轉移性收入促進了農村居民消費結構升級嗎？

周潔紅，梁玉虎，金 宇*

（1.浙江大學 中國農村發展研究院，浙江 杭州 310058；2.浙江大學 中國特色社會主義研究中心，浙江 杭州 310058）

黨的二十大報告明確提出，要“加快構建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”和“增強國內大循環內生動力和可靠性”。而增強國內大循環內生動力和可靠性的核心在于激活居民消費。因此，充分挖掘居民消費潛力成為增強國內大循環內生動力和可靠性的關鍵[1-5]。在短期內居民消費習慣難以改變的情況下，通過轉移支付調節收入分配，提高邊際消費傾向較高的群體的收入是激發居民消費潛力的重要途徑[6]。

農村居民通常是邊際消費傾向較高的低收入群體[7]。相比于城鎮居民，農村居民的消費具有更大的潛力。進入21世紀，農村居民生活水平明顯改善，其生存型消費已經逐漸接近飽和，但其發展享受型消費卻存在巨大的缺口。相比于生存型消費，農村居民的發展享受型消費具有更大的潛力[8]。因此，充分挖掘農村居民的發展享受型消費，促進農村居民消費結構升級是釋放農村居民消費潛力的關鍵?；谶@一背景，本文探究轉移性收入對于農村居民消費結構升級的影響。

近年來，我國政府為了提高農村居民的生活水平和生活質量，不斷提高對農村居民的轉移支付，但農村居民消費增長卻依然乏力。2000-2019 年，農村居民的人均轉移性收入從83.05 元提高到3380.34元，農村居民的轉移性收入增加了約40倍。然而，農村居民的消費水平和消費質量并沒有隨著轉移性收入的增加而同步提升，尤其是農村居民的消費結構仍然處于較低層級。已有研究探究了政府的轉移支付對低收入群體不同消費類型的消費量的影響，但少有研究分析轉移性收入對不同消費類型占總消費支出比重的影響。而不同消費類型占比的變化更能直接地反映出消費結構的變化[9-11]。除此之外，鮮有研究從數理理論推導的角度揭示農村居民的轉移性收入對其消費結構升級的影響機理，分析轉移性收入對農村居民消費結構升級影響的門檻效應。而探究轉移性收入對于農村居民消費結構升級的影響及其門檻效應對于優化政府的轉移支付政策具有重要的現實意義。至于已有文獻對于轉移性收入的意義討論[12-13]，則多從縮小收入差距的角度進行分析，而少有研究系統地探究轉移性收入對于縮小消費差距的影響效應。

鑒于此，本文主要從以下3個方面進行了探索。首先，基于常相對風險規避效用函數理論和馬斯洛需求層次理論揭示轉移性收入對于消費結構升級的影響機理。其次，利用2000-2019年省級面板數據，定量測度轉移性收入對于農村居民消費結構升級的影響程度，并且利用門檻效應模型定量測度轉移性收入對農村居民消費結構升級影響的門檻值。最后，借鑒收斂分析方法的思路探究轉移性收入是否縮小了不同收入水平和不同地區間的農村居民消費結構升級程度的差距。

一、文獻回顧

收入被認為是影響消費的重要因素之一。Keynes較早地探究了收入對消費的影響關系，發現消費隨著收入水平的提高逐漸增加，但邊際消費傾向遞減[14]。與之不同的是，Kuznets 研究發現收入的變化并不是總能顯著地影響消費傾向[15]。為了解釋這個現象，Duesenberry 從消費具有黏性的角度分析，認為消費習慣使得當期的收入不會對于當期的消費產生太大的影響[16]。而Modigliani 等從消費者追求一生效用最大化的角度分析，認為短期收入的變化對于消費的影響很小[17]。Friedman 則根據收入的不同類型，從收入的可持續性的角度分析，認為持久性收入才能影響消費[18]。

受不同類型的收入對于消費影響的研究啟發，收入對于消費結構的影響吸引了越來越多的學者的注意。由于數據限制的原因，早期更多的研究是對消費結構的收入彈性估計的計量方法進行改進和拓展[19-21]。近些年，隨著數據獲取的完善，越來越多的研究轉向于用數據實證分析收入對于消費結構的影響。例如，Lluch 等[22]、姜長云[23]和陳立梅[24]根據消費的不同類型對消費結構進行了細分，評估了食品、衣著、居住、交通通信、文化娛樂等消費的邊際消費傾向。唐琦等研究發現提高家庭的收入能夠降低家庭食品消費和家庭用品消費占總消費的比重[25]。

