鄭浩天，劉仙梅

(1.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學 財政稅務學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070；2.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學 繼續(xù)教育學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070)

一、引言

改革開放以來，我國GDP實際增速持續(xù)高于世界平均增速。而伴隨著我國經(jīng)濟的高速增長，居民收入分配差距也在不斷擴大。據(jù)學者測算，自2003年起我國基尼系數(shù)就超越0.4的國際警戒線，成為世界上收入差距較嚴重的國家之一[1]。收入是消費的決定性因素，而消費又影響著經(jīng)濟發(fā)展。作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，國內(nèi)消費需求自2000年以來就表現(xiàn)出萎靡不振，居民消費率的持續(xù)走低已經(jīng)嚴重影響到我國經(jīng)濟增長的持續(xù)性與穩(wěn)定性[2]。面臨外需市場萎縮與我國經(jīng)濟內(nèi)需提振等諸多難題，黨中央多次提出要構建“以國內(nèi)大循環(huán)為主體”的新發(fā)展格局，把擴大內(nèi)需作為我國經(jīng)濟發(fā)展的出發(fā)點和落腳點。因此研究收入差距對居民消費需求的影響，對推動我國經(jīng)濟發(fā)展模式向“消費驅(qū)動型”轉變具有重要的現(xiàn)實意義。

收入差距對居民消費的影響一直是經(jīng)濟學經(jīng)典理論所關注的焦點。Keynes提出的絕對收入假說就認為當期收入決定當期消費，邊際消費傾向與平均消費傾向隨收入增加而遞減，因此收入差距的擴大所導致的平均消費傾向下降會拉低居民總體消費需求[3]。Dusneberry提出的相對收入假說認為收入對消費水平的影響存在“示范效應”，出于對社會地位以及高消費“顯貴”標簽的追求，收入差距的擴大會引致低收入群體消費需求的增加，進而增加社會消費總量[4]。Modigliani的生命周期假說則認為消費者會依據(jù)自己一生的收入狀況來平滑各期的消費支出，居民的邊際消費傾向在長期來看是穩(wěn)定的，因此收入分配狀況并不會影響到總消費[5]。Campbell和Mankiw將凱恩斯消費函數(shù)與“理性預期—持久收入假說”相結合，提出“λ假說”，將消費者劃分為兩類，分別按現(xiàn)期收入和持久收入做出消費決策，并認為收入差距的擴大會分別通過消費和遺贈傾向來減少兩類消費者的消費需求[6]。自20世紀90年代以來國內(nèi)收入差距不斷擴大以及消費需求長期不足[7]，我國學者也陸續(xù)對此問題進行分析，但大多都是基于西方消費理論框架內(nèi)收入差距與消費需求的關系探討，得出的結論也各有不同。在理論分析方面，一部分研究認為收入差距的擴大會抑制消費需求[2，8]，也有研究認為平均消費傾向并不是關于收入的單調(diào)遞減函數(shù)，收入差距對總消費的影響呈“馬鞍狀”[9]。在實證研究方面，國內(nèi)外學者的研究結論都表示收入差距會影響消費需求，但兩者之間的大小與方向關系并未達成一致意見。大多數(shù)研究都認為收入差距的擴大會抑制消費需求[7，10]。部分研究認為收入差距則會促進居民消費[11,12]。也有研究發(fā)現(xiàn)收入差距對消費需求的影響是有條件的非線性關系[13,14]。

