聶 穎，曹 菲，王大慶,2

（1.海口經(jīng)濟(jì)學(xué)院東方外貿(mào)外語學(xué)院，?？?571127；2.黑龍江省農(nóng)墾管理干部學(xué)院，哈爾濱 150090）

一、引 言

西北干旱區(qū)約占全國總面積的1/4，沙漠、戈壁、高山廣布，為干旱、半干旱氣候，特別是甘肅省干旱區(qū)有些地區(qū)年降水量不到100毫米，缺水十分嚴(yán)重，生態(tài)環(huán)境脆弱。受自然環(huán)境、資源稟賦等因素影響，甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶的生產(chǎn)生活與特殊的自然環(huán)境及經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有密切關(guān)系。近年來隨著祁連山國家公園體制試點，脫貧攻堅持續(xù)推進(jìn)，甘肅省干旱區(qū)的生態(tài)環(huán)境得到不斷改善，農(nóng)村居民的生計結(jié)構(gòu)日益優(yōu)化。與此同時，受歷史因素的影響，農(nóng)業(yè)在甘肅省干旱區(qū)的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中仍占有一定比重，尤其是農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入仍是農(nóng)戶重要的收入來源。這不僅對甘肅省干旱區(qū)的生態(tài)環(huán)境具有重要影響，還深刻影響著農(nóng)戶的消費方式。隨著社會主要矛盾的發(fā)展變化，居民的消費結(jié)構(gòu)也在優(yōu)化調(diào)整。如何更好地適應(yīng)居民消費結(jié)構(gòu)的變化，成為推進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要影響因素，尤其在國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力向消費轉(zhuǎn)型背景下，顯得尤為重要。農(nóng)村居民生活類支出是指農(nóng)戶在生活過程中所產(chǎn)生的消費行為，包括物質(zhì)消費支出、精神娛樂消費支出及人情消費支出等內(nèi)容，是衡量農(nóng)戶消費行為，了解農(nóng)戶生產(chǎn)、消費、積累和社會活動，研究農(nóng)戶生活質(zhì)量與收入變化的重要指標(biāo)，有利于監(jiān)測農(nóng)村脫貧攻堅實施效果，對于推進(jìn)全面建設(shè)小康社會具有重要意義。

當(dāng)前，針對農(nóng)戶消費行為尤其是家庭生活類支出的研究文獻(xiàn)較為豐富，大體可分為三類。一是關(guān)于農(nóng)戶消費行為的研究。從農(nóng)戶的消費水平與消費結(jié)構(gòu)兩個方面對當(dāng)前影響農(nóng)戶消費行為的因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶家庭收入、信貸約束、家庭勞動力結(jié)構(gòu)、儲蓄動機等均會對農(nóng)戶的消費行為產(chǎn)生影響（楊晶等，2019）。南永清等（2018）基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，將社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村居民的消費行為的影響進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)通過非正規(guī)金融途徑，改善農(nóng)戶面臨的“流動性約束”從而促進(jìn)農(nóng)村居民消費。二是關(guān)于農(nóng)戶生活能源消費行為的研究。劉傳庚等（2020）以山東省農(nóng)村地區(qū)為例，通過農(nóng)戶問卷調(diào)查的方式，對山東省農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶生活能源消費進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)山東省農(nóng)村地區(qū)的生活能源消費結(jié)構(gòu)仍以傳統(tǒng)的生物質(zhì)能和煤炭為主，電力、液化天然氣等清潔能源的使用比例依然偏低，迫切需要通過完善新能源基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和文化知識普及，逐步優(yōu)化農(nóng)戶的能源消費結(jié)構(gòu)，推進(jìn)區(qū)域生態(tài)環(huán)境改善。與此同時，吳偉光等（2012）以浙江、陜西為例對于自然保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶的生活能源消費進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶家庭收入水平仍是影響家庭生活能源消費結(jié)構(gòu)的主要因素，加強自然保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶必要的生活能源補貼與能源改造項目建設(shè)，有助于推動自然保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶的生活能源消費結(jié)構(gòu)由傳統(tǒng)型向商品能源轉(zhuǎn)變。三是關(guān)于農(nóng)戶生活消費行為研究。張永麗等（2019）以甘肅省貧困地農(nóng)戶為例，對互聯(lián)網(wǎng)使用對西部貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭生活消費的影響進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用有助于西部貧困地區(qū)農(nóng)戶家庭消費水平提升和消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化，尤其對于降低教育成本，增加農(nóng)戶家庭教育支出具有積極作用。韋惠蘭等（2017）以甘肅省沙化區(qū)為例，研究農(nóng)戶家庭收入結(jié)構(gòu)對家庭生活消費支出的影響，發(fā)現(xiàn)家庭經(jīng)營性收入（土地經(jīng)營收入和個人經(jīng)營收入）仍是沙化區(qū)農(nóng)戶家庭收入的主要來源，是農(nóng)戶家庭支出的基礎(chǔ)。另外，一些學(xué)者則對影響農(nóng)戶生活消費（支出）的微觀因素進(jìn)行實證研究。如向其鳳等（2012）通過微觀數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶居住社區(qū)的交通狀況、住所的地勢、距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)市場的遠(yuǎn)近對農(nóng)戶生活消費支出影響顯著；易小燕等（2013）通過研究土地整理政策下的農(nóng)戶生活負(fù)擔(dān)問題，認(rèn)為政策環(huán)境對農(nóng)戶食品支出、生活總支出和居住支出影響顯著；吳學(xué)品（2015）運用變參數(shù)模型分析了二元結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶生活支出的影響。

