○劉林 張婧

（石河子大學經(jīng)濟與管理學院，新疆 石河子 832000）

一、引言

農戶消費是全面推進鄉(xiāng)村振興的重要觀測指標，農戶消費水平高低是保持農村經(jīng)濟內生增長的重要驅動因素。2022年中央一號文件提出聚焦產業(yè)促進鄉(xiāng)村發(fā)展，促進農村消費擴容提質升級。在此背景下，探討農戶消費及其影響因素具有重要意義。眾多學者對提升農戶消費水平路徑加以探索，其中，關于農戶消費的影響因素集中在微觀和宏觀兩個方面，從微觀層面來說，增加收入是推進農戶消費的主要途徑[1-2]，收入增長能激勵農戶消費[3-4]。然而，有學者就收入對農戶消費的激勵效應提出質疑，研究發(fā)現(xiàn)隨著農戶收入水平上升，農戶消費呈現(xiàn)不增反降之態(tài)勢[5-6]。也有眾多學者研究流動性約束[7-8]、不確定性風險[9]的存在使得農戶消費處于較低水平。再者，由于家庭脆弱性，農戶出于預防動機可能更愿意儲蓄資金、減緩消費水平[10-11]，而消費信貸對家庭消費有正向驅動作用[12]。從宏觀層面來說，基本醫(yī)療保障制度實施對農村家庭耐用品消費有顯著的促進效用，“新農?！别B(yǎng)老金制度實施作為政府通過正式制度改善農戶消費的重要路徑[13]，其主要通過保障低收入家庭的福利，因此在整體上對農村家庭生存型消費具有顯著的促進作用。此外，在評估精準扶貧效果時，該正式制度實施顯著增加了農戶食品、衣著、居住、交通通信及教育文娛等支出，通過直接轉移支付方式不僅提高了農戶消費水平，而且一定程度優(yōu)化了農戶消費結構，強化農戶消費質量[14]。諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者安格斯·迪頓同樣指出群體消費不可一概而論，由于消費結構異質性的存在，一致消費水平下居民生活質量、國家整體經(jīng)濟水平存在顯著差異。因此，僅關注整體消費水平提升拉動經(jīng)濟增長尚不充分，消費結構升級、消費質量升級等亦應受到重視。尤其針對我國經(jīng)濟發(fā)展來說，中國身為農業(yè)大國擁有龐大農民消費群體，具有較大消費潛力，農戶消費水平高低及消費質量優(yōu)劣一定程度上直接關乎我國整體經(jīng)濟命脈。因此，如何釋放消費潛力、引領需求向中高端消費轉型就成為改善民生、優(yōu)化我國市場結構關鍵之所在。

我國作為世界上最大的發(fā)展中國家，制度不健全性與市場不完全性可能導致僅僅依賴政府正式制度難以達成改善農戶消費、促進經(jīng)濟繁榮之目的，作為非正式制度的典型代表，有學者將社會資本定義為社會網(wǎng)絡關系的總和，更注重個體間的交流互通[15]。也有學者認為社會資本是社會信任與社會網(wǎng)絡的集合，將其進一步細分為以社會網(wǎng)絡和社會關系為代表的結構型社會資本與以社會信任、社會規(guī)范等為代表的認知型社會資本[16-17]。特別地，農村地區(qū)尤其注重祖輩風俗沿襲，鄉(xiāng)土風情文化特色鮮明，鄰里之間、親戚朋友之間關系十分密切，社會資本的重要地位更不容忽視。試想積累更多的社會資本是否能夠顯著助推農戶消費水平？其內在機理何在？這些問題值得本文一探究竟。進一步地，本文就農村居民消費質量優(yōu)化路徑加以分析，旨在激活農村消費市場的同時，幫扶農村群體實現(xiàn)消費轉型，以最大限度促進農村經(jīng)濟高質量持續(xù)發(fā)展。