隨著經濟的發展，不同群體的消費差距逐漸拉大[26-27]。通過轉移支付提高低收入群體的收入水平從而促進低收入群體消費是縮小消費差距的有效方式。近些年，越來越多的學者關注政府的轉移支付對低收入群體消費的影響。例如，Handa等利用贊比亞調研數據發現，政府的現金轉移支付對于提高家庭消費有長期影響[28]。Brugh 等基于馬拉維實施的無條件現金轉移支付項目發現，現金轉移支付不僅僅提高了貧困家庭的食物消費，還提高了家庭的營養水平[29]。朱詩娥等[30]、Huang 等[31]研究政府轉移支付對中國農村居民消費的影響也得到了與Brugh等[29]基本一致的結論。

政府的轉移支付不僅僅影響了低收入群體的消費水平，還改變了消費結構[32-34]。例如，劉雙等研究發現政府的轉移支付對于中國不同收入階層的農村居民的消費結構影響不同，農村居民的轉移性收入對其食品、衣著、醫療保健的消費影響顯著，而對其他消費影響不顯著[32]。Attanasio 等研究哥倫比亞的轉移支付項目發現，居民的轉移性收入不僅僅提高了其食品消費的支出，還提高了總消費的支出[33]。Haushofer 等研究肯尼亞的現金轉移支付對于家庭消費的影響發現轉移支付的發放頻次可能會影響居民的消費結構，以月度的頻次發放小額現金的轉移支付主要是促進家庭的食品消費，而一次性發放大額現金的補助主要是促進家庭的耐用品的消費[34]。

從上述文獻梳理可見，轉移支付會對消費產生顯著的影響，但現有文獻更多關注低收入群體的轉移性收入對不同類型消費支出的絕對量的影響，少有研究分析其對不同類型消費支出占總消費支出比重的相對量的影響，尤其是缺乏對于中國農村居民發展享受型消費占總消費比重變化所帶來的消費結構升級的程度變化的關注。而農村居民消費結構升級程度變化所帶來的需求變化對于供給側的產業發展具有重要影響。并且，鮮有研究進一步探究轉移性收入對于農村居民消費結構升級的影響是否存在門檻效應，而門檻效應的分析對于優化政府的轉移支付政策具有重要的現實意義。另外，轉移支付作為收入分配調節的重要手段，多有研究關注于轉移支付對于收入差距的影響[12-13]，鮮有研究關注其對于消費差距的影響，而減小消費差距才是調節收入分配的最終目的。

為了彌補現有文獻的不足，本文首先通過理論分析揭示農村居民的轉移性收入對于其消費結構升級的影響機理，其次基于2000-2019 年的省級面板數據進行實證分析，定量測度轉移性收入對于農村居民消費結構升級程度的影響大小及其門檻值，最后利用收斂分析方法進一步探究轉移性收入是否縮小了不同收入水平和不同地區間的農村居民消費結構升級程度的差距。

二、理論分析

政府的轉移支付對于農村居民生活水平的影響是學術界一直關注的重要問題。轉移性收入相比于其他類型的收入，不僅僅與增加可支配收入、提高農村居民的消費能力有關，還與完善社會保障體系增強農村居民的消費信心有關，因此有必要從轉移性收入的角度，探究其對農村居民消費結構的影響機理。

本文參考毛其淋分析政府支農支出對居民消費影響時的模型設定[35]，基于消費者效用最大化理論，假定農村居民的效用符合常相對風險規避效用函數，那么有式（1）：

式（1）中，下標t表示時間，U(·)表示效用函數，Ct表示農村居民的消費。θ為常替代彈性，表示跨期的消費之間的替代關系的比例不變。

本文參考毛其淋的研究設定[35]，假設農村居民在初始的財富為零，在T時的財富為A，農村居民的消費支出大于或等于0，在T期內財富總額大于或等于0，并且ρ-r-θr＞0，以保證農村居民一生的效用是收斂的。在T期內，農村居民的效用最大化問題可以用式（2）表示：

