孫趙勇，扈文秀

(西安理工大學 經(jīng)濟與管理學院，陜西 西安 710054)

中國經(jīng)濟在經(jīng)歷了連續(xù)30多年的高速增長后，受國內(nèi)外多方面因素的影響，進入增速放緩和結(jié)構調(diào)整的“新常態(tài)”發(fā)展階段。在此階段，農(nóng)村居民收入增加和消費水平提高的壓力加大，農(nóng)村居民區(qū)域消費差距有可能進一步擴大。消除農(nóng)村居民收入和消費區(qū)域不平衡的因素，實現(xiàn)城鄉(xiāng)一元化和區(qū)域均衡發(fā)展，成為我國現(xiàn)階段區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展迫切需要解決的難題。研究中國農(nóng)村居民消費變化的特征事實，結(jié)合經(jīng)驗分析收入和收入結(jié)構因素對農(nóng)村居民消費變化的影響顯得尤為重要。

隨著城鎮(zhèn)化進程的加快，大量農(nóng)村剩余勞動力在城鎮(zhèn)就業(yè)，農(nóng)村居民的非農(nóng)收入大幅增加，使得農(nóng)村居民消費水平也有所提高。學者們還多角度證實了農(nóng)村居民收入對農(nóng)村居民消費的影響存在顯著差異。Baker和Yannelis[1]研究了居民家庭收入變化與各項消費支出的關系，提出未來收入預期也對家庭的消費決策有重大影響。祁毓[2]的研究結(jié)果表明，不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響存在顯著差異；王艷等[3]研究了農(nóng)村居民收入結(jié)構對農(nóng)村居民消費的影響，研究表明，非農(nóng)收入占比提高有利于促進消費結(jié)構的升級。這些研究僅僅從農(nóng)村居民的總收入或單項收入考察其對消費的影響，忽視了收入結(jié)構特征對消費的影響，且沒有考察相關變量的空間關聯(lián)性以及由此引起的間接效應、直接效應和反饋效應。由于農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距較大，收入結(jié)構特征差異明顯，不同區(qū)域農(nóng)村居民消費支出表現(xiàn)出不同的變化特征。各地區(qū)農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構共同影響農(nóng)村居民消費區(qū)域不均衡趨勢，導致同項收入對農(nóng)村居民消費的影響具有空間異質(zhì)性，其估計結(jié)果會存在偏誤。

國內(nèi)外很多研究為收入和消費具有不同的區(qū)收斂趨勢提供了經(jīng)驗證據(jù)。Heathcote等[4]研究表明，消費的不均衡程度要低于收入的不均衡程度。研究普遍采用標準差和變異系數(shù)[5]、泰爾指數(shù)分解方法[6]、基尼系數(shù)[7]、確定臨界值[8]等方法，測度不均衡程度，判斷其是否收斂。這些研究僅僅靜態(tài)判斷某時期內(nèi)，農(nóng)村居民收入或消費的收斂或發(fā)散，沒有考慮區(qū)域間的收入或消費的趕超因素；對于消費支出變化的研究，也沒有考慮收入結(jié)構因素。與現(xiàn)有研究相比，本文的研究主要有如下貢獻：第一，與現(xiàn)有大量研究農(nóng)村居民消費省域差異文獻不同的是，本文將農(nóng)村居民消費省域σ收斂分解為β收斂測度和流動指數(shù)兩部分，從落后地區(qū)的消費增速及“蛙跳”趕超兩個視角，全面考察了省際農(nóng)村居民消費收斂趨勢及其原因；第二，由于消費支出受到收入水平、收入結(jié)構和消費偏好的影響，本文將農(nóng)村居民消費支出變化分解為收入效應、收入結(jié)構效應和平均消費傾向效應，較好地解釋了31個省市農(nóng)村居民消費變化的原因；第三，考慮到鄰近地區(qū)的農(nóng)村居民消費、收入及收入結(jié)構存在空間關聯(lián)性，并存在反饋效應，用空間面板數(shù)據(jù)模型分析31個省市農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構，對鄰近地區(qū)農(nóng)村居民消費的直接效應和間接效應進行了經(jīng)驗實證，其實證結(jié)果有助于政策制定者在落后地區(qū)農(nóng)村居民收入趕超和收入結(jié)構變化方面，促進農(nóng)村居民消費區(qū)域收斂，從而實現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展。

