杜江 方敏

摘要：自黨的十九大以來，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略一直被視為促進農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要戰(zhàn)略。農(nóng)民是“三農(nóng)”問題的核心，解決農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展問題不僅是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重點，也是實現(xiàn)全面建成小康社會的重要一環(huán)。筆者在總結(jié)已有研究結(jié)果的基礎(chǔ)上，基于2000—2017年我國31個省份（港、澳、臺除外）的面板數(shù)據(jù)，選取了可能影響農(nóng)村居民消費支出的12個因素，運用固定效應(yīng)模型對我國農(nóng)村居民消費支出的影響因素進行實證研究，結(jié)果表明，農(nóng)村居民收入和農(nóng)村居民食品性消費支出是影響其消費支出水平最重要的因素。鄉(xiāng)村振興背景下，加強農(nóng)村通信等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，助推農(nóng)村居民互聯(lián)網(wǎng)意識提升，促進傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向“互聯(lián)網(wǎng)+”農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型，將有助于實現(xiàn)農(nóng)村居民收入與消費支出水平的提升，推動農(nóng)村消費市場的發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型發(fā)展。

關(guān)鍵詞：鄉(xiāng)村振興;農(nóng)村居民;消費支出;面板數(shù)據(jù);固定效應(yīng)模型

中圖分類號： F323.8文獻標(biāo)志碼： A

文章編號：1002-1302（2021）08-0022-09

收稿日期：2020-07-29

基金項目：湖北省教育廳哲學(xué)社會科學(xué)研究重大項目（編號：16ZD027）;國家自然科學(xué)基金青年基金（編號：71403199）。

作者簡介：杜 江（1979—），男，湖北武漢人，博士，教授，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策、資源與環(huán)境經(jīng)濟研究。E-mail：dirk1979@163.com。

通信作者：方 敏，碩士研究生，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟理論與政策研究。E-mail：1281441264@qq.com。

2004—2019年，中央一號文件已連續(xù)16年將焦點放在“三農(nóng)”問題上，堅持優(yōu)先發(fā)展農(nóng)業(yè)、農(nóng)村，以農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為重要任務(wù)。近年來，“三農(nóng)”問題無論是在經(jīng)濟社會發(fā)展中還是在學(xué)術(shù)研究領(lǐng)域的熱度都居高不下。當(dāng)前，我國正處于全面建成小康社會的決勝階段，打贏脫貧攻堅戰(zhàn)是我國實現(xiàn)全面建成小康社會目標(biāo)的一項重要任務(wù)。而農(nóng)村居民的收入和消費水平與是否能夠順利實現(xiàn)我國農(nóng)村人口脫貧息息相關(guān)，也與我國能否贏得脫貧攻堅戰(zhàn)、實現(xiàn)全面建成小康社會息息相關(guān)。

居民消費作為推動國家經(jīng)濟發(fā)展的“三駕馬車”之一，是國民經(jīng)濟的重要組成部分。我國是一個傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)村是我國最大的也是最基礎(chǔ)的市場，截至2019年底，我國大陸總?cè)丝跒?40 005萬人，比2018年末增加467萬人，其中鄉(xiāng)村常住人口為55 162萬人，減少1 239萬人，占全國總?cè)丝诘?940%（數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站：https//data.stats.gov.cn/）。農(nóng)民作為我國消費群體中分量最重的一部分，其消費水平必然在我國的國民消費體系中發(fā)揮著不可忽視的作用。研究我國農(nóng)村居民收入與消費支出的影響因素，有助于更深入地了解我國農(nóng)村居民收入與消費支出的發(fā)展?fàn)顩r及潛在的問題，有針對性地提出對策建議以提高農(nóng)村居民的生活水平，促進我國國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和完善，提高我國整體國民經(jīng)濟水平，實現(xiàn)我國經(jīng)濟向好發(fā)展。如何提高農(nóng)民消費水平，優(yōu)化農(nóng)民消費結(jié)構(gòu)，挖掘農(nóng)民有效需求，擴大農(nóng)村消費市場，推動“互聯(lián)網(wǎng)+”時代下農(nóng)村經(jīng)濟的快速轉(zhuǎn)型發(fā)展，具有很強的現(xiàn)實意義。

