財政支農支出對農村居民消費升級的影響機理

蔣團標 ，張亞萍

（廣西師范大學 a.經濟管理學院；b.西南城市與區域發展研究中心，廣西 桂林 541004）

一、引 言

習近平總書記在2020 年兩會上強調“面向未來，我們要逐步形成以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局”，而雙循環構建的關鍵在于調整經濟結構，尤其是居民消費升級［1］。面對新冠疫情對經濟環境的影響，“新發展格局”將為我國經濟發展增添動力，而消費作為促進我國國民經濟發展的重要引擎，提升居民消費升級對于穩定國民經濟具有重要意義。2021年中央1 號文件指出，為滿足農村居民消費升級，要對農村居民的耐用消費品進行更新換代。農村居民消費升級不僅包括農村居民消費總量的提升，還需要包含結構和品質的升級，如何進一步加快農村居民消費升級已經成為一個全社會關注的重大問題。而在全面建成小康社會時期應繼續加大中央和地方財政“三農”投入力度，財政支農支出對于提高農村居民消費水平、促進農村居民消費升級具有重要作用［2］。研究財政支農支出與農村居民消費升級的關系，對激活農村經濟、實現農村消費帶動城鎮經濟、充分釋放農村居民消費潛力具有重要意義。

近年來，國家不斷重視“三農”工作，財政支農對農村居民消費的影響研究越來越受到學者的重視。基于不同的研究方法、視角，國內外學者得出的結論可簡單概括為以下兩類：一是財政支農支出可以激發農村居民消費，表現為“擠入效應”，學者們從鄉村振興［3］、異質性消費［4］、經濟周期［5］等視角，采用包括分位數回歸法［6］、固定效應變系數模型［7］、工具變量GMM［8］、XTGLS［5］等研究方法，總結出財政支農支出可以促進農村居民消費的結論；二是財政支農支出在不同條件下會對農村居民消費產生“擠出效應”，在我國構建“三駕馬車”協調驅動經濟增長的發展模式中，財政支農支出并未真正有助于農村居民消費，長期來看反而會制約農村居民消費［9］。而上述研究側重于關注農村居民消費水平，伴隨著農村居民收入增長和生活質量的改善，現有文獻開始關注農村居民消費升級。近年來學術界對居民消費升級的研究大多圍繞其內涵及度量［10］以及數字金融［11-13］、稅收政策［14-15］、財政支出［16］對居民消費升級的影響，學者們指出消費升級已經成為經濟增長的第一動力和經濟平穩運行的重要“穩定器”［17］。目前學者們對消費升級并未達成統一的界定，但都認為居民消費升級是消費從量變到質變的過程，表現為從生存性消費轉向發展性消費的多元化需求升級［10，15］，農村居民消費升級體現在觀念和支出結構方面的快速轉變。因此，總的來說，居民消費升級是質與量的結合，主要包含提高消費水平、優化消費結構、提升消費品質等方面［14］。學術界關于財政支農對農村居民消費升級的影響研究，大多只涉及消費水平與消費結構，較少有學者專門針對消費品質進行研究。

綜上，學者們較多關注財政支農支出與農村居民消費水平的關系，還需進一步對財政支農支出與農村居民消費升級的關系進行擴展。當前我國第一個百年計劃已經實現，脫貧攻堅戰略與鄉村振興戰略處于關鍵的交匯、疊加時期，在全面小康社會的新時期，農民的溫飽問題已經得到有效治理，而新的問題接踵而來，伴隨著農村居民對生活質量需求的不斷高漲，農村居民消費需要升級，尤其是在結構、品質方面的升級。那么，財政支農支出該如何更好地釋放和擴大農村居民消費？財政支農支出是否有效促進農村居民消費升級？因此，本文除了關注財政支農支出對農村居民消費影響的總量效應之外，還關注農村居民消費的結構與品質升級，并進一步檢驗財政支農是否對農村居民消費升級存在門檻效應。

二、理論分析與研究假設

在我國構建“三駕馬車”協調驅動經濟增長的發展模式中，消費對于經濟的促進作用越來越凸顯出來（蔣艷輝等，2020）［18］。學者們也分別從不同的視角對影響農村居民消費的因素進行了研究，財政支農支出便是因素之一。財政支農支出影響農村居民消費升級的內在機理如何？首先需要解決一個問題，即農村居民消費升級的具體內涵。