對于式（2）可以構建漢密爾頓函數進行求解，本文構建的漢密爾頓函數如式（3）所示：

式（3）中，H(·)表示漢密爾頓函數，λ(t)表示在時刻t的邊際價值。為了簡化計算，構建現值的漢密爾頓函數，如式（4）所示：

式（4）中，m(t)=λ(t)eρt，m(t)表示現值拉格朗日乘子，根據（4）式，可以得到下列方程：

根據式（5）得式（8）：

根據式（6）得式（9）：

根據式（8）和式（9）得式（10）：

將式（10）代入式（7）得式（11）：

結合已知條件，W(T)=A，求解式（11），并且將得到的結果代入式（10）可以得到式（12），如下：

對式（12）求偏導數，由于ρ-r-θr＞0，可以得式（13）：

本文參考王小華等[36]、潘敏等[37]和秦海林等[38]的研究，把居民消費分為生存型消費和發展享受型消費兩類，那么可得式（14）：

根據式（14），可得式（15）：

在式（14）和式（15）中，Ct表示農村居民的總消費，C0表示農村居民的生存型消費，C1表示農村居民的發展享受型消費，μ表示發展享受型消費占總消費的比重。

本文參考石明明等[10]、張喜艷等[39]、曾潔華等[40]在分析居民消費結構問題的研究，應用馬斯洛需求層次理論分析農村居民的消費結構升級過程。根據馬斯洛需求層次理論，只有在滿足低層次的消費需求之后，才會追求更高層次的需求。所以生存型需求是一個相對有限的值，也就是對于個人，生存型消費是相對固定的，在滿足生存型消費之后才消費發展享受型商品或服務。隨著總消費支出的提高，發展享受型消費占總消費的比重也不斷提高，因此可得式（16）：

據此，提出假說：

H1：轉移性收入正向影響農村居民消費結構升級的程度。

轉移性收入對于農村居民消費升級程度的影響可能隨著收入水平的不同而不同。對于較低收入的家庭，政府通過轉移支付增加其家庭收入，而來自政府的轉移支付占低收入家庭總收入的比例較高，因此，轉移性收入對其家庭消費結構的影響較大。而對于較高收入的家庭，來自政府的轉移支付占家庭總收入的比例較低，很難對于家庭的消費結構產生較大的影響。也就是，轉移性收入對農村居民消費結構升級的程度的影響可能會隨著家庭收入的不同而存在門檻效應。據此，提出假說：

H2：轉移性收入對農村居民消費結構升級程度的影響存在收入水平門檻。

此外，政府的轉移支付作為重要的收入調節手段，其縮小不同群體收入差距的作用已經有很多研究進行了探索，但是轉移支付對于不同群體消費差距的影響少有研究，尤其是分析轉移性收入對不同收入群體消費結構升級程度差距的影響鮮有研究進行探索。消費差距的縮小才是農村居民更加直觀感受的差距縮小。并且，轉移支付尤其是對于較低收入的弱勢群體幫扶力度較大，因此轉移性收入可能會具有縮小不同收入水平和不同地區間的農村居民消費結構升級程度差距的作用。據此，提出假說：

H3：轉移性收入對于縮小不同收入水平和不同地區之間的農村居民消費結構升級程度的差距具有積極的正向作用。

綜上所述，本文的邏輯框架如圖1所示：

圖1 理論分析邏輯框架

三、實證模型與數據

1.實證模型

基于2000-2019年省級面板數據，本文構建雙向固定效應模型，如式（17）所示：

式（17）中，下標i表示省份，t表示年份，Constrit表示農村居民消費結構升級的程度，具體為發展享受型消費占總消費的比重。lninczyit表示農村居民的轉移性收入。Xit為控制變量，包括農村居民的工資性收入、農村居民的經營性收入、農村居民的財產性收入、居民消費價格指數、農村家庭老人和小孩的撫養比重。此外，λt和μi分別表示時間和省份固定效應，分別控制只隨地區變化的影響因素和只隨時間變化的影響因素。εit表示隨機誤差項；α0、α1和φ表示回歸系數。

