王 冬 柴國俊

[提要]推進農(nóng)業(yè)供給側結構性改革和提振農(nóng)村居民消費是中國全面推進鄉(xiāng)村振興的兩大重要任務，那么，二者之間是否存在內(nèi)在聯(lián)系？為了回答這一問題，本文從四個方面分析了改革影響農(nóng)民消費的機制，通過構建農(nóng)業(yè)供給側結構性改革評價體系，運用2009-2018年份省數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結論顯示，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革促進了農(nóng)民消費水平提升和消費結構升級，但該提升效應表現(xiàn)為中、東、西部依次遞減的區(qū)域非平衡特征；改革的組成成分影響農(nóng)民消費的效應亦具有區(qū)域差異性，但也存在共性，即各地區(qū)依托農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力指數(shù)實現(xiàn)農(nóng)民消費水平提升的效應較強，依靠農(nóng)業(yè)資金保障能力指數(shù)影響農(nóng)民消費水平效應較弱。進一步研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革主要通過提高農(nóng)民經(jīng)營性收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距促進農(nóng)民消費水平增長，而通過降低不確定性、改善消費環(huán)境渠道提升農(nóng)民消費的效應較弱。最后，以提振農(nóng)民消費的視角，為更好地推進農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提供新的思路。

引言

2021年中央一號文件明確提出，要“全面促進農(nóng)村消費，暢通城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)”。當前，農(nóng)村居民人口較多，占全國居民的40%左右，農(nóng)村市場是較為廣闊的消費市場。而受制于收入水平不高、收入較缺乏穩(wěn)定性、消費環(huán)境較差、消費環(huán)節(jié)繁多等因素的影響，我國農(nóng)村居民消費水平明顯不足，消費亟待升級。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，在2010-2019年間，農(nóng)村居民人均實際消費水平約為7465.9元(2010年=100)，僅相當于城鎮(zhèn)居民人均實際消費水平的40.7%，從消費結構來看，十年間農(nóng)民發(fā)展與享受消費占總消費比重僅占38.9%，比城鎮(zhèn)居民低3個百分點左右，可見，農(nóng)民消費水平和消費結構仍然有較大的上升(升級)空間。對于人口眾多的農(nóng)村而言，若能繼續(xù)深挖農(nóng)村消費大市場，激活農(nóng)民消費潛力、實現(xiàn)農(nóng)村居民消費水平較快提升和消費結構持續(xù)升級，對于擴大中國消費需求、促進經(jīng)濟增長具有至關重要的意義。

經(jīng)典消費理論認為，收入是影響消費的最主要因素。自2016年，中國全面推進了農(nóng)業(yè)供給側結構性改革，其主旨在于通過逐漸優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營體系，提升土地和勞動生產(chǎn)率，不斷提高農(nóng)業(yè)綜合效益和農(nóng)產(chǎn)品競爭力，最終實現(xiàn)農(nóng)民收入較快、穩(wěn)定的增長。當實現(xiàn)收入增長的目標時，改革也因此提振了農(nóng)民消費，因此，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革能夠促進農(nóng)民消費水平提升、消費結構升級這一觀點在邏輯上是合理的。相關數(shù)據(jù)也表明，改革進程與農(nóng)民消費存在著較強的正相關關系：圖1分別給出了2009-2018年農(nóng)業(yè)供給側結構性改革指數(shù)與對數(shù)農(nóng)村居民人均實際消費、農(nóng)民發(fā)展與享受型消費占比的變動情況，①由圖可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革指數(shù)表現(xiàn)為漸進式上升的特征，2009年改革指數(shù)值約為22.4，2018年上升到34.3，而農(nóng)村居民人均實際消費的對數(shù)在2009年約為8.1，2018年增長至9.0，農(nóng)民發(fā)展與享受型消費占總消費比重則由2009年的31.9%上升到2018年的41.7%，因此，從總體上來看，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革進程的推進與農(nóng)村居民消費水平上升、消費結構升級并存，且這種關系在2015年及以后的年份表現(xiàn)得尤為明顯，幾乎為嚴格的正相關關系。

圖1 農(nóng)業(yè)供給側結構性改革指數(shù)與農(nóng)村居民消費(2008=100)

本文將探討農(nóng)業(yè)供給側結構性改革促進農(nóng)民消費水平的提升、消費結構升級的機制，對此進行實證檢驗，并進一步分析和檢驗改革影響農(nóng)民消費的中介效應。

一、文獻綜述

2016年，中央一號文件明確提出了農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的重大舉措，隨著時間的推移，改革對農(nóng)村經(jīng)濟的影響逐漸凸顯，越來越多的學者亦因此將研究的著力點放在對改革所產(chǎn)生的影響效應上。郭天寶等(2017)[1]基于農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的背景，理論分析農(nóng)業(yè)結構優(yōu)化對農(nóng)民收入的影響機制，并在此基礎上進行實證檢驗，認為農(nóng)業(yè)資源的重組或優(yōu)化配置與農(nóng)民收入之間存在著長期協(xié)整關系；郭濤等(2018)[2]測度了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營發(fā)展水平，經(jīng)實證檢驗后認為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系發(fā)展水平對農(nóng)村居民可支配收入有著正向的影響，分項指數(shù)中除了社會化服務指數(shù)對農(nóng)民收入影響方向不定，其他指數(shù)(生產(chǎn)指數(shù)、產(chǎn)出指數(shù)、市場化指數(shù))均能增加農(nóng)民收入。張偉等(2018)[3]認為，現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)保險供給水平下，專業(yè)農(nóng)戶得到有效保障的收入只有約57.72%，應創(chuàng)新農(nóng)業(yè)保險供給側結構性改革，開發(fā)多種方式的農(nóng)業(yè)保障組合產(chǎn)品，加大農(nóng)業(yè)保險供給力度，以增強生產(chǎn)經(jīng)營主體抵御農(nóng)業(yè)風險的能力。