農村居民消費升級包含三方面的內涵：一是消費水平的提高，指的是消費支出總量的增加；二是消費結構的優化，表現為消費支出呈現由生存型轉向發展型和享受型消費；三是消費品質的提升，表現在消費者對于商品與服務的消費從低端轉變為中高端。三者的區別在于消費水平代表居民消費“總量”的增加；消費結構升級更側重于追求不同類型的商品與服務，消費支出類別更加廣泛；消費品質升級則側重于追求更高層次的同類型商品與服務。

現有關于財政支農與農村居民消費關系的研究，分為促進論、抑制論兩種觀點。一部分學者認為，財政支農支出在不同條件下會對農村居民消費產生“擠出效應”。新古典宏觀經濟學理論指出，政府財政支出的增加使得社會稅負上升，從而使居民的預期收入降低，進而對居民消費產生消極的影響。另一部分學者指出，財政支農支出可以促進農村居民消費。從理論上來看，根據凱恩斯主義理論，政府擴大支出能夠使產出產生倍數的增長，即“乘數效應”，進而影響居民的消費［13］。政府支農支出的增加將促進農村居民收入的翻倍增加，而農村居民收入的翻倍增加將會激發農村居民消費潛力，進而使得農村居民的消費水平得到提高。假定農村居民總收入的增長速度不變，在財政支農實施過程中，政府通過減少農業相關稅收、農業補貼、轉移性支付等方式加快農村居民可支配收入的增長速度，農村居民會隨之增加消費支出，并且低收入等級的農村居民也可能因可支配收入增長速度的加快而可以負擔更高質量的消費，進而實現消費升級。在此基礎上，學者們結合包括棘輪效應和示范效應在內的“習慣形成”理論，進一步研究農村居民的消費結構和品質特征。進一步思考學者們對于財政支農對農村居民消費的研究為什么會存在促進論與抑制論的兩種爭議，一種可能的原因是財政支農支出對農村居民的消費水平、結構、品質的影響是不一致的，有些學者僅考慮消費水平，而未考慮消費結構，而有些學者將三者混為一談，得出的結論自然是不一樣的；另一種可能的原因就是沒有區分條件，即財政支農對農村居民消費的效應是不是在某種特定條件下會產生促進作用，而在某些場合下會產生抑制作用。

（一）棘輪效應

棘輪效應解釋了消費慣性在居民消費支出中的作用，即消費者過去的消費經歷會作為一種慣性影響消費者現在的消費行為（王冬和邊志強，2019）［19］。財政支農支出是一種隱形的社會保障，是農村居民增加收入的方式之一，通過影響收入預期，進而使得農村居民增加消費支出。總體而言，學者們普遍認為財政支農與農村居民消費之間是有關系的，且大多數學者認為財政支農與農村居民消費之間是正向促進的關系。我國財政支農支出在一定程度上為農村居民的消費預期提供了保障，但由于農村居民的消費觀念和消費習慣仍處于較低水平階段（王娜和張磊，2016）［20］，因此棘輪效應會降低財政支農對農村居民消費的促進作用。據此，本文提出假說1：

“棘輪效應”使得財政支農對農村居民消費的促進作用變小。

（二）示范效應

從理論上來說，增加財政支農支出有助于提升農村居民收入，增加并改善農村居民現期和預期收入分配，從而使居民在收入方面的不確定性下降，進而使農村居民在消費水平、消費結構和消費品質方面有所提升，最終促進農村居民消費升級。但是，在農村居民消費升級的過程中，城鎮與農村、發達地區與欠發達地區間階層消費的不平等逐漸突顯出來，由于結構失衡和收入差距等要素的存在，不同階層消費升級的速度和能力產生明顯差異，即邊際消費傾向的異質性（紀園園和寧磊，2020）［21］。有差距才會有追趕，消費示范效應發揮作用的必要條件就是城鄉收入差距（李興文和邢斯達，2015［22］；王冬和邊志強，2019［19］）。城鄉收入差距會制約財政支農支出對農村居民消費升級的影響，在不同的城鄉收入差距下對農村居民消費水平、消費結構、消費品質的影響是不一致的，因而，財政支農支出對農村居民消費升級的影響存在門檻效應，當城鄉收入差距大于某個臨界值時，財政支農支出對農村居民升級的影響將會發生改變。