1 研究現(xiàn)狀

目前，關(guān)于農(nóng)村居民收入與消費支出領(lǐng)域的研究在學(xué)術(shù)界熱度一直很高。眾多學(xué)者從不同角度研究了影響農(nóng)村居民收入、農(nóng)村居民消費支出的因素，也對農(nóng)村居民收入與農(nóng)村居民消費支出之間的關(guān)系進行了一系列研究，取得了豐碩的研究成果。

1.1 關(guān)于農(nóng)村居民收入影響因素

郭燕枝等主要運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗和典型相關(guān)分析方法，對影響我國農(nóng)村居民收入的重要相關(guān)關(guān)系變量進行篩選分析，得出統(tǒng)籌農(nóng)村勞動力市場、加大農(nóng)業(yè)投資和扶持力度、強化農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等都有利于促進農(nóng)村居民收入的提高[1]。夏林艷從鄉(xiāng)村振興的視角對我國中部地區(qū)農(nóng)村居民收入情況進行研究，通過對中部6個省農(nóng)村居民收入變化情況的描述及其與全國和東部地區(qū)的對比分析，得出中部地區(qū)農(nóng)民收入水平明顯落后于全國平均水平和東部地區(qū)水平，并針對中部地區(qū)實際情況從培育新型農(nóng)民、推進城鎮(zhèn)化建設(shè)和創(chuàng)造農(nóng)民增收環(huán)境等3個方面提出促進農(nóng)民增收的對策[2]。孫義婷等以山東省為例，運用ADF檢驗法、Johansen多重檢驗法和格蘭杰因果檢驗法對不同階段影響因素進行分析，得出不同影響因素在不同經(jīng)濟發(fā)展階段對農(nóng)村居民人均收入的影響程度及相關(guān)程度都存在差異[3]。王海平等以福建省為例，運用固定效應(yīng)模型進行實證分析，得出縣域產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、縣域經(jīng)濟發(fā)展水平和財政農(nóng)業(yè)支出等因素都會對農(nóng)村居民收入產(chǎn)生顯著的正向影響[4]。

1.2 關(guān)于農(nóng)村居民消費影響因素

曾國安等運用雙對數(shù)模型，采取協(xié)整分析方法對制約農(nóng)村居民消費的因素進行了分析，得出農(nóng)村居民消費可以對我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長產(chǎn)生較強的拉動作用，促進農(nóng)村居民消費應(yīng)當(dāng)從提高農(nóng)村居民收入穩(wěn)定性、完善社會保障制度、改善農(nóng)村消費市場環(huán)境等方面著手[5]。姜濤等通過建立多元線性回歸模型分別對農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村市場價格變動和農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的變化與農(nóng)村居民消費水平之間的相關(guān)關(guān)系進行了實證定量研究，結(jié)果證明3種因素對農(nóng)村居民消費水平的影響程度存在著很大差異[6]。宋少青在理論分析的基礎(chǔ)上，運用Eviews 5.0軟件建立多元線性回歸模型對農(nóng)村居民收費水平的影響因素進行了實證定量研究，得出農(nóng)村居民人均消費性支出與人均純收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、商品銷售價格指數(shù)等因素之間存在著十分密切的聯(lián)系[7]。婁靈以居民消費理論為依據(jù)，基于對我國農(nóng)村居民消費現(xiàn)狀的分析，構(gòu)建了我國農(nóng)村居民的消費模型，深入分析了農(nóng)村居民邊際消費傾向高而實際消費支出少的原因，從擴大農(nóng)民有效需求、凈化農(nóng)村消費環(huán)境、加強農(nóng)村社會保障和縮小城鄉(xiāng)差距等4個方面提出了有效建議[8]。韓振興等通過多元回歸分析，得出農(nóng)村居民人均純收入與農(nóng)村居民消費水平呈正相關(guān)，消費結(jié)構(gòu)的變化與農(nóng)村居民消費水平呈負相關(guān)[9]。栗小丹在理論分析的基礎(chǔ)上結(jié)合對比分析、實證數(shù)據(jù)分析等方法對我國農(nóng)村居民的消費現(xiàn)狀進行研究和分析，得出我國農(nóng)村居民消費總量不斷擴大，但與城鎮(zhèn)相比仍有很大差距，農(nóng)村居民消費潛力仍有待挖掘[10]。

