李江南 潘海悅

（1.昌吉學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 新疆 昌吉 831100；2.韓國(guó)國(guó)民大學(xué)一般大學(xué)院 首爾 100-744）

引言

黨的十九大報(bào)告提出了“鄉(xiāng)村振興”戰(zhàn)略，提出要在“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富?！钡目傄笙拢瑢?shí)現(xiàn)“產(chǎn)業(yè)振興、人才振興、文化振興、生態(tài)振興、組織振興”的鄉(xiāng)村全面振興。黨的二十大報(bào)告提出“著力促進(jìn)全體人民共同富裕，堅(jiān)決防止兩極分化”。在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的背景下，農(nóng)民農(nóng)村共同富裕如何實(shí)現(xiàn)成為鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵問題。［1］

新疆維吾爾自治區(qū)地處我國(guó)的西北內(nèi)陸干旱區(qū)，作為一個(gè)多民族聚居地區(qū)，由于歷史的原因，各民族的經(jīng)濟(jì)文化發(fā)展相對(duì)滯后，尤其是南疆地區(qū)。近年來，國(guó)家加大對(duì)新疆地區(qū)的經(jīng)濟(jì)扶持力度，新疆農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展取得顯著成效，取得了脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的全面勝利，同全國(guó)其他地區(qū)一道邁入了小康社會(huì)。但同我國(guó)東南沿海發(fā)達(dá)省區(qū)相比差距仍然比較大，新疆農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平仍然相對(duì)滯后，農(nóng)民生活水平仍然有待提高。對(duì)于新疆來說，社會(huì)和諧離不開農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速繁榮發(fā)展和農(nóng)民生活水平的提高，穩(wěn)步推進(jìn)新疆鄉(xiāng)村振興進(jìn)而實(shí)現(xiàn)全區(qū)共同富裕事關(guān)大局、事關(guān)長(zhǎng)遠(yuǎn)、事關(guān)根本，是實(shí)現(xiàn)新疆“社會(huì)穩(wěn)定，長(zhǎng)治久安”總目標(biāo)的基礎(chǔ)。

一、理論分析

（一）鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興為共同富裕提供物質(zhì)基礎(chǔ)

產(chǎn)業(yè)振興是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵。［2］鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興通過優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)城鄉(xiāng)要素雙向流動(dòng)、提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平、促進(jìn)農(nóng)民增收增利等途徑，為實(shí)現(xiàn)共同富裕提供堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)基礎(chǔ)。

（二）鄉(xiāng)村人才振興為共同富裕提供動(dòng)力支持

黨的二十大報(bào)告指出，人才是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家的基礎(chǔ)性、戰(zhàn)略性支撐。人才振興是鄉(xiāng)村振興的基石，鄉(xiāng)村振興歸根結(jié)底是人才的振興。有文化、懂技術(shù)、會(huì)經(jīng)營(yíng)、善管理、能創(chuàng)新的鄉(xiāng)村人才是鄉(xiāng)村發(fā)展的核心動(dòng)力，是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵支撐。

（三）鄉(xiāng)村文化振興為共同富裕提供精神支撐

文化振興是鄉(xiāng)村振興的靈魂。共同富裕不僅包括物質(zhì)生活的共同富裕，還包括精神生活的共同富裕。鄉(xiāng)村要振興，文化要先行。在鄉(xiāng)村振興中厚植文化軟實(shí)力，可以推動(dòng)中國(guó)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展［3］。符合社會(huì)主義核心價(jià)值觀的鄉(xiāng)風(fēng)文明，既是鄉(xiāng)村振興的精神支撐和內(nèi)在要義，又為精神生活共同富裕的實(shí)現(xiàn)搭起文化架構(gòu)和人文內(nèi)核，成為共同富裕實(shí)現(xiàn)的文化支撐。

（四）鄉(xiāng)村生態(tài)振興為共同富裕提供環(huán)境支撐

生態(tài)振興是鄉(xiāng)村振興的重要內(nèi)容，鄉(xiāng)村生態(tài)振興就是要保留鄉(xiāng)村自然風(fēng)景、鄉(xiāng)思鄉(xiāng)愁、民風(fēng)民俗等特質(zhì)元素，改善鄉(xiāng)村生活環(huán)境。它既是鄉(xiāng)村振興的一項(xiàng)重要任務(wù)，又是衡量鄉(xiāng)村發(fā)展質(zhì)量的一個(gè)直觀指標(biāo)。鄉(xiāng)村生態(tài)振興為促進(jìn)全社會(huì)綠色可持續(xù)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)提供了良好環(huán)境。