2.變量的設定

本文的因變量是農村居民消費結構升級的程度，用發展享受型消費占總消費的比重來表示[9-11]。其中，發展享受型消費支出是指醫療保健支出、交通通信支出、文娛教育及服務支出、其他商品和服務支出之和。需要說明的是，醫療保健消費雖然具有一部分生存保障的目的，但同時也出于為了未來發展而進行消費的目的。針對醫療保健消費的分類問題，在已有研究消費升級的相關文獻中，大多數研究把醫療保健消費歸類為發展享受型消費，例如，王小華等[36]、秦海林等[38]、許光建等[41]。因此，本文沿用已有研究的處理方式，把醫療保健消費歸類為發展享受型消費之中。本文的核心自變量是農村居民的轉移性收入。農村居民轉移性收入主要包括養老醫療補貼、社會救濟和補助、政策性生產生活補貼等。在統計數據中有轉移性收入的直接測度值，因此本文直接選取統計數據中的轉移性收入變量進入回歸。此外，本文參考曹普橋等[42]、毛其淋[35]和Leff[43]的研究，選擇農村居民的工資性收入、經營性收入、財產性收入、居民消費價格指數和老少撫養比作為控制變量。經營性收入、財產性收入和工資性收入影響到農村居民接受政府補貼支持的程度，也會影響居民的消費結構。物價水平會影響農村居民獲取的補貼水平，也會影響居民消費結構。此外，家庭中老人和小孩的撫養比會影響農村居民獲取的補貼水平，也會影響家庭中醫療、保健、教育等消費支出。

3.數據來源與描述性統計

本文的收入和消費數據、居民消費價格指數數據和老少撫養比數據分別來自《中國農村年鑒》《中國統計年鑒》和《中國人口和就業統計年鑒》。并且在回歸模型中，把收入和消費數據進行了對數化處理。需要說明的是，價格是影響居民消費的重要因素，已有研究針對價格相關的數據有兩種處理方式，一種是利用消費者價格指數對收入和消費數據直接進行平減處理，而另一種處理方式是把消費者價格指數作為控制變量間接地處理價格因素的影響。后一種處理方式的好處是能夠直接定量地測度出價格因素對于消費結構影響的大小，而直接進行平減處理則難以直接得到其影響的大小。因此，本文借鑒曹普橋等在相關研究中把消費者價格指數作為控制變量進行間接處理的方式[42]。此外，對于2003 年西藏自治區收入結構數據缺失的問題，本文采用前后年份數據的均值替代法進行補全。之后，通過數據的整理得到2000-2019年31個省市自治區，620個樣本容量的省級面板數據。關鍵變量的描述性統計如表1所示。

表1 關鍵變量的描述性統計N=620

根據表1可以發現，農村居民的發展享受型消費在總消費中的比重均值為30.3%，仍處于相對較低的水平，表明農村居民消費結構依然有著較大的提升空間。從收入結構數據可以看出，農村居民的主要收入來源是經營性收入與工資性收入。同時轉移性收入也是農村居民收入構成的重要部分，均值為1012.9元，且不同地區間轉移性收入存在較大的差異。財產性收入在農村居民的收入中占比最小，其均值僅為231.8元。

四、轉移性收入對農村居民消費結構的影響

1.基準回歸

在做基準回歸之前需要檢驗數據是否平穩，本文參照已有研究[42]，選擇LLC指標和IPS指標來檢驗數據是否平穩。LLC檢驗和IPS檢驗的原假設均是假設數據不平穩，存在單位根。如果檢驗的結果顯示P值顯著，則表示數據是平穩的不具有單位根。單位根的檢驗結果如表2所示。從表2可以看出，所有變量檢驗結果的P值均顯著，這說明數據平穩性較好，不存在單位根，即可以直接進行回歸。

表2 相關變量的單位根檢驗

此外，為初步分析轉移性收入與消費結構升級程度之間的關系，本文繪制了散點關系圖，如圖2所示。從圖2中可以看出，轉移性收入與消費結構升級程度之間呈現出明顯的正相關關系，即轉移性收入可能會正向促進農村居民消費結構升級。

