农户家庭非农创业对农地转出的影响

徐晶，张正峰

（中国人民大学公共管理学院，北京 100872）

创业是推动国家经济转型、促进城乡融合发展的关键。十九大报告强调要支持和鼓励农民就业创业，进一步拓宽农户的增收渠道。由于创业可以通过促进技术进步、带动就业和增加社会流动性，推动经济长足发展[1]，因此农村创业已然成为推动乡村振兴战略发展的重要抓手。近年来，国家高度重视农村创业问题并出台了一系列鼓励政策，如2018年印发的《乡村振兴战略规划（2018—2022年）》和2019年发布的《关于促进乡村产业振兴的指导意见》均提出要积极推动农村一二三产业融合发展，激发农村创新创业活力，努力缩小城乡收入差距。随着我国农村“双创”工作的稳步推进，当前非农创业已经成为许多农村劳动力转移就业的重要方向，农村自主创业劳动力数量始终占到非农劳动力总数的近20%[2]。农村非农创业的稳步发展在促进地区产业升级，提高农户家庭生活水平的同时，也可能会因农业劳动力要素配置失衡和非农收入增加削弱农业生计依赖，从而对农村家庭土地资源的配置与利用产生影响[3]。此外，当前我国土地流转仍然处于相对迟滞的发展状态，小农生产经营模式仍居于主流地位，农村劳动力的大量外流并未如预期一样加速小农经营格局的瓦解，劳动力非农转移对土地流转的作用机制尚未有定论。因此，从非农创业这一新的视角研究其对土地转出的影响具有重要的意义。

随着农村地区社会经济的转型发展，农村创业活动的培育和土地流转的发展引发了学术界的关注。创业可以通过增加劳动力就业、推动知识应用和增强服务创新，从而提高农村家庭的平均财富，推动区域经济增长[4]；而以草根创业为主要特征的农民创业可以通过内在推动贫困人群行为与态度从被动转变为主动从而实现减贫[5]。此外，部分学者还从教育[6]和金融信贷[7-8]等视角讨论了相关因素对农村创业行为和创业收益的影响。关于土地流转影响因素的研究，学者们已经从多元化的视角进行了分析。基于农地产权制度的改革发展，程令国等[9]研究发现农地确权不仅降低了流转交易成本，显著提高农户参与流转可能性，同时还增强了农地产权强度，提高了土地内在价值。从农户家庭决策角度，钱忠好[10]提出由于家庭内部分工和农户经营兼业化的出现，非农就业并不必然导致土地流转。从社会网络角度，钱龙和钱文荣[11]研究发现社会资本对土地转出或转入未产生直接显著影响，但会通过促进非农就业正向影响土地转出，且劳动力禀赋和农业机械也发挥了重要作用，李华等[12]通过研究发现关系网络中的强连接网络和弱连接网络对农地流转均有显著正向影响。杨子等[13]通过探讨农业机械与土地规模经营的关系，发现农业机械的使用对土地转入有显著正向影响。Qian等[14]提出开放程度高的小农户会更积极地参与农地流转。洪名勇等[15]从空间依赖性视角分析了农地流转的影响因素。此外，部分国内外学者还对农地流转与合约匹配[16]、农业生产效率[17]和化肥使用[18]的关系等不同主题进行了深入的探究。

尽管学者们已经围绕着农村创业和农地流转两个主题进行了一系列讨论分析，但是大多都是单独针对其中一个主题所开展的研究，目前仍鲜有研究关注农村非农创业与农地流转两者之间的关系。随着农村地区创业活动的稳步发展，劳动力非农创业已然成为影响农村土地要素流动的重要因素，是助推土地流转发展进程的重要举措，因此有必要针对非农创业对农地转出的影响和作用机制进行深入的研究。此外，以往研究通常将农户作为一个同质群体进行分析，忽视了农户群体分化的组群差异和影响效应的异质性。基于此，本文利用2015年中国家庭金融调查（CHFS）的全国性微观农户数据，采用二元Probit模型和Tobit模型分析农户家庭非农创业与农地转出的关系，运用中介效应模型探讨非农创业在农地转出过程中所发挥的作用，同时从农户群体分化视角探讨非农创业对农地转出影响的异质性，以期为促进农村地区非农创业和土地流转发展、深化实施乡村振兴战略提供决策参考。

