譚銀清 王 釗 陳益芳

財(cái)產(chǎn)性收入是我國農(nóng)民收入的重要組成部分。近年來，農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入引起了政府決策者的高度關(guān)注。2007年10月，黨在十七大報(bào)告中首次提出了“創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財(cái)產(chǎn)性收入”;2008年中央1號(hào)文件再次提出:“進(jìn)一步明確農(nóng)民家庭財(cái)產(chǎn)的法律地位，保障農(nóng)民對(duì)集體財(cái)產(chǎn)的收益權(quán)，創(chuàng)造條件讓更多農(nóng)民獲得財(cái)產(chǎn)性收入”;2013年中國共產(chǎn)黨在十八屆三中全會(huì)中再次強(qiáng)調(diào)“賦予農(nóng)民更多財(cái)產(chǎn)權(quán)利”。

在我國，農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入一直是農(nóng)民收入構(gòu)成中的一塊短板。增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入，不但有利于提高農(nóng)民收入水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民長效增收;同時(shí)也有利于藏富于民，實(shí)現(xiàn)社會(huì)和諧穩(wěn)定。

一、我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的特征

1.增速較快但水平較低

2000年，我國農(nóng)民純收入人均2253.40元，其中，財(cái)產(chǎn)性收入45元;2011年，農(nóng)民人均純收入6977.30元，其中，財(cái)產(chǎn)性收入228.60元。農(nóng)民人均純收入12年間增長了4723.90元，年均增長393.66元，年均增速9.9%;農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入同期增加了183.60元，年均增長15.3元，年均增速14.5%。相對(duì)而言，農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長速度雖然較快，但農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入無論是絕對(duì)數(shù)量還是相對(duì)數(shù)量都水平極低。2011年，我國農(nóng)民家庭經(jīng)營收入3222元，在農(nóng)民收入構(gòu)成中占46.18%;工資性收入2963.40元，在農(nóng)民收入構(gòu)成中占42.47%;轉(zhuǎn)移性收入563.30元，在農(nóng)民收入構(gòu)成中占8.07%;而農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入僅有228.60元，僅占農(nóng)民收入構(gòu)成的3.28%。

2.城鄉(xiāng)差距大，地區(qū)差異顯著

我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入還呈現(xiàn)出明顯的城鄉(xiāng)差距和地區(qū)差距。2011年，我國城鎮(zhèn)居民財(cái)產(chǎn)性收入人均690元，約為同期農(nóng)村居民的3倍。分地區(qū)看，2011年我國東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)、東北地區(qū)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入分別為407.24元、111.03元、137.29元和407.14元，東部地區(qū)明顯高于中、西部地區(qū)。

3.農(nóng)民內(nèi)部不同收入水平之間差距較大

若將農(nóng)村居民按收入水平由低到高分為五等份，2011年收入水平最低的低收入組農(nóng)戶的財(cái)產(chǎn)性收入人均49.6元，而收入最高的高收入組農(nóng)戶的財(cái)產(chǎn)性收入人均791.7元，約為低收入戶的20倍。不同收入水平之間農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入差距較大，結(jié)構(gòu)性矛盾較為突出。

二、我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入影響因素實(shí)證研究

(一)文獻(xiàn)回顧

財(cái)產(chǎn)性收入是指家庭向其他機(jī)構(gòu)單位提供資金或有形非生產(chǎn)性資產(chǎn)而獲得的收入，“大體相當(dāng)于一個(gè)租金的概念”。〔1〕農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入在統(tǒng)計(jì)上主要包括利息收入、股息收入、租金收入、出讓特許權(quán)收入、集體財(cái)產(chǎn)收入和其他財(cái)產(chǎn)收入。需要特別指出的是，農(nóng)民出租生產(chǎn)性固定資產(chǎn)所得到的租金不計(jì)入財(cái)產(chǎn)性收入。

