袁小慧 許露

摘要：農(nóng)村居民消費不足問題依然是新發(fā)展格局下國內(nèi)需求不足最根本、最深層的原因，有必要探尋制約不同地區(qū)農(nóng)村居民消費差異的因素所在?；趦?nèi)在機理分析，結(jié)合東部、中部、西部及東北地區(qū)有代表性省份的省級面板數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費變化不僅受收入增加、城鎮(zhèn)化、工業(yè)化等因素的積極影響，政府民生性支出也對農(nóng)村居民消費影響明顯，其影響效應(yīng)存在著地區(qū)差異和類別差異，從而表現(xiàn)出擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)并存。其中，政府社會保障民生性支出的擠入效應(yīng)更為明顯，并呈現(xiàn)出西高東低的特征，而政府醫(yī)療衛(wèi)生民生性支出的擠出效應(yīng)更為顯現(xiàn);政府財政教育科學支出對東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民消費刺激作用較為明顯。最后，針對研究結(jié)論提出相應(yīng)的對策建議，以促進農(nóng)村消費總量提高和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，推動新發(fā)展格局的有效構(gòu)建。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民消費;影響因素;作用機理;區(qū)域差異;類別差異

中圖分類號： F014.5? 文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2021）20-0001-08

收稿日期：2021-06-28

基金項目：全國地方黨校（行政學院）重點調(diào)研課題（編號：2019DFDXKT040）;江蘇省南京市軟科學研究計劃重點項目（編號：201901021）。

作者簡介：袁小慧（1982—），女，江蘇如皋人，博士，副教授，碩士生導師，主要從事國民經(jīng)濟運行與管理研究。E-mail：yuanxh82@163.com。

黨的十九屆五中全會明確提出要加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，充分發(fā)揮國內(nèi)超大規(guī)模市場優(yōu)勢，堅持擴大內(nèi)需這個戰(zhàn)略基點。改革開放40多年來，我國經(jīng)濟取得的成就舉世矚目，國內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的3 679億元增長到2019年的990 865億元。然而，在經(jīng)濟迅速增長的同時，面臨的突出問題仍很嚴峻，居民收入和消費的提升程度遠低于經(jīng)濟增長提高幅度，居民消費特別是農(nóng)村居民消費不足現(xiàn)象嚴重。盡管20世紀80年代初期農(nóng)村居民消費率要高于城鎮(zhèn)居民，達到30%以上，但是，隨著工業(yè)化、城市化建設(shè)的不斷推進，經(jīng)濟增長中農(nóng)村居民消費增長的貢獻作用明顯減弱，特別是20世紀90年代之后，農(nóng)村居民消費率降幅明顯，從“八五”“九五”期間的17%左右降至“十五”期間的12.8%、“十一五”期間的9.1%以及“十二五”期間的8.3%。盡管“十三五”以來隨著一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策的實施和農(nóng)村市場的開拓，農(nóng)村居民消費增長顯著，對經(jīng)濟增長貢獻率有所回升，但2019年農(nóng)村居民消費率也僅為8.43%，占總?cè)丝?9.4%的農(nóng)村居民的消費支出卻只占居民消費支出總量的244%，農(nóng)村居民消費不足問題依然是當前我國國內(nèi)需求不足最根本、最深層的原因。那么，為什么我國農(nóng)村居民消費率呈現(xiàn)出明顯的下降趨勢？到底有哪些影響因素造成我國農(nóng)村居民的消費需求不足或增長緩慢？特別是在當前面臨復雜的國內(nèi)外經(jīng)濟政治環(huán)境下，通過尋找制約農(nóng)村居民消費不足的著力點，有效支撐國內(nèi)消費需求擴大，進而推動以國內(nèi)大循環(huán)為主的新發(fā)展格局，不管是對于我國經(jīng)濟復蘇還是建設(shè)社會主義現(xiàn)代化強國奮斗目標都具有重要意義。

