楊立勛，邊 博

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，蘭州 730070)

中國農(nóng)村居民消費(fèi)階段性差異分析

楊立勛，邊 博

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，蘭州 730070)

文章利用H-P濾波將農(nóng)村居民人均消費(fèi)分為兩個(gè)階段，并通過構(gòu)建VAR模型對兩個(gè)階段中國居民消費(fèi)水平進(jìn)行實(shí)證分析，得出兩個(gè)階段農(nóng)村居民人均消費(fèi)、人均收入和財(cái)富對農(nóng)村居民人均消費(fèi)的不同影響，最后根據(jù)實(shí)證分析結(jié)論提出相應(yīng)建議。

農(nóng)村居民消費(fèi)；階段性差異；影響因素

0 引言

改革開放以來，隨著農(nóng)村土地承包責(zé)任制實(shí)施，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)快速發(fā)展，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，農(nóng)村金融體系不斷完善和發(fā)展，農(nóng)業(yè)稅改革、農(nóng)村社會保障體系建立，新農(nóng)村建設(shè)推進(jìn)以及城鄉(xiāng)一體化推進(jìn)，實(shí)現(xiàn)了農(nóng)村居民收入可持續(xù)增長。而隨著農(nóng)村居民收入增加，農(nóng)村居民家庭生活消費(fèi)平均每人生活消費(fèi)支出不斷提高。然而，由于我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展具有明顯階段性差異，因而導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)支出具有明顯階段性差異。而分析不同階段我國農(nóng)村居民消費(fèi)影響差異，對于我國制定進(jìn)一步提高農(nóng)村居民消費(fèi)相關(guān)政策具有現(xiàn)實(shí)意義。根據(jù)中國學(xué)者對消費(fèi)理論研究，農(nóng)村居民收入水平，教育和住房，社會保障和醫(yī)療等是影響中國農(nóng)村居民消費(fèi)的主要因素，但是已有的研究成果對我國農(nóng)村居民消費(fèi)階段性差異關(guān)注不夠。為此，本文在劃分我國農(nóng)村居民消費(fèi)階段的基礎(chǔ)上，對其影響差異進(jìn)行了系統(tǒng)分析。

1 農(nóng)村居民消費(fèi)階段劃分

H-P濾波是目前在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中被廣泛使用，用于獲取時(shí)間序列長期趨勢成分方法，該方法在Hodrick and Prescott(1980)分析戰(zhàn)后美國經(jīng)濟(jì)周期的論文中首次使用。利用H-P濾波方法可以將時(shí)間序列中的長期增長趨勢和短期波動(dòng)成份分離出來。本文正式采用這種方法獲取我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出的周期性變化。

通過H-P濾波方法，可以得到我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出的H-P濾波結(jié)果（如圖1），紅色曲線（trend）表示分解出來的長期趨勢序列，綠色曲線（cycle）表示分解出的循環(huán)變動(dòng)序列。在圖1，可以看到分解出來的序列比原序列光滑，呈現(xiàn)出明顯的長期上漲趨勢，并且隨著時(shí)間的推移，分解后的序列曲線的斜率也在不斷的變大，說明隨著時(shí)間的推移，我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出的增長速度逐漸變大。循環(huán)要素序列實(shí)際上表示圍繞長期趨勢曲線上下波動(dòng)的缺口序列，這一缺口序列正反映出我國農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出周期性變化。從1982～1996年呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，而從1997開始又再次出現(xiàn)了下降的趨勢，之后又上升。因此，本文依據(jù)1982～2010年農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出的變化趨勢對我國農(nóng)村居民消費(fèi)階段進(jìn)行劃分。

圖1 農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出的H-P濾波結(jié)果

1.1 通過提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格以及發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)提高農(nóng)村居民消費(fèi)階段：1982～1996年