近年來，學(xué)者們從不同的角度對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入較低的原因進(jìn)行了探討。收入并不是一個(gè)孤立事件，而是受制于諸多因素的一連串事件。農(nóng)民在其收入扣除生活消費(fèi)支出后若有剩余，便可能用于擴(kuò)充財(cái)產(chǎn)，獲得財(cái)產(chǎn)性收入。農(nóng)民收入主要來自于國民收入的初次分配。但是在我國的國民收入分配體系中，個(gè)人和勞動(dòng)要素往往被置于相對(duì)次要的地位，國民財(cái)富更多地是流向政府和企業(yè)，居民收入長期以來增長乏力。因此，國民收入分配制度的不合理是導(dǎo)致我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長緩慢的重要原因?！?〕

當(dāng)然，農(nóng)民擁有了較高收入并不一定就能增加財(cái)產(chǎn)性收入。財(cái)產(chǎn)性收入相對(duì)于農(nóng)民其他收入來源有其特殊性。財(cái)產(chǎn)只有通過市場進(jìn)行交易才能帶來增值變?yōu)樨?cái)產(chǎn)性收入?！?〕我國農(nóng)村整體上市場化水平較低，且區(qū)域間差距較大，阻礙了我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的增長〔5〕。同時(shí)，金融產(chǎn)品是實(shí)現(xiàn)財(cái)產(chǎn)性收入的重要載體。但金融產(chǎn)品的流通與運(yùn)營不但需要完善的金融市場〔6〕，對(duì)運(yùn)營者的個(gè)人素質(zhì)也有較高要求〔7〕。我國農(nóng)村不但金融市場比較落后，而且農(nóng)民素質(zhì)也相對(duì)低下，這使得我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的來源相對(duì)狹窄。

從直觀上看，我國農(nóng)民似乎擁有豐富的財(cái)產(chǎn)資源。根據(jù)國土資源部土地規(guī)劃司的數(shù)據(jù)，我國農(nóng)民的宅基地、園地、林地再加上農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)用地，共有兩億多畝，差不多占到我國建設(shè)用地規(guī)劃總量的一半。但是，由于受到產(chǎn)權(quán)制度的制約以及區(qū)位因素的影響，農(nóng)民的這些財(cái)產(chǎn)很難轉(zhuǎn)變?yōu)樨?cái)產(chǎn)性收入。〔8〕

就已有成果來看，現(xiàn)有的研究主要以定性研究為主，定量研究較少。因此，以往的研究很難回答各個(gè)變量對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入影響的方向和大小。本文擬采用2000年至2011年我國29省市的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。

(二)模型與估計(jì)方法

1.指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明

根據(jù)以往的研究成果，本文將選取以下指標(biāo)變量進(jìn)行計(jì)量分析:

(1)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入 (單位:元，模型中用property表示):指農(nóng)村住戶的私有資金以儲(chǔ)蓄、信貸、入股等方式取得的利息、股金、紅利收入，以及農(nóng)村住戶的私有財(cái)產(chǎn) (如房屋)以出租方式取得的租金收入，還包括從集體得到的集體公共財(cái)產(chǎn)的財(cái)產(chǎn)性收入等。

(2)農(nóng)民人均儲(chǔ)蓄 (單位:元，模型中用savings表示):指農(nóng)村居民人均儲(chǔ)蓄額的年末統(tǒng)計(jì)數(shù)。

(3)農(nóng)民人均住房價(jià)值 (單位:元，模型中用hv表示):等于農(nóng)民人均住房面積乘以單位面積價(jià)值。

(4)農(nóng)民人均土地面積 (單位:畝，模型中用land表示):等于各地區(qū)土地面積除以相應(yīng)年末農(nóng)村人口統(tǒng)計(jì)數(shù)。

(5)金融服務(wù)水平 (單位:%，模型中用service表示):用各地區(qū)金融業(yè)從業(yè)人員占就業(yè)人員總體的比重表示。

(6)農(nóng)民人均受教育程度 (單位:年，模型中用education表示):采用各個(gè)文化層次的受教育年限 (其中文盲、半文盲記為1年，小學(xué)6年，初中9年，高中、中專12年，大專以上16年)乘以鄉(xiāng)村地區(qū)15歲以上各文化程度人口比重。

