[提要]推进农业供给侧结构性改革和提振农村居民消费是中国全面推进乡村振兴的两大重要任务，那么，二者之间是否存在内在联系？为了回答这一问题，本文从四个方面分析了改革影响农民消费的机制，通过构建农业供给侧结构性改革评价体系，运用2009-2018年份省数据进行实证检验，结论显示，农业供给侧结构性改革促进了农民消费水平提升和消费结构升级，但该提升效应表现为中、东、西部依次递减的区域非平衡特征；改革的组成成分影响农民消费的效应亦具有区域差异性，但也存在共性，即各地区依托农业主体生产能力指数实现农民消费水平提升的效应较强，依靠农业资金保障能力指数影响农民消费水平效应较弱。进一步研究发现，农业供给侧结构性改革主要通过提高农民经营性收入、缩小城乡收入差距促进农民消费水平增长，而通过降低不确定性、改善消费环境渠道提升农民消费的效应较弱。最后，以提振农民消费的视角，为更好地推进农业供给侧结构性改革提供新的思路。
[关键词]农业供给侧结构性改革；农村消费；乡村振兴；消费升级；城乡经济循环
基金项目：国家社会科学基金后期资助项目“中国征地拆迁模式研究：逻辑演进、生计评估及机制优化”（18FJY010）阶段性成果。
作者简介：王冬，河北经贸大学商学院讲师，博士，研究方向：宏观经济学；柴国俊，河北经贸大学商学院教授，河北省经济社会发展地理信息大数据平台研究员，研究方向：宏观经济学、城市经济学。
《西南民族大学学报》（人文社会科学版）
2021年第12期2021年中央一号文件明确提出，要“全面促进农村消费，畅通城乡经济循环”。当前，农村居民人口较多，占全国居民的40%左右，农村市场是较为广阔的消费市场。而受制于收入水平不高、收入较缺乏稳定性、消费环境较差、消费环节繁多等因素的影响，我国农村居民消费水平明显不足，消费亟待升级。统计数据显示，在2010-2019年间，农村居民人均实际消费水平约为7465.9元（2010年=100），仅相当于城镇居民人均实际消费水平的40.7%，从消费结构来看，十年间农民发展与享受消费占总消费比重仅占38.9%，比城镇居民低3个百分点左右，可见，农民消费水平和消费结构仍然有较大的上升（升级）空间。对于人口众多的农村而言，若能继续深挖农村消费大市场，激活农民消费潜力、实现农村居民消费水平较快提升和消费结构持续升级，对于扩大中国消费需求、促进经济增长具有至关重要的意义。经典消费理论认为，收入是影响消费的最主要因素。自2016年，中国全面推进了农业供给侧结构性改革，其主旨在于通过逐渐优化农业生产、经营体系，提升土地和劳动生产率，不断提高农业综合效益和农产品竞争力，最终实现农民收入较快、稳定的增长。当实现收入增长的目标时，改革也因此提振了农民消费，因此，农业供给侧结构性改革能够促进农民消费水平提升、消费结构升级这一观点在逻辑上是合理的。相关数据也表明，改革进程与农民消费存在着较强的正相关关系：图1分别给出了2009-2018年农业供给侧结构性改革指数与对数农村居民人均实际消费、农民发展与享受型消费占比的变动情况，①由图可以发现，农业供给侧结构性改革指数表现为渐进式上升的特征，2009年改革指数值约为22.4，2018年上升到34.3，而农村居民人均实际消费的对数在2009年约为8.1，2018年增长至9.0，农民发展与享受型消费占总消费比重则由2009年的31.9%上升到2018年的41.7%，因此，从总体上来看，农业供给侧结构性改革进程的推进与农村居民消费水平上升、消费结构升级并存，且这种关系在2015年及以后的年份表现得尤为明显，几乎为严格的正相关关系。本文将探讨农业供给侧结构性改革促进农民消费水平的提升、消费结构升级的机制，对此进行实证检验，并进一步分析和检验改革影响农民消费的中介效应。
2016年，中央一号文件明确提出了农业供给侧结构性改革的重大举措，随着时间的推移，改革对农村经济的影响逐渐凸显，越来越多的学者亦因此将研究的着力点放在对改革所产生的影响效应上。郭天宝等（2017）[1]基于农业供给侧结构性改革的背景，理论分析农业结构优化对农民收入的影响机制，并在此基础上进行实证检验，认为农业资源的重组或优化配置与农民收入之间存在着长期协整关系；郭涛等（2018）[2]测度了现代农业经营发展水平，经实证检验后认为现代农业经营体系发展水平对农村居民可支配收入有着正向的影响，分项指数中除了社会化服务指数对农民收入影响方向不定，其他指数（生产指数、产出指数、市场化指数）均能增加农民收入。