摘要基于黃河流域2011—2022年9?。ㄗ灾螀^(qū)）面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建農(nóng)民收入質(zhì)量評價指標體系，運用熵值法、Dagum基尼系數(shù)、固定效應模型等方法測度黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量、探討區(qū)域差異，進一步研究其影響因素。結(jié)果表明：①2011—2022年黃河流域9?。ㄗ灾螀^(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量整體呈現(xiàn)波動上升趨勢，農(nóng)民收入質(zhì)量的區(qū)間差異較大，階段性特征明顯，區(qū)域間差距拉大。②黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量整體差異逐漸縮小，區(qū)域間差異是導致黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量相對差異的主要來源。③經(jīng)濟發(fā)展水平、社會保障、城鎮(zhèn)化和財政支農(nóng)促進農(nóng)民收入質(zhì)量的提高，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口結(jié)構(gòu)等因素則不利于農(nóng)民收入質(zhì)量的提升。據(jù)此提出，關(guān)注農(nóng)民收入質(zhì)量，推動農(nóng)民收入增長；補齊農(nóng)民收入質(zhì)量短板，提升農(nóng)民收入質(zhì)量水平；優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，完善農(nóng)村社會保障體系等政策建議。

關(guān)鍵詞農(nóng)民收入質(zhì)量；區(qū)域差異；黃河流域

中圖分類號S-9""文獻標識碼A

文章編號0517-6611（2025）02-0260-07

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2025.02.053

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

RegionalDifferencesintheQualityofFarmers’IncomeintheYellowRiverBasinandItsInfluencingFactors

CHENMing-ming

（EconomicsandManagementSchoolofYangtzeUniversity，Jiangzhou，Hubei434023）

AbstractBasedonthepaneldataof9provinces（autonomousregions）oftheYellowRiverBasinfrom2011to2022，theevaluationindexsystemoffarmers’incomequalityisconstructed，andtheentropymethod，DagumGinicoefficient，fixedeffectmodelandothermethodsareusedtomeasurethequalityoffarmers’incomeintheYellowRiverBasin，exploretheregionaldifferencesandfurtherstudytheinfluencingfactors.Thestudyshowsthat，first，thequalityoffarmers’incomeinthenineprovinces（autonomousregions）oftheYellowRiverBasinfrom2011to2022showsanoverallfluctuatingupwardtrend，withlargeinter-regionaldifferencesinthequalityoffarmers’income，obviouscharacteristicsofthestage，andawideninggapbetweenregions.Second，theoveralldifferenceinthequalityoffarmers’incomeintheYellowRiverBasinisgraduallynarrowing，andtheinter-regionaldifferencesarethemaincauseoftherelativedifferencesinthequalityoffarmers’incomeintheYellowRiverBasin.Third，thelevelofeconomicdevelopment，socialsecurity，urbanisationandfinancialsupportforagricultureareconducivetoimprovingthequalityoffarmers’income，whilefactorssuchasindustrialstructureanddemographicstructurearenotconducivetoimprovingthequalityoffarmers’income.Accordingly，policysuggestionsaremade，suchaspayingattentiontothequalityoffarmers’incomeandpromotingthegrowthoffarmers’income;eliminatingtheshortcomingsoffarmers’incomequalityandimprovingthequalityleveloffarmers’income;optimisingtheindustrialstructureandimprovingtheruralsocialsecuritysystem.

KeywordsQualityoffarmers’income;Regionaldifferences;YellowRiverbasin

提升農(nóng)民收入是黨中央在“三農(nóng)”領(lǐng)域的工作重心，亦是實現(xiàn)共同富裕的必由之路。然而，農(nóng)民收入內(nèi)生動力不足與增長的不確定性等問題致使農(nóng)民收入增長緩慢^［1］。2024年中央文件聚焦“兩確保、三提升、兩強化”，其中，強化農(nóng)民增收舉措是“兩強化”之一。由此可見，強化農(nóng)民增收，提升農(nóng)民收入成為當前亟待解決的問題，但現(xiàn)有的收入數(shù)量視角難以解釋農(nóng)民收入增長乏力的現(xiàn)象，推動農(nóng)民收入由數(shù)量型增長向質(zhì)量效應型增長是提升農(nóng)民收入的關(guān)鍵。黨的二十大提出高質(zhì)量發(fā)展目標，而實現(xiàn)農(nóng)民高質(zhì)量增收是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的應有之義。因此，明晰當前農(nóng)民收入質(zhì)量現(xiàn)狀，剖析其影響因素對于促進農(nóng)民高質(zhì)量增收、實現(xiàn)共同富裕目標具有一定意義。