以上研究豐富了收入差距與消費需求兩者間的關系認知，得到的結論可表述為：收入差距影響消費需求，但其影響方向、大小以及其作用機制并無定論。作為世界第二大經(jīng)濟體，我國收入差距異質(zhì)性較大，但我國二元經(jīng)濟特征明顯，據(jù)研究表明，城鄉(xiāng)收入差距對我國居民總體收入差距的貢獻度最高，從國際間的比較來看，我國甚至可能為世界上城鄉(xiāng)收入差距最大的國家[15]，以城鄉(xiāng)收入差距為分析對象更能反映我國的收入差距特征。另外，消費需求可分為基本(滿足生活需要)與非基本(享受型、發(fā)展型消費)兩類，現(xiàn)有研究大多集中于對總消費的分析，而基本消費需求作為居民實現(xiàn)再生產(chǎn)的消費保證，在總消費中占有特殊地位[16]。2020年中央經(jīng)濟工作會議上提出“六保”新任務，其中的?；久裆桶岛Ｕ匣鞠M需求底線，因此以基本消費需求為問題出發(fā)點更具有現(xiàn)實意義。結合以上兩點論述，城鄉(xiāng)收入差距對我國居民基本消費需求是否存在影響？影響程度有多大？本文利用1990-2019年連續(xù)30年的時間序列數(shù)據(jù)，通過ELES模型估計各年份居民人均基本消費需求量，并在此基礎上構建向量自回歸(VAR)模型，從動態(tài)角度出發(fā)對我國城鄉(xiāng)收入差距與居民基本消費需求的關系進行實證研究，以期為我國經(jīng)濟轉型時期的政策調(diào)整提供實證依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來源與變量測算

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取居民基本消費需求、城鄉(xiāng)收入差距與人均收入水平三個變量進行實證分析。(1)居民基本消費需求變量(用BC表示)。本文選用人均基本消費支出絕對量作為居民基本消費需求的代理變量，并通過ELES模型測算。(2)城鄉(xiāng)收入差距變量(用D表示)。本文以相對收入差距指標泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)收入差距的代理變量，并運用絕對收入差距指標城鄉(xiāng)人均收入比值來檢驗城鄉(xiāng)收入差距計算結果的穩(wěn)健性。(3)人均收入水平變量(用Y表示)。為與城鄉(xiāng)收入差距和居民基本消費需求兩者間的長短期均衡關系形成對比，并計算居民基本消費需求的長短期收入彈性，引入人均收入水平變量。根據(jù)我國現(xiàn)行的統(tǒng)計體系，以居民家庭人均可支配收入來衡量人均收入水平。

本文變量測算與實證分析所使用數(shù)據(jù)源于1990—2019年《中國統(tǒng)計年鑒》我國29個省份(重慶與西藏數(shù)據(jù)缺失)連續(xù)30年的時間序列數(shù)據(jù)。計算居民基本消費需求與人均收入水平兩個絕對指標時所用數(shù)據(jù)均使用以1990年為基期的CPI進行平減，以消除物價波動和通貨膨脹的影響并使各期數(shù)據(jù)具有可比性。同時為避免“偽回歸”的出現(xiàn)并保障研究結論的穩(wěn)健性，對人均基本消費支出量與人均收入水平作對數(shù)化處理，分別記為lnBC和lnY。

(二)變量測算與數(shù)據(jù)描述

1.泰爾指數(shù)

泰爾指數(shù)因其可分解性，能有效衡量組內(nèi)收入差距和組間收入差距對總收入差距的貢獻。應本文研究需要，選用組間泰爾指數(shù)衡量城鄉(xiāng)間收入差距，組間泰爾指數(shù)(以下稱“泰爾指數(shù)”)的測算方法如(1)式。其中yi表示第i組收入總和，y表示總收入，pi表示第i組人口總和p表示總人口。

(1)

根據(jù)式(1)計算出1990-2019年泰爾指數(shù)，并與同時期城鄉(xiāng)人均收入比值繪制于一張圖中，以準確分析城鄉(xiāng)收入差距的變動趨勢，見圖1。從圖1可看出，無論以泰爾指數(shù)還是城鄉(xiāng)人均收入比值為衡量的城鄉(xiāng)收入差距均呈現(xiàn)“M型”的走勢。

圖1 1990—2019年泰爾指數(shù)與城鄉(xiāng)人均收入比值趨勢圖

2.人均基本消費支出量

各年份居民基本消費支出量借鑒Lluch提出的擴展線性支出系統(tǒng)(ELES)模型進行測算。該模型假定居民個體對各類商品及服務的消費需求量取決于自身收入水平以及商品價格，且各類商品及服務的消費需求量均可劃分為基本消費需求和超額消費需求兩類。ELES模型可具體表述為：

(2)

(3)

Vi=ai+bi×I+μi

(4)

(5)

根據(jù)式(5)再結合(4)式所得各類商品或服務的參數(shù)估計值ai和bi就可估計出各年份我國人均居民基本消費支出估計量。因年份較多，本文僅以2019年為例展示回歸結果，見表1。

