杜蓉 蔡榮

內容提要：增強消費對經(jīng)濟增長的核心作用對拉動國內需求、促進國內國際雙循環(huán)的新發(fā)展格局具有不可替代的作用。本文基于2009-2018年中國198個地級市的年度數(shù)據(jù)，采用空間Durbin模型分析農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響。研究發(fā)現(xiàn)：農村居民消費和農業(yè)生產性服務業(yè)空間分異明顯，存在顯著空間相關性和集聚特征。農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的促進作用明顯，且空間溢出效應顯著。農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響具有異質性特征：分行業(yè)類型來看，物流、信息軟件、租賃商務以及科技等四個子行業(yè)對農村居民消費影響顯著，而農村金融的促進作用微弱;分地理區(qū)位來看，農業(yè)生產性服務業(yè)對東部地區(qū)和西部地區(qū)的直接效應顯著;分消費層次來看，農業(yè)生產性服務業(yè)對生存型和享受型消費的影響明顯，對發(fā)展型消費的促進作用微弱。此外，人力資本水平、產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化率和政府干預等因素有利于提升農村居民消費，而城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)負相關關系。因此，應加強戰(zhàn)略產業(yè)培育與消費轉型升級相匹配、促進人力資本提升與金融知識普及相結合以及注重政策動態(tài)調整與區(qū)域協(xié)調發(fā)展相適應。

關鍵詞：農業(yè)生產性服務業(yè);農村居民消費;空間Durbin模型;空間溢出

中圖分類號：F1261;F3266??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2022）04-0120-12

收稿日期：2021-10-10

作者簡介：杜蓉（1994-），女，湖北宜昌人，南京財經(jīng)大學糧食和物資學院博士研究生，研究方向：糧食流通;蔡榮（1981-），本文通訊作者，男，江蘇鹽城人，南京財經(jīng)大學糧食和物資學院教授，研究方向：農業(yè)經(jīng)濟。

基金項目：國家自然科學基金面上項目，項目編號：72173060，71773044;江蘇省社會科學基金項目，項目編號：22JZB007;江蘇省研究生科研創(chuàng)新項目，項目編號：KYCX21_1446;江蘇高?！扒嗨{工程”資助項目（2022）。

一、引言與文獻綜述

我國農村居民長期以來預防性儲蓄動機強烈，農村居民消費的增長態(tài)勢遠不及城鎮(zhèn)居民，農村居民消費需求存在明顯缺口，釋放農村居民消費潛力，持續(xù)深耕農村消費市場，核心在于增加農村居民收入和擴大農村就業(yè)。在此背景下，實現(xiàn)農村經(jīng)濟發(fā)展和農民增收的目標，就要解決好農村產業(yè)轉型升級的問題，其中農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)揮了重要作用。農業(yè)生產性服務業(yè)是農業(yè)和服務業(yè)的融合，是集良種服務、農資供應、農業(yè)科技以及農業(yè)保險等專業(yè)化服務為一體的綜合性服務業(yè)，發(fā)展農業(yè)生產性服務業(yè)是促進農業(yè)現(xiàn)代化改革、提升農業(yè)生產效率和增加農村居民收入的有效手段。因此，探究農業(yè)生產性服務業(yè)和農村居民消費之間的關系，對逐步縮小城鄉(xiāng)收入差距、引導農村消費提質擴容，帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。

目前，學術界對農業(yè)生產性服務業(yè)的研究主要分為四類：一是概念界定。有學者認為農業(yè)生產性服務業(yè)是指政府涉農部門、企業(yè)、合作社等主體向農民提供生產性服務和勞動的行業(yè)[1]。本文參考中國國家統(tǒng)計局《生產性服務業(yè)統(tǒng)計分類（2019）》對生產性服務業(yè)的定義，將其細分為農業(yè)科技、農業(yè)金融、農業(yè)信息軟件、農業(yè)物流以及農業(yè)租賃商務等五個子行業(yè)。二是作用機制。有學者認為生產性服務業(yè)的空間集聚和開放式發(fā)展改善了地區(qū)經(jīng)濟環(huán)境，形成的資本流入效應和技術溢出效應有效提升了地區(qū)整體生產效率[2]。隨著信息化建設不斷推進，生產性服務業(yè)集聚更加有助于制造業(yè)效率的提升[3]，生產性服務業(yè)與制造業(yè)的聯(lián)動效應促進了地區(qū)產業(yè)融合和協(xié)同創(chuàng)新[4]，進而有利于加快推進相關產業(yè)轉型升級[5-6]。產業(yè)價值鏈高端化離不開生產性服務業(yè)集聚[7-8]。生產性服務業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟效應對地區(qū)城市化進程的加快也存在一定影響[9]。三是影響因素。有學者運用勞動分工理論模型，實證檢驗得出農村交通設施條件、農戶規(guī)模、政府補貼以及城鎮(zhèn)化發(fā)展是影響農業(yè)生產性服務業(yè)的關鍵因素[10]。四是發(fā)展趨勢。由于農業(yè)生產的多元化和差異化發(fā)展，政府、市場以及農民為導向的發(fā)展模式逐漸呈現(xiàn)出相互補充與并存的發(fā)展格局。有學者提出未來農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展要更加注重推進體制機制、發(fā)展模式和組織創(chuàng)新[11]。