（五）鄉(xiāng)村組織振興為共同富裕提供政治保證

組織振興是鄉(xiāng)村振興的核心。要確保黨在鄉(xiāng)村組織振興推動(dòng)共同富裕實(shí)現(xiàn)中始終總攬全局、協(xié)調(diào)各方，通過頂層設(shè)計(jì)、組織推動(dòng)和監(jiān)督評(píng)價(jià)等有效舉措，為共同富裕的實(shí)現(xiàn)提供穩(wěn)定良好的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力，打贏推動(dòng)鄉(xiāng)村振興邁向共同富裕的持久戰(zhàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型的構(gòu)建與說明

首先，參考駱永民和樊麗明（2012）［4］研究，本文構(gòu)建了以下模型來分析鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民收入的影響。

式中，Y 為被解釋變量農(nóng)村居民收入，Sci 為解釋變量鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平，d為地區(qū)，t 為年份，m為控制變量的個(gè)數(shù)，X 為控制變量，系數(shù)α表示區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入影響的彈性系數(shù)，該數(shù)值越大，說明區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入的作用越大；若該值為負(fù)，說明區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入是不利的；若數(shù)值為正，說明區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入具有正向促進(jìn)作用。本文預(yù)期該數(shù)值為正，即區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入的影響是正向的。

考慮到農(nóng)村居民收入是一個(gè)長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)變化的過程，當(dāng)前的農(nóng)村居民收入會(huì)受到過去農(nóng)村居民收入的影響。借鑒孫浦陽等（2013）［5］構(gòu)建的模型，本文采用帶有農(nóng)村居民收入滯后一期的自回歸分布滯后模型（Autoregressive Distributed Lag Model），即 ADL（1，0），該模型能同時(shí)反映鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入的短期和長(zhǎng)期影響效果。將模型設(shè)定為動(dòng)態(tài)面板模型。

此外，區(qū)域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的發(fā)展會(huì)受到農(nóng)民收入的反向影響，比如，收入較高的省份通常會(huì)有更多的財(cái)力去推動(dòng)該地區(qū)的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展，這顯然會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題，因此需要對(duì)模型進(jìn)行進(jìn)一步的處理。針對(duì)此問題，本文采用了系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（System GMM）方法，其思路是將水平GMM 和差分 GMM 結(jié)合起來，選用滯后水平作為一階差分的工具變量，而一階差分又作為水平變量的工具變量。該方法不僅可以提高估計(jì)的效率，并且可以估計(jì)不隨時(shí)間變化變量的系數(shù)。

（二）變量的定義與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

農(nóng)村居民可支配收入（lnincome）。本文使用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（cpi）將農(nóng)村居民可支配收入折算成以 2010 年不變價(jià)的數(shù)值，之后為了盡可能地消除異方差、增強(qiáng)回歸參數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，將該變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

為進(jìn)一步考察鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響，將農(nóng)民收入分為工資性收入（lnsalary）和其他收入（lnothers）?，F(xiàn)有統(tǒng)計(jì)年鑒中一般將農(nóng)村居民的可支配收入劃分為工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、家庭經(jīng)營(yíng)純收入和轉(zhuǎn)移性收入 4 類，本文將后3 種匯總在一起稱作其他收入，主要指代農(nóng)民從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以及經(jīng)營(yíng)行為中獲取的收入。

其中，工資性收入（lnsalary）的計(jì)算方法為將調(diào)整至以 2010 年為基期的工資性收入取對(duì)數(shù)處理。其他收入（lnothers）的計(jì)算方法為將后 3 種收入求和后調(diào)整至以 2010 年為基期的實(shí)際收入再取對(duì)數(shù)處理。

2.解釋變量

鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展指數(shù)為根據(jù)指數(shù)構(gòu)建計(jì)算出的指標(biāo)值。

3.控制變量

參考有關(guān)學(xué)者關(guān)于農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)的文獻(xiàn)，本文選取了以下會(huì)影響農(nóng)村居民收入的控制變量。

（1）農(nóng)村居民受教育水平（lnedu）。已有大量研究表明，提升農(nóng)村居民受教育水平會(huì)顯著地促進(jìn)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。本文選用平均受教育年限來指代農(nóng)村人力資本狀況，具體測(cè)算方案為：將文盲或半文盲、小學(xué)、初中、高中、中專和大專以上分別以 1 年、6 年、9年、12 年和 15 年為權(quán)重進(jìn)行計(jì)算，將計(jì)算出的農(nóng)村人力資本取對(duì)數(shù)處理。