张伟等（2018）[3]认为，现有的农业保险供给水平下，专业农户得到有效保障的收入只有约57.72%，应创新农业保险供给侧结构性改革，开发多种方式的农业保障组合产品，加大农业保险供给力度，以增强生产经营主体抵御农业风险的能力。农业供给侧结构性改革是关于主体、产品、资金、技术、制度、信息等多方面要素的综合化改革与创新（张蓓，2016）[4]，其主要目标之一在于促进农民收入增加，而收入需要最终转化为消费才能使家庭获益，因为消费是居民获得效用和改善福利的源泉（Hasset&Mathur）。基于此逻辑，测度农业供给侧结构性改革对农民消费的影响效应是有必要的：消费增长所代表的家庭获益度大小亦是衡量农业供给侧结构性改革成果的标尺之一。而目前关于这方面的研究相对较少，且大多是从农业供给侧的单个维度出发探讨其对消费的影响，例如，周晓时等（2017）[5]分析了农业机械化对农村居民食物消费的影响，认为农业机械化通过降低农民繁重的体力劳动实现了对粮食消费的节约，同时，农业机械化也加快了农民对食物结构的调整速度；杨琦（2018）[6]通过实证分析，认为农业基础设施投资存量对农民消费的影响的挤出效应大于挤入效应；齐红倩等（2018）[7]分析了农村金融发展对农民消费的影响的时变效应，认为在短期内农村贷款对农民消费的刺激作用最强，长期内农村保险和农村贷款共同促进农民消费水平提升。由于是针对多个要素进行的改革，是多维度、全方位的改革，若仅以农业供给侧结构性改革的单一组成要素考察其对消费的影响，将难以描述改革作为一个综合体影响居民消费的效应。因此，本文拟从以下几个方面对现有研究进行拓展：一是在理论上分析农业供给侧结构性改革影响农村居民消费的机制，提出假说。二是选取适当的指标，以熵值法量化农业供给侧结构性改革发展水平，评估改革实现农民消费水平提升和消费结构升级效应的大小，检验改革及各组成成分提振消费的区域异质性。三是考察农业供给侧结构性改革影响农村居民消费的中介效应及其大小，分析改革影响农民消费的主要途径，完成对假说的检验。四是在所得结论的基础上，从提振农民消费的视角，为更好地推进农业供给侧结构性改革提供新的思路。本文的安排如下：首先是引言和文献综述，第二部分在理论上分析农业供给侧结构性改革实现农村居民消费水平提升、消费结构升级的机制，提出若干假说。第三部分构建农业供给侧结构性改革发展水平评价体系，并建立改革影响农民消费的计量模型。第四部分实证分析农业供给侧结构性改革提振农民消费的效应，考察改革及其各组成成分促进农民消费增长的地区差异性，进一步通过中介效应模型，检验改革影响农村居民消费的经营性收入渠道、不确定性渠道、城乡收入差距渠道、消费环境渠道的显著性及其大小，评估改革影响农民消费的主要效应。第五部分是结论和政策建议。根据中央“一号文件”的精神，农业供给侧结构性改革，是“从生产端、供给侧入手”，不断优化农业的“要素、产品、技术、…主体等方面的结构”的改革，是逐步合理化农业资源配置、完善农业结构调整的顶层设计，提升农业发展的质量和效益、增强农产品市场竞争力，实现农民增收的改革。因此，根据文件精神，并参考张蓓（2016）等学者的研究成果，我们认为农业供给侧结构性改革是农业主体生产能力不断提升、中高端农产品供给能力不断增强、农业资金保障力度逐渐加大、信息共享更加有效、产品流通环节效益不断提升、制度保障能力逐渐增强的过程。作为全面、系统、综合化的改革过程，农业供给侧结构性改革通过不断优化其组成成分、从多渠道实现农民消费水平提升和消费结构升级，图2描述了农业供给侧结构性改革的目标、组成成分及影响农村居民消费的机制，结合该图，本文认为，改革可以从以下几个渠道影响农民消费：（1）可支配收入渠道和城乡收入差距渠道。农业供给侧结构性改革一方面通过优化要素配置效率、培育新型农业经营主体、发展适度规模经营、加大研发投入、发展绿色生产等提升农业主体生产能力和中高端农产品供给能力，实现农业生产效益提高；另一方面，改革通过完善农田水利建设、自然灾害预警机制、仓储物流设施、农业融资体系、农业保险制度等基础设施配套降低农业生产成本和交易成本，最终实现农业利润和农民经营性收入提升。改革是提升农村居民可支配收入的过程，也是降低城乡收入差距的过程，这都是促进农民消费水平提升、消费结构升级的重要动力。（2）不确定性渠道。农业供给侧结构性改革通过创新财政支农机制、推动农村金融创新、延长农产品价值链、构建更完善的物流体系、提升农业气象灾害监测水平、推进互联网+等一系列措施，逐步完善农业生产性服务业，降低农业在生产、销售过程中面临的不确定性，提升农业经营性收入的稳定性，从而实现农民消费水平提高和消费升级。