1 理论分析与研究假说

1.1 农户非农创业与农地转出的关系

农村创业活动是农村劳动力市场发育的重要组成部分，自主创业的劳动参与形式在农户家庭生计策略选择中发挥着越来越重要的作用[19]。农村劳动力的非农转移通过整合家庭生产要素和配置生产资源，直接影响了农户传统的小农生产经营模式，推动了农村土地流转的发展进程[20]。可见，非农创业主要通过家庭劳动力要素配置、收入结构调整和生计思维转变三个方面影响农户家庭的农地转出。

1）家庭劳动力要素配置。家庭劳动力转移到非农部门开展创业活动直接导致了家庭农业劳动力，特别是青壮年农业劳动力供给数量的显著减少，降低了家庭在农业生产中的劳动力要素投入[21]，从而导致农户家庭劳动力要素与土地要素匹配出现失衡。同时，尽管农业机械的发展在一定程度上可以部分抵消劳动力要素减少对农业生产的冲击，但是与务工相比，创业活动往往需要家庭劳动力投入更多的时间和精力，且细碎化的家庭承包耕地会影响机械的利用效率[22]，降低了劳动力参与兼业经营的可能，从而促进了农地的转出。

2）家庭收入结构调整。由于非农业部门与农业部门之间收入的差异，大量农村劳动力的非农转移其实是家庭为追求更高的收入而采取的劳动力配置决策[23]，自主创业拓展了农户的收入来源，改变了家庭原有的单一收入结构，为农户带来了可观的非农经济收益。创业通过改善个人的经济和非经济福利，可以对贫困者的生活水平产生积极影响[24]。同时，由于创业与收入往往存在显著的正相关关 系[25]，相对较高的创业收入增强了家庭非农收入对农业收入的替代作用[26]，提高了传统农业生产的机会成本，削弱了家庭生计对农业生产的依赖，降低了农户的农业生产积极性，从而促进了家庭农地的转出行为和转出规模。

3）生计思维转变。创业活动通过增强农村劳动力与外界的交流沟通，提高了农户对新事物的接受程度，开拓了农户家庭的生计视野，改变了农户传统重地重农的小农思维，提高了农户家庭生计选择的丰富度，从而促进了农地的转出。

综合以上分析，本文认为非农创业对家庭农地转出行为具有显著的正向影响，对农地转出规模同样具有显著的正向影响。

1.2 家庭保险的中介作用

土地作为农户家庭基本的生产资料和生存基础，具有维护社会公平、保证生产效率的重要作用。当外在保障体系缺失时，农村土地通过发挥稳定的经济功能和保障功能，成为农村家庭生存养老的基本支撑[27]。随着城镇化和工业化的快速发展，农村土地在农户家庭生产生活中的功能发生了较大的变化。一方面，农村劳动力的大量外流和非农就业转型弱化了农村土地和农业生产在维持农户家庭生计中的作用，土地的经济功能被逐步削弱，土地流转和农业规模经营被赋予了重要期望[28]。另一方面，由于小农的决策基础是生存伦理而非完全的经济理性[29]，当外在制度性保障缺失的情况下，农村土地仍然发挥着重要的保障功能，这导致许多农户即使已经实现了劳动力就业向非农部门的转移，但仍会坚持保有土地作为稳定就业和未来养老的保障。因此，土地的保障功能被认为在一定程度上抑制了土地要素的流动[30]。

近年来，农村社会保障制度的建立和商业保险行业的发展推动了家庭外在保障体系的完善，保障体系的多元化选择弱化了农村土地的保障功能，家庭生存保障开始呈现出由土地保障向社会保险等外在保障过渡的发展趋势[31]。由于社会保险和商业保险需要参保家庭在享受保障之前提前缴纳参保费用，因此保险的参与存在着一定的经济门槛，农户对外在保障的有效需求和保险费用承受能力会受到家庭收入的极大限制[32]。随着农户非农创业活动的不断发展，农户家庭的生存环境和观念更加开放，保障方式的选择余地变大。同时，非农创业收入的大幅增加提高了家庭对于未来保障的期望和要求，增强了农户参与和购买多元化家庭保险的意愿和能力[33]。社会保险和商业保险的参与不仅给老年人提供了较为稳定的收入，同时提高了农户家庭未来的生存养老保障预期[30]，从而通过降低农户家庭对土地保障功能的依赖程度，促进农村土地的转出。