1 農(nóng)村居民消費變化的特征事實分析

1.1 省際農(nóng)村居民消費的收斂特征

Donal o’neill等[9]在分析兩時期收入收斂變化時，提出了不同于傳統(tǒng)的σ收斂和β收斂的非參數(shù)估計框架，并將S-Gini系數(shù)的變化進行分解，以識別收斂過程的變化。本文借鑒該方法，測度全國31個省市農(nóng)村居民收入和消費支出不均等程度的收斂特征。S-Gini系數(shù)可以表述為：

(1)

式中：f(x)為x的概率密度函數(shù)；01，v(1-p)v-1>0，其中v是不平等的厭惡參數(shù)；v=2時，G(2)為基尼系數(shù)，當v>2時，v(1-p)v-1>2(1-p)，表明S-Gini系數(shù)計算中，對數(shù)值較小的x賦予的權重較高，當1

設f(x0,x1)為0期和1期x的聯(lián)合分布函數(shù)，G(v)的變化可分解為：

(2)

式(2)可分解為：

ΔG(v)=R(v)-P(v)

(3)

其中：

(4)

(5)

ΔG(v)是σ收斂的測度，是從S-Gini系數(shù)的變化判斷不同地區(qū)收入的分布變化。若ΔG>0不平等程度上升，表現(xiàn)出發(fā)散特征；若ΔG<0不平等程度下降，表現(xiàn)出收斂特征。

P(v)是β收斂的一種測度，能反映收入或消費支出較低地區(qū)的增長程度。若p(v)=0，那么所有地區(qū)的增長率相等；若P(v)>0，則收入較低或消費支出較低的地區(qū)增長更快，不平等程度下降；若P(v)<0，則收入高或消費支出較高的地區(qū)增長更快。

R(v)是測度排序變化的流動指數(shù)，是在最終分布狀態(tài)條件下，考察x排序的變化導致的不平等程度，反映各地區(qū)收入或消費支出排序的變化。若R(v)>0，則存在“蛙跳”趕超，部分省市收入或消費支出排序大幅上升。

農(nóng)村居民收入由工資性收入、家庭經(jīng)營純收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四部分組成，其中家庭經(jīng)營純收入主要為農(nóng)業(yè)收入，其余各類收入為非農(nóng)收入。收入結(jié)構變量由非農(nóng)收入在純收入總和中的占比來表示?；?997—2015年31個省市農(nóng)村居民人均純收入(Y)、農(nóng)村居民人均消費支出(C)數(shù)據(jù)，計算了收入結(jié)構(S)(數(shù)據(jù)來源為歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》)，并分年度對其S-Gini系數(shù)的P指數(shù)和R指數(shù)分別進行測算。2013年對農(nóng)村居民人均凈收入和純收入都進行了統(tǒng)計，而在2014年和2015年僅統(tǒng)計了農(nóng)村居民人均凈收入，缺失農(nóng)村居民人均純收入的相關數(shù)據(jù)。由于凈收入和純收入之間的比例關系短期不會發(fā)生較大變化，故根據(jù)2013年農(nóng)村居民人均凈收入和純收入比例，估計2014年和2015年31個省市農(nóng)村居民人均純收入。測算結(jié)果顯示，我國31個省市農(nóng)村居民收入結(jié)構排序波動指數(shù)大于消費和收入排序波動指數(shù)，且收入結(jié)構快速收斂，由于其鄰近抑制作用，有助于消費水平較低的省市趕超其他消費水平較高的省市，促進農(nóng)村地區(qū)消費水平收斂。2009年以來我國農(nóng)村居民消費支出和純收入均表現(xiàn)出收斂特征，然而農(nóng)村居民消費支出存在“蛙跳”趕超現(xiàn)象，而農(nóng)村居民收入則沒有“蛙跳”趕超現(xiàn)象，說明農(nóng)村居民消費“蛙跳”一定程度上是收入結(jié)構收斂導致的。2006年以來農(nóng)村居民人均純收入表現(xiàn)出穩(wěn)定的σ收斂，2009年以來出現(xiàn)β收斂趨勢，故以2006年為節(jié)點，分別測算1997—2015年、1997—2006年和2006—2015年三個時間段的測算結(jié)果，如表1所示。