圖2 轉移性收入與消費結構升級程度之間的關系

為了定量測度轉移性收入對消費結構升級程度影響的大小，本文基于構建的雙向固定效應模型，對轉移性收入與消費結構升級程度之間的關系進行回歸分析，得到的回歸結果如表3所示。在表3 中，（1）列表示簡單的OLS 估計結果，（2）-（4）列分別表示在逐步加入控制變量后雙向固定效應模型的估計結果，（5）列表示把OLS 的估計方法更換為Tobit 估計的結果。從表3 可以看出，增加不同的控制變量和更換估計方法，轉移性收入都是顯著地正向影響消費結構升級的程度，并且影響的系數變化較小趨于穩定。由此得出轉移性收入每增加1%，將促進農村居民發展享受型消費占總消費的比重提高2.6%。

表3 基準回歸結果N=620

從農村居民收入結構對于消費結構升級程度的影響來看，經營性收入和工資性收入對于農村居民的消費結構升級程度呈現出顯著的正向影響，而財產性收入卻對農村居民的消費結構升級程度影響不顯著，可能的原因是農村居民的財產性收入占總收入的比重較小，對于消費結構升級程度的影響不明顯。此外，老少撫養比對消費結構升級程度的影響也不顯著，可能的原因是消費的主力軍是中青年群體，老少群體的消費影響較弱。而居民消費價格指數顯著地負向影響消費結構升級程度，符合常理。

2.內生性問題的處理

農村居民獲得轉移性收入可能存在由于自選擇而導致的內生性問題，即那些發展享受型支出占比更小的農村居民更可能因為屬于低收入群體而獲得更多補貼，從而導致原模型估計結果存在偏誤。因此，本文選擇2012 年新型農村社會養老保險政策全國覆蓋的政策沖擊作為農村居民轉移性收入的工具變量。從相關性的角度而言，新型農村社會養老保險政策的實施可以直接地提高農村居民的轉移性收入[30]。從外生性的角度而言，農村居民通常無法直接影響國家政策的出臺，因此新型農村社會養老保險政策對于微觀層面的農村居民而言屬于外生沖擊。采用工具變量法得到的回歸結果如表4 所示。從回歸結果可以看出，轉移性收入對于消費結構升級程度的影響正向顯著，具有一定的穩健性。

表4 處理內生性問題后的回歸結果N=620

3.穩健性檢驗

本文通過替換不同的測量消費結構升級程度的變量和調整樣本量的方式來檢驗實證結果的穩健性，結果如表5所示。

表5 穩健性檢驗的回歸結果

一方面，在已有研究中，恩格爾系數的降低表明一個家庭用于必需的食物性開支占比減少，通常被認為是居民的消費結構發生了升級，楊水根等就采用恩格爾系數作為消費結構升級的代理變量[44]。因此，本文采用恩格爾系數替換“發展享受型消費占總消費的比重”來測度消費結構升級的程度。本文得到的估計結果如表5 的（1）列所示。需要指出的是，替換被解釋變量為恩格爾系數之后，核心解釋變量的系數為負值越小則說明對消費結構升級程度的影響越大。此外，本文還增加了李旭洋等把家庭設備及用品、交通通信、教育文化娛樂、醫療保健、其他用品及服務消費之和與總消費的比值作為消費結構升級程度的代理變量進行穩健性檢驗[45]，檢驗結果如表5 中（2）列所示。從表5 中（1）列和（2）列的結果可以看出，回歸結果與基準回歸的結果基本一致，說明基準回歸結果比較穩健。

另一方面，本文還通過調整樣本量的方式再次進行穩健性檢驗。調整樣本量的方式是縮尾可支配收入的1%和5%的方式剔除樣本的極值，以消除極值的影響后再進行回歸?；貧w的結果如表5的（3）列和（4）列所示。從（3）列和（4）列的結果可以看出，轉移性收入對消費結構升級程度影響的顯著性和方向與基準回歸的結果相差不大，具有一定的穩健性。轉移性收入對于消費結構升級程度的影響的系數變小，正是由于去除極值的緣故，符合預期。

五、門檻效應與異質性分析

1.門檻效應分析

考慮到轉移性收入可能對于不同收入群體的消費結構升級程度的影響存在門檻效應，本文采用門檻效應模型，探究轉移性收入對于農村居民消費結構升級程度的影響是否隨著農村居民的可支配收入水平的變化而存在不同。

