鄒勇樹+向其鳳+余楊

摘要：本文基于2006-2015年我國西部地區(qū)12個省（市、區(qū)）農(nóng)村居民收入和消費支出的面板數(shù)據(jù)，利用分層線性模型，實證分析了西部地區(qū)農(nóng)村居民不同收入來源對其消費行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)農(nóng)村居民不同收入來源的邊際消費傾向存在明顯差異，其中財產(chǎn)性收入的邊際消費傾向最大，其次是轉(zhuǎn)移性收入和工資性收入，最低的是家庭經(jīng)營性收入。農(nóng)村居民工資性收入的邊際消費傾向有著顯著的省際間差異，這種差異跟各省的物價水平和社會保障水平顯著相關(guān)，人均最低生活保障費用和物價水平對工資性收入的邊際消費傾向有著正向影響。最后，據(jù)此提出了促進(jìn)西部農(nóng)村居民消費的對策建議。

關(guān)鍵詞：西部地區(qū)；收入來源；農(nóng)村居民；分層線性模型

一、引言

消費一直是拉動我國經(jīng)濟(jì)增長的主要動力，尤其是"十二五"以來，消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)已經(jīng)超過了投資和進(jìn)出口，平均貢獻(xiàn)率達(dá)到了54.5%。然而，消費不足尤其是居民消費不足問題一直制約著我國的經(jīng)濟(jì)增長。從我國整體消費情況來看，2014年我國最終消費率為37.5%，比1990年最終消費率下降了10.3%，張全紅（2009）通過對1992-2005年中國資金流量表的分析，得出最終消費率的下降主要是因為居民消費率的下降引起的[1]。

廣袤的西部一直是我國經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。隨著西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)獲得了快速增長，農(nóng)村居民的消費水平有了明顯提高。農(nóng)村居民消費對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響日益凸顯，但總體看來，西部地區(qū)農(nóng)村居民的消費水平仍然較低，和其他地區(qū)想比仍然具有一定的差距。要破解西部地區(qū)農(nóng)村居民的消費困境，提高農(nóng)村居民消費需求對經(jīng)濟(jì)增加的貢獻(xiàn)率，就是要從根本上提高農(nóng)村居民的收入水平和邊際消費傾向，使其有能力消費、愿意消費。近年來，隨著不同收入來源的性質(zhì)差異的增大以及它們在收入結(jié)構(gòu)中地位的變化，它們的邊際消費傾向差異也越來越大。因此，探究不同收入來源對西部地區(qū)農(nóng)村居民消費行為的影響及差異，對于尋求西部地區(qū)農(nóng)村居民消費困境的有效途徑具有重要意義。

關(guān)于不同收入來源與消費支出的關(guān)系，最早來源于弗里德曼的持久收入假說。1957年，F(xiàn)riedman在其研究中首次指出必須嚴(yán)格區(qū)分持久性收入和暫時性收入、持久性消費和暫時性消費，才能正確的分析人們的消費行為，并指出持久性收入的消費傾向要高于暫時性收入[2]。在國內(nèi)關(guān)于居民收入的統(tǒng)計中，并沒有持久性收入和暫時性收入的區(qū)分，而是將收入按來源分為四類：工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。國內(nèi)學(xué)者也主要采用不同年份的面板數(shù)據(jù)來分析它們對消費的影響。例如，侯石安和趙和楠在2002-2010年全國30個省份的城鄉(xiāng)居民消費的面板數(shù)據(jù)模型研究中發(fā)現(xiàn)：對農(nóng)村居民而言，工資收入所產(chǎn)生的消費效應(yīng)最大，家庭經(jīng)營純收入的消費效應(yīng)次之，轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入的消費效應(yīng)最小[3]；雷理湘和胡浩的研究也發(fā)現(xiàn)工資性收入是拉動消費的最主要動力，其次是家庭經(jīng)營性收入和轉(zhuǎn)移性收入，財產(chǎn)性收入的增加主要影響非食品消費支出[4]；但紀(jì)明、趙菊花采用1993-2008年數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營性收入的長短期邊際消費傾向均大于工資性收入，轉(zhuǎn)移性收入提升消費具有乘數(shù)效應(yīng)，財產(chǎn)的消費效應(yīng)微弱[5]；郭利波、王玉鋒等人在研究西部11個省2000-2009年的面板數(shù)據(jù)后同樣發(fā)現(xiàn)，西部地區(qū)農(nóng)村居民家庭經(jīng)營收入的消費效應(yīng)最大，工資收入對消費的影響在逐漸提高，轉(zhuǎn)移性收入對消費的影響并不顯著，財產(chǎn)性收入則沒有通過顯著性檢驗[6]。