表1 中國31個省市農(nóng)村居民收入、消費及消費結(jié)構不均等變化分解

由表1可知，1997—2015年間，農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出均呈現(xiàn)出發(fā)散特征，表明這18年間我國地區(qū)人均收入和人均生活消費支出差距擴大了，且消費差距要大于收入差距。2015年31個省市農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出不均衡程度要大于1997年的不均衡程度。農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費表現(xiàn)出相同的收斂和發(fā)散趨勢，但消費支出收斂速度慢于收入收斂速度。1997—2006年間，農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出差距迅速擴大；2006年以來，農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出的差距才逐步縮小，表現(xiàn)出σ收斂和β收斂。

農(nóng)村居民收入結(jié)構自1997年以來表現(xiàn)出趨同特征，出現(xiàn)σ收斂和β收斂特征；收入結(jié)構排序波動指數(shù)大于消費和收入排序波動指數(shù)，消費排序波動指數(shù)大于收入排序波動指數(shù)。農(nóng)村居民消費支出存在小幅“蛙跳”趕超，而農(nóng)村居民收入則沒有“蛙跳”趕超現(xiàn)象，說明落后省市的消費支出的“蛙跳”是由收入結(jié)構變化引起的，而其收入增長幅度太小，沒能出現(xiàn)趕超現(xiàn)象。落后地區(qū)收入結(jié)構“蛙跳”現(xiàn)象明顯，各地區(qū)農(nóng)村居民收入結(jié)構快速收斂。隨著城市化進程高速推進，農(nóng)村居民跨區(qū)域大規(guī)模流動，農(nóng)村居民收入結(jié)構受政策和經(jīng)濟環(huán)境影響加大。非農(nóng)收入在收入中所占比重大幅增加，使得農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構迅速收斂。加大落后地區(qū)的基礎設施投資，增加落后地區(qū)的收入增長幅度，促進落后地區(qū)的收入“蛙跳”，進而實現(xiàn)農(nóng)村居民消費支出的均衡增長。

1.2 農(nóng)村居民消費變化的收入結(jié)構因素分析

農(nóng)村居民收入結(jié)構的變化是消費變化的重要原因，各項收入來源的不確定性，影響到農(nóng)村居民的收入預期，使得消費支出受到收入結(jié)構的影響。在分析農(nóng)村居民消費變化時除了考慮收入因素、消費傾向因素，還需要考慮收入結(jié)構的變化。因而對消費變化進行因素分解，將其分解為收入效應、收入結(jié)構效應和平均消費傾向效應三部分。設定T期農(nóng)村居民消費為CT，農(nóng)村居民某種收入為YfT，f為收入類別，分為工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入，農(nóng)村居民總收入為YT，SfT為單項收入f在總收入中所占比重，APCT為T期平均消費傾向，則有：

(6)

平均消費傾向不變條件下，消費從0期到T期的變化量可分解為：

(7)

其中，第一項為收入效應，表示各項收入占比不變條件下，非農(nóng)收入變化對消費總量的影響；第二項為收入結(jié)構效應，表示在各項收入不變條件下，非農(nóng)收入占比變化對消費總量的影響；第三項為平均消費傾向效應，表示在各項收入占比與各項收入不變條件下，平均消費傾向?qū)οM總量的影響；R為消費變化總量分解的剩余項。

表2 2009—2015年31個省市農(nóng)村居民消費支出變動因素分解

通過對31個省市農(nóng)村居民收入和消費支出的分年度數(shù)據(jù)計算可知，自2009年以來31個省市農(nóng)村居民收入和消費支出均表現(xiàn)出σ收斂和β收斂特征，對2009—2015年31個省市農(nóng)村居民收入對消費變化的影響進行因素分解，分解結(jié)果如表2所示。

