人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與農(nóng)村居民消費(fèi)

張永麗，南永清

(1．西北師范大學(xué) 商學(xué)院，甘肅 蘭州730070;2．山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南250100)

一、引言與文獻(xiàn)回顧

改革開放以來，城鎮(zhèn)居民占全社會居民最終消費(fèi)支出的比重從1978年的39.04%，上升到了2011年的78.23%，相應(yīng)地，農(nóng)村居民最終消費(fèi)支出占比則從60.96%下降到了21.77%①該數(shù)據(jù)考慮了城市化因素，并按城鄉(xiāng)人口數(shù)進(jìn)行了相應(yīng)調(diào)整。?？梢?，國內(nèi)消費(fèi)需求不足的重要原因之一在于農(nóng)村居民消費(fèi)的不足。截至2011年底，我國6.57 億的農(nóng)村人口仍占全國人口總量的48.73%，農(nóng)村居民是不容忽視的重要消費(fèi)群體，長期來看，農(nóng)村居民消費(fèi)需求不足必將影響國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。有關(guān)居民消費(fèi)需求不足的原因，學(xué)者們從不同角度進(jìn)行了大量討論。方福前運(yùn)用中國資金流量表，發(fā)現(xiàn)中國居民消費(fèi)需求不足的主要原因是國民收入分配格局不斷向政府部門傾斜，居民收入在國民收入分配中的比重不斷降低［1］; 葉德珠等檢驗(yàn)了文化與消費(fèi)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)文化主要通過影響居民的自我控制力來影響消費(fèi)，居民受儒家文化影響越深，自我控制力越強(qiáng)，過度自我控制導(dǎo)致認(rèn)知偏差越嚴(yán)重，則消費(fèi)率越低［2］; 沈坤榮和劉東皇基于預(yù)防性儲蓄理論，發(fā)現(xiàn)居民謹(jǐn)慎的消費(fèi)行為、收入分配的不合理以及公共支出轉(zhuǎn)型滯后是制約居民消費(fèi)增長的重要因素［3］;王克穩(wěn)等基于修正的持久收入假說，發(fā)現(xiàn)收入不確定性對農(nóng)村居民消費(fèi)具有負(fù)向影響，農(nóng)戶為應(yīng)對未來消費(fèi)不確定性預(yù)期，會增加儲蓄減少消費(fèi)［4］;王小龍和唐龍基于城鎮(zhèn)居民家庭異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老雙軌制對居民教育支出和非教育支出存在顯著的抑制效應(yīng)，進(jìn)而造成了城鎮(zhèn)居民總體消費(fèi)需求的不足［5］。此外，另有研究認(rèn)為戶籍制度制約、傳統(tǒng)消費(fèi)觀念和居民收入增長緩慢是造成居民消費(fèi)需求低下的重要原因［6－8］。

根據(jù)Modigliani 和Brumberg 提出的生命周期假說模型，個體會根據(jù)一生預(yù)期總收入來平滑自己在一生不同時期的消費(fèi)，以此實(shí)現(xiàn)整個生命周期的效用最大化，因而一國勞動人口比重與社會消費(fèi)負(fù)相關(guān)，而兒童和老年人口比重與社會消費(fèi)正相關(guān)［9］;同樣，家庭儲蓄需求模型和世代交替模型也認(rèn)為人口年齡結(jié)構(gòu)是影響消費(fèi)的一個重要因素［10－12］。從圖1 可以發(fā)現(xiàn)，樣本期間內(nèi)農(nóng)村人口年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生了巨大變化，表現(xiàn)為少兒人口( 0 ～14 歲)比重的不斷降低，勞動年齡人口( 15 ～64歲)和老年人口(65 歲以上)比值的不斷上升。

圖1 中國人口年齡結(jié)構(gòu)變化趨勢，(單位:%)

