农地流转对农村居民消费结构的影响研究——基于CFPS数据的实证分析

崔海洋 胥桂凤 虞 虎

(1.贵州大学，贵州 贵阳 550025；2.中国科学院，北京 100101)

一、引言

随着中国经济步入“新常态”，实现消费拉动经济增长中最迫切需要解决的问题是居民消费结构升级。[1]2020年5月，习近平总书记在中共中央政治局常务委员会上强调“深化供给侧结构性改革，充分发挥我国超大规模市场优势和内需潜力，构建国内国际双循环相互促进的新发展格局”。[2]实现经济发展内循环关键在于扩大内需并提高国内居民消费水平。受“新冠”疫情影响，城市消费需求疲软，释放农村消费红利对稳定内需市场具有重要战略价值。在此背景下，研究影响农村居民消费结构的因素，对于改善农村消费环境，推动农村经济高质量发展以及实现中国经济内生性增长具有重要意义。

农村居民消费行为由其资产与收入状况决定，农民增收是促进农村消费可持续增长的根本保障。实现经济增长与消费升级的关键在于持续提高农村居民人均收入、拓宽农户收入渠道。土地作为农户的根本生产资料，与农民增收渠道密切相关。在人口与资本扩张进入瓶颈、全要素生产率短期内难以快速增长的情况下，土地要素的转移流动、高效配置或成为农村经济发展的重要力量。农地流转将进一步释放农村劳动力，拓宽农民择业权与获得非农收入机会，流转带来的资产积累和生计转变成为影响农户消费结构变化的主要诱因。农地流转推动农户向兼业化、非农化转移，从而影响农户生计方式[3]与资产积累。务工经历降低了农户对土地的依赖程度，务工时间越长，农户的土地流转意愿越强[4][5]，因而，非农收入增加是农地流转的间接收益。[6]当前，学界关于农地流转与农户消费的关系研究仍处于不断深入阶段，学者多从社会资本、减贫效应、福利效应等视角探讨农村土地流转对农户消费的作用机制[7]、减贫在农地流转与农户消费中的中介效应[8]、农地流转对农户消费的促进作用[9]等，主要应用Logistics回归、MVP模型、PSM模型、多元回归等计量模型进行实证研究。通过文献梳理发现，已有研究重点考察了农地流转行为对农户收入的影响，但关于农地流转与农村居民消费结构的影响方面研究还不够完善。学者大多关注农地流转与非农就业之间的关系，而从非农就业角度研究农地流转对农户消费结构影响的研究不足。鲜有学者探究农地流转是否通过非农就业、资本变动优化农户消费结构，其影响作用机理仍然相对模糊。

基于此，本文从农地转出与农地转入两个角度，利用2018年中国家庭追踪调查(CFPS)数据，运用OLS回归、中介效应及稳健性检验等方法，实证检验农地流转对农户消费的影响。尝试回答农地流转行为是否优化了农村居民的消费结构，农地流转影响农户消费结构的作用机制等问题，以期为我国乡村实现经济内生性增长提供有益参考。

二、理论分析与研究假设

农地流转是一个长期的、系统的、有效的解决“三农”问题的重大举措。就现实而言，农地流转影响农户增收的路径主要有两条：一条路径是农地转出后，生计方式受到改变，农户主要通过从事农业兼业、外出务工、非农经营来实现收入增加；另一条路径是农地转入后，农户通过农业规模经营，提高生态效率，从而实现人力资本、社会资本、物质资本、金融资本、自然资本的增长，从而实现消费结构的优化升级。随着城镇化的推进，农地转出户将土地流转后，由于无法获得稳定的农业收入，农户会选择农业兼业、外出务工以及非农业生产经营活动等生计方式。农户生计方式由传统农业向非农务工转变，劳动力从农村流动到城市。部分农民基于自身家庭禀赋特征，在生计策略上存在差异性。土地作为农户的重要家庭资本，农地流转必然引发农户家庭资本结构的变动。农地转入户因实现土地规模经营，使用大型机械设备提高农业生产效率，农业生产经营收入增加，进而改善家庭消费结构。[10]基于此，本文将农地流转影响农村居民消费水平的作用效应理解为不同构成因素的相互作用过程，并从农地转入与农地转出两个角度进行实证分析。其作用效应如图1。