梳理已有研究，雖然關(guān)于農(nóng)戶消費行為的研究具有相當(dāng)規(guī)模的積累，但關(guān)于甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶生活類支出的文獻(xiàn)相對較少，已有的研究從家庭總收入結(jié)構(gòu)的視角進(jìn)行研究，有助于分析家庭總收入的不同部分與農(nóng)戶生活類支出的關(guān)系，但對于甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類不同支出水平段的影響如何，尚未進(jìn)行討論。因此，本文以甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭為例，運用核密度估計和分位數(shù)回歸估計等分析方法，在探究甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出影響因素的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析家庭生活類不同支出水平的影響因素，從而為更好地改善甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶生活水平奠定實證基礎(chǔ)。

二、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的分析數(shù)據(jù)來源于田野調(diào)查。課題組于2014年6月至2015年10月分四次對甘肅省干旱區(qū)的敦煌、金塔、臨澤、民樂、永昌、民勤、環(huán)縣、景泰、古浪、武威、金昌、玉門12個市縣進(jìn)行問卷調(diào)查、訪談與考察。調(diào)查采用隨機抽樣的方式，每個縣調(diào)查選取3～6個樣本村，問卷調(diào)查采用面對面、一對一的方式進(jìn)行，以戶主作為主要調(diào)查對象，其他家庭成員進(jìn)行補充。每份問卷的調(diào)研時間在1小時左右，從而保證調(diào)查問卷的真實性、有效性。通過四次調(diào)研，總共獲得問卷1 086份，剔除無效問卷，獲得有效問卷為1 021份，有效率是94.01%，具體情況見表1。

表1 甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶調(diào)查問卷樣本點分布情況及分析

（二）研究方法

1.核密度在分析家庭生活類支出總體分布上的應(yīng)用

核密度函數(shù)是刻畫家庭支出分布的重要工具，本文先計算了甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的核密度分布函數(shù)，在不同的支出水平上，使用核密度估計量，形如：

其中，函數(shù)k()· 稱為“核函數(shù)”（Kernel function），本文選擇高斯核函數(shù)（Gaussian kernel），h為“窗寬”（Bandwidth），在核密度估計中窗寬的選擇對于模型的擬合效果有直接影響，其選擇遠(yuǎn)比核函數(shù)的選擇更重要，本文采用最優(yōu)窗寬為：其中δ在高斯核函數(shù)的取值為0.7764，在Stata13.0中，h的最優(yōu)核默認(rèn)為“伊番科尼科夫核”（Epanechnikov or quadratic），本文中取窗寬值為h=0.2325。

