杜江 方敏

摘要：自黨的十九大以來(lái)，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略一直被視為促進(jìn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要戰(zhàn)略。農(nóng)民是“三農(nóng)”問(wèn)題的核心，解決農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題不僅是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重點(diǎn)，也是實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)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(guó)31個(gè)省份（港、澳、臺(tái)除外）的面板數(shù)據(jù)，選取了可能影響農(nóng)村居民消費(fèi)支出的12個(gè)因素，運(yùn)用固定效應(yīng)模型對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)支出的影響因素進(jìn)行實(shí)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(fèi)支出是影響其消費(fèi)支出水平最重要的因素。鄉(xiāng)村振興背景下，加強(qiáng)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(shí)提升，促進(jìn)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(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出水平的提升，推動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)的發(fā)展，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型發(fā)展。

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

中圖分類號(hào)： F323.8文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號(hào)：1002-1302（2021）08-0022-09

收稿日期：2020-07-29

基金項(xiàng)目：湖北省教育廳哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大項(xiàng)目（編號(hào)：16ZD027）;國(guó)家自然科學(xué)基金青年基金（編號(hào)：71403199）。

作者簡(jiǎn)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(jì)理論與政策、資源與環(huán)境經(jīng)濟(jì)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(jì)理論與政策研究。E-mail：1281441264@qq.com。

2004—2019年，中央一號(hào)文件已連續(xù)16年將焦點(diǎn)放在“三農(nóng)”問(wèn)題上，堅(jiān)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(lái)，“三農(nóng)”問(wèn)題無(wú)論是在經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(guó)正處于全面建成小康社會(huì)的決勝階段，打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)是我國(guó)實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)目標(biāo)的一項(xiàng)重要任務(wù)。而農(nóng)村居民的收入和消費(fèi)水平與是否能夠順利實(shí)現(xiàn)我國(guó)農(nóng)村人口脫貧息息相關(guān)，也與我國(guó)能否贏得脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)、實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)息息相關(guān)。

居民消費(fèi)作為推動(dòng)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分。我國(guó)是一個(gè)傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)村是我國(guó)最大的也是最基礎(chǔ)的市場(chǎng)，截至2019年底，我國(guó)大陸總?cè)丝跒?40 005萬(wàn)人，比2018年末增加467萬(wàn)人，其中鄉(xiāng)村常住人口為55 162萬(wàn)人，減少1 239萬(wàn)人，占全國(guó)總?cè)丝诘?940%（數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站：https//data.stats.gov.cn/）。農(nóng)民作為我國(guó)消費(fèi)群體中分量最重的一部分，其消費(fèi)水平必然在我國(guó)的國(guó)民消費(fèi)體系中發(fā)揮著不可忽視的作用。研究我國(guó)農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出的影響因素，有助于更深入地了解我國(guó)農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出的發(fā)展?fàn)顩r及潛在的問(wèn)題，有針對(duì)性地提出對(duì)策建議以提高農(nóng)村居民的生活水平，促進(jìn)我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和完善，提高我國(guó)整體國(guó)民經(jīng)濟(jì)水平，實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)向好發(fā)展。如何提高農(nóng)民消費(fèi)水平，優(yōu)化農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，挖掘農(nóng)民有效需求，擴(kuò)大農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)，推動(dòng)“互聯(lián)網(wǎng)+”時(shí)代下農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速轉(zhuǎn)型發(fā)展，具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

1 研究現(xiàn)狀

目前，關(guān)于農(nóng)村居民收入與消費(fèi)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(fèi)支出的因素，也對(duì)農(nóng)村居民收入與農(nóng)村居民消費(fèi)支出之間的關(guān)系進(jìn)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(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和典型相關(guān)分析方法，對(duì)影響我國(guó)農(nóng)村居民收入的重要相關(guān)關(guān)系變量進(jìn)行篩選分析，得出統(tǒng)籌農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)、加大農(nóng)業(yè)投資和扶持力度、強(qiáng)化農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等都有利于促進(jìn)農(nóng)村居民收入的提高[1]。夏林艷從鄉(xiāng)村振興的視角對(duì)我國(guó)中部地區(qū)農(nóng)村居民收入情況進(jìn)行研究，通過(guò)對(duì)中部6個(gè)省農(nóng)村居民收入變化情況的描述及其與全國(guó)和東部地區(qū)的對(duì)比分析，得出中部地區(qū)農(nóng)民收入水平明顯落后于全國(guó)平均水平和東部地區(qū)水平，并針對(duì)中部地區(qū)實(shí)際情況從培育新型農(nóng)民、推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)和創(chuàng)造農(nóng)民增收環(huán)境等3個(gè)方面提出促進(jìn)農(nóng)民增收的對(duì)策[2]。孫義婷等以山東省為例，運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法、Johansen多重檢驗(yàn)法和格蘭杰因果檢驗(yàn)法對(duì)不同階段影響因素進(jìn)行分析，得出不同影響因素在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對(duì)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(yùn)用固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，得出縣域產(chǎn)業(yè)升級(jí)、農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政農(nóng)業(yè)支出等因素都會(huì)對(duì)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(fèi)影響因素