基于此，本文认为非农创业通过家庭保险这一中介变量，正向促进了农户的农地转出行为，对农地转出规模同样具有正向促进作用。

综上所述，非农创业对农户家庭农地转出的影响机制可用图1表示。

2 研究方法

2.1 数据来源

本文使用的数据来自于西南财经大学2015年中国家庭金融调查（China Household Finance Survey， CHFS）微观农户调查数据，调查地区共涉及29个省级单位（未包括新疆、西藏和港澳台地区），样本具有较好的代表性。该数据库涵盖了个体和农户家庭较为全面的微观信息，为本文提供了可靠的数据支持。由于本文主要研究农户家庭的农地流转情况，因此保留了样本中拥有承包耕地的农户家庭，同时根据家庭编码将个人信息库与家庭信息库相匹配，提取了农户家庭成员的相关信息，通过筛选并剔除部分缺失值，最终共获得有效样本13 924个。

2.2 变量定义

1）被解释变量。本文将农地转出设定为被解释变量，包含转出行为和转出规模两个测度项。其中，转出行为为二值虚拟变量，具体由“家庭是否转出农地”的回答来判断。由于农户转出土地的面积会受限于家庭本身所承包的土地面积，单纯使用土地转出面积计算无法较好衡量样本农户整体的农地流转水平和家庭生计情况。因此，参考钱龙和钱文荣[11]、李华等[12]的研究，转出规模根据家庭转出农地面积占家庭承包地总面积的比例计算所得（表1）。

表1 变量说明与描述性统计Table 1 Variable description and descriptive statistics

2）核心解释变量。本文将家庭非农创业设定为核心解释变量。非农创业主要表现为农户家庭是否开展非农创业的情况，包括个体小手工业经营和企业经营。具体由“当前您家是否从事工商业生产经营项目”这一问题的回答作为核心解释变量的测度项，如果农户回答“是”，则认为家庭开展了非农创业；否则，认为家庭没有开展非农创业。

3）工具变量。本文选取家庭风险偏好作为工具变量。从理论上看，风险偏好对创业行为的影响已被不同研究所证实[34-35]。风险偏好可以决定个体面对不确定情况时的预期和效用评价，从而影响个体的行为选择。同时，成年人在风险偏好等基本方面的性格差异相对稳定[36]。由于创业活动的开展需要面临高投入和诸多不确定性，是具有较高风险的经济行为，因此越偏好风险的个体越可能开展创业活动[35]。尽管家庭风险偏好会影响到农户家庭的创业活动，但是对于家庭的农地转出是相对外生的，故而符合工具变量的选择条件。家庭风险偏好指标的赋值范围为1～5，其中风险偏好度越高赋值越高。

4）中介变量。本文将家庭保险设定为中介变 量，主要表现为农户家庭参与保险的情况，具体由家庭是否拥有社会保险或商业保险的回答来测度。

5）控制变量。本文参照李华等[12]、杨子等[13]、钱龙等[37]和阿布都热合曼等[38]的研究，引入了家庭人口数、年龄、文化程度、健康状况、务工比例、农机租赁、自有农机价值、农业补贴、农业雇工、家庭承包地面积、农地确权、征地经历和社会资本作为控制变量，同时考虑到区域间在经济、社会和文化习惯等方面存在的差异可能会产生影响，本文还控制了东中西部地区虚拟变量。

变量说明和描述性统计结果见表1。

2.3 模型设定

由于本文主要考察非农创业对农户家庭的农地转出行为和转出规模的影响，因此基准模型设定为：

其中，LT为农地转出，NAE为非农创业，Ci为控制变量，a0为常数，β和δ为待估系数，ε为随机扰动项。

此外，基于理论分析，非农创业会通过家庭保险这一中介因素对农地转出产生影响。为检验家庭保险的中介效应是否存在，本文参考温忠麟和叶宝娟[39]关于中介效应模型的相关研究，构建中介效应检验模型为：

其中，LT为农地转出，包括转出行为或转出规模；NAE为非农创业；INS为中介变量家庭保险；Ci为影响农地转出的控制变量；b0、c0、d0均为常数项，γ、η、λ、μ、σ、ζ、ω为待估系数，ε为随机扰动项。