二、研究假說

（一）社會資本對農戶消費的影響

縱觀已有文獻，社會資本對農戶消費的促進作用得到了實證研究的支持。較高的社會資本水平將使個體更易獲得信貸資源，可以緩解偏遠地區(qū)存在的信貸約束，進而促進農戶收入與消費水平。由于中國農村金融機構或信用合作社發(fā)展相對滯后，宗族網(wǎng)絡可被視為一種信用機制或擔保機制，使其成員獲得更多的私人融資，這有利于擴大農戶消費[18-19]。社會資本能為農戶獲得人力資本和職業(yè)地位提供重要渠道，進而促進農民增收并提升其消費水平。社會資本能夠為農戶外出務工提供信息，是農戶獲取非農就業(yè)信息的重要渠道[20]。農村勞動力向收入水平更高行業(yè)的流動重塑了農村居民的消費習慣，而新的消費方式又會對其他家庭成員產生“示范效應”，從而刺激農戶消費。收入差距擴大會降低農戶消費水平，而社會資本能夠緩解收入差距對農戶的消費擠壓[21]。相較于傳統(tǒng)的血緣和地緣關系，依托“郵電通訊”形成的關系網(wǎng)絡對農戶消費具有更為積極的影響[22]。進一步發(fā)現(xiàn)親緣社會資本可以通過緩解農戶融資約束，并提高其家庭收入地位來緩解農戶消費不均等[20]。基于此，本文提出研究假說H1：

假說H1：社會資本能夠提升農戶消費水平。

（二）社會資本、金融借貸與農戶消費

首先，社會資本可能通過強化金融借貸，緩解農戶的資金約束進而推動消費水平。一方面，出于社會資本對居民風險厭惡程度的抑制效應，依靠社會資本構建更加快捷高效的信息傳導機制通過緩解信息不對稱性提高了借貸雙方彼此間信任度水平[23]。加之交易成本的降低，使居民更易從金融機構和民間借貸或個人借貸中獲取正規(guī)或非正規(guī)借貸資金，緩解了農戶資金約束，提高個人流動資金持有、加強抵御風險的能力，減輕融資的難度[24]，進而激發(fā)其消費水平。尤其在金融不發(fā)達的農村，監(jiān)管尚較為欠缺、借貸規(guī)范性不強，此時以增強彼此信任、緩解信息不對稱為代表的社會資本可能在促進消費上發(fā)揮著更大的作用，因此，社會資本對農戶消費水平的積極效應可能愈發(fā)凸顯。另一方面，社會資本對農戶金融借貸渠道的拓寬表現(xiàn)在其對貧困農戶參與金融市場的有利影響。通過改善貧困人口的生活、政治關系和鄰里關系，社會資本不僅有利于農戶從親朋鄰里間獲取非正規(guī)金融借貸，還能促進其參加專業(yè)性經(jīng)濟合作組織關系拓寬自身網(wǎng)絡關系進而對金融借貸產生積極作用[24-25]。擁有社會網(wǎng)絡較多的農戶，同樣因其寬松的資金約束而提高消費水平。據(jù)此，本文提出研究假說H2：

假說H2：金融借貸在社會資本與農戶消費之間發(fā)揮中介作用。

三、數(shù)據(jù)來源與模型設置

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所采用的數(shù)據(jù)源自對新疆農村住戶2015—2020年的入戶調研。由于樣本抽取和樣本動態(tài)調整的關系，本文通過剔除殘缺值、離群值等異常值情況，實際上形成了兩組連續(xù)三年的嚴格面板追蹤數(shù)據(jù)。其中，2015—2017 年為一組，有效樣本為3 015 戶；2018—2020 年為一組，有效樣本為5 644戶。上述有效樣本總量共計8 659戶，符合大樣本要求。除此之外，本文對所有連續(xù)型變量進行上下1%Winsorize處理。通過比對發(fā)現(xiàn)本文使用的指標與《中國統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計值隨年份增長趨于一致，這增加了本文研究結論的可靠性。

本文依據(jù)各年消費支出繪制核密度見圖1，從消費整體水平變化趨勢上看，2013—2020年，新疆農村居民家庭消費水平由16 500 元左右上升至28 000元左右?？梢钥闯?，農戶的消費整體水平實現(xiàn)了快速地提高。