（3）消费环境渠道。作为影响农村居民消费的外部因素，消费环境的改善既包括养老、医疗、就业等社会保障制度的健全，也包括交通、通讯、电力等基础设施配套的完善。良好的消费环境可以缓解消费约束，提升农村居民的消费质量（耿晔强；2012）[8]。以硬件基础设施为例，若农村电网、道路和农民用水设施等发展较为充分，则意味着农民日常生活所依托的物质条件相对完备，良好的硬件配套将作为新消费热点的催化剂，促进计算机、有线电视、小汽车、文化娱乐服务等消费需求增加，实现农民消费结构升级。推进农业供给侧结构性改革的过程，也是通过加大对农村软件、硬件基础设施的投资，完善农村消费环境的过程，消费环境的完善促进了城镇优质产品有效对接农村居民消费，有利于摆脱农民消费的“瓶颈”，实现农民消费结构升级。[9][10]H1：农业供给侧结构性改革能显著提升农村居民消费水平，实现农民消费结构升级。由于东部、中部和西部在气候条件、地理特征、种植作物、农业基础设施、政策倾斜力度等方面存在显著的差异，改革各组成成分的发展水平可能存在一定程度的区域非平衡性，农业供给侧结构性改革发展水平的高低也可能因此存在区域差异性。例如，有文献已证实，西部地区的改革进程明显慢于中部和东部。农业供给侧结构性改革发展水平推进速度的区域差异性将可能最终导致改革提升农民消费水平的效应也存在区域异质性，这种异质性应表现为各地区通过农业供给侧结构性改革提升消费所依托的比较优势有所差异。因此，本文提出假说2。H2：区域间通过农业供给侧结构性改革提振农民消费所依托的比较优势有所不同。就农业供给侧结构性改革影响农民消费的“媒介”而言，一方面，由于改革的主要目标在于“促进农民增收”，因此改革的进程也将是实现农村居民可支配收入较快增长、城乡收入差距不断缩小的过程，持续增长的收入和不断降低的城乡收入差距必然将在较大程度上有利于农村居民消费水平的提升；另一方面，从目前的改革进程来看，农业保险体系、自然灾害监测体系、物流运输体系、市场价格和产品质量监管体系等尚不健全，农产品在生产、流通等方面仍然面临着因基础设施不健全带来的不确定性，因此，农业供给侧结构性改革通过不确定性渠道提升农民消费的效应可能相对较小；此外，对于消费环境而言，目前我国农村居民受教育水平普遍偏低，医疗、养老等社会保障制度有待进一步健全，交通、电力和电信网络等农村生活性基础设施尚不健全，这些影响消费的外部因素普遍不完善，并将可能导致消费环境带来的中介效应相对较弱。因此，本文提出假说3。H3：经营性收入、不确定性、城乡收入差距、消费环境在农业供给侧结构性改革提升农民消费的过程中具有中介效应，其中，经营性收入和城乡收入差距的中介效应较强，不确定性和消费环境的中介效应较弱。本文首先建立合适的指标体系量化农业供给侧结构性改革的发展水平，根据农业供给侧结构性改革内涵，结合指标构建的全面性、科学性、统计可行性、数据可获得性等原则，以30个省、自治区、直辖市（由于西藏相关数据不足，因此剔除）为研究单位，建立2009-2018年农业供给侧结构性改革综合评价体系：以改革评价体系作为目标层，以农业主体生产能力、中高端农产品供给能力、农业资金保障能力、农业信息共享能力、流通环节效益提升能力、制度保障能力作为准则层，下设22个指标反映该6个准则层的发展情况，指标层所选取的指标如表1所示；在改革评价体系所用核算方法的选择上，为了更加客观、准确地评价指标差异性，避免主观因素的干扰，本文采用了改进熵权法作为农业供给侧结构性改革发展水平的评价方法，具体步骤如下：第一，对原始数据进行标准化处理，以消除各指标的量纲和量级差异。并将标准化后的数据平移2个单位，消除部分数据零值的影响，以进行接下来的计算。第二，采用熵值法确定农业供给侧结构性改革发展水平评价体系中各个指标的权重。第三，通过多目标线性加权函数法对各个指标进行加权计算，得到农业供给侧结构性改革发展综合指数及各个准则层的指数。表1具体列出了农业供给侧结构性改革评价体系中准则层、指标层、指标核算方法及经熵权法计算所得各个指标的权重，表2列出了经计算整理得到的各个省、自治区、直辖市的农业供给侧结构性改革综合指数。改革评价体系所用的基础数据来自历年《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国固定资产投资统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国粮食年鉴》《中国科技统计年鉴》、绿色食品网等。
