樓宇杰，張本效，王真真

(浙江農林大學 文法學院，浙江 杭州 311300)

村級集體經濟是農業(yè)農村發(fā)展的基石，是實現鄉(xiāng)村振興的物質基礎，發(fā)展和壯大集體經濟，是我國擺脫貧困，促進經濟社會發(fā)展的一項重要工作?！按寮壖w經濟經營性收入”是度量一個村集體經濟的創(chuàng)收能力、可持續(xù)發(fā)展能力最為直接的指標。2012年，浙江省委、省政府聯合印發(fā)了《關于扶持經濟薄弱村發(fā)展村級集體經濟的意見》(浙委辦〔2012〕79號)，《意見》指出：省定集體經濟薄弱村是指村集體經濟年收入在10萬元以下，且經營性收入在5萬元以下，村級組織運轉困難的村?！兑庖姟分薪缍ù褰洜I性收入包括村經營收入、村投資收益以及發(fā)包和上交收入，本文中的村級集體經濟經營性收入沿用此界定。從《意見》中也可以看出，在研究村級集體經濟的情況時，不應只著眼于村集體經濟總收入，村集體經營性收入同樣重要。通過2019年金華市農經年報，可以得知，金華市集體經濟的發(fā)展雖已取得較大的成效，但仍存在發(fā)展水平差異顯著、兩極分化明顯，集體經濟“造血”能力有待進一步提高等問題。因此，本文通過研究影響金華市村集體經營性收入的關鍵因素，并提出與之相對應的政策建議，為浙江省村集體經濟的發(fā)展提供合理的建議，具有重要的意義。

目前關于村級集體經濟，國內的學者進行了許多的研究，首先在對村集體經濟發(fā)展的現狀方面，王文彬[1]認為，目前農村集體經濟發(fā)展滯后的現象比較明顯，出現了農村集體經濟“空心化”的現象，并且日益顯著，同時對開展其他各項工作造成了影響。張鋒[2]則通過對上海市村集體經濟的實證調查，發(fā)現村集體經濟收入結構呈現出多元化，發(fā)展模式也具有多樣化，發(fā)展水平也更凸顯出差異化，并且其發(fā)展的可持續(xù)性不足。關于發(fā)展村集體經濟的意義方面，何平均等[3]認為，發(fā)展村集體經濟是建設新農村、促使農業(yè)現代化的有效路徑，其有利于解決農村關于社會事業(yè)方面的問題。崔日明等[4]指出鄉(xiāng)村振興的改革推力、體制保障及其落實都要依靠發(fā)展農村集體經濟。也有學者分析了村集體經濟發(fā)展的影響因素，王喬萍[5]通過實證分析，認為人才、土地、相關政策、合作經濟組織、干部素質、資源等因素對村集體經濟的發(fā)展影響較為顯著。村集體經濟的發(fā)展也同樣存在著現實困境，梁昊[6]指出村集體經濟整體發(fā)展失衡，兩極化明顯，村級負債較為嚴重，一些村集體入不敷出、經營性收入不高和相關管理不到位，“空殼化”現象普遍、發(fā)展缺乏有力的支撐都是村集體經濟發(fā)展存在的問題。劉鵬凌等[7]則指出，村集體經濟發(fā)展存在村集體經濟較為薄弱，集體經濟組織存在懸空現象，集體土地較為零散，村集體資源離城市較遠，各級政府的用地需求影響村集體經濟的發(fā)展壯大，確權不完全，農村現存勞動力多為老弱人口，市場信息不暢通，政策的階段性影響其長期發(fā)展的需求等困境。還有學者指出了未來村集體經濟的發(fā)展方式，許泉等[8]認為，想要增加村集體經濟收入，使其結構優(yōu)化，需要完善相關扶持政策，鼓勵各村之間進行聯合，同時跨越原有地區(qū)進行發(fā)展。

以上學者對村集體經濟發(fā)展的相關研究，集中在集體經濟發(fā)展的現狀、意義、影響因素、現實困境、未來發(fā)展方式等方面，在研究村集體經濟發(fā)展的影響因素時，多著眼于各要素對村級集體經濟總收入的影響，有關村集體經濟經營性收入的影響因素的相關研究較少。夏國強[9]、陳娟等[10]等學者對經營性收入的研究多關注農戶和農戶家庭的經營性收入影響因素，本文利用2019年金華市村集體經濟的調查數據研究村集體經營性收入的影響因素，基于結論提出相應的對策建議，以期指導村集體經濟的快速發(fā)展。

1 理論分析與研究假說

村集體經營性收入可以體現一個村集體經濟的創(chuàng)收能力、可持續(xù)發(fā)展能力，本文著眼于各因素對村集體經營性收入的影響。只有對村集體經營性收入的構成部分進行分析，才能有效分析影響村集體經營性收入的影響因素，按照《關于扶持經濟薄弱村發(fā)展村級集體經濟的意見》，本文的村集體經營收入構成為：經營收入、發(fā)包和上交收入，以及投資收益。