總體來看，上述學(xué)者采用不同年份面板數(shù)據(jù)，結(jié)果均表明不同收入來源對消費確實有不同的影響，但研究多集中在全國層面，西部農(nóng)村居民的相關(guān)研究較少。其次，現(xiàn)有的文獻(xiàn)大多使用2013年以前的數(shù)據(jù)，時效性不強(qiáng)。特別是近幾年來，國家"精準(zhǔn)扶貧"戰(zhàn)略的實施，使得我國西部地區(qū)農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入變化較大，因此有必要利用新數(shù)據(jù)對收入來源與消費的關(guān)系重新檢驗。再者，已有的研究大多采用面板數(shù)據(jù)模型來研究不同收入來源與消費行為的關(guān)系，在分析不同收入來源的邊際消費傾向差異時并未考慮這種差異來源。鑒于以上原因，本文采用變參數(shù)的分層線性模型來研究西部農(nóng)村居民的邊際消費傾向變化及原因。

二、西部地區(qū)農(nóng)村居民短期邊際消費傾向的差異分析

邊際消費傾向是消費行為研究的焦點。西部地區(qū)農(nóng)村居民的短期邊際消費傾向存在明顯的地區(qū)和時間差異，下面我們著重從這兩個角度來分析西部地區(qū)農(nóng)村居民的短期邊際消費傾向的變化。需要說明的是，由于自2013年起，我國農(nóng)村居民的收入統(tǒng)計逐步由人均純收入改為人均可支配收入，2013年前后農(nóng)村居民的收入統(tǒng)計存在口徑差異，所以未列入2013-2015年的數(shù)據(jù)。

注：數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，此處年度平均邊際消費傾向是取西部各個省份7年邊際消費傾向經(jīng)過人口加權(quán)后得到的平均。

首先，從表1的地區(qū)角度來看，其各個省份之間的短期平均邊際消費傾向存在著明顯的差異。其中，青海省和甘肅省的農(nóng)村居民的邊際消費傾向最高，分別是1.02和1.01；緊隨其后的是貴州省、寧夏自治州、四川省，其平均邊際消費傾向均在0.9到1.0之間，分別是0.91、0.98和0.93；再次是內(nèi)蒙古自治州、陜西省和新疆自治州，它們有相同的短期邊際消費傾向，均是0.88；廣西自治州、云南省、重慶市的平均短期邊際消費傾向較低，均在0.6到0.7之間，分別是0.7、0.62和0.65；而西藏自治州農(nóng)村居民的短期邊際消費傾向最低，僅0.38，也就是說西藏自治州農(nóng)村居民的短期邊際消費傾向只是青海省、甘肅省的三分之一，這一方面表明西藏自治州農(nóng)村居民收入的提高對人均消費的提升作用小，另一方面也表明西部地區(qū)各省份之間短期邊際消費傾向差距很大。產(chǎn)生這一差距的原因可能是西部地區(qū)各個省份的地理位置、消費習(xí)慣、物價等之間的差異，也可能是國家對西部地區(qū)各個省份之間惠農(nóng)支農(nóng)政策的差異。