從1982年開始，政府通過提高農(nóng)副產(chǎn)品收購價(jià)格，減輕部分地區(qū)的農(nóng)村稅負(fù)擔(dān)，之后又通過取消農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)一派購制度，放開農(nóng)副產(chǎn)品價(jià)格，相應(yīng)增加農(nóng)村居民的收入，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平。由于農(nóng)村居民增收手段單一，盡管從1982～1992年農(nóng)村居民消費(fèi)有所增長，但增速緩慢。從1992年，國家采取多元化的農(nóng)村居民增收措施，除提高糧食收購價(jià)格和經(jīng)濟(jì)作物的收購價(jià)格外，還大力發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè),鼓勵(lì)和引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力逐步向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移并在地區(qū)間有序流動(dòng)，農(nóng)村居民收入的到快速增加，從而使農(nóng)村居民的消費(fèi)進(jìn)入了一個(gè)新的增長階段。

1.2 通過放開農(nóng)產(chǎn)品銷售價(jià)格以及減免政策和保障制度的建立進(jìn)一步提升農(nóng)村居民消費(fèi)階段：1997～2010年

1997～1999年由于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)虧損不斷擴(kuò)大，虧損額增加，債務(wù)水平升高；農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格持續(xù)下跌，農(nóng)民收入增長幅度連續(xù)3年下降；受亞洲金融危機(jī)的影響，農(nóng)村勞動(dòng)力輸出受阻等因素的影響，農(nóng)村居民收入下降，進(jìn)而導(dǎo)致消費(fèi)下降。2001年國家開放糧食銷售區(qū)的收購市場，開放城市勞動(dòng)市場，提高農(nóng)民收入；從2004年，中央政府連續(xù)出臺的指導(dǎo)“三農(nóng)”工作的中央“一號文件”，有力地促進(jìn)了農(nóng)民增產(chǎn)；以建設(shè)社會主義新農(nóng)村為契機(jī)，政府也先后出臺了取消農(nóng)業(yè)稅，免除農(nóng)村義務(wù)教育階段學(xué)生學(xué)雜費(fèi)，建立新型合作醫(yī)療制度和醫(yī)療救助制度等一系列措施，農(nóng)民持續(xù)增收，消費(fèi)持續(xù)增長，尤其是從2004年以后農(nóng)村居民消費(fèi)得到快速增長。

2 不同階段農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出差異分析

2.1 變量選擇與數(shù)據(jù)來源

這一部分主要分析不同階段農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)支出（C）的影響因素。根據(jù)絕對收入假說、相對收入假說、生命周期假說等國外的消費(fèi)研究和李子奈等國內(nèi)的消費(fèi)研究，我們可知當(dāng)期的消費(fèi)水平不僅僅與當(dāng)期的收入有關(guān)，還有前期的收入、財(cái)富存量和前期的消費(fèi)水平有關(guān)。此外還受到價(jià)格指數(shù)的影響，所以選取變量如下：

（1）農(nóng)村居民家庭平均每人純收入（Y）。凱恩斯（1936）提出本期消費(fèi)支出是當(dāng)期實(shí)際收入的穩(wěn)定函數(shù)，之后J·杜森貝利（1949）提出了當(dāng)期的消費(fèi)不僅與當(dāng)期收入有關(guān)還與前期消費(fèi)有關(guān)。趙航、趙可心、李子奈（2000）通過建立一個(gè)多元回歸模型，結(jié)論表明影響農(nóng)村居民消費(fèi)的最主要因素是農(nóng)戶收入。

（2）農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量（CF）。這里主要指的是農(nóng)村居民的儲蓄，等于農(nóng)村居民年末人民幣儲蓄余額/農(nóng)村人口數(shù)。F·莫迪利安尼和R·布倫貝格（1954）指出理性的消費(fèi)者要根據(jù)一生的的收入來合理的安排自己的消費(fèi)與儲蓄，因此農(nóng)村居民的財(cái)富存量與消費(fèi)有一定的關(guān)系。

（3）農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（DEX）。農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)反映一定時(shí)期內(nèi)農(nóng)村居民家庭所購買的生活消費(fèi)品價(jià)格和服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格變動(dòng)趨勢和程度的相對數(shù)。該指數(shù)可以觀察農(nóng)村消費(fèi)品的零售價(jià)格和服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格變動(dòng)對農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出的影響，直接反映農(nóng)村居民生活水平的實(shí)際變化情況。

