劉苓玲，李 培

(西南政法大學(xué) 勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究中心，重慶 401120)

農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)與消費(fèi)關(guān)系的再檢驗(yàn)
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

劉苓玲，李 培

(西南政法大學(xué) 勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究中心，重慶 401120)

基于拓展的凱恩斯絕對(duì)收入假說理論，運(yùn)用東、中、西部三個(gè)地區(qū)31個(gè)省份1997—2008年的面板數(shù)據(jù)，按照農(nóng)村居民收入來源，實(shí)證分析了工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入各自對(duì)消費(fèi)支出的影響。研究結(jié)果表明：隨著農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的改變，工資性收入對(duì)消費(fèi)的影響日益顯著，與家庭經(jīng)營(yíng)性收入一并成為農(nóng)村居民消費(fèi)的雙動(dòng)力，財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入對(duì)消費(fèi)的影響雖然有限，但卻具有乘數(shù)效應(yīng)；不同地區(qū)的收入結(jié)構(gòu)對(duì)消費(fèi)支出的影響存在差異。據(jù)此，提出了在不同地區(qū)促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)的政策建議。

農(nóng)村居民；收入結(jié)構(gòu)；生活消費(fèi)支出；工資性收入

Abstract:Based on the extended Keynesian’s absolute-income hypothesis theory，using the panel data of 31 provinces of China from1997to 2008, this paper empirical analyzes the effects of salary-income, family-operating-income, property income and transfer income on rural residents’ consumption. The results show that: with the structure changing of rural income, the wage income and the family-operating-income have a kind of dual effect on consumption of rural residents;property and transfer income have limited and multiplier impact on consumption; the income structures have different effects on consumption expenditure in different regions. According to those mentioned above, this paper proposes some policy suggestion to promoting the rural consumption in the different area.

Key words:rural residents; income structure; living consumption expenditure; salary-income

一、問題的提出

在我國(guó)，農(nóng)村是亟待開發(fā)的消費(fèi)市場(chǎng)。增強(qiáng)農(nóng)村居民的消費(fèi)能力對(duì)于擴(kuò)大內(nèi)需來說重要性日益凸顯，正成為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的必由之路。農(nóng)村居民消費(fèi)問題是當(dāng)前政府農(nóng)村工作的重中之重，也是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新支點(diǎn)的希望所在。2009年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議指出，保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展要以擴(kuò)大內(nèi)需特別是增加居民消費(fèi)需求為重點(diǎn)，穩(wěn)步擴(kuò)大農(nóng)村需求的增長(zhǎng)空間，增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用。然而，收入是提高消費(fèi)水平的最大掣肘因素，因此，如何提高農(nóng)村居民收入進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)應(yīng)是當(dāng)今三農(nóng)問題研究的重點(diǎn)之一。

關(guān)于農(nóng)村居民收入與消費(fèi)的關(guān)系，國(guó)內(nèi)學(xué)者從不同角度進(jìn)行了實(shí)證分析。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為我國(guó)農(nóng)村居民家庭的平均每人年消費(fèi)和年收入之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，并且農(nóng)村居民具有非常高的邊際消費(fèi)傾向；[1-3]另外一種觀點(diǎn)基于狀態(tài)空間模型和協(xié)整理論認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與收入之間存在以 1996年為分界點(diǎn)的兩段式均衡關(guān)系，1996年以后農(nóng)村居民存在更低的邊際消費(fèi)傾向；[4]第三種實(shí)證結(jié)論則是農(nóng)民的消費(fèi)支出與持久性收入呈正相關(guān)關(guān)系，持久性收入及其邊際消費(fèi)傾向是影響農(nóng)民消費(fèi)的最主要因素。[5]這種觀點(diǎn)在李銳、項(xiàng)海容采用GARCH(1，1)模型的實(shí)證分析中得到了驗(yàn)證。[6]已有研究得出了收入與消費(fèi)呈正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論，且證實(shí)收入水平是促進(jìn)消費(fèi)的主要因素。但這些研究多是以時(shí)間序列數(shù)據(jù)為樣本，動(dòng)態(tài)地分析基于收入總量對(duì)消費(fèi)總量的影響，僅僅是縱向時(shí)間、總量的比較，橫向空間性、地域性、結(jié)構(gòu)性比較不足。例如，李銳等把收入分為持久性收入和暫時(shí)性收入研究其對(duì)消費(fèi)支出的影響，但并沒有嚴(yán)格劃分收入來源。[6]我國(guó)統(tǒng)計(jì)上將農(nóng)村居民收入分為工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，這四部分各自影響消費(fèi)支出，但國(guó)內(nèi)很少有這方面的研究成果，尤其是基于時(shí)間和橫截面的面板數(shù)據(jù)分析。由于我國(guó)地域廣闊，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況和農(nóng)民收入來源的構(gòu)成差異很大，筆者擬利用 1997—2008年省級(jí)面板數(shù)據(jù)來研究農(nóng)村居民四種收入來源對(duì)消費(fèi)支出的影響，并對(duì)不同區(qū)域的情況進(jìn)行比較分析。