農(nóng)業(yè)供給側結構性改革是關于主體、產(chǎn)品、資金、技術、制度、信息等多方面要素的綜合化改革與創(chuàng)新(張蓓，2016)[4]，其主要目標之一在于促進農(nóng)民收入增加，而收入需要最終轉化為消費才能使家庭獲益，因為消費是居民獲得效用和改善福利的源泉(Hasset&Mathur)?；诖诉壿?，測度農(nóng)業(yè)供給側結構性改革對農(nóng)民消費的影響效應是有必要的：消費增長所代表的家庭獲益度大小亦是衡量農(nóng)業(yè)供給側結構性改革成果的標尺之一。而目前關于這方面的研究相對較少，且大多是從農(nóng)業(yè)供給側的單個維度出發(fā)探討其對消費的影響，例如，周曉時等(2017)[5]分析了農(nóng)業(yè)機械化對農(nóng)村居民食物消費的影響，認為農(nóng)業(yè)機械化通過降低農(nóng)民繁重的體力勞動實現(xiàn)了對糧食消費的節(jié)約，同時，農(nóng)業(yè)機械化也加快了農(nóng)民對食物結構的調(diào)整速度；楊琦(2018)[6]通過實證分析，認為農(nóng)業(yè)基礎設施投資存量對農(nóng)民消費的影響的擠出效應大于擠入效應；齊紅倩等(2018)[7]分析了農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)民消費的影響的時變效應，認為在短期內(nèi)農(nóng)村貸款對農(nóng)民消費的刺激作用最強，長期內(nèi)農(nóng)村保險和農(nóng)村貸款共同促進農(nóng)民消費水平提升。

由于是針對多個要素進行的改革，是多維度、全方位的改革，若僅以農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的單一組成要素考察其對消費的影響，將難以描述改革作為一個綜合體影響居民消費的效應。因此，本文擬從以下幾個方面對現(xiàn)有研究進行拓展：一是在理論上分析農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)村居民消費的機制，提出假說。二是選取適當?shù)闹笜?，以熵值法量化農(nóng)業(yè)供給側結構性改革發(fā)展水平，評估改革實現(xiàn)農(nóng)民消費水平提升和消費結構升級效應的大小，檢驗改革及各組成成分提振消費的區(qū)域異質(zhì)性。三是考察農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)村居民消費的中介效應及其大小，分析改革影響農(nóng)民消費的主要途徑，完成對假說的檢驗。四是在所得結論的基礎上，從提振農(nóng)民消費的視角，為更好地推進農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提供新的思路。

本文的安排如下：首先是引言和文獻綜述，第二部分在理論上分析農(nóng)業(yè)供給側結構性改革實現(xiàn)農(nóng)村居民消費水平提升、消費結構升級的機制，提出若干假說。第三部分構建農(nóng)業(yè)供給側結構性改革發(fā)展水平評價體系，并建立改革影響農(nóng)民消費的計量模型。第四部分實證分析農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提振農(nóng)民消費的效應，考察改革及其各組成成分促進農(nóng)民消費增長的地區(qū)差異性，進一步通過中介效應模型，檢驗改革影響農(nóng)村居民消費的經(jīng)營性收入渠道、不確定性渠道、城鄉(xiāng)收入差距渠道、消費環(huán)境渠道的顯著性及其大小，評估改革影響農(nóng)民消費的主要效應。第五部分是結論和政策建議。

二、農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提振消費的理論假說

根據(jù)中央“一號文件”的精神，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革，是“從生產(chǎn)端、供給側入手”，不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)的“要素、產(chǎn)品、技術、…主體等方面的結構”的改革，是逐步合理化農(nóng)業(yè)資源配置、完善農(nóng)業(yè)結構調(diào)整的頂層設計，提升農(nóng)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量和效益、增強農(nóng)產(chǎn)品市場競爭力，實現(xiàn)農(nóng)民增收的改革。因此，根據(jù)文件精神，并參考張蓓(2016)等學者的研究成果，我們認為農(nóng)業(yè)供給側結構性改革是農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力不斷提升、中高端農(nóng)產(chǎn)品供給能力不斷增強、農(nóng)業(yè)資金保障力度逐漸加大、信息共享更加有效、產(chǎn)品流通環(huán)節(jié)效益不斷提升、制度保障能力逐漸增強的過程。