由表2的分解結(jié)果可知，2009至2015年間，非農(nóng)收入增加是導致消費增長的主要原因，收入結(jié)構變化和消費傾向變化也都不同程度影響了農(nóng)村居民消費支出。浙江、海南和新疆三個省的收入效應均大于10 000，其收入大幅提高是其消費支出變化的主要原因；收入效應小于5 000的省份有吉林、黑龍江、西藏、甘肅，其收入增幅較小，對消費影響較低。除吉林、上海和西藏三省市外，其余28個省市非農(nóng)收入的增加比例超過農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的增加比例。吉林、上海、西藏收入結(jié)構效應為正值，三省市的非農(nóng)收入在總收入中的占比分別下降4.29%、1.57%、4.65%，由于這三個省市農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入得到大幅提高，導致吉林、上海、西藏三省市總消費上升。結(jié)構效應明顯的省有浙江、河南、海南和新疆，其結(jié)構效應絕對值均大于1 000，這四個省農(nóng)村居民非農(nóng)收入比例增加的幅度最大。省際間農(nóng)村居民的平均消費傾向效應也存在較大差異。黑龍江、上海、浙江、山東、廣西、四川、云南、西藏、陜西九個省市的平均消費傾向效應小于零，反映出這九個省市的平均消費傾向下降，消費支出在收入中的占比下降；其余27個省市的平均消費傾向效應大于零，反映出我國大部分省市的農(nóng)村居民平均消費傾向上升，消費意愿增強。黑龍江、浙江、山東、四川、云南、陜西六省的收入結(jié)構效應和平均消費效應均小于零，說明其消費支出增加是由收入總額和非農(nóng)收入增加引起的。

2 農(nóng)村居民消費的空間關聯(lián)性及影響估計

農(nóng)村居民大規(guī)模外出務工，對流出地和流入地產(chǎn)生影響。農(nóng)村居民消費存在示范效應，城鄉(xiāng)之間及農(nóng)村居民之間相互影響。地理上的鄰近關系影響農(nóng)村居民的消費習慣，在研究農(nóng)村居民消費變化時不能忽略空間關聯(lián)性。目前，空間權重矩陣有鄰接矩陣、反距離矩陣、經(jīng)濟特征矩陣等多種形式。鄰接矩陣設定鄰接空間樣本點具有相同的影響強度；經(jīng)濟特征矩陣更適合反映區(qū)域經(jīng)濟間的貿(mào)易關系。而我國各省市經(jīng)濟發(fā)展不均衡，農(nóng)村居民傾向于向距離較近的經(jīng)濟中心遷徙，因此省市間的鄰近距離能夠較好地測度空間關聯(lián)，由此可創(chuàng)造一個以距離為基礎的空間權重矩陣。根據(jù)省會城市的經(jīng)度和緯度計算兩地省會之間的地理距離dij(i,j=1，2，…，N，N=31)，因為距離近則權重大，距離遠則權重小，故以其倒數(shù)為權重，地理距離空間權重矩陣W中的第i行第j列元素為：

(8)

全國農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出自2007年表現(xiàn)出σ收斂和β收斂特征。為了從農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構，研究農(nóng)村居民消費變化的影響因素，對2007—2015年間的面板數(shù)據(jù)展開實證分析。對2007—2015年農(nóng)村居民人均消費(C)、農(nóng)村居民人均純收入(Y)和收入結(jié)構(S)取自然對數(shù)，計算Moran’s I指數(shù)，檢驗區(qū)域變量是否存在空間關聯(lián)性，計算結(jié)果如表3所示。

表3 2007—2015年中國農(nóng)村居民消費、收入和收入結(jié)構的Moran’s I 檢驗值

注：括號內(nèi)為Z值。

由表3可知，ln(C)、ln(Y)和ln(S)的Moran’I指數(shù)都為正值，Z統(tǒng)計量的值都大于5%顯著性水平下的臨界值1.65，說明我國農(nóng)村居民消費支出、農(nóng)村居民純收入、農(nóng)村居民收入結(jié)構在省際空間分布具有顯著的空間依賴性，相鄰省市農(nóng)村居民消費、收入和收入結(jié)構相互影響，且收入的空間相關性最強。相鄰省市間的空間關聯(lián)性是影響農(nóng)村居民消費收斂的重要因素之一。因此，在研究我國農(nóng)村居民收入及收入結(jié)構對消費的影響時，不能忽視各變量在省際間的溢出效應。設定考慮空間滯后和空間誤差的農(nóng)村居民消費支出空間面板模型為：