图1 农地流转影响农村居民消费的作用机制

(一)农地转出-生计方式改变-消费结构

随着土地流转政策的有序推进，农户将土地经营权转移出去，原有升级方式调整，多渠道就业推动农民增收，进而影响农村居民消费结构。首先，大规模土地流转促进了乡镇企业的发展和壮大，大量女性劳动者选择留在农村帮助乡镇企业进行生产劳动，成为农业兼业劳动者。农村进行农业生产活动大多以家庭为单位，利用家庭成员不同的技能优势，在农业生产与非农业生产中进行合理调配，实现农户家庭利益最大化。农户进行农业兼业活动可以充分利用家庭成员的个人专业化知识和生产技能，获得整个家庭的分工经济，使农户收入增加，促进消费升级。[11]其次，农地转出后，农户对土地的依赖性降低，农户参与外出务工的意愿增强，外出务工成为农户家庭收入来源增添的主要渠道。[12]农业收入占农户家庭总收入的比重下降，由原来的主要收入来源变为辅助性收入来源，农户更加注重其他增收途径的选择。[13]不局限于原来单一的收入来源，促进农户增收，提高农户消费水平。再次，部分农户将农地流转出去，以获得土地租金，将这部分资金用做生产经营活动。农地转出推动富裕劳动力外流，农户前往发达的沿海地区接受更多的专业技能培训，同时在发达地区的农户可能接触到更多的创业信息，学习到更多企业运营知识，有利于推动农户进行投资非农业生产经营活动或者自身返乡后开展自主创业。[14]非农业生产经营提高了农户收入，随之也提高了农户消费能力。由此提出假设1、2。

假设1：农地转出改变农户生计方式，参与农地转出的农户消费水平较高。

假设2：农地转出与农村居民消费结构升级中存在中介效应。

(二)农地转入-资本变动-消费结构

资本是决定农村居民消费能力的关键。物质资本层面，随着土地流转政策的有序推进，农村农地转入户因土地规模扩大，优先选择购买大型的农业机械化设备，使生产固定性资产增加。农户生产性资本扩张，将鼓励农户承包更大面积的农地进行农业生产，循环往复，农户物质资本增加，推动农村居民消费结构升级。社会资本层面，农地流转促进农业专业化生产的同时，将吸引更多企业在农村建设加工厂，实现产业与资源聚集，间接增加农村社会资本。社会资本充足，农户可消费的产品种类增加，增强农户消费欲望。金融资本层面，更多有效率的主体参与土地流转会带来级差地租的提升，使得农地流转的市场价格提高，进而增加农民的财产性收入。大面积农地转入到种田能手手中，促进土地资源优化配置，提高劳动生产率，从而获得更多金融资本，以提高消费水平。人力资本层面，随着农地流转市场的不断完善，使农村居民家庭根据劳动力比较优势重新组合劳动力资源，促使农村剩余劳动力向其他生产部门转移，为农副产品加工业提供充足的人力资本。人力资源的有效整合，提高劳动生产边际效率，从而影响居民消费能力。自然资本层面，小农户家庭生产一定程度上造成了土地碎片化，而农业规模生产经营活动有利于土地资源整合，合理的农业作业也有利于土地资源的再生产，土地资源的优化增加农户的自然资本。自然资本是决定农户是否进行更大规模农业生产的关键，土地流转促成自然资本的积累，更有利于扩大农户的消费需求。由此提出假设3、4。

假设3：农地转入促进农民增收，增强农户消费欲望。

假设4：农地转入与农村居民消费结构升级中存在中介效应。

三、模型构建与数据来源

(一)模型设计

农地流转作为影响农民收入的重要因素，对居民消费结构也产生不可忽视的影响。对于农户来说，土地流转获得的资金可以用于提升生活质量、进行个人投资等方面，从而推动农户自身的消费结构转型升级。因为居民消费习惯具有“棘轮效应”，[15]容易产生内生性问题，会使实证结果出现偏误。因此，本文以基准回归模型为基础，构建新模型来探讨农地流转对农村居民消费结构影响。具体模型如下：

Consumeit=α1+β1landoutit+ηMit+λZit+μt+εit

(1)

Consumeit=α2+β2landinit+ηMit+λZit+μt+εit

(2)

其中，Consumeit代表被解释变量：农村居民消费结构；landoutit代表核心解释变量：农地转出；landinit代表核心解释变量：农地转入。i和t分别表示时间和地区，α为代估参数，β、η、λ为回归系数，Zit表示本文选取的控制变量，Mit代表分组虚拟变量，μt代表地区固定效应，εit为随机误差项。

