農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提振居民消費(fèi)：影響效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制

王 冬 柴國(guó)俊

[提要]推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和提振農(nóng)村居民消費(fèi)是中國(guó)全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的兩大重要任務(wù)，那么，二者之間是否存在內(nèi)在聯(lián)系？為了回答這一問(wèn)題，本文從四個(gè)方面分析了改革影響農(nóng)民消費(fèi)的機(jī)制，通過(guò)構(gòu)建農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革評(píng)價(jià)體系，運(yùn)用2009-2018年份省數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)論顯示，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革促進(jìn)了農(nóng)民消費(fèi)水平提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，但該提升效應(yīng)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(fèi)的效應(yīng)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(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升的效應(yīng)較強(qiáng)，依靠農(nóng)業(yè)資金保障能力指數(shù)影響農(nóng)民消費(fèi)水平效應(yīng)較弱。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革主要通過(guò)提高農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平增長(zhǎng)，而通過(guò)降低不確定性、改善消費(fèi)環(huán)境渠道提升農(nóng)民消費(fèi)的效應(yīng)較弱。最后，以提振農(nóng)民消費(fèi)的視角，為更好地推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提供新的思路。

引言

2021年中央一號(hào)文件明確提出，要“全面促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)，暢通城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)循環(huán)”。當(dāng)前，農(nóng)村居民人口較多，占全國(guó)居民的40%左右，農(nóng)村市場(chǎng)是較為廣闊的消費(fèi)市場(chǎng)。而受制于收入水平不高、收入較缺乏穩(wěn)定性、消費(fèi)環(huán)境較差、消費(fèi)環(huán)節(jié)繁多等因素的影響，我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平明顯不足，消費(fèi)亟待升級(jí)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，在2010-2019年間，農(nóng)村居民人均實(shí)際消費(fèi)水平約為7465.9元(2010年=100)，僅相當(dāng)于城鎮(zhèn)居民人均實(shí)際消費(fèi)水平的40.7%，從消費(fèi)結(jié)構(gòu)來(lái)看，十年間農(nóng)民發(fā)展與享受消費(fèi)占總消費(fèi)比重僅占38.9%，比城鎮(zhèn)居民低3個(gè)百分點(diǎn)左右，可見(jiàn)，農(nóng)民消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍然有較大的上升(升級(jí))空間。對(duì)于人口眾多的農(nóng)村而言，若能繼續(xù)深挖農(nóng)村消費(fèi)大市場(chǎng)，激活農(nóng)民消費(fèi)潛力、實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平較快提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)持續(xù)升級(jí)，對(duì)于擴(kuò)大中國(guó)消費(fèi)需求、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有至關(guān)重要的意義。

經(jīng)典消費(fèi)理論認(rèn)為，收入是影響消費(fèi)的最主要因素。自2016年，中國(guó)全面推進(jìn)了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，其主旨在于通過(guò)逐漸優(yōu)化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)體系，提升土地和勞動(dòng)生產(chǎn)率，不斷提高農(nóng)業(yè)綜合效益和農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入較快、穩(wěn)定的增長(zhǎng)。當(dāng)實(shí)現(xiàn)收入增長(zhǎng)的目標(biāo)時(shí)，改革也因此提振了農(nóng)民消費(fèi)，因此，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革能夠促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)這一觀點(diǎn)在邏輯上是合理的。相關(guān)數(shù)據(jù)也表明，改革進(jìn)程與農(nóng)民消費(fèi)存在著較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系：圖1分別給出了2009-2018年農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革指數(shù)與對(duì)數(shù)農(nóng)村居民人均實(shí)際消費(fèi)、農(nóng)民發(fā)展與享受型消費(fèi)占比的變動(dòng)情況，①由圖可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革指數(shù)表現(xiàn)為漸進(jìn)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(shí)際消費(fèi)的對(duì)數(shù)在2009年約為8.1，2018年增長(zhǎng)至9.0，農(nóng)民發(fā)展與享受型消費(fèi)占總消費(fèi)比重則由2009年的31.9%上升到2018年的41.7%，因此，從總體上來(lái)看，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革進(jìn)程的推進(jìn)與農(nóng)村居民消費(fèi)水平上升、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)并存，且這種關(guān)系在2015年及以后的年份表現(xiàn)得尤為明顯，幾乎為嚴(yán)格的正相關(guān)關(guān)系。

圖1 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革指數(shù)與農(nóng)村居民消費(fèi)(2008=100)

本文將探討農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平的提升、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的機(jī)制，對(duì)此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并進(jìn)一步分析和檢驗(yàn)改革影響農(nóng)民消費(fèi)的中介效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)綜述