在量化核心解释变量后，接下来对模型涉及的相关变量选取进行说明，变量整理、计算所用数据来自历年《中国统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国农村统计年鉴》、中经网统计数据库等。1.被解释变量。本文将农村居民人均消费作为被解释变量。根据前文分析，还将进一步考察农业供给侧结构性改革对农民消费结构升级的影响，因此将被解释变量再具体细分为农村居民人均生存型消费支出、农村居民人均发展与享受型消费、农民生存型消费占总消费支出比重、农民发展与享受型消费占总支出比重。参照马斯洛需求层次理论，本文将食品烟酒、衣着和居住支出划分为生存型消费，将生活用品及服务、交通通信、教育文化娱乐、医疗保健及其他支出归纳为发展与享受型消费。为剔除价格变动的影响，使用农村居民消费价格指数（2008=100）将被解释变量进行平减，并取对数以消除异方差的影响。2.核心解释变量。本文将农村居民消费的影响因素划分为核心解释变量和控制变量，核心解释变量为农业供给侧结构性改革发展指数，具体还将该指数细分为农业主体生产能力指数、中高端农产品供给能力指数、农业资金保障能力指数、农业信息共享能力指数、流通环节效益提升能力指数、制度保障能力指数；同时，考虑到农业供给侧结构性改革与农民消费可能存在双向因果关系：一方面，农业供给侧结构性改革通过提升可支配收入、降低城乡收入差距和不确定性、改善消费环境等渠道实现农民消费水平提升和消费结构升级；另一方面，农村居民消费水平提升和消费结构升级意味着消费者也将对农产品品质、种类、结构有更高的要求，以此使农业供给侧结构性改革不断推进，以适应对需求结构的调整。因此，为避免可能产生的内生性问题，将所有核心解释变量取滞后一期。3.控制变量如下：（1）农村居民人均可支配收入的对数。经典消费理论认为，个人可支配收入的增长是实现居民消费水平提升和消费结构升级的主要影响因素。（2）城乡一体化程度。当前城乡二元结构的背景下，城镇农产品价格并不低，但由于价格包含了较高的城乡间农产品的流通成本，农民因此获得的利润并不高。当城乡一体化进程加快时，分割化的二元市场状况将逐渐被打破，因信息不对称、较高的流通成本导致的城乡差别价格现象将逐渐消失。因此，城乡一体化将有助于减少流通成本，使农民收入增加，实现农民消费水平提升和消费结构升级。本文参照杨义武（2016）[11]的做法，以城乡相对价格的差分来度量城乡一体化程度，即，、分别表示城镇和农村商品零售价格环比指数。（3）农业在国民经济中的地位，以第一产业增加值占地区GDP的百分比来表示。（4）农村少儿抚养比和老人抚养比，分别采用0-14岁、65岁及以上人口占农村总人口比重表示。4.中介变量为：（1）农民实际经营性收入。为剔除价格变动的影响，使用农村居民消费价格指数（2008=100）对该变量进行平减，并取对数。（2）城乡收入差距。本文以泰尔指数作为衡量城乡收入差距的标准，该指标可以较为精准地反映目前我国城乡收入差距主要体现在高收入和低收入两个组别的变化这一事实（王少平等，2007）[12]，泰尔指数的公式为：
，其中j=1、j=2分别代表农村和城镇。代表i地区t年农村（城镇）居民总收入，代表居民总收入；代表i地区t年农村（城镇）居民人口数，表示居民总人口数。（3）不确定性。本文采用以往文献常用到的对数农民收入增长率的平方（杜海韬等，2005；田青等，2009）作为衡量不确定性指标。（4）消费环境。作为影响农村居民消费的外部因素，消费环境内涵较为广泛，既包括交通、通讯、电力等硬件基础设施，也包括医疗、教育等软环境。2021年中央一号文件明确提出，要“加快完善县乡村三级农村物流体系，改造提升农村寄递物流基础设施……满足农村居民消费升级需要”。根据消费环境的内涵及一号文件的精神，本文拟采用农村邮政投递里程占比的变动情况（drl）作为消费环境改善状况的狭义化指标，该指标的计算方法为：drl=（当年农村邮递公里数/当年城乡邮递公里总数-上一年农村邮递公里数/上一年城乡邮递公里总数）*100，若drl为正，则说明农村邮政投递发展较快，反之亦然；以该指标可以考察推进农业供给侧结构性改革的过程是否也推进了农村物流业的发展，进而实现消费环境的改善和农民消费水平的提高。
根据前文所进行的理论分析，为考查农业供给侧结构性改革及各个组成要素对农民消费水平提升的效应，建立模型（1），同时，为考察改革影响农民消费结构升级的效应，建立模型（2）：在上式，i表示省（市、自治区），t表示年份；模型（1）中，为农村居民人均实际消费的对数，考虑到农民消费的习惯形成特征，解释变量中包含被解释变量的滞后一期项，X是核心解释变量，为农业供给侧结构性改革及其各组成要素发展指数向量，即：