其次，從表1的時間角度來看，2008年西部地區(qū)農(nóng)村居民短期邊際消費傾向最高1.04，2009年其短期邊際消費傾向最低0.63，大約是2008年其邊際消費傾向的二分之一。不難發(fā)現(xiàn)，2009年前后農(nóng)村居民邊際消費傾向變化最大，其余年份西部地區(qū)農(nóng)村居民的短期邊際消費傾向均在0.7到0.9之間波動。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因，一方面可能是因為2009年房價的突飛猛進(jìn)，還有西部地區(qū)物價的上漲，使得2009年其短期邊際消費傾向猛增；另一方面可能是因為2008年的金融危機(jī)過后，西部地區(qū)農(nóng)村居民預(yù)防性消費動機(jī)明顯，消費行為更加謹(jǐn)慎，使得2008年其短期邊際消費傾向銳減。很顯然，它們反映了西部地區(qū)農(nóng)村居民每年的邊際消費傾向依然存在明顯的差異。endprint

根據(jù)上述分析發(fā)現(xiàn)，無論是西部地區(qū)各個省份之間，還是各年之間，西部地區(qū)農(nóng)村短期邊際消費傾向均存在明顯的差異，這表明將西部地區(qū)各省份農(nóng)村居民的邊際消費傾向視為一成不變的是不合理的，因此有必要建立變參數(shù)的模型來反映西部農(nóng)村居民的實際消費行為。

三、理論分析與模型構(gòu)建

（一）、理論模型

決定消費水平的因素很多，如收入、財產(chǎn)、利率、收入分布等，其中收入是最根本的因素。因此本文農(nóng)村居民一般性的消費函數(shù)可以寫為：

其中Y1為農(nóng)村居民的當(dāng)期收入，X代表影響消費的其他因素。

自上世紀(jì)80年代初期我國農(nóng)村推行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制以后，農(nóng)民開始了以家庭戶為單位的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動。已有的研究表明不同的收入來源，具有不同的邊際消費傾向。為了考察不同收入來源對西部地區(qū)農(nóng)村消費增長的影響，根據(jù)農(nóng)村居民收入的四個來源，我們建立如下的線性模型：

其中，C為西部地區(qū)農(nóng)村居民的人均消費支出，Y1、Y2、Y3和Y4分別表示西部地區(qū)農(nóng)村居民的工資性收入、家庭經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入， 為隨機(jī)干擾項。

根據(jù)凱恩斯的絕對收入假說，邊際消費傾向應(yīng)該是收入的遞減函數(shù)，即不同的收入水平對應(yīng)著不同的邊際消費傾向，收入越高，邊際消費傾向越低。因此在公式（2）中，將自發(fā)性消費 和收入的邊際消費傾向Bo（k=1，2，3，4）設(shè)置為常數(shù)不盡合理。從前文的分析可以看出，不同年份、不同地區(qū)的短期邊際消費傾向是不同的，也就是說，邊際消費傾向具有明顯的省際間差異和時期變異。由于本文所選取的樣本時間間隔較短，主要考慮短期消費函數(shù)，因此不考慮邊際消費傾向隨時間的變異，僅考慮邊際消費傾向的各省差異，將 Bo（k=1，2，3，4）設(shè)為隨各省差異的參數(shù)，模型如下：