作為促進國民經(jīng)濟增長的“三駕馬車”中最重要的動力，消費對GDP的貢獻度持續(xù)攀升，近年來，中國居民消費需求卻持續(xù)走低，最終消費率連年下降。擴大居民消費、促進消費升級，以此挖掘居民消費潛力與提升經(jīng)濟發(fā)展質量成為學術界普遍關注的熱點問題，而農村居民消費則成為實現(xiàn)“雙循環(huán)”新發(fā)展格局和深化供給側結構性改革的必然要求。目前對農村居民消費的研究頗為豐富，大體分為三類：一是基于城鄉(xiāng)差異視角，研究縮小城鄉(xiāng)消費差距的因素，為提升農村居民消費找準關鍵點[12];二是基于消費層次視角，研究中國居民消費支出的動態(tài)變化，探究農村居民消費升級的主要動力[13];三是基于影響機制視角，采用區(qū)域面板數(shù)據(jù)分析影響農村居民消費的因素。研究表明，擴大農村金融覆蓋面、提升人力資本水平、完善財政支農投入機制等均有助于提高農村居民消費水平[14-15]。農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展和集聚能夠滿足消費者多元需求，優(yōu)化農村居民消費市場環(huán)境，提升農村居民消費能力，刺激居民消費支出的增加[16]。同時，城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，伴隨著生產要素的集聚和多樣化的需求，產業(yè)分工和規(guī)模經(jīng)濟效應為農業(yè)生產性服務業(yè)促進農村居民消費也提供了強有力的推進作用[17]。

目前，關于農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的研究存在以下不足：一是研究數(shù)據(jù)層面，已有文獻主要是采用省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，本文將采用地級市數(shù)據(jù)檢驗農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響;二是研究內容層面，已有文獻對農村居民消費結構升級后的研究不夠，本文將農村居民消費支出分解為農村居民生存型消費支出、農村居民享受型消費支出以及農村居民發(fā)展型消費支出，更深層次地挖掘農村居民消費需求潛力的來源;三是研究視角層面，已有文獻主要采用向量自回歸模型檢驗農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的直接影響，而鮮有文獻采用空間計量模型關注空間作用。農業(yè)生產性服務業(yè)的發(fā)展能夠產生技術外溢效應，同時由于經(jīng)濟變量的空間關聯(lián)性，農業(yè)生產性服務業(yè)集聚不僅會對本地區(qū)居民消費產生促進作用，而且對鄰近地區(qū)的居民消費也會產生空間溢出效應。本文以農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響為研究對象，試圖彌補以上研究的不足，為進一步推動農村居民消費梯次升級、激發(fā)農村居民消費潛力提供有針對性的建議。首先，從理論上分析了農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的作用機制。其次，從空間視角出發(fā)，選取中國地級市數(shù)據(jù)實證測度農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響，著重分析農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的作用機制及其空間效應;同時，對地理區(qū)位異質性與消費層次異質性進行進一步分析，并采用分位數(shù)回歸檢驗模型的穩(wěn)健性。據(jù)此提出農業(yè)生產性服務業(yè)與農村居民消費協(xié)同發(fā)展的對策建議。

二、理論分析與研究設計

（一）理論分析

借鑒赫胥曼的分析方法，由于生產性服務業(yè)具有規(guī)模報酬遞增的特點[18]，將其生產函數(shù)設為I=L1+μI，其中，I表示生產性服務業(yè)的產量，μ代表生產性服務業(yè)的發(fā)展水平，LI代表生產性服務業(yè)生產的勞動力投入量。假設經(jīng)濟中的糧食生產部門的企業(yè)可以分為兩類，產品具有同質性，一類是將生產性服務業(yè)的產品和資本作為生產要素的現(xiàn)代糧食生產企業(yè)，其生產函數(shù)為M=KαI1-α，其中M表示現(xiàn)代糧食生產企業(yè)的產量、K表示現(xiàn)代糧食生產企業(yè)生產投入的資本量、I表示現(xiàn)代糧食生產企業(yè)生產投入的生產性服務業(yè)產品量，α為參數(shù)大于0;一類是只使用勞動而不使用生產性服務業(yè)的產品作為生產要素的傳統(tǒng)制造企業(yè)，其生產函數(shù)為S=LS，其中S代表傳統(tǒng)制造企業(yè)的產量、LS代表傳統(tǒng)制造企業(yè)生產中的勞動力投入量。勞動力的總和LS+LI=L保持不變。農民消費函數(shù)為C=β乘以糧食產量。

首先對短期工資與資本的關系進行求解。由于存在規(guī)模報酬不變的傳統(tǒng)制造企業(yè)，糧食生產產品的價格必然相同，可以令其價格為1。同時在傳統(tǒng)糧食生產企業(yè)存在的情況下，則根據(jù)其邊際優(yōu)化條件，工資ω必然為1;但當傳統(tǒng)糧食生產企業(yè)不存在時，工資ω則不確定，需要求解。令生產性服務業(yè)的產品價格為P1。對此，首先對現(xiàn)代糧食生產企業(yè)的利潤最大化問題中求取生產性服務業(yè)所面臨的逆需求函數(shù)：

MaxIKαI1-α-P1I（1）

由（1）式利用利潤最大化一階條件可知：

P1=（1-α）KαI1-α（2）

而（2）式洽為生產性服務業(yè)面對的逆需求函數(shù)，利用生產性服務業(yè)利潤最大化解法，可以得知生產性服務所雇傭的勞動力數(shù)量以及工資的表達式：

MaxLIP1I-ωLI=（1-α）KαL1-α-ωLI=（1-α）KαL（1-α）（1-μ）-ωLI?（3）

（3）式的一階條件是：

ω=（1-α）2（1+μ）KαLI-η，其中η=（1+μ）α-μ?（4）

假設η>0，從而保證工資是就業(yè)的減函數(shù)，由（4）式變形可知：

LI=（（1-α）2（1+μ）Kαω）1η（5）

此時考慮勞動力市場的出清條件，若傳統(tǒng)制造企業(yè)存在，則工資固定ω為1;若傳統(tǒng)制造企業(yè)不存在，則勞動力全部在生產性服務業(yè)就業(yè)，此時LI=L。利用（4）式在只有現(xiàn)代制造企業(yè)的情況下，可以求得短期工資，對其取取對數(shù)可得：

lnω=ln（1-α）2（1+μ）L-η+αlnK（6）

由（5）式LI為資本K的增函數(shù)，而傳統(tǒng)制造企業(yè)的規(guī)模是不確定的，所以當勞動力滿足生產性服務業(yè)的需求后，剩下的勞動力必然為傳統(tǒng)制造企業(yè)所吸收，所以傳統(tǒng)制造企業(yè)消失的臨界點洽存在于ω=1和LI=L時刻，設此時的臨界點為K0，則（4）式在ω=1，LI=L時可知：

