多吉班丹 ，白云麗 ，張林秀 *

（1. 中國科學(xué)院大學(xué)中丹學(xué)院，北京 100190；2. 中國科學(xué)院大學(xué)公共政策與管理學(xué)院，北京 100049；3. 中國科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所，北京 100101；4. 聯(lián)合國環(huán)境署國際生態(tài)系統(tǒng)管理伙伴計劃，北京 100101）

提高農(nóng)民收入水平是我國農(nóng)村發(fā)展與治理的重要議題。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村居民人均可支配收入從1978年的134元增加到2018年的14 617元，農(nóng)民收入水平顯著提高，但城鄉(xiāng)收入差距仍相對明顯，2018年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比值為

2.69。十九大報告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，農(nóng)民“生活富?！笔强偰繕酥?，也是縮小城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵。村主任作為全面統(tǒng)籌村莊事務(wù)的村干部，在帶領(lǐng)農(nóng)民致富方面發(fā)揮著重要的作用。公共投資既是促進農(nóng)民增收的主要渠道之一，也是村干部的重要職責(zé)。通過有效的機制激勵村主任在公共投資中發(fā)揮積極作用，從而提高農(nóng)民收入水平，是實現(xiàn)“生活富?！蹦繕说闹匾胧?。因此，探究村主任激勵機制對農(nóng)民收入的影響以及公共投資的中介效應(yīng)，對于推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略具有重要意義。

激勵機制是影響村主任履行職責(zé)的重要因素，國內(nèi)外學(xué)者主要使用定性分析方法對村干部激勵機制進行了研究。賀雪峰[1]和蔣維兵[2]指出，村民委員會是基層群眾性自治組織，村主任是由農(nóng)民選舉產(chǎn)生的不脫產(chǎn)干部，不是國家干部和公務(wù)員，因而只能為誤工拿補貼，中西部農(nóng)村村干部的收入遠低于外出務(wù)工的收入，影響農(nóng)村工作。肖向前[3]認為，村干部激勵機制還包括績效考核，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府對村干部的工作完成情況進行考核，部分地區(qū)村干部工作績效獎勵偏低，影響農(nóng)村的建設(shè)和發(fā)展。劉小亮[4]發(fā)現(xiàn)存在忽視負激勵的現(xiàn)象，對完不成考核指標的村干部，缺乏相應(yīng)的懲罰措施，使激勵機制不能發(fā)揮應(yīng)有的作用。Chen[5]指出稅費改革后，村干部征收稅費的職責(zé)被弱化，通過招商引資來為村莊創(chuàng)造更多的收入成為主要職責(zé)。景躍進[6]分析認為，村主任在征求農(nóng)民意見的基礎(chǔ)上提出目標并進行承諾，作為村主任的考核依據(jù)，其履職情況和考核結(jié)果是激勵措施的主要依據(jù)。

此外，少數(shù)定量研究對村干部激勵機制的理論進行了驗證。Kung等[7]利用400個村莊的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，薪酬顯著影響村干部對滿足村莊需求的承諾和提供公共物品的支出。王征兵等[8]利用第一手農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，通過提高村干部薪酬及其兌現(xiàn)率，能明顯提高工作積極性，但提供發(fā)展機會的激勵效果不明顯。王亞華和舒全峰[9]對村干部的動機進行測度后發(fā)現(xiàn)，村干部對其收入在村莊中的相對層級認知顯著影響公共服務(wù)動機。謝琳和鐘文晶[10]分析問卷調(diào)查結(jié)果提出，村干部被排除在政府科層組織之外，缺乏晉升空間，對其工作造成負面影響。由此可以看出，作為村干部的組成人員，村主任履行職責(zé)受激勵機制的影響，而稅費改革后，村主任的主要職責(zé)發(fā)生了變化。

總體而言，已有研究取得了重要成果，但在以下三個方面還有待提升。在研究內(nèi)容上，針對村主任激勵機制對履行職責(zé)的影響及其作用機制的研究有待加強，尤其是在鄉(xiāng)村振興階段，村主任被賦予使農(nóng)民“生活富?！钡穆氊?zé)；在研究方法上，現(xiàn)有文獻以定性研究為主，形成的結(jié)論還需詳實的數(shù)據(jù)進行證實；在研究使用的數(shù)據(jù)上，為數(shù)不多的定量研究僅采用截面數(shù)據(jù)，且以局部地區(qū)的數(shù)據(jù)為主，缺乏全國代表性。鑒于此，本文基于激勵理論，利用2004—2018年具有全國代表性的村級數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，分析村主任激勵機制對農(nóng)民收入的影響，探討公共投資的中介效應(yīng)，以期為實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的目標提供科學(xué)參考。