2016年，中央一號(hào)文件明確提出了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重大舉措，隨著時(shí)間的推移，改革對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的影響逐漸凸顯，越來(lái)越多的學(xué)者亦因此將研究的著力點(diǎn)放在對(duì)改革所產(chǎn)生的影響效應(yīng)上。郭天寶等(2017)[1]基于農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景，理論分析農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)農(nóng)民收入的影響機(jī)制，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)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(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；郭濤等(2018)[2]測(cè)度了現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展水平，經(jīng)實(shí)證檢驗(yàn)后認(rèn)為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系發(fā)展水平對(duì)農(nóng)村居民可支配收入有著正向的影響，分項(xiàng)指數(shù)中除了社會(huì)化服務(wù)指數(shù)對(duì)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(chǎng)化指數(shù))均能增加農(nóng)民收入。張偉等(2018)[3]認(rèn)為，現(xiàn)有的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)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(yīng)創(chuàng)新農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，開(kāi)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(xiǎn)供給力度，以增強(qiáng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體抵御農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的能力。

農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是關(guān)于主體、產(chǎn)品、資金、技術(shù)、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(biāo)之一在于促進(jìn)農(nóng)民收入增加，而收入需要最終轉(zhuǎn)化為消費(fèi)才能使家庭獲益，因?yàn)橄M(fèi)是居民獲得效用和改善福利的源泉(Hasset&Mathur)。基于此邏輯，測(cè)度農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響效應(yīng)是有必要的：消費(fèi)增長(zhǎng)所代表的家庭獲益度大小亦是衡量農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革成果的標(biāo)尺之一。而目前關(guān)于這方面的研究相對(duì)較少，且大多是從農(nóng)業(yè)供給側(cè)的單個(gè)維度出發(fā)探討其對(duì)消費(fèi)的影響，例如，周曉時(shí)等(2017)[5]分析了農(nóng)業(yè)機(jī)械化對(duì)農(nóng)村居民食物消費(fèi)的影響，認(rèn)為農(nóng)業(yè)機(jī)械化通過(guò)降低農(nóng)民繁重的體力勞動(dòng)實(shí)現(xiàn)了對(duì)糧食消費(fèi)的節(jié)約，同時(shí)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化也加快了農(nóng)民對(duì)食物結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度；楊琦(2018)[6]通過(guò)實(shí)證分析，認(rèn)為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施投資存量對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響的擠出效應(yīng)大于擠入效應(yīng)；齊紅倩等(2018)[7]分析了農(nóng)村金融發(fā)展對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響的時(shí)變效應(yīng)，認(rèn)為在短期內(nèi)農(nóng)村貸款對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的刺激作用最強(qiáng)，長(zhǎng)期內(nèi)農(nóng)村保險(xiǎn)和農(nóng)村貸款共同促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升。

由于是針對(duì)多個(gè)要素進(jìn)行的改革，是多維度、全方位的改革，若僅以農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的單一組成要素考察其對(duì)消費(fèi)的影響，將難以描述改革作為一個(gè)綜合體影響居民消費(fèi)的效應(yīng)。因此，本文擬從以下幾個(gè)方面對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行拓展：一是在理論上分析農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)村居民消費(fèi)的機(jī)制，提出假說(shuō)。二是選取適當(dāng)?shù)闹笜?biāo)，以熵值法量化農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革發(fā)展水平，評(píng)估改革實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)的大小，檢驗(yàn)改革及各組成成分提振消費(fèi)的區(qū)域異質(zhì)性。三是考察農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)村居民消費(fèi)的中介效應(yīng)及其大小，分析改革影響農(nóng)民消費(fèi)的主要途徑，完成對(duì)假說(shuō)的檢驗(yàn)。四是在所得結(jié)論的基礎(chǔ)上，從提振農(nóng)民消費(fèi)的視角，為更好地推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提供新的思路。

本文的安排如下：首先是引言和文獻(xiàn)綜述，第二部分在理論上分析農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平提升、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的機(jī)制，提出若干假說(shuō)。第三部分構(gòu)建農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革發(fā)展水平評(píng)價(jià)體系，并建立改革影響農(nóng)民消費(fèi)的計(jì)量模型。第四部分實(shí)證分析農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提振農(nóng)民消費(fèi)的效應(yīng)，考察改革及其各組成成分促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)增長(zhǎng)的地區(qū)差異性，進(jìn)一步通過(guò)中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)改革影響農(nóng)村居民消費(fèi)的經(jīng)營(yíng)性收入渠道、不確定性渠道、城鄉(xiāng)收入差距渠道、消費(fèi)環(huán)境渠道的顯著性及其大小，評(píng)估改革影響農(nóng)民消費(fèi)的主要效應(yīng)。第五部分是結(jié)論和政策建議。