二、農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)變化趨勢(shì)

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)多元化趨勢(shì)比較明顯，“家庭經(jīng)營(yíng)仍是農(nóng)民收入的主要來源，工資性收入成為農(nóng)民增收的重要來源，轉(zhuǎn)移性收入成為農(nóng)民收入新的增長(zhǎng)點(diǎn)，財(cái)產(chǎn)性收入為農(nóng)民增收開辟了新的空間”①。2000年以來各種收入在總收入中的比重不斷變化(表1)。

由表1可以看出近年來農(nóng)村居民收入的變化趨勢(shì)：首先，家庭經(jīng)營(yíng)性收入在人均年純收入中占有重要位置，雖然呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但一直保持在50%以上；其次，工資性收入占據(jù)了人均年純收入的30%～40%，并且呈上升趨勢(shì)，說明工資性收入逐漸成為農(nóng)民收入的支柱；再次，財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入呈逐步增長(zhǎng)趨勢(shì)，轉(zhuǎn)移性收入的年增幅要快于財(cái)產(chǎn)性收入。同時(shí)，我國(guó)31個(gè)省(區(qū)、市)6.8萬個(gè)農(nóng)村住戶的抽樣調(diào)查結(jié)果顯示，2009年上半年農(nóng)村居民現(xiàn)金收入人均2 733元，同比增長(zhǎng)8.1%，扣除價(jià)格因素，實(shí)際增長(zhǎng)8.1%。其中，出售農(nóng)產(chǎn)品收入人均1 124元，同比增長(zhǎng)4.1%；家庭二、三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金收入人均369元，同比增長(zhǎng)9.8%；工資性收入人均954元，同比增長(zhǎng)8.4%；財(cái)產(chǎn)性現(xiàn)金收入人均78元，同比增長(zhǎng)9.9%；轉(zhuǎn)移性現(xiàn)金收入人均189元，增長(zhǎng)31.4%。[7]由此可以看出，雖然農(nóng)產(chǎn)品收入絕對(duì)數(shù)依然很大，但增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)不及絕對(duì)數(shù)額占第二位的工資性收入，增長(zhǎng)速度最快的是轉(zhuǎn)移性收入。

表1 農(nóng)村居民各類收入占純收入的比重(1997－2008年)%

三、理論模型建立與數(shù)據(jù)說明

(一) 理論模型建立

凱恩斯認(rèn)為人們的消費(fèi)支出主要決定于現(xiàn)期可支配收入，在這一理論下，其絕對(duì)收入函數(shù)表示為：β表示邊際消費(fèi)傾向， α ＞ 0, 0 ＜ β＜1。