1=（1-α）2（1+μ）K0αLI-η，η=（1+μ）α-μ（7）

由（7）式變形可得：

K0=Lη（1-α）2（1+μ）（8）

由以上可以得知，勞動力市場短期的表達為：K>K0時，lnω=ln（1-α）2（1+μ）L-η+αlnK;K

然后對長期期中的資本與工資關系進行求解。忽略人口增長，結合索洛模型：r*s=δ，其中r為資本回報率，s為儲蓄率，δ為資本折舊率。資本回報率可以由現(xiàn)代制造企業(yè)的優(yōu)化邊際條件可得：

r=αKα-1I1-α（9）

將（5）式帶入生產性服務業(yè)的生產函數(shù)可知：

I=（（1-α）2（1+μ）Kαω）1+ηη??（10）

將（10）式帶入（9）式，可得：

r=G*ω（μ+1）（α-1）η*Kμ（1-α）η，其中G=α（1+μ）（1-α）（1+μ）（1-α）η?（11）

將（11）式帶入r*s=δ，中，整理并取對數(shù)可知長期工資為：

lnω*=η（1+μ）*（1-α）lnGsδ+μ1+μlnK（12）

將長期工資與資本的關系同短期工資與資本的關系放入圖1中，可以發(fā)現(xiàn)存在三種情況。第一種情況為長期工資如線B所展現(xiàn)的情況，長期工資低于短期工資，此時社會經(jīng)濟無法發(fā)展;第二種情況為長期工資如線A所表達情況，長期工資一直高于短期工資，并在K3時達到穩(wěn)定;第三種情況是長期工資如線C所表達的情況，此時形成兩個交點K1和K2，而在K2為穩(wěn)定點。以上三種情況的發(fā)生由儲蓄率s決定，由于我國的儲蓄率較高，并結合姚洋提出我國長期工資一直高于短期工資的結論[19]，在此判斷我國屬于第二種情況。在此基礎上分析生產性服務業(yè)發(fā)展的情況下即μ提高時，資本均衡點K的運動情況。在聯(lián)立（6）式與（12）可得：

ln（1-α）2（1+μ）L-η+αlnK=η（1+μ）*（1-α）lnGsδ+μ1+μlnK（13）

以隱函數(shù)的方式表達（13）式：

F（μ，K）=ln（1-α）2（1+μ）L-η+αlnK-η（1+μ）*（1-α）lnGsδ+μ1+μlnK=0（14）

結合長期工資曲線斜率小于短期工資曲線斜率以及長期工資曲線的縱軸截距大于短期工資曲線的縱軸截距這一條件，運用隱函數(shù)求導，可以得到：

Cμ>0（15）

即生產性服務業(yè)的發(fā)展提高將帶來均衡資本K的提高。由于C=β乘以糧食產量，故生產性服務業(yè)發(fā)展對農村居民消費具有正向影響。

（二）研究設計

1模型設定

根據(jù)前文理論分析，本文重點研究農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響，同時引入其他可能對農村居民消費產生影響的因素作為控制變量。因此，構建如下計量模型：

lncrit=α0+α1lnproit+α2lnXit+εit?（16）

其中，crit表示t年地區(qū)i的農村居民消費;proit為t年地區(qū)i的農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展水平;Xit為模型中的控制變量;α0為截距項;α1、α2為待估參數(shù);εit為隨機擾動項。

地理學第一定律提出經(jīng)濟變量之間存在相關性，距離不同其關聯(lián)性的高低不同[20]。本文研究的農業(yè)生產性服務業(yè)和農村居民消費會產生知識溢出效應以及消費示范效應，在實證檢驗中僅考慮本區(qū)域內部的影響效應，而忽視區(qū)域之間的空間相關性，可能會造成估計結果的偏差，因此，綜合考慮經(jīng)濟變量之間的空間相關性，分析農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響及其空間溢出效應?？臻g計量模型具備良好的檢驗效果，能夠有效分析變量之間的空間效應[21]。空間Durbin模型是空間自相關模型和空間滯后模型的綜合形式，能夠有效處理空間異質性和不確定性[22]。因此，本文采用空間Durbin模型進行實證檢驗。

根據(jù)實證需要構建經(jīng)濟距離權重矩陣。以中國198個地級市人均GDP差值的倒數(shù)構建經(jīng)濟距離權重矩陣，Y[TX-]i、Y[TX-]j表示198個省市區(qū)2009-2018年人均GDP的均值;

wij=1Y[TX-]i-Y[TX-]j（17）

空間Durbin模型估計各個因素對農村居民消費的影響。結合本文對選取的解釋變量與被解釋變量，建立空間Durbin模型為：

lncrit=λ∑nj=1wij+proitβ+δ∑nj=1wijproit+αit+γit+μit（18）

其中，λ為空間自回歸系數(shù);wij為空間權重矩陣第i行j列的數(shù)值;δ用于捕捉被解釋變量間的空間影響;β是解釋變量的系數(shù);αi和γt分別表示可能的區(qū)域和時間固定效應;μit為隨機誤差項且滿μit～N（0，σ2I）。

2主要變量

遵循指標數(shù)據(jù)的科學客觀性和可獲得性原則，剔除數(shù)據(jù)缺失較為嚴重的樣本，選取2009-2018年中國198個地級市（不包括中國港澳臺地區(qū)）作為樣本，部分缺失值采用線性插值法進行相應補充。

被解釋變量：農村居民消費（cr）。結合中國農村地區(qū)居民消費實際情況，采用農村居民人均生活性消費支出作為本文的被解釋變量，以此代表農村居民消費水平發(fā)展情況，反映農村居民消費的基本變化[23]。該指標是按照居民消費價格指數(shù)（以2009年為基期）對農村居民消費進行平減得出。

核心解釋變量：農業(yè)生產性服務業(yè)（pro）。鑒于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性，本文選取用在農村地區(qū)的農村科技服務、農村金融、農村信息軟件、農村租賃商務、農村物流為主營業(yè)務的農村私營企業(yè)與個體經(jīng)營戶的就業(yè)人數(shù)之和作為解釋變量農業(yè)生產性服務業(yè)的替代變量[24]。