1.3 關(guān)于農(nóng)村居民收入與消費支出關(guān)系

楊穎等在協(xié)整理論的基礎(chǔ)上以絕對收入假說為理論依據(jù)，建立了誤差修正模型，運用Engle-Granger 2步法等實證方法，對我國農(nóng)村居民的實際純收入與消費支出之間的關(guān)系做實證分析，得出我國農(nóng)村居民家庭的人均年消費和年收入之間存在協(xié)整關(guān)系，且農(nóng)民的邊際消費傾向比較高[11]。徐曙敏運用協(xié)整的方法構(gòu)建出誤差修正模型并進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，得出雖然農(nóng)村居民的人均消費支出和人均純收入的增長呈非平穩(wěn)狀態(tài)，但是從長期來看，二者之間存在著穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系，發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟是刺激農(nóng)民消費支出的核心[12]。成謝軍以江蘇省農(nóng)村居民人均消費與人均純收入年度數(shù)據(jù)為樣本，建立誤差修正模型并引入科伊克模型檢驗對樣本數(shù)據(jù)進行實證分析，得出江蘇省農(nóng)民的消費與收入之間存在著長期動態(tài)均衡關(guān)系，其消費不僅受當(dāng)期收入影響，還會受到前期消費水平的影響[13]。鐘學(xué)思等將廣西省14個地級市劃分為北部灣經(jīng)濟區(qū)、桂西資源富集區(qū)和西江經(jīng)濟帶，通過對面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗、協(xié)整分析以及回歸分析檢驗，得出廣西壯族自治區(qū)農(nóng)村居民的總收入與總支出具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，總體上處于穩(wěn)定的均衡狀態(tài)，北部灣地區(qū)農(nóng)民消費受收入波動影響較小，邊際消費傾向略低[14]。王丹通過建立Panel Data模型，分別從整體和區(qū)域2個角度分析了農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對其消費行為的影響，得出不同性質(zhì)的農(nóng)民收入對其消費支出的促進作用也有所不同，并且具有明顯的區(qū)域性差異[15]。

在借鑒和總結(jié)已有研究成果的基礎(chǔ)上，本研究主要選取2000—2017年我國31個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，分析我國農(nóng)村居民消費支出與收入的現(xiàn)狀，采用固定效應(yīng)模型對農(nóng)村居民消費支出與農(nóng)村居民收入、農(nóng)民消費恩格爾系數(shù)、農(nóng)民消費價格總指數(shù)、農(nóng)民消費傾向、第一產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、鄉(xiāng)村總?cè)丝凇⑥r(nóng)村商品零售價格總指數(shù)、農(nóng)業(yè)機械總動力、作物總播種面積以及糧食總產(chǎn)量等因素之間的關(guān)系進行實證研究，最終從鄉(xiāng)村振興背景和“互聯(lián)網(wǎng)+”時代下農(nóng)業(yè)農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展及農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)消費市場拓展與完善等角度對提高農(nóng)村居民收入與消費水平、實現(xiàn)農(nóng)村人口脫貧提出可行性對策。

2 我國農(nóng)村居民人均收入與消費支出現(xiàn)狀

據(jù)統(tǒng)計，2019年我國居民人均可支配收入為 30 733 元，扣除價格因素比上年實際增長5.8%;人均消費支出為21 559元，扣除價格因素比上年實際增長5.5%。其中，農(nóng)村居民人均可支配收入為 16 021 元，扣除價格因素比上年實際增長6.2%;農(nóng)村居民人均消費支出為13 328元，扣除價格因素比上年實際增長6.5%（數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站：https//data.stats.gov.cn/）。此外，2018年我國居民消費達到354 124.4億元，其中農(nóng)村居民消費為 77 208.5 億元，在全國居民消費中僅占比218%（數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站：https//data.stats.gov.cn/）?？梢姡r(nóng)村消費市場在我國整體消費市場中所占比重仍然較小，農(nóng)村市場的消費需求仍有待挖掘。反映了我國農(nóng)村居民消費的現(xiàn)狀，農(nóng)村居民消費支出數(shù)額在不斷提高，但整體消費水平仍較弱，農(nóng)村消費市場結(jié)構(gòu)仍存在不合理之處[16]。

