□吳雅婷，李文杰

（浙江樹人大學(xué)管理學(xué)院，浙江 杭州 310000）

2021 年中共中央、國務(wù)院公布了《關(guān)于支持浙江高質(zhì)量發(fā)展建設(shè)共同富裕示范區(qū)的意見》，賦予浙江重要示范改革任務(wù)，為全國推動共同富裕提供省域范例。浙江省加快推進山區(qū)26 縣跨越式高質(zhì)量發(fā)展，并通過精準發(fā)力，加快推動山區(qū)26 縣實現(xiàn)跨越式高質(zhì)量發(fā)展，同步推動山區(qū)人民走向共同富裕。

在上述歷史背景下，浙江26 個山區(qū)縣發(fā)展障礙在哪里、發(fā)展的有效路徑在哪里等問題指引了本研究的選題。山區(qū)縣在實現(xiàn)跨越式發(fā)展中，基層干部發(fā)揮了承上啟下的關(guān)鍵作用，基層干部對實現(xiàn)跨越式發(fā)展的認知決定政策成敗。基于此，本調(diào)研從基層干部視角出發(fā)，調(diào)查山區(qū)縣在跨越式發(fā)展中面臨的困難和政策期望，為制定精準發(fā)展政策提供參考依據(jù)。

1 問卷設(shè)計及統(tǒng)計方法說明

通過發(fā)放調(diào)查問卷和實地訪談的形式搜集數(shù)據(jù)。參考了共同富裕理論、MOA 理論等文獻資料，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建理論模型，并設(shè)計出具體的調(diào)研方案、調(diào)研問卷和訪談提綱。發(fā)放問卷220 份，實際回收有效調(diào)查問卷218 份。調(diào)查問卷分為4 部分，第一部分為發(fā)展動力調(diào)查，第二部分為發(fā)展能力調(diào)查，第三部分為政策機遇調(diào)查，第四部分為發(fā)展措施調(diào)查。

在基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、發(fā)展資金和人力資源4 個變量的基礎(chǔ)上選取問卷數(shù)據(jù)，進而對山區(qū)縣跨越式高質(zhì)量發(fā)展調(diào)查進行研究。同時，調(diào)查問卷中其他相關(guān)數(shù)據(jù)均應(yīng)用到山區(qū)縣跨越式高質(zhì)量發(fā)展分析中。

2 實證研究

根據(jù)共同富裕和MOA 理論，本調(diào)研分析了基層干部對于高質(zhì)量跨越式發(fā)展的動機、機會、能力、行為4 個維度，從而提出實現(xiàn)共同富裕的影響因素和調(diào)節(jié)作用，研究各變量之間的關(guān)系，構(gòu)建概念模型圖，如圖1 所示。

圖1 基于MOA 理論的山區(qū)發(fā)展概念模型

2.1 信度和效度分析

信度是描述檢測項目對被檢測對象的可靠性，測量一組檢測項目是否是調(diào)查對象的計量指標。克朗巴哈系數(shù)α 為較普遍的信度分析指標，克朗巴哈系數(shù)越大，檢測項目的可靠性越大。當α＜0.6 時，信度較低；當0.6＜α＜0.7 時，檢測項目對被檢測項目具有一定的可信度；當0.7＜α＜0.8 時，說明具有較大的信度；如果α＞0.8，則信度較強，可靠性最佳。

本次調(diào)查共設(shè)置了34 個可能影響高質(zhì)量發(fā)展因素選項供選擇，影響程度由低到高分為6 個等級，信度分析結(jié)果如表1 所示。

表1 調(diào)查問卷信度分析

在此次信度分析結(jié)果中，各變量的Cronbach's Alpha 系數(shù)在0.914～0.973，說明問卷設(shè)計的內(nèi)部一致性較好。綜合看來，本研究模型的信度水平較好，調(diào)查具有較好的可靠性和穩(wěn)定性。

效度指有效性。調(diào)查問卷的效度分析強調(diào)調(diào)查方式對被調(diào)查對象的反映程度。通過問卷內(nèi)容來看，所發(fā)放問卷的所有調(diào)查項目均為貼切實際的問題，故問卷內(nèi)容效度較高，具有一定可信性。本研究采用主成分因子分析法來檢驗測量工具的建構(gòu)效度。主成分因子分析時，當測量同一構(gòu)面的一組題目確實落在一個因子上時，則量表具有收斂效度。因子分析旋轉(zhuǎn)成分矩陣如表2 所示，再對測量問題進行調(diào)整，得到概念模型中各個概念的維度和因子分析的維度基本吻合，這說明調(diào)查問卷的區(qū)別效度好。