鑒于此，國內(nèi)外學(xué)者從人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變角度出發(fā)，直接或間接地就中國居民消費(fèi)行為進(jìn)行了諸多探討。Modigliani 和Cao 利用協(xié)整方法分析了人口撫養(yǎng)比與中國居民儲蓄率間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)人口撫養(yǎng)比與儲蓄率存在明顯的協(xié)整關(guān)系，并將低消費(fèi)率( 高儲蓄率)現(xiàn)象歸結(jié)為長期少兒撫養(yǎng)系數(shù)轉(zhuǎn)變的結(jié)果［13］;Horioka 和Wan 使用中國家庭面板調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)人口撫養(yǎng)比與儲蓄率不存在顯著關(guān)系［14］;李文星等發(fā)現(xiàn)兒童撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)具有不大的負(fù)向影響，老年撫養(yǎng)系數(shù)對居民消費(fèi)影響并不顯著，人口年齡結(jié)構(gòu)變化并不是目前居民消費(fèi)率過低的原因［15］; 王宇鵬基于跨期最優(yōu)消費(fèi)理論，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響不顯著，而老年人口撫養(yǎng)比與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向存在正向關(guān)系［16］;同時，李春琦和張杰平基于動態(tài)宏觀經(jīng)濟(jì)模型，發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)系數(shù)和老年撫養(yǎng)系數(shù)對農(nóng)村居民消費(fèi)均有顯著負(fù)影響，認(rèn)為人口結(jié)構(gòu)變化是農(nóng)村居民消費(fèi)率偏低的重要原因［17］。

綜上發(fā)現(xiàn)，前述研究并沒有就人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與居民消費(fèi)關(guān)系得出一致結(jié)論，這些實(shí)證研究存在以下一些不足:首先，在Modigliani 和Cao、Horioka 和Wan 等的研究中并未考慮到中國農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民具有不同的消費(fèi)行為，特別是較少關(guān)注農(nóng)村居民消費(fèi)行為;其次，盡管李春琦和張杰平分析了人口結(jié)構(gòu)對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，但其采用的是全社會時間序列數(shù)據(jù)，其數(shù)據(jù)量不足，回歸結(jié)果的穩(wěn)定性較差，并且忽視了對農(nóng)村居民消費(fèi)行為存在重要影響的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長因素;最后，在二元經(jīng)濟(jì)體中，作為生產(chǎn)單位和消費(fèi)單位的統(tǒng)一體，農(nóng)戶生計(jì)更多依賴于其家庭經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)活動，農(nóng)村居民的部分消費(fèi)尤其食品消費(fèi)仍是自給自足的; 并且部分農(nóng)村欠發(fā)達(dá)地區(qū)，食品消費(fèi)在農(nóng)村居民消費(fèi)中仍占有較大比例，而這部分消費(fèi)未能納入數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這必將對農(nóng)村居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。

基于以上分析，本文將運(yùn)用2001 至2012年中國農(nóng)村省級面板數(shù)據(jù)，從農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長角度，對中國農(nóng)村居民消費(fèi)行為進(jìn)行了檢驗(yàn)，并結(jié)合人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對居民消費(fèi)的交互影響以及其他影響農(nóng)村居民消費(fèi)的潛在因素進(jìn)行分析。

二、計(jì)量模型設(shè)定、變量選取

(一)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型設(shè)定

基于上述分析，構(gòu)建了如下形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型來反映農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村居民消費(fèi)行為的關(guān)系:

其中，Consu 表示農(nóng)村居民消費(fèi)，Youth 和Old分別代表少兒撫養(yǎng)系數(shù)與老人撫養(yǎng)系數(shù)，Agri 代表農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長;α0表示常數(shù)項(xiàng)，α1、α2和α3分別為少兒撫養(yǎng)系數(shù)、老人撫養(yǎng)系數(shù)及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響系數(shù)。下標(biāo)i 與t分別代表地區(qū)和時間，ui為不可觀測的地區(qū)效應(yīng)，υit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

為進(jìn)一步考察農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村居民消費(fèi)的交互影響，在模型( 1)中引入Youth* Agri 和Old* Agri 交互項(xiàng)，得到新的估計(jì)模型:

其中，α4表示少兒撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長交互項(xiàng)對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響系數(shù)，α5表示老人撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長交互項(xiàng)對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響系數(shù)。其他符號同上。

為克服因遺漏變量造成的內(nèi)生性問題，在模型(2)中引入了對消費(fèi)存在影響的其他控制變量:(1)農(nóng)村居民收入Incoit，在凱恩斯消費(fèi)函數(shù)中，收入被認(rèn)為是消費(fèi)的最主要決定因素; ( 2)通貨膨脹率Infit，其反映了價格波動或宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性對居民消費(fèi)的影響，其對消費(fèi)的影響方向并不確定［14］;(3)城鄉(xiāng)消費(fèi)比Ratit，其反映了城鄉(xiāng)居民消費(fèi)份額變化對農(nóng)村居民消費(fèi)行為的影響。于是，模型(3)可進(jìn)一步拓展為如下形式:

其中，α6、α7和α8分別表示農(nóng)村居民收入、通貨膨脹率及城鄉(xiāng)消費(fèi)比對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響系數(shù)。其他符號同上。

(二)變量選取

本文選取了中國31個省( 市、區(qū))2001 至2012年的面板數(shù)據(jù)，其中各地區(qū)少兒撫養(yǎng)系數(shù)、老人撫養(yǎng)系數(shù)、家庭規(guī)模和性別比數(shù)據(jù)取自2002 至2006年的《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》和2007 至2013年的《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。各變量的定義說明如下:農(nóng)村居民消費(fèi)用農(nóng)村居民家庭人均消費(fèi)支出對數(shù)值表示;少兒撫養(yǎng)系數(shù)用少年兒童(0 ～14 歲)與勞動年齡(15 ～64 歲)人口數(shù)之比表示;老人撫養(yǎng)系數(shù)用老年(65 歲以上)人口與勞動年齡(15 ～64 歲)人口數(shù)的比例表示;農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長以人均第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的對數(shù)值表示; 農(nóng)村居民收入以農(nóng)村居民家庭人均純收入對數(shù)值表示;通貨膨脹以各地區(qū)居民消費(fèi)價格指數(shù)變化率( 消費(fèi)物價指數(shù)－100)表示;城鄉(xiāng)消費(fèi)比以城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出之比來表示。表1 給出了各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)量

三、估計(jì)方法與結(jié)果分析

(一)估計(jì)方法與模型估計(jì)

由于在估計(jì)靜態(tài)面板模型時，通?？紤]固定效應(yīng)( FE)和隨機(jī)效應(yīng)( RE)方法，故本文將采用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)方法來識別模型(1)至(3);考慮到可能存在的異方差情形，在模型估計(jì)過程中，使用了以省份為聚類變量的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，相關(guān)估計(jì)結(jié)果如表2 所示。

表2 模型估計(jì)結(jié)果

從表2 可以發(fā)現(xiàn)，固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)系數(shù)的顯著性和大小并不存在明顯差異，由模型(1)至(3)可知，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量及Wald 統(tǒng)計(jì)量整體依次增大，說明引入控制變量后，模型顯著性有所改善，并且F 統(tǒng)計(jì)量及Wald 統(tǒng)計(jì)量的P 值均為0.0000，表明模型整體擬合效果較好，模型設(shè)定較為合理。因此，本文的分析將根據(jù)拓展模型(3)的估計(jì)結(jié)果展開。至于依據(jù)模型(3)的固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析，則需要通過相關(guān)檢驗(yàn)來進(jìn)行取舍，傳統(tǒng)的做法是進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)，其假定在原假設(shè)成立的情況下，隨機(jī)效應(yīng)模型是最有效率的，這意味著模型中的復(fù)合擾動項(xiàng)是獨(dú)立同分布的。考慮到可能存在的異方差因素，本文在模型估計(jì)過程中使用了聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，這時便無法進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)，于是，我們采用了與Hausman 檢驗(yàn)等價的Xtoverid 檢驗(yàn)來驗(yàn)證固定和隨機(jī)效應(yīng)模型，Xtoverid 檢驗(yàn)顯著拒絕了隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析。相應(yīng)地，本文還將在控制其他因素的條件下，給出少兒撫養(yǎng)系數(shù)、老年撫養(yǎng)系數(shù)及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長等與農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的散點(diǎn)圖( 圖2 至圖5)，從圖上可以發(fā)現(xiàn)，老人撫養(yǎng)系數(shù)、人均農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與居民消費(fèi)支出存在正向關(guān)系，而少兒撫養(yǎng)系數(shù)和總撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)村居民消費(fèi)支出具有反向的變動特征，有關(guān)它們間的相關(guān)關(guān)系，本文接下來將結(jié)合模型識別結(jié)果進(jìn)行詳細(xì)論述。