國(guó)內(nèi)學(xué)者多根據(jù)凱恩斯理論建立農(nóng)村居民的消費(fèi)函數(shù)。馬學(xué)、王慧霞通過實(shí)證分析認(rèn)為改革開放至今，我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)與當(dāng)期收入之間存在著密切的協(xié)整關(guān)系，凱恩斯關(guān)于消費(fèi)與收入關(guān)系的心理經(jīng)驗(yàn)法則非常適合分析我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)

(1) 式中，C表示消費(fèi)支出，Y表示收入，α、β為待估計(jì)參數(shù)，經(jīng)濟(jì)含義是α表示自發(fā)性消費(fèi)，與收入關(guān)系。[9]另外，由于流動(dòng)性約束和農(nóng)村居民因自身素質(zhì)不高而缺乏遠(yuǎn)見兩種因素的存在，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制還不完善的我國(guó)農(nóng)村，上述兩種因素導(dǎo)致當(dāng)期收入對(duì)消費(fèi)的影響力更強(qiáng)，在分析我國(guó)農(nóng)村居民純收入中不同來源與消費(fèi)水平關(guān)系時(shí)，選取當(dāng)期收入作為消費(fèi)的重要影響因子從理論上講是可行的。[10]同時(shí)，在我國(guó)農(nóng)村，由于信息不對(duì)稱以及農(nóng)戶收入的不確定性及抵押品不足等原因，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶的消費(fèi)性貸款普遍存在著“惜貸”行為，[11]這也導(dǎo)致了農(nóng)民主要依靠當(dāng)期收入來消費(fèi)。最近，有學(xué)者將絕對(duì)收入假說、相對(duì)收入假說、生命周期假說和持久收入假說應(yīng)用于我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)行為的實(shí)證研究上，其結(jié)果依然表明絕對(duì)收入假設(shè)理論及其消費(fèi)函數(shù)模型比較符合當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)實(shí)際情況。[12]

但也有學(xué)者根據(jù)我國(guó)的實(shí)際對(duì)凱恩斯函數(shù)中邊際消費(fèi)傾向的設(shè)定提出了質(zhì)疑。吳克烈等從凱恩斯消費(fèi)決定理論缺陷為切入點(diǎn)，認(rèn)為在現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中，不僅MPC≥1是十分正常的，而且在理論上還存在 MPC＜ 0和MPC=∞的情況。[13]張秀利等通過 1978 年以來我國(guó)居民邊際消費(fèi)傾向的實(shí)證分析也同樣質(zhì)疑了0 ＜ MPC＜ 1的取值。[14]這些質(zhì)疑基于我國(guó)農(nóng)村的實(shí)際情形都得到了驗(yàn)證。

借鑒已有研究，筆者以凱恩斯的絕對(duì)收入假說為理論基礎(chǔ)，拓展凱恩斯邊際消費(fèi)傾向遞減(0＜β＜1)的條件，即邊際消費(fèi)傾向存在以下四種情況：1)當(dāng)β＞1時(shí)，表示消費(fèi)的收入彈性大于1，邊際消費(fèi)傾向遞增(意味著消費(fèi)者對(duì)未來收入持樂觀心態(tài)，當(dāng)期有超前消費(fèi)及借貸消費(fèi)傾向)；2) 當(dāng)β=1時(shí)，表示消費(fèi)的收入彈性等于1，邊際消費(fèi)傾向保持不變；3)當(dāng)0＜β＜1時(shí)，表示消費(fèi)的收入彈性小于1，邊際消費(fèi)傾向遞減(意味著消費(fèi)者對(duì)未來收入持悲觀心態(tài)，當(dāng)期減少消費(fèi)增加儲(chǔ)蓄，未雨綢繆)；4)在理論上還存在 ＜0的情況。[15]本文基于以上理論并運(yùn)用我國(guó)1997—2008年省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析農(nóng)村居民收入對(duì)消費(fèi)的影響。首先，筆者建立如下模型：

(2) 式中，RCE表示農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出，SPI、FPI、PPI、TPI分別表示工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入；α為常數(shù)項(xiàng)；1、2、3、4分別表示SPI、FPI、PPI、TPI的系數(shù)，即各項(xiàng)收入對(duì)消費(fèi)支出的彈性系數(shù)；