二、農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提振消費(fèi)的理論假說(shuō)

根據(jù)中央“一號(hào)文件”的精神，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，是“從生產(chǎn)端、供給側(cè)入手”，不斷優(yōu)化農(nóng)業(yè)的“要素、產(chǎn)品、技術(shù)、…主體等方面的結(jié)構(gòu)”的改革，是逐步合理化農(nóng)業(yè)資源配置、完善農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的頂層設(shè)計(jì)，提升農(nóng)業(yè)發(fā)展的質(zhì)量和效益、增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)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(xué)者的研究成果，我們認(rèn)為農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(qiáng)、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(qiáng)的過(guò)程。

作為全面、系統(tǒng)、綜合化的改革過(guò)程，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革通過(guò)不斷優(yōu)化其組成成分、從多渠道實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，圖2描述了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的目標(biāo)、組成成分及影響農(nóng)村居民消費(fèi)的機(jī)制，結(jié)合該圖，本文認(rèn)為，改革可以從以下幾個(gè)渠道影響農(nóng)民消費(fèi)：

圖2 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)村居民消費(fèi)的機(jī)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革一方面通過(guò)優(yōu)化要素配置效率、培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體、發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)、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(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益提高；另一方面，改革通過(guò)完善農(nóng)田水利建設(shè)、自然災(zāi)害預(yù)警機(jī)制、倉(cāng)儲(chǔ)物流設(shè)施、農(nóng)業(yè)融資體系、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)制度等基礎(chǔ)設(shè)施配套降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和交易成本，最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)利潤(rùn)和農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入提升。改革是提升農(nóng)村居民可支配收入的過(guò)程，也是降低城鄉(xiāng)收入差距的過(guò)程，這都是促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重要?jiǎng)恿Α?/p>

(2)不確定性渠道。農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革通過(guò)創(chuàng)新財(cái)政支農(nóng)機(jī)制、推動(dòng)農(nóng)村金融創(chuàng)新、延長(zhǎng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)值鏈、構(gòu)建更完善的物流體系、提升農(nóng)業(yè)氣象災(zāi)害監(jiān)測(cè)水平、推進(jìn)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(wù)業(yè)，降低農(nóng)業(yè)在生產(chǎn)、銷售過(guò)程中面臨的不確定性，提升農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入的穩(wěn)定性，從而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平提高和消費(fèi)升級(jí)。

(3)消費(fèi)環(huán)境渠道。作為影響農(nóng)村居民消費(fèi)的外部因素，消費(fèi)環(huán)境的改善既包括養(yǎng)老、醫(yī)療、就業(yè)等社會(huì)保障制度的健全，也包括交通、通訊、電力等基礎(chǔ)設(shè)施配套的完善。良好的消費(fèi)環(huán)境可以緩解消費(fèi)約束，提升農(nóng)村居民的消費(fèi)質(zhì)量(耿曄強(qiáng)；2012)[8]。以硬件基礎(chǔ)設(shè)施為例，若農(nóng)村電網(wǎng)、道路和農(nóng)民用水設(shè)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(duì)完備，良好的硬件配套將作為新消費(fèi)熱點(diǎn)的催化劑，促進(jìn)計(jì)算機(jī)、有線電視、小汽車、文化娛樂(lè)服務(wù)等消費(fèi)需求增加，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的過(guò)程，也是通過(guò)加大對(duì)農(nóng)村軟件、硬件基礎(chǔ)設(shè)施的投資，完善農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境的過(guò)程，消費(fèi)環(huán)境的完善促進(jìn)了城鎮(zhèn)優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品有效對(duì)接農(nóng)村居民消費(fèi)，有利于擺脫農(nóng)民消費(fèi)的“瓶頸”，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。[9][10]

因此，根據(jù)上述分析，本文提出假說(shuō)1。

H1：農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革能顯著提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

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(chǔ)設(shè)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(cè)結(jié)構(gòu)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(xiàn)已證實(shí)，西部地區(qū)的改革進(jìn)程明顯慢于中部和東部。農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革發(fā)展水平推進(jìn)速度的區(qū)域差異性將可能最終導(dǎo)致改革提升農(nóng)民消費(fèi)水平的效應(yīng)也存在區(qū)域異質(zhì)性，這種異質(zhì)性應(yīng)表現(xiàn)為各地區(qū)通過(guò)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提升消費(fèi)所依托的比較優(yōu)勢(shì)有所差異。因此，本文提出假說(shuō)2。

H2：區(qū)域間通過(guò)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提振農(nóng)民消費(fèi)所依托的比較優(yōu)勢(shì)有所不同。