農村居民消費水平是指農村居民的消費總量，消費水平越高，表明消費支出總量越多，收入差距對總消費的影響主要緣于邊際消費傾向的異質性，由于邊際消費傾向隨收入遞減，那么收入差距擴大，總消費就會降低（紀園園和寧磊，2020）［21］。因此，對農村居民消費水平來說，當城鄉收入差距在一定范圍內時，城鄉收入差距將使消費水平的示范效應增強；反之，超過該范圍的城鄉收入差距將會抑制對消費水平的示范效應。據此，本文提出假說2：

適度的收入差距會提高農村居民的消費能力和消費積極性，當城鄉收入差距大于某個臨界值時，財政支農支出會制約農村居民消費水平。

同時，示范效應也為消費者的攀比行為做出了解釋（杭斌和閆新華，2013）［23］。具體來講，如果一個消費者收入的增加幅度與周圍其他人一致，其消費支出占比不會產生明顯差異；而如果周圍其他人的收入得到提高，而該消費者的收入沒有發生變化，在攀比心理的作用下，該消費者反而會增加消費支出，且更側重于增加在消費品質方面的支出。在城鄉收入差距存在的情況下，周邊城市、城鎮居民的消費會影響農村地區居民消費支出，這些地區居民的消費對農村居民的消費起到顯著的示范作用。城鄉收入差距越大的地區，農村與城鎮地區的消費差距較大，在攀比心理的作用下，農村居民的消費意愿更為強烈，農村居民消費具有明顯的升級趨勢。農村居民消費支出不限制在基本的生活需求方面，在消費觀念上會產生明顯轉變，其側重于追求更高層次的同類型商品與服務。據此，本文提出假說3：

在消費“示范效應”的影響下，城鄉收入差距的擴大化會使得財政支農支出更有助于提升農村居民的消費品質。

而由于農村居民的消費支出受到城市及周邊地區居民消費行為的影響，城鄉收入差距越大，城市先進、時尚的消費觀念和消費行為對農村居民消費行為的影響越大（孔祥利和周曉峰，2021）［24］。城鄉收入差距越大的地區，往往經濟水平越高，表明該地區具有較高的收入預期、收入水平和較低的失業率，使得當地居民的消費壓力越小，從而具有較高的消費傾向，因此，城鄉收入差距的擴大化反而對交通、教育、醫療保健等享受型消費支出具有正向作用。同時，由于消費者的攀比、追趕心理主要側重于消費結構方面（鐘成林，2015）［25］，因此城鄉收入差距主要會對農村居民的消費結構產生較大的影響。據此，本文提出假說4：

在攀比心理的作用下，城鄉收入差距越大，財政支農支出越有助于優化農村居民的消費結構。

三、實證模型的設定與構建

（一）模型設定

為了檢驗財政支農支出與農村居民消費升級之間的關系，構建了如下模型：

其中：農村居民消費升級包括農村居民消費水平（consume）、農村居民消費結構升級（structure）和農村居民消費品質升級（quality）；財政支農用fisit來表示；Xit表示其他一系列控制變量；μit為隨機擾動項；下標i代表省份，t代表年份。

另外，考慮消費慣性會影響農村居民的當期消費支出，因此，本文采用動態面板估計方法，具體的計量模型如下：

其中，consumei,t-1、structurei,t-1、qualityi,t-1分別表示農村居民消費水平、消費結構升級、消費品質升級的一階滯后項。

此外，為進一步檢驗財政支農是否對農村居民消費升級存在門檻效應，本文利用面板門檻進一步探索財政支農支出在不同情境下與農村居民消費升級之間關系的變化情況。面板門檻設置如下：