(9)

空間面板數(shù)據(jù)模型分為空間固定效應模型、時間固定效應模型和空間時間固定效應模型三種類型，需要選擇合適的空間面板數(shù)據(jù)模型來擬合數(shù)據(jù)。為了檢驗空間滯后模型或空間誤差模型哪個更合適，首先估計沒有空間作用效應的非空間面板數(shù)據(jù)模型，其估計結(jié)果如表4所示。

表4 無空間交互影響的面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值。

由表4中LM檢驗和Robust LM檢驗可知，在5%顯著性水平下，空間固定效應模型分別拒絕了沒有空間滯后被解釋變量的原假設和沒有空間自相關誤差的原假設；在5%顯著性水平下，時間效應模型不能拒絕空間滯后被解釋變量的原假設，但拒絕了沒有空間誤差的原假設；在5%顯著性水平下，空間和時間固定效應模型不能拒絕沒有空間滯后和空間自相關誤差的原假設。由空間固定效應的聯(lián)合非顯著性LR檢驗可知，LR1=321.91>χ2(31)，拒絕空間固定效應的聯(lián)合非顯著性原假設；由時間固定效應的聯(lián)合非顯著性LR檢驗可知，LR2=79.55>χ2(19)，拒絕時間固定效應的聯(lián)合非顯著性原假設。所有模型可擴展為具有空間時間固定效應模型。模型擴展為包含空間滯后被解釋變量的具有空間和時間固定效應的空間滯后模型，估計結(jié)果如表5所示。

表5 時間和空間固定效應的空間杜賓(SDM)模型

注：決定因素部分括號內(nèi)為t值；檢驗統(tǒng)計量部分括號內(nèi)為p值。

表5中，由Wald檢驗和LR檢驗結(jié)果可知，拒絕空間杜賓模型簡化為空間誤差模型和空間滯后模型的原假設，故應該采用空間杜賓模型。在非空間面板模型中，農(nóng)村居民消費的收入效應與收入結(jié)構效應對消費支出具有顯著影響，消費收入彈性為0.643 4，消費收入結(jié)構彈性為0.114 8，農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構對消費支出具有正向作用。各省市農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構具有空間相關性，存在正的外溢效應；在5%顯著性水平下，收入結(jié)構空間相關性不顯著，非農(nóng)收入比重上升對鄰近省市具有負的外溢效應。空間滯后被解釋變量(W×ln(C))的系數(shù)為負值，說明各省市農(nóng)村居民消費存在負的空間溢出效應，某省市農(nóng)村居民消費支出的提高，對相鄰省市農(nóng)村居民消費支出具有負向影響。在具有空間和時間固定效應的空間杜賓模型中，由于空間滯后被解釋變量(W×ln(C))與解釋變量自身的空間滯后變量(W×ln(S)和W×ln(Y))的共同作用，不同區(qū)域間農(nóng)村居民收入與收入結(jié)構，對農(nóng)村居民消費的影響存在反饋效應，即本省市農(nóng)村居民收入、收入結(jié)構和消費支出，通過對鄰近省市的影響傳導回來，進而影響本省市農(nóng)村居民消費。收入及收入結(jié)構的直接和間接效應空間杜賓模型估計結(jié)果如表6所示。