1 理論假設(shè)

1.1 村主任激勵機制與農(nóng)民收入的關(guān)系

圍繞激勵對人的影響，許多學(xué)者從不同視角，豐富了激勵理論的內(nèi)涵。激勵可以分為物質(zhì)和精神激勵，根據(jù)效用又可以分為正和負激勵，Maslow[11]將人的需求分為生理、安全、情感、尊重和自我實現(xiàn)的需求，由低到高排列，在高一層需求未獲滿足前，首先滿足低一層需求，物質(zhì)激勵能滿足人的低層次需求，而精神激勵能滿足高層次需求。Herzberg等[12]發(fā)展了激勵理論，提出薪酬、工作條件等“保健因素”能消除不滿情緒，而認可、成就等“激勵因素”能激勵人產(chǎn)生更積極的行為。還有學(xué)者認為，績效考核也是激勵機制的重要組成部分，對工作績效進行考核，可顯著增加激勵的強度[13]。

部分學(xué)者對村干部激勵機制進行了實證研究。Chen等[14]、Tsai和Liao[15]的研究發(fā)現(xiàn)，晉升空間和上級政府對下級政府的動員對干部的激勵作用顯著。但是村干部不是公務(wù)員，且缺乏晉升空間，薪酬是重要的物質(zhì)激勵，上級政府制定考核辦法并依據(jù)其結(jié)果支付薪酬。裴志軍[16]利用全國城鄉(xiāng)居民生活綜合研究的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)村干部的行為選擇與薪酬高低和決定主體顯著相關(guān)，可以通過改變村干部的薪酬來激勵村干部的行為。

基于以上理論分析，本文認為激勵機制影響村主任履行職責(zé)。具體而言，以物質(zhì)激勵和績效考核為主的激勵機制，影響村主任履行使農(nóng)民“生活富?！钡穆氊?zé)，即提高農(nóng)民收入水平。因此，村主任激勵機制影響農(nóng)民收入。

1.2 公共投資中介效應(yīng)的理論假設(shè)

通過公共投資來提供公共物品和服務(wù)、改善基礎(chǔ)設(shè)施，對于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展至關(guān)重要，更是村民增收致富的重要途徑[17]。張林秀等[18]分析認為，1978年以來農(nóng)村地區(qū)公共投資總量逐年增加，公共投資項目類型具有覆蓋面廣、重點突出的特征，道路、電力通訊等公共投資項目的數(shù)量和金額與農(nóng)民收入顯著相關(guān)。Luo等[19]和He等[20]研究指出，村莊之間在公共物品投資水平上存在較大差異，村莊治理模式會影響公共投資，激勵機制的變化使村主任更多地實施對該村農(nóng)民生產(chǎn)生活有利的公共項目。Newland[21]、Xu和Yao[22]發(fā)現(xiàn)，關(guān)于村干部的正式和非正式制度也會影響村級公共投資。

通過公共投資促進增收是村主任帶領(lǐng)農(nóng)民致富的重要渠道之一，但Wang等[23]和羅仁福等[24]認為，公共物品供給的城鄉(xiāng)差距較大，農(nóng)村不同類型公共物品的供給情況也不同，部分公共投資不能滿足當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的需求，需要村主任發(fā)揮更積極的作用。

基于以上理論分析，本文認為村主任激勵機制會通過影響公共投資，從而作用于農(nóng)民收入，即公共投資是村主任激勵機制和農(nóng)民收入的作用機制。

綜上所述，本文實證檢驗分為兩個部分，一是檢驗村主任激勵機制對農(nóng)民收入的直接影響，二是驗證激勵機制通過公共投資對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響的機制，理論假設(shè)模型如圖1所示。

圖1 理論假設(shè)模型Fig. 1 Theoretical hypothesis model

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查（China Rural Development Survey, CRDS）。CRDS是由作者所在研究團隊組織實施的一項長期實地跟蹤調(diào)查，調(diào)查年份分別為2005、2008、2012、2016和2019年，每次調(diào)查均收集了上一年度的信息。2005年研究團隊進行首次調(diào)查，采用分層隨機抽樣的方法，在全國有代表性地抽取了5個省25個縣50個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）100個村。

