□蘭麗君

（山西省三農(nóng)政策研究中心，山西 太原 030001）

近年來，山西省委省政府針對農(nóng)村集體經(jīng)濟薄弱的實際情況，加大政策支持和資金扶持、統(tǒng)籌推進力度，推動村級集體經(jīng)濟“破零率”和“增實力”雙提升。

2022 年3 月以來，山西省委印發(fā)《關(guān)于實施村級集體經(jīng)濟壯大提質(zhì)行動的意見》，在山西省開展“清化收”行動。9 月20 日省委召開山西省抓黨建促基層治理能力提升工作交流推進會，再次對推進集體經(jīng)濟壯大提質(zhì)進行安排部署。各地貫徹山西省委省政府要求，在壯大農(nóng)村集體經(jīng)濟方面取得了階段性成果，但仍存在集體經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不高、村級債務(wù)化解難度大等問題。文章對新型農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展的影響因素進行實證分析，提出可行性建議，推動新型農(nóng)村集體經(jīng)濟健康發(fā)展。

1 理論分析與研究假設(shè)

新型農(nóng)村集體經(jīng)濟在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，可以充分盤活利用農(nóng)村集體“三資”（資金、資產(chǎn)、資源），加強集體內(nèi)部協(xié)作，促進新型農(nóng)村集體經(jīng)濟的發(fā)展。農(nóng)村集體經(jīng)濟收入包括經(jīng)營收入、發(fā)包及上交收入、投資收益、補助收入以及其他收入。經(jīng)營收入指村集體組織進行經(jīng)營活動獲得的收入；發(fā)包及上交收入是農(nóng)戶或承包單位上交的承包金與利潤；投資收益是村集體對外投資獲得的收益；補助收入是財政等部門給村集體的補助資金；其他收入是與村集體經(jīng)營管理活動無關(guān)的收入。

丘永萍（2018）[1]研究了幾種因素會作用于農(nóng)村集體經(jīng)濟組織，他指出各級財政投入占比、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化水平、生產(chǎn)要素投入及制度因素影響農(nóng)村集體經(jīng)濟組織收入。

張瑞濤和夏英（2020）[2]指出，精英帶領(lǐng)、良好制度、基礎(chǔ)保障及村民認知程度中精英帶領(lǐng)在集體經(jīng)濟發(fā)展中起到關(guān)鍵作用。

王海英和屈寶香（2018）[3]分析了發(fā)達、欠發(fā)達和貧困地區(qū)的12 個村的情況，指出村集體經(jīng)濟發(fā)展主要受資產(chǎn)利用效率、村莊精英、政府引導(dǎo)及農(nóng)戶認知度的影響。

樓宇杰等（2020）[4]選取了村勞動力資源、村黨員人數(shù)、村集體土地總面積、政府對村財政補助、村總負債、村距縣城距離7 個變量研究村集體經(jīng)營性收入的影響因素。

因此，文章基于農(nóng)村集體經(jīng)濟收入的構(gòu)成和以往學(xué)者的研究成果，發(fā)現(xiàn)影響新型農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展的因素主要有勞動力、資產(chǎn)積累、資本、消費需求、體制改革和土地等因素，如資產(chǎn)積累、資本可能會影響經(jīng)營收入；土地可能會影響發(fā)包及上交收入；勞動力、消費因素可能會影響投資收益；財政、改革因素可能會影響補助收入。

通過以上的分析，文章得出的研究假設(shè)為：如果勞動力多、集體資產(chǎn)積累高、財政傾斜多、消費需求高、產(chǎn)權(quán)改革順利、土地合理利用，可以增加村集體經(jīng)濟收入，說明這些因素具有正向影響，可以帶動集體經(jīng)濟的發(fā)展。反之，將會降低村集體經(jīng)濟的收入，呈現(xiàn)負向影響，阻礙集體經(jīng)濟的發(fā)展[5-6]。

2 變量選取及數(shù)據(jù)來源

2.1 變量選取

文章根據(jù)實際調(diào)研情況和相關(guān)文獻，選取農(nóng)村集體經(jīng)濟收入、農(nóng)業(yè)勞動力、集體資產(chǎn)、政府支出、社會消費、集體產(chǎn)權(quán)制度改革、集體農(nóng)用地7 個變量，表1呈現(xiàn)了變量的類型、名稱、符號、衡量方法。