表6 空間杜賓模型的直接和間接效應估計

注：括號內(nèi)為t值。

由表6可知，收入直接效應為0.547 0，收入結(jié)構的直接效應為0.136 5；非空間模型中，消費收入彈性為0.643 4，被高估17.62%，消費收入結(jié)構彈性為0.114 8，被低估了15.90%。收入的反饋效應值為0.025 6，收入結(jié)構的反饋效應值為-0.004 5?？臻g關聯(lián)作用使得收入具有正的反饋效應、收入結(jié)構具有負的反饋效應，且收入反饋效應遠遠大于收入結(jié)構的反饋效應。實證結(jié)果表明，農(nóng)村居民純收入上漲不僅會影響本地居民消費(消費收入彈性為0.547 0)，而且會影響鄰近省市農(nóng)村居民消費(其消費收入彈性為1.251 9)，其收入的增加對鄰近省市的外溢效應還要大于其對本地農(nóng)村居民消費的影響。隨著商品的流通成本下降和勞動力在鄰近區(qū)域流動性增強，居民間收入和消費的關聯(lián)性將進一步增強。政府應進一步消除生產(chǎn)要素區(qū)域流動的制度障礙，并加大落后地區(qū)的農(nóng)村基礎設施建設，降低商品流通成本，增加鄰近區(qū)域間農(nóng)村居民收入和消費的關聯(lián)性。農(nóng)村居民收入結(jié)構的變化對鄰近省市農(nóng)村居民消費支出具有一定的影響。收入結(jié)構中非農(nóng)收入的增加能夠促進本地農(nóng)村居民消費(消費收入結(jié)構彈性為0.136 5)，對鄰近省市農(nóng)村居民的消費具有抑制作用(消費收入結(jié)構彈性為-0.232 6)。這種抑制作用說明，目前農(nóng)村居民的非農(nóng)收入存在較強的競爭性，政府的各項影響農(nóng)村居民收入的政策應考慮其外溢效應。政府在促進中西部地區(qū)小城鎮(zhèn)建設，增加農(nóng)村居民工資性收入的同時，應考慮新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的培養(yǎng)，增加新型農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)收入。

3 結(jié)論和政策啟示

本文基于中國農(nóng)村居民消費S-Gini系數(shù)，測算了農(nóng)村居民消費、收入及收入結(jié)構σ收斂、β收斂特征，研究結(jié)果表明，農(nóng)村居民收入結(jié)構的變化減緩了農(nóng)村居民消費差距的擴大，自2006年以來，農(nóng)村居民收入和消費均出現(xiàn)σ收斂和β收斂特征。通過農(nóng)村居民消費支出變動的分解，分析了我國31個省市農(nóng)村居民消費變化的原因，非農(nóng)收入增加是導致消費增長的主要原因，收入結(jié)構和消費傾向變化也都不同程度地影響了農(nóng)村居民的消費支出。建立空間面板數(shù)據(jù)模型，實證檢驗了收入和收入結(jié)構對農(nóng)村居民消費的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村居民收入對鄰近地區(qū)居民消費的間接效應大于對本地居民消費的直接效應；收入結(jié)構(非農(nóng)收入比例)的提高，對鄰近地區(qū)農(nóng)村居民消費存在負的反饋效應。

縮小農(nóng)村居民消費差距，促使農(nóng)村居民消費快速收斂的政策啟示。首先，加快西部和東北地區(qū)中小城鎮(zhèn)建設。由于農(nóng)村居民收入和消費對鄰近地區(qū)有較強的正向影響，因而城鎮(zhèn)化建設能夠拉動鄰近地區(qū)農(nóng)村居民消費水平的提高。其次，增加農(nóng)村居民人力資本投資，重視新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的培養(yǎng)。農(nóng)村居民家庭經(jīng)營純收入、農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入和農(nóng)村居民工資性收入等非農(nóng)業(yè)收入的增加是農(nóng)村居民消費支出變化的主要因素。通過農(nóng)村人力資本投資，大幅增加農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入，同時拓寬農(nóng)村居民非農(nóng)收入增加渠道，優(yōu)化農(nóng)村居民的收入結(jié)構。最后，消除約束農(nóng)村居民非農(nóng)收入的制度性障礙。消除約束人口區(qū)域流動的制度性障礙，促進農(nóng)村居民的城鄉(xiāng)流動，提高農(nóng)村居民的工資性收入。加快農(nóng)村土地制度改革，完善土地流轉(zhuǎn)制度，大幅增加農(nóng)村居民的土地財產(chǎn)性收入。