從圖1可以看出，進入21世紀(jì)以來我國農(nóng)村居民收入與消費支出的變化情況，農(nóng)民人均純收入與消費支出在數(shù)額上逐年上漲，而且增長幅度也越來越大，人均消費支出從2000年的1 670.1元增長到2019年的13 328.0元，農(nóng)村居民消費支出水平明顯提升。2006年以后，農(nóng)村居民收入與消費支出的增長幅度都明顯增大，這與我國近年來出臺的一系列農(nóng)業(yè)發(fā)展政策有關(guān)。2006年，我國正式全面取消農(nóng)業(yè)稅，這一政策的實施不僅在一定程度上減輕了農(nóng)村居民的負擔(dān)，而且也提高了農(nóng)村居民的生產(chǎn)積極性。從數(shù)據(jù)上來看，農(nóng)村居民人均純收入確實出現(xiàn)了明顯的增長。農(nóng)村居民人均純收入的增長幅度變大也就意味著農(nóng)村居民的消費能力會隨之提高，即表現(xiàn)在農(nóng)村居民人均消費支出伴隨著收入的增加而增長。

3 數(shù)據(jù)來源與變量選取

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

樣本選取2000—2017年我國31個省份（港、澳、臺除外，下同）農(nóng)村居民人均消費支出、農(nóng)民人均純收入、農(nóng)民食品性消費支出、農(nóng)民消費價格總指數(shù)、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重、農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)等數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來自2001—2018年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)由整理計算后得出。整個實證分析過程主要依托于Excel和Stata 13軟件展開。

為消除通貨膨脹的影響，農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值選取的是以可比價格計算后的數(shù)值，農(nóng)民消費價格總指數(shù)和農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)選取的是以上一年為基期計算后的數(shù)值。

為了消除異方差的影響、提高數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，使實證結(jié)果更具準(zhǔn)確性，分別對變量農(nóng)村居民人均消費支出（Y）、農(nóng)民人均純收入（X）、農(nóng)民食品性消費支出（FC）、農(nóng)民消費水平（CL）、鄉(xiāng)村人口數(shù)（P）、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（V）、農(nóng)業(yè)機械總動力（AMP）、農(nóng)作物總播種面積（SA）、糧食總產(chǎn)量（GP）進行對數(shù)化處理。通過處理，各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

3.2 變量選取說明

3.2.1 被解釋變量

農(nóng)村居民人均消費支出指農(nóng)村居民在家庭日常生活中的全部消費支出，通常分為現(xiàn)金消費支出和實物消費支出。本研究選取2000—2017年全國31個地區(qū)農(nóng)村居民人均消費支出作為變量的衡量指標(biāo)。

3.2.2 核心解釋變量

本研究選取了全國31個地區(qū)2000—2017年農(nóng)村居民人均純收入作為反映農(nóng)村居民收入狀況的變量指標(biāo)。由于2013年之后國家不再公布居民人均純收入，而是以居民人均可支配收入作為衡量指標(biāo)。故本研究在選取農(nóng)村居民收入數(shù)據(jù)時，2013年之后的數(shù)據(jù)是用農(nóng)村居民人均可支配收入來反映農(nóng)村居民收入狀況。

農(nóng)村居民消費恩格爾系數(shù)（EC）。農(nóng)村居民消費恩格爾系數(shù)的計算公式為EC=農(nóng)村居民食品性消費支出（FC）農(nóng)村居民消費總支出（Cost）×100%。本研究選取2000—2017年全國31個地區(qū)農(nóng)村居民人均消費支出與農(nóng)村居民人均食品性消費支出，通過二者比值計算得出人均消費恩格爾系數(shù)作為衡量指標(biāo)。農(nóng)民在食品性消費的支出占消費總支出的比值越小，則恩格爾系數(shù)越低，表示農(nóng)民收入和總體生活消費水平越高，也反映出農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)越合理。

3.2.3 控制變量

筆者在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，遵循數(shù)據(jù)可獲取性和準(zhǔn)確性的原則，選取了可能影響農(nóng)村居民消費支出的5個因素作為控制變量（表2）。

此外，還選取了農(nóng)民食品性消費支出（FC）、農(nóng)民平均消費傾向（APC）、農(nóng)民消費水平（CL）、農(nóng)民邊際消費傾向（MPC）、農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)（PI）、第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重（X1）、鄉(xiāng)村人口數(shù)（P）等一系列影響因素作為控制變量。