以上數(shù)據(jù)第 (2)項(xiàng)來自《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》，第 (6)項(xiàng)來自《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其余4項(xiàng)均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.模型與估計(jì)方法。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)及前人的學(xué)術(shù)成果，研究農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入與農(nóng)民人均儲(chǔ)蓄、農(nóng)民人均住房價(jià)值、農(nóng)民人均土地面積、金融服務(wù)水平以及農(nóng)民人均受教育程度之間的關(guān)系，考慮建立以下計(jì)量模型:

式中各變量腳標(biāo)it均表示第i個(gè)地區(qū)，第t年;b0為模型截距項(xiàng);其他的b1到b5為各解釋變量的回歸系數(shù);μi表示各省的個(gè)體效應(yīng)，在固定效應(yīng)中ui，為常數(shù);在隨機(jī)效應(yīng)中ui服從N(0，σ2μ)，e表示殘差，代表那些未被觀測到的因素。

面板數(shù)據(jù)包含了研究對(duì)象個(gè)體、指標(biāo)和時(shí)間三個(gè)維度的信息，分析前要求對(duì)模型進(jìn)行準(zhǔn)確設(shè)定，如果模型設(shè)定錯(cuò)誤，那么，計(jì)量結(jié)果就不可能揭示經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的本質(zhì)特征。通常面板數(shù)據(jù)通過F構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量確定模型形式。

上式中，S1表示混合效應(yīng)模型的殘差平方和，S2表示固定效應(yīng)模型的殘差平方和，N，K，T分別表示截面成員數(shù)量、解釋變量個(gè)數(shù)和時(shí)期數(shù)。該檢驗(yàn)的原假設(shè)為模型應(yīng)為混合效應(yīng)模型，如果F統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型，反之則應(yīng)選擇混合模型。固定效應(yīng)模型又進(jìn)一步可分為個(gè)體固定效應(yīng)模型和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。為此，我們進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)的原假設(shè)是:隨機(jī)影響模型中個(gè)體影響與解釋變量不相關(guān)，檢驗(yàn)過程中所構(gòu)造的統(tǒng)計(jì)量 (W)形式如下:

Hausman證明在原假設(shè)下，式 (2)給出的統(tǒng)計(jì)量w服從自由度為k的X2分布，k為模型中解釋變量的個(gè)數(shù)，若w統(tǒng)計(jì)量大于臨界值則應(yīng)選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型，反之，則應(yīng)選擇個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。為了排除截面間異方差性和相關(guān)性，本文對(duì)個(gè)體固定效應(yīng)模型和個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型分別采用廣義最小二乘法 (GLS)和可行的廣義最小二乘估計(jì)(FGLS)對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

Eviews軟件對(duì)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)，主要通過pool對(duì)象和面板結(jié)構(gòu) (panel)兩個(gè)工作文件來實(shí)現(xiàn)。Pool對(duì)象一般適用于截面成員數(shù)量較少而時(shí)期較長的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，側(cè)重于時(shí)間序列分析;面板結(jié)構(gòu)適合成員較多但時(shí)期較短的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，主要側(cè)重于截面分析。本文選取我國2000－2011年29個(gè)省、市、自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)具有典型的“寬而短”的結(jié)構(gòu)特征，因此，Eviews6.0軟件進(jìn)行估計(jì)時(shí)運(yùn)用面板結(jié)構(gòu)的工作文件來實(shí)現(xiàn)是較為合適的。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