分層隨機抽樣具體步驟如下：第一，研究團隊根據(jù)農(nóng)業(yè)生態(tài)條件以及社會經(jīng)濟發(fā)展特征，在全國范圍內(nèi)劃分為東北地區(qū)、東部沿海發(fā)達地區(qū)、北部與中部地區(qū)、西北地區(qū)和西南地區(qū)5個大區(qū)域；在每一個區(qū)域隨機抽取一個樣本省，分別為吉林省、江蘇省、河北省、陜西省和四川省。第二，每個樣本省的所有縣根據(jù)人均工業(yè)總產(chǎn)值的排序平均分成5組，從每組中隨機抽一個樣本縣，因為人均工業(yè)總產(chǎn)值可以準確、可信地反映當(dāng)?shù)氐木用裆钏胶徒?jīng)濟發(fā)展?jié)摿25]。第三，每個樣本縣的所有鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）根據(jù)人均工業(yè)總產(chǎn)值的排序平均分成2組，從每組中隨機抽一個樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）。第四，每個樣本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）的所有村根據(jù)農(nóng)民人均純收入的排序平均分成2組，從每組中隨機抽一個樣本村，共計100個樣本村。2008—2019年CRDS對這100個樣本村進行了4次跟蹤調(diào)查。

CRDS每次調(diào)研均通過面對面訪談村支書、村主任和村會計收集村級層面的信息，包括樣本村基本情況、社會經(jīng)濟情況、公共投資情況、村干部薪酬和考核信息等。其中，公共投資情況收集的信息主要包括投資項目類型、項目周期、投資規(guī)模和資金來源。

2.2 模型設(shè)定

合理的計量模型是提高實證結(jié)果科學(xué)性的重要保證。本文利用2004—2018年具有全國代表性的村級數(shù)據(jù)，經(jīng)過F檢驗和Hausman檢驗后，采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型來檢驗村主任激勵機制對農(nóng)民收入的影響，回歸方程具體為：

式中：Nij表示第i個村莊在j年的農(nóng)民收入。Iij表示第i個村莊在j年的村主任激勵機制，Cij為控制變量，包括村莊人口、自然、社會和經(jīng)濟等可能影響農(nóng)民收入的特征變量；αi表示村莊不隨時間變化的非觀測效應(yīng)，Tj表示時間虛擬變量，εij為殘差項。式（1）為因變量對自變量的回歸。

此外，考慮到本文認為村主任激勵機制會通過公共投資這一中介變量對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響，因此需要檢驗公共投資的中介效應(yīng)。借鑒溫忠麟等[26]的做法，構(gòu)建遞歸方程進行估計，模型設(shè)定為：

式中：Pij表示第i個村莊在j年的公共投資。公式（2）為中介變量對自變量的回歸，公式（3）為因變量對自變量、中介變量的回歸。根據(jù)依次檢驗法的步驟，第一，檢驗回歸系數(shù)c1是否顯著；第二，依次檢驗系數(shù)a1和b1，如果都顯著，則檢驗系數(shù)c’1，如果至少有一個不顯著，則做Sobel檢驗；第三，系數(shù)c’1的顯著與否決定是中介效應(yīng)顯著還是完全中介效應(yīng)顯著，Sobel檢驗的顯著與否決定是中介效應(yīng)顯著還是中介效應(yīng)不顯著。

2.3 變量設(shè)置

農(nóng)民收入是本文的因變量，村人均純收入是衡量農(nóng)民收入的重要指標。在區(qū)域社會經(jīng)濟發(fā)展不均衡的背景下，減少區(qū)域收入差距，主要是提高農(nóng)村居民的人均純收入[27]，因此被納入政策制定者的議程設(shè)置；人均純收入也是衡量農(nóng)村貧困狀況的重要指標[28]。本文用村級人均純收入水平衡量農(nóng)民收入，可以體現(xiàn)該村的經(jīng)濟發(fā)展水平和居民的整體生計狀況。

本文的核心自變量是村主任的激勵機制，包括物質(zhì)激勵和績效考核，具體用4個自變量衡量。根據(jù)《中華人民共和國村民委員會組織法》，村主任可以獲得“適當(dāng)補貼”，即作為不脫產(chǎn)干部的誤工補貼，但是在蘇南等經(jīng)濟發(fā)展水平較高的農(nóng)村地區(qū)則發(fā)放工資[1]，因此本文統(tǒng)稱為年薪酬；同時，本文關(guān)注年薪酬是否與考核掛鉤，二者共同作為衡量物質(zhì)激勵的2個自變量。績效考核通過2個自變量進行刻畫，包括最重要考核指標和完不成最重要指標的懲罰，分別由是否為發(fā)展經(jīng)濟、所扣年薪酬的百分比是否大于等于10%來衡量。