2.分位數(shù)回歸在分析影響家庭生活類支出上的應(yīng)用

本文采用分位數(shù)回歸的評估方法對調(diào)查樣本進(jìn)行分析。分位數(shù)回歸由Koenker 等在1978 年提出，該模型利用解釋變量x和被解釋變量y的條件分位數(shù)進(jìn)行建模，揭示解釋變量x對被解釋變量y分布的位置、刻度和形狀的影響。分位數(shù)回歸的線性回歸模型簡單表述如下。

假設(shè)條件分布y|x的總體q分位數(shù)yq(x)是x的線性函數(shù)，即：

其中，βq被稱為“q分位數(shù)的回歸系數(shù)”，其估計值是：

中位數(shù)回歸也被稱為“最小絕對離差估計量”（Least Absolute Deviation Estimator），不易受到極端值的影響，表現(xiàn)更穩(wěn)健。本文建立以下分位數(shù)回歸模型：

其中，y表示甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出總額，x表示影響y的各個因素，包括甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭可支配收入、農(nóng)戶家庭生產(chǎn)類支出、農(nóng)戶戶主年齡、農(nóng)戶戶主受教育年限、農(nóng)戶家庭總?cè)丝诤娃r(nóng)戶家庭勞動力人口，ατ為該函數(shù)的截距變量，ζτ為隨機變化的繞項，本文自變量和因變量觀測值量級差別過大，為了消除觀測值量級不同對回歸分析結(jié)果造成的影響，取各個觀測值的自然對數(shù)進(jìn)行分析。則的解即為參數(shù)估計值。對于線性分布函數(shù)式 （5），是各個變量參數(shù)估計的第τ個分位數(shù)的系數(shù)。

三、結(jié)果與分析

（一）甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的總體分布及變量的描述分析

圖1是根據(jù)收集的樣本，繪出的甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的核密度估計，表2參考圖1的基礎(chǔ)上，對甘肅省干旱區(qū)家庭生活類支出的水平劃分為五個層級，并對各個層級因變量和自變量做基本的統(tǒng)計分析。

圖1 甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的核密度估計

如圖1 所示，甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出分布較廣，居民之間的生活類支出從分布上看，具有向左偏尖峰狀態(tài)，且有很強的向右拖尾現(xiàn)象，可做如下解釋：第一，左偏峰說明農(nóng)戶家庭生活類支出有朝低水平段支出傾向，即家庭生活類支出本著有計劃且能省則省的心態(tài)進(jìn)行；第二，尖峰說明農(nóng)戶生活類支出具有集中趨勢，農(nóng)戶生活支出集中在相對狹窄的范圍內(nèi)，進(jìn)而一定程度上說明農(nóng)戶支出具有同質(zhì)性；第三，右拖尾說明農(nóng)戶具有一定數(shù)量的離散值或極端值存在。通過甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的核密度估計檢驗進(jìn)一步驗證了，分位數(shù)回歸不易受極端值的影響，使用分位數(shù)回歸能提供關(guān)于條件分布y|x的全息信息。

本文把農(nóng)戶家庭生活類支出劃分為五個層級，分別為：＞38 000 元組（高支出家庭，占比20.04%）、26 000～38 000元組（中高支出家庭，占比21.25%）、20 000～26 000元組（中等支出家庭，占比18.03%）、13 000～26 000 元組（中低支出家庭，占比20.84%）、≤13 000 元組（低支出家庭，占比19.84%）。如表2所示，隨著家庭生活類支出層級的增高，因變量呈現(xiàn)以下變化：家庭可支配收入中位數(shù)、平均數(shù)穩(wěn)步增長，其中平均數(shù)在中高支出水平時略有下滑，但不明顯；生產(chǎn)類支出與生活類支出同步逐漸遞增，二者無明顯的相互擠出效應(yīng)；戶主年齡呈現(xiàn)先下降再上升趨勢，總體變化不明顯；戶主受教育年限均在10年處上下波動，變化不明顯；家庭總?cè)丝诔手饾u遞增趨勢，勞動力人口變化不明顯。

