農(nóng)村居民消費變化特征及收入影響研究

孫趙勇，扈文秀

(西安理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 西安 710054)

中國經(jīng)濟(jì)在經(jīng)歷了連續(xù)30多年的高速增長后，受國內(nèi)外多方面因素的影響，進(jìn)入增速放緩和結(jié)構(gòu)調(diào)整的“新常態(tài)”發(fā)展階段。在此階段，農(nóng)村居民收入增加和消費水平提高的壓力加大，農(nóng)村居民區(qū)域消費差距有可能進(jìn)一步擴大。消除農(nóng)村居民收入和消費區(qū)域不平衡的因素，實現(xiàn)城鄉(xiāng)一元化和區(qū)域均衡發(fā)展，成為我國現(xiàn)階段區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展迫切需要解決的難題。研究中國農(nóng)村居民消費變化的特征事實，結(jié)合經(jīng)驗分析收入和收入結(jié)構(gòu)因素對農(nóng)村居民消費變化的影響顯得尤為重要。

隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，大量農(nóng)村剩余勞動力在城鎮(zhèn)就業(yè)，農(nóng)村居民的非農(nóng)收入大幅增加，使得農(nóng)村居民消費水平也有所提高。學(xué)者們還多角度證實了農(nóng)村居民收入對農(nóng)村居民消費的影響存在顯著差異。Baker和Yannelis[1]研究了居民家庭收入變化與各項消費支出的關(guān)系，提出未來收入預(yù)期也對家庭的消費決策有重大影響。祁毓[2]的研究結(jié)果表明，不同來源的收入對城鄉(xiāng)居民消費的影響存在顯著差異；王艷等[3]研究了農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費的影響，研究表明，非農(nóng)收入占比提高有利于促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)的升級。這些研究僅僅從農(nóng)村居民的總收入或單項收入考察其對消費的影響，忽視了收入結(jié)構(gòu)特征對消費的影響，且沒有考察相關(guān)變量的空間關(guān)聯(lián)性以及由此引起的間接效應(yīng)、直接效應(yīng)和反饋效應(yīng)。由于農(nóng)村居民收入?yún)^(qū)域差距較大，收入結(jié)構(gòu)特征差異明顯，不同區(qū)域農(nóng)村居民消費支出表現(xiàn)出不同的變化特征。各地區(qū)農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構(gòu)共同影響農(nóng)村居民消費區(qū)域不均衡趨勢，導(dǎo)致同項收入對農(nóng)村居民消費的影響具有空間異質(zhì)性，其估計結(jié)果會存在偏誤。

國內(nèi)外很多研究為收入和消費具有不同的區(qū)收斂趨勢提供了經(jīng)驗證據(jù)。Heathcote等[4]研究表明，消費的不均衡程度要低于收入的不均衡程度。研究普遍采用標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)[5]、泰爾指數(shù)分解方法[6]、基尼系數(shù)[7]、確定臨界值[8]等方法，測度不均衡程度，判斷其是否收斂。這些研究僅僅靜態(tài)判斷某時期內(nèi)，農(nóng)村居民收入或消費的收斂或發(fā)散，沒有考慮區(qū)域間的收入或消費的趕超因素；對于消費支出變化的研究，也沒有考慮收入結(jié)構(gòu)因素。與現(xiàn)有研究相比，本文的研究主要有如下貢獻(xiàn)：第一，與現(xiàn)有大量研究農(nóng)村居民消費省域差異文獻(xiàn)不同的是，本文將農(nóng)村居民消費省域σ收斂分解為β收斂測度和流動指數(shù)兩部分，從落后地區(qū)的消費增速及“蛙跳”趕超兩個視角，全面考察了省際農(nóng)村居民消費收斂趨勢及其原因；第二，由于消費支出受到收入水平、收入結(jié)構(gòu)和消費偏好的影響，本文將農(nóng)村居民消費支出變化分解為收入效應(yīng)、收入結(jié)構(gòu)效應(yīng)和平均消費傾向效應(yīng)，較好地解釋了31個省市農(nóng)村居民消費變化的原因；第三，考慮到鄰近地區(qū)的農(nóng)村居民消費、收入及收入結(jié)構(gòu)存在空間關(guān)聯(lián)性，并存在反饋效應(yīng)，用空間面板數(shù)據(jù)模型分析31個省市農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構(gòu)，對鄰近地區(qū)農(nóng)村居民消費的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)進(jìn)行了經(jīng)驗實證，其實證結(jié)果有助于政策制定者在落后地區(qū)農(nóng)村居民收入趕超和收入結(jié)構(gòu)變化方面，促進(jìn)農(nóng)村居民消費區(qū)域收斂，從而實現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展。