公共投資是中介變量，用村集體參與出資的公共投資總額來表征。村干部主要運用自身社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)爭取私人與上級政府投資公共項目，或者利用村集體自籌資金進行公共投資，但是只有村集體參與出資的項目，才能充分體現(xiàn)村集體和村民的投資意向，進而更有利于村民致富。

由于本文所使用數(shù)據(jù)的時間跨度較長，為了消除通貨膨脹或緊縮的影響，根據(jù)消費者價格指數(shù)（consumer price index, CPI），將相關(guān)變量調(diào)整為2018年的值。此外，為了控制村莊基本特征的影響，在計量經(jīng)濟模型分析中加入戶籍人口、勞動力、耕地面積、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離和企業(yè)數(shù)量等自然、人口、社會和經(jīng)濟特征變量。

變量定義請見表1。

表1 變量定義Table 1 Variable definitions

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

2004—2018年期間，我國農(nóng)民收入水平保持穩(wěn)步增長。2004年樣本村的人均純收入為3 735.71元，之后逐年增長，尤其是在實施精準扶貧以后，2018年達到12 020.34元（表2）。市場經(jīng)濟的完善促進了農(nóng)副產(chǎn)品的流通，農(nóng)產(chǎn)品價格的提高增加了農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入；戶籍制度改革使農(nóng)村勞動力進城就業(yè)，增加了農(nóng)村居民的非農(nóng)收入。從本世紀初的農(nóng)村稅費改革到2015年提出“打贏脫貧攻堅戰(zhàn)”，農(nóng)村居民收入水平穩(wěn)步增長，體現(xiàn)了我國農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展和農(nóng)村居民生活水平的提高。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2018年我國農(nóng)村居民人均可支配收入為14 617元，扣除物價因素后，比1949年增長40倍，年均增長為5.5%。因而，本文的數(shù)據(jù)具有較好的代表性。

隨著農(nóng)民收入水平的提高以及村級治理政策的改變，村主任激勵機制也在發(fā)生變化。首先，在物質(zhì)激勵方面，村主任年薪酬逐年上升，從2004年的5 500.55元增加到2018年的26 480.49元，略高于農(nóng)民收入增長速度；但年薪酬與考核掛鉤的村比例整體上呈下降趨勢，從2004年的95%減少到2018年的69%。其次，村干部績效考核情況在此期間波動較大。完不成最重要指標而扣大于等于10%年薪酬的村比例先從2004年的45%緩慢上升到2007年的49%，而后快速下降到2011年的30%，在農(nóng)村綜改革后又緩慢增加到2018年的36%。最重要考核指標為發(fā)展經(jīng)濟的村比例從2004年的25%持續(xù)增加到2011年的57%，而后波動下降到2018年的37%（表2）?？冃Э己说膶嵤┣闆r體現(xiàn)了我國鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略的演變，稅費改革到農(nóng)村綜合改革期間，發(fā)展經(jīng)濟是農(nóng)村發(fā)展的主要目標，隨著目標向經(jīng)濟、社會、生態(tài)多元化發(fā)展轉(zhuǎn)變[29]，部分村主任的最重要考核指標也不再是發(fā)展經(jīng)濟。

表2 描述性統(tǒng)計（均值）Table 2 Descriptive statistics (Mean)

樣本村參與的公共投資總額波動下降。樣本村集體參與出資的公共投資總額均值從2004年的20.79萬元增長到2007年的27.66萬元，之后又下降到2018年的17.01萬元（表2），體現(xiàn)了我國農(nóng)村公共投資的特征演變。2004—2007年我國農(nóng)村公共投資總量逐年增加，2007年是全國新農(nóng)村建設(shè)高峰期，公共投資總額達到頂峰；但是隨著農(nóng)村綜合改革的開展，村集體財權(quán)上收，農(nóng)村公共投資更多完全依賴上級財政[18,30]。