表2 基于甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出水平分層的因變量與自變量基本統(tǒng)計描述

（二）基于分位數(shù)回歸統(tǒng)計的結(jié)果與分析

為了比較方便，本文把自變量對因變量的OLS 估計與分位數(shù)為“10%，25%，50%，75%，90%”的回歸系數(shù)估值及標(biāo)準(zhǔn)誤對比，運行Stata13.0，得到表3。由表3可知，甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶戶主年齡、戶主年齡的平方和戶主受教育年限在OLS估計和在各分位數(shù)回歸估計上均對農(nóng)戶家庭生活類支出的影響不顯著，表明甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出不受戶主年齡和接受教育年限的影響?？赡艿慕忉尀椋焊拭C省干旱區(qū)農(nóng)戶整體上的家庭收入水平不高限制了生活類支出的空間，有限的支出空間，不具有生活支出的異化潛力，所以與戶主的年齡及受教育年限無顯著相關(guān)性。

表3 甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的OLS估計與分位數(shù)回歸估計（模型Ⅰ）

為進(jìn)一步驗證影響甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的因素，本文在模型Ⅰ的基礎(chǔ)上剔除不顯著的影響變量，經(jīng)過迭代運算得出的模型Ⅱ估計結(jié)果，如表4所示，通過對比發(fā)現(xiàn)，模型Ⅱ在解釋自變量與因變量關(guān)系上比模型Ⅰ更具有力度。為清晰的表現(xiàn)分位數(shù)回歸值隨著分位數(shù)的不同而變化的趨勢，如圖2所示，本文繪制了甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出影響因素的回歸系數(shù)變化趨勢圖。

圖2 自變量對甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的分位數(shù)估計回歸系數(shù)的變化趨勢

表4 甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的OLS估計與分位數(shù)回歸估計（模型Ⅱ）

1.農(nóng)戶家庭可支配收入對農(nóng)戶生活類支出的影響

甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭可支配收入對農(nóng)戶家庭生活類支出平均數(shù)的影響在1%顯著水平上顯著，印證了家庭可支配收入是農(nóng)戶家庭生活類支出的基礎(chǔ)。從家庭生活類支出的各分位數(shù)回歸系數(shù)上看，家庭可支配收入對家庭生活類支出各分位數(shù)均影響顯著，隨著分位數(shù)的增加（10%→25%→50%→75%→90%）其回歸系數(shù)呈逐漸下降之勢（0.342→0.248→0.159→0.138→0.128），說明家庭可支配收入對家庭生活類支出水平低的家庭影響更大，由表2可知，隨著家庭可支配收入增高，家庭支出也在增高，且二者之間的差額（即家庭可支配收入減去家庭生活類支出的值）也在拉大，而這部分差額很大一部分以儲蓄的方式進(jìn)行家庭積累，收入高的農(nóng)戶家庭積累的比例也會越大。從圖2第一行第二個小圖可看出，隨著分位數(shù)的變化，家庭可支配收入對家庭生活類支出的分位數(shù)回歸系數(shù)呈逐漸下降趨勢，圖2印證了表4的分析趨勢。