結(jié)合消費理論以及相關(guān)文獻研究可以發(fā)現(xiàn)，收入分配是農(nóng)村居民消費變化的主要影響因素，擴大內(nèi)需的關(guān)鍵在于構(gòu)建農(nóng)村居民收入增長的長效機制[1-2]。同時，相對于暫時性收入而言，持久性收入對農(nóng)村居民消費影響更明顯[3-6]，但是，城市化進程的滯后卻抑制了農(nóng)村居民特別是高收入群體的消費需求和投資需求[7-8]。盡管政府出臺了一系列支出（投資性、消費性和轉(zhuǎn)移性3類）以及稅收政策等，但是由于財政支出類型的不同，從而出現(xiàn)對農(nóng)村居民消費的擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)同時存在。例如，楊琦等研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資等投資性支出對消費具有擠出效應(yīng)[9];張月朗等研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼等轉(zhuǎn)移性支出對農(nóng)村居民消費影響不明顯[10]。此外，消費習慣、不確定性因素等也是影響居民消費行為、消費模式的重要方面[11-14]。

總之，居民消費是一個受到內(nèi)部和外部多重因素作用的結(jié)果，特別是農(nóng)村居民，由于不同地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展環(huán)境的差異，其消費過程中的決策行為更為復雜。然而，已有文獻更多地集中于分析某一類影響因素對農(nóng)村居民消費的影響或效應(yīng)評價，并且不同學者的研究側(cè)重點不一樣，從而使得已有研究缺乏一定的整體性和完整性，而影響農(nóng)村居民消費因素是一個復雜多樣的過程，涉及經(jīng)濟、社會、政治等諸多因素，需要綜合考量。特別是當前我國正處于從全面建成小康社會向?qū)崿F(xiàn)社會主義現(xiàn)代化國家建設(shè)目標轉(zhuǎn)變的新發(fā)展階段，更有必要探尋制約不同地區(qū)農(nóng)村居民消費的影響因素，進而采取有針對性的對策措施，促進農(nóng)村消費總量提高和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，推動新發(fā)展格局的有效構(gòu)建。

1 分析依據(jù)

為了更好地驗證不同因素與農(nóng)村居民消費之間的相關(guān)性，特別是從不同區(qū)域視角探尋擴大農(nóng)村居民消費的差異性，進一步從理論上分析相關(guān)因素的作用機理。

第一，收入是消費的基礎(chǔ)和前提，其水平高低直接影響居民消費能力的高低。從凱恩斯的絕對收入理論、杜森貝利的相對收入理論，到莫迪利安尼的生命周期理論以及弗里德曼的永久收入理論等西方消費理論，都系統(tǒng)地分析了收入和居民消費之間的關(guān)系，且都認為收入是決定居民消費的最重要因素。由于不同形式的收入之間不能完全替代，因此，其影響也不一樣，長期持久性收入變動對消費變動影響更大，短期暫時性收入變動大部分會轉(zhuǎn)化為儲蓄。

第二，針對“市場失靈”，需要發(fā)揮政府“有形之手”的作用，通過購買性支出和轉(zhuǎn)移性支出等行為彌補市場不足造成的壟斷、負外部性、再分配不公等領(lǐng)域的缺陷。轉(zhuǎn)移性支出作為政府對居民的單方向、無償轉(zhuǎn)移，其影響機制主要體現(xiàn)在對居民的收入再分配環(huán)節(jié)，通過社會保障、捐贈支出、財政補貼等形式直接增加收入水平，進而對居民消費需求產(chǎn)生影響。

第三，由于前期消費會影響當期消費水平，因此，在考慮影響農(nóng)村居民消費的經(jīng)濟因素外，本研究進一步將居民消費習慣變量納入分析。杜森貝利的相對收入理論表明，消費者之間存在著橫向關(guān)系和相互影響，居民的消費支出不僅依賴于當期實際收入水平，還受到消費者過去的消費習慣影響，而且一旦形成習慣消費就很難改變，即消費的“棘輪效應(yīng)”[15]。正是由于消費者存在這種消費心理依賴，其消費偏好表現(xiàn)出時間的不可分性，即人們的消費行為具有一定的習慣性。習慣越強，當期支出所帶來的效用水平就會越低[16]。