。在模型（2）中，CS为关于农村居民消费结构升级的一组被解释变量向量，即，由于农民的消费习惯形成特征，该模型的解释变量中同样包含被解释变量的滞后一期项；在这两个模型中，T为控制变量向量，和为不可观测的地区效应，和为随机误差项。
此外，根据机制分析，农业供给侧结构性改革可能会通过可支配收入效应、不确定性效应、城乡收入差距效应、消费环境应影响农村居民消费，为了识别这一系列中介效应是否存在，参照Barron & Kenny[13]、温忠麟等[14]学者检验中介效应的方法，利用依次检验法对以下递归方程进行检验：
在上式中，M表示中介变量，Z为一组控制变量，包括城乡一体化、农业在国民经济中的地位、农村老人抚养比和农村幼儿抚养比，为固定的地区效应，为随机误差项。按照中介效应的检验方法，具体过程如下：第一，对模型（3）进行回归，考察农业供给侧结构性改革提升农民消费的效应是否存在，若参数显著且为正，则说明农业供给侧结构性改革对农民消费确实有正向的影响，可以进一步研究中介效应；第二，对方程（4）进行估计以考察农业供给侧结构性改革与中介变量之间的关系，若系数统计显著，此时又具体分为两种情况：当中介变量为经营性收入、消费环境时，预期改革的影响系数估计值为正；当中介变量为不确定性、城乡收入差距时，预期农业供给侧结构性改革的影响系数估计值为负；第三，估计方程（5），若参数均统计显著，则农业供给侧结构性改革通过中介变量的中介效应影响农村居民消费，且。（一）改革对农民消费水平提升、消费结构升级效应检验首先对假说1进行检验，即考察农业供给侧结构性改革能否实现农民消费水平提升和消费结构升级。在对模型（1）和（2）进行回归时，考虑到两个模型中解释变量均包含了被解释变量的滞后一阶项，因此作为动态面板模型，本文将采用系统GMM两步法进行估计，这样一方面可以尽量减少遗漏变量偏差问题，另一方面还可以有效地解决模型中潜在的内生性问题。农业供给侧及各组成成分影响农民消费水平的估计结果见表4：
根据表4的估计结果，农业供给侧结构性改革能显著提升农村居民的消费水平，其系数大小为0.25，即说明在其他条件不变的情况下，农业供给侧结构性改革指数增长1个百分点，农村居际消费水平将提高0.25个百分点。从表4中（2）-（7）的估计结果可以发现，改革各个组成要素均能显著提高农民消费水平，但提升效应大小存在差异：制度保障能力指数影响消费的系数最大，为0.182，其次是农业主体生产能力指数，系数值大小为0.167，说明就全国范围而言，农业供给侧结构性改革主要通过农业主体生产能力的提升和农业相关支持制度实现农民消费增长；而改革的其他组成要素影响消费的效应则相对较弱，各指数的影响系数值按递减次序排列分别为：农业信息共享能力指数（0.080）、流通环节效益提升能力指数（0.072）、中高端农产品供给能力指数（0.050）、农业资金保障能力指数（0.023），因此，就影响系数值大小来看，依托农业信息共享能力指数、流通环节效益提升指数、中高端农产品供给能力指数、农业资金保障指数实现农民消费增长的效应有待提升。在其他控制变量中，可支配收入对农民消费增长有正向促进作用；城乡一体化在模型（1）、（3）中对农民消费的影响系数显著为负，说明在二元结构下，城乡农产品价差越高，意味着产品流通环节成本越高，越不利于农民收入、消费水平的提升；农业重要程度的消费系数值为正，意味着说明农业在国民经济中的地位越高，农民收入增加、消费增长也相对较快；农村老人抚养比影响消费的系数值显著为正，说明农村老年人占比越高，医疗、养老等相关支出越高，而幼儿抚养比对农村居民消费影响并不显著。为进一步考察农业供给侧结构性改革对农民消费结构的影响，基于模型（2）进行实证检验，所得结果如表5所示。
从表（5）中可以看出，农业供给侧结构性改革影响农村居民生存型消费、发展与享受型消费增长的系数值大小分别为0.096、0.194，说明随着农业供给侧结构性改革的不断推进，农民生存型消费、发展与享受型消费均在增长，但前者增长速度慢于后者；而改革影响农村居民生存型消费占比的系数值为-0.078，影响发展与享受型消费占比的系数值0.060，说明改革指数每增长10个百分点，农民生存型消费占比将下降0.78个百分点，发展与消费型消费将上涨0.6个百分点，这意味着农业供给侧结构性改革的推进，带来了农村居民消费结构的逐渐升级。因此，通过以上分析，农业供给侧结构性改革显著实现了农村居民消费水平提高和消费结构升级，假说1得以验证。考虑到农业供给侧及各要素促进农村居民消费的效应可能存在地域差异性，接下来再次根据模型（1）进一步对东部、中部、西部地区进行估计，结果如表6所示：