就農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)民消費(fèi)的“媒介”而言，一方面，由于改革的主要目標(biāo)在于“促進(jìn)農(nóng)民增收”，因此改革的進(jìn)程也將是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民可支配收入較快增長(zhǎng)、城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小的過(guò)程，持續(xù)增長(zhǎng)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(fèi)水平的提升；另一方面，從目前的改革進(jìn)程來(lái)看，農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)體系、自然災(zāi)害監(jiān)測(cè)體系、物流運(yùn)輸體系、市場(chǎng)價(jià)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(chǔ)設(shè)施不健全帶來(lái)的不確定性，因此，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革通過(guò)不確定性渠道提升農(nóng)民消費(fèi)的效應(yīng)可能相對(duì)較小；此外，對(duì)于消費(fèi)環(huán)境而言，目前我國(guó)農(nóng)村居民受教育水平普遍偏低，醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)保障制度有待進(jìn)一步健全，交通、電力和電信網(wǎng)絡(luò)等農(nóng)村生活性基礎(chǔ)設(shè)施尚不健全，這些影響消費(fèi)的外部因素普遍不完善，并將可能導(dǎo)致消費(fèi)環(huán)境帶來(lái)的中介效應(yīng)相對(duì)較弱。因此，本文提出假說(shuō)3。

H3：經(jīng)營(yíng)性收入、不確定性、城鄉(xiāng)收入差距、消費(fèi)環(huán)境在農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提升農(nóng)民消費(fèi)的過(guò)程中具有中介效應(yīng)，其中，經(jīng)營(yíng)性收入和城鄉(xiāng)收入差距的中介效應(yīng)較強(qiáng)，不確定性和消費(fèi)環(huán)境的中介效應(yīng)較弱。

三、指標(biāo)構(gòu)建、變量選取及模型設(shè)定

(一)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建

本文首先建立合適的指標(biāo)體系量化農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的發(fā)展水平，根據(jù)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革內(nèi)涵，結(jié)合指標(biāo)構(gòu)建的全面性、科學(xué)性、統(tǒng)計(jì)可行性、數(shù)據(jù)可獲得性等原則，以30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市(由于西藏相關(guān)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革綜合評(píng)價(jià)體系：以改革評(píng)價(jià)體系作為目標(biāo)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(zhǔn)則層，下設(shè)22個(gè)指標(biāo)反映該6個(gè)準(zhǔn)則層的發(fā)展情況，指標(biāo)層所選取的指標(biāo)如表1所示；在改革評(píng)價(jià)體系所用核算方法的選擇上，為了更加客觀、準(zhǔn)確地評(píng)價(jià)指標(biāo)差異性，避免主觀因素的干擾，本文采用了改進(jìn)熵權(quán)法作為農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革發(fā)展水平的評(píng)價(jià)方法，具體步驟如下：第一，對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以消除各指標(biāo)的量綱和量級(jí)差異。并將標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)平移2個(gè)單位，消除部分?jǐn)?shù)據(jù)零值的影響，以進(jìn)行接下來(lái)的計(jì)算。第二，采用熵值法確定農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革發(fā)展水平評(píng)價(jià)體系中各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重。第三，通過(guò)多目標(biāo)線性加權(quán)函數(shù)法對(duì)各個(gè)指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)計(jì)算，得到農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革發(fā)展綜合指數(shù)及各個(gè)準(zhǔn)則層的指數(shù)。

表1具體列出了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革評(píng)價(jià)體系中準(zhǔn)則層、指標(biāo)層、指標(biāo)核算方法及經(jīng)熵權(quán)法計(jì)算所得各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重，表2列出了經(jīng)計(jì)算整理得到的各個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革綜合指數(shù)。改革評(píng)價(jià)體系所用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)糧食年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、綠色食品網(wǎng)等。

表1 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革指標(biāo)評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建

表2 2009-2018年各省份農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革綜合指數(shù)

(二)變量選取和說(shuō)明

在量化核心解釋變量后，接下來(lái)對(duì)模型涉及的相關(guān)變量選取進(jìn)行說(shuō)明，變量整理、計(jì)算所用數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)等。