本文構建的門檻效應模型如式（18）所示：

式（18）中下標i表示省份，t表示年份，Constrit表示農村居民消費結構升級的程度，具體為發展享受型消費占總消費的比重。lninczyit表示農村居民的轉移性收入。Inctit表示農村居民的可支配收入，是模型的門檻變量，γ表示待估計的門檻值。Zit表示控制變量，包括農村家庭老人和小孩的撫養比。此外，eit表示隨機誤差項，β0、β1、β2和φ表示回歸系數。

為了使得所測量的門檻值更具有現實意義，本文利用消費者價格指數對于價格相關的數據以2000年為基準進行了平減，估計得到的結果如表6所示。從門檻模型的檢驗結果可以發現，轉移性收入對于農村居民消費結構升級程度的影響隨著農村居民可支配收入的變化存在雙門檻效應。進一步計算得到門檻效應的門檻值，如表7 所示。從表7 可以看出，第一個門檻值為7396.583元，第二個門檻值為11344.740元。

表6 門檻效應檢驗結果

表7 門檻值和置信區間估計結果

利用雙門檻模型估計得到的回歸結果如表8 所示。從表8 可以看出，隨著農村居民收入水平的提高，轉移性收入對于農村居民消費結構升級程度的影響逐漸下降。當農村居民的可支配收入跨越第一個門檻值7396.583 元時，轉移性收入對于農村居民消費結構升級程度的影響相對減弱。當農村居民的可支配收入跨越第二個門檻值11344.740元時，影響效應又進一步減弱。這可能是因為隨著農村居民收入水平的提高，轉移性收入并不是農村居民的主要收入來源，轉移性收入難以對農村居民消費結構升級產生較大的影響，因此其影響效應逐漸減弱。

表8 面板門檻模型估計結果N=620

2.異質性分析

考慮到農村居民的轉移性收入可能對于不同類別消費支出產生異質性的影響，本文進一步分析了轉移性收入對于家庭八項主要消費類別的影響效應，以此探究轉移性收入是通過影響哪一類消費促進消費結構升級，結果如表9所示。從表9可以看出，轉移性收入主要是通過降低食品消費支出占比、提高教育文化娛樂消費支出占比和醫療保健消費支出占比的方式促進農村居民的消費結構升級。并且從影響的大小還可以看出，轉移性收入對于降低食品消費支出占比的作用較大，而對于提高教育文化娛樂消費支出占比的作用較小。

表9 八種細分消費影響的異質性分析結果N=620

六、收斂效應分析

轉移支付作為重要的收入分配調節手段，其目的在于縮小不同群體之間的收入差距。雖然已經有黃祖輝等[12]和郭慶旺等[13]對轉移支付對于居民收入差距的影響進行了探索，但是少有研究更進一步地分析農村居民的轉移性收入對消費差距的影響作用。而農村居民之間的消費差距不僅僅體現在消費支出總量的差距，還體現在消費結構升級程度之間的差距。為了探究轉移性收入是否減小了不同收入水平和不同地區間的農村居民消費結構升級程度的差距，本文進一步展開分析。

借鑒已有研究縮小不同群體之間差距的分析方法，本文采用收斂分析方法的思路探究轉移性收入是否減小了不同收入水平和不同地區間的農村居民消費結構升級程度的差距。在收斂分析方法中應用較多的是β收斂分析方法[46-48]。而β收斂又分為絕對β收斂和條件β收斂兩種模型。其中，絕對β收斂是指以其他省份的消費結構升級程度為參照，探究的是消費結構升級程度較低的省份對于消費結構升級程度較高省份的“追趕效應”。而條件β收斂是探究在控制某些因素之后能否收斂。在本研究中，就是通過檢驗是否在控制了轉移性收入之后，不同群體的農村居民消費結構升級程度的差距縮小了。

本文所構建的絕對β收斂分析模型和條件β收斂分析模型，分別如式（19）和式（20）所示：

在式（19）中，如果回歸系數β小于0，則說明在沒有控制其他因素之前，不同群體農村居民消費結構升級程度的差距本身就是逐漸縮小的。反之，則表示不同群體的農村居民之間消費結構升級程度的差距是逐漸擴大的。在式（20）中，如果回歸系數β'小于0，則說明在控制了轉移性收入之后，不同群體之間的消費結構升級程度的變化趨勢是收斂的，即轉移性收入縮小了不同群體之間的差距。反之，則表示即使控制了轉移性收入，不同群體之間消費結構升級程度的差距仍然是擴大的。