(二)数据来源与变量选取

本文主要采用中国家庭追踪调查(CFPS)2018年的数据进行实证分析，探讨我国农村农地流转与村居民消费结构的影响。本文在模型设定的基础上，将家庭数据和个人数据进行匹配，在剔除缺失值、极端值之后，保留4951个与本文研究有关的样本。其他变量统计数据来自历年《中国统计年鉴》。

1.被解释变量。设定农村居民消费结构为被解释变量。消费作为拉动经济增长的“三驾马车”之一，是经济高质量发展的最终牵引力。[16]因此，本文参考齐红倩等[17]的分类方法，根据消费类型的性质，将国家统计局划分的八类消费支出分为生存型(食品、衣着、居住)、发展型(交通通信、文娱)和享受型(家庭耐用品(1)本文中家庭耐用品消费统计包括电脑、手机、电视、冰箱、乐器等。、医疗保健和其他)三种类型。

2.核心解释变量。选取农地流转(农地转出、农地转入)为核心解释变量。小农户分散式的农业经营方式已无法满足农户对收入持续增长的需求，农业发展的现实需求亟需通过农地流转实现农业规模化经营，解决农民收入持续、稳定增长问题。农地流转是本文的一个核心解释变量。根据“是否出租农地给他人”来测度农户农地转出行为，应用“是否租入他人农地”来衡量农户农地转入活动，若是则赋值为 “1”，反之赋值为“0”。

3.控制变量。考虑到影响消费的因素众多，结合已发表的相关文献，本文同时引入家庭特征变量、经济特征与社会特征变量，以控制其他无关变量对农村居民消费结构的影响。设置以下变量，包括家庭特征变量：家庭规模、家庭纯收入(对数)、家庭负债(非房贷的金融负债的对数)；经济特征变量：存款(现金及存款总额的对数)、生产性固定资产(对数)、金融产品资产(对数)、土地资产(对数)、社会特征变量：政府补助、社会救助。

本文对被解释变量、核心解释变量和控制变量的说明与描述性统计见表 1。

表1 变量设置与描述性统计

四、实证分析

(一)基准回归

1.农地转出对农户消费支出的影响。2021年，我国人均耕地面积为0.007平方公里，约为世界平均水平的一半左右[18]，部分农户生产出的农产品往往优先满足家庭生活需求，再将剩余部分进行销售。因此，农户将农地转出之后，最直接的影响是家庭食品消费支出增加；另外，部分农户将土地全部转出后可能进入城市生活，那么生活环境的改变将导致农户家庭生活支出也发生改变。故本文以农村居民各项消费支出为被解释变量对农地转出进行OLS回归(表2)。由于变量可能在模型中产生异方差的问题，因此对本文采用了稳健标准误的方法进行基准回归。

由表2可知，农地转出对农村居民的家庭耐用品、衣着鞋帽、文教娱乐、食品、居住、医疗保健的消费支出比重具有显著影响，仅对交通类消费支出比重的影响不显著。在控制变量和固定效应得到控制后，第(1)列家庭耐用品对农地转出的回归系数为30.47%，且在10%的水平下显著。引发农村居民家庭耐用品支出不断上涨的原因：一方面是转变生活方式后需要更换家庭所用的一系列家用电器或设备等，会加快耐用品更新换代的速度；另一方面是农民收入的增加改变了消费观念，越来越注重生活质量，会由过去的便宜实用型消费逐渐转变为追求改善型商品。第(2)列衣着对农地转出的回归系数为55.47%，且在1%的水平下显著，表明拉动农村居民衣着类消费增长的主要原因是随着农户收入的提高和眼界的开阔，农村居民审美观念发生了巨大的转变，更加注重衣着品位。第(3)列文教娱乐对农地转出的回归系数为14.52%，且在1%的水平下显著，可以看出，随着农村文娱市场的发展，各类文化教育和现代化娱乐活动不断涌现，使生活方式发生了深刻变化；加之，农地转出后农村居民休闲娱乐的时间增加，农民开始注重各类教育培训和改变娱乐休闲方式。第(4)列食品对农地转出的回归系数为22.41%，且在1%的水平下显著，反映出农户将土地流转出去，农村居民食品消费的自给率明显下降，食品消费的商品率逐步提高。第(5)列居住对农地转出的回归系数为49.82%，且在5%的水平下显著，表明农地转出推动了农村剩余劳动力转移到城市，随着城市房价大幅攀升，农户在居住类的消费比重不断增加。第(6)列医疗保健对农地转出的回归系数为23.62%，且在1%的水平下显著，表明促使农村居民医疗保健消费支出比重变高的原因包括以下方面：一是医疗保健知识在农村地区大面积普及，农户健康意识也随之提高，更注重身心健康；二是收入水平越高的农户，其医疗保健消费的边际倾向越大，对医疗保健消费的需求也会相应提高。第(7)列回归结果显示，由于农村地区交通设施相对欠缺，农地转出并没有对农村居民的交通消费产生较大的影响。随着农地转出的有序进行，农户各类消费出现了不同程度的升级，验证了上述假设1的成立。