現(xiàn)有研究主要聚焦于農(nóng)民收入數(shù)量的提升與結(jié)構(gòu)的改善，一部分學者基于收入數(shù)量視角，研究發(fā)現(xiàn)電商發(fā)展^［2-3］、金融集聚^［4］、銀保互動^［5］、土地流轉(zhuǎn)^［6］、機械化^［7］等因素有利于農(nóng)民收入增長。還有一部分學者基于收入結(jié)構(gòu)視角，研究人口城鎮(zhèn)化^［8］、數(shù)字鄉(xiāng)村^［9］、數(shù)字普惠金融^［10］對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)產(chǎn)生異質(zhì)性影響。此外，少數(shù)學者認為易地扶貧搬遷^［11-12］、生計資本^［13］等影響農(nóng)民收入質(zhì)量，而農(nóng)民收入質(zhì)量提升能顯著提升生活滿意度^［14］，改善膳食質(zhì)量^［15］，促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策^［16］，推動林地流轉(zhuǎn)^［17］，有利于農(nóng)戶采納秸稈還田技術(shù)等^［18］。

綜上，已有研究對農(nóng)民收入數(shù)量和收入結(jié)構(gòu)展開了豐富研究，為該研究奠定基礎(chǔ)，但仍存在一些不足之處。首先，關(guān)于農(nóng)業(yè)收入質(zhì)量評價體系的研究較少；其次，較少研究聚焦于某一區(qū)域，探討該區(qū)域農(nóng)民收入質(zhì)量的發(fā)展現(xiàn)狀?！包S河寧，天下平”，2019年習近平總書記提出黃河流域高質(zhì)量發(fā)展的國家重大戰(zhàn)略。黃河流域涵蓋東、中、西三大經(jīng)濟區(qū)域，途經(jīng)四川、河南、山東等9個省（自治區(qū)），區(qū)域內(nèi)部經(jīng)濟發(fā)展懸殊，黃河流域協(xié)調(diào)發(fā)展是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。鑒于此，筆者通過建立農(nóng)民收入質(zhì)量評價指標體系測算農(nóng)民收入質(zhì)量發(fā)展水平，并借助雙向固定效應模型探究其影響因素，以期推動農(nóng)民收入質(zhì)量提高，實現(xiàn)共同富裕。

1研究設(shè)計

1.1研究方法

1.1.1熵值法。

通過熵值法對數(shù)據(jù)進行標準化處理，使用此方法能充分考慮各指標在農(nóng)民收入質(zhì)量方面的作用方向和經(jīng)濟含義，確保無量綱化后的數(shù)據(jù)準確客觀反映各指標對于農(nóng)民收入質(zhì)量的貢獻度，其數(shù)值介于0～數(shù)值越大表示其發(fā)展水平越高。熵值法計算公式如下：

（1）對數(shù)據(jù)進行標準化處理。

正向指標：st_xij=xij-minxijmaxxij-minxij×100（1）

負向指標：st_xij=maxxij-xijmaxxij-minxij×100（2）

（2）計算指標占比。

Yij=st_xijmi=1st_xij（3）

（3）計算信息熵。

ej=-1lnm×mi=1Yij×lnYj（4）

（4）計算權(quán)重。

Wj=1-ej（1-ej）（5）

（5）計算綜合水平。

X=9i=1st_xij×Wi（6）

1.1.2Dagum基尼系數(shù)。

該研究采用Dagum基尼系數(shù)分析黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的地區(qū)差異并進行差異分解，一般來說，基尼系數(shù)越小表示黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量越接近，協(xié)同度越高，其基本公式如下：

G=ka=1kb=1kc=1kd=1｜yac-ybd｜2n2（7）

其中：K為總區(qū)域個數(shù);c和d表示東、中、西和東北區(qū)域內(nèi)的?。ㄊ校┬蛱?na、nb表示a和b區(qū)域內(nèi)?。ㄊ校﹤€數(shù);y表示黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量;n表示全部?。ㄊ校﹤€數(shù)；表示黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的均值。

Dagum基尼系數(shù)分解的思路為，將基尼系數(shù)分解為區(qū)域內(nèi)差異貢獻Gw、區(qū)域間差異貢獻Gnb以及超變密度貢獻Gt，即G=Gw+Gne+Gt，其具體的計算公式如下：

Gaa=12n2anac=1nad=1｜yac-ybd｜（8）

Gw=ka=1（Gaapasa）（9）

Gab=1nanb（yac-ybd）nac=1nbd=1｜yac-ybd｜（10）

Gne=ka=2a-1b=1Gab（pasb+pbsa）Dab（11）

Gt=ka=2a-1b=1Gab（pasb+pbsa）Dab（1-Dab）（12）

Dab=dab-pabdab+pab（13）

dab=∫∞0dFa（y）∫y0（y-x）dFb（y）（14）

pab=∫∞0dFa（y）∫y0（y-x）dFb（x）（15）

其中：pa=na/n;sa=naya/n;Dab表示不同區(qū)域內(nèi)?。ㄊ校゛與?。ㄊ校゜之間黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的相對影響;dab表示不同地區(qū)之間黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量貢獻率差值，即區(qū)域a和區(qū)域b之間所有yac-ybdgt;0樣本值的加總數(shù)學期望；pab表示超變一階，即區(qū)域a和區(qū)域b之間所有yac-ybdlt;0樣本值的加總數(shù)學期望，F(xiàn)a（y）和Fb（y）分別表示?。ㄊ校゛和?。ㄊ校゜的累積密度分布函數(shù)。