由表1 中2011—2020 年農戶各消費支出成分占比可以看出，食品、衣著等滿足農戶基本生活需求消費占比整體上呈現(xiàn)遞減趨勢，此外，農戶因擁有更多財富進而能夠購買便利交通工具、進行文化教育娛樂活動等中高端消費支出整體上呈上升之勢，說明農戶消費質量不斷提升。值得一提的是，作為低端消費的居住消費占比不減反增的原因可能來自農戶對居住環(huán)境要求的日益攀升，農戶向中高端住房消費轉型使得居住不再僅僅只為滿足最基本的生活需求。而通過各年對比發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保健等支出占比并未呈現(xiàn)顯著變化趨勢，其原因可能是之前貧窮個體消費不起中高端醫(yī)療保健支出，且生活質量較差，基本醫(yī)療保障支出較高，而隨著生活水平的提升，生活質量改善使得低端醫(yī)療支出水平下降，但保健等中高端醫(yī)療消費支出水平逐漸上升，因此整體醫(yī)療水平支出并未呈現(xiàn)明顯上升抑或下降之趨勢。

表1 農戶生活性消費支出的變化 單位：%

（二）變量選取

1.社會資本（Social Capital）

迄今為止，學術界還沒有找到統(tǒng)一的指標來衡量社會資本。根據(jù)社會資本的形式不同可以將其劃分為結構型社會資本和認知型社會資本。對于個體而言，社會網(wǎng)絡和社會關系屬于結構型社會資本；社會信任、社會規(guī)范等屬于認知型社會資本。本文以人情支出（SC1）和郵電通訊費（SC3）作為結構型社會資本的代理變量；以文化娛樂支出（SC2）來衡量認知型社會資本[19，25-27]。（1）農戶與親戚、朋友及鄰里之間的禮金支出是維系和積累其社會關系網(wǎng)絡較常見的一種方式，禮金支出金額表示農戶社會關系網(wǎng)絡和信息傳遞能力，禮金支出越多往往能顯示出農戶擁有較多的社會網(wǎng)絡。（2）郵電通訊費包括郵寄費、通訊費和通訊工具修理費，農戶郵電通訊費的使用情況往往能反映農戶擁有的社會網(wǎng)絡的多少。（3）一般而言，農戶的文化娛樂支出則能夠表示農戶的社會規(guī)范，文化娛樂支出越高則可能農戶的社會規(guī)范水平越高，表明農戶可能會有較多的社會資本[28]。

2.農戶生活性消費（Consume）

在經(jīng)典的馬克思主義經(jīng)濟學理論中，消費資料被劃分為生存資料、發(fā)展資料和享受資料。國家統(tǒng)計局將我國農村居民的消費分為八大類:食品、衣著、居住、家庭設備用品、交通通信、文教娛樂、醫(yī)療保健以及其他消費。依據(jù)國家統(tǒng)計口徑并借鑒南永清和楊晶的研究[19，28]，本文用農戶全年日常生活消費支出的對數(shù)作為衡量農戶消費水平的替代變量，由于解釋變量中已有文化娛樂支出與郵電通訊費作為代理變量，因此，在生活性消費支出中將二者剔除。

3.控制變量

在多元回歸模型中，本文加入了其他可能影響農戶消費水平的家庭特征作為控制變量。主要包括：家庭住房面積加1 后取自然對數(shù)（Larea）、年末生產性固定資產原值加1 后取自然對數(shù)（Lgoods）、就業(yè)勞動力人數(shù)（Labor）、家庭收入（Lincome）、家中有無大事發(fā)生（Event）、非農就業(yè)比（Hr）。具體的變量定義如表2所示。

表2 變量定義

4.變量描述性統(tǒng)計分析

本文對各變量及樣本特征進行描述性統(tǒng)計，主要變量的描述性統(tǒng)計如表3 所示。隨著時間的推移，社會經(jīng)濟日益發(fā)展帶來農戶個體社會資本水平的逐步積累，整體呈現(xiàn)上升趨勢。而農戶消費（Lconsume）數(shù)值各期間均值分別為8.032和8.261，說明農戶消費水平亦逐年上升，與社會資本變化方向保持一致，一定程度說明社會資本上升可能帶來農戶消費水平的提升。農戶消費（Lconsume）標準差分別為2.193和2.403，不僅說明不同農戶個體間消費水平存在差異，亦可以看出個體間消費水平差距逐年遞減，進一步證實農戶整體消費水平的不斷改善。