計(jì)量結(jié)果表明，模型冗余固定效應(yīng)F檢驗(yàn)值為268.62，大于臨界值13.05，在0.01的顯著性水平上顯著，故選擇固定效應(yīng)模型;Housman檢驗(yàn)W取值為19.44，具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，因此，本文研究我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響因素應(yīng)該采用個(gè)體固定效應(yīng)模型。同時(shí)，模型調(diào)整的 R2為0.96，各回歸系數(shù)均在0.01的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，表明各解釋變量選擇較為合理，能對(duì)因變量進(jìn)行較好地解釋。

表1 各變量對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入影響估計(jì)結(jié)果

1.農(nóng)民住房對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的影響

5個(gè)解釋變量中，農(nóng)民人均住房價(jià)值對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的回歸系數(shù)為0.52，影響最大，這表明，我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入增長主要來自于住房出租。近年來，尤其是在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施相對(duì)落后，人地關(guān)系相對(duì)緊張的西部地區(qū)，由于農(nóng)業(yè)收益相對(duì)較低，為了增加收入，農(nóng)民紛紛外出務(wù)工，給部分城市和地區(qū)帶來了較大的租房需求。房租作為農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的主要來源，也很好地解釋了我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的內(nèi)部差距和地區(qū)差距。因?yàn)?，并不是所有農(nóng)民的住房都能通過出租獲取租金，事實(shí)上，我國農(nóng)村的大量房產(chǎn)是閑置的。只有那些區(qū)位較好，比如位于城郊或城中村的農(nóng)民住房，才能得到較高的租金回報(bào)。尤其是在經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)和東南沿海地區(qū)，由于那里農(nóng)民工數(shù)量龐大，租房需求強(qiáng)烈，當(dāng)?shù)剞r(nóng)民通過出租住房通?？梢垣@得豐厚的租金收入。

2.農(nóng)民儲(chǔ)蓄對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的影響

農(nóng)民人均儲(chǔ)蓄對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的回歸系數(shù)為0.30，雖然貢獻(xiàn)率比農(nóng)民住房要低，但依然是我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的第二大來源。目前，由于我國農(nóng)村地區(qū)金融市場比較落后，金融產(chǎn)品相對(duì)缺乏，再加之農(nóng)村社會(huì)保障水平還相對(duì)較低，農(nóng)民儲(chǔ)蓄傾向相對(duì)較高，儲(chǔ)蓄成為農(nóng)民理財(cái)?shù)闹匾?。但是，?chǔ)蓄率取決于收入水平，農(nóng)民只有在收入扣除消費(fèi)支出之后若有剩余時(shí)才能儲(chǔ)蓄，因此，收入水平高的農(nóng)民通過儲(chǔ)蓄得到的利息收入會(huì)比收入水平低的農(nóng)民要高。這也在一定程度上解釋了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入為什么在農(nóng)民內(nèi)部具有“高者越高，低者越低”的馬太效應(yīng)。

3.土地對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響

我國農(nóng)村土地資源豐富，土地似乎應(yīng)該是農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的主要來源。但回歸結(jié)果表明，土地對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響較小，貢獻(xiàn)率僅有0.17。農(nóng)村土地獲取財(cái)產(chǎn)性收入主要有兩種形式:土地征用和土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)。農(nóng)民土地被征用可以獲得一定的補(bǔ)償，從而增加家庭的財(cái)產(chǎn)性收入，但并不是所有的農(nóng)地都有征用價(jià)值。那些區(qū)位較好，商業(yè)價(jià)值較高的城郊土地容易被征用，農(nóng)民可能會(huì)得到一份可觀的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償。但是，那些區(qū)位較差、沒有什么商業(yè)價(jià)值的土地，撂荒的現(xiàn)象卻越來越普遍。同時(shí)，也并不是所有被征地的農(nóng)民都能獲得滿意的賠償。由于我國土地產(chǎn)權(quán)制度不清，一些地方政府強(qiáng)制征地、損害農(nóng)民利益的事情時(shí)有發(fā)生，農(nóng)民往往并不能分享到被征土地的增值收益。近年來，隨著農(nóng)村經(jīng)營體制改革的深入，農(nóng)民通過土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)也能帶來一定的財(cái)產(chǎn)性收入。但是，我國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)水平很低，且地區(qū)差異較大。中國人民大學(xué)鄭風(fēng)田教授研究表明:“我國不同地區(qū)土地流轉(zhuǎn)的比重差別很大，大都市上海、北京最高，分別達(dá)59.3%、46.3%;而浙江、重慶、江蘇分別是38.9%、36.2%、34.2%，屬于第二梯隊(duì);第三梯隊(duì)的湖南為21.4%;第四梯隊(duì)的湖北、安徽、江西、河南分別為:14.6%、14.2%、13.76%、13.39%，而第五梯隊(duì)的山西為5.77%”?！?〕因此，總體來看，土地對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的貢獻(xiàn)極為有限。