第四，工業(yè)化進程、城市化水平等經(jīng)濟因素是影響農(nóng)村居民消費的重要潛在因素。工業(yè)化是由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會生產(chǎn)向現(xiàn)代工業(yè)社會生產(chǎn)轉(zhuǎn)變的歷史演進過程。生產(chǎn)是起點，消費是目的，兩者相互作用和影響。一方面，消費結(jié)構(gòu)變化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的根本動因，滿足消費需求作為社會生產(chǎn)的目的，其不斷調(diào)整的消費需求結(jié)構(gòu)變化推動了生產(chǎn)環(huán)節(jié)的技術(shù)提升和產(chǎn)品換代;另一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和變動不僅會直接刺激新的消費需求產(chǎn)生，其優(yōu)化升級還會促進經(jīng)濟增長，相應(yīng)提高居民收入水平，從而進一步推動居民消費水平和消費結(jié)構(gòu)變化。此外，城鎮(zhèn)化水平作為衡量一個國家發(fā)展程度的重要指標，對農(nóng)村居民消費增長具有顯著影響。隨著城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，不僅城鄉(xiāng)居民收入格局發(fā)生改變，而且也是改變農(nóng)村居民消費習慣、消費心理和消費方式的過程，農(nóng)村居民消費習慣不斷向城鎮(zhèn)居民靠攏，農(nóng)村居民消費需求逐步多樣化，消費結(jié)構(gòu)不斷改善[17-19]。

最后，收入不確定性是影響農(nóng)村居民消費的重要風險因素。自Hall將不確定性和理性預(yù)期引入生命周期-持久收入假說（LC-PIH）[20]開始，之后發(fā)展起來的預(yù)防性儲蓄假說、流動性約束假說、過度敏感性假說等各種消費理論都將不確定性因素視為影響居民消費的重要變量[21]。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最本質(zhì)的特點是自然再生產(chǎn)和經(jīng)濟再生產(chǎn)相互交織，因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中存在著“自然”和“市場”的雙重風險，致使農(nóng)村居民面對的收入不確定性相對深刻，對其消費決策的影響更加明顯[22]。

2 模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

2.1 計量模型設(shè)定

根據(jù)以上分析得出，我國農(nóng)村居民消費除了與傳統(tǒng)的收入水平有關(guān)外，還與收入來源有關(guān)，不同的收入來源對促進農(nóng)村居民消費的影響存在差異。同時，政府的教育、醫(yī)療等購買性支出、社會保障、財政補貼等轉(zhuǎn)移性支出以及價格水平、農(nóng)村居民的消費習慣等也對農(nóng)村居民消費存在一定的影響。因此本研究將這些相關(guān)的影響因素歸結(jié)為三大類變量，即核心變量、基礎(chǔ)變量和穩(wěn)健控制變量。其中，核心變量是農(nóng)村居民不同來源收入，主要包括工資性收入、經(jīng)營性收入和轉(zhuǎn)移性收入。可見我國2019年我國農(nóng)村居民人均財產(chǎn)性收入僅為377.3元，占可支配收入比重2.4%，在農(nóng)村居民收入來源結(jié)構(gòu)中其作用微乎其微，農(nóng)村居民擁有的財產(chǎn)性收入相對較少，因此，在分析不同收入來源結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費影響作用時，暫不考慮財產(chǎn)性收入影響。基礎(chǔ)變量是政府民生性公共支出，分別用教育科學支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、社會保障支出。同時，為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，研究進一步將工業(yè)化、城鎮(zhèn)化水平以及收入不確定性等對農(nóng)村居民消費有重要潛在影響的因素作為穩(wěn)健控制變量。

我國不同區(qū)域的經(jīng)濟社會發(fā)展水平存在較大差異，相關(guān)因素對不同地區(qū)的農(nóng)村居民消費影響也會有所差別。因此，為了驗證以上判斷，并突出我國不同地區(qū)農(nóng)村居民消費的差異性，研究從地區(qū)視角對我國東部、中部、西部和東北地區(qū)數(shù)據(jù)建立面板數(shù)據(jù)模型，模型形式如下：

lnck，it=αk+β1k（lnck，it-1）+β2k（lngyk，it）+β3k（lnjyk，it）+β4k（lnzyk，it）+β5k（lngjk，it）+β6k（lnglk，it）+β7k（lnisk，it）+β9k（lnurk，it）+β10k（lnadrk，it）+εk，it。（1）