中介效应模型的分析思路如下：首先检验方程（2）的系数γ是否显著，判断是否按照中介效应立论；其次检验方程（3）的系数λ和方程（4）中的系数ζ的显著性，判断是否利用Bootstrap法进行检验；然后检验方程（4）中系数σ显著性，判断是否存在直接效应；最后比较λ×ζ和σ的符号，若同号则属于部分中介效应。

3 结果与分析

3.1 农户非农创业与农地转出分析

统计结果显示，在所有的样本农户中，开展非农创业活动的农户家庭比例为14.6%（表1），农村地区总体的创业参与率较低。由于财富作为创业的重要基础，在推动潜在创业者突破资金壁垒和增强抵御风险能力等方面具有重要的影响[40]，因此农户在做出创业决策前通常会慎重依据家庭经济情况。当前，农村地区经济发展的总体水平相对较低，农村居民家庭的经济基础和抗风险能力较弱，因而在一定程度上限制了农户开展创业活动。此外，创业活动对于劳动力素质与能力具有较高的要求。从样本的个体特征来看，样本农户家庭成员平均年龄大约为43岁，家庭整体的年龄结构偏大；成员平均文化水平处于小学水平，总体受教育程度偏低；成员的平均健康情况仅处于中等水平。因此，农村地区较低的劳动力素质可能是导致农户家庭创业参与率低的原因。

从农地转出情况来看，样本农户参与农地转出行为的总体比例大约为17.4%，而家庭承包地转出规模的平均比重仅为14.4%（表1），样本农户转出行为和转出规模的总体参与率均不高。当前，农村家庭劳动力已经出现了向非农部门转移的趋势，农户非农创业收入的增加可以降低家庭对土地和农业生产的依赖，从而促使农户转出土地。但是，农村劳动力素质的限制和农业机械等要素的发展可能成为抑制农地转出的原因。从统计结果来看，农户家庭使用农业机械的现象较为普遍，其中样本农户家庭的农机租赁率达到了32.0%；同时，样本农户中还有7.0%的家庭通过雇佣他人弥补家庭农业劳动力的不足（表1）。此外，农业补贴较高的普及度可能会激励农户家庭开展农业生产。总的来说，当前农地流转仍处于相对迟滞的发展状态，与农地规模化经营的发展目标相比，农地流转的发展仍然有较大的提升空间。因此，如何通过鼓励非农创业削弱农户家庭对土地保障功能的依赖，促使农户积极参与农地转出是需要考虑的关键问题。

3.2 非农创业对农地转出的影响分析

采用二元Probit模型对农户的农地转出行为进行回归分析，同时采用Tobit模型对农地转出规模进行回归估计。结果显示，非农创业对农户的农地转出行为和转出规模产生了正向显著影响（表2），这表明农户家庭非农创业促进了农地转出行为和转出规模。边际效应结果显示，非农创业使得农户参与土地转出的可能性具体提高了8.3%，非农创业会导致农户土地转出规模增加5.6%。主要原因是，家庭非农创业的开展需要高质量人力资本的投入，这直接导致了农户家庭核心劳动力对农业经营投入的减少。从表1统计结果来看，样本农户家庭的平均年龄大约为43岁，成员平均文化水平处于小学水平，整体受教育程度偏低，这表明农户家庭中高质量劳动力的数量较为有限。非农创业通过长期消耗家庭有限的高质量劳动力，削弱了农户家庭的农业生产能力和兼业经营能力，从而促使农户家庭倾向于转出农地，这与前文的理论假设一致。同时，非农创业所带来的较高收入降低了农业生产对家庭生计的保障作用，从而影响了农户的农业生产积极性。由于当前小农经营所创造的收入较为有限，大量的农业劳动力向收入较高的非农部门转移，完全依赖传统农业生产的家庭生计模式已经出现改变，创业通过较高的非农收入对家庭传统农业生产发挥了显著的替代作用，从而促使土地的生计保障功能不断降低。此外，创业活动的开展使得家庭生计选择日趋多元化，农户传统的小农思维发生了转变，固守土地的思想得到了解放。因此，家庭的非农创业推动了农户转出土地的行为和规模。

表2 非农创业对农地转出的影响Table 2 Impacts of non-agricultural entrepreneurship on farmland transfer-out