分別用lnC、lnY、lnCF、lnDEX表示自然對數(shù)的農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出、農(nóng)村居民家庭平均每人純收入、農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。以上所選指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源：農(nóng)村居民年末人民幣儲蓄余額數(shù)據(jù)取自于2010年的《中國金融年鑒》；農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出、農(nóng)村居民家庭平均每人純收入、農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、農(nóng)村居民人口數(shù)都取自于1985～2011年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2 模型構(gòu)建和含義

本文選用向量自回歸模型（VAR）分析農(nóng)村居民家庭平均每人生活消費(fèi)支出、農(nóng)村居民家庭平均每人純收入、農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量之間的關(guān)系。向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立的模型，VAR模型通過把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元的時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。其形式如下：

其中：yt是k維內(nèi)生變量向量，xt是d維外生變量向量，p是滯后階數(shù)，n是樣本個(gè)數(shù)。k×k維矩陣A1,…,AP和k×d維矩陣B是要被估計(jì)的系數(shù)矩陣，是k維擾動(dòng)向量。

2.3 VAR模型的估計(jì)

本文選用的內(nèi)生變量分別為lnC、lnY和lnCF為VAR的內(nèi)生變量。根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則取最小值并滿足數(shù)據(jù)的有效性的原則確定的模型的滯后階數(shù)為1，即VAR(1)。此分析中，將模型的滯后長度設(shè)為1，并引入lnDEX作為此VAR(1)的外生變量。利用EViews6.0軟件，分別得出兩階段的VAR（1）模型參數(shù)估計(jì)值、個(gè)方程檢驗(yàn)、整體檢驗(yàn)結(jié)果。通過輸出的結(jié)果可以看出，三個(gè)回歸函數(shù)的調(diào)整擬合優(yōu)度分別是：第一階段是0.9966、0.9967、0.9873；第二階段是0.9971、0.9991、0.9951，說明這三個(gè)回歸函數(shù)擬合效果好。將參數(shù)估計(jì)結(jié)果分別寫成矩陣形式，為：

其中（1）為第一階段的矩陣形式，（2）為第二階段的矩陣形式。

2.4 VAR模型的分析

2.4.1 VAR模型的滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)

對于滯后長度為p且有k個(gè)內(nèi)生變量的VAR模型，AR特征多項(xiàng)式有p×k個(gè)根。如果被估計(jì)的VAR模型所有根的倒數(shù)的模小于1，即在單位圓內(nèi)，則VAR模型是穩(wěn)定的，否則所得的VAR模型是無效的。利用EViews6.0軟件，得到表1的結(jié)論。

表1 AR特征多項(xiàng)式根

表1給出的是AR特征多項(xiàng)式的根的倒數(shù)（即Root），所估計(jì)出來的VAR模型有6個(gè)根，這些根的模都小于1，即沒有根位于單位圓外，說明所估計(jì)的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

分別對兩個(gè)階段的lnC關(guān)于lnY和lnCF進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。利用EViews6.0軟件，得到表2的結(jié)論。

表2 因果關(guān)系檢驗(yàn)表

由表2可以看出，模型（1）在臨界值為10%的情況下，內(nèi)生變量lnC對應(yīng)的方程中不能將變量lnY排除，即變量lnY是lnC的Granger原因；最后一行的數(shù)據(jù)結(jié)果表明，內(nèi)生變量lnC相對于lnY和lnCF滯后項(xiàng)顯著水平不明顯。模型（2）在臨界值為1%時(shí)，內(nèi)生變量lnC對應(yīng)的方程中不能將變量lnCF排除，即變量lnCF是lnC的Granger原因，但是lnY不是lnC的Granger原因，最后一行的數(shù)據(jù)結(jié)果表明，內(nèi)生變量lnC相對于lnY和lnCF滯后項(xiàng)在臨界值為1%時(shí)是聯(lián)合顯著的。通過表2可知，第一階段中收入和財(cái)富存量與消費(fèi)之間具有Granger因果關(guān)系，但是第二階段中只有財(cái)富存量和消費(fèi)之間具有Granger因果關(guān)系。