圖2 人均消費(fèi)支出與少兒撫養(yǎng)系數(shù)散點(diǎn)圖

圖3 人均消費(fèi)支出與老人撫養(yǎng)系數(shù)散點(diǎn)圖

圖4 人均消費(fèi)支出與總撫養(yǎng)系數(shù)散點(diǎn)圖

圖5 人均消費(fèi)支出與人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值散點(diǎn)圖

(二)實(shí)證結(jié)果分析

第一，少兒撫養(yǎng)系數(shù)對農(nóng)村居民消費(fèi)支出具有負(fù)向影響。具體來看，在其他條件不變的情況下，農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比每下降1%將導(dǎo)致農(nóng)村居民消費(fèi)上升0.0466%，隨著農(nóng)村居民收入水平的不斷提高，子女的教育更加受到重視，從而使得家庭少兒總撫養(yǎng)支出對家庭撫養(yǎng)孩子數(shù)量的彈性增大。長期嚴(yán)格的“計(jì)劃生育”政策，使得中國農(nóng)村居民家庭撫養(yǎng)的孩子數(shù)量出現(xiàn)了顯著下降，在撫養(yǎng)的孩子較少時，父母往往傾向于給子女提供更好的教育、生活環(huán)境。加之子女教育成本的不斷增加，希望子女“跳出農(nóng)門”的農(nóng)戶家庭，需要將更多的資源用于子女的人力資本投資，以數(shù)量換取質(zhì)量。也就是說，隨著少兒撫養(yǎng)比的下降，農(nóng)村居民的消費(fèi)水平反而上升了，這一結(jié)論與生命周期理論不一致，生命周期理論認(rèn)為少兒撫養(yǎng)系數(shù)與居民儲蓄水平負(fù)相關(guān)，而與消費(fèi)水平正相關(guān)，但是生命周期理論的假設(shè)條件，并不適用于中國農(nóng)村的實(shí)際情況。生命周期理論中，居民要以一生為跨度做出消費(fèi)和儲蓄決策，據(jù)統(tǒng)計(jì)，2012年底中國農(nóng)村仍有9899 萬貧困人口①該數(shù)據(jù)取自《中國衛(wèi)生與計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒2013》。，如果加上剛剛擺脫貧困的農(nóng)村居民，這一數(shù)字將大大增加，對于這些居民而言，暫時性收入是其當(dāng)期消費(fèi)的主要來源，較低的收入使居民沒有足夠儲蓄來實(shí)現(xiàn)消費(fèi)在不同年齡段的優(yōu)化調(diào)整。同時，在面臨傳統(tǒng)的自然風(fēng)險、家庭內(nèi)部風(fēng)險，以及宏觀經(jīng)濟(jì)波動引發(fā)的市場風(fēng)險時，農(nóng)村居民往往難以準(zhǔn)確預(yù)測未來收入與支出狀況，只能依據(jù)現(xiàn)期收入與財(cái)產(chǎn)狀況進(jìn)行“階段性”決策，其消費(fèi)和儲蓄行為具有典型的“短視性”特征。

第二，老人撫養(yǎng)系數(shù)對農(nóng)村居民消費(fèi)支出具有不顯著正向影響。在其他條件不變的情況下，農(nóng)村老人撫養(yǎng)比每上升1%將引起農(nóng)村居民消費(fèi)上升0.0439%。因?yàn)殡S著年齡的增長，老年人會逐漸部分或全部喪失勞動能力，農(nóng)村老年人便無法從事高強(qiáng)度的農(nóng)業(yè)勞動，其只能獲取微薄的收入或者沒有任何收入來源，農(nóng)村老人將成為凈產(chǎn)出為負(fù)的消費(fèi)群體，并需要成年勞動力為其提供食品、醫(yī)療等消費(fèi)品。一方面，老年人口比例的增加會加大農(nóng)村居民家庭的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，另一方面，在農(nóng)業(yè)技術(shù)條件不發(fā)生改變或進(jìn)步緩慢的情形下，還會引起社會總產(chǎn)出水平的下降，這兩方面的作用會使消費(fèi)在社會總產(chǎn)出中的比例上升。在中國農(nóng)村社會保障體系還不健全的情況下，農(nóng)村居民并不會將儲蓄存款作為其養(yǎng)老的保障以應(yīng)對未來的不時之需，因?yàn)楝F(xiàn)階段家庭養(yǎng)老依然是農(nóng)村老年人的主要( 也許是唯一)選擇，老年人的生活、醫(yī)療等消費(fèi)需求，可以依靠子女和自己來滿足。同時，中國老年人比較關(guān)心下一代的生活，往往會選擇節(jié)衣縮食來減少當(dāng)前消費(fèi)，以便能為子女遺贈更多的財(cái)產(chǎn)，減輕家庭的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。因而，在農(nóng)村居民較弱的謹(jǐn)慎的養(yǎng)老動機(jī)和較強(qiáng)的關(guān)心子女的遺贈動機(jī)共同作用下，農(nóng)村老人撫養(yǎng)比將對農(nóng)村居民消費(fèi)具有不顯著的正向影響。