經(jīng)查閱發(fā)現(xiàn)，2016年各地區(qū)農(nóng)作物總播種面積和糧食總產(chǎn)量的數(shù)據(jù)在《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》2018年和2017年2個版本中存在差異，本研究所選取的數(shù)據(jù)以《中國統(tǒng)計年鑒2018》為準(zhǔn)。此外，由于統(tǒng)計年鑒中缺乏北京市、天津市、上海市、重慶市等4個直轄市的農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)和農(nóng)村居民消費價格總指數(shù)的有效數(shù)據(jù)，所以在數(shù)據(jù)處理過程中對這4個地區(qū)的相關(guān)指標(biāo)采用全國平均水平的數(shù)值作為替代。

3.3 模型構(gòu)建

對相關(guān)變量進行對數(shù)化處理后，建立多元線性回歸模型，具體表達式如下：

lnYit=C+β1lnXit+β2ECit+∑31i=1αiln（control）+μt+εit。

式中：lnY是被解釋變量，表示農(nóng)村居民人均消費支出的對數(shù);lnX和EC為核心解釋變量，分別表示農(nóng)民人均純收入的對數(shù)和農(nóng)民消費的恩格爾系數(shù);control表示一系列控制變量構(gòu)成的向量;i表示各省 （市），t表示年份;β1、β2、αi為待定系數(shù);C為截距項;μt表示時間固定效應(yīng);εit為隨機擾動項。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 正態(tài)分布檢驗

為了驗證被解釋變量選取的合理性，在Stata 13中運用核密度估計（kernel density estimation）對被解釋變量進行正態(tài)分布檢驗，分析結(jié)果見圖2、圖3。

對比圖2、圖3可以看出，農(nóng)村居民人均消費支出的分布為非對稱分布，明顯與正態(tài)分布不符，稱為“向右偏”。而農(nóng)村居民人均消費支出對數(shù)的分布則基本接近正態(tài)分布，這個結(jié)果證實使用農(nóng)村居民人均消費支出的對數(shù)作為被解釋變量比直接使用農(nóng)村居民人均消費支出作為被解釋變量具有更強的合理性和實證意義。

4.2 Hausman檢驗

在Stata 13中對本研究所選用的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)進行檢驗，結(jié)果顯示所選數(shù)據(jù)樣本是一個平衡的短面板數(shù)據(jù)。選用面板數(shù)據(jù)進行實證研究時，通常要考慮是采用固定效應(yīng)模型（FE）還是隨機效應(yīng)模型（RE），所以本研究在進行實證分析時首先采用了Hausman檢驗對模型進行篩選以選擇恰當(dāng)?shù)膶嵶C分析方法。

在加入年度虛擬變量后，對所有年度虛擬變量的聯(lián)合顯著性進行檢驗，得到F值為2.60，P為0010 8，在5%的顯著性水平上拒絕無時間固定效應(yīng)的原假設(shè)，即認(rèn)為在模型中應(yīng)包括時間固定效應(yīng)。

Hausman檢驗的結(jié)果顯示，P為0.003 0，在1%的顯著性水平上強烈拒絕模型為隨機效應(yīng)的原假設(shè)，而且由于各省的農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平和農(nóng)民消費水平存在差異，可能存在不隨時間而變動的遺漏變量，因此，本研究采用固定效應(yīng)模型。

4.3 被解釋變量的時間趨勢圖顯示

為了解不同?。ㄊ校┺r(nóng)村居民消費支出對數(shù)隨時間的變化趨勢，在Stata中畫出31個省（市）的農(nóng)村居民消費支出對數(shù)時間趨勢（圖4）。

從圖4可知， 雖然不同?。ㄊ校┑霓r(nóng)村居民消費支出均隨著時間的推移而增長，但變化的趨勢與時機存在一定差異，這是因為各省（市）農(nóng)業(yè)規(guī)模、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等均有所不同。農(nóng)村居民消費支出的這些省際差異有助于我們分地區(qū)研究可能影響農(nóng)村居民消費支出的因素，為后續(xù)實證研究的開展指明了方向。