根据表（6）可以发现，东部、中部、西部地区农业供给侧结构性改革均可显著提升农村居民消费水平；其中，中部地区改革提升农民消费的效应最高，为0.445，其次是东部，系数值为0.392，西部最低，为0.216；从农业供给侧各个组成成分提升农民消费的效应来看，东部地区依托农业主体生产能力、流通环节效益提升能力和制度保障能力实现农民消费提升的效果较好（各指数影响消费的系数值大小分别为0.161、0.119、0.126），而农业资金保障能力提升农村居民消费的效应并不明显。由此看来，东部地区较快的科技进步推动了农业生产效率稳步提升，农业产业化、组织化水平也相对较高，更容易充分利用政策红利，发展高质量、高附加值、高标准的现代化农业，[15]而四通八达的交通网络也极大降低了农产品的流通成本，这些都是东部地区农业供给侧结构性改革较快发展、实现农民增收和降低城乡收入差距进而推动农民消费增长的有利因素；中部地区通过农业主体生产能力、农业信息共享能力、制度保障能力提升农民消费水平的效应较强，各指数影响消费的系数分别为0.180、0.150、0.272，而流通环节效益提升能力不能显著影响中部地区农民消费，可见，中部地区依托丰富的农业资源、良好的气候条件、优越的地理位置等优势更有利于实现规模化经营、提升农业主体生产能力，实现农民增收进而促进消费增长。同时，由于中部地区种植规模、种植结构、农机耕作方式等均较为相似，农户之间交流农业生产经验、产品销售信息等更加频繁，较强的信息共享能力将有助于改善农业生产经营过程中的信息不对称现象。此外，产粮大省多数位于中部，在保证国家粮食安全的战略背景下，政策支持中部农业发展力度较大，这些都是有利于推动农民收入增长、进而实现中部地区农民消费水平提升的因素。西部地区主要依托农业主体生产能力、农业信息共享能力提升农民消费，这两个要素影响消费的效应系数值分别为0.163和0.104，而农业资金保障能力、流通环节效益提升能力、制度保障能力并不能显著提高西部地区农民的消费水平。结合上述分析，由于自然资源禀赋、经济发展水平等原因，农业供给侧结构性改革及其各组成成分提振农民消费的效应存在显著的区域差异，这种差异导致区域间通过改革提升农民消费所依托的比较优势也有所不同，假说2成立。然而，改革的各组成成分促进农民消费水平提升效应也存在共性，结合表4和表6可以发现，即无论是从全国范围来看，还是具体将区域细分为东、中、西部，农业主体生产能力指数实现农村居民消费水平提升的效应均较强，因此，在农业供给侧结构性改革过程中若能不断提升劳动者自身素质和专业技能，并培育农民合作社、专业大户、家庭农场、龙头企业等新型农业经营主体，推动农业规模化、机械化经营，则改革将以较高幅度提升农民的消费水平；相比之下，依靠农业资金保障能力指数提升农民消费水平效应均较弱，其原因可能在于，涉农资金保障供给结构性不足，或资金保障水平不高，或资金渠道不畅通，导致改革通过中介效应促进农民消费效应较小。以农业保险为例，2017年中国主要农作物承保面积约为1.4亿公顷，已覆盖农作物播种面积的84%，该水平与发达国家的农业保险覆盖率较为接近，而就保险高质量发展而言，我国还有较长的路要走。截至2018年，中国农业保险渗透率约为0.5%，而在2014年全球平均水平已达到1.2%，同年美国更是高达5.6%，[16]较低的保险水平对于降低农产品市场的不确定性风险、合理化农产品供给侧价格等效力有限，这在一定程度上不利于农业资金保障能力提升及其通过降低不确定性、促进经营性收入增长来实现农民消费水平的提高。为进一步判断农业供给侧结构性改革促进农民消费增长的中介效应及其强弱，根据模型（3）-（5）进行回归，所得结果如表7所示，在表7的基础上，经计算出各中介变量的直接效应、间接效应和总效应体现在表8中。