為誤差項(xiàng)。其中i(=1，2…N)代表第i個(gè)地區(qū)，t(=1，2…T)代表第t個(gè)時(shí)間的觀察值。

(二) 數(shù)據(jù)選取說明

筆者選取 1998—2009年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中全國(guó)31省份(除港、澳、臺(tái)地區(qū))的農(nóng)村居民按來源分組的收入和生活消費(fèi)支出的面板數(shù)據(jù)，根據(jù)農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以 1995年為不變價(jià)格對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，并把31省份分為東、中、西部地區(qū)②，各變量描述性統(tǒng)計(jì)情況如表2所示。

表2 面板數(shù)據(jù)變量描述性統(tǒng)計(jì) 元

四、面板模型檢驗(yàn)及分析

(一) 面板模型選擇

面板數(shù)據(jù)模型可以劃分為三種形式，在對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，如果模型形式設(shè)定不正確，估計(jì)的結(jié)果將與所要模擬的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)偏差較大。因此，本文首先采用協(xié)變分析檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷恼_形式，主要檢驗(yàn)兩個(gè)假設(shè):

假設(shè) 1 斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)上和時(shí)間上都相同，但截距不相同

假設(shè) 2 截距和斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時(shí)間上都相同

如果接受了假設(shè) 2，則沒有必要進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。如果拒絕了假設(shè) 2，就應(yīng)該檢驗(yàn)假設(shè) 1，判斷斜率是否都相等。如果假設(shè)1被拒絕，就應(yīng)該采用如下模型：

下面分別構(gòu)造 F1和 F2統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)上述兩個(gè)假設(shè),其中F1對(duì)應(yīng)假設(shè)1 ,F2對(duì)應(yīng)假設(shè)2。

其中，S1為變系數(shù)模型估計(jì)的殘差平方和，S2為變截距模型估計(jì)的殘差平方和，S3為不變系數(shù)模型估計(jì)的殘差平方和，N為截面數(shù)目，T為時(shí)期數(shù)目，K為解釋變量數(shù)目。經(jīng)過計(jì)算：F1=1.285，F(xiàn)2=4.217，在 5%顯著性水平下，查表 F分布表得到相應(yīng)的臨界值為：F0.05(150，217)=1.29，F(xiàn)0.05(120，217)=1.35。由于 F2＞1.35，所以拒絕假設(shè) 2；而F1＜1.29，則接受假設(shè)1。因此，本文的數(shù)據(jù)符合變截距模型。

(二) 固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)模型選擇

確定了模型正確形式后,需要進(jìn)一步選擇使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。對(duì)于模型：

進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)(表3)。

表3 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，該檢驗(yàn)拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。

所以，本文的變截距固定效應(yīng)模型如下：

其中αi為各省自發(fā)的消費(fèi)支出水平。

(三) 模型的估計(jì)

利用Eviews6.0軟件對(duì)固定效應(yīng)變截距模型對(duì)模型(3)進(jìn)行廣義最小二乘估計(jì)法(cross-section weights)回歸，得到如下結(jié)果③(表4)。

表4 全國(guó)及東、中、西部地區(qū)回歸結(jié)果

從回歸結(jié)果看，模型具有較好的擬合效果，四個(gè)方程的F檢驗(yàn)值都通過了顯著水平為1%的F檢驗(yàn)，表明模型整體的擬合度也較高。同時(shí)，不同區(qū)域回歸AR(1)的過程都在1%水平上顯著，以及D W值(DW=1.65)均大于5%水平上的臨界值，較好了消除了序列相關(guān)性，該回歸結(jié)果適于分析。同時(shí)，本文的結(jié)果也驗(yàn)證了拓展的凱恩斯邊際消費(fèi)傾向的存在。