4.4 樣本回歸結(jié)果與分析

根據(jù)表3所示的總體樣本回歸結(jié)果，在控制住其他變量之后，農(nóng)村居民人均純收入（lnX）對農(nóng)村居民消費支出在1%的顯著性水平上具有正向影響效應(yīng)，固定效應(yīng)模型結(jié)果為0.706 00。說明農(nóng)民人均純收入每增加1%，其人均消費支出將增長07%。農(nóng)民人均消費的恩格爾系數(shù)（EC）對農(nóng)民消費支出在1%的顯著性水平上產(chǎn)生負向影響效應(yīng)，固定模型結(jié)果為-0.715 00。說明農(nóng)村居民人均消費恩格爾系數(shù)每提高1%，農(nóng)村居民消費支出可能會減少0.7%。農(nóng)村居民消費恩格爾系數(shù)提高說明農(nóng)村居民在食品方面的支出有所增加，也就意味著在總收入不變的情況下可用于其他方面的消費支出金額將會減少，表明農(nóng)村居民更注重解決溫飽問題而忽視了其他消費，整體生活質(zhì)量水平不高，這可能與農(nóng)村居民的消費觀念有關(guān)。恩格爾系數(shù)變

高會對農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生很大影響，這就要求必須改善農(nóng)村居民的消費觀念，調(diào)整農(nóng)村居民消費的結(jié)構(gòu)，完善農(nóng)村消費市場。不僅要實現(xiàn)農(nóng)村居民整體消費支出水平的提高，還要使農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)合理、促進農(nóng)村消費市場的良性循環(huán)。

此外，其他控制變量的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)村居民食品性消費支出（lnFC）、農(nóng)村居民平均消費傾向（APC）、第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重（X1）均在1%的顯著性水平上對農(nóng)民消費支出產(chǎn)生正向的影響效應(yīng)，固定效應(yīng)模型結(jié)果分別為0.304 00、0928 00、0.001 06。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重（X1）每增加1%，農(nóng)民消費支出僅增加0.001%，結(jié)果小到幾乎可以忽略不計。這反映出在當(dāng)前農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化高速發(fā)展、互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟迅速崛起的時代，農(nóng)村居民僅依靠第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)來增加收入與消費支出水平將難以實現(xiàn)。農(nóng)民邊際消費傾向（MPC）、農(nóng)業(yè)機械總動力（lnAMP）、農(nóng)作物總播種面積（lmSA）、糧食總產(chǎn)量（lnGP）均在5%的顯著性水平上對農(nóng)民消費支出產(chǎn)生影響，固定效應(yīng)模型結(jié)果分別為0.001 27、-0.014 00、-0.026 10、0029 20。其中，農(nóng)業(yè)機械總動力（lnAMP）和農(nóng)作物總播種面積（lnSA）對農(nóng)民消費支出的影響效應(yīng)為負向的，這說明雖然農(nóng)業(yè)機械化程度的提高和農(nóng)作物播種面積的擴大在一定程度上有助于農(nóng)村居民增收，進而實現(xiàn)消費支出水平的提高，但也可能會存在農(nóng)村居民增產(chǎn)不增收的問題，因為農(nóng)村居民依靠農(nóng)作物生產(chǎn)來提高收入與消費不僅僅與農(nóng)作物的播種面積和機械化程度有關(guān)，而且還會受到當(dāng)年農(nóng)作物產(chǎn)量和農(nóng)作物銷售價格以及政府政策等多方面因素的影響。鄉(xiāng)村人口總數(shù)（lnP）、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（lnV）、農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)（PI）和農(nóng)民消費價格總指數(shù)（CI）的固定效應(yīng)模型結(jié)果分別為 -0.006 72、-0.003 15、-0.000 47、0.000 15，數(shù)值很小且不顯著。說明鄉(xiāng)村人口總數(shù)（P）、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（V）、農(nóng)村商品零售價格總指數(shù)（PI）和農(nóng)民消費價格總指數(shù)（CI）這幾個因素單獨對農(nóng)村居民消費支出可能產(chǎn)生的影響很小，與其他因素的影響效應(yīng)相比，幾乎可以忽略不計。

4.5 變量Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗

Person相關(guān)系數(shù)檢驗是判斷2個變量之間相關(guān)性時使用最普遍的方法，其計算公式為ρ=Cov（X，Y）Var（X）Var（Y）。式中：Cov（X，Y）是變量X與Y的協(xié)方差;Var（X）是變量X的方差;Var（Y）是變量Y的方差。Person相關(guān)系數(shù)的絕對值越大，則代表這2個變量之間的相關(guān)性越強[17]（表4）。