1 農(nóng)村居民消費變化的特征事實分析

1.1 省際農(nóng)村居民消費的收斂特征

Donal o’neill等[9]在分析兩時期收入收斂變化時，提出了不同于傳統(tǒng)的σ收斂和β收斂的非參數(shù)估計框架，并將S-Gini系數(shù)的變化進(jìn)行分解，以識別收斂過程的變化。本文借鑒該方法，測度全國31個省市農(nóng)村居民收入和消費支出不均等程度的收斂特征。S-Gini系數(shù)可以表述為：

(1)

式中：f(x)為x的概率密度函數(shù)；01，v(1-p)v-1>0，其中v是不平等的厭惡參數(shù)；v=2時，G(2)為基尼系數(shù)，當(dāng)v>2時，v(1-p)v-1>2(1-p)，表明S-Gini系數(shù)計算中，對數(shù)值較小的x賦予的權(quán)重較高，當(dāng)1

設(shè)f(x0,x1)為0期和1期x的聯(lián)合分布函數(shù)，G(v)的變化可分解為：

(2)

式(2)可分解為：

ΔG(v)=R(v)-P(v)

(3)

其中：

(4)

(5)

ΔG(v)是σ收斂的測度，是從S-Gini系數(shù)的變化判斷不同地區(qū)收入的分布變化。若ΔG>0不平等程度上升，表現(xiàn)出發(fā)散特征；若ΔG<0不平等程度下降，表現(xiàn)出收斂特征。

P(v)是β收斂的一種測度，能反映收入或消費支出較低地區(qū)的增長程度。若p(v)=0，那么所有地區(qū)的增長率相等；若P(v)>0，則收入較低或消費支出較低的地區(qū)增長更快，不平等程度下降；若P(v)<0，則收入高或消費支出較高的地區(qū)增長更快。

R(v)是測度排序變化的流動指數(shù)，是在最終分布狀態(tài)條件下，考察x排序的變化導(dǎo)致的不平等程度，反映各地區(qū)收入或消費支出排序的變化。若R(v)>0，則存在“蛙跳”趕超，部分省市收入或消費支出排序大幅上升。

農(nóng)村居民收入由工資性收入、家庭經(jīng)營純收入、財產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入四部分組成，其中家庭經(jīng)營純收入主要為農(nóng)業(yè)收入，其余各類收入為非農(nóng)收入。收入結(jié)構(gòu)變量由非農(nóng)收入在純收入總和中的占比來表示。基于1997—2015年31個省市農(nóng)村居民人均純收入(Y)、農(nóng)村居民人均消費支出(C)數(shù)據(jù)，計算了收入結(jié)構(gòu)(S)(數(shù)據(jù)來源為歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》)，并分年度對其S-Gini系數(shù)的P指數(shù)和R指數(shù)分別進(jìn)行測算。2013年對農(nóng)村居民人均凈收入和純收入都進(jìn)行了統(tǒng)計，而在2014年和2015年僅統(tǒng)計了農(nóng)村居民人均凈收入，缺失農(nóng)村居民人均純收入的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于凈收入和純收入之間的比例關(guān)系短期不會發(fā)生較大變化，故根據(jù)2013年農(nóng)村居民人均凈收入和純收入比例，估計2014年和2015年31個省市農(nóng)村居民人均純收入。測算結(jié)果顯示，我國31個省市農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)排序波動指數(shù)大于消費和收入排序波動指數(shù)，且收入結(jié)構(gòu)快速收斂，由于其鄰近抑制作用，有助于消費水平較低的省市趕超其他消費水平較高的省市，促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)消費水平收斂。2009年以來我國農(nóng)村居民消費支出和純收入均表現(xiàn)出收斂特征，然而農(nóng)村居民消費支出存在“蛙跳”趕超現(xiàn)象，而農(nóng)村居民收入則沒有“蛙跳”趕超現(xiàn)象，說明農(nóng)村居民消費“蛙跳”一定程度上是收入結(jié)構(gòu)收斂導(dǎo)致的。2006年以來農(nóng)村居民人均純收入表現(xiàn)出穩(wěn)定的σ收斂，2009年以來出現(xiàn)β收斂趨勢，故以2006年為節(jié)點，分別測算1997—2015年、1997—2006年和2006—2015年三個時間段的測算結(jié)果，如表1所示。