表3 變量描述性統(tǒng)計

（三）模型設置

本文使用面板數(shù)據(jù)固定效應模型[28]，在消除隨時間變化、個體差異等因素對回歸結果可能產生的不利影響之后，構建模型（1）檢驗社會資本、金融借貸對農戶消費的直接影響：

同時，為進一步分析社會資本、金融借貸對農戶消費的內在作用機理，采用中介效應檢驗程序[29]，構建模型（2）和模型（3）分別探討正規(guī)與非正規(guī)金融借貸在社會資本與農戶消費間關聯(lián)中可能起到的中介效應：

其中，i代表家庭，j代表縣域，t代表年份，Lconsumeit表示t時期j縣i家庭的生活性消費支出水平，采用農戶生活性消費支出來衡量；SCijt為t時期j縣i農戶的社會資本指數(shù)（SC）。Controlijt表示家庭層面的控制變量，包括家庭住房面積、年末生產性固定資產原值、就業(yè)勞動力人數(shù)、受技能培訓人數(shù)、家中有無大事發(fā)生和非農就業(yè)比。ai代表第i個家庭的固定效應，pt是時間固定效應，qt是村域固定效應,μijt表示隨時間、個體變化擾動項。M分別為正規(guī)金融借貸（Loan）與非正規(guī)金融借貸（Borrow）。其中，正規(guī)金融借貸包括住房貸款、汽車貸款、教育貸款和其他貸款；向親戚朋友借款作為非正規(guī)金融借貸的衡量指標。對于這兩個變量本文均取了對數(shù)，這樣選取的原因在于農村地區(qū)居民主要借款來源就是向親戚朋友借款或者向銀行及信用社借款，因此選擇這兩個指標能夠更貼合農戶的現(xiàn)實情況。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

為驗證社會資本與金融借貸對農戶消費水平的可能影響，本文基于模型（1）進行回歸分析，結果如表4 與表5 所示，列（1）至列（3）顯示各個社會資本指數(shù)與農戶生活性消費呈現(xiàn)1%水平上的顯著正相關關系；列（4）至列（5）顯示正規(guī)金融借貸與非正規(guī)金融借貸在1%水平上與農戶生活性消費呈顯著正相關，即農戶社會資本的積累與金融借貸均能顯著促進農戶消費水平，驗證了假說H1。

表4 社會資本、金融借貸與農戶消費：回歸結果一

表5 社會資本、金融借貸與農戶消費：回歸結果二

（二）機制檢驗分析

本部分基于基本回歸分析，檢驗金融借貸在社會資本對農戶消費影響中的作用效果。由理論分析可知，社會資本可能通過強化正規(guī)或非正規(guī)金融借貸，緩解農戶的資金約束進而推動消費水平。本文通過構建前述模型（2）和模型（3），在控制變量與模型（1）保持一致的前提下，利用分步法檢驗金融借貸在社會資本與農戶消費正向關聯(lián)中的潛在中介效應。

表6 和表7 的列（1）與列（3）回歸結果表明，2015—2017年，2018—2020 年社會資本均與正規(guī)金融借貸（Loan）、非正規(guī)金融借貸（Borrow）呈顯著正相關，說明社會資本能夠使得農戶獲得更多金融借款從而緩解流動性約束，值得一提的是，社會資本（SC）對非正規(guī)金融借貸（Borrow）回歸相關系數(shù)在均大于社會資本與正規(guī)金融借貸（Loan）回歸相關系數(shù)，說明社會資本對非正規(guī)金融借貸促進效應較正規(guī)金融借貸更為顯著，這與以富含社會屬性、以社會信任、社會網(wǎng)絡為代表的社會資本本質相呼應。具體來說，以銀行或信用社為代表的正規(guī)金融借貸形成受法律保護，而以親戚朋友借款為代表的非正規(guī)金融借貸形成更多依賴彼此間的信任及私人網(wǎng)絡關系構建，因此農戶社會資本積累天然地對非正規(guī)金融借貸產生更為顯著的正向促進作用。而由列（2）與列（4）可知，在加入中介變量之后，社會資本（SC）仍與農戶生活性消費（Lconsume）在1%水平上呈顯著正相關，且正規(guī)金融借貸（Loan）、非正式金融借貸（Borrow）系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明社會資本通過強化正規(guī)抑或非正規(guī)金融借貸水平進而提高了農戶整體消費水平，正規(guī)金融借貸（Loan）、非正式金融借貸（Borrow）呈現(xiàn)出部分中介效應，驗證了假說H2。