式中：k=1，2，3，4，分別為我國東部、中部、西部和東北地區(qū);i=1，2，3，分別為各區(qū)域內(nèi)有代表性的省份;t為時期;ck，it為我國不同區(qū)域內(nèi)各有代表性省份農(nóng)村居民人均消費支出;ck，it-1代表消費習慣，用前期農(nóng)村居民人均消費支出表示;gyk，it為各地區(qū)有代表性省份農(nóng)村居民人均可支配工資性收入;jyk，it為各地區(qū)有代表性省份農(nóng)村居民人均可支配經(jīng)營性收入;zyk，it為各地區(qū)有代表性省份農(nóng)村居民人均可支配轉(zhuǎn)移性收入;gjk，it為各地區(qū)有代表性省級政府教育科學財政支出;glk，it為各地區(qū)有代表性省級政府醫(yī)療衛(wèi)生財政支出;gsk，it為各地區(qū)有代表性省級政府社會保障財政支出;isk，it為各地區(qū)有代表性省份工業(yè)產(chǎn)值占GDP比重;urk，it為各地區(qū)有代表性省份城鎮(zhèn)化率;adrk，it各地區(qū)有代表性省份農(nóng)村居民收入不確定性;εk，it為誤差項。由于統(tǒng)計部門從2004年開始不單獨統(tǒng)計公布政府價格補貼數(shù)據(jù)，鑒于數(shù)據(jù)的完整性，對于政府公共支出影響中暫不單獨分析財政價格補貼對農(nóng)村居民的消費影響。

2.2 樣本數(shù)據(jù)說明

研究中地區(qū)數(shù)據(jù)主要是從東部、中部、西部及東北地區(qū)選擇幾個有代表性的省份進行比較，其中，東部地區(qū)選擇江蘇、浙江和上海，中部地區(qū)選擇安徽、湖南和湖北，西部地區(qū)選擇陜西、四川和重慶，東北地區(qū)選擇遼寧、吉林和黑龍江。由于不同省份統(tǒng)計部門在相關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑上存在差異，即使是相同指標也會出現(xiàn)前后年份統(tǒng)計口徑不一致，以統(tǒng)計農(nóng)村居民不同收入來源為例，在2000年之前部分省份僅統(tǒng)計生產(chǎn)性收入和非生產(chǎn)性收入，并沒有嚴格劃分工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四大類。再如，改革開放初期，大多省份對于地方政府公共財政支出類型統(tǒng)計相對籠統(tǒng)，難以區(qū)別出財政教育支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、社會保障支出等具體類別。因此，為了不同地區(qū)分析數(shù)據(jù)統(tǒng)計標準的一致性和連貫性，模型估計中主要選取2000年以后的數(shù)據(jù)進行分析，相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于各地區(qū)有代表性省份的地方統(tǒng)計年鑒和財政年鑒。

同時，考慮到價格水平的變化，為增加和確保實證檢驗結(jié)果的可信度，所有數(shù)據(jù)必須經(jīng)過價格指數(shù)平減修正處理，將現(xiàn)價變量轉(zhuǎn)化為實際變量，以消除價格波動影響。對變量原始數(shù)據(jù)進行價格指數(shù)平減。具體而言，各地區(qū)農(nóng)村居民人均消費支出以及人均可支配工資性收入、經(jīng)營性收入、財產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入，用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)平減處理;各地區(qū)政府教育科學、醫(yī)療衛(wèi)生財政支出分別用醫(yī)療保健、教育文娛及服務(wù)的價格指數(shù)修正;由于統(tǒng)計部門出臺的居民消費價格分類指數(shù)中沒有單獨統(tǒng)計社會保障類別消費價格指數(shù)，研究中用服務(wù)價格指數(shù)代替進行修正處理。

此外，對于農(nóng)村居民收入不確定性變量的測量，研究中主要參照王健宇的測量方法[23]，引入調(diào)整離差率作為收入不確定性的代理變量。調(diào)整離差率即預(yù)期之外收入的波動量占該年份預(yù)期收入的百分比，反映了預(yù)期之外的收入與居民預(yù)期收入之間的偏離程度，與不確定性的概念相吻合，可以用于測量居民收入不確定性的大小。因此，按此定義界定，收入不確定性存在正向和負向影響2種情況，正向即預(yù)期之外的收入意外增加，負向即預(yù)期之外的收入意外減少。