表1 中國31個省市農(nóng)村居民收入、消費及消費結(jié)構(gòu)不均等變化分解

由表1可知，1997—2015年間，農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出均呈現(xiàn)出發(fā)散特征，表明這18年間我國地區(qū)人均收入和人均生活消費支出差距擴大了，且消費差距要大于收入差距。2015年31個省市農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出不均衡程度要大于1997年的不均衡程度。農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費表現(xiàn)出相同的收斂和發(fā)散趨勢，但消費支出收斂速度慢于收入收斂速度。1997—2006年間，農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出差距迅速擴大；2006年以來，農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出的差距才逐步縮小，表現(xiàn)出σ收斂和β收斂。

農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)自1997年以來表現(xiàn)出趨同特征，出現(xiàn)σ收斂和β收斂特征；收入結(jié)構(gòu)排序波動指數(shù)大于消費和收入排序波動指數(shù)，消費排序波動指數(shù)大于收入排序波動指數(shù)。農(nóng)村居民消費支出存在小幅“蛙跳”趕超，而農(nóng)村居民收入則沒有“蛙跳”趕超現(xiàn)象，說明落后省市的消費支出的“蛙跳”是由收入結(jié)構(gòu)變化引起的，而其收入增長幅度太小，沒能出現(xiàn)趕超現(xiàn)象。落后地區(qū)收入結(jié)構(gòu)“蛙跳”現(xiàn)象明顯，各地區(qū)農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)快速收斂。隨著城市化進(jìn)程高速推進(jìn)，農(nóng)村居民跨區(qū)域大規(guī)模流動，農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)受政策和經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響加大。非農(nóng)收入在收入中所占比重大幅增加，使得農(nóng)村居民家庭收入結(jié)構(gòu)迅速收斂。加大落后地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投資，增加落后地區(qū)的收入增長幅度，促進(jìn)落后地區(qū)的收入“蛙跳”，進(jìn)而實現(xiàn)農(nóng)村居民消費支出的均衡增長。

1.2 農(nóng)村居民消費變化的收入結(jié)構(gòu)因素分析

農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的變化是消費變化的重要原因，各項收入來源的不確定性，影響到農(nóng)村居民的收入預(yù)期，使得消費支出受到收入結(jié)構(gòu)的影響。在分析農(nóng)村居民消費變化時除了考慮收入因素、消費傾向因素，還需要考慮收入結(jié)構(gòu)的變化。因而對消費變化進(jìn)行因素分解，將其分解為收入效應(yīng)、收入結(jié)構(gòu)效應(yīng)和平均消費傾向效應(yīng)三部分。設(shè)定T期農(nóng)村居民消費為CT，農(nóng)村居民某種收入為YfT，f為收入類別，分為工資性收入、經(jīng)營凈收入、財產(chǎn)凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入，農(nóng)村居民總收入為YT，SfT為單項收入f在總收入中所占比重，APCT為T期平均消費傾向，則有：

(6)

平均消費傾向不變條件下，消費從0期到T期的變化量可分解為：

(7)

其中，第一項為收入效應(yīng)，表示各項收入占比不變條件下，非農(nóng)收入變化對消費總量的影響；第二項為收入結(jié)構(gòu)效應(yīng)，表示在各項收入不變條件下，非農(nóng)收入占比變化對消費總量的影響；第三項為平均消費傾向效應(yīng)，表示在各項收入占比與各項收入不變條件下，平均消費傾向?qū)οM總量的影響；R為消費變化總量分解的剩余項。

表2 2009—2015年31個省市農(nóng)村居民消費支出變動因素分解

通過對31個省市農(nóng)村居民收入和消費支出的分年度數(shù)據(jù)計算可知，自2009年以來31個省市農(nóng)村居民收入和消費支出均表現(xiàn)出σ收斂和β收斂特征，對2009—2015年31個省市農(nóng)村居民收入對消費變化的影響進(jìn)行因素分解，分解結(jié)果如表2所示。