目前中國農(nóng)村少兒撫養(yǎng)系數(shù)呈現(xiàn)不斷下降態(tài)勢，而老人撫養(yǎng)系數(shù)在逐步上升，少兒撫養(yǎng)系數(shù)下降幅度超過老人撫養(yǎng)系數(shù)上升的幅度，從而人口總撫養(yǎng)系數(shù)呈現(xiàn)出下降趨勢。少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比的共同作用將使總撫養(yǎng)比與農(nóng)村居民消費(fèi)表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系( 如圖4)，從而農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變即人口總撫養(yǎng)比的下降將有助于提升農(nóng)村居民消費(fèi)。

第三，人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與消費(fèi)支出顯著正相關(guān)。農(nóng)村居民家庭作為生產(chǎn)單位和消費(fèi)單位的統(tǒng)一體，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長將對農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生直接和間接效應(yīng)。作為主要收入來源之一，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長一方面會提高農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)經(jīng)營性收入，從而引致農(nóng)戶通過市場購買來滿足其消費(fèi)需求;另一方面，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長將會產(chǎn)生更多的剩余農(nóng)產(chǎn)品，農(nóng)戶可將剩余農(nóng)產(chǎn)品轉(zhuǎn)化、加工后進(jìn)行消費(fèi)，從而提高農(nóng)戶消費(fèi)水平，而不是將僅有的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行出售以換取生活補(bǔ)貼，或作為來年的生產(chǎn)資料儲備起來。

第四，首先從少兒撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長交互項(xiàng)和農(nóng)村居民消費(fèi)間關(guān)系來看，模型(2)中兩者的交互作用對居民消費(fèi)存在不顯著的負(fù)向影響，但其在模型(3)中具有高度顯著的負(fù)向影響;同時，老人撫養(yǎng)系數(shù)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長交互項(xiàng)和農(nóng)村居民消費(fèi)的關(guān)系，在模型(2)與(3)中均表現(xiàn)為不顯著的負(fù)向影響;農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對消費(fèi)的偏效應(yīng)為α3+α4Youthit+α5Oldit，表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對居民消費(fèi)上升的貢獻(xiàn)隨著少兒撫養(yǎng)比的下降而被強(qiáng)化，而隨著老人撫養(yǎng)比的上升逐步被弱化，其中，少兒撫養(yǎng)比的強(qiáng)化作用更為明顯。少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比對居民消費(fèi)貢獻(xiàn)的偏效應(yīng)分別為α3+α4Agriit和α3+α5Agriit，表明隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的不斷增長，少兒撫養(yǎng)比下降對農(nóng)村居民消費(fèi)提升的貢獻(xiàn)被強(qiáng)化，而老人撫養(yǎng)比上升對居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)被弱化。

第五，農(nóng)村居民人均純收入對居民消費(fèi)具有顯著的正向影響，且其系數(shù)遠(yuǎn)大于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。通貨膨脹率與居民消費(fèi)在1%的顯著性水平下負(fù)相關(guān)，說明宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性對農(nóng)村居民消費(fèi)具有負(fù)向影響。城鄉(xiāng)消費(fèi)比對農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著負(fù)向影響，城鄉(xiāng)消費(fèi)差距越大，表明全社會居民最終消費(fèi)支出中，農(nóng)村居民消費(fèi)所占份額越小，而其根本原因在于農(nóng)村居民在國民經(jīng)濟(jì)增長過程中，所占分配份額過低，農(nóng)村居民消費(fèi)需求不足將直接制約我國居民整體的消費(fèi)需求，進(jìn)而影響內(nèi)需的擴(kuò)大。