各變量數(shù)據(jù)的相關(guān)統(tǒng)計值見表1。

3 模型設(shè)定檢驗及估計結(jié)果分析

3.1 模型設(shè)定檢驗

3.1.1 平穩(wěn)性檢驗

一些非平穩(wěn)的經(jīng)濟時間序列本身可能并沒有直接的關(guān)聯(lián)性，但卻顯示出同樣的變化趨勢，即出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。在此基礎(chǔ)上的模型回歸即使有較高的R2值，但其結(jié)果也沒有任何意義。因此，為了確保估計結(jié)果的有效性，有必要先對各數(shù)據(jù)序列進行平穩(wěn)性檢驗，避免偽回歸。研究中涉及到不同地區(qū)，屬于面板數(shù)據(jù)模型，采用相同根檢驗方法LLC檢驗（ Levin-Lin-Chu） 和不同根檢驗方法Fish-ADF檢驗進行平穩(wěn)性檢驗。一般來說，若2種檢驗中均拒絕存在單位根的原假設(shè)，則此序列是平穩(wěn)的，反之不平穩(wěn)。結(jié)合表2、表3可以發(fā)現(xiàn)，變量的對數(shù)序列是非平穩(wěn)序列，存在接受原假設(shè)現(xiàn)象，而其一階差分在5%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，即變量的對數(shù)序列都是一階單整的，其一階差分是平穩(wěn)序列，具備協(xié)整關(guān)系的基本條件。

3.1.2 協(xié)整檢驗

若多個非平穩(wěn)的變量序列通過某個線性組合后的序列呈平穩(wěn)性，則稱這些變量序列間有協(xié)整關(guān)系存在，變量間存在著長期均衡關(guān)系。因此，同階單整是進行協(xié)整檢驗的前提和基礎(chǔ)。由上文平穩(wěn)性檢驗結(jié)果可知，研究中各變量是一階單整的，可以在此基礎(chǔ)上對原方程進行回歸，主要采用Kao檢驗方法進一步考察各變量之間是否具有長期的均衡關(guān)系。各地區(qū)Kao檢驗結(jié)果（表4）表明，東部、中部、西部和東北各地區(qū)模型在1%顯著性水平下均拒絕假設(shè)，即模型變量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，通過了協(xié)整檢驗，其方程回歸殘差是平穩(wěn)的。

3.1.3 異方差性檢驗

使用Breusch-Pagan/Cook-Weisberg test來檢驗可能存在的異方差性問題，BP檢驗結(jié)果（表5）顯示P值均大于0.05，均接受同方差的原假設(shè)，即不存在異方差性問題。

3.1.4 內(nèi)生性檢驗

由于不存在異方差問題，因此，可以使用Hausman內(nèi)生性檢驗，結(jié)果（表6）顯示均拒絕原假設(shè)，認為存在內(nèi)生解釋變量。

3.2 模型估計結(jié)果分析

在研究中農(nóng)村居民消費習慣通過農(nóng)村居民消費支出的一階滯后項反映，屬于動態(tài)面板模型，因此，在進行平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗內(nèi)生性和異方差檢驗后，采用系統(tǒng)廣義矩估計（S-GMM）方法對模型進行估計，可以控制農(nóng)村居民消費前期值與殘差之間可能存在的內(nèi)生關(guān)聯(lián)性問題，同時也避免了其他解釋變量與殘差之間可能存在的內(nèi)生關(guān)聯(lián)?；谒鶚?gòu)建的模型對待估系數(shù)進行回歸，結(jié)果如表7所示。其中，Arellano-Bond為誤差擾動項序列自相關(guān)的檢驗，檢驗結(jié)果顯示，各地區(qū)模型P值均大于0.05，表明均可以接受“擾動項{εk，it}無自相關(guān)”的原假設(shè)，意味著系統(tǒng)GMM模型可以適用。AR（2） 檢驗P值均大于0.05，表明不存在二階自相關(guān)，無需進行更高階的檢驗。Sargan 檢驗的P值均大于0.1，表明不能拒絕模型設(shè)定的工具變量有效的零假設(shè)。以上設(shè)定檢驗的通過，表明選取動態(tài)面板GMM估計的合理性。