表1 人均基本消費支出量ELES參數(shù)估計值(2019年)

從表1可以看出，居民各類商品或服務消費ELES模型的F值均在1%的置信性水平下通過顯著性檢驗，各模型均整體顯著，說明居民年人均可支配收入會對各類商品或服務的消費支出有顯著影響。由t檢驗可知，除其他用品及服務的ai值不顯著外，其他參數(shù)估計量均顯著。另外，各類商品及服務回歸方程的可決系數(shù)R2均在0.86以上，說明居民各類商品或服務消費支出的86%變化可由居民年人均可支配收入變化所解釋?；谏鲜龉烙嫹绞?，可計算出1990—2019年各年份人均基本消費支出量對數(shù)值以及居民基本消費占比(以人均基本消費支出占人均GDP比重來衡量)，詳見圖2。

從圖2可看出，在樣本區(qū)間內(nèi)我國人均基本消費支出的絕對量呈現(xiàn)“短期小幅波動，長期穩(wěn)定上升”的趨勢，說明隨著經(jīng)濟發(fā)展水平提升，人民生活逐漸變得富裕，居民基本消費需求的絕對量也在不斷增長。而基本消費占比在樣本期內(nèi)卻大致呈現(xiàn)出與城鄉(xiāng)收入差距變動相反的“W型”走勢。這種相對變動趨勢是否說明城鄉(xiāng)收入差距與居民基本消費需求存在一定聯(lián)系？下文對此進行實證研究。

圖2 1990—2019年基本消費支出量與基本消費占比趨勢圖

三、實證分析

傳統(tǒng)的計量模型均假定變量是平穩(wěn)的，而基本消費需求與城鄉(xiāng)收入差距均屬于非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，簡單的回歸分析雖會發(fā)現(xiàn)存在顯著關系，但事實上僅是因為共同的時間趨勢項所導致的。為避免“偽回歸”現(xiàn)象的出現(xiàn)，本文采用向量自回歸(VAR)模型來研究城鄉(xiāng)收入差距對居民基本消費需求的影響。

(一)VAR模型確定

VAR模型不帶有任何事先約束條件，也不拘泥于經(jīng)濟理論分析框架。它采用多方程聯(lián)立的形式，將系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來建立模型，從而基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征來分析聯(lián)合內(nèi)生變量間的動態(tài)均衡關系。本文研究城鄉(xiāng)收入差距對基本消費需求的影響，并引入人均收入水平作為對比，因此構建的VAR模型包含lnBC、D和lnY三個變量。在VAR建模時，需要確定變量的滯后階數(shù)。通過綜合考慮AIC和BIC信息準則，確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗

VAR模型要求所用經(jīng)濟數(shù)據(jù)為平穩(wěn)時間序列，本文采用ADF檢驗法來檢驗各變量是否為單位根過程。通過各變量的時間序列圖可知，三個序列均在偏離0的初始位置開始隨機變動，因此在檢驗時均應加入截距項。另外，人均基本消費支出量對數(shù)與人均收入水平對數(shù)序列隨時間有明顯的變化趨勢，而泰爾指數(shù)的變動趨勢并不明顯且較不光滑，因此對人均基本消費支出量對數(shù)與人均收入水平對數(shù)序列添加時間趨勢項，單位根檢驗結果見表2。從表2可看出，人均基本消費支出量、泰爾指數(shù)以及人均收入水平的原時間序列均大于各個顯著性水平下的臨界值，為非平穩(wěn)序列。但經(jīng)過一階差分后各序列的ADF統(tǒng)計量均小于對應的臨界值水平，因此各變量的一階差分序列均滿足平穩(wěn)性條件，可進行協(xié)整分析并構建VAR模型。

表2 單位根檢驗結果

(三)協(xié)整檢驗

雖然各變量均為非平穩(wěn)一階單整時間序列，但多個同階單整變量之間仍有可能因某種經(jīng)濟力量而存在長期均衡關系，即協(xié)整關系，接下來就對三個變量之間是否存在協(xié)整關系進行檢驗。對于本文三變量間協(xié)整關系檢驗，采用相對更簡單且更有效率的Johansen極大似然檢驗法，檢驗結果見表3。