（二）邊際消費傾向的差異來源-場景變量的選擇

那么， 的變異從何而來？或者說，是什么導(dǎo)致了邊際消費傾向在個體間的差異？相關(guān)的經(jīng)濟(jì)理論和實證研究認(rèn)為：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、物價、消費結(jié)構(gòu)、社會保障、收入差距和不確定性等都會影響居民的邊際消費傾向。凱恩斯的邊際消費傾向遞減觀點，表明隨著收入水平的提高，居民的邊際消費傾向會越來越低?？紤]到收入水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高度正相關(guān)，為了避免變量的重復(fù)，我們使用人均GDP代表一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用來度量收入水平對邊際消費的影響；同樣基于凱恩斯理論，劉長庚和呂志華（2005）認(rèn)為，收入一定的條件下，國民收入分配的情況直接影響居民的消費傾向，收入分配較公平的社會，居民收入差距小，社會的邊際消費傾向高，反之則較低[7]；物價也是影響邊際消費傾向的重要因素。由于消費的"棘輪效應(yīng)"，一個地區(qū)的物價水平越高，為了保持生活水平不下降，收入不變的情況下，老百姓的收入中的支出比例必然越高，因此物價對邊際消費傾向應(yīng)有正向影響；消費結(jié)構(gòu)對邊際消費影響也有著一定的影響。劉強(qiáng)（2006）提出了消費結(jié)構(gòu)變動與消費傾向之間的影響關(guān)系，由于相關(guān)政府政策支持力度的缺乏，我國居民在教育、醫(yī)療、住房等方面的負(fù)擔(dān)過重，從而導(dǎo)致其他項目的消費受到抑制[8]。事實是，消費結(jié)構(gòu)越低的人群，其生活必需品的支出占比越高，他們在其他方面往往更加匱乏，收入增加后，改善生活提高消費水平的愿望更迫切，因此該有著更高的邊際消費傾向；現(xiàn)代消費理論認(rèn)為預(yù)防性儲蓄動機(jī)和流動性約束是制約著消費的重要因素。因此，不確定性及緩解不確定性的社會保障制度都是影響邊際消費傾向的原因；劉長庚和呂志華（2005）認(rèn)為社會保障制度的不完善，社會體制改革增加了居民收支預(yù)期的不確定性，進(jìn)而降低了居民的邊際消費傾向[7]；李承政和楊泰杰（2011）對農(nóng)村居民邊際消費傾向與其影響因素關(guān)系的實證分析結(jié)果表明消費習(xí)慣、實際收入增長率、不確定性和流動性約束是農(nóng)村居民邊際消費傾向的主要影響因素[9]。

式（3）和式（4）合并起來是一個兩層的線性模型。式（3）稱為1水平模型，描述了農(nóng)村居民消費者個體的消費行為，并假設(shè)不同收入來源的邊際消費傾向和自發(fā)性消費存在對象間變異。式（4）稱為2水平模型，表示第j個個體的邊際消費傾向和自發(fā)性消費差異可以由個體的特征 來介紹。將（4）帶入（3），得到總模型：

四、數(shù)據(jù)說明及變量定義

（一） 數(shù)據(jù)說明

本文選擇的數(shù)據(jù)包括西部地區(qū)12個?。ㄊ小^(qū)），由于自2005年起各地區(qū)人口數(shù)據(jù)才開始按照常住人口口徑統(tǒng)計，因此數(shù)據(jù)的時間跨度選為2006-2015年。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于西部12個省（市、區(qū)）的統(tǒng)計年鑒。

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》計算整理后得到。

（二） 變量定義

在多層模型分析中，結(jié)局變量是在個體水平測量的變量，而解釋變量則既在個體變量（微觀水平），也在組群水平（宏觀水平）測量。在本文中，我們以西部省（市、區(qū)）為2水平，以各省（市、區(qū)）每年的觀測值為1水平。結(jié)局變量為西部地區(qū)第j個?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村居民第i年的人均消費支出，水平1解釋變量為不同來源的人均收入：工資性收入、家庭經(jīng)營性純收入 、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入。水平2解釋變量是在組水平上測量的變量，也稱為場景變量。我們用各省份的人均GDP（PGDP）代表收入水平，用各省份的消費者物價指數(shù)CPI代表物價水平，用各省份農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)（ECF）代表該省份的農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)，用各省份農(nóng)村居民的人均最低生活保障費SS代表社會保障水平，用GINI和UCT分別代表各省份農(nóng)村居民內(nèi)部收入差距和收入的不確定性。具體變量定義如下表3所示。