1.2農(nóng)民收入質(zhì)量指標體系構(gòu)建

1.2.1農(nóng)民收入質(zhì)量的內(nèi)涵。

農(nóng)民收入質(zhì)量一詞最早由林富民^［19］提出，他認為農(nóng)民收入質(zhì)量是政治、經(jīng)濟、文化等多因素在農(nóng)民收入中的凝結(jié)，具體表現(xiàn)為收入增長穩(wěn)定、結(jié)構(gòu)較為合理、知識含量高、勞動成本低4個方面?？讟s等^［20］從收入的充足性、結(jié)構(gòu)性、穩(wěn)定性、成本性和知識性5個方面，進一步拓展了農(nóng)民收入質(zhì)量的概念，這一概念后續(xù)得到眾多學者認同。然而，將成本引入收入質(zhì)量評價指標顯然不合理，作為2種經(jīng)濟屬性各異的元素，成本是農(nóng)民為獲取相關(guān)服務的消耗以及為滿足生產(chǎn)生活需求的物質(zhì)資料消耗，與農(nóng)民消費具有高度同質(zhì)性，難以客觀反映收入的質(zhì)量屬性，因此有必要剔除該指標^［21］。該研究在參考楊少雄等^［21］的基礎(chǔ)上，認為農(nóng)民收入質(zhì)量是指在農(nóng)民收入充足、收入結(jié)構(gòu)合理、收入增長穩(wěn)定、收入知識含量高，既反映量的規(guī)定性，同時體現(xiàn)了質(zhì)的適用性，即農(nóng)民收入質(zhì)量主要表現(xiàn)為收入充足性、收入結(jié)構(gòu)性、收入成長性和收入知識性4個維度。

（1）收入充足性。收入充足性是指農(nóng)民收入能否滿足日常生產(chǎn)生活所需，反映了農(nóng)民從各種經(jīng)濟活動中獲取的貨幣收入量，關(guān)乎農(nóng)民生活質(zhì)量的改善。農(nóng)民的福利主要由絕對收入量和消費支出后的相對收入量兩方面決定^［22］。

（2）收入結(jié)構(gòu)性。收入結(jié)構(gòu)性是指農(nóng)民收入來源是否多元、各比例是否合理，其大致可分為收入的外部結(jié)構(gòu)和收入來源結(jié)構(gòu)兩方面^［23］。收入外部結(jié)構(gòu)主要反映農(nóng)村居民收入與其他主體收入的差距；收入來源為各收入來源占總收入的比重。理論上，多元、合理的收入結(jié)構(gòu)有利于收入持續(xù)穩(wěn)定增長，農(nóng)民收入越具有可持續(xù)性，農(nóng)民收入質(zhì)量越高。

（3）收入成長性。收入成長性是指農(nóng)民收入的動態(tài)發(fā)展過程，即各收入來源能否保持良好的增長態(tài)勢。農(nóng)民收入保持穩(wěn)定增長狀態(tài)有利于弱勢群體生活質(zhì)量的改善，農(nóng)民生產(chǎn)積極性的提高，對于加快農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)共同富裕目標具有重要作用。

（4）收入知識性。收入知識性是指凝聚在農(nóng)民收入中技能經(jīng)驗和知識含量。研究表明技能經(jīng)驗和知識含量是提升農(nóng)戶收入的關(guān)鍵性因素^［24］，換言之，信息掌握與運用能力在一定程度上影響農(nóng)民行為決策，進而對農(nóng)民收入產(chǎn)生影響。人力資本理論表明，相較于一般農(nóng)戶，技能與知識越多的農(nóng)戶，能更大程度利用有效資源，提升經(jīng)濟效益，增強抵御與化解風險的能力，提升其收入質(zhì)量。

1.2.2農(nóng)民收入質(zhì)量評價指標體系。

依據(jù)農(nóng)民收入質(zhì)量定義，該研究從收入充足性、收入成長性、收入結(jié)構(gòu)性和收入知識性4個維度出發(fā)，構(gòu)建涵蓋農(nóng)民純收入、農(nóng)民主要收入來源、經(jīng)營性收入增長率以及勞動力受教育年限等10個二級指標的農(nóng)民收入指標評價指標體系，其指標體系見表1。

（1）收入充足性。農(nóng)民收入充足性分別使用農(nóng)民純收入和收入結(jié)余表示，其中農(nóng)民純收入表征農(nóng)民收入的絕對量，農(nóng)民純收入以農(nóng)村人均收入收入衡量。收入結(jié)余表示消費支出后的相對收入量，收入結(jié)余為農(nóng)民純收入與農(nóng)民消費之差。