1.被解釋變量。本文將農(nóng)村居民人均消費(fèi)作為被解釋變量。根據(jù)前文分析，還將進(jìn)一步考察農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響，因此將被解釋變量再具體細(xì)分為農(nóng)村居民人均生存型消費(fèi)支出、農(nóng)村居民人均發(fā)展與享受型消費(fèi)、農(nóng)民生存型消費(fèi)占總消費(fèi)支出比重、農(nóng)民發(fā)展與享受型消費(fèi)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(fèi)，將生活用品及服務(wù)、交通通信、教育文化娛樂(lè)、醫(yī)療保健及其他支出歸納為發(fā)展與享受型消費(fèi)。為剔除價(jià)格變動(dòng)的影響，使用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(2008=100)將被解釋變量進(jìn)行平減，并取對(duì)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(fèi)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革發(fā)展指數(shù)，具體還將該指數(shù)細(xì)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(shí)，考慮到農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與農(nóng)民消費(fèi)可能存在雙向因果關(guān)系：一方面，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革通過(guò)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(fèi)環(huán)境等渠道實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)；另一方面，農(nóng)村居民消費(fèi)水平提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)意味著消費(fèi)者也將對(duì)農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)、種類、結(jié)構(gòu)有更高的要求，以此使農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革不斷推進(jìn)，以適應(yīng)對(duì)需求結(jié)構(gòu)的調(diào)整。因此，為避免可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)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(jì)如表3所示：

表3 模型中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)前文所進(jìn)行的理論分析，為考查農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革及各個(gè)組成要素對(duì)農(nóng)民消費(fèi)水平提升的效應(yīng)，建立模型(1)，同時(shí)，為考察改革影響農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的效應(yīng)，建立模型(2)：

(1)

(2)

此外，根據(jù)機(jī)制分析，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革可能會(huì)通過(guò)可支配收入效應(yīng)、不確定性效應(yīng)、城鄉(xiāng)收入差距效應(yīng)、消費(fèi)環(huán)境應(yīng)影響農(nóng)村居民消費(fèi)，為了識(shí)別這一系列中介效應(yīng)是否存在，參照Barron & Kenny[13]、溫忠麟等[14]學(xué)者檢驗(yàn)中介效應(yīng)的方法，利用依次檢驗(yàn)法對(duì)以下遞歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)：

(3)

(4)

(5)

四、農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)民消費(fèi)的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)改革對(duì)農(nóng)民消費(fèi)水平提升、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)檢驗(yàn)

首先對(duì)假說(shuō)1進(jìn)行檢驗(yàn)，即考察農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革能否實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。在對(duì)模型(1)和(2)進(jìn)行回歸時(shí)，考慮到兩個(gè)模型中解釋變量均包含了被解釋變量的滯后一階項(xiàng)，因此作為動(dòng)態(tài)面板模型，本文將采用系統(tǒng)GMM兩步法進(jìn)行估計(jì)，這樣一方面可以盡量減少遺漏變量偏差問(wèn)題，另一方面還可以有效地解決模型中潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。農(nóng)業(yè)供給側(cè)及各組成成分影響農(nóng)民消費(fèi)水平的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4：

表4 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提升農(nóng)民消費(fèi)水平的效應(yīng)

根據(jù)表4的估計(jì)結(jié)果，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革能顯著提升農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，其系數(shù)大小為0.25，即說(shuō)明在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革指數(shù)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居際消費(fèi)水平將提高0.25個(gè)百分點(diǎn)。

從表4中(2)-(7)的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，改革各個(gè)組成要素均能顯著提高農(nóng)民消費(fèi)水平，但提升效應(yīng)大小存在差異：制度保障能力指數(shù)影響消費(fèi)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(shuō)明就全國(guó)范圍而言，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革主要通過(guò)農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力的提升和農(nóng)業(yè)相關(guān)支持制度實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)增長(zhǎng)；而改革的其他組成要素影響消費(fèi)的效應(yīng)則相對(duì)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(lái)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(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)增長(zhǎng)的效應(yīng)有待提升。

在其他控制變量中，可支配收入對(duì)農(nóng)民消費(fèi)增長(zhǎng)有正向促進(jìn)作用；城鄉(xiāng)一體化在模型(1)、(3)中對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明在二元結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)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(fèi)水平的提升；農(nóng)業(yè)重要程度的消費(fèi)系數(shù)值為正，意味著說(shuō)明農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位越高，農(nóng)民收入增加、消費(fèi)增長(zhǎng)也相對(duì)較快；農(nóng)村老人撫養(yǎng)比影響消費(fèi)的系數(shù)值顯著為正，說(shuō)明農(nóng)村老年人占比越高，醫(yī)療、養(yǎng)老等相關(guān)支出越高，而幼兒撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響并不顯著。

為進(jìn)一步考察農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對(duì)農(nóng)民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，基于模型(2)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，所得結(jié)果如表5所示。

表5 改革的消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)