表3 Johansen多元協(xié)整檢驗結果

從檢驗結果可看出，無論跡檢驗還是最大特征根檢驗均顯示可在5%的顯著水平上接受“協(xié)整秩為1”的原假設，說明VAR模型的協(xié)整秩為1，存在一個線性無關的協(xié)整向量，即人均基本消費支出量、泰爾指數(shù)與人均收入水平三者間存在長期均衡關系。經(jīng)過標準化的協(xié)整方程如下：

lnBC=0.852-0.014D+0.328lnY

(6)

(0.034) (0.275)

其中，括號內(nèi)數(shù)字為對應系數(shù)估計標準差。從估計系數(shù)可看出，城鄉(xiāng)收入差距與居民基本消費需求負相關，而人均收入水平與居民基本消費需求正相關。具體而言，在長期，泰爾指數(shù)每增加一個百分點，人均基本消費支出量會減少0.014個百分點。居民人均收入每增加一個百分點，人均基本消費支出量會增加0.328個百分點，即基本消費需求的長期收入彈性為0.328。說明在長期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的擴大僅會微弱地降低居民基本消費需求，而人均收入水平的提升則有利于促進居民基本消費且影響程度相對較大。

(四)向量誤差修正(VEC)模型

協(xié)整檢驗證明了城鄉(xiāng)收入差距、人均收入水平與居民基本消費需求三者之間存在長期均衡關系，那么三者之間是否也存在短期動態(tài)關系？本文在協(xié)整模型的基礎上構建向量誤差修正模型，以檢驗城鄉(xiāng)收入差距與人均收入水平對居民基本消費需求的短期影響。由于VEC模型對應的滯后期為VAR模型一階差分的滯后期，故本文VEC模型對應的滯后階數(shù)為1階。協(xié)整方程(6)式所對應的向量誤差修正模型可表述為：

ΔlnBC=λecmt-1+Φ1ΔlnBCt-1+Φ2ΔDt-1+Φ3ΔlnYt-1+μt

(7)

其中λecmt-1為誤差修正項，它反映變量間的長期均衡關系對基本消費需求的短期變化所產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應。居民基本消費需求的向量誤差修正模型估計結果見表4。

表4 向量誤差修正模型的回歸結果

從估計結果來看，誤差修正項ecm的系數(shù)為負且在1%的置信水平下顯著，意為當變量間的短期波動偏離長期均衡狀態(tài)時，系統(tǒng)將以-0.048的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回長期均衡狀態(tài)，且從誤差修正項系數(shù)的絕對值來看，基本消費需求的短期波動較小。在短期內(nèi)各變量對居民基本消費需求影響的方向相同，但大小不同。人均收入對數(shù)的回歸系數(shù)為正且顯著，說明短期內(nèi)人均收入水平增加能顯著擴大居民基本消費需求。這一結果符合Keynes絕對收入假說，當期收入的增加會提升當期消費能力，這其中也包括對短期內(nèi)基本消費支出量的刺激。另外，結合上文協(xié)整方程的估計系數(shù)可看出，基本消費需求的短期收入彈性為0.282，小于0.328的長期收入彈性，這一結果也符合Friedman持久收入假說的理論預期。泰爾指數(shù)的回歸系數(shù)為正且在10%的置信水平下顯著，說明城鄉(xiāng)收入差距的擴大在短期內(nèi)會促進基本消費需求。在短期這一結果符合我國國情，也符合“先富帶動后富”的思想。我國二元經(jīng)濟特征明顯，城鄉(xiāng)居民的消費行為呈階梯特征，消除這一差距并實現(xiàn)城鄉(xiāng)各階層群體的消費行為同步發(fā)展是一個艱難且漫長的過程。讓一部分人先富起來可以增加富人的基本消費需求，同時通過“示范效應”刺激其他人轉變其消費行為以及方式，進而拉動全體居民的基本消費需求。結合上文協(xié)整檢驗所得到的長期負向影響結果，城鄉(xiāng)收入差距對基本消費需求的短期促進作用相對較大且影響方向相反。因此可初步認為，城鄉(xiāng)收入差距對居民基本消費需求的影響呈倒U型，城鄉(xiāng)收入差距的短期擴大會刺激居民基本消費，長期內(nèi)則會產(chǎn)生負向影響，且城鄉(xiāng)收入差距的短期“示范效應”更為強烈。說明盡管短期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的擴大會增進基本消費需求，但縮小城鄉(xiāng)差距仍是大勢所趨，這也意味著城鄉(xiāng)收入差距的先增后減均有利于刺激居民基本消費需求。