經營收入指村集體銷售農產品和物資、資產租賃、提供服務和勞務等經營活動所獲得的收入。發(fā)包和上交收入指農戶或承包單位因承包村集體耕地、林地、水面、果園、“四荒”、場地等資源上交的承包金與村辦企業(yè)上交的利潤。投資收益指村集體對外投資取得的收益或發(fā)生的損失。通過村集體經營性收入的構成，可以發(fā)現村經營收入、發(fā)包和上交收入、投資收益三者會直接受到人力、土地、經濟、區(qū)位等因素影響。如人力、區(qū)位因素可能會影響村經營收入；土地、區(qū)位因素可能會影響發(fā)包及上交收入；人力、經濟因素會影響其投資收益。

胡振紅[11]認為人力因素是決定經濟增長率的一個關鍵性因素，其水平的提高可以產生遞增的收益，可以促進集體經濟經營效率的提升；土地因素的改善促進了農村經濟結構的調整和產業(yè)的升級，從而帶動農村集體經濟的同步增長和發(fā)展；經濟因素方面，集體經濟增長，積累增加，會促使再投資能力提升，同時使得各類外部資金的投入也不斷增加；區(qū)位因素方面，王景新等[12]則指出村域所處位置和距城市的距離，會造成村與村之間集體經濟水平差異顯著，當農村腹地處于工業(yè)化、城市輻射范圍以外時，村集體的主要經營方式也會受到局限。通過對相關文獻的查閱并結合實際情況，本文最終提出下列假說：人力、土地、經濟、區(qū)位等因素與村集體經營性收入為正相關，這4個因素的情況越好，村集體經營性收入越高。

2 研究設計

2.1 模型構建

被解釋變量村集體經濟經營性收入為連續(xù)性變量，因此本文采用多元回歸分析法對樣本數據進行實證研究，以此揭示自變量和村集體經營性收入之間的內在聯系。

設因變量y受k個自變量x1，x2，x3，…，xk的影響，其之間存在線性相關關系，可表示為

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+…+βkxk。

(1)

其n組樣本數據為(ya，x1a，x2a，x3a，…，xka)，a=1，2，3，…，n。則滿足：

ya=β0+β1x1a+β2x2a+β3x3a+…+βkxka+εa。

(2)

式中，β0，β1，β2，β3，…，βk為待定參數，εa為隨機變量，如b0，b1，b2，b3，…，bk分別為β0，β1，β2，β3，…，βk的擬合值，則回歸方程為

(3)

式中：b0為常數；b1，b2，b3，…，bk為偏回歸系數。

2.2 變量選擇

2.2.1 因變量

村集體經營性收入主要包括村集體經營收入、村集體投資收益、村集體得到的發(fā)包和上交收入，其由多種因素共同決定，并且能夠體現出村集體經濟的創(chuàng)收能力、可持續(xù)發(fā)展能力。通過梳理相關文獻，結合對樣本村的調查，以及本文要研究的現實問題，將村集體經營性收入(Y)作為被解釋變量。

2.2.2 自變量

結合上文的理論分析與研究假設，并且根據分析相關文獻和考慮到可能對村集體經營性收入產生影響的各種因素，本文選取7個解釋變量：村勞動力資源(X1)、村黨員人數(X2)、村干部數(X3)、村集體土地總面積(X4)、政府對村財政補助(X5)、村總負債(X6)、村距縣城距離(X7)，并探究這些變量對村集體經營性收入的影響。

人力因素方面，勞動力資源不但可以體現一個村莊人口的構成，還可以反映村莊的人力資源情況，其在當下的農村更是村莊活力的標志，而村黨員人數則體現了村莊內部政治動員的能力[13]。村干部數代表領導與管理職能，其與村集體經營性收入關聯較大[14]；土地因素方面，則以村集體土地總面積體現；經濟因素方面，財政支持是影響村集體經濟發(fā)展的顯著因素[15]，因此本文選取政府對村的財政補助作為相關變量，同時村級負債也會給村集體經濟的發(fā)展帶來一定壓力；區(qū)位因素則考慮到，村距縣城的距離可以反映交通的便利程度、城區(qū)經濟對村集體經濟的輻射帶動作用，農產品輸入市場的水平、現代觀光農業(yè)發(fā)展的難易[16]，這都會對村集體經營性收入產生影響，綜上所述，最終選取7個解釋變量(表1)。

2.3 數據來源

本文采用的數據來自當地農經站與2019年金華市農經年報，在確定了自變量與因變量的基礎上，對金華市的行政村進行隨機抽樣，并對數據進行預處理，最終獲取有效樣本114個。通過金華市農經年報和獲取的樣本數據，可以發(fā)現金華市村集體經濟存在發(fā)展不平衡，兩極化差異顯著的問題。在獲取的樣本村中，仍有將近三分之一的樣本村，財政補助收入占村集體經濟總收入的比重超過50%，村集體創(chuàng)收能力有待提高。