（2）收入結(jié)構(gòu)性。農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)性包含外部結(jié)構(gòu)和收入來源結(jié)構(gòu)兩方面。外部結(jié)構(gòu)以城鄉(xiāng)居民收入水平對比表征，即以城鄉(xiāng)居民收入對比系數(shù)衡量。收入來源結(jié)構(gòu)以農(nóng)民主要收入來源比例和轉(zhuǎn)移性收入比例共同表征。由于農(nóng)民收入來源可分為經(jīng)營性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財產(chǎn)性收入，其中，農(nóng)民財產(chǎn)性收入占比最低，對于提升農(nóng)民收入質(zhì)量的貢獻度較低^［25］，因此，未將該指標納入評價體系。農(nóng)民主要收入來源為經(jīng)營性收入和工資性收入，因此，主要收入來源比例=（農(nóng)民經(jīng)營性收入+農(nóng)民工資性收入）/農(nóng)民總收入。轉(zhuǎn)移性收入比例為農(nóng)民轉(zhuǎn)移性收入占農(nóng)民總收入的比重。

（3）收入成長性。收入成長性主要用經(jīng)營性收入增長率、工資性收入增長率和轉(zhuǎn)移性收入增長率3個二級指標表征，此外，為剔除物價變動、通貨膨脹率的影響，該研究在增長率的基礎(chǔ)上減去CPI增長率。其中，經(jīng)營性收入增長率=1-前一年經(jīng)營性收入/當年經(jīng)營性收入-CPI增長率；工資性收入增長率=1-前一年工資性收入/當年工資性收入-CPI增長率；轉(zhuǎn)移性收入增長率=1-前一年轉(zhuǎn)移性收入/當年轉(zhuǎn)移性收入-CPI增長率。

（4）收入知識性。收入知識性主要通過教育和培訓等方式獲取收入，因此收入知識性從農(nóng)戶受教育程度和技術(shù)培訓程度兩方面衡量。其中農(nóng)民受教育程度以農(nóng)村勞動力占比與學制年限加權(quán)之和表示；成人技術(shù)培訓以農(nóng)村成人文化技術(shù)培訓學校結(jié)業(yè)生占鄉(xiāng)村總?cè)丝诘谋戎睾饬俊?/p>

1.3數(shù)據(jù)來源

該研究選取黃河流域2011—2022年9?。ㄗ灾螀^(qū)）面板數(shù)據(jù)，其中，CPI增長率通過《中國價格統(tǒng)計年鑒》中的農(nóng)民消費價格指數(shù)計算得到，農(nóng)村勞動力受教育程度相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，成人技術(shù)培訓學校相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國教育統(tǒng)計年鑒》其他數(shù)據(jù)來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)庫等，部分缺失數(shù)值采用插值法補齊。

2黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的現(xiàn)狀分析

2.1黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的測度結(jié)果

2.1.1黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量整體與區(qū)域特征。

農(nóng)民收入質(zhì)量整體呈波動上升，區(qū)域間差異較大。圖1為黃河流域整體和上、中、下游各區(qū)域農(nóng)民收入質(zhì)量測度結(jié)果。從整體結(jié)果看，由圖1可知，黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量整體呈波動上升趨勢，2011—2013年黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量整體水平在0.220～0.240區(qū)間波動，2014—2016年出現(xiàn)下降趨勢，2018年開始逐年增長，2022年達到0.253。從區(qū)域特征看，第一，農(nóng)民收入質(zhì)量的區(qū)間差異較大，階段性特征明顯。以2016年為界，2011—2016年，農(nóng)民收入質(zhì)量由高到低依次為中游、下游、上游；2016年后，下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量呈直線式增長態(tài)勢，反超中游地區(qū)，該階段農(nóng)民收入質(zhì)量由高到低依次為下游、中游、上游。第二，區(qū)域間差距拉大。2011年，上游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量平均水平為0.222，中游地區(qū)平均水平為0.248，下游地區(qū)平均水平為0.22上下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量十分接近，最高水平的中游地區(qū)與最低水平的下游相差僅0.026，隨后上游地區(qū)與中下游地區(qū)的差距逐漸拉大。2022年，下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量最高，為0.284，其次是位居第二的中游地區(qū)，農(nóng)民收入質(zhì)量平均水平為0.266，上游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量最低，為0.23最高水平的上游地區(qū)與最低水平的下游相差0.05與2011年相比，上、中、下游地區(qū)農(nóng)民收入差距逐年拉大。

2.1.2省份特征。

農(nóng)民收入質(zhì)量與地區(qū)資源稟賦相關(guān)。表2為2011—2022年黃河流域9?。ㄗ灾螀^(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量測度結(jié)果，各?。ㄗ灾螀^(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量由低到高依次為寧夏、甘肅、內(nèi)蒙古、四川、青海、山東、河南、陜西、山西。其中2011—2022年寧夏農(nóng)民收入質(zhì)量平均水平為0.182，處于最低水平，其次是平均水平為0.210的甘肅，緊隨其后的是農(nóng)民收入質(zhì)量平均水平為0.214的內(nèi)蒙古。農(nóng)民收入質(zhì)量平均排名末端的3個省（自治區(qū)）均地處我國內(nèi)陸地區(qū)，區(qū)域內(nèi)自然條件相對惡劣，資源稟賦較低，導致該區(qū)域農(nóng)民收入質(zhì)量相對較低。農(nóng)民收入質(zhì)量最高為山西，其平均水平0.254，其次是平均水平為0.253的陜西，再者是河南，其平均水平為0.250。上述3個省份中，河南、山西為中部地區(qū)農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)民收入來源相對穩(wěn)定；陜西雖然位于西部地區(qū)，但該省旅游資源豐富、經(jīng)濟發(fā)展較高，農(nóng)民收入質(zhì)量有保障。