（2）農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（lninvestgating）。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資是增加農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)力和增加農(nóng)民收入的重要手段。本文采用農(nóng)村住戶固定資產(chǎn)投資完成額除以農(nóng)村人口進(jìn)行計(jì)算，將計(jì)算出的數(shù)值取對(duì)數(shù)處理。

（3）農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)（landtransfer）。農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)能為轉(zhuǎn)出戶帶來土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)轉(zhuǎn)讓收入，且指農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)益于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門和城市部門就業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶工資性與經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)。本文采用家庭承包耕地流轉(zhuǎn)總面積除以家庭承包經(jīng)營(yíng)的耕地總面積進(jìn)行衡量。

（4）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（lnindustry）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)轉(zhuǎn)型會(huì)帶來非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的比重上升，能為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力提供非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會(huì)，從而促進(jìn)農(nóng)村居民收入的增長(zhǎng)。

本文采用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 的比重來進(jìn)行衡量。

（5）財(cái)政支農(nóng)（trgov）。財(cái)政支農(nóng)資金會(huì)對(duì)農(nóng)村居民收入產(chǎn)生重要的影響，從長(zhǎng)期來看，財(cái)政支農(nóng)資金有助于農(nóng)民收入的增加，從短期來看，財(cái)政支農(nóng)資金不僅無助于農(nóng)民增收，反而具有抑制作用。本文采用財(cái)政農(nóng)林水支出占財(cái)政總支出之比來衡量。

（6）公路密度（lnroad）。隨著城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系日益緊密，城市的發(fā)展離不開農(nóng)村提供的農(nóng)產(chǎn)品、原材料和勞動(dòng)力［6］。因此，除了鄉(xiāng)村道路建設(shè)之外，連接城鄉(xiāng)之間的各類公路、高速路、國(guó)道甚至城市道路都會(huì)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)起到促進(jìn)作用。為了區(qū)別于農(nóng)村道路投資，此處采用公路密度作為解釋變量，具體測(cè)算方式為全區(qū)公路運(yùn)營(yíng)總里程除以國(guó)土面積。本文用對(duì)數(shù)后的公路密度來衡量農(nóng)村交通設(shè)施情況。

4.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)設(shè)定為 2010—2021 年新疆維吾爾自治區(qū)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文使用的數(shù)據(jù)來源于歷年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、實(shí)證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的數(shù)據(jù)來源于歷年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒，使用的各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如下表所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)（N=250）

（二）回歸分析結(jié)果

在回歸分析前需要對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)分析，因本文的樣本量遠(yuǎn)大于數(shù)據(jù)時(shí)間長(zhǎng)度，屬于短面板數(shù)據(jù)，故無需進(jìn)行平穩(wěn)性和協(xié)整性檢驗(yàn)。對(duì)于面板回歸模型來說，還需要確定是用固定效應(yīng)方法還是隨機(jī)效應(yīng)的方法。區(qū)分這兩個(gè)模型關(guān)鍵在于無法觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)是否和模型中觀測(cè)的解釋變量相關(guān)，如果相關(guān)，那么就選用固定效應(yīng)模型，如果不相關(guān)，那么就選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。模型的 Hausman 結(jié)果值為 101.77，P 值為0.000，顯示結(jié)果表明解釋變量和非觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)之間是相關(guān)的，因此使用固定效應(yīng)模型對(duì)本文的數(shù)據(jù)進(jìn)程分析更為合適?？紤]到可能存在異方差和多重共線性的影響，本文使用穩(wěn)健的固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，回歸分析的結(jié)果如下表所示。

在表2 中，第（1）（2）列為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入的影響，可以發(fā)現(xiàn)，無論是否加入控制變量，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入的影響系數(shù)都顯著為正。在加入控制變量時(shí)，其回歸結(jié)果的參數(shù)估計(jì)值為 0.857，該結(jié)果表明，在控制其他影響因素不變的情況下，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)每增加 1 個(gè)單位，農(nóng)村居民收入就會(huì)增加 0.857 個(gè)單位，并且該結(jié)果在 1%水平上顯著。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析（N=250）