對不同收入水平的農村居民收斂性分析的結果如表10 所示。從表10 可以看出，整體上農村居民消費結構升級程度隨著時間的變化是收斂的，但是中低收入的農村居民消費結構升級程度的收斂情況與高收入的農村居民不同。高收入的農村居民消費結構升級程度在控制轉移性收入前后都是收斂的，而中低收入的農村居民是在控制了轉移性收入之后才表現出收斂。此外，在分東中西部地區的檢驗中也得到了類似的結果（表11）。即東部地區的農村居民消費結構升級程度在控制轉移性收入前后都是收斂的，而中部地區和西部地區的農村居民的消費結構升級程度在控制了轉移性收入之后才表現出收斂。需要指出的是，在控制了轉移性收入之后，各個群體的收斂效應都更強了。這說明轉移性收入有利于縮小不同收入水平和不同地區間的農村居民消費結構升級程度的差距，尤其對于中低收入和相對落后的中西部的農村居民作用明顯。

表10 對不同收入水平的農村居民收斂性分析結果

表11 對不同地區的農村居民收斂性分析結果

七、結論與啟示

本文基于2000-2019年省級面板數據，研究了轉移性收入對農村居民消費結構升級的影響及其影響機理，定量測度了轉移性收入對農村居民消費結構升級影響的門檻值，并進一步探究了轉移性收入在縮小消費結構升級差距中的作用。研究發現：第一，轉移性收入對農村居民消費結構升級的程度有顯著的正向影響，每增加1%的轉移性收入能夠提高農村居民發展享受型消費占總消費比重的2.6%。同時，轉移性收入對于居民消費結構升級程度的影響存在雙門檻效應，隨著農村居民可支配收入的提高，轉移性收入對于農村居民消費結構升級程度的影響逐漸減弱。第二，轉移性收入主要通過降低食品消費支出占比、提高教育文化娛樂消費支出占比和醫療保健消費支出占比的方式促進消費結構升級，其中，降低食品消費支出占比的效果最明顯。第三，轉移性收入縮小了不同收入水平和不同地區間的農村居民消費結構升級程度的差距，尤其是對于中低收入和中西部地區的農村居民作用更為顯著。

基于以上研究發現，本文研究具有以下的政策啟示。

第一，實施差異化轉移支付補貼政策，縮小結構升級差距，促進農村居民消費結構升級。政府在加大轉移支付力度的同時，需注意轉移性收入對于不同地區和不同收入的群體消費結構升級影響的門檻效應。提高對于低收入的農村居民的轉移支付力度才能最大化發揮轉移性收入促進農村居民消費結構升級程度的正向影響效應，促進農村消費擴面增量。

第二，拓展農村文娛醫療消費供給，改善供給基礎設施，著力釋放農村居民消費潛力。當前農村居民的消費水平與消費質量并沒有隨著轉移性收入的增加而同步提升，關鍵在于消費升級供給欠缺、消費環境有待提升。因此，在保障農村居民生存型消費的基礎上，要進一步加大對于文教娛樂和醫療保健商品及服務等農村居民消費升級急需的產業發展的支持力度，通過完善基礎設施建設和合理規劃布局拓展消費的可及性、便利性和公平性，助力農村居民消費結構升級。

本文雖然對轉移性收入與農村居民消費結構升級的關系做出了探索，但也存在一些研究局限。消費品本身就存在不同層級，由于數據的限制，在本文中難以細致探討，在下一步研究中可進一步細化。并且，囿于數據的原因，本文所側重的研究內容是轉移性收入對消費結構升級程度是否存在影響以及影響的門檻效應和收斂效應的分析，期望未來研究可以結合更豐富的數據進一步深入分析政府的轉移支付通過收入和消費信心的方式對于農村居民消費結構的影響機制。同時，未來研究還可以結合更豐富的數據能夠從收入、個體特征、行為、政策環境等方面綜合考慮，更加準確地分析如何通過完善政府轉移支付政策以促進農村居民的消費結構升級。