由表2的分解結(jié)果可知，2009至2015年間，非農(nóng)收入增加是導(dǎo)致消費增長的主要原因，收入結(jié)構(gòu)變化和消費傾向變化也都不同程度影響了農(nóng)村居民消費支出。浙江、海南和新疆三個省的收入效應(yīng)均大于10 000，其收入大幅提高是其消費支出變化的主要原因；收入效應(yīng)小于5 000的省份有吉林、黑龍江、西藏、甘肅，其收入增幅較小，對消費影響較低。除吉林、上海和西藏三省市外，其余28個省市非農(nóng)收入的增加比例超過農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的增加比例。吉林、上海、西藏收入結(jié)構(gòu)效應(yīng)為正值，三省市的非農(nóng)收入在總收入中的占比分別下降4.29%、1.57%、4.65%，由于這三個省市農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入得到大幅提高，導(dǎo)致吉林、上海、西藏三省市總消費上升。結(jié)構(gòu)效應(yīng)明顯的省有浙江、河南、海南和新疆，其結(jié)構(gòu)效應(yīng)絕對值均大于1 000，這四個省農(nóng)村居民非農(nóng)收入比例增加的幅度最大。省際間農(nóng)村居民的平均消費傾向效應(yīng)也存在較大差異。黑龍江、上海、浙江、山東、廣西、四川、云南、西藏、陜西九個省市的平均消費傾向效應(yīng)小于零，反映出這九個省市的平均消費傾向下降，消費支出在收入中的占比下降；其余27個省市的平均消費傾向效應(yīng)大于零，反映出我國大部分省市的農(nóng)村居民平均消費傾向上升，消費意愿增強。黑龍江、浙江、山東、四川、云南、陜西六省的收入結(jié)構(gòu)效應(yīng)和平均消費效應(yīng)均小于零，說明其消費支出增加是由收入總額和非農(nóng)收入增加引起的。

2 農(nóng)村居民消費的空間關(guān)聯(lián)性及影響估計

農(nóng)村居民大規(guī)模外出務(wù)工，對流出地和流入地產(chǎn)生影響。農(nóng)村居民消費存在示范效應(yīng)，城鄉(xiāng)之間及農(nóng)村居民之間相互影響。地理上的鄰近關(guān)系影響農(nóng)村居民的消費習(xí)慣，在研究農(nóng)村居民消費變化時不能忽略空間關(guān)聯(lián)性。目前，空間權(quán)重矩陣有鄰接矩陣、反距離矩陣、經(jīng)濟(jì)特征矩陣等多種形式。鄰接矩陣設(shè)定鄰接空間樣本點具有相同的影響強度；經(jīng)濟(jì)特征矩陣更適合反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)間的貿(mào)易關(guān)系。而我國各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡，農(nóng)村居民傾向于向距離較近的經(jīng)濟(jì)中心遷徙，因此省市間的鄰近距離能夠較好地測度空間關(guān)聯(lián)，由此可創(chuàng)造一個以距離為基礎(chǔ)的空間權(quán)重矩陣。根據(jù)省會城市的經(jīng)度和緯度計算兩地省會之間的地理距離dij(i,j=1，2，…，N，N=31)，因為距離近則權(quán)重大，距離遠(yuǎn)則權(quán)重小，故以其倒數(shù)為權(quán)重，地理距離空間權(quán)重矩陣W中的第i行第j列元素為：

(8)

全國農(nóng)村居民人均純收入和人均生活消費支出自2007年表現(xiàn)出σ收斂和β收斂特征。為了從農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構(gòu)，研究農(nóng)村居民消費變化的影響因素，對2007—2015年間的面板數(shù)據(jù)展開實證分析。對2007—2015年農(nóng)村居民人均消費(C)、農(nóng)村居民人均純收入(Y)和收入結(jié)構(gòu)(S)取自然對數(shù)，計算Moran’s I指數(shù)，檢驗區(qū)域變量是否存在空間關(guān)聯(lián)性，計算結(jié)果如表3所示。

表3 2007—2015年中國農(nóng)村居民消費、收入和收入結(jié)構(gòu)的Moran’s I 檢驗值

注：括號內(nèi)為Z值。

由表3可知，ln(C)、ln(Y)和ln(S)的Moran’I指數(shù)都為正值，Z統(tǒng)計量的值都大于5%顯著性水平下的臨界值1.65，說明我國農(nóng)村居民消費支出、農(nóng)村居民純收入、農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)在省際空間分布具有顯著的空間依賴性，相鄰省市農(nóng)村居民消費、收入和收入結(jié)構(gòu)相互影響，且收入的空間相關(guān)性最強。相鄰省市間的空間關(guān)聯(lián)性是影響農(nóng)村居民消費收斂的重要因素之一。因此，在研究我國農(nóng)村居民收入及收入結(jié)構(gòu)對消費的影響時，不能忽視各變量在省際間的溢出效應(yīng)。設(shè)定考慮空間滯后和空間誤差的農(nóng)村居民消費支出空間面板模型為：