曾國(guó)安等運(yùn)用雙對(duì)數(shù)模型，采取協(xié)整分析方法對(duì)制約農(nóng)村居民消費(fèi)的因素進(jìn)行了分析，得出農(nóng)村居民消費(fèi)可以對(duì)我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）增長(zhǎng)產(chǎn)生較強(qiáng)的拉動(dòng)作用，促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)應(yīng)當(dāng)從提高農(nóng)村居民收入穩(wěn)定性、完善社會(huì)保障制度、改善農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)環(huán)境等方面著手[5]。姜濤等通過(guò)建立多元線性回歸模型分別對(duì)農(nóng)村居民人均純收入、農(nóng)村市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)和農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化與農(nóng)村居民消費(fèi)水平之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證定量研究，結(jié)果證明3種因素對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)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(yùn)用Eviews 5.0軟件建立多元線性回歸模型對(duì)農(nóng)村居民收費(fèi)水平的影響因素進(jìn)行了實(shí)證定量研究，得出農(nóng)村居民人均消費(fèi)性支出與人均純收入、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、商品銷售價(jià)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(fèi)理論為依據(jù)，基于對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)現(xiàn)狀的分析，構(gòu)建了我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)模型，深入分析了農(nóng)村居民邊際消費(fèi)傾向高而實(shí)際消費(fèi)支出少的原因，從擴(kuò)大農(nóng)民有效需求、凈化農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境、加強(qiáng)農(nóng)村社會(huì)保障和縮小城鄉(xiāng)差距等4個(gè)方面提出了有效建議[8]。韓振興等通過(guò)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(fèi)水平呈正相關(guān)，消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化與農(nóng)村居民消費(fèi)水平呈負(fù)相關(guān)[9]。栗小丹在理論分析的基礎(chǔ)上結(jié)合對(duì)比分析、實(shí)證數(shù)據(jù)分析等方法對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)現(xiàn)狀進(jìn)行研究和分析，得出我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)總量不斷擴(kuò)大，但與城鎮(zhèn)相比仍有很大差距，農(nóng)村居民消費(fèi)潛力仍有待挖掘[10]。

1.3 關(guān)于農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出關(guān)系

楊穎等在協(xié)整理論的基礎(chǔ)上以絕對(duì)收入假說(shuō)為理論依據(jù)，建立了誤差修正模型，運(yùn)用Engle-Granger 2步法等實(shí)證方法，對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民的實(shí)際純收入與消費(fèi)支出之間的關(guān)系做實(shí)證分析，得出我國(guó)農(nóng)村居民家庭的人均年消費(fèi)和年收入之間存在協(xié)整關(guān)系，且農(nóng)民的邊際消費(fèi)傾向比較高[11]。徐曙敏運(yùn)用協(xié)整的方法構(gòu)建出誤差修正模型并進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出雖然農(nóng)村居民的人均消費(fèi)支出和人均純收入的增長(zhǎng)呈非平穩(wěn)狀態(tài)，但是從長(zhǎng)期來(lái)看，二者之間存在著穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)是刺激農(nóng)民消費(fèi)支出的核心[12]。成謝軍以江蘇省農(nóng)村居民人均消費(fèi)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(yàn)對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出江蘇省農(nóng)民的消費(fèi)與收入之間存在著長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，其消費(fèi)不僅受當(dāng)期收入影響，還會(huì)受到前期消費(fèi)水平的影響[13]。鐘學(xué)思等將廣西省14個(gè)地級(jí)市劃分為北部灣經(jīng)濟(jì)區(qū)、桂西資源富集區(qū)和西江經(jīng)濟(jì)帶，通過(guò)對(duì)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析以及回歸分析檢驗(yàn)，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(fèi)受收入波動(dòng)影響較小，邊際消費(fèi)傾向略低[14]。王丹通過(guò)建立Panel Data模型，分別從整體和區(qū)域2個(gè)角度分析了農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)對(duì)其消費(fèi)行為的影響，得出不同性質(zhì)的農(nóng)民收入對(duì)其消費(fèi)支出的促進(jìn)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(guó)31個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，分析我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)支出與收入的現(xiàn)狀，采用固定效應(yīng)模型對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村居民收入、農(nóng)民消費(fèi)恩格爾系數(shù)、農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)、農(nóng)民消費(fèi)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?、農(nóng)村商品零售價(jià)格總指數(shù)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)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(jìn)行實(shí)證研究，最終從鄉(xiāng)村振興背景和“互聯(lián)網(wǎng)+”時(shí)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(fèi)市場(chǎng)拓展與完善等角度對(duì)提高農(nóng)村居民收入與消費(fèi)水平、實(shí)現(xiàn)農(nóng)村人口脫貧提出可行性對(duì)策。