表2 农地转出对农村居民消费支出的影响

2.农地转入对农户消费支出的影响。本文以OLS回归以及稳健标准误的方法进行基准回归，表3表明了农村居民家庭各类消费支出对农地转入的基准回归结果，其核心解释变量为农地转入。由表3可以看出，农地转入对农村居民的家庭耐用品、衣着鞋帽、文教娱乐、食品、居住、医疗保健及交通的消费支出比重都具有显著影响。在控制变量和固定效应得到控制后，第(1)列家庭耐用品对农地转入的回归系数为28.42%，且在1%的水平下显著。说明农地转入提高了农民的经济收入，收入水平的提高和住房条件的改善，使农村居民家庭耐用品支出呈现强势增长趋势。第(2)列衣着对农地转入的回归系数为-93.05%，且在5%的水平下显著，说明农地转入对衣着消费支出具有显著的负向影响。产生此类现象的原因可能是，一方面是我国农村居民衣着边际消费倾向较低，农村居民对衣着缺乏消费弹性；另一方面是农户将资金多用于农地流转，用来可支配的剩余资金较少。第(3)列文教娱乐对农地转入的回归系数为69.68%，且在1%的水平下显著。农村居民文教娱乐消费支出不断上升的原因是农地大面积转入到农户手中，农户对农业种植技术的需求增加，中学以上的教育、成人培训和农业技术教育费用支出上涨。第(4)列食品对农地转入的回归系数为-13.16%，且在5%的水平下显著，说明农地转入对食品消费支出具有显著的负向影响。随着农业技术的提高，农产品加工业不断完善，农副产品种类增多，自家的农产品足以满足家庭生活需要，对外界农产品的需求减少。第(5)列居住对农地转入的回归系数为-18.78%，且在1%的水平下显著，说明农地转入对居住消费支出具有显著的负向影响。居住消费支出与农地转入呈负相关的原因是：一是农村社区的物业费及管理费相对较低；二是相比于城市，农村房屋建设的成本不高，因此，农户买房与租房的费用较低。第(6)列医疗保健对农地转入的回归系数为-116.19%，且在5%的水平下显著。自2003年起，新型农村合作医疗的试点地区不断增加，农户对医疗保健的支出占家庭总支出的比重相对较低。第(7)列交通对农地转入的回归系数为37.45%，且在5%的水平下显著。农户参与农地转入行为后，实行集约经营模式，有效促进农村“三产”融合发展，农户与外界交流的次数增加。随着农地转入的有序推进，推动农村地区农业集约化经营，农业生产成本降低，使得农户收入增加，农村居民各类消费出现了不同程度的升级，验证了上述假设3的成立。

表3 农地转入对农村居民消费支出的影响

(二)稳健性检验

1.Hausman检验。由于在选取相关变量的过程中可能存在遗漏变量，导致解释变量与随机扰动项呈现相关性，从而使得OLS估计结果存在偏差。豪斯曼( Hausman)检验是通过解释变量与随机扰动项是否呈现相关性的检验来代替对遗漏相关变量的检验。[19]本文选择全国31个省级面板数据来构建模型，应用 Hausman检验对不同区域的面板数据在不同模型中进行结果验证。进行Hausman检验的目的在于判断模型中的农村居民各种消费类型与扰动项之间是否有明显的关系，来判断选择随机效应模型还是固定效应模型。根据全部样本豪斯曼检验结果可知，验证统计量相应的P值均为 0. 0000(P<0.05)，对原假设给予拒绝，宜采用固定效应模型。因此，验证了上述模型的稳定性。