4.金融服務(wù)水平對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響

實(shí)證研究表明，“金融服務(wù)水平”這一變量對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的回歸系數(shù)僅為0.07，影響最小。金融是農(nóng)民財(cái)產(chǎn)權(quán)利充分實(shí)現(xiàn)的基礎(chǔ)，是農(nóng)民獲得發(fā)展權(quán)的關(guān)鍵，農(nóng)村金融是現(xiàn)代農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的核心。但是，我國目前的金融體制與我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)很不協(xié)調(diào)，農(nóng)村金融服務(wù)水平相當(dāng)?shù)拖拢瑖?yán)重阻礙了農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的實(shí)現(xiàn)。相對(duì)于城市，我國農(nóng)村金融網(wǎng)點(diǎn)較少，適合農(nóng)民的金融產(chǎn)品較為缺乏。更重要的是，長期以來，我國農(nóng)民的耕地承包權(quán)、林地承包權(quán)、宅基地使用權(quán)是不能抵押的，大大限制了農(nóng)民的融資能力。其實(shí)，即便能夠抵押，由于在大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)，這些抵押品變現(xiàn)能力很差，金融機(jī)構(gòu)也不愿意提供相應(yīng)服務(wù)。

5.受教育程度對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響

農(nóng)民人均受教育程度對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的回歸系數(shù)為0.29(表1)，僅次于農(nóng)民儲(chǔ)蓄對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的影響，表明農(nóng)民教育資本對(duì)其財(cái)產(chǎn)性收入的貢獻(xiàn)較大。受教育程度對(duì)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的影響可能主要源于兩個(gè)方面的原因:一是具有較高文化水平的農(nóng)民往往總體收入較高，因而更有能力擴(kuò)充財(cái)產(chǎn)獲得財(cái)產(chǎn)性收入。據(jù)2012年《中國住戶調(diào)查年鑒》統(tǒng)計(jì)，2011年，我國在農(nóng)村低收入組中，具有初中以上文化水平的農(nóng)民只占56.4%;而在高收入組中，初中以上文化水平的農(nóng)民卻占到了73.6%。二是因?yàn)椴僮鞴善?、債券等金融產(chǎn)品需要較高的分析技術(shù)和決策能力，對(duì)文化素質(zhì)的要求相對(duì)較高。

三、結(jié)論及建議

增加農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入有利于提高農(nóng)民收入水平，擴(kuò)大農(nóng)村內(nèi)需，促進(jìn)農(nóng)村穩(wěn)定和發(fā)展。本文研究表明，我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入水平較低，主要是由于我國農(nóng)民收入總體水平較低、農(nóng)村金融市場比較落后、農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入來源比較單一等原因所致。因此，我們認(rèn)為，為增加農(nóng)民農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入，政府主要應(yīng)該從以下幾個(gè)方面采取措施:

1.需要千方百計(jì)、不遺余力地提高農(nóng)民收入水平，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民長效增收。農(nóng)民只有收入水平提高了才有能力擴(kuò)充財(cái)產(chǎn)，提高財(cái)產(chǎn)性收入，從而實(shí)現(xiàn)收入—資產(chǎn)—財(cái)產(chǎn)性收入—收入的良性循環(huán)。