(五)Granger因果關系檢驗

協(xié)整檢驗證明了居民基本消費需求、城鄉(xiāng)收入差距與人均收入水平三者間存在長期均衡關系，這只是從三者間的數(shù)量關系上得到的結論，并不能確定“誰引起誰變化”，接下來進行Granger檢驗以進一步分析變量間的因果關系。檢驗結果見表5。

表5 Granger因果檢驗結果

檢驗結果表明，城鄉(xiāng)收入差距與人均收入水平是居民基本消費需求變動的Granger原因，反之，居民基本消費需求僅是城鄉(xiāng)收入差距變動的Granger原因，而對人均收入水平并無顯著影響。對于城鄉(xiāng)收入差距與居民基本消費需求的雙向因果關系，可能的解釋為：長期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的擴大會抑制農(nóng)村居民的基本消費需求，進而加劇城鄉(xiāng)基本消費差距?；鞠M需求作為居民家庭實現(xiàn)再生產(chǎn)的消費保證，反過來又會影響到農(nóng)村居民人力資本積累的積極性以及居民整體的消費結構，農(nóng)村居民增收能力的減弱以及產(chǎn)業(yè)間分配結構的調(diào)整又進一步拉大城鄉(xiāng)收入差距。

(六)脈沖響應函數(shù)與方差分解分析

協(xié)整檢驗以及向量誤差修正模型說明了城鄉(xiāng)收入差距、人均收入水平與居民基本消費需求存在長短期均衡關系，為了更好地刻畫三者之間的動態(tài)關系特征，接下來本文采用脈沖響應函數(shù)進行分析。如圖3所示。

圖3 脈沖響應函數(shù)圖

從圖3可知，城鄉(xiāng)收入差距與人均收入水平對居民基本消費需求的動態(tài)影響與前文分析基本一致。長期來看城鄉(xiāng)收入差距對居民基本消費需求的影響為負且程度較小，但在短期內(nèi)對居民基本消費需求的影響為正且存在滯后效應。面對城鄉(xiāng)收入差距的一單位新息沖擊，居民基本消費需求會在前3期內(nèi)產(chǎn)生正向響應，但從第3期之后開始出現(xiàn)負向響應并一直持續(xù)，且從第5期開始減弱并于第9期之后逐漸趨于0。兩者間的脈沖響應關系再次印證了前文關于城鄉(xiāng)收入差距對居民基本消費需求影響呈倒U型的結論。城鄉(xiāng)收入差距的適度提升會通過“示范效應”刺激基本消費需求，但收入是消費的決定性因素，隨著城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大，農(nóng)村居民逐漸感知到這種差距，便會逐漸縮減基本消費支出。但與總消費不同，基本消費支出作為滿足居民最基本的生存需求以及勞動力實現(xiàn)自身再生產(chǎn)的消費底線，長期內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距對其產(chǎn)生的負向影響會呈遞減趨勢并最終趨近于0。與城鄉(xiāng)收入差距形成對比，人均收入水平對居民基本消費需求有持續(xù)且顯著的正向影響。面對人均收入水平的一單位新息沖擊，居民基本消費需求在10期內(nèi)一直呈現(xiàn)明顯的正向響應，并在第2期時該響應程度達到最大。

方差分解技術可計算各內(nèi)生變量的結構沖擊對VAR系統(tǒng)預測均方誤差的貢獻比例，以分析結構沖擊在何時以及在多大程度上對內(nèi)生變量產(chǎn)生影響。因此，本文運用方差分解法對居民基本消費需求進行分解以進一步考察各變量間的動態(tài)關系，分解結果見表6。