為了進一步驗證數(shù)據(jù)模型的合理性和數(shù)據(jù)分析結(jié)果的準(zhǔn)確性，選取了農(nóng)民人均純收入（lnX）、農(nóng)民食品性消費支出（lnFC）、農(nóng)民人均消費的恩格爾系數(shù)（EC）、農(nóng)民平均消費傾向（APC）和農(nóng)民邊際消費傾向（MPC）等5個關(guān)鍵變量進行Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗[18]，檢驗結(jié)果見表5。

從表5可以看出，被解釋變量lnY與解釋變量lnX和lnFC的相關(guān)系數(shù)分別為0.982、0.972，相關(guān)程度很高，且在1%的水平上顯著，表明農(nóng)村居民收入和食品性消費支出的變化會對農(nóng)村居民總體消費支出產(chǎn)生明顯影響;與解釋變量EC的相關(guān)系數(shù)為-0.749，且在1%水平上顯著，表明農(nóng)村居民消費恩格爾系數(shù)提高時，農(nóng)村居民人均消費支出可能反而會減少。Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗的結(jié)果與“4.4”節(jié)中固定效應(yīng)模型檢驗的結(jié)果基本一致，驗證了數(shù)據(jù)分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。

4.6 加入年度虛擬變量

考慮到本研究選取的數(shù)據(jù)樣本為2000—2017年我國省域面板數(shù)據(jù)，其中涉及到2006年我國全面取消農(nóng)業(yè)稅等相關(guān)農(nóng)村稅制這一政策變化，因此，在模型中加入以2006年為節(jié)點的年度虛擬變量。

一直以來，各種農(nóng)業(yè)稅都是農(nóng)村居民的巨大負擔(dān)之一，嚴(yán)重影響了我國農(nóng)村居民的收入與消費支出水平，也是阻礙我國農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展的一個關(guān)鍵因素。進入21世紀(jì)以來，我國政府不斷加強在農(nóng)村稅制方面的探索與改革，到2006年國家正式全面取消農(nóng)業(yè)稅，這一重大政策變化在很大程度上減輕了我國農(nóng)村居民的負擔(dān)，在解決“三農(nóng)”問題的道路上前進了一大步。

在模型中引入年度虛擬變量time，2006年以前變量取值為0，2006年及以后變量取值為1。對虛擬變量time及其互動項進行聯(lián)合顯著性檢驗，P為0.001 3，即認(rèn)為農(nóng)村居民消費支出函數(shù)在2006年發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變動。在Stata 13中對加入年度虛擬變量后不同條件下被解釋變量lnY的統(tǒng)計特征進行分析，描述性統(tǒng)計結(jié)果見表6。

從表6可以看出，期望值E（lnY|time=0）=7.563 451，E（lnY|time=1）=8.640 989，得出農(nóng)村居民人均消費支出在2006年以前明顯低于2006年之后，驗證了全面取消農(nóng)業(yè)稅這一重大政策的出臺和實施給農(nóng)村居民收入與消費支出水平的提高帶來了顯著的正向影響效應(yīng)。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

由以上分析和建立的固定效應(yīng)模型可以得出以下結(jié)論，從我國31個?。ㄊ校┺r(nóng)村總體發(fā)展現(xiàn)狀來看，影響農(nóng)村居民消費水平的因素錯綜復(fù)雜。其中，農(nóng)村居民總體消費支出水平受農(nóng)村居民收入及農(nóng)村居民在食品方面消費支出的影響最為顯著。其次，國家關(guān)于“三農(nóng)”問題重要政策的出臺和實施也會對農(nóng)村居民收入與消費支出產(chǎn)生重要影響，農(nóng)村居民根據(jù)國家政策調(diào)整來優(yōu)化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以為提高農(nóng)村居民生活水平注入更多的活力。

5.2 建議

發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟，有效地促進農(nóng)村居民收入增長是提高農(nóng)村居民消費能力、助推農(nóng)村居民消費升級的核心。根據(jù)本研究結(jié)果，對鄉(xiāng)村振興背景下如何提高農(nóng)村居民消費水平、推動農(nóng)村消費市場發(fā)展，從政府和農(nóng)村居民2個角度提出如下可行性建議。