1、在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中，度量收入差距的方法和指標(biāo)很多，其中最常用的主要有三種：五等分比差法、洛倫茲曲線和基尼系數(shù)。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文根據(jù)分組資料，按幾何圖形分塊近似逼近計算的方法來計算基尼系數(shù)。

2、不確定性是消費者的一種主觀感受，每個人對不確定性的判斷是不相同的。因此不確定性的測量一致是經(jīng)濟(jì)學(xué)界的一個難題。本文采用郭亞軍（2009）的方法進(jìn)行不確定性的測量[10]。鑒于農(nóng)村居民的收入具有較為穩(wěn)定的增長率，所有首先采用指數(shù)模型估計各省農(nóng)村居民收入的變化趨勢，得到農(nóng)村居民收入的趨勢值。用 作為第t年收入不確定性的量化值，取各省最近10年的平均值作為該省農(nóng)村居民收入不確定的度量。endprint

五、模型的估計和檢驗

（一）對數(shù)據(jù)層次結(jié)構(gòu)的檢驗-空模型

首先運用SAS9.2軟件對空模型進(jìn)行估計，輸出的協(xié)方差參數(shù)估計部分報告了水平1隨機(jī)截距方差和水平1殘差方差估計：

二者中只有水平1殘差方差顯著，水平1隨機(jī)截距并不顯著，它說明西部地區(qū)各?。ㄊ?、區(qū)）農(nóng)村居民的平均消費水平（自發(fā)性消費）差異并不明顯。根據(jù)原始數(shù)據(jù)，2006年西部地區(qū)農(nóng)戶人均消費最高的是內(nèi)蒙古自治區(qū)3341.9，人均消費最低的是貴州省1984.6，可知西部地區(qū)12個?。ㄊ?、區(qū)）在2006年的消費支出相差不大，這也驗證了水平1隨機(jī)截距不顯著的結(jié)論。

（二）模型的檢驗和選擇

盡管空模型檢驗的結(jié)果發(fā)現(xiàn)自發(fā)性消費差異并不顯著，但從經(jīng)濟(jì)意義上考慮，自發(fā)性消費仍是影響居民消費的重要因素，隨后仍然引入場景變量來解釋自發(fā)性消費在省際間的變化。運行SAS9.2軟件估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)截距模型中僅加入2水平變量 后顯著，而加入其它場景變量均不顯著，且符號為正，表明人均GDP與自發(fā)性消費支出正相關(guān)，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著的影響農(nóng)村居民的自發(fā)性消費，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，農(nóng)村居民的自發(fā)性消費越高。

相比自發(fā)性消費，我們更關(guān)注邊際消費傾向，隨后在模型中納入1水平變量。由于將四個1水平變量同時設(shè)為隨機(jī)斜率時，模型不能收斂，因此在探索性建模中，逐步檢驗了四個解釋變量水平1斜率的隨機(jī)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)將截距項和水平1解釋變量 設(shè)為隨機(jī)項時，模型收斂且有最小的信息準(zhǔn)則值，模型最佳。由上述分析可知最終模型如下：

運用SAS9.2軟件估計模型（9），發(fā)現(xiàn)部分2水平解釋變量不能通過顯著性檢驗，考慮到變量間可能存在相關(guān)關(guān)系，導(dǎo)致固定效應(yīng)不顯著，因此依次單個引入2水平變量，估計結(jié)果如表4所示。