其中，I（·）為指示函數，其取值依賴于門檻變量A和δ，為0 和1，其含義為在不同情境下財政支農支出對農村居民消費升級的邊際效應。

（二）變量的選取

1.被解釋變量

本文關注的核心變量是農村居民消費升級，分別從消費水平、結構和品質三方面來衡量。其中，農村居民消費水平（consume）采用農村居民人均消費支出的對數來表示；消費結構升級（structure）由教育文化休閑支出、交通通信支出、醫療保健支出、家庭設備與服務支出和其他商品與服務支出總和占總消費支出的比例來衡量；對于消費品質升級（quality），部分學者以享受型商品支出占總消費支出的比例來表示，但消費結構升級指標中已經間接反映了享受型消費的支出情況，同時，考慮農村居民在衣、食、住、行方面的支出占總消費的比例較高，農村居民在食品支出、衣著支出、住房支出等生存型基礎消費支出的變動可以比較客觀地反映消費品質升級，因此，借鑒張喜艷和劉瑩（2020）［26］的研究，消費品質升級（quality）則以食品支出、衣著支出、住房支出等生存型基礎消費支出的增長率來衡量。具體計算公式為：

2.解釋變量

本文解釋變量為財政支農支出（fis）。財政支農支出是指財政在“三農”方面的支出，包括農林水事務支出、農業生產支出、農業綜合開發支出、農村救濟費、農業基本建設支出和農村科技三項費等（李興文和邢斯達，2015）［22］。從2007 年開始我國財政支農支出統一采用農林水事務支出這一指標來表示，包括在農業、林業、水利、扶貧和農業綜合開發等方面的支出。因此，將財政支農支出采用農林水事務支出占財政總支出的比重來表示。

3.門檻變量

借鑒 BAE（2021）［14］的研究，將城鄉收入差距（Thel）作為門檻變量，通過泰爾指數計算公式測算得出。測算公式為：

其中：j=1，2 分別表示城鎮、農村地區;Pit、Zit代表i地區在t時期的總人口、總收入;Pijt、Zijt代表城鎮或者農村地區的人口、收入。

4.控制變量

本文選取的控制變量包括：①物價水平（lnc?pi），采用農村居民消費價格指數的對數形式來衡量；②城鎮化水平（urban），采用城鎮常住人口與常住總人口的比值來表示，反映城鎮化對農業用地占用、農業勞動力轉移等農業要素的影響；③經濟增長水平（lngdp），采用各地區生產總值與地區常住總人口的比重的對數形式來表示；④人力資本（edu），采用農村居民平均受教育年限來衡量；⑤人口結構（dr），人口結構=（14歲以下兒童+65歲以上老人）/14~65歲人口數。

（三）數據來源及描述性統計

本文以2007—2019 年我國31 個省份（不包括港澳臺地區）的面板數據為樣本，由于從2007年開始財政支農支出統一采用農林水事務支出這一指標來表示，為統一口徑與時間跨度，以2007年為起點。相關數據來自各年《中國財政年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國農業年鑒》以及我國31 個省份的統計年鑒。為減少價格因素對相關變量產生的影響，以2007年為基期，利用各省農村居民消費價格指數對所有變量進行平減。表1 所列為本文所使用變量的描述性統計結果，可以發現，樣本期內農村居民消費水平的最小值為7.557，最大值為9.703，表明各地區農村居民消費水平具有較大的差異；農村居民消費結構升級、品質升級的均值分別為0.373、0.121，均低于50%，表明我國農村居民消費結構、品質升級水平并不高，超過50%的消費仍屬于生存型消費。從財政支農支出情況來看，財政支農支出的均值為0.112，其中，最小值為0.029，最大值為0.203，表明我國財政支農支出在財政支出中所占的比重并不高，且各地區在財政支農方面存在較大的差異。從城鄉收入差距來看，其均值為0.128，其中，最小值為-0.067，最大值為0.274，反映出2007—2019年我國各省份之間城鄉收入差距較大的事實。其中，泰爾指數的最小值為2013 年北京的城鄉收入差距，最大值為2007年貴州的城鄉收入差距。從其余控制變量來看，各地區的城市化水平、經濟增長水平、人力資本、人口結構都具有較大的差異。

表1 變量的描述性統計

四、實證分析

（一）財政支農對農村居民消費升級影響的回歸分析

由于財政支農與農村居民消費升級之間可能互為因果關系，一方面財政支農有助于增加農村居民的收入，從而影響其消費；另一方面，農村居民消費支出提高意味著農民增加對農業生產方面的支出，反過來會對財政支農支出產生一定的影響，因此財政支農支出有可能是內生變量。因此，本文借鑒毛其淋（2011）［8］的研究，將財政支農支出的滯后一期和農村耕地面積作為工具變量，并以工具變量法作為基準回歸，回歸結果見表2所列。分析之前采用多種統計檢驗檢驗工具變量的有效性，Klei?bergen-Paap rk LM 檢驗在1%的水平上顯著，說明內生變量與所選用的工具變量具有較強的相關性；Kleibergen-Paap rk Wald F 統計量比 Stock-Yogo 檢驗10%水平上的臨界值大，拒絕了弱工具變量的假設，表明選取的工具變量是外生的。