表2 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

2.2 描述性分析

根據(jù)發(fā)展經(jīng)濟學(xué)理論，在調(diào)查方案和調(diào)查問卷中把地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展要素歸納為基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)、發(fā)展資金和人力資源4 個方面。通過數(shù)據(jù)的因子分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)和發(fā)展資金兩個方面存在高度相關(guān)，可以用一個公因子來解釋，因此將兩個方面歸納為一種要素。對問卷進行描述性分析，結(jié)果如表3 所示。

表3 問卷描述性分析

通過調(diào)查問卷的描述分析，基礎(chǔ)設(shè)施困難的均值為3.60，產(chǎn)業(yè)資金困難的均值為3.59，人力資源困難的均值為4.04，表明從基層干部的角度來看，仙居縣經(jīng)濟發(fā)展最大的困難是缺乏人才。發(fā)展基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)資金困難的均值都顯著高于平均水平，說明基層干部認為這兩個方面的不足也是阻礙高質(zhì)量發(fā)展的原因。

2.3 相關(guān)分析

相關(guān)分析是研究兩個或兩個以上處于同等地位的隨機變量間相關(guān)關(guān)系的統(tǒng)計方法。本研究對人力資源因子、產(chǎn)業(yè)資金因子、基礎(chǔ)設(shè)施因子、政策因子、動力因子和意愿因子六大維度之間的相關(guān)性進行了分析，如表4 所示。

表4 變量間相關(guān)分析

動力因子、政策因子和意愿因子具有高度的相關(guān)性，其中政策因子和意愿因子相關(guān)性最高，相關(guān)系數(shù)為0.856，其次為政策因子，相關(guān)系數(shù)為0.711。

能力因子中的人力資源因子、產(chǎn)業(yè)資金因子與意愿因子存在顯著相關(guān)性，人力資源因子相關(guān)性最高，相關(guān)系數(shù)為0.315，其次是產(chǎn)業(yè)資金因子?；A(chǔ)設(shè)施因子與意愿因子不存在顯著相關(guān)性。

2.4 回歸分析

本研究將高質(zhì)量發(fā)展的發(fā)展動力、政策對發(fā)展意愿進行線性回歸?；貧w結(jié)果如表5 所示。

從表5 可以看出，回歸方程值顯著，發(fā)展動力、政策對措施的回歸系數(shù)在=0.05 的水平上均顯著，發(fā)展動力、政策值都小于0.05，回歸系數(shù)均大于0，說明發(fā)展動力、政策對措施具有顯著的正向影響作用。發(fā)展動力與政策的交叉相的值為0.599＞0.05，說明政策沒有調(diào)節(jié)作用。

表5 動力與政策對發(fā)展意愿回歸分析

2.5 方差分析

2.5.1 性別對基礎(chǔ)設(shè)施因子存在顯著影響

通過方差檢驗可以發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)因子的顯著檢驗值為0.005，基礎(chǔ)的值小于顯著性水平a=0.05，因此可以得出性別對基礎(chǔ)設(shè)施有顯著影響。單因素方差分析（性別差異）如表6 所示。

表6 單因素方差分析（性別差異）

2.5.2 年齡對產(chǎn)業(yè)資金和基礎(chǔ)設(shè)施因子存在顯著影響

通過方差檢驗可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)資金因子的顯著檢驗值為0.016，基礎(chǔ)因子的顯著檢驗值為0.025，產(chǎn)業(yè)資金和基礎(chǔ)的值小于顯著性水平a=0.05，因此可以得出年齡對產(chǎn)業(yè)資金以及基礎(chǔ)設(shè)施有顯著影響。單因素方差分析（年齡差異）如表7 所示。

表7 單因素方差分析（年齡差異）

通過不同年齡對產(chǎn)業(yè)資金因子的均值可以看出，56 歲以上年齡段的均值最高接近0.8，56 歲以上年齡段認為產(chǎn)業(yè)資金很重要，如圖2 所示。通過不同年齡對基礎(chǔ)因子的均值可以看出，56 歲以上年齡段的均值最高，35 歲以下年齡段的均值最低，說明56 歲以上的人認為基礎(chǔ)設(shè)施很重要，35 歲以下的人認為基礎(chǔ)設(shè)施不是很重要，如圖3 所示。

圖2 不同年齡對產(chǎn)業(yè)資金因子的均值

圖3 不同年齡對基礎(chǔ)因子的均值

2.5.3 學(xué)歷對產(chǎn)業(yè)資金存在顯著影響

通過方差檢驗可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)資金因子的顯著檢驗值為0.008，產(chǎn)業(yè)資金的值小于顯著性水平a=0.05，因此可以得出學(xué)歷對產(chǎn)業(yè)資金有顯著影響。單因素方差分析（學(xué)歷差異）如表8 所示。