表6 社會資本、正規(guī)金融借貸與農戶消費回歸結果

表7 社會資本、非正規(guī)金融借貸與農戶消費回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內生性問題

（1）滯后控制變量

以滯后控制變量作為遺漏變量的代理變量。在前文分析中，加入了重要的家庭特征變量，一定程度上解決了“遺漏變量”問題，緩解了部分內生性問題的干擾。但是，農戶的生活性消費支出很有可能受上一期家庭特征變量的影響，因此，本文將所有控制變量滯后一期進行回歸分析以部分緩解內生性問題[30]，回歸結果見表8和表9中列（1）、列（5）所示，社會資本指數(shù)與金融借貸對農戶消費（Lconsume）呈正相關性，且顯著性水平在各年度區(qū)間均為1%，與基本回歸結果對比無實質性變化，說明基本回歸結論在緩解部分內生性影響之后依然成立。

表8 內生性問題：滯后變量法：回歸結果一

表9 內生性問題：滯后變量法：回歸結果二

（2）替換核心變量

①家庭總消費。為了保證實證研究結果的可靠性和穩(wěn)定性，本文通過改變被解釋變量，考察評價方法和指標是否仍然對評價結果保持一個比較一致和穩(wěn)定的解釋[31]。將被解釋變量農戶生活性消費（Lconsume）替換為農戶家庭總消費支出的對數(shù)（ALconsume）來進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如表10與表11所示。與表4及表5的回歸結果比較，表10 和表11 中列（1）至列（5）所示，社會資本及金融借貸與農戶消費（ALconsume）呈正相關性，且顯著性水平在各年度區(qū)間均為1%，解釋變量的回歸結果和顯著性亦無實質性變化。由此可知，前文的回歸結果是穩(wěn)健的。

表10 穩(wěn)健性檢驗結果（被解釋變量：家庭總消費支出）：回歸結果一

表11 穩(wěn)健性檢驗結果（被解釋變量：家庭總消費支出）：回歸結果二

②消費率。改革開放以來，中國人均收入實現(xiàn)了突飛猛進的增速，但是中國的消費率卻很低，甚至與收入負相關。我國的雙循環(huán)所要解決的是消費率過低的問題，而不是消費水平過低的問題，因此，將消費率作為被解釋變量來進行穩(wěn)健性檢驗。表12和表13列中列（1）至列（5）顯示了社會資本與金融借貸對消費率（Lconsume Rate）的影響。可知社會資本的積累及金融借貸與消費率在1%水平上正相關，表明社會資本與金融借貸能有效促進消費率的提升。由此可知，前文的回歸結果是穩(wěn)健的。