回歸結果表明：在使用滯后一期的財政支農支出和農作物耕種面積兩個工具變量克服內生性問題之后，財政支農支出（fis）顯著正向作用于農村居民的消費水平、結構升級和品質升級。表2 第（1）列反映了財政支農支出對農村居民消費水平（consume）的影響，參數估計值為1.890，且在10%的水平上顯著，表明財政支農支出每增加1%時，會使得農村居民消費水平上升1.890個百分點。表2第（3）列結果顯示，財政支農支出對農村居民消費結構升級（structure）的參數估計值為0.422，且通過了5%的顯著性檢驗，表明財政支農支出每增加1%，農村居民消費結構升級上升0.422 個百分點。表2第（5）列反映了財政支農支出對農村居民消費品質升級（quality）的影響，參數估計值為0.911，且在5%的水平上顯著。從系數大小上來看，財政支農支出對農村居民消費升級的影響從大到小依次為消費水平、消費品質、消費結構，表明財政支農支出更有助于提高農村居民的消費水平。

表2 估計結果

從控制變量來看，城市化水平和人力資本與農村居民消費水平和消費結構升級正相關，與消費品質升級負相關。一方面，伴隨著城市化進程的不斷加快，農村居民對教育的重視程度不斷上升，居民對商品和服務多樣性的需求不斷增加，由此引發消費水平的提升和消費結構的改善；另一方面，隨著受教育程度的不斷上升，農村居民變得更加理性，在家庭收入有限的情況下，農村居民更愿意改善其消費水平和消費結構，而不是一味地追求消費品質。消費價格與農村居民消費水平和結構均呈現負相關關系，價格的抬升會使得農村居民的實際收入下降，進而會降低消費水平，并縮減相對高階消費品的消費；而消費價格與農村居民消費品質升級呈正相關，表明即使農村居民的實際收入下降，但隨著經濟的不斷發展，農村居民并不愿意降低自身的消費品質。而人口結構與農村居民消費品質升級呈負相關，表明兒童和老年人所占勞動人口的比重越大，家庭承受的負擔越重，進而會降低消費品質。考慮不同地區農村人均財政支農支出不同，因此用人均財政支農支出指標進行替換，用地區財政支農支出總額除以地區農村總人口來表示。結果顯示，財政支農支出對農村居民消費的影響結果與之前結果基本一致，具有較好的穩健性，但受篇幅所限，并未將穩健性檢驗結果列出。

將消費慣性考慮進來后，用系統廣義矩估計方法對財政支農支出與農村居民消費水平、消費結構和消費品質升級的關系進行研究，回歸結果見表2 所列。由表2 可知，所有的Sargan 檢驗均未通過1%的顯著性水平，表明選取的變量是有效的。估計結果表明，農村居民消費水平和結構升級的一階滯后項系數為正，且通過了1%的顯著性水平，農村居民消費水平和消費結構升級受到消費慣性的影響較大，表明我國農村居民消費水平和消費結構具有較大的慣性特征。而農村居民消費品質升級的一階滯后項對消費品質升級的影響為負，參數估計值為-0.004，表明農村居民難以依靠自身的消費習慣來實現品質升級，反而會制約農村消費的品質升級，這與農村居民較落后的消費觀念有關。

加入農村居民消費水平、結構和品質升級的一階滯后項后，財政支農對農村居民消費的促進作用變小。表2 第（2）列結果表明，財政支農支出依然正向促進農村居民的消費水平，其參數估計值為0.193，而基準回歸結果為1.890，較未加入農村居民消費水平的一階滯后項下降了1.697，表明“棘輪效應”使得財政支農對農村居民消費水平的促進作用變小。表2 第（4）列結果顯示，財政支農支出對農村居民消費結構升級的參數估計值為0.136，而基準回歸結果為0.422，較未加入農村居民消費結構升級的一階滯后項下降了0.286，同樣表明農村居民對消費結構的慣性使得財政支農對農村居民消費結構升級的促進作用變小。表2第（6）列結果表明，財政支農支出對農村居民消費品質升級的參數估計結果為0.005，且并未通過顯著性檢驗，而基準回歸結果為0.911，表明在加入農村居民消費品質升級的一階滯后項后，財政支農支出對農村居民消費水平的作用效果下降了0.906。總之，在考慮消費慣性后，財政支農支出對農村居民消費影響的作用效果均下降了，從下降程度上來看，其下降幅度從大到小依次為消費水平、消費品質、消費結構，表明消費慣性對農村居民消費水平的影響更大，這一結果驗證了前文提到的假說1。