2 我國(guó)農(nóng)村居民人均收入與消費(fèi)支出現(xiàn)狀

據(jù)統(tǒng)計(jì)，2019年我國(guó)居民人均可支配收入為 30 733 元，扣除價(jià)格因素比上年實(shí)際增長(zhǎng)5.8%;人均消費(fèi)支出為21 559元，扣除價(jià)格因素比上年實(shí)際增長(zhǎng)5.5%。其中，農(nóng)村居民人均可支配收入為 16 021 元，扣除價(jià)格因素比上年實(shí)際增長(zhǎng)6.2%;農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出為13 328元，扣除價(jià)格因素比上年實(shí)際增長(zhǎng)6.5%（數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站：https//data.stats.gov.cn/）。此外，2018年我國(guó)居民消費(fèi)達(dá)到354 124.4億元，其中農(nóng)村居民消費(fèi)為 77 208.5 億元，在全國(guó)居民消費(fèi)中僅占比218%（數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站：https//data.stats.gov.cn/）?？梢?jiàn)，農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)在我國(guó)整體消費(fèi)市場(chǎng)中所占比重仍然較小，農(nóng)村市場(chǎng)的消費(fèi)需求仍有待挖掘。反映了我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的現(xiàn)狀，農(nóng)村居民消費(fèi)支出數(shù)額在不斷提高，但整體消費(fèi)水平仍較弱，農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)仍存在不合理之處[16]。

從圖1可以看出，進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)我國(guó)農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出的變化情況，農(nóng)民人均純收入與消費(fèi)支出在數(shù)額上逐年上漲，而且增長(zhǎng)幅度也越來(lái)越大，人均消費(fèi)支出從2000年的1 670.1元增長(zhǎng)到2019年的13 328.0元，農(nóng)村居民消費(fèi)支出水平明顯提升。2006年以后，農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出的增長(zhǎng)幅度都明顯增大，這與我國(guó)近年來(lái)出臺(tái)的一系列農(nóng)業(yè)發(fā)展政策有關(guān)。2006年，我國(guó)正式全面取消農(nóng)業(yè)稅，這一政策的實(shí)施不僅在一定程度上減輕了農(nóng)村居民的負(fù)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(lái)看，農(nóng)村居民人均純收入確實(shí)出現(xiàn)了明顯的增長(zhǎng)。農(nóng)村居民人均純收入的增長(zhǎng)幅度變大也就意味著農(nóng)村居民的消費(fèi)能力會(huì)隨之提高，即表現(xiàn)在農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出伴隨著收入的增加而增長(zhǎng)。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選取

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

樣本選取2000—2017年我國(guó)31個(gè)省份（港、澳、臺(tái)除外，下同）農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出、農(nóng)民人均純收入、農(nóng)民食品性消費(fèi)支出、農(nóng)民消費(fèi)價(jià)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(jià)格總指數(shù)等數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來(lái)自2001—2018年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)由整理計(jì)算后得出。整個(gè)實(shí)證分析過(guò)程主要依托于Excel和Stata 13軟件展開(kāi)。