第一，農(nóng)民增收、城市化以及工業(yè)化進程對促進農(nóng)村居民消費基本呈現(xiàn)出明顯的正向刺激作用，而收入不確定性影響存在著正向和負向變動的地區(qū)差異。如表7所示，農(nóng)村居民不同收入來源增加均使得消費明顯提高，影響系數(shù)均為正值，驗證了經(jīng)典消費理論得出的“收入是決定居民消費的重要因素”結(jié)論。但是，從收入變動對農(nóng)村居民消費影響系數(shù)看，相對于其他影響因素如消費習慣、城市化率等變量影響，這種正向影響作用相對有限，有必要加快提高農(nóng)民收入水平，拓寬農(nóng)村居民收入來源方式，構(gòu)建穩(wěn)定的農(nóng)村居民增收機制，進一步增強和釋放收入對提高農(nóng)村居民的影響程度。同時，從不同收入來源影響的地區(qū)比較看，東部和西部地區(qū)農(nóng)村居民消費受人均可支配工資性收入水平影響更顯著，而中部和東北地區(qū)農(nóng)村居民消費受人均可支配經(jīng)營性收入水平影響更顯著。城市化推動了城鄉(xiāng)人口結(jié)構(gòu)變遷，越來越多的農(nóng)村居民在城鎮(zhèn)集聚，逐步形成以工業(yè)、服務(wù)業(yè)為主體的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，農(nóng)民增收渠道進一步拓寬，有效刺激農(nóng)村居民消費增加，其影響呈現(xiàn)出東高西低的區(qū)域特征。此外，工業(yè)化進程加速有助于擴大東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民消費。理論上看，工業(yè)化進程在創(chuàng)造和提供新的生產(chǎn)生活資料的同時，也使得農(nóng)村居民的使用成本不斷下降，農(nóng)業(yè)機械、農(nóng)民住房、家用電器等越來越智能化、多樣化、人性化，刺激農(nóng)村居民消費需求提高。但是，不同區(qū)域工業(yè)化進程對農(nóng)村居民消費影響差異明顯。其中，東部地區(qū)服務(wù)業(yè)為主導的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為農(nóng)村居民提供了大量的就業(yè)崗位，吸納農(nóng)村剩余勞動力能力較強，在促進農(nóng)村居民收入水平提高的同時有效刺激了消費，工業(yè)化進程對農(nóng)村居民消費的積極影響尤為顯著，消費觀念、消費偏好以及消費方式不斷更新。而預(yù)期之外的收入變動有正有負，使得收入不確定性對農(nóng)村居民消費影響存在著正向和負向變動的地區(qū)差異。表7顯示，東北和西部地區(qū)農(nóng)村居民收入出現(xiàn)了“劣于預(yù)期”的收入減少，從而使得農(nóng)村居民消費降低，而東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民存在“優(yōu)于預(yù)期”的收入增加，對居民消費有一定的正向促進作用。

第二，政府教育科學支出對農(nóng)村居民消費影響表現(xiàn)出擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)并存。如表7所示，財政教育科學支出對東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民消費的積極作用非常明顯，財政教育科學支出每增加1%，東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民消費分別增加 0060 3% 和0.131 6%，中部地區(qū)農(nóng)村居民消費受教育支出刺激作用尤為顯著。但是，相比之下，西部和東北地區(qū)財政教育科學支出刺激農(nóng)村居民消費作用并沒有顯現(xiàn)，呈現(xiàn)出微弱的擠出效應(yīng)，財政教育科學支出每增加1%，西部和東北地區(qū)農(nóng)村居民消費分別下降0.085 0%和0.005 5%?？傮w上看，教育能有效提高農(nóng)村居民參與生產(chǎn)活動中的素質(zhì)和能力，影響收入和消費能力的同時，增強農(nóng)村居民良性的消費意識。但是，一方面，由于財政教育科學支出屬于政府轉(zhuǎn)移性支出，是政府單方面的無償轉(zhuǎn)移，在實施過程中因不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和財政實力而存在差異，特別是對于西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，政府財政教育科學支出壓力較大，必然會通過稅收的形式轉(zhuǎn)嫁，從而間接負向影響居民消費。另一方面，雖然加強教育能夠提高農(nóng)村居民獲得更高收入的能力，但是由于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的農(nóng)村居民對食品、衣著等基本生存性消費支出依然很高，而這些生存性基本消費的收入彈性卻較低，從而使得政府的教育科學轉(zhuǎn)移支付帶來的收入增長對西部和東北地區(qū)農(nóng)村居民消費影響并不顯著。

第三，政府醫(yī)療衛(wèi)生民生性支出對大部分地區(qū)農(nóng)村居民消費均沒有顯現(xiàn)出正向刺激作用，政府支出的擠出效應(yīng)明顯。如表7所示，財政醫(yī)療衛(wèi)生支出每增加1%，反而使得東部、中部和西部地區(qū)農(nóng)村居民消費分別下降0.041 4%、0.166 3%和 0.100 3%，盡管東北地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出對農(nóng)村居民消費有一定的積極影響，但作用不夠顯著，財政醫(yī)療衛(wèi)生支出每增加1%，農(nóng)村居民消費僅增加0.006 2%。這可能與我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟體制有關(guān)，長期以來我國的醫(yī)療衛(wèi)生資源配置存在著嚴重的城鄉(xiāng)不均的現(xiàn)象，大量的醫(yī)療衛(wèi)生資源都集中在城市，雖然近10年來隨著新型農(nóng)村合作醫(yī)療等措施的實施，城鄉(xiāng)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)差距有所縮小，但是，農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)備、醫(yī)生、護士等醫(yī)療衛(wèi)生資源供給依然嚴重不足，農(nóng)村居民醫(yī)療衛(wèi)生消費需求難以滿足，同時，看病貴、看病難的現(xiàn)象也制約著農(nóng)村居民進一步消費，面對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)保障的不確定性，農(nóng)村居民只有通過增加儲蓄、節(jié)儉消費等行為加以保障。因此，加快健全農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生保障體系建設(shè)必將成為農(nóng)村改善民生、擴大消費的重要方向。