2.1.3維度差異。

收入充足性維度發(fā)展極其失衡。圖2為黃河流域2011、2017、2022年農(nóng)民收入質(zhì)量的收入充足性維度分布圖。由圖2可知，黃河流域9省（自治區(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量的收入充足性維度發(fā)展極其失衡。2011年，該區(qū)域收入充足性發(fā)展水平均處于0.05以內(nèi)，各?。ㄗ灾螀^(qū)）差距較小。2017年，山東和河南收入充足性發(fā)展水平較高，其中山東收入充足性接近0.10，但大多?。ㄗ灾螀^(qū)）仍處于0.05以內(nèi)。2022年?。ㄗ灾螀^(qū)）間差距進一步拉大，山東收入充足性發(fā)展水平（0.184）遙遙領(lǐng)先，內(nèi)蒙古、河南、山西等4?。ㄗ灾螀^(qū)）緊隨其后，處于0.10～0.15，其余省仍在0～0.10。

收入結(jié)構(gòu)性維度整體發(fā)展較為均衡。圖3為黃河流域2011、2017、2022年農(nóng)民收入質(zhì)量的收入結(jié)構(gòu)性維度分布圖。由圖3可知，黃河流域9?。ㄗ灾螀^(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量的收入結(jié)構(gòu)性維度整體較為均衡，但發(fā)展緩慢。2011、2017和2022年3個年份的曲線在圖中幾乎呈重合態(tài)勢，說明近12年里，黃河流域9?。ㄗ灾螀^(qū)）收入結(jié)構(gòu)性增長較為緩慢。曲線走勢整體變化較小，說明黃河流域9?。ㄗ灾螀^(qū)）間的發(fā)展均衡，差距較小。

收入成長性維度呈現(xiàn)下降趨勢，但區(qū)域差距縮小。圖4為黃河流域2011、2017、2022年農(nóng)民收入質(zhì)量的收入成長性維度分布圖。由圖4可知，黃河流域9省（自治區(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量的收入成長性維度呈現(xiàn)下降趨勢，各省（自治區(qū)）處于勻速發(fā)展狀態(tài)。2011年各?。ㄗ灾螀^(qū)）收入成長性發(fā)展水平均高于0.015；2017年各?。ㄗ灾螀^(qū)）收入成長性發(fā)展水平在0.10～0.015波動，2022年收入成長性則顯著低于0.015。此外，通過觀察曲線走勢可知，曲線整體上與標準刻度線平行，說明各?。ㄗ灾螀^(qū)）發(fā)展速度較為均衡，區(qū)域間差距較小。

收入知識性維度呈現(xiàn)收斂性特征。圖5為黃河流域2011、2017、2022年農(nóng)民收入質(zhì)量的收入知識性維度分布圖。由圖5可知，黃河流域9?。ㄗ灾螀^(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量的收入知識性維度呈現(xiàn)收斂性特征，前期區(qū)域間差距較大，后期逐漸縮小。2011年青海收入知識性發(fā)展水平最高，高達0.155，與排名第二的貴州0.098存在較大斷層。其余?。ㄗ灾螀^(qū)）收入知識性發(fā)展水平均處于0.10以下。2017年收入知識性略有下降，發(fā)展水平最高的?。ㄗ灾螀^(qū)）由青海變?yōu)樯轿鳎?.067）。2022年，收入知識性由之前的一極發(fā)展轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)在的均衡發(fā)展，?。ㄗ灾螀^(qū)）間部存在明顯的極點，各省（自治區(qū)）發(fā)展相對均衡。

2.2黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的區(qū)域差異及其來源

為識別農(nóng)民收入質(zhì)量的漁區(qū)差異及其差異來源于構(gòu)成，該研究使用Dagum基尼系數(shù)分析黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的區(qū)域差異及其來源構(gòu)成，結(jié)果見表3。

從區(qū)域內(nèi)相對差異看，2011—2022年黃河流域整體的農(nóng)民收入質(zhì)量基尼系數(shù)從0.090下降至0.066，年均降速為2.222%，表明黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量整體差異逐漸縮小。上游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量基尼系數(shù)最大，但其下降幅度亦是最大，從0.106下降至0.040。中游和下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量基尼系數(shù)相對較小，其中，中游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量基尼系數(shù)在觀察期內(nèi)略有增長，從2011年的0.036增長至2022年的0.050，下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量則相對平穩(wěn)，圍繞0.025～0.043波動。這表明在2011—2022年，上游和下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量相對差異逐漸縮小，但中游地區(qū)相對差異呈增大態(tài)勢。