表1 變量說明

2.2 數(shù)據(jù)來源

文章采用的數(shù)據(jù)來自于《山西統(tǒng)計年鑒》（2016—2020 年）、《山西省農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計資料》（2016—2018 年）、《山西省農(nóng)村政策與改革統(tǒng)計年報》（2019、2020 年）。文章收集整理山西省116 個縣（區(qū)）（潞州區(qū)因數(shù)據(jù)缺失嚴重被剔除）2016—2020 年的面板數(shù)據(jù)，572 個樣本容量，并使用多元回歸分析方法實證分析農(nóng)村集體經(jīng)濟的主要影響因素。在指標(biāo)選擇上，主要考慮數(shù)據(jù)的可獲得性與可對比性。數(shù)據(jù)處理和建立模型工作均采用Stata 17 完成。

3 模型構(gòu)建

文章設(shè)立如下回歸模型用于實證檢驗。

式中：Incomeit為被解釋變量，用人均集體經(jīng)濟總收入表示新型農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展情況；在分析的過程中，選取的核心解釋變量包括：Labit為農(nóng)業(yè)勞動力情況，Ptait為村集體資產(chǎn)情況，Govit為政府一般公共預(yù)算支出情況，Conit為消費情況，CNit為農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革情況，Landit為集體所有農(nóng)用地情況；εit代表誤差項；α代表待估參數(shù)；c為常數(shù)項；i和t下標(biāo)分別代表地區(qū)和時間。

3.1 變量描述性統(tǒng)計

根據(jù)表2 可以看出，每組數(shù)據(jù)的最大值最小值與均值存在一定差距，說明數(shù)據(jù)具有一定的波動性。這一情況主要是各縣（區(qū)）發(fā)展存在一定差異導(dǎo)致，但通過查閱數(shù)據(jù)可知，對于各縣（區(qū)）內(nèi)部而言，不同年份數(shù)據(jù)趨勢整體相對平穩(wěn)，波動性較小。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

針對文章的研究數(shù)據(jù)進行回歸分析之前，要對各變量進行皮爾遜相關(guān)系數(shù)分析，分析結(jié)果如表3 所示。

表3 相關(guān)系數(shù)表

通過相關(guān)性分析結(jié)果可以看出，被解釋變量Income與解釋變量Lab、Pta、Con和CN之間均存在顯著相關(guān)關(guān)系，皮爾遜相關(guān)系數(shù)均在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，可以進行進一步回歸分析進行驗證。

3.3 多重共線性檢驗

考慮到變量間嚴重共線可能影響回歸結(jié)果的準確性，文章進行了多重共線檢驗。得到結(jié)果如表4 所示?？梢钥吹剑琕IF 最大值為Land 的2.12，VIF 均值為1.63，均遠小于10，表明模型不存在多重共線性，可以進行進一步分析。

表4 多重共線性檢驗

4 基準回歸分析

4.1 豪斯曼檢驗

為在固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型間做出選擇，在進行回歸以前，文章做了Hausman 檢驗，如表5 所示。卡方值為11.78，對應(yīng)P值為0.067 1，統(tǒng)計上顯著性較低，故接受使用隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)。因此，選取面板隨機效應(yīng)模型進行回歸。

表5 面板Hausman 檢驗

4.2 面板回歸分析

通過上述面板數(shù)據(jù)模型選擇的檢驗，使用面板隨機效應(yīng)模型對影響農(nóng)村集體經(jīng)濟的主要因素進行回歸分析，得到結(jié)果如表6 所示。為保證研究穩(wěn)健性，使用逐步增加變量的方式，得到回歸（1）～（6）。

表6 模型估計結(jié)果

可以看到，各回歸結(jié)果同一變量系數(shù)變化較小，可以驗證模型具有一定穩(wěn)健性。從回歸系數(shù)檢驗來看，除第一產(chǎn)業(yè)勞動力占比（Lab）外，各解釋變量的系數(shù)均至少在5%顯著性水平上統(tǒng)計顯著且為正，說明變量選取較為合理，且都對農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展具有顯著正向影響。以結(jié)果（6）為例，具體來看，人均集體資產(chǎn)（Pta）系數(shù)為0.389 7，表明每增加1 個百分點，會導(dǎo)致農(nóng)村集體經(jīng)濟提升0.389 7%；人均一般公共預(yù)算支出（Gov）系數(shù)為0.246 4，表明每增加1 個百分點，會導(dǎo)致農(nóng)村集體經(jīng)濟提升0.246 4%；農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革完成村數(shù)（CN）系數(shù)為0.018 2，表明每增加1 個百分點，會導(dǎo)致農(nóng)村集體經(jīng)濟提升0.018 2%；集體農(nóng)用地（Land）系數(shù)為0.167 2，表明每增加1 個百分點，會導(dǎo)致農(nóng)村集體經(jīng)濟提升0.167 2%；人均社會消費品零售總額（Con）系數(shù)為0.171 9，表明每增加1 個百分點，會導(dǎo)致農(nóng)村集體經(jīng)濟提升0.171 9%。農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)勞動力占比不顯著，可能原因是農(nóng)村勞動力大量外流進城務(wù)工，導(dǎo)致勞動力結(jié)構(gòu)變化較小，同時隨著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展，勞動力對農(nóng)村集體經(jīng)濟的影響較小。