第四，政府社會保障民生性支出對大部分地區(qū)農(nóng)村居民消費均呈現(xiàn)出明顯的正向刺激作用，政府社會保障支出對消費的擠入效應(yīng)呈現(xiàn)出西高東低的特征。如表7所示，財政社會保障支出每增加1%，使得東部、中部和西部地區(qū)農(nóng)村居民消費分別上升0.006 6%、0.036 8%和0.130 3%，西部地區(qū)農(nóng)村居民消費受社會保障制度影響較大。盡管東北地區(qū)財政社會保障支出對農(nóng)村居民消費有一定的擠出效應(yīng)，表7顯示該變量在東北地區(qū)呈10%水平顯著，但從影響程度看，財政社會支出每增加1%，農(nóng)村居民消費僅下降0.000 4%，對消費的抑制作用相對微弱。財政社會保障支出主要包括社會保險、社會福利、社會救助和社會優(yōu)撫4個方面，是為了通過收入再分配政策加強對低收入群體的生活保障，縮小貧富差距。西部地區(qū)作為我國經(jīng)濟相對欠發(fā)達地區(qū)，在經(jīng)濟社會發(fā)展過程中對政府的轉(zhuǎn)移性支出依賴較大，特別是近10年來，隨著國家對中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移支付力度的不斷加大，農(nóng)村居民收入構(gòu)成中轉(zhuǎn)移性收入占可支配收入比重逐年上升，到2017年西部地區(qū)不同省份該比重基本在18%左右，以社會保障為主要形式的轉(zhuǎn)移性支出對農(nóng)村居民收入構(gòu)成影響越來越大，相應(yīng)地，西部地區(qū)居民消費受財政支出刺激影響較明顯。但是，政府財政支出力度不僅受地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平限制，而且還會在一定程度上通過稅收等形式轉(zhuǎn)嫁給消費者，因此，進一步加大中央政府對中西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支出是促進農(nóng)村居民消費提高的關(guān)鍵手段。

第五，農(nóng)村居民消費習慣對當期消費影響較大，且西部地區(qū)農(nóng)村居民消費穩(wěn)定性高于東部、中部和東北地區(qū)。如表7所示，前1期消費對當期消費影響系數(shù)均為正值，說明農(nóng)村居民的當期消費支出會受到前期已形成的消費習慣的影響，與杜森貝利的消費理論相符。從不同地區(qū)比較來看，西部地區(qū)農(nóng)村居民消費習慣對當期消費影響的彈性系數(shù)高達0.519 4，東部、中部和東北地區(qū)分別為0.425 9、0373 5和0.306 7，可見西部地區(qū)農(nóng)村居民受過去的消費習慣影響更大，從而表現(xiàn)出當期消費波動幅度較小，消費相對其他地區(qū)顯得更加理性、更加平穩(wěn)。當然，這種相對理性主要是受到地區(qū)收入水平、社會環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展等方面發(fā)展滯后的影響，生活節(jié)儉、消費觀念滯后等特征明顯，過強的消費習慣也會降低當期消費支出所帶來的效用水平。相比之下，東部和中部地區(qū)的農(nóng)村居民消費習慣影響要小一些，受其他因素高于西部地區(qū)?？梢?，在擴大農(nóng)村居民消費需求時，既要考慮到前期形成的消費習慣，也要宣揚、引導積極健康的消費理念，貫徹理性消費的同時增強當期消費效用，引導居民消費結(jié)構(gòu)有序升級。