控制變量：為了使模型更加穩(wěn)健，選取以下五個變量作為控制變量。（1）收入差距（income）。收入差距會在一定程度上制約居民消費，兩者之間存在負向影響，收入差距越大越會導致農村居民較強的儲蓄傾向，從而降低居民消費。因此本文選取城鄉(xiāng)收入差距作為衡量收入差距的指標。（2）人力資本（edu）。人力資本水平的高低一定程度上能反映居民消費層次的不同，是影響消費的重要因素，本文選取萬人大學生在校生數(shù)作為衡量人力資本水平的指標。（3）產業(yè)結構（dus）。產業(yè)升級通過總量擴張和結構優(yōu)化能夠促進消費升級，對居民消費具有正向作用。本文選取第二產業(yè)增加值占GDP比重作為衡量產業(yè)結構的指標。（4）城鎮(zhèn)化率（urban）。城鎮(zhèn)化發(fā)展能夠帶動人口轉移，改變居民消費習慣和消費觀念，有效提高農村居民的消費需求。本文選取各個地級市城鎮(zhèn)常住人口占總人口比重作為衡量城鎮(zhèn)化率的指標。（5）政府干預（gov）。政府支出的增加對提高居民生活質量、改善消費環(huán)境有重要作用，有利于促進居民消費總量的提升，本文選取各個地級市地方財政一般預算內支出占GDP比重作為衡量政府干預程度的指標。

3數(shù)據(jù)來源

本文指標選取的數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計年鑒。其中，農村居民消費支出數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2010-2019）和各個地級市統(tǒng)計年鑒;農業(yè)生產性服務業(yè)數(shù)據(jù)來源于《中國農村統(tǒng)計年鑒》（2010-2019）和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》（2010-2019）;控制變量數(shù)據(jù)根據(jù)《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2010-2019）中的數(shù)據(jù)計算得到。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

為消除異方差的影響，在實證分析中對所有變量進行對數(shù)處理，使回歸模型能夠得到穩(wěn)定的結果。本文總樣本數(shù)量為1980。從描述性統(tǒng)計分析的結果來看，農業(yè)金融業(yè)和農業(yè)物流業(yè)的平均就業(yè)人數(shù)位居第一和第二位，其次是農業(yè)租賃商務業(yè)、農業(yè)科技服務業(yè)以及農業(yè)信息軟件業(yè)。各變量的最大值與其最小值之間的差值較大，表明中國各個空間區(qū)域農業(yè)生產性服務業(yè)和農村居民消費發(fā)展極不均衡，在實證分析時需考慮區(qū)域之間的空間相關性。

三、實證結果分析

（一）空間統(tǒng)計分析

“十四五”以來，隨著國民經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模的不斷壯大，中國綜合國力有了顯著提升。從國內生產總值來看，中國從1952年的679億上升到2020年的1015986億元，經(jīng)濟增長后勁十足。近年來，中國出口和投資動能開始萎縮，消費成為中國經(jīng)濟發(fā)展的主導力量。中國農村地區(qū)面積與農村人口數(shù)量在全國地區(qū)與總人口中均占有相當大的比重，目前，中國已將經(jīng)濟重心逐漸往農村地區(qū)擴展，但良好的經(jīng)濟形勢與政策扶持并沒有帶動農村地區(qū)居民消費的快速提升，農村居民消費水平與國家經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在不協(xié)調的關系，居民消費水準跟不上經(jīng)濟發(fā)展的步伐，農村居民消費潛力尚未完全釋放，農村居民消費需求不足、城鄉(xiāng)二元結構問題等問題較為突出。

圖2分別給出中國農村居民消費2009年、2012年、2015年和2018年核密度函數(shù)估計圖。從整體看，中國農村居民消費分布呈現(xiàn)出由單鋒收斂到雙峰發(fā)散的演進趨勢，所有年份均存在明顯的兩個波峰，說明中國農村居民消費水平的變化區(qū)間不斷增大，空間非均衡性較為顯著;從時間角度看，2009-2018年中國農村居民消費的核密度函數(shù)峰值逐漸向右移動，且移動距離較大，表明中國農村居民消費在樣本期內存在較大幅度的上升，但仍存在空間非均衡性特征;從波峰角度看，2009-2018年中國農村居民消費核密度峰值逐漸下降，且寬度有逐漸增大趨勢，表明各個地區(qū)之間消費水平差異不斷擴大，中國農村居民消費分布逐漸發(fā)散，區(qū)域發(fā)展極不均衡。

圖3報告了中國農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展水平的時間趨勢。圖3顯示，2009-2018年中國農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)持續(xù)上升的態(tài)勢，中國農村生產性服務業(yè)是在20世界80年代初期開始發(fā)展的，處于萌芽階段的生產性服務業(yè)主要是為糧食生產提供農資供應和銷售服務，隨著政府政策的傾斜和鼓勵，農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展不斷躍進新臺階，農業(yè)生產性服務業(yè)分類發(fā)展格局不斷深化，鏈條化、網(wǎng)絡化、集群化的農業(yè)生產性服務業(yè)加快推進，體制機制和組織創(chuàng)新日趨活躍。

農業(yè)生產性服務業(yè)的蓬勃發(fā)展產生的知識溢出效應不僅能夠帶動區(qū)域內農村居民消費增長，同時也能表現(xiàn)出明顯的空間聯(lián)動效應[25]。通過測算全局莫蘭指數(shù)與局部莫蘭指數(shù)對農村居民消費和農業(yè)生產性服務業(yè)進行空間自相關檢驗。如表2所示，在經(jīng)濟距離權重矩陣的全局自相關檢驗中，2009-2018年農村居民消費的莫蘭值在0302-0394之間，均為正值，且都通過1%的顯著性檢驗，2009-2018年農業(yè)生產性服務業(yè)的莫蘭值在0058-0077之間，均為正值，且都通過1%的顯著性檢驗，表明2009-2018年這10年中農業(yè)生產性服務業(yè)與農村居民消費水平均強烈拒絕“無空間自相關”的原假設，即中國農村居民消費水平和農業(yè)生產性服務業(yè)均存在空間自相關，由此說明使用空間計量模型分析二者關系的必要性。