2.農(nóng)戶家庭生產(chǎn)類支出對家庭生活類支出的影響

本文中甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生產(chǎn)類支出主要包括：農(nóng)用機械、化肥、農(nóng)藥、種子、獸醫(yī)、生產(chǎn)用水及其他相關(guān)的生產(chǎn)資料或服務(wù)等支出。甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生產(chǎn)類支出在10%顯著水平上與農(nóng)戶家庭生活類支出正相關(guān)，系數(shù)為0.0129，二者具有弱的正相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)論與表2關(guān)于農(nóng)活生產(chǎn)類支出的分析結(jié)論相互印證，說明家庭生產(chǎn)類支出一定程度上有促進(jìn)家庭生活類支出的趨勢，可能解釋是：一方面農(nóng)戶在以家庭為生產(chǎn)單位的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體系中每個家庭的戶主每年會制定生產(chǎn)支出和生活支出的計劃，在有限的家庭可支配收入中分出二者的大致比例，且二者的增減一般會具有同向性，表現(xiàn)出生產(chǎn)類支出對生活類支出具有微弱的正相關(guān)效應(yīng)，另一方面，農(nóng)戶為了擴(kuò)大再生產(chǎn)，進(jìn)行的投入一定程度上體現(xiàn)在人力資本投入上，在注重鄉(xiāng)土親情的農(nóng)村，一般通過與親朋好友在生產(chǎn)上的互幫互助增加人力資本投入，這無形中促進(jìn)了平時為維持這種友好關(guān)系進(jìn)行的生活類支出。從甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭生活類支出的各分位數(shù)回歸系數(shù)上看，家庭生產(chǎn)類支出對生活類支出分位數(shù)回歸僅在25%分位點影響顯著，即家庭生產(chǎn)類支出只對中低家庭生活類支出水平的農(nóng)戶有正相關(guān)性。

3.農(nóng)戶家庭總?cè)丝趯彝ド铑愔С龅挠绊?/p>

甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭總?cè)丝趯r(nóng)戶家庭生活類支出在1%水平上影響顯著，系數(shù)0.646是所有在總體上有顯著影響的因素中相關(guān)系數(shù)絕對值最高的。說明甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭總?cè)丝诘亩嗌賹彝ド铑愔С銎鹬鲗?dǎo)作用，一般情況下人口多的家庭老人和孩子的數(shù)量相應(yīng)的也多，承擔(dān)的養(yǎng)老費用和小孩的撫養(yǎng)教育費用占據(jù)家庭生活開支的大部分比重，所以家庭生活類支出總體上與家庭總?cè)丝诿芮邢嚓P(guān)。從農(nóng)戶家庭生活類支出的各分位數(shù)回歸系數(shù)上看，家庭總?cè)丝趯ι铑愔С龈鞣治粩?shù)影響顯著水平均為1%，相關(guān)系數(shù)隨著分位數(shù)的增加（10%→25%→50%→75%→90%）呈先下降再緩慢上升趨勢（0.659→0.506→0.583→0.584→0.593），基本上在0.6 上下波動，圖2 第二行第一個小圖的回歸系數(shù)變化趨勢印證了表4的分析趨勢。

4.農(nóng)戶家庭勞動力人口對生活類支出的影響

甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶家庭勞動力人口對農(nóng)戶家庭生活類支出的影響在1%的水平上具有顯著負(fù)相關(guān)影響，說明隨著家庭勞動力人口的增加家庭生活類支出會呈現(xiàn)下降趨勢，可能的解釋是家庭勞動力是為家庭創(chuàng)收的那部分人口，是家庭財富收入的主要創(chuàng)造者，這部分人在家庭成員中年富力強，在日常生活中一般滿足平常的衣食住行即可，與家庭大部分生活開支用于孩子教育與老人養(yǎng)老看病的相比，勞動力的生活開支具有負(fù)相關(guān)性，即勞動力人口越多的家庭相對于老人和孩子多的家庭開支會大大降低，雖然這一定程度上是統(tǒng)計學(xué)意義上的解釋，但是該回歸結(jié)果依然具有現(xiàn)實意義，如加強對甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶保健意識的培養(yǎng)，一定程度上可延長老年人從事勞動生產(chǎn)的年齡，這樣不僅增加了農(nóng)戶家庭收入，降低了家庭生活類開支，而且可將多出的資金用于家庭成員的發(fā)展性資料消費或用于家庭擴(kuò)大再生產(chǎn)支出。從甘肅省干旱區(qū)家庭生活類支出的各分位數(shù)回歸系數(shù)上看，家庭勞動力人口對生活類支出各分位數(shù)均呈負(fù)相關(guān)影響，相關(guān)系數(shù)隨著分位數(shù)的增加（10%→25%→50%→75%→90%）呈逐漸增大趨勢（-0.517→-0.367→-0.294→-0.301→-0.210，即其值的絕對值在逐漸變?。?，說明隨著家庭生活類支出的提高，家庭勞動力人口的生活類支出也在增大，部分源于家庭勞動力會隨著家庭支出水平的提高擴(kuò)大發(fā)展性或娛樂性資料消費的支出。圖2第二行第二個小圖可印證這種分析趨勢。