2.内生性处理。外部环境总是复杂的，除了关键变量遗漏造成的内生性问题外，实证结论也可能受到被解释变量能够抵消解释变量的反向因果现象的影响。为缓解研究中可能存在的内生性，需要选取工具变量来解决内生性问题。[20]村级农地流转程度越高，意味着个体农户进行农地流转的机会越大，但村级农地流转并不会直接影响个体农户的消费结构，因此，本文选取“村级农地流转程度”作为工具变量。根据检验结果表4可知，模型通过了工具变量与内生变量不相关的原假设检验，且不存在弱工具变量问题。当对模型增加了控制变量可知，模型(2)识别不足检验统计量为43.5447，拒绝了原假设，说明工具变量与内生性变量有关。弱工具变量检验统计大于10%，表明本文选取“村级农地流转程度”作为工具变量具有一定的合理性。通过实证结果显示，无论是否对模型增加控制变量，都可以发现在处理内生性问题后，农地转出、农地转入都促进农户消费水平。因此，基本假设1、3成立。

表4 内生性处理：面板数据工具变量方法(FE-IV)

3.基于倾向得分匹配方法的检验。农户遵循自愿原则进行参与农地流转行为，农地流转的参与对象可能并未采用随机分组的方法，那么观察的样本中容易出现数据偏差(bias)和混杂变量(confounding variable)，由此造成系统性偏差。[21]解决这一问题最主要的解决方法是倾向评分匹配(Propensity Score Matching，简称PSM)，此方法尽可能减少由于户主个体、家庭特征以及社会特征等数据遗漏造成的偏差，以便对实验组和对照组进行更合理的比较。

实证结果表明，表5模型(1)中，农地转出的近邻匹配后的值高于稳健OLS估计结果，说明农地转出确实对农户消费水平产生正向显著作用；模型(2)中，农地转入的近邻匹配后值为0.1018，且微高于稳健OLS估计结果，证明PSM 估计结果支持了农地流转对农村居民消费产生影响。此外，考虑到家庭收入对农户消费影响可能存在数据偏差问题，本文以家庭收入为处理变量，采用倾向得分匹配( PSM) 近邻匹配法进行估计，相应的结果如表 5模型( 3) 所示。通过PSM 检验后，近邻匹配法处理后的值为0.1886，略低于稳健 OLS 估计结果，以上数据结果充分支持了“家庭收入增加确实提高了农户消费水平”的结论。以上实证检验表明，尽管可能存在遗漏数据、混杂变量等问题，但是使用工具变量法( FE-IV) 估计以及倾向得分匹配( PSM) 方法的计量回归结果仍然保持一致，即相比未参与农地流转农户而言，参与农地流转农户更有利于扩大消费，家庭收入越高越有利于促进消费，支持了本文假设 1、3。

表5 倾向得分匹配和稳健OLS估计结果(CFPS2018)

(三)作用机制分析

当从事农业生产的边际收益小于从事非农工作的边际收益时，理性的农户倾向于转出农地，在收取农地租金的同时将劳动力向非农产业转移，逐步完成农业劳动力向非农产业转移的结构性变革。[22]前文分析发现，农地转出对农户居民消费具有正向作用，外出务工增加对农户消费具有促进作用。那么，当外出务工引发农户消费变化时，是否会通过农地转出间接影响农户消费结构?农地流转有效推动了土地集中和规模经营，规模经济激励了农户对土地的货币资本持续追加以及农业生产资料和农业机械设备投入，农户生产资料的投入总量因经营规模的扩大而增加，为进一步提高劳动效率和土地产出，新型农业经营主体会根据实际情况使用更多的农业机械替代劳力。[23]总的来说，农地转入对农户资本升级具有推拉作用，但农户收入的增加是否对农户家庭居民消费结构产生影响，还需进一步验证。前文分析发现农地转入调动农户消费欲望，家庭收入增加对农户消费具有显著影响。那么，当家庭收入引发农户消费变化时，是否会通过农地转入间接影响农户消费结构？为了验证假设2、4，需要引入中介效应模型。验证模型设定如下：

lnincomeit=θ1+β3landinit+ηMit+λZit+μt+εit

(3)

Consumeit=θ2+lnincomeitβ4landinit+ηMit+λZit+μt+εit

(4)

workit=ρ1+β5landoutit+ηMit+λZit+μt+εit

(5)