從區(qū)域間相對差異來看，上游與中游地區(qū)和上游與下游地區(qū)之間的農(nóng)民收入質(zhì)量基尼系數(shù)相對較大，2017年以前，上游與中游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量的基尼系數(shù)高于上游地與下游地區(qū)，2017年后，上游與下游地區(qū)農(nóng)民收入基尼系數(shù)高于上游與中游地區(qū)，說明2017年以前，上游與中游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量相對差距最大，而2017年后，上游與下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量相對差距變?yōu)樽畲?。中游與下游地區(qū)間的基尼系數(shù)一直相對較小，常年低于0.06，但中游與下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量的基尼系數(shù)呈增大趨勢，說明近年來，中游與下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量的相對差距正在擴大。

從相對差異來源即貢獻度看，區(qū)域內(nèi)年均貢獻度為26.382%，且變化程度較小，區(qū)域間年均貢獻度高達62.879%，說明區(qū)域間差異是導致黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量相對差異的主要來源。超變密度變化較大，2011年為40.799%，2022年貢獻度下降至5.520%，說明前期區(qū)域內(nèi)存在交叉重疊現(xiàn)象，即部分落后發(fā)展區(qū)域的農(nóng)民收入質(zhì)量發(fā)展水平個別高于發(fā)達地區(qū)，但后期區(qū)域間差異逐漸拉大，這與區(qū)域間貢獻度數(shù)值相符合。

3黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的影響因素

3.1模型設(shè)定與估計方法

為探究影響黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的影響因素，構(gòu)建計量模型如下：

incomeit=α+βXit+ui+λt+εit（16）

式中：income表示農(nóng)民收入質(zhì)量;X表示一系列可能影響到農(nóng)民收入質(zhì)量的影響因素;i和t分別表示?。ㄗ灾螀^(qū)）與時間;ui、λt和εit分別表示省份固定效應、時間固定效應和隨機誤差項。

3.2變量選取與數(shù)據(jù)描述

基于相關(guān)研究^［12-15］，結(jié)合農(nóng)民收入實際情況該研究選取的影響因素如下：經(jīng)濟發(fā)展水平、社會保障、城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口結(jié)構(gòu)和財政支農(nóng)。其中：①經(jīng)濟發(fā)展水平。經(jīng)濟發(fā)展水平與收入高低密切相關(guān)，經(jīng)濟發(fā)展有利于提高收入數(shù)量，從而有利于收入質(zhì)量的提升。經(jīng)濟發(fā)展水平以農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值衡量。②社會保障。社會保障改善農(nóng)民生活質(zhì)量，確保農(nóng)民基本生活物質(zhì)資料。社會保障以農(nóng)村最低社會保障支出衡量。③城鎮(zhèn)化。城鎮(zhèn)化意味著城鎮(zhèn)人口占比增加，農(nóng)村人口減少，進而導致農(nóng)產(chǎn)品價格上漲，農(nóng)民經(jīng)營性收入增加。此外，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，有利于提高農(nóng)民工資性收入，城鎮(zhèn)化以本地城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎睾饬?。④產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)農(nóng)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展息息相關(guān)，第二、三產(chǎn)業(yè)比重的增加，擠占第一產(chǎn)業(yè)價值，從而不利于農(nóng)民收入質(zhì)量的發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以地區(qū)第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)總產(chǎn)值的比重衡量。⑤人口結(jié)構(gòu)。青壯年是農(nóng)業(yè)主要勞動力，其數(shù)量多少直接決定農(nóng)民收入高低，兒童和老人等數(shù)量龐大不利于農(nóng)民收入質(zhì)量提升。人口結(jié)構(gòu)用農(nóng)村總撫養(yǎng)比衡量，即農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比之和。⑥財政支農(nóng)。政府對于農(nóng)業(yè)事務的財政支出將直接影響農(nóng)民收入與收入結(jié)構(gòu)，同時有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距^［26］。因此，理論上，財政支農(nóng)有利于提升農(nóng)民收入質(zhì)量。財政支農(nóng)以政府財政支出中農(nóng)林水事務支出占財政總支出的比重衡量。主要變量的描述性統(tǒng)計見表4。

3.3回歸結(jié)果

表5匯報各影響因素對農(nóng)民收入質(zhì)量的回歸結(jié)果，列（1）～（4）依次為黃河流域整體回歸結(jié)果、上游地區(qū)回歸結(jié)果、中游地區(qū)回歸結(jié)果、下游地區(qū)回歸結(jié)果。