4 結(jié)論及對策性建議

本研究在剔除價格波動影響的基礎(chǔ)上，著重從收入分配、政府支出、消費習慣以及城鎮(zhèn)化、工業(yè)化水平、收入不確定性等方面對影響農(nóng)村居民消費的經(jīng)濟因素和消費者自身因素進行實證分析，得出以下結(jié)論并提出相應(yīng)的對策建議。

第一，因地制宜優(yōu)化收入結(jié)構(gòu)，推動工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程是促進農(nóng)村居民消費的重要手段。實證結(jié)果表明，農(nóng)民增收對居民消費有顯著的促進作用，但不同收入來源影響存在著地區(qū)差異，東部和西部地區(qū)農(nóng)村居民消費受人均可支配工資性收入水平影響更顯著，而中部和東北地區(qū)農(nóng)村居民消費受經(jīng)營性收入水平影響更顯著。因此，進一步完善和拓寬農(nóng)村居民收入來源，構(gòu)建穩(wěn)定的增收機制是促進農(nóng)村居民消費的關(guān)鍵。一方面，進一步做好農(nóng)村勞動力就地轉(zhuǎn)移和外出打工等不同形式的勞動力輸出，積極創(chuàng)造和改善農(nóng)村生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境，提高生產(chǎn)經(jīng)營活動效率，鼓勵農(nóng)村居民自主創(chuàng)業(yè)，從而有效增加工資性收入和經(jīng)營性收入;另一方面，加大公共財政向農(nóng)村轉(zhuǎn)移力度，尤其是加大對西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付，增強農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移性收入對消費的敏感度。同時，由于工業(yè)化不同階段的產(chǎn)業(yè)特征不同，從而表現(xiàn)出對農(nóng)村居民消費的影響存在差異。因此，在工業(yè)化進程中要注意產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)之間的良性互動。相比之下，城鎮(zhèn)化對促進農(nóng)村居民消費積極作用更為顯著，但也要避免中西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)因城鎮(zhèn)化進程的滯后抑制農(nóng)村居民的消費需求和投資需求增長。

第二，農(nóng)村居民消費受前期消費習慣影響較大，呈現(xiàn)出西高東低的特征。盡管不同地區(qū)農(nóng)村居民消費習慣不同，但受傳統(tǒng)文化、收入水平、社會環(huán)境等因素影響，我國大部分地區(qū)農(nóng)村居民消費相對節(jié)儉，這種相對滯后的消費觀念在很大程度上抑制了當期消費支出，特別是西部地區(qū)。因此，要進一步擴大農(nóng)村居民消費，還要從改變傳統(tǒng)思想觀念和消費習慣入手，加強宣傳和倡導積極的、健康的消費理念和消費模式，引導農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。

第三，優(yōu)化財政民生性支出結(jié)構(gòu)，加大對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的支出力度，改善公共資源配置不均局面。本研究結(jié)果顯示，政府教育科學、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障等民生性支出對農(nóng)村居民消費影響存在類別差異和地區(qū)差異，從而表現(xiàn)出擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)并存。其中，地區(qū)公共資源配置以及政府財政實力等是造成差異的主要原因，因此，在增強政府民生性轉(zhuǎn)移支出的同時，要突出中央政府財政轉(zhuǎn)移支付的重要性，加大對明顯投入偏低的公共衛(wèi)生服務(wù)、基礎(chǔ)教育、社會保障等項目的支出傾斜，緩解經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)地方政府財政壓力的同時，改善城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間公共資源配置不均的狀況，切實有效地提高農(nóng)村居民消費支出預(yù)期，釋放更多的儲蓄，擴大消費需求。

第四，收入不確定性對農(nóng)村居民消費影響存在著正向和負向變動的地區(qū)差異。由于存在著“優(yōu)于預(yù)期”的收入增加和“劣于預(yù)期”的收入減少2種可能性，所以表現(xiàn)出來的收入不確定性對居民消費影響也有所不同。東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民的收入不確定性隨著政府公共服務(wù)體系的不斷建設(shè)和完善風險有所降低，農(nóng)村居民預(yù)期之外的收入增加促進了消費支出水平的提升。西部和東北地區(qū)農(nóng)村居民收入對農(nóng)村、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境和生產(chǎn)條件的依賴性使得不確定風險提高，減少了居民消費支出意愿。因此，進一步完善農(nóng)村社會保障體系，特別是縮小城鄉(xiāng)公共服務(wù)差距，加強農(nóng)村生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)村生活環(huán)境治理建設(shè)，增強農(nóng)村居民抵御不確定風險能力。

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