(9)

空間面板數(shù)據(jù)模型分為空間固定效應(yīng)模型、時間固定效應(yīng)模型和空間時間固定效應(yīng)模型三種類型，需要選擇合適的空間面板數(shù)據(jù)模型來擬合數(shù)據(jù)。為了檢驗空間滯后模型或空間誤差模型哪個更合適，首先估計沒有空間作用效應(yīng)的非空間面板數(shù)據(jù)模型，其估計結(jié)果如表4所示。

表4 無空間交互影響的面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值。

由表4中LM檢驗和Robust LM檢驗可知，在5%顯著性水平下，空間固定效應(yīng)模型分別拒絕了沒有空間滯后被解釋變量的原假設(shè)和沒有空間自相關(guān)誤差的原假設(shè)；在5%顯著性水平下，時間效應(yīng)模型不能拒絕空間滯后被解釋變量的原假設(shè)，但拒絕了沒有空間誤差的原假設(shè)；在5%顯著性水平下，空間和時間固定效應(yīng)模型不能拒絕沒有空間滯后和空間自相關(guān)誤差的原假設(shè)。由空間固定效應(yīng)的聯(lián)合非顯著性LR檢驗可知，LR1=321.91>χ2(31)，拒絕空間固定效應(yīng)的聯(lián)合非顯著性原假設(shè)；由時間固定效應(yīng)的聯(lián)合非顯著性LR檢驗可知，LR2=79.55>χ2(19)，拒絕時間固定效應(yīng)的聯(lián)合非顯著性原假設(shè)。所有模型可擴展為具有空間時間固定效應(yīng)模型。模型擴展為包含空間滯后被解釋變量的具有空間和時間固定效應(yīng)的空間滯后模型，估計結(jié)果如表5所示。

表5 時間和空間固定效應(yīng)的空間杜賓(SDM)模型

注：決定因素部分括號內(nèi)為t值；檢驗統(tǒng)計量部分括號內(nèi)為p值。

表5中，由Wald檢驗和LR檢驗結(jié)果可知，拒絕空間杜賓模型簡化為空間誤差模型和空間滯后模型的原假設(shè)，故應(yīng)該采用空間杜賓模型。在非空間面板模型中，農(nóng)村居民消費的收入效應(yīng)與收入結(jié)構(gòu)效應(yīng)對消費支出具有顯著影響，消費收入彈性為0.643 4，消費收入結(jié)構(gòu)彈性為0.114 8，農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構(gòu)對消費支出具有正向作用。各省市農(nóng)村居民收入和收入結(jié)構(gòu)具有空間相關(guān)性，存在正的外溢效應(yīng)；在5%顯著性水平下，收入結(jié)構(gòu)空間相關(guān)性不顯著，非農(nóng)收入比重上升對鄰近省市具有負(fù)的外溢效應(yīng)。空間滯后被解釋變量(W×ln(C))的系數(shù)為負(fù)值，說明各省市農(nóng)村居民消費存在負(fù)的空間溢出效應(yīng)，某省市農(nóng)村居民消費支出的提高，對相鄰省市農(nóng)村居民消費支出具有負(fù)向影響。在具有空間和時間固定效應(yīng)的空間杜賓模型中，由于空間滯后被解釋變量(W×ln(C))與解釋變量自身的空間滯后變量(W×ln(S)和W×ln(Y))的共同作用，不同區(qū)域間農(nóng)村居民收入與收入結(jié)構(gòu)，對農(nóng)村居民消費的影響存在反饋效應(yīng)，即本省市農(nóng)村居民收入、收入結(jié)構(gòu)和消費支出，通過對鄰近省市的影響傳導(dǎo)回來，進(jìn)而影響本省市農(nóng)村居民消費。收入及收入結(jié)構(gòu)的直接和間接效應(yīng)空間杜賓模型估計結(jié)果如表6所示。