由表5可知，經(jīng)濟發(fā)展水平對黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的回歸系數(shù)均顯著為正，說明經(jīng)濟發(fā)展水平能促進農(nóng)民收入質(zhì)量的提高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入質(zhì)量的回歸系數(shù)均為負，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不利于提升農(nóng)民收入質(zhì)量，具體而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對黃河流域中游和下游農(nóng)村收入質(zhì)量具有顯著的負面影響，對黃河流域整體和上游地區(qū)的影響不顯著。社會保障和城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著為正，說明社會保障和城鎮(zhèn)化有利于提升農(nóng)民收入質(zhì)量，但該影響存在異質(zhì)性，社會保障和城鎮(zhèn)化能顯著提升黃河流域整體和中游地區(qū)的農(nóng)民收入，對上游和下游地區(qū)農(nóng)民收入的提升作用不顯著。人口結(jié)構(gòu)對農(nóng)民收入質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著為負，說明人口結(jié)構(gòu)阻礙農(nóng)民收入質(zhì)量的提高，具體而言，人口結(jié)構(gòu)顯著抑制了黃河流域整體、上游和中游地區(qū)農(nóng)村收入質(zhì)量的提高，對下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量的抑制作用不顯著。財政支農(nóng)對農(nóng)民收入質(zhì)量的回歸系數(shù)顯著為正，說明財政支農(nóng)有助于提升農(nóng)民收入質(zhì)量，其中，財政支農(nóng)對黃河流域整體和下游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量具有顯著的促進作用，對上游和中游地區(qū)農(nóng)民收入質(zhì)量的提升作用不顯著。

4結(jié)論與政策建議

4.1結(jié)論

基于黃河流域2011—2022年9?。ㄗ灾螀^(qū)）面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建農(nóng)民收入質(zhì)量評價指標體系，在使用熵值法測算農(nóng)民收入質(zhì)量的基礎(chǔ)上，進一步利用Dagum基尼系數(shù)、固定效應等方法分析黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量的現(xiàn)狀、區(qū)域差異及其來源，并探討了農(nóng)民收入質(zhì)量的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，第一，2011—2022年黃河流域9?。ㄗ灾螀^(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量整體呈現(xiàn)波動上升趨勢，農(nóng)民收入質(zhì)量的區(qū)間差異較大，階段性特征明顯，區(qū)域間差距拉大。第二，黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量整體差異逐漸縮小，區(qū)域間差異是導致黃河流域農(nóng)民收入質(zhì)量相對差異的主要來源。第三，經(jīng)濟發(fā)展水平、社會保障、城鎮(zhèn)化和財政支農(nóng)促進農(nóng)民收入質(zhì)量的提高，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口結(jié)構(gòu)等因素則不利于農(nóng)民收入質(zhì)量的提升。

4.2政策建議

4.2.1關(guān)注農(nóng)民收入質(zhì)量，推動農(nóng)民收入增長。以往研究多以農(nóng)民收入數(shù)量衡量農(nóng)民收入水平狀態(tài)，該方法存在一定片面性，而使用農(nóng)民收入質(zhì)量從多方面對農(nóng)民收入狀況進行衡量，更加客觀、科學。因此，黃河流域各?。ㄗ灾螀^(qū)）應當關(guān)注農(nóng)民收入質(zhì)量提升問題，化解農(nóng)民收入質(zhì)量偏低的困境，助力共同富裕目標實現(xiàn)。

4.2.2補齊農(nóng)民收入質(zhì)量短板，提升農(nóng)民收入質(zhì)量水平。黃河流域各省（自治區(qū)）農(nóng)民收入質(zhì)量的收入充足性、結(jié)構(gòu)性、成長性、知識性維度發(fā)展水平各異，且區(qū)域間存在較大差異，因此，需要補齊各?。ㄗ灾螀^(qū)）收入質(zhì)量短板，比如內(nèi)蒙古、甘肅等省（自治區(qū)）收入知識性發(fā)展維度發(fā)展程度相對落后，該區(qū)域則應加大農(nóng)村教育、技能培訓，補齊收入知識性短板。此外，各區(qū)域間加強交流與溝通，上游地區(qū)通過學習效應、溢出效應，實現(xiàn)后發(fā)優(yōu)勢，縮小與中游和下游地區(qū)的差異。

4.2.3優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，完善農(nóng)村社會保障體系。實證研究表明，第一產(chǎn)業(yè)的低占比和過高的養(yǎng)老育兒負擔不利于農(nóng)民收入質(zhì)量的提高。因此，一方面，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動三產(chǎn)融合，即能為農(nóng)村創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，同時拓展了農(nóng)民收入渠道，提高農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)性與充足性；另一方面，健全農(nóng)村社會保障體系，通過退休養(yǎng)老、政府補助等形式，減少農(nóng)村家庭的育兒養(yǎng)老負擔，促進農(nóng)民收入質(zhì)量提升。

參考文獻

［1］許偉.鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè)對農(nóng)民收入的影響［J］.華南農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），20222（5）：38-52.

［2］宋瑛，謝浩，王亞飛.農(nóng)產(chǎn)品電子商務有助于貧困地區(qū)農(nóng)戶增收嗎：兼論農(nóng)戶參與模式異質(zhì)性的影響［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2022（1）：65-80.