作為全面、系統(tǒng)、綜合化的改革過程，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革通過不斷優(yōu)化其組成成分、從多渠道實現(xiàn)農(nóng)民消費水平提升和消費結構升級，圖2描述了農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的目標、組成成分及影響農(nóng)村居民消費的機制，結合該圖，本文認為，改革可以從以下幾個渠道影響農(nóng)民消費：

圖2 農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)村居民消費的機制

(1)可支配收入渠道和城鄉(xiāng)收入差距渠道。農(nóng)業(yè)供給側結構性改革一方面通過優(yōu)化要素配置效率、培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體、發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營、加大研發(fā)投入、發(fā)展綠色生產(chǎn)等提升農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力和中高端農(nóng)產(chǎn)品供給能力，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益提高；另一方面，改革通過完善農(nóng)田水利建設、自然災害預警機制、倉儲物流設施、農(nóng)業(yè)融資體系、農(nóng)業(yè)保險制度等基礎設施配套降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，最終實現(xiàn)農(nóng)業(yè)利潤和農(nóng)民經(jīng)營性收入提升。改革是提升農(nóng)村居民可支配收入的過程，也是降低城鄉(xiāng)收入差距的過程，這都是促進農(nóng)民消費水平提升、消費結構升級的重要動力。

(2)不確定性渠道。農(nóng)業(yè)供給側結構性改革通過創(chuàng)新財政支農(nóng)機制、推動農(nóng)村金融創(chuàng)新、延長農(nóng)產(chǎn)品價值鏈、構建更完善的物流體系、提升農(nóng)業(yè)氣象災害監(jiān)測水平、推進互聯(lián)網(wǎng)+等一系列措施，逐步完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務業(yè)，降低農(nóng)業(yè)在生產(chǎn)、銷售過程中面臨的不確定性，提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入的穩(wěn)定性，從而實現(xiàn)農(nóng)民消費水平提高和消費升級。

(3)消費環(huán)境渠道。作為影響農(nóng)村居民消費的外部因素，消費環(huán)境的改善既包括養(yǎng)老、醫(yī)療、就業(yè)等社會保障制度的健全，也包括交通、通訊、電力等基礎設施配套的完善。良好的消費環(huán)境可以緩解消費約束，提升農(nóng)村居民的消費質(zhì)量(耿曄強；2012)[8]。以硬件基礎設施為例，若農(nóng)村電網(wǎng)、道路和農(nóng)民用水設施等發(fā)展較為充分，則意味著農(nóng)民日常生活所依托的物質(zhì)條件相對完備，良好的硬件配套將作為新消費熱點的催化劑，促進計算機、有線電視、小汽車、文化娛樂服務等消費需求增加，實現(xiàn)農(nóng)民消費結構升級。推進農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的過程，也是通過加大對農(nóng)村軟件、硬件基礎設施的投資，完善農(nóng)村消費環(huán)境的過程，消費環(huán)境的完善促進了城鎮(zhèn)優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品有效對接農(nóng)村居民消費，有利于擺脫農(nóng)民消費的“瓶頸”，實現(xiàn)農(nóng)民消費結構升級。[9][10]

因此，根據(jù)上述分析，本文提出假說1。

H1：農(nóng)業(yè)供給側結構性改革能顯著提升農(nóng)村居民消費水平，實現(xiàn)農(nóng)民消費結構升級。

由于東部、中部和西部在氣候條件、地理特征、種植作物、農(nóng)業(yè)基礎設施、政策傾斜力度等方面存在顯著的差異，改革各組成成分的發(fā)展水平可能存在一定程度的區(qū)域非平衡性，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革發(fā)展水平的高低也可能因此存在區(qū)域差異性。例如，有文獻已證實，西部地區(qū)的改革進程明顯慢于中部和東部。農(nóng)業(yè)供給側結構性改革發(fā)展水平推進速度的區(qū)域差異性將可能最終導致改革提升農(nóng)民消費水平的效應也存在區(qū)域異質(zhì)性，這種異質(zhì)性應表現(xiàn)為各地區(qū)通過農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提升消費所依托的比較優(yōu)勢有所差異。因此，本文提出假說2。

H2：區(qū)域間通過農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提振農(nóng)民消費所依托的比較優(yōu)勢有所不同。

就農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)民消費的“媒介”而言，一方面，由于改革的主要目標在于“促進農(nóng)民增收”，因此改革的進程也將是實現(xiàn)農(nóng)村居民可支配收入較快增長、城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小的過程，持續(xù)增長的收入和不斷降低的城鄉(xiāng)收入差距必然將在較大程度上有利于農(nóng)村居民消費水平的提升；另一方面，從目前的改革進程來看，農(nóng)業(yè)保險體系、自然災害監(jiān)測體系、物流運輸體系、市場價格和產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)管體系等尚不健全，農(nóng)產(chǎn)品在生產(chǎn)、流通等方面仍然面臨著因基礎設施不健全帶來的不確定性，因此，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革通過不確定性渠道提升農(nóng)民消費的效應可能相對較??；此外，對于消費環(huán)境而言，目前我國農(nóng)村居民受教育水平普遍偏低，醫(yī)療、養(yǎng)老等社會保障制度有待進一步健全，交通、電力和電信網(wǎng)絡等農(nóng)村生活性基礎設施尚不健全，這些影響消費的外部因素普遍不完善，并將可能導致消費環(huán)境帶來的中介效應相對較弱。因此，本文提出假說3。