5 結(jié)論及政策建議

5.1 結(jié)論

通過參考相關(guān)文獻，文章構(gòu)建了多元線性回歸模型，運用Stata17 處理數(shù)據(jù)，分析出各種因素對山西省新型農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展的影響程度，并通過穩(wěn)健性檢驗來進一步驗證假設(shè)，得出本章實證結(jié)論。

除第一產(chǎn)業(yè)勞動力占比（Lab）外，各個解釋變量的系數(shù)均至少在5%顯著性水平上統(tǒng)計顯著且為正，且都對農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展具有顯著正向影響，可以增加村集體經(jīng)濟收入，帶動新型農(nóng)村集體經(jīng)濟的發(fā)展。農(nóng)村第一產(chǎn)業(yè)勞動力占比不顯著，可能原因是農(nóng)村勞動力大量外流進城務(wù)工，導(dǎo)致勞動力結(jié)構(gòu)變化較小，同時隨著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展，勞動力對農(nóng)村集體經(jīng)濟的影響較小。此外，山西省各縣（區(qū)）同一地區(qū)的影響因素不是單一的，是由幾個因素共同影響新型農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展的。

5.2 政策建議

發(fā)展經(jīng)濟有其自身規(guī)律，壯大新型農(nóng)村集體經(jīng)濟是一個長期過程，必須穩(wěn)慎推進。

一是發(fā)揮班子和能人的帶動作用。新型農(nóng)村集體經(jīng)濟的發(fā)展壯大，主體在村，關(guān)鍵在人。因此要充分發(fā)揮好基層黨組織的戰(zhàn)斗堡壘作用和黨員的先鋒模范作用，發(fā)揮好農(nóng)業(yè)企業(yè)的龍頭帶動作用，夯實村級集體物質(zhì)基礎(chǔ)；采取辦班、上黨課、參觀學(xué)習(xí)、實踐鍛煉等多種形式，加強村干部培訓(xùn)，把農(nóng)村集體經(jīng)濟帶頭人培訓(xùn)納入鄉(xiāng)村人才培訓(xùn)計劃，組織開展增強他們發(fā)展集體經(jīng)濟、帶領(lǐng)群眾致富的信心和本領(lǐng)。同時，要結(jié)合職業(yè)農(nóng)民培訓(xùn)工程，指導(dǎo)村民掌握相關(guān)的技能，提高他們致富的能力。

二是匯聚多種主體力量共謀發(fā)展。新型集體經(jīng)濟的發(fā)展是一個系統(tǒng)性的工程，不能僅依靠集體經(jīng)濟組織自身的力量，需整合社會各方面力量為發(fā)展集體經(jīng)濟鋪路助力。要做好產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，謀劃一些好的項目，對于一些大的項目要聯(lián)合周邊村一起做。站在城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的角度，引導(dǎo)更多的資源和要素向農(nóng)村集聚，形成工農(nóng)互動、城鄉(xiāng)互動的共贏發(fā)展格局。與此同時，引進一批優(yōu)質(zhì)經(jīng)營主體與新型集體經(jīng)濟組織進行深度融合，這樣就能對資金、技術(shù)等要素進行優(yōu)化配置，加快集體經(jīng)濟的發(fā)展。

三是完善收益分配制度實現(xiàn)“雙贏”。新型農(nóng)村集體經(jīng)濟組織最大的特點就是能夠通過分紅的方式讓所有的成員從中得利，保證成員有獲得感。堅持分配與積累并重，充分尊重農(nóng)民群眾的意見，既不能把收益都分配出去阻礙集體經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，也不能設(shè)置太高的公積金、公益金比例損傷農(nóng)民積極性。引導(dǎo)集體經(jīng)濟較為薄弱或處于發(fā)展起步階段的村集體，將更多的集體經(jīng)濟收益滾動投入擴大再生產(chǎn)中，增強自我“造血”功能；要建立起與農(nóng)村集體經(jīng)濟組織和農(nóng)戶之間的利益聯(lián)結(jié)機制，實現(xiàn)集體經(jīng)濟發(fā)展、農(nóng)民增收致富“雙贏”。