［3］曾妍，譚江濤，王守文，等.農(nóng)村電子商務發(fā)展如何賦能水庫移民就業(yè)增收：基于“三鏈”融合理論的多案例研究［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2023（10）：86-111.

［4］劉洋，顏華.縣域金融集聚、農(nóng)業(yè)機械化與農(nóng)民收入增長：基于河南省縣域面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2021（12）：60-75.

［5］朱然，顧雪松，秦濤，等.銀?；訉r(nóng)戶增收的作用效果與機制研究：基于魯、遼、贛、川四省的調(diào)查數(shù)據(jù)［J］.中國農(nóng)村觀察，2023（1）：96-115.

［6］楊爍晨，杜海峰，楊曉寧.土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)村家庭收入差距：家庭發(fā)展視角下的經(jīng)驗探討［J］.華中農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2024（1）：178-191.

［7］鄧悅，吳忠邦，羅連發(fā).農(nóng)業(yè)機械化促進了農(nóng)民增收嗎？——基于農(nóng)村人力資本調(diào)節(jié)效應的分析［J］.南京農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），20223（1）：169-180.

［8］常明，李飛，劉靜.人口城鎮(zhèn)化對農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的影響效應：基于中國省級面板的實證分析［J］.中國農(nóng)業(yè)大學學報，2024，29（1）：228-239.

［9］張岳，張博，周應恒.數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)對農(nóng)民收入的影響：基于收入水平與收入結(jié)構(gòu)的視角［J］.農(nóng)林經(jīng)濟管理學報，20222（3）：350-358.

［10］張海燕.數(shù)字普惠金融對農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)影響的異質(zhì)性研究［J］.統(tǒng)計與決策，20237（24）：152-156.

［11］羅媛月，張會萍，肖人瑞.易地扶貧搬遷對移民收入質(zhì)量的影響研究：基于寧夏947個搬遷移民的調(diào)研數(shù)據(jù)［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2022，36（10）：18-24.

［12］汪三貴，馬蘭，孫俊娜.易地扶貧搬遷安置區(qū)位對搬遷戶收入及收入質(zhì)量的影響：基于8省16縣的微觀數(shù)據(jù)分析［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2023（10）：67-85.

［13］高小玲，孫曉瑜.生計資本對退捕漁民家庭收入質(zhì)量的影響研究：以湖南省退捕漁民為例［J］.農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，20244（3）：501-512.

［14］康慧，張曉林.農(nóng)村居民收入質(zhì)量對生活滿意度的影響［J］.經(jīng)濟問題，2019（4）：77-84.

［15］趙殷鈺，方非凡，韓昕儒.收入質(zhì)量對農(nóng)戶膳食質(zhì)量的影響：基于陜西省農(nóng)戶調(diào)查的實證分析［J］.資源科學，20245（8）：1546-1559.

［16］彭艷玲，蘇嵐嵐，孔榮.收入質(zhì)量及其對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響研究：基于魯、豫、陜、甘4省1373份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2019（12）：56-67.

［17］李靜，陳欽.非農(nóng)就業(yè)收入質(zhì)量對農(nóng)戶林地流轉(zhuǎn)的影響：基于福建省502戶農(nóng)戶的實證研究［J］.湖南社會科學，2023（1）：52-58.

［18］安芳，顏廷武，張豐翼.收入質(zhì)量對農(nóng)戶秸稈還田技術(shù)自覺采納行為的影響：基于有調(diào)節(jié)的中介效應分析［J］.中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2022，43（6）：162-172.

［19］林富民.農(nóng)民增收質(zhì)量問題淺論［J］.前沿，2005（2）：59-62.

［20］孔榮，王欣.關(guān)于農(nóng)民工收入質(zhì)量內(nèi)涵的思考［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，20134（6）：55-60，111.

［21］"楊少雄，蘇嵐嵐，孔榮，等.農(nóng)民收入質(zhì)量：邏輯建構(gòu)、測度評價與動態(tài)演進［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2023（8）：18-36.

［22］EASTERLINRA.Willraisingtheincomesofallincreasethehappinessofall？［J］.Journalofeconomicbehaviorandorganization，1995，27（1）：35-47.

［23］周紅利.數(shù)字金融對農(nóng)民收入質(zhì)量的影響研究：來自宏觀和微觀的實證［D］.雅安：四川農(nóng)業(yè)大學，2023.

［24］岳華，韓彩霞，王海燕.新時代我國鄉(xiāng)村教育深化、人力資本提升與農(nóng)民收入提高［J］.上海經(jīng)濟研究，2024（1）：78-87.

［25］何蒲明.農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)變化對農(nóng)民種糧積極性的影響：基于糧食主產(chǎn)區(qū)與主銷區(qū)的對比分析［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2020（1）：130-142.

［26］王文波.財政支農(nóng)、人力資本與城鄉(xiāng)居民收入差距［J］.中國地質(zhì)大學學報（社會科學版），20223（3）：109-125.