H3：經(jīng)營性收入、不確定性、城鄉(xiāng)收入差距、消費環(huán)境在農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提升農(nóng)民消費的過程中具有中介效應，其中，經(jīng)營性收入和城鄉(xiāng)收入差距的中介效應較強，不確定性和消費環(huán)境的中介效應較弱。

三、指標構建、變量選取及模型設定

(一)農(nóng)業(yè)供給側結構性改革評價體系的構建

本文首先建立合適的指標體系量化農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的發(fā)展水平，根據(jù)農(nóng)業(yè)供給側結構性改革內(nèi)涵，結合指標構建的全面性、科學性、統(tǒng)計可行性、數(shù)據(jù)可獲得性等原則，以30個省、自治區(qū)、直轄市(由于西藏相關數(shù)據(jù)不足，因此剔除)為研究單位，建立2009-2018年農(nóng)業(yè)供給側結構性改革綜合評價體系：以改革評價體系作為目標層，以農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、中高端農(nóng)產(chǎn)品供給能力、農(nóng)業(yè)資金保障能力、農(nóng)業(yè)信息共享能力、流通環(huán)節(jié)效益提升能力、制度保障能力作為準則層，下設22個指標反映該6個準則層的發(fā)展情況，指標層所選取的指標如表1所示；在改革評價體系所用核算方法的選擇上，為了更加客觀、準確地評價指標差異性，避免主觀因素的干擾，本文采用了改進熵權法作為農(nóng)業(yè)供給側結構性改革發(fā)展水平的評價方法，具體步驟如下：第一，對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，以消除各指標的量綱和量級差異。并將標準化后的數(shù)據(jù)平移2個單位，消除部分數(shù)據(jù)零值的影響，以進行接下來的計算。第二，采用熵值法確定農(nóng)業(yè)供給側結構性改革發(fā)展水平評價體系中各個指標的權重。第三，通過多目標線性加權函數(shù)法對各個指標進行加權計算，得到農(nóng)業(yè)供給側結構性改革發(fā)展綜合指數(shù)及各個準則層的指數(shù)。

表1具體列出了農(nóng)業(yè)供給側結構性改革評價體系中準則層、指標層、指標核算方法及經(jīng)熵權法計算所得各個指標的權重，表2列出了經(jīng)計算整理得到的各個省、自治區(qū)、直轄市的農(nóng)業(yè)供給側結構性改革綜合指數(shù)。改革評價體系所用的基礎數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國糧食年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》、綠色食品網(wǎng)等。

表1 農(nóng)業(yè)供給側結構性改革指標評價體系的構建

表2 2009-2018年各省份農(nóng)業(yè)供給側結構性改革綜合指數(shù)

(二)變量選取和說明

在量化核心解釋變量后，接下來對模型涉及的相關變量選取進行說明，變量整理、計算所用數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等。

1.被解釋變量。本文將農(nóng)村居民人均消費作為被解釋變量。根據(jù)前文分析，還將進一步考察農(nóng)業(yè)供給側結構性改革對農(nóng)民消費結構升級的影響，因此將被解釋變量再具體細分為農(nóng)村居民人均生存型消費支出、農(nóng)村居民人均發(fā)展與享受型消費、農(nóng)民生存型消費占總消費支出比重、農(nóng)民發(fā)展與享受型消費占總支出比重。參照馬斯洛需求層次理論，本文將食品煙酒、衣著和居住支出劃分為生存型消費，將生活用品及服務、交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健及其他支出歸納為發(fā)展與享受型消費。為剔除價格變動的影響，使用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)(2008=100)將被解釋變量進行平減，并取對數(shù)以消除異方差的影響。

2.核心解釋變量。本文將農(nóng)村居民消費的影響因素劃分為核心解釋變量和控制變量，核心解釋變量為農(nóng)業(yè)供給側結構性改革發(fā)展指數(shù)，具體還將該指數(shù)細分為農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力指數(shù)、中高端農(nóng)產(chǎn)品供給能力指數(shù)、農(nóng)業(yè)資金保障能力指數(shù)、農(nóng)業(yè)信息共享能力指數(shù)、流通環(huán)節(jié)效益提升能力指數(shù)、制度保障能力指數(shù)；同時，考慮到農(nóng)業(yè)供給側結構性改革與農(nóng)民消費可能存在雙向因果關系：一方面，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革通過提升可支配收入、降低城鄉(xiāng)收入差距和不確定性、改善消費環(huán)境等渠道實現(xiàn)農(nóng)民消費水平提升和消費結構升級；另一方面，農(nóng)村居民消費水平提升和消費結構升級意味著消費者也將對農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)、種類、結構有更高的要求，以此使農(nóng)業(yè)供給側結構性改革不斷推進，以適應對需求結構的調(diào)整。因此，為避免可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，將所有核心解釋變量取滯后一期。

主要變量的描述性統(tǒng)計如表3所示：

表3 模型中主要變量的描述性統(tǒng)計

(三)計量模型設定

根據(jù)前文所進行的理論分析，為考查農(nóng)業(yè)供給側結構性改革及各個組成要素對農(nóng)民消費水平提升的效應，建立模型(1)，同時，為考察改革影響農(nóng)民消費結構升級的效應，建立模型(2)：