（二）財政支農支出對農村居民消費升級影響的門檻效應分析

在門檻回歸之前，分別選擇單一、雙重和三重門檻假設進行估計，利用自抽樣方法反復抽樣400次對門檻值進行確認，抽樣結果見表3所列。

表3 門檻效應檢驗結果

表3顯示，財政支農支出對農村居民消費水平和消費結構升級的相關關系在10%的水平上存在顯著的門檻效應，且農村居民消費水平的門檻值為0.098，農村居民消費升級的門檻值為0.067，而農村居民消費品質升級下的門檻值并未通過顯著性檢驗，即城鄉收入差距的大小，并不會對財政支農支出與農村居民消費品質升級的關系產生影響，這一結果并沒有驗證前文提到的假說3。可能的原因在于，隨著農村居民對生活質量的追求不斷提升，其更加注重更高層次的消費產品，然而，從整體上來講，農村的消費環境較差，落后的公共基礎設施和高層次商品和服務供給不足的問題制約了農村居民在衣食住行等方面對品質的追求。

本文利用面板門檻模型，進一步分析在城鄉收入差距下財政支農對農村居民消費升級的影響及其差異，回歸結果見表4 所列。結果表明，在城鄉收入差距低于0.098 時，財政支農支出與農村居民消費水平在1%的顯著性水平上正相關，系數為1.992；當城鄉收入差距高于0.098 時，財政支農支出的系數變為0.516，且并未通過顯著性檢驗。說明在以城鄉收入差距為門檻變量的情況下，財政支農與農村居民消費水平之間呈現分段式的非線性關系，當城鄉收入差距跨越門檻值0.098時，財政支農支出對農村居民消費水平的促進作用下降，這一結果可以從邊際消費傾向的視角來解釋，由于邊際消費傾向隨收入具有遞減性，收入差距越大，總消費反而會降低。充分表明，適度的城鄉收入差距有助于提升農村居民的消費積極性，當城鄉收入差距超過0.098 時，財政支農支出反而制約了農村居民消費水平，從而驗證了假說2。

表4 面板門檻參數估計結果

對于農村居民消費結構升級而言，在城鄉收入差距低于0.067 時，財政支農支出與農村居民消費結構升級呈負相關，且未通過顯著性檢驗；當城鄉收入差距高于0.067 時，財政支農支出與農村居民消費結構升級在1%的顯著性水平上正相關，系數為0.308，城鄉收入差距越大，財政支農支出越促進農村居民消費結構升級。可能的原因在于，第一，城鄉收入差距較小的地區往往經濟發展水平較低，這表明較低的收入預期與收入水平，同時較高的失業率使得人力資本面臨著較強的流動性約束，這給農村居民帶來一定的消費壓力，財政支農支出不能有效促進當地居民的消費結構升級；而城鄉收入差距大的地區，往往經濟水平較高，這意味著高的收入預期和收入水平和低的失業率，使得當地農村居民具有較高的消費傾向，從而促進其消費。第二，城鄉居民收入差距越大，農村居民消費逐步向周邊城市、城鎮看齊，這些地區居民的消費對農村居民的消費起到顯著的示范作用。相對于城鎮居民，農村居民的消費意愿更為強烈，農村居民消費具有明顯的升級趨勢，農村居民消費支出不限制于基本的生活需求，逐漸增加對耐用消費品、發展型商品的支出比重，在消費觀念和結構上產生明顯轉變。總之，在城鄉收入差距這一門檻下，財政支農支出與農村居民消費結構升級呈“U”型關系，城鄉收入差距越大，財政支農支出越促進農村居民消費結構升級，從而，假說4得到驗證。