從表6可看出，方差分解結果與前文脈沖響應分析得到的結論類似。隨著時間推移，城鄉(xiāng)收入差距與人均收入水平對居民基本消費需求變動的貢獻程度分別在前7期與前5期逐漸增加，并在后期各自穩(wěn)定在一個均衡水平。且無論從長短期來看，人均收入水平?jīng)_擊對居民基本消費需求變動的貢獻度均大于城鄉(xiāng)收入差距，說明相比于城鄉(xiāng)收入差距，人均收入水平變動對居民基本消費需求變動的解釋能力更強。另外，居民基本消費需求本身對居民基本消費需求變動也存在一定的解釋力，說明居民的現(xiàn)期消費行為及方式不僅會受到一些現(xiàn)期因素的影響，還會受到過去消費支出量的影響，這一結論符合Dusneberry相對收入假說中“棘輪效應”的理論預期。而且隨著期限的延長，居民基本消費需求本身的貢獻度逐漸下降，但仍高于其他變量的貢獻度，意味著消費習慣仍是影響居民基本消費需求最重要的因素。

四、研究結論和政策建議

收入差距與消費需求對我國經(jīng)濟發(fā)展的影響不言而喻，在當前我國新發(fā)展格局下厘清城鄉(xiāng)收入差距與基本消費需求間的關系具有重要的現(xiàn)實意義。利用我國1990—2019年連續(xù)30年的時間序列數(shù)據(jù)，本文首先通過構建ELES模型來測算各年份的基本消費需求量，并在此基礎上利用VAR模型對我國城鄉(xiāng)收入差距與居民基本消費需求的動態(tài)關系進行實證研究。結果表明：城鄉(xiāng)收入差距與居民基本消費需求之間確實存在長短期均衡關系，但其長期關系相對較弱。具體而言，城鄉(xiāng)收入差距對居民基本消費需求的影響呈倒U型。在短期內(nèi)，泰爾指數(shù)每增加一個百分點，人均基本消費支出量會增加0.108個百分點，而在長期人均基本消費支出量會減少0.014個百分點，城鄉(xiāng)收入差距對居民基本消費需求的短期“示范效應”相對較大，這意味著城鄉(xiāng)收入差距的先增后減均有利于刺激居民基本消費需求。與城鄉(xiāng)收入差距形成對比，無論從短期還是長期來看，人均收入水平?jīng)_擊對居民基本消費需求變動的影響程度均大于城鄉(xiāng)收入差距，說明相比于居民收入水平變量的沖擊，城鄉(xiāng)收入差距對基本消費需求變動的解釋能力較弱。這也意味著提升居民收入，特別是提升農(nóng)村居民可支配收入水平仍是刺激居民基本消費需求的主要途徑。另外，通過Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距與居民基本消費需求互為因果關系，表明居民基本消費需求在長期內(nèi)會受城鄉(xiāng)收入差距擴大的影響，并進一步通過人力資本積累與產(chǎn)業(yè)分配結構調(diào)整引起城鄉(xiāng)收入差距變動，從而形成惡性循環(huán)。

基于上述研究，本文提出縮小城鄉(xiāng)收入差距，提升居民基本消費需求以有效擴大內(nèi)需的相關建議：首先，提升農(nóng)村居民收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距。助力農(nóng)民增收、縮小城鄉(xiāng)差距是擴大基本消費需求的根本措施，因此要堅定不移貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，加大對“三農(nóng)”的財政資金投入力度，完善農(nóng)村地區(qū)基礎設施建設，為農(nóng)民增收保駕護航。與此同時也要在經(jīng)濟新常態(tài)背景下提高農(nóng)村二、三產(chǎn)業(yè)占比，積極引導農(nóng)民進入非農(nóng)領域，構建農(nóng)業(yè)與二、三產(chǎn)業(yè)交叉相融的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，進而實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展、農(nóng)民增收的目的。其次，完善社會保障制度，增強居民消費信心。完善的社會保障體系是刺激居民消費的堅強后盾，因此，要加大對農(nóng)村社會保障制度的政策扶持與資金支持力度，提升農(nóng)村社會保障水平，推進社會保障的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，并且，要建立健全社會保障法律體系，建立長效的社保資金監(jiān)督機制，為社會保障的完善與發(fā)展提供法律支撐，進而增強居民消費信心并改變消費預期。