5.2.1 政府角度

在貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的大環(huán)境下，政府部門要著力解決農(nóng)村消費市場的突出問題，幫助推動農(nóng)民消費水平提升。針對不同區(qū)域發(fā)展現(xiàn)狀，提出針對性政策，因地制宜，在鄉(xiāng)村振興道路上堅定地走好每一步，為農(nóng)民實現(xiàn)收入增加、消費水平提升保駕護航，切實促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。主要可從以下幾個方面著手：

（1）本研究結(jié)果表明，第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重的增加僅在很微小的程度上對農(nóng)民收入與消費支出產(chǎn)生影響，表明必須要加強農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。因此，政府部門有必要加大在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方向的投資和支持力度，引進農(nóng)業(yè)關(guān)鍵核心技術(shù)，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，為農(nóng)產(chǎn)品保駕護航，為農(nóng)民實現(xiàn)增產(chǎn)增收拓寬渠道，進而促進農(nóng)民消費水平的提升。

（2）針對農(nóng)村消費市場存在的不完善之處，政府部門應(yīng)著力深化農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，完善農(nóng)村消費市場機制，優(yōu)化農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)農(nóng)村居民消費健康發(fā)展，進而保證農(nóng)村居民生活水平得到有效提升。

（3）加強在農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的投資力度，加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化建設(shè)步伐。當(dāng)前我國互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟發(fā)展迅速，而我國很多農(nóng)村地區(qū)還達不到互聯(lián)網(wǎng)全覆蓋，互聯(lián)網(wǎng)普及率與城市相比仍處于較低水平。因此，通過完善農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)寬帶等建設(shè)來提高農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率、給農(nóng)村居民創(chuàng)造學(xué)習(xí)互聯(lián)網(wǎng)知識和提升互聯(lián)網(wǎng)技能的條件、推動互聯(lián)網(wǎng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的結(jié)合是促進農(nóng)民消費水平提升的有利舉措之一，也是解決“三農(nóng)”問題的一項重要任務(wù)。

5.2.2 農(nóng)村居民角度

農(nóng)村居民是農(nóng)村社會活動的主體，要想提升農(nóng)村居民收入與消費支出水平，實現(xiàn)真正意義上的改善農(nóng)村居民生活，充分發(fā)揮農(nóng)村居民的主觀能動性是最必要也是最首要的條件。積極探索新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式、優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與現(xiàn)代化科技發(fā)展深入結(jié)合，將有助于實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增產(chǎn)、農(nóng)民增收的目標(biāo)。

其次，在互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟高速發(fā)展的今天，很多農(nóng)村地區(qū)的居民互聯(lián)網(wǎng)意識還相當(dāng)薄弱，不了解甚至不接受網(wǎng)購等形式的互聯(lián)網(wǎng)消費，這是當(dāng)前農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)消費市場發(fā)展的一個重要限制性因素。因此，農(nóng)村居民必須認(rèn)識到當(dāng)前消費市場發(fā)展的大環(huán)境，主動了解并接受新生事物，學(xué)習(xí)互聯(lián)網(wǎng)知識、提高互聯(lián)網(wǎng)意識、增強互聯(lián)網(wǎng)技能，從而將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的優(yōu)勢與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)有機結(jié)合，促進傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向“互聯(lián)網(wǎng)+”農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型，最終實現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型發(fā)展，帶動農(nóng)村居民收入與消費水平的提升。

5.3 不足與展望

受自身能力、數(shù)據(jù)獲取等主客觀因素的限制，難免存在不足及須要改進的地方?？偨Y(jié)本研究不足之處主要有以下2點：（1）筆者以全國為研究對象，由于數(shù)據(jù)上的局限性，沒能進行更深入的微觀分析。因此下一步可以具體將其分為東部、中部、西部地區(qū)，也可以具體選取各省典型地級市，更進一步采用微觀地理單元調(diào)研數(shù)據(jù)，以得到更為精確且有針對性的結(jié)論，并判別是否與本研究結(jié)論一致。

（2）關(guān)于影響因素分析部分，筆者根據(jù)已有研究成果只選擇了比較具有代表性的因素進行研究，難免存在遺漏之處。因此，后續(xù)研究可以納入更多的因素進行實證分析，以得出更加全面的結(jié)論。

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