從表(5)中可以看出，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)村居民生存型消費(fèi)、發(fā)展與享受型消費(fèi)增長(zhǎng)的系數(shù)值大小分別為0.096、0.194，說(shuō)明隨著農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的不斷推進(jìn)，農(nóng)民生存型消費(fèi)、發(fā)展與享受型消費(fèi)均在增長(zhǎng)，但前者增長(zhǎng)速度慢于后者；而改革影響農(nóng)村居民生存型消費(fèi)占比的系數(shù)值為-0.078，影響發(fā)展與享受型消費(fèi)占比的系數(shù)值0.060，說(shuō)明改革指數(shù)每增長(zhǎng)10個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民生存型消費(fèi)占比將下降0.78個(gè)百分點(diǎn)，發(fā)展與消費(fèi)型消費(fèi)將上漲0.6個(gè)百分點(diǎn)，這意味著農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的推進(jìn)，帶來(lái)了農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的逐漸升級(jí)。

因此，通過(guò)以上分析，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革顯著實(shí)現(xiàn)了農(nóng)村居民消費(fèi)水平提高和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，假說(shuō)1得以驗(yàn)證。

(二)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提振消費(fèi)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

考慮到農(nóng)業(yè)供給側(cè)及各要素促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的效應(yīng)可能存在地域差異性，接下來(lái)再次根據(jù)模型(1)進(jìn)一步對(duì)東部、中部、西部地區(qū)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表6所示：

表6 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提升消費(fèi)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革均可顯著提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平；其中，中部地區(qū)改革提升農(nóng)民消費(fèi)的效應(yīng)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(cè)各個(gè)組成成分提升農(nóng)民消費(fèi)的效應(yīng)來(lái)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(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)提升的效果較好(各指數(shù)影響消費(fèi)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(fèi)的效應(yīng)并不明顯。由此看來(lái)，東部地區(qū)較快的科技進(jìn)步推動(dòng)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(duì)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(biāo)準(zhǔn)的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)，[15]而四通八達(dá)的交通網(wǎng)絡(luò)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革較快發(fā)展、實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收和降低城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)增長(zhǎng)的有利因素；中部地區(qū)通過(guò)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(fèi)水平的效應(yīng)較強(qiáng)，各指數(shù)影響消費(fèi)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(fèi)，可見(jiàn)，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(shì)更有利于實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?jīng)營(yíng)、提升農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)。同時(shí)，由于中部地區(qū)種植規(guī)模、種植結(jié)構(gòu)、農(nóng)機(jī)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(yàn)、產(chǎn)品銷售信息等更加頻繁，較強(qiáng)的信息共享能力將有助于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中的信息不對(duì)稱現(xiàn)象。此外，產(chǎn)糧大省多數(shù)位于中部，在保證國(guó)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(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)、進(jìn)而實(shí)現(xiàn)中部地區(qū)農(nóng)民消費(fèi)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(fèi)，這兩個(gè)要素影響消費(fèi)的效應(yīng)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(fèi)水平。

結(jié)合上述分析，由于自然資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等原因，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革及其各組成成分提振農(nóng)民消費(fèi)的效應(yīng)存在顯著的區(qū)域差異，這種差異導(dǎo)致區(qū)域間通過(guò)改革提升農(nóng)民消費(fèi)所依托的比較優(yōu)勢(shì)也有所不同，假說(shuō)2成立。

然而，改革的各組成成分促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升效應(yīng)也存在共性，結(jié)合表4和表6可以發(fā)現(xiàn)，即無(wú)論是從全國(guó)范圍來(lái)看，還是具體將區(qū)域細(xì)分為東、中、西部，農(nóng)業(yè)主體生產(chǎn)能力指數(shù)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平提升的效應(yīng)均較強(qiáng)，因此，在農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革過(guò)程中若能不斷提升勞動(dòng)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(chǎng)、龍頭企業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，推動(dòng)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、機(jī)械化經(jīng)營(yíng)，則改革將以較高幅度提升農(nóng)民的消費(fèi)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(fèi)水平效應(yīng)均較弱，其原因可能在于，涉農(nóng)資金保障供給結(jié)構(gòu)性不足，或資金保障水平不高，或資金渠道不暢通，導(dǎo)致改革通過(guò)中介效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)效應(yīng)較小。以農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)為例，2017年中國(guó)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(dá)國(guó)家的農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)覆蓋率較為接近，而就保險(xiǎn)高質(zhì)量發(fā)展而言，我國(guó)還有較長(zhǎng)的路要走。截至2018年，中國(guó)農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)滲透率約為0.5%，而在2014年全球平均水平已達(dá)到1.2%，同年美國(guó)更是高達(dá)5.6%，[16]較低的保險(xiǎn)水平對(duì)于降低農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的不確定性風(fēng)險(xiǎn)、合理化農(nóng)產(chǎn)品供給側(cè)價(jià)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(guò)降低不確定性、促進(jìn)經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)來(lái)實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平的提高。