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(jià)格計(jì)算后的數(shù)值，農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)和農(nóng)村商品零售價(jià)格總指數(shù)選取的是以上一年為基期計(jì)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(shí)證結(jié)果更具準(zhǔn)確性，分別對(duì)變量農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（Y）、農(nóng)民人均純收入（X）、農(nóng)民食品性消費(fèi)支出（FC）、農(nóng)民消費(fèi)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(jī)械總動(dòng)力（AMP）、農(nóng)作物總播種面積（SA）、糧食總產(chǎn)量（GP）進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。通過(guò)處理，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

3.2 變量選取說(shuō)明

3.2.1 被解釋變量

農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出指農(nóng)村居民在家庭日常生活中的全部消費(fèi)支出，通常分為現(xiàn)金消費(fèi)支出和實(shí)物消費(fèi)支出。本研究選取2000—2017年全國(guó)31個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民人均消費(fèi)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(guó)31個(gè)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(guó)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(shí)，2013年之后的數(shù)據(jù)是用農(nóng)村居民人均可支配收入來(lái)反映農(nóng)村居民收入狀況。

農(nóng)村居民消費(fèi)恩格爾系數(shù)（EC）。農(nóng)村居民消費(fèi)恩格爾系數(shù)的計(jì)算公式為EC=農(nóng)村居民食品性消費(fèi)支出（FC）農(nóng)村居民消費(fèi)總支出（Cost）×100%。本研究選取2000—2017年全國(guó)31個(gè)地區(qū)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出與農(nóng)村居民人均食品性消費(fèi)支出，通過(guò)二者比值計(jì)算得出人均消費(fèi)恩格爾系數(shù)作為衡量指標(biāo)。農(nóng)民在食品性消費(fèi)的支出占消費(fèi)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(fèi)水平越高，也反映出農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)支出的5個(gè)因素作為控制變量（表2）。

此外，還選取了農(nóng)民食品性消費(fèi)支出（FC）、農(nóng)民平均消費(fèi)傾向（APC）、農(nóng)民消費(fèi)水平（CL）、農(nóng)民邊際消費(fèi)傾向（MPC）、農(nóng)村商品零售價(jià)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(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》2018年和2017年2個(gè)版本中存在差異，本研究所選取的數(shù)據(jù)以《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2018》為準(zhǔn)。此外，由于統(tǒng)計(jì)年鑒中缺乏北京市、天津市、上海市、重慶市等4個(gè)直轄市的農(nóng)村商品零售價(jià)格總指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)的有效數(shù)據(jù)，所以在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中對(duì)這4個(gè)地區(qū)的相關(guān)指標(biāo)采用全國(guó)平均水平的數(shù)值作為替代。

3.3 模型構(gòu)建

對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理后，建立多元線性回歸模型，具體表達(dá)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(fèi)支出的對(duì)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(duì)數(shù)和農(nóng)民消費(fèi)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(xiàng);μt表示時(shí)間固定效應(yīng);εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 正態(tài)分布檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證被解釋變量選取的合理性，在Stata 13中運(yùn)用核密度估計(jì)（kernel density estimation）對(duì)被解釋變量進(jìn)行正態(tài)分布檢驗(yàn)，分析結(jié)果見(jiàn)圖2、圖3。

對(duì)比圖2、圖3可以看出，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的分布為非對(duì)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(fèi)支出對(duì)數(shù)的分布則基本接近正態(tài)分布，這個(gè)結(jié)果證實(shí)使用農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)作為被解釋變量比直接使用農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出作為被解釋變量具有更強(qiáng)的合理性和實(shí)證意義。

4.2 Hausman檢驗(yàn)

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

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

Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，P為0.003 0，在1%的顯著性水平上強(qiáng)烈拒絕模型為隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，而且由于各省的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)民消費(fèi)水平存在差異，可能存在不隨時(shí)間而變動(dòng)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(shí)間趨勢(shì)圖顯示

為了解不同省（市）農(nóng)村居民消費(fèi)支出對(duì)數(shù)隨時(shí)間的變化趨勢(shì)，在Stata中畫出31個(gè)省（市）的農(nóng)村居民消費(fèi)支出對(duì)數(shù)時(shí)間趨勢(shì)（圖4）。