表6 空間杜賓模型的直接和間接效應(yīng)估計

注：括號內(nèi)為t值。

由表6可知，收入直接效應(yīng)為0.547 0，收入結(jié)構(gòu)的直接效應(yīng)為0.136 5；非空間模型中，消費收入彈性為0.643 4，被高估17.62%，消費收入結(jié)構(gòu)彈性為0.114 8，被低估了15.90%。收入的反饋效應(yīng)值為0.025 6，收入結(jié)構(gòu)的反饋效應(yīng)值為-0.004 5。空間關(guān)聯(lián)作用使得收入具有正的反饋效應(yīng)、收入結(jié)構(gòu)具有負(fù)的反饋效應(yīng)，且收入反饋效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于收入結(jié)構(gòu)的反饋效應(yīng)。實證結(jié)果表明，農(nóng)村居民純收入上漲不僅會影響本地居民消費(消費收入彈性為0.547 0)，而且會影響鄰近省市農(nóng)村居民消費(其消費收入彈性為1.251 9)，其收入的增加對鄰近省市的外溢效應(yīng)還要大于其對本地農(nóng)村居民消費的影響。隨著商品的流通成本下降和勞動力在鄰近區(qū)域流動性增強，居民間收入和消費的關(guān)聯(lián)性將進(jìn)一步增強。政府應(yīng)進(jìn)一步消除生產(chǎn)要素區(qū)域流動的制度障礙，并加大落后地區(qū)的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低商品流通成本，增加鄰近區(qū)域間農(nóng)村居民收入和消費的關(guān)聯(lián)性。農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的變化對鄰近省市農(nóng)村居民消費支出具有一定的影響。收入結(jié)構(gòu)中非農(nóng)收入的增加能夠促進(jìn)本地農(nóng)村居民消費(消費收入結(jié)構(gòu)彈性為0.136 5)，對鄰近省市農(nóng)村居民的消費具有抑制作用(消費收入結(jié)構(gòu)彈性為-0.232 6)。這種抑制作用說明，目前農(nóng)村居民的非農(nóng)收入存在較強的競爭性，政府的各項影響農(nóng)村居民收入的政策應(yīng)考慮其外溢效應(yīng)。政府在促進(jìn)中西部地區(qū)小城鎮(zhèn)建設(shè)，增加農(nóng)村居民工資性收入的同時，應(yīng)考慮新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的培養(yǎng)，增加新型農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)收入。

3 結(jié)論和政策啟示

本文基于中國農(nóng)村居民消費S-Gini系數(shù)，測算了農(nóng)村居民消費、收入及收入結(jié)構(gòu)σ收斂、β收斂特征，研究結(jié)果表明，農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的變化減緩了農(nóng)村居民消費差距的擴大，自2006年以來，農(nóng)村居民收入和消費均出現(xiàn)σ收斂和β收斂特征。通過農(nóng)村居民消費支出變動的分解，分析了我國31個省市農(nóng)村居民消費變化的原因，非農(nóng)收入增加是導(dǎo)致消費增長的主要原因，收入結(jié)構(gòu)和消費傾向變化也都不同程度地影響了農(nóng)村居民的消費支出。建立空間面板數(shù)據(jù)模型，實證檢驗了收入和收入結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村居民收入對鄰近地區(qū)居民消費的間接效應(yīng)大于對本地居民消費的直接效應(yīng)；收入結(jié)構(gòu)(非農(nóng)收入比例)的提高，對鄰近地區(qū)農(nóng)村居民消費存在負(fù)的反饋效應(yīng)。

縮小農(nóng)村居民消費差距，促使農(nóng)村居民消費快速收斂的政策啟示。首先，加快西部和東北地區(qū)中小城鎮(zhèn)建設(shè)。由于農(nóng)村居民收入和消費對鄰近地區(qū)有較強的正向影響，因而城鎮(zhèn)化建設(shè)能夠拉動鄰近地區(qū)農(nóng)村居民消費水平的提高。其次，增加農(nóng)村居民人力資本投資，重視新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的培養(yǎng)。農(nóng)村居民家庭經(jīng)營純收入、農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入和農(nóng)村居民工資性收入等非農(nóng)業(yè)收入的增加是農(nóng)村居民消費支出變化的主要因素。通過農(nóng)村人力資本投資，大幅增加農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入，同時拓寬農(nóng)村居民非農(nóng)收入增加渠道，優(yōu)化農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)。最后，消除約束農(nóng)村居民非農(nóng)收入的制度性障礙。消除約束人口區(qū)域流動的制度性障礙，促進(jìn)農(nóng)村居民的城鄉(xiāng)流動，提高農(nóng)村居民的工資性收入。加快農(nóng)村土地制度改革，完善土地流轉(zhuǎn)制度，大幅增加農(nóng)村居民的土地財產(chǎn)性收入。