(1)

(2)

此外，根據(jù)機制分析，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革可能會通過可支配收入效應、不確定性效應、城鄉(xiāng)收入差距效應、消費環(huán)境應影響農(nóng)村居民消費，為了識別這一系列中介效應是否存在，參照Barron & Kenny[13]、溫忠麟等[14]學者檢驗中介效應的方法，利用依次檢驗法對以下遞歸方程進行檢驗：

(3)

(4)

(5)

四、農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)民消費的實證檢驗

(一)改革對農(nóng)民消費水平提升、消費結構升級效應檢驗

首先對假說1進行檢驗，即考察農(nóng)業(yè)供給側結構性改革能否實現(xiàn)農(nóng)民消費水平提升和消費結構升級。在對模型(1)和(2)進行回歸時，考慮到兩個模型中解釋變量均包含了被解釋變量的滯后一階項，因此作為動態(tài)面板模型，本文將采用系統(tǒng)GMM兩步法進行估計，這樣一方面可以盡量減少遺漏變量偏差問題，另一方面還可以有效地解決模型中潛在的內(nèi)生性問題。農(nóng)業(yè)供給側及各組成成分影響農(nóng)民消費水平的估計結果見表4：

表4 農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提升農(nóng)民消費水平的效應

根據(jù)表4的估計結果，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革能顯著提升農(nóng)村居民的消費水平，其系數(shù)大小為0.25，即說明在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革指數(shù)增長1個百分點，農(nóng)村居際消費水平將提高0.25個百分點。

從表4中(2)-(7)的估計結果可以發(fā)現(xiàn)，改革各個組成要素均能顯著提高農(nóng)民消費水平，但提升效應大小存在差異：制度保障能力指數(shù)影響消費的系數(shù)最大，為0.182，其次是農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力指數(shù)，系數(shù)值大小為0.167，說明就全國范圍而言，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革主要通過農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力的提升和農(nóng)業(yè)相關支持制度實現(xiàn)農(nóng)民消費增長；而改革的其他組成要素影響消費的效應則相對較弱，各指數(shù)的影響系數(shù)值按遞減次序排列分別為：農(nóng)業(yè)信息共享能力指數(shù)(0.080)、流通環(huán)節(jié)效益提升能力指數(shù)(0.072)、中高端農(nóng)產(chǎn)品供給能力指數(shù)(0.050)、農(nóng)業(yè)資金保障能力指數(shù)(0.023)，因此，就影響系數(shù)值大小來看，依托農(nóng)業(yè)信息共享能力指數(shù)、流通環(huán)節(jié)效益提升指數(shù)、中高端農(nóng)產(chǎn)品供給能力指數(shù)、農(nóng)業(yè)資金保障指數(shù)實現(xiàn)農(nóng)民消費增長的效應有待提升。

在其他控制變量中，可支配收入對農(nóng)民消費增長有正向促進作用；城鄉(xiāng)一體化在模型(1)、(3)中對農(nóng)民消費的影響系數(shù)顯著為負，說明在二元結構下，城鄉(xiāng)農(nóng)產(chǎn)品價差越高，意味著產(chǎn)品流通環(huán)節(jié)成本越高，越不利于農(nóng)民收入、消費水平的提升；農(nóng)業(yè)重要程度的消費系數(shù)值為正，意味著說明農(nóng)業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位越高，農(nóng)民收入增加、消費增長也相對較快；農(nóng)村老人撫養(yǎng)比影響消費的系數(shù)值顯著為正，說明農(nóng)村老年人占比越高，醫(yī)療、養(yǎng)老等相關支出越高，而幼兒撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民消費影響并不顯著。

為進一步考察農(nóng)業(yè)供給側結構性改革對農(nóng)民消費結構的影響，基于模型(2)進行實證檢驗，所得結果如表5所示。

表5 改革的消費結構升級效應

從表(5)中可以看出，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)村居民生存型消費、發(fā)展與享受型消費增長的系數(shù)值大小分別為0.096、0.194，說明隨著農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的不斷推進，農(nóng)民生存型消費、發(fā)展與享受型消費均在增長，但前者增長速度慢于后者；而改革影響農(nóng)村居民生存型消費占比的系數(shù)值為-0.078，影響發(fā)展與享受型消費占比的系數(shù)值0.060，說明改革指數(shù)每增長10個百分點，農(nóng)民生存型消費占比將下降0.78個百分點，發(fā)展與消費型消費將上漲0.6個百分點，這意味著農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的推進，帶來了農(nóng)村居民消費結構的逐漸升級。

因此，通過以上分析，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革顯著實現(xiàn)了農(nóng)村居民消費水平提高和消費結構升級，假說1得以驗證。

(二)農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提振消費的異質(zhì)性檢驗

考慮到農(nóng)業(yè)供給側及各要素促進農(nóng)村居民消費的效應可能存在地域差異性，接下來再次根據(jù)模型(1)進一步對東部、中部、西部地區(qū)進行估計，結果如表6所示：