本文以經(jīng)濟距離權重矩陣為例，繪制2009年和2018年中國農村居民消費和農業(yè)生產性服務業(yè)的局部莫蘭指數(shù)散點圖，檢驗局部地級市范圍內的空間自相關性。局部莫蘭指數(shù)散點圖分為四個象限，其中，第一象限表示本地區(qū)和鄰近地區(qū)的發(fā)展水平較高，屬于“高高相鄰”地區(qū);第二象限表示本地區(qū)發(fā)展水平較低，鄰近地區(qū)的發(fā)展水平較高，屬于“低高相鄰”地區(qū);第三象限表示本地區(qū)和鄰近地區(qū)的發(fā)展水平較低，屬于“低低相鄰”地區(qū);第四象限表示本地區(qū)發(fā)展水平較高，鄰近地區(qū)的發(fā)展水平較低，屬于“高低相鄰”地區(qū)。如圖4所示，2009年和2018年農村居民消費（圖4a和圖4b）和農業(yè)生產性服務業(yè)（圖4c和圖4d）的局部莫蘭指數(shù)主要集中在一、三象限，說明農村居民消費和農業(yè)生產性服務業(yè)在空間上呈現(xiàn)穩(wěn)定的空間自相關特征，這和全局莫蘭指數(shù)檢驗結果大致統(tǒng)一。以往研究中忽略兩者在空間上的相關性，缺乏對空間溢出效應的分析[17]，本文在現(xiàn)有的檢驗結果下得出兩者的空間集聚特征顯著，從空間視角探究農村居民消費增長，為農村居民消費增長提供了新的增長路徑。

（二）基準回歸

選用農業(yè)生產性服務業(yè)作為核心解釋變量進行模型設定的基準回歸。表3的回歸結果顯示，固定效應模型中農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響系數(shù)為02019，在1%的顯著性水平下顯著;隨機效應模型中農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響系數(shù)為01199，在1%的顯著性水平下顯著;通過對比固定效應和隨機效應回歸結果，可以看出相比固定效應回歸結果，隨機效應回歸結果不太理想。同時豪斯曼檢驗結果支持固定效應模型，因此本文優(yōu)先選擇建立固定效應回歸模型。

（三）空間面板回歸

選擇經(jīng)濟距離權重矩陣下的固定效應模型進行參數(shù)估計，并將農業(yè)生產性服務業(yè)細分為五個子行業(yè)進行實證分析。從表4可以看出，模型（1）-（6）的空間自相關系數(shù)均為正值，且都通過了1%的顯著性水平。進一步將農業(yè)生產性服務業(yè)細分為農村物流服務業(yè)、農村信息軟件服務業(yè)、農村金融服務業(yè)、農村租賃和商務服務業(yè)以及農村科技服務業(yè)，模型估計結果顯示各個子行業(yè)對農村居民消費的作用明顯。其中，農村金融服務業(yè)的促進作用微弱，可能原因在于一方面當前農村居民人力資本水平高低不一，消費觀念尚未完全改變，對金融產品的認知還未成熟[26];另一方面是由于受到傳統(tǒng)消費理念的約束，農村居民有著較高的資金儲蓄傾向，較少會運用到金融產品或服務[27]。因此，農村金融服務業(yè)的促進作用相對其他四個子行業(yè)來看，促進作用較小。

控制變量方面，表4的模型（1）估計結果顯示，城鄉(xiāng)收入差距、人力資本水平、產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化率和政府干預等5個變量通過顯著性檢驗，估計系數(shù)分別為-00923、00453、01558、00094和00099，其余5個模型估計結果與模型（1）基本一致，整體穩(wěn)健性較強。城鄉(xiāng)收入差距與農村居民消費水平呈負向相關，城鄉(xiāng)收入差距擴大，農村居民易產生悲觀的消費預期，不利于居民消費支出增加，與客觀事實相符;人力資本水平與農村居民消費水平呈正向相關，農村人力資本水平的不斷提高，必然會帶來經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，進而促進農村居民消費水平增加;產業(yè)結構與農村居民消費水平呈正相關，產業(yè)結構升級帶動居民消費轉型升級，刺激居民消費水平增長;城鎮(zhèn)化率與農村居民消費水平呈正向相關，城鎮(zhèn)化進程的不斷推進，通過人力資本和知識溢出等效應促進農村居民消費支出;政府干預與農村居民消費水平呈現(xiàn)正向關系，表明政府政策的傾斜能夠有效帶動農村居民消費水平提高。

由于農業(yè)生產性服務業(yè)和農村居民消費勢必會帶來空間上的輻射效應和示范效應。本文采用空間回歸偏微分方法進一步將空間Durbin模型的影響效應進行空間效應分解[25]。按照此方法將其分解為直接效應和間接效應，用以解釋農業(yè)生產性服務業(yè)及其他要素對區(qū)域空間外的農村居民消費水平的影響[28]。將空間Durbin模型改寫為矩陣模式并得到其偏微分矩陣為：

其中，直接效應為右側矩陣的對角線元素的平均值，即農業(yè)生產性服務業(yè)的直接效應;空間溢出效應（間接效應）為右側矩陣的非對角線元素的行或列的平均值，即農業(yè)生產性服務業(yè)的空間溢出效應可以表示為：