3 實證分析

3.1 描述性統計

為了對金華市村集體經營性收入和其他相關因素進行有效了解，本文對各個變量首先進行描述性統計如表1所示。通過描述性統計來看，本研究有效樣本量為114個，村集體經營性收入最小的村為5.05萬元，最大的村為20 180.00萬元，標準差為1 944.27，說明金華市村集體經濟存在兩極分化嚴重，發(fā)展不平衡等問題。部分村因整體拆遷、土地流轉、當年無財政補助、無負債、為城中村等因素，所以X4、X5、X6、X7變量最小值為0。

3.2 多元回歸分析

3.2.1 多元回歸模型的建立

以X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7為自變量，以Y為因變量，通過最小二乘法，建立多元線性回歸模型。多元線性回歸結果如表2所示，說明，在控制了其他變量的情況下，X5每增加一個單位，Y就增加2.925萬元。

Y=-236.822+4.014X1+5.742X2-12.431X3-0.019X4+2.925X5+0.075X6-0.545X7。

3.2.2 模型檢驗

據表2可知，回歸方程的顯著性檢驗(F檢驗)顯示，本回歸模型具有統計學意義，顯著性水平P值小于0.001，即該回歸模型顯著，提示因變量和自變量之間存在線性相關?；貧w系數的顯著性檢驗(t檢驗)顯示，變量X2、X5在t檢驗中的P值小于0.001，通過了t檢驗，即村黨員人數(X2)和政府對村財政補助(X5)對因變量有極顯著影響，說明村黨員人數和政府對村財政補助兩個要素對村集體經營性收入影響較大，變量X1、X3、X4、X6和X7的t檢驗P值大于0.05，因此，勞動力資源、村干部數、村集體土地總面積、村總負債、村距縣城距離對因變量影響不顯著，對金華市村集體經營性收入影響不大。

表1 變量說明和描述性統計

表2 多元回歸模型回歸系數及其檢驗

從模型擬合度方面來看，R2統計量為0.969，接近于1，說明該模型的精度較高，自變量可以解釋96.9%的因變量變異，對樣本的擬合程度較好。

在多元回歸模型中，各自變量間也可能會存在較強的相關性，如果各自變量之間的相關性超過了因變量與自變量間的線性關系，那么自變量之間就可能存在多重共線性，就無法保證模型的穩(wěn)定性，無法獲得最優(yōu)的回歸方程，回歸系數也會受到影響，因此要對自變量進行多重共線性檢驗(表3)，根據表3可知，自變量間Pearson相關系數均小于0.8，且VIF值均遠小于10，說明自變量間不存在多重共線性。

表3 多重共線性檢驗

4 結論與建議

4.1 結論

本文根據對金華市114個樣本村的村集體經濟調查數據，采用多元回歸分析方法深入探討了勞動力資源、村黨員人數等要素對村集體經營性收入的影響，發(fā)現村黨員人數和政府對村的財政補助對村集體經濟總收入有顯著的正向影響，是當前影響金華市村集體經營性收入的關鍵因素。村黨員人數大致可以代表一個村的政治動員能力，當一個村黨員人數較多時，可以使上級的一些政策、村集體的決定快速落實，可以使一些項目見效快且效果顯著，而因村集體經營性收入的構成要素，使得村黨員人數對于村集體經營性收入的影響較大。政府對村的財政補助，代表了財政支持的力度，財政支持會顯著影響村集體經濟的發(fā)展，當村集體獲得較多的財政補助時，村集體就可以有更多的資金，來進行村經營項目的投入與升級，以及對外投資，使村集體經營性收入得以提高。最終根據研究得出的村集體經營性收入的關鍵影響因素，提出以下幾點建議。

4.2 建議

4.2.1 充分發(fā)揮村內黨員的作用

黨員在村集體中扮演著重要的角色，其有效的政策執(zhí)行力與帶頭模范作用、動員能力都能為村集體的發(fā)展、村集體經營性收入的提高做出巨大貢獻。村集體在進行相關經濟活動時，要重視黨員的作用，可以推出一名黨員聯系多名群眾的制度，讓黨員為村民介紹政策、項目，動員村民，通過以點帶面的方式，輻射全村，使村集體在做出與經營性收入相關的舉措時，能夠取得較好的效果，以此促進村集體經營性收入的提高。

4.2.2 充分利用政府對村的財政補助

從政府方面來看，政府要創(chuàng)新機制，優(yōu)化財政支持政策，要從多方面入手，如拓寬財政投入渠道、精準財政資金支出、轉變財政支持方式等，同時要加大項目支持力度。要充分發(fā)揮政府的政策導向作用，積極引導村集體因地制宜，找準自身定位和發(fā)展方向，與周邊村進行錯位發(fā)展，通過盤活農村集體內部閑置資源，努力壯大村集體經營性資產，完成資源轉化，釋放發(fā)展?jié)撃堋?/p>

從村集體的角度來看，村集體要“好鋼用在刀刃上”，充分利用財政補助，提高資金利用效率，努力將財政補助轉化為村集體經營性資產，完成村集體資產的積累，以此提高村集體經營性收入的可持續(xù)發(fā)展能力，同時要積極尋找合理的投資渠道，獲取投資收益，充分發(fā)揮財政補助的作用，以此促進村集體經營性收入的提高，加強村集體經濟的“造血”能力。