表6 農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提升消費的區(qū)域差異性

根據(jù)表(6)可以發(fā)現(xiàn)，東部、中部、西部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側結構性改革均可顯著提升農(nóng)村居民消費水平；其中，中部地區(qū)改革提升農(nóng)民消費的效應最高，為0.445，其次是東部，系數(shù)值為0.392，西部最低，為0.216；

從農(nóng)業(yè)供給側各個組成成分提升農(nóng)民消費的效應來看，東部地區(qū)依托農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、流通環(huán)節(jié)效益提升能力和制度保障能力實現(xiàn)農(nóng)民消費提升的效果較好(各指數(shù)影響消費的系數(shù)值大小分別為0.161、0.119、0.126)，而農(nóng)業(yè)資金保障能力提升農(nóng)村居民消費的效應并不明顯。由此看來，東部地區(qū)較快的科技進步推動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率穩(wěn)步提升，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、組織化水平也相對較高，更容易充分利用政策紅利，發(fā)展高質(zhì)量、高附加值、高標準的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)，[15]而四通八達的交通網(wǎng)絡也極大降低了農(nóng)產(chǎn)品的流通成本，這些都是東部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側結構性改革較快發(fā)展、實現(xiàn)農(nóng)民增收和降低城鄉(xiāng)收入差距進而推動農(nóng)民消費增長的有利因素；中部地區(qū)通過農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、農(nóng)業(yè)信息共享能力、制度保障能力提升農(nóng)民消費水平的效應較強，各指數(shù)影響消費的系數(shù)分別為0.180、0.150、0.272，而流通環(huán)節(jié)效益提升能力不能顯著影響中部地區(qū)農(nóng)民消費，可見，中部地區(qū)依托豐富的農(nóng)業(yè)資源、良好的氣候條件、優(yōu)越的地理位置等優(yōu)勢更有利于實現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營、提升農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力，實現(xiàn)農(nóng)民增收進而促進消費增長。同時，由于中部地區(qū)種植規(guī)模、種植結構、農(nóng)機耕作方式等均較為相似，農(nóng)戶之間交流農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗、產(chǎn)品銷售信息等更加頻繁，較強的信息共享能力將有助于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中的信息不對稱現(xiàn)象。此外，產(chǎn)糧大省多數(shù)位于中部，在保證國家糧食安全的戰(zhàn)略背景下，政策支持中部農(nóng)業(yè)發(fā)展力度較大，這些都是有利于推動農(nóng)民收入增長、進而實現(xiàn)中部地區(qū)農(nóng)民消費水平提升的因素。西部地區(qū)主要依托農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、農(nóng)業(yè)信息共享能力提升農(nóng)民消費，這兩個要素影響消費的效應系數(shù)值分別為0.163和0.104，而農(nóng)業(yè)資金保障能力、流通環(huán)節(jié)效益提升能力、制度保障能力并不能顯著提高西部地區(qū)農(nóng)民的消費水平。

結合上述分析，由于自然資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平等原因，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革及其各組成成分提振農(nóng)民消費的效應存在顯著的區(qū)域差異，這種差異導致區(qū)域間通過改革提升農(nóng)民消費所依托的比較優(yōu)勢也有所不同，假說2成立。

然而，改革的各組成成分促進農(nóng)民消費水平提升效應也存在共性，結合表4和表6可以發(fā)現(xiàn)，即無論是從全國范圍來看，還是具體將區(qū)域細分為東、中、西部，農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力指數(shù)實現(xiàn)農(nóng)村居民消費水平提升的效應均較強，因此，在農(nóng)業(yè)供給側結構性改革過程中若能不斷提升勞動者自身素質(zhì)和專業(yè)技能，并培育農(nóng)民合作社、專業(yè)大戶、家庭農(nóng)場、龍頭企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，推動農(nóng)業(yè)規(guī)模化、機械化經(jīng)營，則改革將以較高幅度提升農(nóng)民的消費水平；相比之下，依靠農(nóng)業(yè)資金保障能力指數(shù)提升農(nóng)民消費水平效應均較弱，其原因可能在于，涉農(nóng)資金保障供給結構性不足，或資金保障水平不高，或資金渠道不暢通，導致改革通過中介效應促進農(nóng)民消費效應較小。以農(nóng)業(yè)保險為例，2017年中國主要農(nóng)作物承保面積約為1.4億公頃，已覆蓋農(nóng)作物播種面積的84%，該水平與發(fā)達國家的農(nóng)業(yè)保險覆蓋率較為接近，而就保險高質(zhì)量發(fā)展而言，我國還有較長的路要走。截至2018年，中國農(nóng)業(yè)保險滲透率約為0.5%，而在2014年全球平均水平已達到1.2%，同年美國更是高達5.6%，[16]較低的保險水平對于降低農(nóng)產(chǎn)品市場的不確定性風險、合理化農(nóng)產(chǎn)品供給側價格等效力有限，這在一定程度上不利于農(nóng)業(yè)資金保障能力提升及其通過降低不確定性、促進經(jīng)營性收入增長來實現(xiàn)農(nóng)民消費水平的提高。