2.4.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)變量之間的一種長期的均衡關(guān)系，從檢驗(yàn)的對象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)——Johansen協(xié)整檢驗(yàn)；另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)——EG兩步法,本文采用的是Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。利用EViews6.0軟件，得出兩個(gè)階段中跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 跡（Trace）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

由表3跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果可知，兩階段第一列的中的“None”表示檢驗(yàn)原假設(shè)是“存在零個(gè)協(xié)整關(guān)系”，該假設(shè)下的跡統(tǒng)計(jì)量分別為95.26578，130.4713均大于1%的臨界值，拒絕原假設(shè)，表明兩個(gè)階段中l(wèi)nC、lnY、lnCF至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即兩階段中三個(gè)變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，其兩階段的協(xié)整方程分別為方程（3）、（4）：

其中μ?t是誤差修正項(xiàng)。根據(jù)上面的長期均衡方程，可以看出：兩個(gè)階段中l(wèi)nY和lnCF對lnC都有一定的作用。第一階段，lnY增加1%，lnC增加0.96%；lnCF增加1%，lnC增加0.50%。第二階段，lnY增加1%，lnC增加2.97%；lnCF增加1%，lnC減少0.60%。因此，兩個(gè)階段中l(wèi)nC、lnY、lnCF三個(gè)變量間存在協(xié)整關(guān)系，但是協(xié)整方差有明顯的差異。

2.4.3 方差分解

方差分解用于研究VAR模型的動(dòng)態(tài)特征，通過分析每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差度量）的貢獻(xiàn)度（即相對方差貢獻(xiàn)率），評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。

利用EViews6.0軟件，可以分別得到兩個(gè)階段中變量lnC方差分解的結(jié)果，如表4、表5所示。

表4 第一階段變量lnC方差分解的結(jié)果

表5 第二階段變量lnC方差分解的結(jié)果

表4、5中都共有5列，第一列為預(yù)測期，第二列為S.E.預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)誤，后三列分別表示各變量的擾動(dòng)項(xiàng)對lnC變化的沖擊作用即貢獻(xiàn)度，每一時(shí)期三者之和為100。表4、5結(jié)果表明兩個(gè)階段lnC受自身擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊作用隨著時(shí)期的推移逐漸減弱，而lnY和lnCF的擾動(dòng)項(xiàng)沖擊作用逐漸增強(qiáng)，并且兩個(gè)階段中各變量擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊作用在10期左右基本穩(wěn)定。第一階段，到第十期lnC受自身的擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊作用為72.81%，而lnY和lnCF的擾動(dòng)項(xiàng)對lnC的預(yù)測方差的影響分別為11.38%和15.80%。第二階段，到十期lnC受自身的擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊作用為23.30%，而lnY和lnCF的擾動(dòng)項(xiàng)對lnC的預(yù)測方差的影響分別為21.59%和55.10%。由上面的數(shù)據(jù)可知兩個(gè)階段的方差分解的結(jié)果有所差異。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

（1）農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)與農(nóng)村居民家庭平均每人收入和農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量之間Granger因果關(guān)系，且在兩個(gè)階段差異明顯。第一階段，農(nóng)村居民家庭平均每人收入是農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)的Granger原因，而農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量不是農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)的Granger原因；第二階段，農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存是農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)的Granger原因，而農(nóng)村居民家庭平均每人收入不是農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)的Granger原因。產(chǎn)生這種差異的原因是，在第一階段農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，收入和財(cái)富存量都比較低，消費(fèi)水平主要由農(nóng)村居民的收入水平?jīng)Q定；而近十年來隨著收入水平的增加，財(cái)富存量的增加農(nóng)村居民的消費(fèi)水平發(fā)生了變化，再加教育費(fèi)用支出的增加，醫(yī)療費(fèi)用的增加等原因，財(cái)富存量對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響作用不斷加大。