從圖4可知， 雖然不同?。ㄊ校┑霓r(nóng)村居民消費(fèi)支出均隨著時(shí)間的推移而增長(zhǎng)，但變化的趨勢(shì)與時(shí)機(jī)存在一定差異，這是因?yàn)楦魇。ㄊ校┺r(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(fèi)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(fèi)支出的因素，為后續(xù)實(shí)證研究的開(kāi)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(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)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(shuō)明農(nóng)民人均純收入每增加1%，其人均消費(fèi)支出將增長(zhǎng)07%。農(nóng)民人均消費(fèi)的恩格爾系數(shù)（EC）對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出在1%的顯著性水平上產(chǎn)生負(fù)向影響效應(yīng)，固定模型結(jié)果為-0.715 00。說(shuō)明農(nóng)村居民人均消費(fèi)恩格爾系數(shù)每提高1%，農(nóng)村居民消費(fèi)支出可能會(huì)減少0.7%。農(nóng)村居民消費(fèi)恩格爾系數(shù)提高說(shuō)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(fèi)支出金額將會(huì)減少，表明農(nóng)村居民更注重解決溫飽問(wèn)題而忽視了其他消費(fèi)，整體生活質(zhì)量水平不高，這可能與農(nóng)村居民的消費(fèi)觀念有關(guān)。恩格爾系數(shù)變

高會(huì)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)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(fèi)觀念，調(diào)整農(nóng)村居民消費(fèi)的結(jié)構(gòu)，完善農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)。不僅要實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民整體消費(fèi)支出水平的提高，還要使農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)合理、促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)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(fèi)支出（lnFC）、農(nóng)村居民平均消費(fèi)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(duì)農(nóng)民消費(fèi)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(fèi)支出僅增加0.001%，結(jié)果小到幾乎可以忽略不計(jì)。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(jì)迅速崛起的時(shí)代，農(nóng)村居民僅依靠第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)來(lái)增加收入與消費(fèi)支出水平將難以實(shí)現(xiàn)。農(nóng)民邊際消費(fèi)傾向（MPC）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)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(duì)農(nóng)民消費(fèi)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(jī)械總動(dòng)力（lnAMP）和農(nóng)作物總播種面積（lnSA）對(duì)農(nóng)民消費(fèi)支出的影響效應(yīng)為負(fù)向的，這說(shuō)明雖然農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的提高和農(nóng)作物播種面積的擴(kuò)大在一定程度上有助于農(nóng)村居民增收，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)消費(fèi)支出水平的提高，但也可能會(huì)存在農(nóng)村居民增產(chǎn)不增收的問(wèn)題，因?yàn)檗r(nóng)村居民依靠農(nóng)作物生產(chǎn)來(lái)提高收入與消費(fèi)不僅僅與農(nóng)作物的播種面積和機(jī)械化程度有關(guān)，而且還會(huì)受到當(dāng)年農(nóng)作物產(chǎn)量和農(nóng)作物銷售價(jià)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(jià)格總指數(shù)（PI）和農(nóng)民消費(fèi)價(jià)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(shuō)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(jià)格總指數(shù)（PI）和農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格總指數(shù)（CI）這幾個(gè)因素單獨(dú)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)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(jì)。

4.5 變量Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

Person相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)是判斷2個(gè)變量之間相關(guān)性時(shí)使用最普遍的方法，其計(jì)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(duì)值越大，則代表這2個(gè)變量之間的相關(guān)性越強(qiáng)[17]（表4）。

為了進(jìn)一步驗(yàn)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(fèi)支出（lnFC）、農(nóng)民人均消費(fèi)的恩格爾系數(shù)（EC）、農(nóng)民平均消費(fèi)傾向（APC）和農(nóng)民邊際消費(fèi)傾向（MPC）等5個(gè)關(guān)鍵變量進(jìn)行Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)[18]，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)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(fèi)支出的變化會(huì)對(duì)農(nóng)村居民總體消費(fèi)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(fèi)恩格爾系數(shù)提高時(shí)，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出可能反而會(huì)減少。Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果與“4.4”節(jié)中固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)的結(jié)果基本一致，驗(yàn)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(guó)省域面板數(shù)據(jù)，其中涉及到2006年我國(guó)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(diǎn)的年度虛擬變量。