通过表7中对农民经营性收入、城乡收入差距、不确定性、消费环境四个变量采取依次检验法可以发现，在控制了相关变量和地区固定效应后，得到农业供给侧影响农村居民消费系数为0.374，且在1%的水平上统计显著，接下来，对于表7（3）、（5）、（7）、（9）的估计发现，在模型中逐渐加入中介变量后，回归所得解释变量影响农民消费的估计系数值均显著为正，各个中间变量对农民消费的影响系数亦统计显著。最后，通过表7的（2）、（4）、（6）、（8）回归得到改革影响各个中介变量的系数均显著，且对农民经营性收入、消费环境有着正向影响，估计得到改革影响系数值大小分别为0.693和7.363；而改革影响城乡收入差距、不确定性的系数估计值为负，分别为-0.072和-0.027。所以农民经营性收入、城乡收入差距、不确定性、消费环境是农业供给侧结构性改革影响农民消费水平的中介变量。采用依次检验法已证实了中介效应的存在。其他常用的检验方法包括Sobel检验法和Bootstrap检验法，由于依次检验法的结果强于该两种方法（温忠麟等，2014）[17]，因此，本文无需再继续采用这两种方法进行再验证。
结合表8整理计算出的结果可以发现，农业供给侧结构性改革显著提高了农民经营性收入，经营性收入显著提高了农村居民消费水平，即改革通过增加经营性收入提高了农民消费水平；农业供给侧结构性改革显著降低了城乡收入差距，城乡收入差距的降低有利于农村居民消费水平的提升，即改革通过降低城乡收入差距增加农民消费；农业供给侧结构性改革降低了农民面临的不确定性，不确定性的降低又显著增加了农民消费，即改革通过降低不确定性提高农民的消费水平；农业供给侧结构性改革有效改善了消费环境，消费环境的改善有利于提升农民消费水平，即改革通过改善消费环境实现农民消费水平的提升。此外，通过表8可以看出，城乡收入差距、农民经营性收入、不确定性、消费环境的中介程度依次减弱，城乡收入差距和经营性收入的中介程度较强，分别为73.7%和69.3%，不确定性和消费环境的中介程度较弱，分别为7.83%和5.91%。假说3得以验证。本文基于农业供给侧结构性改革影响农村居民消费的机制，构造包含农业主体生产能力、中高端农产品供给能力、农业资金保障能力、农业信息共享能力、流通环节效益提升能力、制度保障能力的农业供给侧结构性改革综合评价指标体系，接着利用2009-2018年中国30个省、自治区、直辖市的相关数据实证检验农业供给侧结构性改革影响农民消费水平提升、消费结构升级的效应，并进一步考察改革提升农村居民消费的中介效应，最终得出以下主要结论：1.农业供给侧结构性改革显著促进了农村居民的消费水平提升和消费结构升级。在其他条件不变的情况下，农业供给侧结构性改革指数每增长1个百分点，农村居际消费水平将提高0.25个百分点；就消费结构而言，改革指数每增长10个百分点，农民生存型消费占比将下降0.78个百分点，发展与消费型消费将上涨0.6个百分点。2.改革影响农民消费的效应存在显著的地区差异性，中部地区农业供给侧结构性改革提升农民消费的效应最高，为0.445，其次是东部，系数值为0.392，西部最低，为0.216；此外，农业供给侧结构性改革各组成成分促进农民消费提升的效应亦具有区域异质性：东部地区依托农业主体生产能力、流通环节效益提升能力和制度保障能力实现农民消费提升的效果较好，中部地区农业主体生产能力、农业信息共享能力、制度保障能力提升农民消费水平的效应较强，西部地区则主要依靠托农业主体生产能力、农业信息共享能力提升农民消费。3.农业供给侧结构性改革各组成成分实现农民消费水平提升的效应也存在共性，即无论是从全国范围来看，还是将区域具体区分为东部、中部和西部，依托农业主体生产能力指数实现农村居民消费水平提升的效应均较强，相比之下，依靠农业资金保障能力指数影响农民消费水平效应均较弱。4.城乡收入差距、农民经营性收入、不确定性、消费环境是农业供给侧结构性改革影响农民消费水平的中介变量，且各变量的中介程度依次减弱；城乡收入差距和农民经营性收入的中介程度较强，分别为73.7%和69.3%，不确定性和消费环境的中介程度较弱，分别为7.83%和5.91%。2021年中央一号文件指出“构建新发展格局，迫切需要扩大农村需求，畅通城乡经济循环”，同时还要“稳住农业基本盘”，“深入推进农业供给侧结构性改革”。本文厘清了农业供给侧结构性改革影响农民消费的逻辑思路，结合前文实证检验得出的结论，拟从实现农民消费水平提升、消费结构升级和畅通城乡消费双循环的视角提出农业供给侧结构性改革政策调整的重点，概括来说为“补短板、强优势、提动力”。1.“补短板”，即要补齐农民消费水平提升效应较低的改革“短板”（主要为农业资金保障能力指数），以及增强中介效应较弱的不确定性渠道和消费环境渠道，具体建议为如下几点：（1）完善金融支农制度，为农业发展提供良好的融资环境。政府要创新农村金融体制改革，改善农业经营者融资困难的问题，应大力开展农民小额信用贷款，发展多种农业抵押贷款业务，开发支持农业生态化、绿色化发展的专属金融产品，加强对涉农融资的中长期信贷支持。