(四) 對(duì)模型結(jié)果的解釋

從全國(guó)范圍來看，工資性收入對(duì)消費(fèi)的影響影響日益顯著，與家庭經(jīng)營(yíng)性收入一并成為農(nóng)村居民消費(fèi)的雙動(dòng)力；同時(shí)，財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入都具有乘數(shù)效應(yīng)，收入增加1元，消費(fèi)分別增加1.402和2.604元，具有明顯的引致消費(fèi)效應(yīng)。因此從上述結(jié)論看，用拓展的凱恩斯絕對(duì)收入假說的條件解釋我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)情況是符合實(shí)際的。

由于不同地區(qū)農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)并不一致，對(duì)消費(fèi)支出的影響也不盡相同。因此，本文進(jìn)一步劃分了東、中、西部地區(qū)進(jìn)行研究。從三個(gè)地區(qū)的橫向比較來看，可以歸納有以下特征：

首先，三個(gè)地區(qū)工資性收入對(duì)消費(fèi)支出的影響都是顯著的，其中，西部地區(qū)工資性收入的邊際消費(fèi)傾向高達(dá)0.847 1，對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用明顯要高于東部地區(qū)和中部地區(qū)，也高于全國(guó)總體水平。近年來工資性收入以較快速度增長(zhǎng)，已占總收入的38.94%，外出務(wù)工已成為農(nóng)村居民增加收入的主要渠道，尤其是對(duì)于人口眾多的農(nóng)業(yè)大省來說，勞動(dòng)力的流動(dòng)非常明顯。

其次，三個(gè)地區(qū)的家庭經(jīng)營(yíng)性收入對(duì)消費(fèi)的影響也都較顯著，其中東部地區(qū)家庭經(jīng)營(yíng)性收入促進(jìn)消費(fèi)的效應(yīng)最好，系數(shù)為0.772 3，相比之下，中部地區(qū)最弱，邊際傾向?yàn)?.576 5。20世紀(jì)90年代中期以來，家庭經(jīng)營(yíng)性收入遭遇瓶頸約束，雖然仍占50%以上，但是農(nóng)業(yè)邊際產(chǎn)出的下降和增收的困難，都使得農(nóng)民將增收的精力放到農(nóng)業(yè)之外。

第三，在財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性對(duì)消費(fèi)影響的實(shí)證研究中，東部地區(qū)的財(cái)產(chǎn)性收入沒有通過顯著性檢驗(yàn)，其他地區(qū)兩種收入對(duì)消費(fèi)的影響都具有乘數(shù)效應(yīng)，財(cái)產(chǎn)性收入在推動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)支出方面并不存在明顯的滯后效應(yīng)④。中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移性收入的消費(fèi)效應(yīng)較之東部較為明顯。這和近幾年中央的農(nóng)村政策密切相關(guān)，連續(xù)多年的中央一號(hào)文件以及農(nóng)業(yè)稅的免除，對(duì)農(nóng)業(yè)的各類補(bǔ)貼都致使引致消費(fèi)較為明顯。尤其是中西部的農(nóng)業(yè)大省得到較多的補(bǔ)貼，進(jìn)而對(duì)消費(fèi)起到拉動(dòng)作用。

五、結(jié)論與政策建議

本文通過對(duì)我國(guó)31個(gè)省份1997—2008年農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對(duì)生活消費(fèi)支出影響的實(shí)證研究表明：從全國(guó)大范圍來看，工資性收入已經(jīng)成為拉動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)的主要?jiǎng)恿?，家庭?jīng)營(yíng)性收入的作用在下降，而財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入對(duì)消費(fèi)具有乘數(shù)效應(yīng)。從東、中、西部三個(gè)地區(qū)的對(duì)比來看，中西部地區(qū)工資性收入對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用高于其他收入，而東部地區(qū)家庭經(jīng)營(yíng)性收入的消費(fèi)效應(yīng)高于我國(guó)整體水平和中西部地區(qū)。針對(duì)研究結(jié)論提出以下政策建議：