表5分別表示農業(yè)生產性服務業(yè)和五個子行業(yè)對農村居民消費水平的空間效應分解。從測算結果可以看出，農業(yè)生產性服務業(yè)的直接效應是00276，在5%的顯著性水平下顯著，即農業(yè)生產性服務業(yè)每提高1%，農村居民消費水平就能增加00276%，說明農業(yè)生產性服務業(yè)對本地區(qū)農村居民消費水平的促進作用較大，應加快推進農業(yè)生產性服務業(yè)的發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距，助推農村居民消費轉型升級;農業(yè)生產性服務業(yè)的間接效應是01856，在1%的顯著性水平下顯著，說明農業(yè)生產性服務業(yè)不僅對本地區(qū)農村居民消費水平會產生影響，且存在示范效應，對相鄰地區(qū)的農村居民消費水平具有正向的空間溢出效應，且效應明顯。農業(yè)生產性服務業(yè)細分的五個子行業(yè)的直接和間接效應均通過了顯著性檢驗，說明這五個子行業(yè)不僅對本地區(qū)農村居民消費水平的會產生作用，同時也會影響鄰近地區(qū)的農村居民消費水平。

（四）異質性討論

1地理區(qū)位異質性

由于不同地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展水平程度不同、資源稟賦不同，地理區(qū)位之間的差異更是明顯，因此，農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響也存在差異。從地理區(qū)位視角出發(fā)，將地級市樣本劃分為東部、中部、西部三大板塊，分區(qū)域進一步探究農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響。根據(jù)表6的實證結果可以看出，農業(yè)生產性服務業(yè)對東部地區(qū)和西部地區(qū)的直接影響較大，均在5%的顯著性水平下顯著。通過對比兩個地區(qū)系數(shù)可知，對西部地區(qū)的影響作用大于東部地區(qū)，這說明中國加強了對西部地區(qū)農業(yè)產業(yè)的扶持政策，使得農村地區(qū)的農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展穩(wěn)步提升，進而對農村居民消費的促進作用顯著;中部地區(qū)雖然沒有通過直接效應的顯著性檢驗，但其空間溢出效應顯著，總體而言對農村居民消費的影響作用較為明顯。

2消費層次異質性

進一步將農村居民消費層次劃分為生存型消費、享受型消費和發(fā)展型消費，在此基礎上，進一步運用空間Durbin模型中的經(jīng)濟距離權重矩陣檢驗農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民三大類消費的影響，探究農業(yè)生產性服務業(yè)具體影響農村居民消費中的哪一類消費，為之后研究農村居民消費提供著力點。表7可以看出，農業(yè)生產性服務業(yè)對本地區(qū)生存型消費和享受型消費的影響較大，均在5%的顯著性水平下顯著，生存型消費和享受型消費主要是以農村日常生活所需消費和農業(yè)生產消費為主，農業(yè)生產性服務業(yè)提供的良種、農資供應、農業(yè)科技以及農業(yè)保險等專業(yè)化服務主要用以解決農村居民生產和生活需求，因此直接影響較為顯著。而農業(yè)生產性服務業(yè)對本地區(qū)發(fā)展型消費的促進作用微弱，這說明目前中國農村地區(qū)居民對先進技術的認知程度與接受度較低，其消費類型也會存在較大差異。

（五）穩(wěn)健性檢驗

由于隨著被解釋變量農村居民消費水平高低的不同，核心解釋變量農業(yè)生產性服務業(yè)產生的作用可能存在差異，而以上回歸模型估計的是“平均影響”。因此，本文繼續(xù)采用面板分位數(shù)回歸進行穩(wěn)健性檢驗，模型（7）是普通ols估計，模型（8）-（11）是對農村居民消費水平的10%、30%、50%和90%的分位數(shù)分別進行回歸，估計結果如表8所示。從核心解釋變量的回歸系數(shù)的顯著性來看，10%之后的分位數(shù)回歸系數(shù)都是在1%的顯著性水平下顯著，10%的分位數(shù)回歸系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著。從回歸系數(shù)的符號方向來看，對農村居民消費水平都具有正向影響，進一步佐證了農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費水平的正向作用，整體穩(wěn)健性良好。從回歸系數(shù)來看，農業(yè)生產性服務業(yè)整體的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)逐步上升的趨勢，說明農業(yè)生產性服務業(yè)的發(fā)展對農村居民消費水平的影響隨著農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展水平的不斷提高而逐漸變大。

四、研究結論與政策建議

（一）研究結論

通過空間Durbin模型和空間效應分解檢驗農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響，本文的結論如下：

第一，中國地級市農村居民消費空間分異明顯，存在顯著的空間相關性和集聚特征。一是由于各個地級市經(jīng)濟發(fā)展水平、風俗習慣以及消費理念差異較大，導致農村居民消費能力與消費需求存在異質性，區(qū)域上具有明顯的不均衡發(fā)展現(xiàn)象。二是由于各個地級市之間空間距離近，勞動力、技術以及資本可以自由流動，消費呈現(xiàn)出顯著的外溢性特征，高消費地級市的輻射邊界逐漸擴大，消費冷點地區(qū)的空間范圍不斷縮小。

第二，農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的提高具有正向效應，且空間溢出效應顯著。一是由于省域內交通與時間成本高，對外輻射呈現(xiàn)減弱趨勢，而地級市與周邊農村聯(lián)系密切，生產性服務業(yè)發(fā)展能夠通過吸納農村富余勞動力，實現(xiàn)人口轉移就業(yè)，激活居民增收內生動力，提升消費能力。二是地級市作為中小城鎮(zhèn)與省域的連接樞紐，區(qū)位優(yōu)勢明顯，要素集聚效應顯著，更容易打破地理障礙，對鄰近市區(qū)農村居民消費產生輻射效應。

第三，農業(yè)生產性服務業(yè)對農村居民消費的影響具有異質性特征。一是分行業(yè)類型來看，物流、信息軟件、租賃商務以及科技等四個子行業(yè)對農村居民消費影響顯著，而農村金融的促進作用微弱。原因在于中國各個地級市農村居民受教育程度與傳統(tǒng)消費觀念的約束，缺乏對金融產品的理性認知與使用，加上預期不確定因素影響，消費行為相對偏謹慎。二是分地理區(qū)位來看，農業(yè)生產性服務業(yè)對東部與西部地區(qū)的直接效應顯著，原因在于西部地區(qū)的地級市的農業(yè)政策扶持和教育資源傾斜力度較大，農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展環(huán)境得到良好改善和優(yōu)化，而東部地區(qū)各地級市憑借著自身條件優(yōu)勢，針對知識密集型服務業(yè)的運用較為成熟，進而對農村居民消費的促進作用較大。三是分消費層次來看，農業(yè)生產性服務業(yè)對生存型和享受型消費的影響較為明顯，對發(fā)展型消費的促進作用微弱。原因在于地級市農業(yè)生產性服務業(yè)提供的服務在農村地區(qū)主要是用以解決農業(yè)生產經(jīng)營和農村居民基本生活需求，而由于思想觀念約束，發(fā)展型消費存在一定局限性。