（2）完善农业基础设施建设，降低农业生产经营活动中面临的不确定性。应不断完善基础设施建设，包括农田水利建设、农业气象灾害预警建设、物流仓储建设、农田林网建设等，[18]降低农产品生产、仓储、运输、销售等过程中面临的不确定性。（3）改善农村消费环境，畅通城乡消费双循环。要增加农村生活性服务业的供给，完善农村寄递物流体系和基础设施建设，推动电子商务、物流快递下乡进村，改善农民消费体验，推动农民消费品质化、精细化、便利化等需求。第二，“强优势”。即要因地制宜，合理发挥区域内改革提升消费所依托的比较优势。例如，中部地区在农业主体生产能力、农业信息共享能力、制度保障能力提升农民消费水平的效应较强，因此，对于中部地区而言，应充分利用有利的地形地貌优势，通过土地有序流转较快实现规模化、机械化生产，通过大力培育新型农业经营主体，实现科学化、效率化、集约化生产；同时，还应加快中部地区农村千兆网、5G建设和移动物联网建设等，使信息化程度进一步加深，还应积极利用粮食最低收购政策、生产者补贴政策、产粮大县支持政策等相关政策红利，提高农作物单产水平，稳定农产品供给。第三，“提动力”。要改善农业供给侧结构性改革的一些组成成分提升农民消费水平的动力不足的现状。这些组成要素主要包括流通环节效益提升能力指数、农业信息共享能力指数和中高端农产品供给能力指数，一方面，应充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，加快推进市场化导向的质优价高的农产品价格形成机制，带动农业生产经营主体生产附加值较高、绿色化、无公害的高质量农产品；另一方面，应发挥政府的规划引领作用，[19]强化涉农基础设施协调配套，[20]逐步建立农业农村大数据体系，推动农业信息共享，强化农产品市场监管，逐步建立完善、统一的农产品质量标准体系、安全监管体系和产品可追溯体系。[1]郭天宝，周亚成.供给侧改革背景下农业结构优化对农民收入的影响[J].当代经济研究，2017（9）.[2]郭涛，赵德起.中国现代农业经营体系发展水平测度与收入效应[J].山西财经大学学报，2018（10）[3]张伟等.收入分化、需求演变与农业保险供给侧改革[J].农业经济问题，2018（11）.[4]张蓓.农业供给侧结构性改革的国际镜鉴[J].改革，2016（5）.[5]周晓时等.对农村居民“食物消费之谜”的一个解释—基于农业机械化进程的研究视角[J].农业技术经济，2017（6）.[6]杨琦.农村基础设施投资是拉动还是挤出了居民消费[J].南方经济，2018（2）.[7]齐红倩等.我国农村金融发展对农村消费影响的时变特征研究[J].农业技术经济，2018（3）.[8]耿晔强.消费环境对我国农村居民消费影响的实证分析[J].统计研究，2012（11）.[9]马志敏.农村消费环境现状分析及优化对策[J].经济问题，2016（7）.[10]胡雪萍.优化农村消费环境与扩大农民消费需求[J].农业经济问题，2003（7）.[11]杨义武，林万龙.农业技术进步的增收效应——基于中国省级面板数据的检验[J].经济科学，2016（5）.[12]王少平等.我国城乡收入差距的度量及其对经济增长的效应[J].经济研究，2007（10）.[13]Baron R. M.& Kenny D. A. （1986）. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research：Conceptual，strategic，and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology，51，1173-1182.[14]温忠麟等.中介效应检验程序及其应用[J].心理学报，2004（5）.[15]龙冬平等.中国农业现代化发展水平空间分异及类型[J].地理学报，2014（2）.[16]许梦博等.我国农业保险发展的深层矛盾、转型契机与改革取向[J].求是学刊，2016（5）.[17]温忠麟等.中介效应分析：方法和模型发展[J].心理学进展，2014（22）.[18]黄季焜.农业供给侧结构性改革的关键问题：政府职能和市场作用[J].中国农村经济，2018（2）.[19]魏后凯.中国农业发展的结构性矛盾及其政策转型[J].中国农村经济，2017（5）.[20]李周等.加快推进农业农村现代化：“三农”专家深度解读中共中央一号文件精神[J].中国农村经济，2021（4）.