(三)中介效應檢驗

為進一步判斷農(nóng)業(yè)供給側結構性改革促進農(nóng)民消費增長的中介效應及其強弱，根據(jù)模型(3)-(5)進行回歸，所得結果如表7所示，在表7的基礎上，經(jīng)計算出各中介變量的直接效應、間接效應和總效應體現(xiàn)在表8中。

表7 中介效應檢驗

表8 中介效應值

通過表7中對農(nóng)民經(jīng)營性收入、城鄉(xiāng)收入差距、不確定性、消費環(huán)境四個變量采取依次檢驗法可以發(fā)現(xiàn)，在控制了相關變量和地區(qū)固定效應后，得到農(nóng)業(yè)供給側影響農(nóng)村居民消費系數(shù)為0.374，且在1%的水平上統(tǒng)計顯著，接下來，對于表7(3)、(5)、(7)、(9)的估計發(fā)現(xiàn)，在模型中逐漸加入中介變量后，回歸所得解釋變量影響農(nóng)民消費的估計系數(shù)值均顯著為正，各個中間變量對農(nóng)民消費的影響系數(shù)亦統(tǒng)計顯著。最后，通過表7的(2)、(4)、(6)、(8)回歸得到改革影響各個中介變量的系數(shù)均顯著，且對農(nóng)民經(jīng)營性收入、消費環(huán)境有著正向影響，估計得到改革影響系數(shù)值大小分別為0.693和7.363；而改革影響城鄉(xiāng)收入差距、不確定性的系數(shù)估計值為負，分別為-0.072和-0.027。所以農(nóng)民經(jīng)營性收入、城鄉(xiāng)收入差距、不確定性、消費環(huán)境是農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)民消費水平的中介變量。采用依次檢驗法已證實了中介效應的存在。其他常用的檢驗方法包括Sobel檢驗法和Bootstrap檢驗法，由于依次檢驗法的結果強于該兩種方法(溫忠麟等，2014)[17]，因此，本文無需再繼續(xù)采用這兩種方法進行再驗證。

結合表8整理計算出的結果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革顯著提高了農(nóng)民經(jīng)營性收入，經(jīng)營性收入顯著提高了農(nóng)村居民消費水平，即改革通過增加經(jīng)營性收入提高了農(nóng)民消費水平；農(nóng)業(yè)供給側結構性改革顯著降低了城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)收入差距的降低有利于農(nóng)村居民消費水平的提升，即改革通過降低城鄉(xiāng)收入差距增加農(nóng)民消費；農(nóng)業(yè)供給側結構性改革降低了農(nóng)民面臨的不確定性，不確定性的降低又顯著增加了農(nóng)民消費，即改革通過降低不確定性提高農(nóng)民的消費水平；農(nóng)業(yè)供給側結構性改革有效改善了消費環(huán)境，消費環(huán)境的改善有利于提升農(nóng)民消費水平，即改革通過改善消費環(huán)境實現(xiàn)農(nóng)民消費水平的提升。

此外，通過表8可以看出，城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)民經(jīng)營性收入、不確定性、消費環(huán)境的中介程度依次減弱，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)營性收入的中介程度較強，分別為73.7%和69.3%，不確定性和消費環(huán)境的中介程度較弱，分別為7.83%和5.91%。假說3得以驗證。

五、主要結論和政策建議

(一)主要結論

本文基于農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)村居民消費的機制，構造包含農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、中高端農(nóng)產(chǎn)品供給能力、農(nóng)業(yè)資金保障能力、農(nóng)業(yè)信息共享能力、流通環(huán)節(jié)效益提升能力、制度保障能力的農(nóng)業(yè)供給側結構性改革綜合評價指標體系，接著利用2009-2018年中國30個省、自治區(qū)、直轄市的相關數(shù)據(jù)實證檢驗農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)民消費水平提升、消費結構升級的效應，并進一步考察改革提升農(nóng)村居民消費的中介效應，最終得出以下主要結論：

1.農(nóng)業(yè)供給側結構性改革顯著促進了農(nóng)村居民的消費水平提升和消費結構升級。在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革指數(shù)每增長1個百分點，農(nóng)村居際消費水平將提高0.25個百分點；就消費結構而言，改革指數(shù)每增長10個百分點，農(nóng)民生存型消費占比將下降0.78個百分點，發(fā)展與消費型消費將上漲0.6個百分點。

2.改革影響農(nóng)民消費的效應存在顯著的地區(qū)差異性，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側結構性改革提升農(nóng)民消費的效應最高，為0.445，其次是東部，系數(shù)值為0.392，西部最低，為0.216；此外，農(nóng)業(yè)供給側結構性改革各組成成分促進農(nóng)民消費提升的效應亦具有區(qū)域異質(zhì)性：東部地區(qū)依托農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、流通環(huán)節(jié)效益提升能力和制度保障能力實現(xiàn)農(nóng)民消費提升的效果較好，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、農(nóng)業(yè)信息共享能力、制度保障能力提升農(nóng)民消費水平的效應較強，西部地區(qū)則主要依靠托農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、農(nóng)業(yè)信息共享能力提升農(nóng)民消費。