四、主要結(jié)論和啟示

本文利用2001 至2012年中國農(nóng)村省級面板數(shù)據(jù)，考察了農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長及其交互作用對中國農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，并在控制農(nóng)村居民收入、通貨膨脹率及城鄉(xiāng)消費(fèi)比的條件下，檢驗(yàn)結(jié)果依舊穩(wěn)健。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比下降對農(nóng)村居民消費(fèi)產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，而老人撫養(yǎng)系數(shù)升高對農(nóng)村居民消費(fèi)具有不顯著的正向影響，現(xiàn)階段中國農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比的下降和老人撫養(yǎng)比的上升將有助于提升農(nóng)村居民消費(fèi);農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長將有利于提升農(nóng)村居民消費(fèi)水平，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對居民消費(fèi)上升的貢獻(xiàn)隨著少兒撫養(yǎng)比的下降而被強(qiáng)化，而隨著老人撫養(yǎng)比的上升逐步被弱化;此外，控制變量農(nóng)村居民收入對居民消費(fèi)具有顯著正向影響，而通貨膨脹和城鄉(xiāng)消費(fèi)差距制約了農(nóng)村居民消費(fèi)需求。

從長期來看，隨著農(nóng)村居民生育觀念的逐步轉(zhuǎn)變，計(jì)劃生育政策的可能調(diào)整，農(nóng)村人口結(jié)構(gòu)將會發(fā)生新的變化，特別是，少兒撫養(yǎng)比下降空間的縮小使其對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響逐步減弱，農(nóng)村老齡化程度的加深對居民消費(fèi)決策影響越來越明顯。同時，在當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動嚴(yán)重依賴勞動力投入的情況下，農(nóng)村“人口紅利”的緩慢消失，將使農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對居民消費(fèi)的支撐作用逐步減弱。因此，人口結(jié)構(gòu)變化與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)村居民消費(fèi)的影響需要動態(tài)地進(jìn)一步考察。

本文認(rèn)為建立擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)的長效機(jī)制，提升農(nóng)村居民收入水平，形成合理的收入分配結(jié)構(gòu)，降低宏觀經(jīng)濟(jì)不確定性是當(dāng)前擴(kuò)大農(nóng)村居民消費(fèi)需求的重要選擇，據(jù)此提出以下政策建議。

第一，在農(nóng)村老年人口壽命延長和農(nóng)村養(yǎng)老保障體系尚不完善的情況下，傳統(tǒng)的農(nóng)村家庭養(yǎng)老方式將難以為繼，應(yīng)加快建立適合國情的可持續(xù)養(yǎng)老保障模式。

第二，建立健全農(nóng)產(chǎn)品加工、儲存、運(yùn)輸、營銷等產(chǎn)業(yè)鏈條，強(qiáng)化農(nóng)業(yè)科技支撐體系建設(shè)，推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營，從而拉動農(nóng)村居民就業(yè)，并帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

第三，拓寬居民收入來源渠道，在不斷提高工資性和財(cái)產(chǎn)性收入水平基礎(chǔ)上，進(jìn)一步拓寬農(nóng)村居民投資渠道，增加農(nóng)村居民利息、紅利等財(cái)產(chǎn)性收入; 加快深化土地制度改革，在穩(wěn)定土地長期物權(quán)的前提下，加快土地的流轉(zhuǎn)和變現(xiàn)，全方位提高居民收入水平。

第四，建立綜合與分類相結(jié)合的稅制模式，加大稅收調(diào)節(jié)力度，發(fā)揮個人所得稅的累進(jìn)性特征，逐步提高所得稅在稅收結(jié)構(gòu)中的比重，并適時開征物業(yè)稅、遺產(chǎn)稅和贈與稅等稅種，不斷縮小收入分配差距。

第五，提高低收入者收入水平，擴(kuò)大中等收入者比重，一方面，通過合理的財(cái)稅政策，逐步提高城鄉(xiāng)居民收入在國民收入分配中所占比重，特別是勞動要素報酬在初次分配中所占比重; 另一方面，加大財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度，切實(shí)提高城鄉(xiāng)低收入者收入水平，保障中等收入階層成長。

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