為考察鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)的影響，進(jìn)一步將農(nóng)村居民工資收入和農(nóng)村居民其他收入作為被解釋變量進(jìn)行分析。列（3）（4）為對(duì)農(nóng)村居民工資性收入的影響，結(jié)果顯示無論是否加入控制變量，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民工資性收入的影響系數(shù)都顯著為正。在加入控制變量時(shí)，其回歸結(jié)果的參數(shù)估計(jì)值為 0.701，結(jié)果表明在控制其他影響因素不變的情況下，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展水平每增加 1 個(gè)單位，農(nóng)村居民的工資性收入就會(huì)增加 0.701 個(gè)單位，并且該結(jié)果在1%水平上顯著。列（5）（6）為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民其他收入的影響，結(jié)果顯示無論是否加入控制變量，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民其他收入的影響系數(shù)都顯著為正。在加入控制變量時(shí)，其回歸結(jié)果的參數(shù)估計(jì)值為 1.018，結(jié)果表明在控制其他影響因素不變的情況下，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展水平每增加 1 個(gè)單位，農(nóng)村居民的其他收入就會(huì)增加 1.018 個(gè)單位，并且該結(jié)果在 1%水平上顯著。對(duì)比三個(gè)模型的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民其他收入的影響系數(shù)大于對(duì)工資性收入的影響系數(shù)，結(jié)果表明我國(guó)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展不僅會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民總收入的增長(zhǎng)，還會(huì)調(diào)整農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)，更多地轉(zhuǎn)向農(nóng)村居民其他收入的增長(zhǎng)。

上述基準(zhǔn)回歸模型沒有考慮到農(nóng)村居民收入往往會(huì)受到前一年農(nóng)村居民收入的影響，進(jìn)一步對(duì)修正模型進(jìn)行回歸分析。由于該模型中包含了因變量的滯后項(xiàng)，普通的回歸會(huì)造成估計(jì)偏差，另外，考慮到模型中包含因變量的滯后項(xiàng)以及受遺漏變量的影響，可能會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問題，故本文采用系統(tǒng) GMM 進(jìn)行估計(jì)。此外，為了進(jìn)行對(duì)比分析，也保留了差分 GMM 方法的回歸結(jié)果。

表 3 的動(dòng)態(tài)回歸結(jié)果顯示，列（1）（3）（5）為系統(tǒng) GMM 方法的回歸結(jié)果，列（2）（4）（6）為差分 GMM 方法的回歸結(jié)果。無論是系統(tǒng) GMM 方法還是差分 GMM 方法，所有結(jié)果的 AR（2）值均大于 0.1，Sargan 檢驗(yàn)值也都為 1.000，說明模型的設(shè)定合理，工具變量有效。所有的回歸結(jié)果顯示鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民總收入、工資性收入和其他收入的回歸系數(shù)均顯著性為正，也說明了本文研究結(jié)果的穩(wěn)健可靠。以系統(tǒng) GMM 方法的回歸結(jié)果來進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入的回歸系數(shù)為 0.168，對(duì)農(nóng)村居民工資性收入的回歸系數(shù)為 0.057，對(duì)農(nóng)村居民其他收入的回歸系數(shù)為 0.318，均顯著性為正。對(duì)比上述模型的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，與靜態(tài)面板回歸系數(shù)一致，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民其他收入的影響系數(shù)大于對(duì)農(nóng)村居民工資性收入的影響系數(shù)，說明在考慮了農(nóng)村居民收入的滯后性時(shí)，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興依然會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民收入、農(nóng)村居民工資性收入和農(nóng)村居民其他收入的增長(zhǎng)，且會(huì)調(diào)整農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)，更多地轉(zhuǎn)向農(nóng)村居民其他收入。

表3 修正模型回歸結(jié)果分析

四、結(jié)語

鄉(xiāng)村振興發(fā)展會(huì)促進(jìn)新疆農(nóng)村居民收入的增長(zhǎng)，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民收入、農(nóng)村居民工資性收入、農(nóng)村居民其他收入的影響系數(shù)都顯著為正。在控制其他影響因素不變的情況下，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)每增加 1 個(gè)單位，農(nóng)村居民收入、農(nóng)村居民工資性收入、農(nóng)村居民其他收入將分別增加 0.857 個(gè)單位、0.701 個(gè)單位以及 1.018個(gè)單位。鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)村居民其他收入的影響系數(shù)大于對(duì)農(nóng)村居民工資性收入的影響系數(shù)，結(jié)果表明鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展不僅會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民總收入的增長(zhǎng)，還會(huì)調(diào)整農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)，更多地轉(zhuǎn)向農(nóng)村居民其他收入的增長(zhǎng)。在考慮了農(nóng)村居民收入的滯后性時(shí)，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興依然會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民收入、農(nóng)村居民工資性收入和農(nóng)村居民其他收入的增長(zhǎng)，且會(huì)調(diào)整農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)，更多地轉(zhuǎn)向農(nóng)村居民其他收入。