表8 單因素方差分析（學(xué)歷差異）

通過不同學(xué)歷對產(chǎn)業(yè)資金因子的均值圖可以看出，初中學(xué)歷的均值最高接近0.4，而本科以上的均值最低接近-0.2，說明初中學(xué)歷的人認為產(chǎn)業(yè)資金很重要，如圖4 所示。

圖4 不同學(xué)歷對產(chǎn)業(yè)資金因子的均值

2.5.4 職業(yè)特征對經(jīng)濟發(fā)展認知沒有顯著影響

通過方差檢驗可以發(fā)現(xiàn)，所有因子的顯著檢驗值都大于顯著性水平a=0.05，因此可以得出職業(yè)沒有顯著影響。單因素方差分析（職業(yè)差異）如表9 所示。

表9 單因素方差分析（職業(yè)差異）

3 結(jié)論

基于調(diào)查數(shù)據(jù)分析，對山區(qū)高質(zhì)量發(fā)展影響因素進行了實證研究，結(jié)果顯示，人才是制約高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵因素；干部發(fā)展動力充沛，對發(fā)展政策期望高；發(fā)展動力和政策推動是高質(zhì)量發(fā)展的兩大動力源泉；發(fā)展產(chǎn)業(yè)是高質(zhì)量發(fā)展的有效途徑。

4 建議

基于以上分析，為了更好地創(chuàng)新完善山區(qū)縣跨越式發(fā)展體制機制，激發(fā)山區(qū)縣發(fā)展內(nèi)生動力，提出以下建議。

4.1 產(chǎn)業(yè)政策創(chuàng)新

第一，數(shù)字賦能，創(chuàng)新“綠水青山就是金山銀山”轉(zhuǎn)化路徑。推進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新，把農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)加工的傳統(tǒng)手法與現(xiàn)代技術(shù)結(jié)合起來。加快推進數(shù)字“三農(nóng)”建設(shè)進程，全面提升“三農(nóng)”質(zhì)量效益和競爭力。

第二，稅負減免，增強產(chǎn)業(yè)吸引力。實施產(chǎn)業(yè)強村促增收，山區(qū)縣各鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）根據(jù)自身特點，打造鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）共同富裕特色，因地制宜扶持重點特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)。

第三，“雙減”增效，引導(dǎo)綠色資金。農(nóng)業(yè)農(nóng)村是實現(xiàn)碳達峰、碳中和的重要領(lǐng)域，推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村領(lǐng)域減排固碳，是實現(xiàn)碳達峰、碳中和的重要舉措。要以全面推進鄉(xiāng)村振興為抓手，將碳減排嵌入農(nóng)村綠色發(fā)展規(guī)劃中，將其作為全面推進鄉(xiāng)村振興的重要內(nèi)容，大力發(fā)展觀光、休閑、體驗等綠色生態(tài)農(nóng)業(yè)，推進農(nóng)村一二三產(chǎn)融合，讓低碳產(chǎn)業(yè)成為鄉(xiāng)村振興新的經(jīng)濟增長點。加快推進綠色產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加快把生態(tài)優(yōu)勢、資源優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟優(yōu)勢、產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)“綠色化”、綠色生態(tài)“產(chǎn)業(yè)化”。

4.2 人才政策創(chuàng)新

第一，借雞孵蛋，加大“人才飛地”力度。依托經(jīng)濟強縣人才創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新基地、科技創(chuàng)新園等載體，幫助山區(qū)26 縣建設(shè)異地引智機構(gòu)，引進和培育高層次科技人才和創(chuàng)新人才。重點建設(shè)人才海創(chuàng)園，幫助引進高科技人才和項目。

第二，“孔雀回飛”，創(chuàng)新“人才兩回”模式。建立健全鄉(xiāng)賢回鄉(xiāng)村、青年回鄉(xiāng)村格局。重點推進“鄉(xiāng)賢創(chuàng)業(yè)園建設(shè)”，持續(xù)做好海內(nèi)外高層次人才返鄉(xiāng)活動，實施新時代高質(zhì)量鄉(xiāng)村人才培育計劃，加大農(nóng)業(yè)農(nóng)村高層次創(chuàng)新型人才和緊缺急需人才引進力度。

第三，縣校聯(lián)合，定向培育本土人才。依托山區(qū)26縣中職學(xué)校，發(fā)揮經(jīng)濟強縣資金、技術(shù)和師資優(yōu)勢，共建山海協(xié)作職業(yè)技能實訓(xùn)基地，實行校校、校園（學(xué)校和園區(qū)）、校企合作等靈活多樣的辦學(xué)模式。