全其社会保障。

第二，加强生态文明建设，大力培育农户生态自觉性。扶持新能源开发技术，探索新能源开发模式，增强清洁能源生产就近供应能力，推进新能源发电与公共基础设施一体化建设，以降低其使用成本，引导农户改变其不合理的消费方式和生活方式，使节约资源、绿色消费成为农户的自觉行为，使其能行使知情权、监督权以及环境保护参与权等，以促进环境决策的民主化，提高农户自身环保素质。

第三，推动乡村产业升级，促进农民收入量、质提升。重点培育农村电商、农民经纪人、村域公共服务、物流配送、房屋电器维修等新业态就业人员，同时发展农产品深加工、休闲农业和乡村旅游等新兴产业，以促进农民收入渠道从单一农业生产向农村一二三产业多渠道收入转变，提升农民工资性收入和经营性收入，优化其收入结构。