但各地區(qū)的農(nóng)民收入增長不平衡。江蘇省樣本村的人均純收入從2004年的6 414.29元增加到2018年的20 223.42元，而河北省僅從3 248.96元增加到7 675.00元（表3），其增長速度遠低于江蘇省。改革開放四十多年來，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力提高、非農(nóng)就業(yè)增加和新興農(nóng)產(chǎn)品市場發(fā)展等，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)生根本性的轉(zhuǎn)變，農(nóng)民收入顯著增加[31]，然而鼓勵資本密集型部門優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略延緩了城市化進程，使得城鄉(xiāng)收入差距擴大[32]。值得注意的是，不同地區(qū)的農(nóng)民收入差距也相對明顯，可能與各省的經(jīng)濟發(fā)展差異有關(guān)[33]。農(nóng)村發(fā)展不平衡是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略面臨的挑戰(zhàn)，尤其是在絕對貧困即將消除，相對貧困和多維貧困提上議程的背景下[34]。

村主任年薪酬的地區(qū)差異呈擴大趨勢。吉林省與江蘇省村主任年薪酬的差距從2004年的3 414.50元擴大為2018年的10 274.94元（表3）。賀雪峰[1]提出，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)型村莊的村干部的薪酬，與沿海發(fā)達地區(qū)村莊的差距較大，因為傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)型村莊的自上而下的行政事務(wù)較少，且利益分配關(guān)系不復(fù)雜，而沿海發(fā)達地區(qū)村莊的事務(wù)繁雜，且利益聯(lián)系復(fù)雜，需要更專業(yè)化的村干部隊伍，因而其薪酬水平較高。稅費改革后，村集體的收入減少，村主任的薪酬主要由上級政府發(fā)放，政府的財政與經(jīng)濟發(fā)展水平相關(guān)，而我國不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差距較大，可能也是原因之一。

表3 農(nóng)民收入和村主任年薪酬的地區(qū)差異（元）Table 3 Regional differences in the income of rural residents and the annual salary of village committee heads (CNY)

3.2 村主任激勵機制對農(nóng)民收入的影響

為準確估計村主任激勵機制對農(nóng)民收入的影響，本文使用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，模型1沒有納入控制變量，模型2納入控制變量來檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性。兩個模型的分析結(jié)果顯示，村主任年薪酬和最重要考核指標顯著影響村人均純收入。根據(jù)模型2，年薪酬估計結(jié)果在1%的統(tǒng)計水平上顯著且為正，年薪酬每增加1元，村人均純收入會增加約0.08元（表4）。村主任履行職責(zé)與其年薪酬顯著相關(guān)，同裴志軍[16]的研究結(jié)論一致。

最重要考核指標在1%的統(tǒng)計水平上顯著且為負，如果村主任的最重要考核指標為發(fā)展經(jīng)濟，則村人均純收入會減少約872.76元（表4）。可能是因為績效考核對村主任具有激勵作用，但是不合理的考核指標，尤其是最重要考核指標，會對履行職責(zé)造成負面的影響，從而不僅沒有發(fā)揮激勵機制的作用，反而產(chǎn)生“副作用”。將發(fā)展經(jīng)濟作為最重要的考核指標，可能會使村主任一昧追求短期的經(jīng)濟增長，而忽略了長期的農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村穩(wěn)定等問題。同時，反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題也可能是原因之一。

表4 激勵機制對農(nóng)民收入的影響Table 4 Impacts of incentive mechanism on the income of rural residents

其他衡量激勵機制的變量對農(nóng)民收入的影響不顯著。根據(jù)模型2，如果村主任年薪酬與考核指標掛鉤，或者完不成最重要指標會扣年薪酬的10%或更多，則村人均純收入會增加約221.79元或者502.13元（表4），但這些結(jié)果在統(tǒng)計意義上不具有顯著性。

控制變量的估計結(jié)果顯示，戶籍人口和距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離顯著影響人均純收入，而且分別為正和負影響（在5%的水平上顯著）；勞動力和企業(yè)數(shù)量對人均純收入有正影響，耕地面積有負影響，但是這些影響均不顯著（表4）。此外，時間虛擬變量顯著影響農(nóng)民收入，表明與2004年相比，村人均純收入在其他年份有顯著增長。

3.3 公共投資的中介效應(yīng)分析

在檢驗村主任激勵機制對農(nóng)民收入影響的基礎(chǔ)上，運用中介效應(yīng)檢驗方法識別公共投資的作用機制，估計結(jié)果見表5。模型3為中介變量對自變量的回歸，村主任年薪酬對公共投資具有顯著的正向影響；模型4為因變量對自變量的回歸，村主任年薪酬在1%的水平上顯著影響村人均純收入，可以進行中介效應(yīng)檢驗；模型5為因變量對自變量、中介變量的回歸，加入公共投資變量后，年薪酬在1%的水平上顯著且正向影響村人均純收入。