从控制变量来看，家庭成员的平均年龄、文化程度和务工比例均在1%的显著性水平上分别对农地转出行为和转出规模产生了正向显著影响，农地确权在5%的显著性水平上分别促进了农地转出行为和转出规模。其中，平均年龄越大的农户家庭由于其劳动力的生产能力降低，越倾向于将农地转出；而文化程度高的农户家庭，在非农就业和获取农地流转相关信息方面具有明显的优势，参与农地转出的可能性和积极性越高；家庭中从事非农务工的劳动力越多，对于农业生产的劳动力投入会越少，同时对于农业收入的依赖会越小，从而促使农户将农地转出；农地产权的完整、稳定与安全有利于提高农户参与农地转出的积极性。农机租赁、农机自有和农业补贴均在1%的显著性水平上分别对农地转出行为和转出规模产生了负向显著影响，其中农业机械的拥有量和农业机械社会化服务的不断发展推动了机械等先进生产工具在农业生产中的普及，并在一定程度上替代了劳动力的流失，从而抑制了农地转出；而农业补贴的获得通过激励农户的生产积极性，从而抑制了农地转出。家庭人口数分别在5%和1%的显著性水平上负向影响了转出行为和转出规模，而农业雇工仅在5%的显著性水平上负向影响了转出规模，对转出行为未产生显著影响，这表明相比于对转出行为，劳动力要素的变化对于农地转出规模的影响要更为显著。

3.3 稳健性检验

1）替代变量回归。为检验基准回归结果的稳健性，本文采用“家庭参与非农创业的人数比例”作为非农创业的替代变量再次进行回归分析。结果显示，替代变量的回归结果与基准回归结果相比，非农创业对于农地转出行为和转出规模影响的显著性水平和作用方向均保持一致（表3），结果是稳健可信的。

2）工具变量回归。为解决非农创业与农地转出之间可能存在的反向因果等内生性问题，减少估计偏差，本文使用IV-Probit模型和IV-Tobit模型分别对转出行为和转出规模进行了检验分析。弱工具变量检验结果显示，F统计量均大于10，P值均显著小于0.01，且最小特征值统计量均大于10%偏误下的临界值16.38[41]，这表明工具变量具有较好的解释力，不存在弱工具变量的问题。同时，内生性检验显著拒绝了非农创业不存在内生性的假设，由此认为工具变量的引入是必要的。在纠正内生性后非农创业仍然显著正向促进了农地转出行为和转出规模（表3），这说明非农创业的基准回归所得出的结论是稳健可信的。

表3 稳健性检验回归结果Table 3 Robustness test regression results

表4 样本分组回归结果Table 4 Sample grouping regression results

3.4 异质性分析

为分析非农创业对不同类型农户农地转出影响的异质性。基于我国《老年人权益保障法》对老年人的界定标准，本文根据户主年龄是否大于等于60岁，将农户样本划分为老年农户组和青壮年农户组两类，并分别对两种类型的农户样本进行回归分析。结果表明，非农创业在1%的显著性水平上正向促进了青壮年农户的农地转出行为，对于老年农户转出行为正向影响的显著性水平为10%；非农创业在1%的显著性水平上正向影响了青壮年农户的农地转出规模，在5%的显著性水平上促进了老年农户的农地转出规模（表4）。同时，为检验非农创业在不同年龄组别之间的影响差异，本文借鉴连玉君和廖俊平[42]的研究，基于似无相关模型SUR的检验方法对老年农户组和青壮年农户组进行组间系数差异检验。在转出行为和转出规模中，非农创业的系数在两组之间均存在显著差异，对应的P值均显著小于0.01。检验结果表明，无论是农地转出行为还是转出规模，非农创业在青壮年农户样本中的正向影响强度都要显著高于老年农户样本。

由于创业本身对于农户的经济基础、社会资源和文化技能等多方面都具有一定的要求，且较大投入的创业活动还带有较高的市场风险和自然环境风险，因此不同类型的农户在生计选择和创业能力等方面存在明显的差异性。老年农户受到自身资源禀赋、风险偏好和文化技能等多种因素的影响，就业更偏向于保守稳定的类型；同时，现期的养老需求导致老年农户对于农业生产和土地保障功能的依赖性更强。与老年农户相比，年轻农户在劳动力就业具有更为明显的优势，基础教育水平的提升和互联网的普及使得年轻农户更容易接受新事物，从事创业等非农工作的意愿和能力更强。此外，由于当前农业生产成本不断提升，农业收益普遍低于非农部门收入，导致近些年农村地区年轻劳动力“离农”现象较为普遍，对于土地保障功能的依赖性减弱。因此，非农创业对老年农户和青壮年农户农地转出的影响具有显著的异质性。