(三)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步判斷農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)增長(zhǎng)的中介效應(yīng)及其強(qiáng)弱，根據(jù)模型(3)-(5)進(jìn)行回歸，所得結(jié)果如表7所示，在表7的基礎(chǔ)上，經(jīng)計(jì)算出各中介變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)體現(xiàn)在表8中。

表7 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表8 中介效應(yīng)值

通過(guò)表7中對(duì)農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入、城鄉(xiāng)收入差距、不確定性、消費(fèi)環(huán)境四個(gè)變量采取依次檢驗(yàn)法可以發(fā)現(xiàn)，在控制了相關(guān)變量和地區(qū)固定效應(yīng)后，得到農(nóng)業(yè)供給側(cè)影響農(nóng)村居民消費(fèi)系數(shù)為0.374，且在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，接下來(lái)，對(duì)于表7(3)、(5)、(7)、(9)的估計(jì)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(fèi)的估計(jì)系數(shù)值均顯著為正，各個(gè)中間變量對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響系數(shù)亦統(tǒng)計(jì)顯著。最后，通過(guò)表7的(2)、(4)、(6)、(8)回歸得到改革影響各個(gè)中介變量的系數(shù)均顯著，且對(duì)農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入、消費(fèi)環(huán)境有著正向影響，估計(jì)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(jì)值為負(fù)，分別為-0.072和-0.027。所以農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入、城鄉(xiāng)收入差距、不確定性、消費(fèi)環(huán)境是農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)民消費(fèi)水平的中介變量。采用依次檢驗(yàn)法已證實(shí)了中介效應(yīng)的存在。其他常用的檢驗(yàn)方法包括Sobel檢驗(yàn)法和Bootstrap檢驗(yàn)法，由于依次檢驗(yàn)法的結(jié)果強(qiáng)于該兩種方法(溫忠麟等，2014)[17]，因此，本文無(wú)需再繼續(xù)采用這兩種方法進(jìn)行再驗(yàn)證。

結(jié)合表8整理計(jì)算出的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革顯著提高了農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入，經(jīng)營(yíng)性收入顯著提高了農(nóng)村居民消費(fèi)水平，即改革通過(guò)增加經(jīng)營(yíng)性收入提高了農(nóng)民消費(fèi)水平；農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(fèi)水平的提升，即改革通過(guò)降低城鄉(xiāng)收入差距增加農(nóng)民消費(fèi)；農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)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(fèi)，即改革通過(guò)降低不確定性提高農(nóng)民的消費(fèi)水平；農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有效改善了消費(fèi)環(huán)境，消費(fèi)環(huán)境的改善有利于提升農(nóng)民消費(fèi)水平，即改革通過(guò)改善消費(fèi)環(huán)境實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平的提升。

此外，通過(guò)表8可以看出，城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入、不確定性、消費(fèi)環(huán)境的中介程度依次減弱，城鄉(xiāng)收入差距和經(jīng)營(yíng)性收入的中介程度較強(qiáng)，分別為73.7%和69.3%，不確定性和消費(fèi)環(huán)境的中介程度較弱，分別為7.83%和5.91%。假說(shuō)3得以驗(yàn)證。

五、主要結(jié)論和政策建議

(一)主要結(jié)論

本文基于農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)村居民消費(fèi)的機(jī)制，構(gòu)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，接著利用2009-2018年中國(guó)30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市的相關(guān)數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)民消費(fèi)水平提升、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的效應(yīng)，并進(jìn)一步考察改革提升農(nóng)村居民消費(fèi)的中介效應(yīng)，最終得出以下主要結(jié)論：

1.農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革顯著促進(jìn)了農(nóng)村居民的消費(fèi)水平提升和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革指數(shù)每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居際消費(fèi)水平將提高0.25個(gè)百分點(diǎn)；就消費(fèi)結(jié)構(gòu)而言，改革指數(shù)每增長(zhǎng)10個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民生存型消費(fèi)占比將下降0.78個(gè)百分點(diǎn)，發(fā)展與消費(fèi)型消費(fèi)將上漲0.6個(gè)百分點(diǎn)。

2.改革影響農(nóng)民消費(fèi)的效應(yīng)存在顯著的地區(qū)差異性，中部地區(qū)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提升農(nóng)民消費(fèi)的效應(yīng)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革各組成成分促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)提升的效應(yīng)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(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)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(fèi)水平的效應(yīng)較強(qiáng)，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(fèi)。