第四，人力資本水平、產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化率和政府干預等因素有利于提升農村居民消費，而城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)負相關關系。原因在于城鎮(zhèn)化發(fā)展、政策支持、產業(yè)結構升級以及人力資本水平能夠改善消費環(huán)境、轉變消費觀念、促進消費轉型升級，而城鄉(xiāng)收入差距擴大會造成農村居民預期消費行為收斂，不利于消費支出增加。

（二）政策建議

基于以上實證分析，為積極發(fā)展農業(yè)生產性服務業(yè)和促進農村居民消費水平提高，提升消費對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度，本文結合理論機制和實證結果提出以下建議：

第一，戰(zhàn)略產業(yè)培育與消費轉型升級相匹配。農業(yè)生產性服務業(yè)作為農業(yè)農村發(fā)展的戰(zhàn)略性產業(yè)，是實現(xiàn)鄉(xiāng)村產業(yè)振興、擴大農村消費市場的新動力源泉。一是充分發(fā)揮農業(yè)生產性服務業(yè)的要素集聚效應，有效改善地級市農村消費市場環(huán)境，提升農村居民的消費體驗感和滿意度。二是積極拓展服務領域，推動農業(yè)科技、信息軟件、現(xiàn)代物流及農村金融等知識密集型服務業(yè)深入農村地區(qū)，提升服務高效化與信息化水平，以加快產業(yè)創(chuàng)新和迎合農村居民消費需求，當前農村居民消費仍停留在生存型消費和享受型消費，對發(fā)展型消費的需求不足，農村生產性服務業(yè)供給多樣化能有效提升發(fā)展型消費支出，促進農村居民消費轉型升級。

第二，人力資本提升與金融知識普及相結合。由于各個地級市農村居民受教育程度和傳統(tǒng)消費理念的雙重約束，農村金融服務業(yè)不足以帶動農村居民消費快速增長，因此亟須轉變農村居民消費觀念，改變消費行為。一是提升農村人力資本水平，教育資源的投入能夠普遍提高農村居民的文化素質，增加對農村金融服務的認知度和接受度，引導農村居民理性看待金融產品及服務。二是積極宣傳農村金融的相關知識，鼓勵農村居民主動接觸農村金融產品與服務，有利于降低傳統(tǒng)的邊際儲蓄傾向，擴展當期消費的支出彈性空間。

第三，政策動態(tài)調整與區(qū)域協(xié)調發(fā)展相適應。根據(jù)各個地級市農業(yè)生產實際需求，制定不同的農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略和布局結構。重點發(fā)展西部地區(qū)和東部地區(qū)的農業(yè)生產性服務業(yè)，針對性帶動中部地區(qū)協(xié)調發(fā)展。一是政府應繼續(xù)加強對西部地區(qū)農業(yè)生產性服務的政策傾斜和資金支持，提升服務質量，降低服務供給成本，助推農業(yè)生產性服務業(yè)規(guī)模經(jīng)營和效率提升。二是東部地區(qū)比較優(yōu)勢顯著，農業(yè)生產性服務業(yè)的發(fā)展迅速，基于本文探究的空間溢出效應，東部地區(qū)應充分發(fā)揮知識和技術的輻射效應，加強區(qū)域間的分工協(xié)作，推廣先進的服務技術和服務模式，帶動中部地區(qū)農業(yè)生產性服務業(yè)協(xié)同發(fā)展，縮小區(qū)域之間差距。三是東中西部不同地級市間城鎮(zhèn)化發(fā)展條件和程度不同，可以根據(jù)各個地級市自身情況形成以城鎮(zhèn)為中心的發(fā)展模式，利用城鎮(zhèn)消費集聚和外溢效應提升農村居民消費水平，促進消費增長。

參考文獻：

[1]?董歡.我國農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展的若干思考[J].農村經(jīng)濟，2013（6）：112-115.

[2]?Fernandes?A?M，Paunov?C.Foreign?Direct?Investment?in?Services?and?Manufacturing?Productivity?Growth：?Evidence?for?Chile[J].Journal?of?Development?Economics，?2008，97（2）：1-321.

[3]?李亞楠，宋昌耀.信息化視角下生產性服務業(yè)集聚對制造業(yè)效率的影響研究[J].調研世界，2021（3）：1-8

[4]?馬楠，許可欣.民族地區(qū)農業(yè)生產性服務業(yè)促進生產力的提升效應[J].中南民族大學學報（人文社會科學版），2021，41（3）：81-89.

[5]?宋大強.生產性服務業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟影響：一個文獻綜述[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2021（3）：97-104.

[6]?冀名峰.農業(yè)生產性服務業(yè)：我國農業(yè)現(xiàn)代化歷史上的第三次動能[J].農業(yè)經(jīng)濟問題，2018（3）：9-15.

[7]?劉奕，夏杰長，李垚.生產性服務業(yè)集聚與制造業(yè)升級[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2017（7）：24-42.

[8]?楊玲.破解困擾“中國制造”升級的“生產性服務業(yè)發(fā)展悖論”的經(jīng)驗研究[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2017，34（7）：73-91.

[9]?楊仁發(fā)，包佳敏.生產性服務業(yè)集聚能否有效促進城市創(chuàng)新[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2019（4）：80-87.

[10]李穎慧.中國農業(yè)生產性服務業(yè)發(fā)展：基于勞動分工理論的闡釋與實證分析[J].湖南科技大學學報（社會科學版），2020，23（2）：51-59.