（2）兩個(gè)階段中農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)、農(nóng)村居民家庭平均每人收入和農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量之間存在長期的穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是存在明顯的差異。第一階段，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人收入增加1%，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)增加0.96%；取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量增加1%，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)增加增加0.50%。第二階段，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人收入增加1%，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)增加2.97%；取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量增加1%，取對數(shù)后的農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)減少0.60%。

（3）兩個(gè)階段中農(nóng)村居民家庭平均每人收入和農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量的擾動(dòng)項(xiàng)對農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)預(yù)測方差都具有一定的沖擊作用，但是不同階段的沖擊作用程度表現(xiàn)出明顯的差異。隨著沖擊作用的穩(wěn)定，第一階段農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)自身擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊作用比較大，而農(nóng)村居民家庭平均每人收入和農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量的擾動(dòng)項(xiàng)對農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)預(yù)測方差的擾動(dòng)作用相對較小。與第一階段相比，第二階段中農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)自身擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊作用減弱，農(nóng)村居民家庭平均每人收入的擾動(dòng)項(xiàng)對農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)預(yù)測方差的沖擊作用有所增加，但是農(nóng)村居民家庭平均每人財(cái)富存量的擾動(dòng)項(xiàng)對農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)預(yù)測方差的擾動(dòng)作用很大，是影響農(nóng)村居民家庭平均每人消費(fèi)的主要因素。

3.2 建議

（1）增加農(nóng)村居民收入水平，提高農(nóng)村居民的消費(fèi)信心。我國農(nóng)村居民的收入主要包括工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入?，F(xiàn)階段我國農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)不夠多元化，收入相對不穩(wěn)定，我國應(yīng)該建立促進(jìn)農(nóng)村居民收入穩(wěn)定增長的機(jī)制。首先，增加農(nóng)村居民的長期收入，加大對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)建設(shè)的投入，提高農(nóng)村的抗災(zāi)能力，降低自然風(fēng)險(xiǎn)對收入造成的波動(dòng)；其次，增加農(nóng)村居民的短期收入，加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的補(bǔ)貼，擴(kuò)大政策補(bǔ)貼的覆蓋范圍；再次，增加對農(nóng)村居民的教育和培訓(xùn)，擴(kuò)展農(nóng)村居民收入的來源，加大政府轉(zhuǎn)移支付的力度，堅(jiān)持“多予、少取、放活”的方針，推進(jìn)社會主義新農(nóng)村的建設(shè)；最后，改善農(nóng)村居民的消費(fèi)環(huán)境，增加農(nóng)村居民的消費(fèi)信心，提高農(nóng)村居民的消費(fèi)能力和消費(fèi)水平。

（2）完善農(nóng)村金融市場，健全社保體系，引導(dǎo)傳統(tǒng)消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變。我國農(nóng)村居民對儲蓄的過度依賴反映出我國農(nóng)村金融市場的發(fā)展滯后，現(xiàn)期及未來對教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、住房等方面的支出和預(yù)期支出增加。為了擺脫這種現(xiàn)狀，首先，健全和發(fā)展農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)、農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)等社會保障的體系，并擴(kuò)大保障體系的覆蓋面積，使農(nóng)村居民無后顧之憂；其次，增加對農(nóng)村居民中的弱勢群體的幫助，提供必要的社會救濟(jì)和社會福利；再次，放寬農(nóng)村居民的信貸政策，解決農(nóng)村居民的資金困難，增加融資渠道；最后，積極引導(dǎo)農(nóng)村居民傳統(tǒng)消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變，培養(yǎng)農(nóng)村居民積極的、合理的消費(fèi)習(xí)慣，推動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)市場的發(fā)展，不斷增加農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，進(jìn)而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

[1]張曉山，李周.中國農(nóng)村改革30年研究[M].北京：經(jīng)濟(jì)管理出版社，2008.

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F063.2

A

1002-6487（2013）14-0088-04

楊立勛（1965-），男，甘肅武山人，教授，研究方向：政府統(tǒng)計(jì)及宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析。

邊 博（1986-），女，遼寧葫蘆島人，碩士研究生，研究方向：統(tǒng)計(jì)學(xué)。

（責(zé)任編輯/浩 天）