3.農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革各組成成分實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升的效應(yīng)也存在共性，即無(wú)論是從全國(guó)范圍來(lái)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(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平提升的效應(yīng)均較強(qiáng)，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(fèi)水平效應(yīng)均較弱。

4.城鄉(xiāng)收入差距、農(nóng)民經(jīng)營(yíng)性收入、不確定性、消費(fèi)環(huán)境是農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)民消費(fèi)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(yíng)性收入的中介程度較強(qiáng)，分別為73.7%和69.3%，不確定性和消費(fèi)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(hào)文件指出“構(gòu)建新發(fā)展格局，迫切需要擴(kuò)大農(nóng)村需求，暢通城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)循環(huán)”，同時(shí)還要“穩(wěn)住農(nóng)業(yè)基本盤(pán)”，“深入推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”。本文厘清了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革影響農(nóng)民消費(fèi)的邏輯思路，結(jié)合前文實(shí)證檢驗(yàn)得出的結(jié)論，擬從實(shí)現(xiàn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升、消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和暢通城鄉(xiāng)消費(fèi)雙循環(huán)的視角提出農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策調(diào)整的重點(diǎn)，概括來(lái)說(shuō)為“補(bǔ)短板、強(qiáng)優(yōu)勢(shì)、提動(dòng)力”。

1.“補(bǔ)短板”，即要補(bǔ)齊農(nóng)民消費(fèi)水平提升效應(yīng)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(qiáng)中介效應(yīng)較弱的不確定性渠道和消費(fèi)環(huán)境渠道，具體建議為如下幾點(diǎn)：

(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?jiǎng)?chuàng)新農(nóng)村金融體制改革，改善農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)者融資困難的問(wèn)題，應(yīng)大力開(kāi)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(wù)，開(kāi)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(qiáng)對(duì)涉農(nóng)融資的中長(zhǎng)期信貸支持。

(2)完善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中面臨的不確定性。應(yīng)不斷完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，包括農(nóng)田水利建設(shè)、農(nóng)業(yè)氣象災(zāi)害預(yù)警建設(shè)、物流倉(cāng)儲(chǔ)建設(shè)、農(nóng)田林網(wǎng)建設(shè)等，[18]降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)、倉(cāng)儲(chǔ)、運(yùn)輸、銷售等過(guò)程中面臨的不確定性。

(3)改善農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境，暢通城鄉(xiāng)消費(fèi)雙循環(huán)。要增加農(nóng)村生活性服務(wù)業(yè)的供給，完善農(nóng)村寄遞物流體系和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推動(dòng)電子商務(wù)、物流快遞下鄉(xiāng)進(jìn)村，改善農(nóng)民消費(fèi)體驗(yàn)，推動(dòng)農(nóng)民消費(fèi)品質(zhì)化、精細(xì)化、便利化等需求。

第二，“強(qiáng)優(yōu)勢(shì)”。即要因地制宜，合理發(fā)揮區(qū)域內(nèi)改革提升消費(fèi)所依托的比較優(yōu)勢(shì)。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(fèi)水平的效應(yīng)較強(qiáng)，因此，對(duì)于中部地區(qū)而言，應(yīng)充分利用有利的地形地貌優(yōu)勢(shì)，通過(guò)土地有序流轉(zhuǎn)較快實(shí)現(xiàn)規(guī)?；?、機(jī)械化生產(chǎn)，通過(guò)大力培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，實(shí)現(xiàn)科學(xué)化、效率化、集約化生產(chǎn)；同時(shí)，還應(yīng)加快中部地區(qū)農(nóng)村千兆網(wǎng)、5G建設(shè)和移動(dòng)物聯(lián)網(wǎng)建設(shè)等，使信息化程度進(jìn)一步加深，還應(yīng)積極利用糧食最低收購(gòu)政策、生產(chǎn)者補(bǔ)貼政策、產(chǎn)糧大縣支持政策等相關(guān)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(dòng)力”。要改善農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的一些組成成分提升農(nóng)民消費(fèi)水平的動(dòng)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(yīng)充分發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用，加快推進(jìn)市場(chǎng)化導(dǎo)向的質(zhì)優(yōu)價(jià)高的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格形成機(jī)制，帶動(dòng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體生產(chǎn)附加值較高、綠色化、無(wú)公害的高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品；另一方面，應(yīng)發(fā)揮政府的規(guī)劃引領(lǐng)作用，[19]強(qiáng)化涉農(nóng)基礎(chǔ)設(shè)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(dòng)農(nóng)業(yè)信息共享，強(qiáng)化農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)監(jiān)管，逐步建立完善、統(tǒng)一的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)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(cè)結(jié)構(gòu)性改革指數(shù)計(jì)算方法詳見(jiàn)下文