3.5 家庭保险的中介效应分析

根据理论分析，非农创业农户通过参与和购买多元化的家庭保险，提高了家庭生存养老的保障预期，使得家庭摆脱传统农业生计约束，削弱了对农业生产和农村土地保障功能的依赖程度，从而推动农地的转出。同时，为分析非农创业对于农地转出的作用机制，本文运用中介效应模型检验家庭保险的中介作用是否存在。

模型结果显示，非农创业对农地转出行为的影响系数为0.369，对转出规模的影响系数为0.085，均在1%的水平上显著（表5）。非农创业在1%的显著性水平上对家庭参保发挥了正向显著影响，这说明非农创业促进了农户家庭参与和购买保险。在引入中介变量家庭保险以后，非农创业仍然在1%的显著性水平上分别对农地转出行为和转出规模发挥了正向促进作用，同时家庭保险分别在5%和1%的显著性水平上正向影响了转出行为和转出规模。这说明家庭保险在非农创业对农地转出的影响过程中发挥了部分中介效应。这一结果证实了非农创业通过促进家庭参与保险，正向影响农户的农地转出行为和转出规模这一作用机制是成立的。

表5 作用机制检验Table 5 Mechanism test

4 结论与政策启示

4.1 结论

在乡村振兴战略实施的背景下，农村经济发展逐渐显现出新特征和新趋势。随着农村“双创”工作的不断推进，创业活动在增加农村社会流动和促进地区经济转型过程中日益发挥出重要作用。研究表明，非农创业对农户的农地转出行为和转出规模均产生了显著的正向影响，非农创业直接推动了农户家庭的土地转出行为和规模，有利于农村土地要素的流动。在不同类型的农户中，非农创业对农地转出行为和转出规模的影响均具有明显的异质性，其中非农创业在青壮年农户中的影响强度要显著高于老年农户，这一定程度上体现了青壮年农户和老年农户的发展特点和差异性，因此可以对更具有创新创业能力的青壮年农户提供创业政策扶持，从而推动农村土地的流转。

此外，在中介效应分析中发现，家庭保险参与在非农创业对农地转出的影响过程中发挥了部分中介效应，这反映出提高农户的保险参与是农户家庭摆脱土地约束的一条重要途径，应进一步优化完善农村保障制度，引导农户积极参保，降低家庭对传统农业生产和农村土地保障功能的依赖程度，推动农地转出行为和规模。

4.2 政策启示

1）要结合地区发展特征和农户家庭情况，有序推动农业劳动力向非农部门转移。加强对农村劳动力的非农就业技能培训，为相关农户提供政策、资金等多方面的扶持，鼓励有意愿、有条件的农户开展创业活动。通过创业转变农户家庭的传统生计模式，不断提高农户家庭的收入水平，削弱家庭生计对传统农业生产的依赖，进一步促进农村土地要素的流动。

2）要基于不同类型农户的禀赋优势和发展特征，有针对性的进行政策扶持和就业引导。鼓励和帮扶有条件的青壮年农户积极参与非农创业，释放剩余劳动力和土地；针对老年农户则应不断完善养老等基本生活保障，通过降低土地的保障功能推动土地流转。在尊重农户意愿的基础上，采用差异化的措施鼓励不同类型农户参与土地流转，提高土地等农业资源的配置和使用效率。

3）要优化完善农村保障制度，提高农户家庭的保险参与率。一方面，要继续健全农村社会保障制度，通过政策支持减轻农户参保缴费负担，并提高农村保险的保障水平；同时，推动商业保险体系的不断发展，丰富农户的参保选择。另一方面，要加大农村养老医疗保险制度的宣传力度，采用多元化的方式加强农户对农村社会保障制度优势的了解，培育农户的参保意识，提高农户家庭的保险参与率，通过强化农村保险制度削弱土地保障功能，促进农村土地资源的优化配置。

致谢：感谢西南财经大学主持的“中国家庭金融调查”项目为本文提供了数据支持。