2.必須努力提高農(nóng)村的金融服務(wù)水平。由于我國農(nóng)村住戶居住相對(duì)分散，農(nóng)民的貸款額度通常較小，金融機(jī)構(gòu)為農(nóng)民服務(wù)的成本較高;同時(shí)，由于信息不對(duì)稱，也增加了金融機(jī)構(gòu)的資金風(fēng)險(xiǎn);再加上由于區(qū)位等原因，農(nóng)民的很多資產(chǎn)事實(shí)上很難變現(xiàn)。因此，農(nóng)民很難享受到“正規(guī)金融機(jī)構(gòu)”提供的服務(wù)。提升我國農(nóng)村金融服務(wù)水平，著名三農(nóng)學(xué)者和踐行者李昌平先生提出了“內(nèi)置金融”模式。所謂“內(nèi)置金融”，主要是通過政策優(yōu)先扶持小農(nóng)組織起來，發(fā)展農(nóng)民主體的村社本位的互助合作金融組織 (也稱草根金融組織)，正規(guī)金融 (特別是政策性金融)機(jī)構(gòu)再通過社區(qū)型農(nóng)民互助合作金融組織 (間接)服務(wù)小農(nóng)。這一模式能有效克服“正規(guī)金融”的不足，在實(shí)踐中效果較好，值得借鑒。

3.必須從根本上確認(rèn)和保護(hù)農(nóng)民財(cái)產(chǎn)權(quán)利。只有產(chǎn)權(quán)得以確認(rèn)和保護(hù)的財(cái)產(chǎn)才可能通過交換帶來財(cái)產(chǎn)性收入。我國長期以來涉及到農(nóng)民耕地、林地、宅基地等多項(xiàng)財(cái)產(chǎn)的產(chǎn)權(quán)制度模糊不清，以至于農(nóng)民財(cái)產(chǎn)屢遭侵犯，因此產(chǎn)生的農(nóng)民上訪、上告事件時(shí)有發(fā)生，嚴(yán)重影響了農(nóng)村的穩(wěn)定和發(fā)展。不過，令人可喜的是，18屆三中全會(huì)提出了“農(nóng)地入市”、“賦予農(nóng)民承包經(jīng)營權(quán)抵押、擔(dān)保權(quán)能”等決議，這使農(nóng)民土地變?yōu)椤澳芟碌暗哪鸽u”，給農(nóng)民帶來更多財(cái)產(chǎn)性收入增添了更多希望。

〔1〕高敏雪，王丹丹.“群眾”所擁有的財(cái)產(chǎn)性收入〔J〕.中國統(tǒng)計(jì)，2008，(1).

〔2〕楊婭婕.對(duì)提高我國居民財(cái)產(chǎn)性收入問題的思考〔J〕.經(jīng)濟(jì)問題探索，2011，(1).

〔3〕周其仁.增加中國農(nóng)民家庭的財(cái)產(chǎn)性收入〔J〕.農(nóng)村金融研究，2009，(11).

〔4〕曾康霖，范俏燕.論財(cái)產(chǎn)性收入與擴(kuò)大內(nèi)需〔J〕.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2009，(9).

〔5〕陳益芳，王志章，譚銀清.增加我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入的障礙因素及其解決途徑〔J〕.沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào) (社會(huì)科學(xué)版)，2012，(5).

〔6〕丁俊峰.群眾財(cái)產(chǎn)性收入增加的金融視角〔J〕.農(nóng)村金融研究，2007，(12).

〔7〕張乃文.我國農(nóng)民財(cái)產(chǎn)性收入現(xiàn)狀及原因探析〔J〕.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010，(4).

〔8〕周其仁.增加中國農(nóng)民家庭的財(cái)產(chǎn)性收入〔J〕.農(nóng)村金融研究，2009，(11).

〔9〕鄭風(fēng)田.誰適合發(fā)展家庭農(nóng)場〔J〕.中國經(jīng)濟(jì)周刊，2013，(7).