從逐步引入2水平解釋變量后模型的固定效應(yīng)估計結(jié)果來看，CPI、ECF和SS均對工資性收入的邊際消費傾向5%水平下影響顯著，其余場景變量（PGDP、GINI和NCT）均不顯著。隨后將CPI、ECF和SS同時引入模型，發(fā)現(xiàn)引入后新模型中ECF不在顯著，考慮刪除不顯著的變量，得到最終模型7。從模型7的估計結(jié)果來看，變量CPI和SS顯著，變量ECF和PGDP不顯著。引入2水平變量CPI和SS后， =41729，不顯著， =0.03423，顯著性由原來的5%變得不顯著，表明截距項不存在顯著的對象間差異，斜率 存在顯著的對象間差異，但可以用SS和CPI解釋。 =108621，在5%的水平下顯著，但比空模型的 有大幅的下降。這表明西部地區(qū)12個省份農(nóng)村居民的人均消費支出中，自發(fā)性消費部分沒有明顯的省際差異，但工資性收入的邊際消費傾向有著顯著的對象間差異，這種差異可由各省的物價水平和社會保障水平不同來解釋。四種收入來源和物價水平、社會保障水平能夠較好的解釋西部農(nóng)村居民的人均消費支出。

從模型7的固定效應(yīng)參數(shù)大小看，截距項的估計值為 =-111.49，不顯著，沒有實際含義。財產(chǎn)性收入的邊際消費傾向最高 =4.5984（P<0.005），它表明其他收入不變的情況下，財產(chǎn)性收入每提高1元，西部地區(qū)農(nóng)村居民的人均消費平均增加4.5984元；其次是轉(zhuǎn)移性收入， =1.0247（P<0.005），即轉(zhuǎn)移性收入每提高1元，西部地區(qū)農(nóng)戶的人均消費平均增加1.0247元；經(jīng)營性收入的邊際消費傾向較小 =0.5408（P<0.005），表明家庭經(jīng)營收入每提高1元，西部地區(qū)農(nóng)戶的人均消費平均增加0.5408元。

從模型7交互項估計結(jié)果來看，工資性收入對西部地區(qū)農(nóng)戶人均消費影響較大，在不考慮其省際間差異（不引入2水平變量）的情況下， =1.1151，表示工資性收入每提高1元，西部地區(qū)農(nóng)村居民的人均消費平均增加1.1151元。但是工資性收入的邊際消費傾向受物價水平和社會保障的影響，人均最低生活保障費用每增加1元，工資性收入的邊際消費傾向平均增加0.0049，這一影響在5%的顯著性水平下顯著；物價水平每上升1個百分點，工資性收入的邊際消費傾向平均增加0.0145，這一影響具有弱顯著性，僅在10%的顯著性水平下顯著。在考慮了物價水平和社會保障的影響后，工作性收入的邊際消費傾向變得不顯著。

六、主要結(jié)論與對策建議

本文利用省級宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)建立了西部地區(qū)農(nóng)村居民人均消費支出的分層線性模型，結(jié)果表明，農(nóng)村居民四種收入來源的邊際消費傾向存在明顯差異，物價、社會保障水平能較好的解釋邊際消費傾向在省際間的差異。

（1）西部各省份農(nóng)村地區(qū)的自發(fā)性消費水平不存在顯著的差異，家庭經(jīng)營收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的邊際消費傾向存在較小的對象間變異，而工資性收入的邊際消費傾向存在顯著的對象間變異。

（2）不同的收入來源有不同的邊際消費傾向，其中財產(chǎn)性收入的邊際消費傾向最大，達(dá)到了4.5984，其次是轉(zhuǎn)移性收入和工資性收入，在1左右，最低的是家庭經(jīng)營收入，僅0.5408。

（3）農(nóng)村居民工資性收入的邊際消費傾向有著顯著的對象間變異，這種變異跟各省的物價水平和社會保障水平差異顯著相關(guān)，人均最低生活保障費用對工資性收入的邊際消費傾向有著顯著的正向影響，物價水平對工資性收入的邊際消費傾向有一個弱顯著的正向影響。