Consumeit=ρ2+β6landoutit+workit+ηMit+λZit+μt+εit

(6)

式(3)—(6)中，θ为代估参数，Inincome代表家庭纯收入，ρ为代估参数，work代表是否参与外出务工，若是则值为 “1”，反之值为“0”。其他变量含义与式(1)相同。

这里采用中介效应逐步回归的方式对农户居民收入与农地流转的关系进行验证，表6第(1)—(3)列为中介效应模型的回归结果。第(1)列以农村居民家庭纯收入的对数作为被解释变量，结果显示土地转入对家庭纯收入具有正向的显著影响。第(2)列以农村居民家庭总消费的对数为被解释变量，以家庭纯收入的对数为解释变量，土地转入的影响系数为19.31%，土地转出的影响系数为20.13%。第(3)列以农村居民家庭总消费的对数为被解释变量，以土地转入和家庭纯收入的对数共同作为解释变量，土地转入的影响系数则下降至17.74%。土地转入变量系数估计值的减小以及土地转入与农村居民家庭消费之间的正向关系，验证了土地转入是通过家庭收入的变动进而影响居民消费结构的。为了进一步研究居民收入这一中介效应的影响，本文分别对生存型消费、发展型消费以及享受型消费三类样本进行回归。第(4)列农地转入、农地转出变量的系数为负，原因可能是农村消费品市场发展不够健全，随着农产品产出率提高，农户生产出的农产品足够满足自身需求。此外，农村居民习惯了原有的生活方式和消费习惯，导致农户收入的提高并没有对生存型消费产生巨大影响。第(5)列、第(6)列的回归结果显示，土地转入、农地转出对发展型消费及享受型消费的影响为正向显著。如第(3)—(5)列所示，外出务工对生存型消费、发展型消费以及享受型消费的影响系数分别为21.13%、34.34%以及11.02%，说明外出务工的经历使农民在城市学到更多的职业技能从而进行非农就业或者创业，进而提高收入改变家庭消费结构；此外，外出务工的农民在城市中的生活环境和消费习惯得到了改变，意识到培养个人能力的重要性，更注重教育和文化娱乐的消费，外出务工间接影响农村居民消费结构。符合上述假设2、4。此回归结果也侧面验证了中介效应的稳健性。

表6 中介效应检验

五、结论

农地流转是完善农业规模经营与现代化发展、实现农户增收的重要抓手。探求农地流转对农村居民消费结构的影响，对扩大农村消费需求，优化农村消费结构，推动城乡消费统筹发展，实现共同富裕目标具有重要促进作用。本文通过阐释“农地转入-资本变动-消费水平提升”和“农地转出-生计方式改变-消费结构升级”的作用机理解析并验证农地流转对农户消费结构的影响得到：

1.农地流转对农户消费结构的影响显著。参与农地流转的农户总体上消费水平高、消费动机强，在控制反向因果关系和变量选择偏误等问题造成的内生性之后，农地流转的影响仍呈正向显著关系。无论是农地转入还是转出都能提高农户收入，收入增加引致农户边际消费率上升，进而影响家庭消费。

2.农地流转对农户消费支出的影响存在差异。无论是农地转入还是农地转出都显著增加了发展型、享受型消费支出，减少了生存型消费支出。导致这一结果的根本原因在于生存型消费是基础性消费，消费需求弹性较小，收入增加并不能刺激生存型消费，而发展型、享受型消费需求弹性较大，农户增收使其边际消费倾向增强。

3.资本变动与生计方式改变是农地流转影响农户消费的中介效应机制。资本变动在农地转入过程中对农户消费结构存在中介效应，即收入越高的农户参与农地转入的概率越大，且能够通过农业规模经营提高家庭收入，间接促进农户消费结构升级；生计方式改变在农地转出过程中对农户消费结构存在中介效应， 即农户外出务工后，生活环境、生活方式发生改变，从而改变着农户消费结构。

农地流转是提高农业生产水平、刺激经济内生增长、落实乡村振兴战略的重要环节，是推动形成持久稳定消费市场的重要手段，有利于加速农业现代化、刺激农户消费需求、改善双向循环经济结构。尽管当前农村居民恩格尔系数不断降低，但消费动力不足等问题依然突出，应持续优化农地流转政策，建立土地流转下的农户长效增收机制，激发农村消费潜力，优化农村消费市场结构，促进农村消费增长，助力乡村振兴。