根據(jù)中介效應(yīng)的判斷標準可知，在村主任激勵機制影響農(nóng)民收入的過程中存在公共投資的中介效應(yīng)，年薪酬對村人均純收入的影響有一部分是通過村集體參與出資的公共投資實現(xiàn)的，中介效應(yīng)顯著且是正向的?？赡艿脑蚴牵晷匠甑脑黾訒a(chǎn)生激勵作用，使村主任在村級公共投資中發(fā)揮積極的作用，從而使該村農(nóng)民獲得直接或間接的效益，村人均純收入相應(yīng)增加，村主任更好地履行使農(nóng)民“生活富?！钡穆氊?zé)。

表5 公共投資的中介效應(yīng)檢驗Table 5 Testing of mediating effects of the public investment

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

發(fā)展和繁榮農(nóng)村經(jīng)濟是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的核心任務(wù)，而提高農(nóng)民收入水平是發(fā)展和繁榮農(nóng)村經(jīng)濟的關(guān)鍵。研究表明，村人均純收入保持穩(wěn)步增長，但是各地區(qū)增長不平衡，江蘇省代表的東部沿海發(fā)達地區(qū)的農(nóng)民收入水平遠高于其他地區(qū)。在消除絕對貧困向消除相對貧困和多維貧困轉(zhuǎn)變的過程中，縮小不同地區(qū)的農(nóng)村收入差距不容忽視。村主任年薪酬和最重要考核指標顯著影響農(nóng)民收入。作為物質(zhì)激勵的薪酬和績效考核激勵，對村主任履行使農(nóng)民“生活富?！钡穆氊?zé)具有重要作用，但是不合理的考核指標會產(chǎn)生負面作用。

公共投資在村主任激勵機制影響農(nóng)民收入的過程中具有中介效應(yīng)。村主任年薪酬對村人均純收入的影響，有一部分是通過村集體參與出資的公共投資總額來實現(xiàn)的，反映出公共投資是村主任帶領(lǐng)農(nóng)民提高收入水平的重要途徑，公共投資也是縮小不同地區(qū)農(nóng)村收入差距的方法，而薪酬可以激勵村主任在公共投資中發(fā)揮更積極的作用。

此外，對于村主任完不成最重要考核指標的情況，是否應(yīng)該采取扣薪酬等懲罰措施來發(fā)揮績效考核的負激勵作用，還需要更多研究支撐，也是下一步研究的重點。

4.2 建議

1）設(shè)置合理的村主任考核指標。處于不同發(fā)展階段的農(nóng)村地區(qū)，應(yīng)該根據(jù)當(dāng)?shù)厝司兪杖?、公共投資水平等實際經(jīng)濟發(fā)展情況，因地制宜制定合理的村主任考核指標，尤其是最重要的考核指標。合理的考核指標可以激勵村主任更好地履行職責(zé)，調(diào)動工作積極性。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的背景下，農(nóng)村發(fā)展的目標不應(yīng)僅局限于發(fā)展經(jīng)濟，而是向經(jīng)濟、社會和生態(tài)多元化發(fā)展轉(zhuǎn)變，因而村主任考核指標應(yīng)該與時俱進。

2）增加經(jīng)濟欠發(fā)達村莊的村主任薪酬。薪酬是對村主任有效的物質(zhì)激勵，可以滿足其基本需求并創(chuàng)造價值，增加經(jīng)濟欠發(fā)達村莊的村主任薪酬，可以產(chǎn)生更大的激勵作用，使在現(xiàn)階段作為不脫產(chǎn)干部的村主任更多地關(guān)注村級事務(wù)而非私人生產(chǎn)，從而帶動農(nóng)民收入的增加，使農(nóng)民“生活富裕”，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的總目標之一。

3）增加對經(jīng)濟欠發(fā)達村莊的公共投資規(guī)模。通過公共投資來向農(nóng)村地區(qū)提供有效的公共物品和服務(wù)是公共部門的職能，各級政府應(yīng)該加大對經(jīng)濟欠發(fā)達村莊的公共投資力度；同時應(yīng)當(dāng)調(diào)動農(nóng)民參與鄉(xiāng)村建設(shè)的積極性，鼓勵村主任參與公共投資項目的實施工作，使公共投資滿足當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的切實需求，從而縮小不同地區(qū)農(nóng)村的收入差距。