一直以來(lái)，各種農(nóng)業(yè)稅都是農(nóng)村居民的巨大負(fù)擔(dān)之一，嚴(yán)重影響了我國(guó)農(nóng)村居民的收入與消費(fèi)支出水平，也是阻礙我國(guó)農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展的一個(gè)關(guān)鍵因素。進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)政府不斷加強(qiáng)在農(nóng)村稅制方面的探索與改革，到2006年國(guó)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(guó)農(nóng)村居民的負(fù)擔(dān)，在解決“三農(nóng)”問(wèn)題的道路上前進(jìn)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(duì)虛擬變量time及其互動(dòng)項(xiàng)進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)，P為0.001 3，即認(rèn)為農(nóng)村居民消費(fèi)支出函數(shù)在2006年發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變動(dòng)。在Stata 13中對(duì)加入年度虛擬變量后不同條件下被解釋變量lnY的統(tǒng)計(jì)特征進(jìn)行分析，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)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(fèi)支出在2006年以前明顯低于2006年之后，驗(yàn)證了全面取消農(nóng)業(yè)稅這一重大政策的出臺(tái)和實(shí)施給農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出水平的提高帶來(lái)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(guó)31個(gè)省（市）農(nóng)村總體發(fā)展現(xiàn)狀來(lái)看，影響農(nóng)村居民消費(fèi)水平的因素錯(cuò)綜復(fù)雜。其中，農(nóng)村居民總體消費(fèi)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(fèi)支出的影響最為顯著。其次，國(guó)家關(guān)于“三農(nóng)”問(wèn)題重要政策的出臺(tái)和實(shí)施也會(huì)對(duì)農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出產(chǎn)生重要影響，農(nóng)村居民根據(jù)國(guó)家政策調(diào)整來(lái)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(jì)，有效地促進(jìn)農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)是提高農(nóng)村居民消費(fèi)能力、助推農(nóng)村居民消費(fèi)升級(jí)的核心。根據(jù)本研究結(jié)果，對(duì)鄉(xiāng)村振興背景下如何提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平、推動(dòng)農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)發(fā)展，從政府和農(nóng)村居民2個(gè)角度提出如下可行性建議。

5.2.1 政府角度

在貫徹落實(shí)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(fèi)市場(chǎng)的突出問(wèn)題，幫助推動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)水平提升。針對(duì)不同區(qū)域發(fā)展現(xiàn)狀，提出針對(duì)性政策，因地制宜，在鄉(xiāng)村振興道路上堅(jiān)定地走好每一步，為農(nóng)民實(shí)現(xiàn)收入增加、消費(fèi)水平提升保駕護(hù)航，切實(shí)促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。主要可從以下幾個(gè)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(duì)農(nóng)民收入與消費(fèi)支出產(chǎn)生影響，表明必須要加強(qiáng)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(jìn)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(hù)航，為農(nóng)民實(shí)現(xiàn)增產(chǎn)增收拓寬渠道，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平的提升。

（2）針對(duì)農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)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(fèi)市場(chǎng)機(jī)制，優(yōu)化農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民消費(fèi)健康發(fā)展，進(jìn)而保證農(nóng)村居民生活水平得到有效提升。

（3）加強(qiáng)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(guó)互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，而我國(guó)很多農(nóng)村地區(qū)還達(dá)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(guò)完善農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)寬帶等建設(shè)來(lái)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(shí)和提升互聯(lián)網(wǎng)技能的條件、推動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的結(jié)合是促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升的有利舉措之一，也是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的一項(xiàng)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(huì)活動(dòng)的主體，要想提升農(nóng)村居民收入與消費(fèi)支出水平，實(shí)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(dòng)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(yíng)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(shí)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(jì)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(shí)還相當(dāng)薄弱，不了解甚至不接受網(wǎng)購(gòu)等形式的互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)，這是當(dāng)前農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)市場(chǎng)發(fā)展的一個(gè)重要限制性因素。因此，農(nóng)村居民必須認(rèn)識(shí)到當(dāng)前消費(fèi)市場(chǎng)發(fā)展的大環(huán)境，主動(dòng)了解并接受新生事物，學(xué)習(xí)互聯(lián)網(wǎng)知識(shí)、提高互聯(lián)網(wǎng)意識(shí)、增強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)技能，從而將互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的優(yōu)勢(shì)與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化生產(chǎn)有機(jī)結(jié)合，促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向“互聯(lián)網(wǎng)+”農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)型，最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型發(fā)展，帶動(dòng)農(nóng)村居民收入與消費(fèi)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(jìn)的地方?？偨Y(jié)本研究不足之處主要有以下2點(diǎn)：（1）筆者以全國(guó)為研究對(duì)象，由于數(shù)據(jù)上的局限性，沒(méi)能進(jìn)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(jí)市，更進(jìn)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(duì)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(jìn)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(jìn)行實(shí)證分析，以得出更加全面的結(jié)論。

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