第一，雖然工資性收入已成為拉動(dòng)消費(fèi)的主導(dǎo)因素，但是作為農(nóng)業(yè)大國(guó)和國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，不應(yīng)忽略農(nóng)業(yè)的重要地位，而是要改變傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式，促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)革新，調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)的規(guī)模化、集約化和專業(yè)化，同時(shí)要提高農(nóng)民的知識(shí)化和專業(yè)化水平，促進(jìn)農(nóng)地科技和農(nóng)戶知識(shí)含量的雙提升，努力實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)增產(chǎn)和農(nóng)戶增收。

第二，東部地區(qū)二、三產(chǎn)業(yè)比較發(fā)達(dá)，市場(chǎng)機(jī)制較為完善，尤其是中小企業(yè)密布，較易實(shí)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力的就地轉(zhuǎn)移和全國(guó)剩余勞動(dòng)力的集中。政府應(yīng)加大對(duì)東部地區(qū)中小企業(yè)技術(shù)和政策的引導(dǎo)與支持，化解中小企業(yè)資金匱乏和出口瓶頸的約束；鼓勵(lì)其轉(zhuǎn)變生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，提高產(chǎn)品質(zhì)量，提高經(jīng)濟(jì)效益，使其成為吸納剩余勞動(dòng)力的主力軍，并以新《勞動(dòng)合同法》為法律依據(jù)，保護(hù)就業(yè)者尤其是農(nóng)民工的利益，確保農(nóng)民工工資按時(shí)、足額發(fā)放。

第三，中部地區(qū)地少人多，農(nóng)村人力資源十分豐富。一方面，政府應(yīng)完善勞動(dòng)力市場(chǎng)，促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)，并加大對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力尤其是外出務(wù)工人員適應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的勞動(dòng)技能培訓(xùn)，提升就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，并鼓勵(lì)剩余勞動(dòng)力自謀職業(yè)和自主創(chuàng)業(yè)。在中部崛起的關(guān)鍵時(shí)期，還應(yīng)加大對(duì)農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移支付，用補(bǔ)償性的財(cái)政政策促進(jìn)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，提高農(nóng)民收入水平[16]。

第四，西部地區(qū)發(fā)展?jié)摿薮螅袌?chǎng)前景廣闊，現(xiàn)階段西部大開發(fā)應(yīng)該調(diào)整地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，改變傳統(tǒng)小農(nóng)生產(chǎn)的單一局面，充分利用地方優(yōu)勢(shì)資源，發(fā)展地方特色產(chǎn)業(yè)，發(fā)展城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)以促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，形成城鎮(zhèn)化和新農(nóng)村建設(shè)的聯(lián)動(dòng)發(fā)展；同時(shí)完善土地流轉(zhuǎn)和土地收益分配機(jī)制，保護(hù)農(nóng)民的利益；西部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后，農(nóng)民收入較低，政府應(yīng)利用財(cái)政積極建立與完善覆蓋農(nóng)村居民的社保體系，減輕農(nóng)民養(yǎng)老、醫(yī)療等負(fù)擔(dān)，增加農(nóng)民收入，創(chuàng)造農(nóng)民消費(fèi)的有利環(huán)境。

注釋：

① 見前農(nóng)業(yè)部部長(zhǎng)孫政才向全國(guó)人大常委會(huì)作的《國(guó)務(wù)院關(guān)于促進(jìn)農(nóng)民穩(wěn)定增收情況報(bào)告》，2008-08-28。

② 根據(jù)國(guó)家西部大開發(fā)政策的相關(guān)規(guī)定，此處東部地區(qū)是指北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11 個(gè)省級(jí)行政區(qū)；中部地區(qū)指黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8 個(gè)省級(jí)行政區(qū)；西部地區(qū)指四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古12 個(gè)省級(jí)行政區(qū)。

③ 根據(jù) Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，各地區(qū)的模型都適合固定效應(yīng)，所以此結(jié)果基于固定效應(yīng)模型作出。由于本文研究的是總體效應(yīng)，各省的截距項(xiàng)未列出。