3.農(nóng)業(yè)供給側結構性改革各組成成分實現(xiàn)農(nóng)民消費水平提升的效應也存在共性，即無論是從全國范圍來看，還是將區(qū)域具體區(qū)分為東部、中部和西部，依托農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力指數(shù)實現(xiàn)農(nóng)村居民消費水平提升的效應均較強，相比之下，依靠農(nóng)業(yè)資金保障能力指數(shù)影響農(nóng)民消費水平效應均較弱。

4.城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)民經(jīng)營性收入、不確定性、消費環(huán)境是農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)民消費水平的中介變量，且各變量的中介程度依次減弱；城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)民經(jīng)營性收入的中介程度較強，分別為73.7%和69.3%，不確定性和消費環(huán)境的中介程度較弱，分別為7.83%和5.91%。

(二)政策建議

2021年中央一號文件指出“構建新發(fā)展格局，迫切需要擴大農(nóng)村需求，暢通城鄉(xiāng)經(jīng)濟循環(huán)”，同時還要“穩(wěn)住農(nóng)業(yè)基本盤”，“深入推進農(nóng)業(yè)供給側結構性改革”。本文厘清了農(nóng)業(yè)供給側結構性改革影響農(nóng)民消費的邏輯思路，結合前文實證檢驗得出的結論，擬從實現(xiàn)農(nóng)民消費水平提升、消費結構升級和暢通城鄉(xiāng)消費雙循環(huán)的視角提出農(nóng)業(yè)供給側結構性改革政策調(diào)整的重點，概括來說為“補短板、強優(yōu)勢、提動力”。

1.“補短板”，即要補齊農(nóng)民消費水平提升效應較低的改革“短板”(主要為農(nóng)業(yè)資金保障能力指數(shù))，以及增強中介效應較弱的不確定性渠道和消費環(huán)境渠道，具體建議為如下幾點：

(1)完善金融支農(nóng)制度，為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供良好的融資環(huán)境。政府要創(chuàng)新農(nóng)村金融體制改革，改善農(nóng)業(yè)經(jīng)營者融資困難的問題，應大力開展農(nóng)民小額信用貸款，發(fā)展多種農(nóng)業(yè)抵押貸款業(yè)務，開發(fā)支持農(nóng)業(yè)生態(tài)化、綠色化發(fā)展的專屬金融產(chǎn)品，加強對涉農(nóng)融資的中長期信貸支持。

(2)完善農(nóng)業(yè)基礎設施建設，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中面臨的不確定性。應不斷完善基礎設施建設，包括農(nóng)田水利建設、農(nóng)業(yè)氣象災害預警建設、物流倉儲建設、農(nóng)田林網(wǎng)建設等，[18]降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、倉儲、運輸、銷售等過程中面臨的不確定性。

(3)改善農(nóng)村消費環(huán)境，暢通城鄉(xiāng)消費雙循環(huán)。要增加農(nóng)村生活性服務業(yè)的供給，完善農(nóng)村寄遞物流體系和基礎設施建設，推動電子商務、物流快遞下鄉(xiāng)進村，改善農(nóng)民消費體驗，推動農(nóng)民消費品質(zhì)化、精細化、便利化等需求。

第二，“強優(yōu)勢”。即要因地制宜，合理發(fā)揮區(qū)域內(nèi)改革提升消費所依托的比較優(yōu)勢。例如，中部地區(qū)在農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力、農(nóng)業(yè)信息共享能力、制度保障能力提升農(nóng)民消費水平的效應較強，因此，對于中部地區(qū)而言，應充分利用有利的地形地貌優(yōu)勢，通過土地有序流轉較快實現(xiàn)規(guī)模化、機械化生產(chǎn)，通過大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，實現(xiàn)科學化、效率化、集約化生產(chǎn)；同時，還應加快中部地區(qū)農(nóng)村千兆網(wǎng)、5G建設和移動物聯(lián)網(wǎng)建設等，使信息化程度進一步加深，還應積極利用糧食最低收購政策、生產(chǎn)者補貼政策、產(chǎn)糧大縣支持政策等相關政策紅利，提高農(nóng)作物單產(chǎn)水平，穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品供給。

第三，“提動力”。要改善農(nóng)業(yè)供給側結構性改革的一些組成成分提升農(nóng)民消費水平的動力不足的現(xiàn)狀。這些組成要素主要包括流通環(huán)節(jié)效益提升能力指數(shù)、農(nóng)業(yè)信息共享能力指數(shù)和中高端農(nóng)產(chǎn)品供給能力指數(shù)，一方面，應充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，加快推進市場化導向的質(zhì)優(yōu)價高的農(nóng)產(chǎn)品價格形成機制，帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營主體生產(chǎn)附加值較高、綠色化、無公害的高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品；另一方面，應發(fā)揮政府的規(guī)劃引領作用，[19]強化涉農(nóng)基礎設施協(xié)調(diào)配套，[20]逐步建立農(nóng)業(yè)農(nóng)村大數(shù)據(jù)體系，推動農(nóng)業(yè)信息共享，強化農(nóng)產(chǎn)品市場監(jiān)管，逐步建立完善、統(tǒng)一的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量標準體系、安全監(jiān)管體系和產(chǎn)品可追溯體系。

注釋：

①農(nóng)業(yè)供給側結構性改革指數(shù)計算方法詳見下文