表12 穩(wěn)健性檢驗結果（被解釋變量：消費率）：回歸結果一

表13 穩(wěn)健性檢驗結果（被解釋變量：消費率）：回歸結果二

③消費質量。前文如果基本回歸及穩(wěn)健性檢驗已經(jīng)證實，社會資本顯著提高了農戶消費水平，那么，社會資本與金融借貸對農戶消費結構又會產生何種影響，對不同消費成分的顯著促進效應是否存在差異？為進一步驗證社會資本與金融借貸是否能夠改善消費質量、引導農戶消費由食品、衣服、居住及生活用品等滿足基本生活需求消費向教育、醫(yī)療等中高端消費轉型，本文將農戶生活性消費（Lconsume）進行更為細致的劃分，具體分為六大類（食品、衣服、居住、生活用品、教育、醫(yī)療），并以各個消費成分為被解釋變量與社會資本及金融借貸進行回歸分析，回歸結果如表14 和表15 所示。首先，社會資本（SC）與各消費成分（食品、衣服、居住、生活用品、教育、醫(yī)療）在2015—2017 年以及2018—2020年均呈現(xiàn)1%水平上的顯著正相關性，說明社會資本對各消費成分均有顯著的正向促進效應，與基本回歸結果中社會資本推動農戶總體消費水平提升具有內在一致性。再者，通過對比列（1）至列（6）社會資本（SC）與各消費成分回歸系數(shù)可以看出，社會資本對各消費成分促進效用存在一定差異，其對教育、醫(yī)療等中高端消費的助推作用高于食品、衣服、居住及生活用品等滿足基本生活需求的消費。相比正規(guī)金融借貸，非正規(guī)金融借貸對消費的影響更為明顯。這符合正規(guī)金融借貸的形成受法律保護，而以親戚朋友借款為代表的非正規(guī)金融借貸形成更多依賴于彼此間的信任及私人網(wǎng)絡關系，因此非正規(guī)金融借貸對農戶消費產生更為顯著的正向促進作用，且金融借貸對高端消費的影響更為明顯。因此，本文得出結論：農戶社會資本積累及金融借貸的形成不僅能夠對其整體消費水平產生顯著促進作用，亦能對各消費成分起到助推效用，且對不同消費成分的助推效用存在差異，社會資本與金融借貸促進教育、醫(yī)療等中高端消費效用高于對食品、衣服等低端消費，這有助于實現(xiàn)農戶消費結構升級，通過引導農戶消費向中高端消費轉化改善農戶消費質量。

表14 社會資本及金融借貸對分類消費回歸結果一

表15 社會資本及金融借貸對分類消費回歸結果二

五、結論與啟示

本文以2015—2020年新疆農村住戶調查數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)：社會資本與金融借貸對農戶消費起到顯著正向作用，且能夠有效提升家庭消費率，但其邊際效應呈下降趨勢。進一步分析發(fā)現(xiàn)：社會資本及金融借貸對各消費成分助推效應存在差異，對農戶中高端消費促進效應高于低端消費，有助于實現(xiàn)消費結構升級，提高農戶消費質量。機制分析表明社會資本通過強化正式、非正式金融借貸進而提升消費水平，其中對非正式金融借貸路徑更為顯著。

因此，政府可以通過一系列舉措強化個體社會資本積累與金融借貸水平，為社會整體經(jīng)濟發(fā)展保駕護航。具體而言，政府可以從六個方面促進農戶消費水平提升、改善農戶消費質量：第一，推動農村民間社會組織的規(guī)范化發(fā)展，充分發(fā)揮其優(yōu)化社會服務、加強社會溝通等積極作用，倡導農戶積極參與民間組織，強化農戶間社會網(wǎng)絡互通，激發(fā)農戶消費潛力。第二，積極推進農業(yè)信息化建設，充分利用和整合涉農信息資源，強化面向農村的廣播電視、郵電通訊等信息服務，重點抓好“金農”工程和農業(yè)綜合信息服務平臺建設工程，以高水平社會資本助推農村消費經(jīng)濟。第三，大力發(fā)展農村金融，加快農村金融創(chuàng)新，有針對性地將對農戶社會資本的考察納入金融機構借貸之中，制定更加全面、合理和精準的農戶信貸配給機制，完善信息溝通機制，減少由于信息不對稱帶來的農戶流動性約束。第四，在保證風險控制的前提下，金融機構應降低農戶消費信貸的貸款門檻，為農戶消費性貸款的期限和利率方面提供優(yōu)惠。大力發(fā)展農戶消費信貸，鼓勵各類金融機構開發(fā)、設計具有農村特色、適合不同農戶消費特點的消費信貸產品。第五，政府應根據(jù)不同區(qū)域的消費特點制定相應的金融政策，由于我國西部地區(qū)農村居民收入和消費水平仍較低下，應尤其重視西部地區(qū)正規(guī)金融機構對農戶消費信貸資源的供給，著力提高西部地區(qū)農民消費能力和消費意愿，促進農村居民消費結構升級。第六，借助媒體引導社會輿論，宣揚“恪守誠信，遵守社會公德”等傳統(tǒng)美德，培養(yǎng)“互幫互助、禮尚往來”的和諧民風，鼓勵與號召農戶參與慈善事業(yè)，同時亦推動農戶間適度禮金往來等促進農戶消費水平。