針對上述結(jié)論我們提出如下對策建議：

首先，要想方設(shè)法增加西部地區(qū)農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入。財產(chǎn)性收入是家庭已有固定資產(chǎn)的增值部分，我國西部地區(qū)農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入主要來自于儲蓄、不動產(chǎn)收入，因此宏觀上應(yīng)采用合理的貨幣政策保障金融市場的均衡以及資產(chǎn)價格的穩(wěn)定波動，讓不確定性降到最低。微觀上應(yīng)進(jìn)一步明晰農(nóng)民產(chǎn)權(quán)，加速實現(xiàn)"三權(quán)"（土地經(jīng)營承包權(quán)、宅基地使用權(quán)、集體經(jīng)濟(jì)收益權(quán)）的資產(chǎn)化，使其可以方便抵押、轉(zhuǎn)讓、出售等，提高農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入，充分發(fā)揮財產(chǎn)性收入在促進(jìn)西部地區(qū)農(nóng)村居民消費中的重要作用。endprint

其次，要繼續(xù)加大對西部貧困地區(qū)農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移支持力度，完善土地征用補(bǔ)償機(jī)制和農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)制度，加強(qiáng)對西部農(nóng)業(yè)的支持和保護(hù)，特別是在穩(wěn)定和提高各種農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼和農(nóng)產(chǎn)品保護(hù)價格標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)一步增加農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入。

第三，要積極推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，大力提高農(nóng)村居民的工資性收入水平。一方面要積極扶持當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)，實施產(chǎn)業(yè)扶貧戰(zhàn)略，建設(shè)新型城鎮(zhèn)，增加當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會；另一方面要加大農(nóng)民職業(yè)技能培訓(xùn)的力度，促進(jìn)農(nóng)村勞動力向城市的轉(zhuǎn)移。

最后，要繼續(xù)完善西部地區(qū)農(nóng)村居民的社會保障制度，建立城鄉(xiāng)一體化的居民社會保障體系，提高西部地區(qū)農(nóng)村居民最低生活保障水平、醫(yī)療保障水平，普及養(yǎng)老保險，減輕西部地區(qū)農(nóng)村居民對未來的不確定性，降低其預(yù)防性儲蓄，進(jìn)而提升其邊際消費傾向。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 張全紅，中國消費率問題研究-1992-2005年中國資金流量表的分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2009（10）：99-105.

[2] Friedman，M.A Theory of the Consumption Function[M].Princeton：Princeton University Press，1957

[3] 侯石安，趙和楠.城鄉(xiāng)居民收入來源構(gòu)成對其消費行為的影響[J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2012（6）：28-34.

[4] 雷理湘，胡浩. 農(nóng)村居民不同收入來源的邊際消費傾向?qū)嵶C分析-基于 1997-2013 年分省面板數(shù)據(jù)[J].消費經(jīng)濟(jì)，2015（06）：34-39.

[5] 紀(jì)明，趙菊花.影響中國農(nóng)村居民消費的不同來源收入分析-基于LCH-PIH理論模型的實證研究[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010（11）：69-74.

[6] 郭利波，王玉峰，蔣遠(yuǎn)勝.西部地區(qū)農(nóng)村居民不同來源的收入對其消費的影響[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì)，2012（4）：153-155.

[7] 劉長庚，呂志華.改革開放以來我國居民邊際消費傾向的實證研究[J].消費經(jīng)濟(jì)，2005（4）：44-47.

[8] 劉強(qiáng).誰擠占了消費需求 教育醫(yī)療住房三大支出負(fù)擔(dān)過重[J].中國國情國力，2006（10）：16-18.

[9] 李承政，楊泰杰.農(nóng)村居民邊際消費傾向與其影響因素關(guān)系的實證分析[J].統(tǒng)計與決策，2011（21）：117-119.

[10] 郭亞軍.中國農(nóng)村居民消費及其影響因素分析[M].中國農(nóng)業(yè)出版社，2009.

基金項目：本文得到了教育部人文社會科學(xué)研究西部和邊疆地區(qū)項目（12XJC790007）和云南財經(jīng)大學(xué)校級科研項目（YC2014D30）的資助。

注：2013年之前農(nóng)村僅統(tǒng)計家庭經(jīng)營性純收入，之后開始統(tǒng)計家庭經(jīng)營可支配收入。endprint