[11]姜長云.中國農業(yè)生產性服務業(yè)的形成發(fā)展及其趨勢、模式[J].宏觀經(jīng)濟研究，2020（7）：97-105.

[12]李國正，艾小青.“共享”視角下城鄉(xiāng)收入與消費的差距度量、演化趨勢與影響因素[J].中國軟科學，2017（11）：173-183.

[13]韋淼，張紅偉.消費習慣形成視角下城鎮(zhèn)化質量對農村居民消費的影響[J].農村經(jīng)濟，2020（4）：83-90.

[14]郭華，張洋，彭艷玲，等.數(shù)字金融發(fā)展影響農村居民消費的地區(qū)差異研究[J].農業(yè)技術經(jīng)濟，2020（12）：66-80.

[15]馬艾，向自強，徐合帆，等.財政支農支出對農民消費影響的區(qū)域差異研究[J].統(tǒng)計與決策，2020，36（3）：75-78.

[16]王思語，林桂軍.供給側改革背景下的我國服務業(yè)發(fā)展思考[J].國際貿易，2017（3）：15-21.

[17]湯向俊，馬光輝.城鎮(zhèn)化模式選擇、生產性服務業(yè)集聚與居民消費[J].財貿研究，2016，27（1）：45-51.

[18]蘇晶蕾，陳明，銀成鉞.生產性服務業(yè)集聚對制造業(yè)升級影響的機理研究[J].稅務與經(jīng)濟，2018（2）：41-47.

[19]徐騰，姚洋.城際人口遷移與房價變動——基于人口普查與百度遷徙數(shù)據(jù)的實證研究[J].江西財經(jīng)大學學報，2018（1）：11-19.

[20]Tobler?W.?A?Computer?Movie?Simulating?Urban?Growth?in?the?Detroit?Region[J].Economic?Geography，1970，46（2）：234-240.

[21]張博勝，?楊子生.?中國城鎮(zhèn)化的農村減貧及其空間溢出效應——基于省級面板數(shù)據(jù)的空間計量分析[J].地理研究，?2020（7）：1592-1608.

[22]Lesage?J?P，Pace?R?K?.?Spatial?Econometric?Modeling?of?Origin-destination?Flows[J].Journal?of?Regional?Science，?2010，?48（5）：941-967.

[23]張守莉.農村居民消費與經(jīng)濟增長區(qū)域差異分析[J].統(tǒng)計與決策，2020，36（2）：137-140.

[24]閆晗，喬均.農業(yè)生產性服務業(yè)對糧食生產的影響——基于2008-2017年中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].商業(yè)研究，2020（8）：107-118.

[25]Lesage?J?P，Pace?R?K.Introduction?to?Spatial?Econometrics[J].Spatial?Demography，2009，1（1）：493-494.

[26]柳思維，杜蓉，周洪洋.金融發(fā)展、人力資本投入對農村居民信息消費影響[J].經(jīng)濟地理，2019，39（12）：168-177.

[27]周南南，林修宇.金融集聚、技術創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展——基于面板數(shù)據(jù)的空間計量分析[J].宏觀經(jīng)濟研究，2020（11）：34-48.

[28]Lee，?Jeong-Joon，?Sawada，?Yasuyuki.?Precautionary?Saving?Under?Liquidity?Constraints：?Evidence?From?Rural?Pakistan[J].Journal?of?Development?Economics，?2010，?91.

The?Impact?of?Agricultural?Productive?Services?on?Rural?Residents′?Consumption

and?Its?Spatial?Spillover?Effect——An?Empirical?Study?Based?on?Panel?Data?of

Prefecture-level?Cities?in?China?From?2009?to?2018

DU?Rong，?CAI?Rong

（Institute?of?Food?and?Strategic?Reserves，?Nanjing?University?of?Finance?and?Economics，

Nanjing?210003，?China）

Abstract：?Strengthening?the?core?role?of?consumption?in?economic?growth?has?an?irreplaceable?role?in?stimulating?domestic?demand?and?promoting?the?new?development?pattern?of?domestic?and?international?dual?circulation.?Based?on?the?annual?data?of?198?prefecture-level?cities?in?China?from?2009?to?2018，?this?paper?uses?the?spatial?Durbin?model?to?analyze?the?impact?of?agricultural?productive?services?on?rural?residents′?consumption.?The?study?found?that?there?are?obvious?spatial?differences?between?rural?residents′?consumption?and?agricultural?productive?services，?with?significant?spatial?correlations?and?agglomeration?characteristics.?The?agricultural?productive?services?plays?a?significant?role?in?promoting?rural?residents′?consumption，?and?the?spatial?spillover?effect?is?significant.?The?impact?of?agricultural?productive?services?on?rural?residents′?consumption?is?heterogeneous：?In?terms?of?industry?types，?four?sub-sectors，?including?logistics，?information?software，?leasing?business，?and?technology，?have?a?significant?impact?on?rural?residents′?consumption，?while?rural?finance?has?a?weak?role?in?promoting;?In?terms?of?geographical?location，?the?direct?effect?of?agricultural?productive?services?on?the?eastern?and?western?regions?is?significant;?In?terms?of?consumption?types，?agricultural?productive?services?have?a?significant?impact?on?living?and?enjoyment?consumption，?but?a?weak?promotion?on?development?consumption.?In?addition，?factors?such?as?human?capital?level，?industrial?structure，?urbanization?rate，?and?government?intervention?are?conducive?to?increasing?rural?residents′?consumption，?while?the?urban-rural?income?gap?is?negatively?correlated.?Therefore，?this?paper?proposes?to?strengthen?the?matching?between?the?cultivation?of?strategic?industries?and?the?transformation?and?upgrading?of?consumption，?promote?the?combination?of?human?capital?improvement?and?financial?knowledge?popularization，?and?pay?attention?to?the?dynamic?adjustment?of?policies?and?the?adaptation?of?regional?coordinated?development.

Keywords：agricultural?productive?services;rural?residents′?consumption;spatial?Durbin?model;spatial?spillover

（責任編輯：李江）