④ 張俊偉(2010) 實(shí)證分析結(jié)果顯示財(cái)產(chǎn)性收入增長(zhǎng) 1單位，會(huì)導(dǎo)致當(dāng)年居民消費(fèi)支出增長(zhǎng)2.34個(gè)單位?！敦?cái)產(chǎn)性收入與居民消費(fèi)關(guān)系初探》.中國(guó)經(jīng)濟(jì)時(shí)報(bào)，2010-01-12。

[1] 楊 穎，張 鵬，王 剛，等．中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與收入的實(shí)證分析[J]．經(jīng)濟(jì)論壇，2007(9)：125-127．

[2] 徐 鵬，張 鵬．重慶農(nóng)村居民收入與消費(fèi)的實(shí)證分析[J]．鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)，2008(10)：70-73．

[3] 任志強(qiáng)．我國(guó)農(nóng)村居民收入與消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證分析[J]．消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2008(5)：19-22．

[4] 李金昌，竇雪霞．經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與收入關(guān)系變遷實(shí)證分析[J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2007(7)：45-52．

[5] 于淑波．持久性收入對(duì)中國(guó)農(nóng)民消費(fèi)影響分析[J]．技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2008(2)：71-71．

[6] 李 銳，項(xiàng)海容．不同類型的收入對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響[J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004(6)：9-12．

[7] 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.上半年全國(guó)農(nóng)村居民現(xiàn)金收入增長(zhǎng)8．1%[N/OL]．http//.www.stats.gov.cn.2009-07-24．

[8] 晏耀斌．內(nèi)地社保資金至少需求10萬億，缺口遠(yuǎn)超全年財(cái)政收入[N/OL]． (2009-05-29)http://finance.ifeng.com/news/hgjj.20090529/719169.shtml.

[9] 馬 學(xué)，王慧霞．我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與當(dāng)期收入關(guān)系的實(shí)證研究[J]．經(jīng)濟(jì)研究參考，2007(35)：40-45．

[10] 徐會(huì)奇，李敬強(qiáng)．不同收入來源對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響及對(duì)策[J]．經(jīng)濟(jì)縱橫，2009(3)：44-46．

[11] 朱信凱，中國(guó)人民大學(xué)課題組．流動(dòng)性約束與農(nóng)民消費(fèi)[J]．經(jīng)濟(jì)研究參考，2009(8)：40-50．

[12] 殷善福．我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)函數(shù)模型的實(shí)證研究[J]．安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2009(21)：54-55．

[13] 吳克烈，李匯簡(jiǎn)．消費(fèi)函數(shù)中的邊際消費(fèi)傾向[J]．社會(huì)科學(xué)研究，2004(2)：38-42．

[14] 張秀利，甘春梅．我國(guó)邊際消費(fèi)傾向曲線與政策變動(dòng)的粘性分析[J]．理論與實(shí)踐，2004(3)：77-79．

[15] 熊正賢，翟有龍．鑒于凱恩斯消費(fèi)理論的消費(fèi)函數(shù)研究—以上海、甘肅農(nóng)村居民為例[J]．統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2006(06)：46-47．

[16] 李明賢，黃文清.農(nóng)村經(jīng)營(yíng)管理人才培養(yǎng)及供給機(jī)制的完善——基于現(xiàn)代農(nóng)業(yè)需求視角[J]．湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2009(4)：8-12．

責(zé)任編輯：李東輝

Reevaluation of the relationships between rural residents’ income structure and consumption:Based on the empirical analysis of provincial panel data

LIU Ling-ling，LI Pei
(The Center for Labor Economics, Southwest University of Political Science & Law, Chongqing 401120, China)

F249.27

A

1009-2013(2011)01-0015-05

2010-12-25

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(07ASH008)；西南政法大學(xué)博士科研基金項(xiàng)目

劉苓玲(1971—)，女，重慶市人，博士、教授，研究方向：勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)保障、人力資源管理。