四、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

甘肅省干旱區(qū)的農(nóng)戶生活和生產(chǎn)的環(huán)境相對惡劣，調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭收入主要來源于農(nóng)地經(jīng)營收入和工資性收入，家庭收入水平既低于城鎮(zhèn)家庭收入，也低于東部地區(qū)農(nóng)村的家庭，生態(tài)環(huán)境的脆弱性，一定程度上影響了農(nóng)戶家庭生活類支出水平和類別，一方面甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶生活上不確定因素很多，產(chǎn)生很強不安全感，在家庭生活支出上趨于保守，另一方面由于甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶多生活在沙化土地上，遠(yuǎn)離城鎮(zhèn)，交通不便利，不具備較現(xiàn)代的消費場所。所以甘肅省干旱區(qū)農(nóng)戶的家庭生活類支出更多是滿足家庭成員的生活需求，農(nóng)戶家庭生活類開支與戶主的年齡和受教育年限關(guān)系不大，由于受收入水平的限制，家庭生活類開支會有很強的計劃性，這種計劃制定主要的決策依據(jù)是對當(dāng)年家庭可支配收入多少的預(yù)期以及對家庭成員的基本需求的把握，所以影響家庭生活類支出的因素主要來源于家庭人口的多少，家庭勞動力的多少以及家庭收入的大小等。表2的分析結(jié)論與表4的結(jié)論一定程度上可以相互印證，所以本文的研究結(jié)論具有合理性與科學(xué)性。

（二）政策建議

從改善外部生態(tài)、改變生產(chǎn)方式、增加農(nóng)戶收入三個維度入手，著力培育生態(tài)、生產(chǎn)、生活“三生協(xié)調(diào)”模式，提高農(nóng)戶生活質(zhì)量，豐富農(nóng)戶生活消費結(jié)構(gòu)。

一是加快改善干旱區(qū)惡劣生態(tài)環(huán)境。各地在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略過程中，優(yōu)先解決水源地保護(hù)、植樹造林、還林還草、交通路網(wǎng)等與農(nóng)戶生產(chǎn)生活密切相關(guān)的環(huán)境與交通問題。尤其是支持并鎮(zhèn)并村等小城鎮(zhèn)化建設(shè)，政策項目聚焦中心鎮(zhèn)、中心村及人口集中產(chǎn)業(yè)。

二是積極培育干旱區(qū)特色產(chǎn)業(yè)，轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，增加婦女老人就業(yè)從業(yè)機會。支持引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)、涉農(nóng)小企業(yè)、農(nóng)民專業(yè)合作社、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)人、外出返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者進(jìn)入中心鎮(zhèn)、中心村，發(fā)展農(nóng)林畜產(chǎn)業(yè)、農(nóng)村文旅產(chǎn)業(yè)，政策扶持婦女和有勞動能力的老人從事農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)活動，增加農(nóng)戶勞動者人口比重。

三是增加農(nóng)戶收入，提高農(nóng)戶生活質(zhì)量，豐富農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)。隨著鄉(xiāng)村振興、精準(zhǔn)扶貧等深入落地轉(zhuǎn)化，干旱區(qū)生態(tài)、生產(chǎn)問題勢必逐步解決。應(yīng)政策扶持規(guī)模種植養(yǎng)殖、養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)發(fā)育，增加婦女從業(yè)機會，增加農(nóng)戶勞動者比重，從而從多方面增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)戶生產(chǎn)性投入和生活性消費水平，不斷豐富和優(yōu)化農(nóng)戶消費結(jié)構(gòu)。