根據統計數據并結合財政支農支出對農村居民消費水平和消費結構升級影響的門檻值，對2019年各省份城鄉收入差距進行分類，結果見表5所列。

表5 2019年收入差距分組變量下各省份地區分布劃分

表5顯示，農村居民消費結構升級相較于消費水平而言，城鄉收入差距的條件更為嚴格，其中，北京、天津、上海和浙江4 個較為發達的省市城鄉收入差距同時滿足農村居民消費水平和消費結構升級的門檻值。根據上文門檻回歸結果，財政支農支出與農村居民消費水平呈分段式非線性關系，且影響為正；而財政支農支出與農村居民消費結構升級呈“U”型非線性關系。通過分析可以發現，對于北京、天津、上海、浙江四省市，增加財政支農支出，有助于提高當地農村居民的消費水平，但卻不利于改善當地農村居民的消費結構升級；而在除北京、天津、上海、浙江以外的省份，增加財政支農支出，均有助于提高并改善當地農村居民的消費水平和消費結構升級。

五、研究結論與啟示

本文分別從消費水平、消費結構和消費品質三個層面分析了財政支農支出與農村居民消費升級的關系，得出以下結論：①財政支農支出對農村居民的消費水平、消費品質、消費結構均具有促進作用，且更有利于農村居民消費水平的提升。②在考慮消費慣性后，財政支農支出對農村居民消費的正向作用效果均下降了，從下降程度上來看，其下降幅度從大到小依次為消費水平、消費品質、消費結構，表明消費慣性對農村居民消費水平的影響更大。③城鄉收入差距的大小，并不會對財政支農支出與農村居民消費品質升級的關系產生影響，但是對農村居民消費水平、結構升級的影響存在門檻效應。財政支農支出與農村居民消費水平呈分段式非線性關系；而財政支農支出與農村居民消費結構升級呈“U”型非線性關系。④財政支農支出對不同省份農村居民的消費水平和結構升級的影響是有差異的。

基于以上結論，本文得到以下幾點啟示：

第一，增加財政支農支出，激發農村居民的消費潛力。增加財政支農支出對于提高農村居民消費水平、優化消費結構、提升消費品質發揮著重要作用。因此，政府應增加“三農”支持力度，通過對支農資金進行科學合理的配置，發揮財政支農對農村居民消費在水平、結構、品質等方面的積極作用，進一步激發農村居民的消費潛力，更好地實現鄉村振興。

第二，引導農村居民改變消費觀念，促進消費升級。消費慣性使得財政支農支出對農村居民消費升級的作用效果減弱，且通過實證結果可以發現，制約農村居民消費結構升級的一大原因就是消費慣性。因此，首先需要鼓勵農村居民消費，通過加大對享受型消費的宣傳力度，使得農村居民逐漸改變以往的消費觀念，更加注重消費層次的上升，注重多元化的消費。其次，通過不斷優化農村消費環境，拓寬農村居民的消費渠道，幫助其樹立新的消費觀念，不斷提升農村居民的消費品質升級。

第三，改善農村消費環境，使農村居民的消費潛力得到充分釋放。從描述性統計結果可以發現，我國農村居民在消費結構、品質方面的升級程度較低，超過50%的消費仍屬于生存型消費，而影響農村居民消費升級的重要原因就是農村的消費環境較差。因此，需要營造規范化的農村消費環境，使農村居民的消費滿意度不斷提高，從而使農村居民更愿意釋放自己的消費潛力，進而促進農村居民消費升級。

第四，重視城鄉收入差異問題，因地制宜制定相關財政支農政策。根據實證分析結果可知，對于北京、天津、上海、浙江這類城鄉收入差距較小的省份而言，增加財政支農支出，有助于提高當地農村居民的消費水平，但卻不利于改善當地農村居民的消費結構升級；而在城鄉收入差距較大的省份，尤其是中西部省份，增加財政支農支出，均有助于提高并改善當地農村居民的消費水平和消費結構升級。因此，政府應重視城鄉收入差距問題，在綜合全局框架下，因地制宜地制定并實施支農措施，既要保證經濟發達地區農村居民消費水平持續提升，也要著重加大對經濟發展較為落后地區的政策傾斜，借助政策優勢彌補城鄉收入差距較大的劣勢，以加快中西部地區農村居民消費升級，進一步縮小省際之間農村居民消費升級的差距。