鄉村振興戰略下農村產業融合、人力資本與農民增收*
——以浙江省為例

孔德議，陳佑成

(1.福建江夏學院工商管理學院，福州 350108； 2.福建農林大學安溪茶學院,泉州 362400)

0 引言

黨的十九大報告明確提出要實施鄉村振興戰略，這是以習近平同志為核心的黨中央著眼黨和國家事業全局，深刻把握現代化建設和城鄉關系變化提出來的重大決策部署。2018年1月《中共中央國務院關于實施鄉村振興戰略的意見》以及同年9月印發的《鄉村振興戰略規劃(2018—2022)》標志著鄉村振興戰略進入全面落地落實的推進階段。鄉村振興，產業興旺是關鍵，實現農民增收，生活富裕是鄉村振興戰略的重要目標。為實現鄉村產業全面振興，推進農村一、二、三產業融合發展，構建根植于農業農村、由當地農民主辦、彰顯地域特色和鄉村價值的產業體系是《鄉村振興戰略規劃(2018—2022)》提出的具體實施方案。農村產業融合以完善利益聯結為核心，以制度、技術和商業模式創新為動力，是拓寬農民增收渠道，培育農民增收新動能的重要舉措。農村產業融合催生新產業、新業態，需要專業的人才作支撐，農村人力資本狀況直接關系到農村產業融合的推進，關系到農民增收的實現。因此，在鄉村振興戰略背景下，探討農村產業融合、人力資本與農民增收間的相互作用關系對于實現鄉村“產業興旺”和“生活富裕”具有重大意義。

1 相關文獻綜述及問題的提出

農村一、二、三產業融合發展是農業產業化的升級版和拓展版，其發展的源頭是農業產業化。在早期產業融合的研究中，西方學者主要集中于內涵、類型、動力及效應分析，較多涉及二、三產業之間及其內部融合問題，對于農業內部融合及與二、三產業融合問題較少涉及。20世紀90年代末，日本農業專家今村奈良臣“第六產業”理論的提出開啟了農業產業融合的研究先河。“第六產業”是以農業為基礎，通過產業鏈延伸與產業范圍拓展實現一、二、三產業融合。在對農村產業融合內涵的解讀和凝練上，國內學者較多借鑒了日本“第六產業”的內容，認為我國農村的產業融合來源于日本的“第六產業”，但存在差別，其內容比“第六產業”更豐富(姜云長， 2015[1]))。多數學者認為產業鏈延伸，產業功能拓展是農村產業融合的重要特征，而實現農業增效，農民增收則是農村產業融合的基本目標(辛沖沖等， 2015[2]； 國家發改委和農經司課題組， 2016[3]； 孟秋菊， 2018[4])。

作為促進農民增收的重要舉措，社會各界對農村產業融合寄予厚望。部分學者早期分析農村產業結構調整對農民增收的影響存在分歧，大多數學者認為農村產業結構調整是農民增收的主要途徑(李國祥， 2005[5]； 李曉彤， 2014[6])，而部分學者認為農村產業結構調整對農民增收并沒有產生很大的影響(張建武， 2001[7]； 張明林， 2002[8])。農村一、二、三產業融合政策正式提出后，學者們從理論及實證的角度分析了其對農民增收的影響。農村產業融合以農業為依托，通過提高資源利用率、降低交易費用、促進產業升級等方面提高農民收入(馬曉河， 2015[2]； 蘇毅清， 2016[9])。張義博[10](2015)從創造新的就業崗位、提高農產品附加值等角度分析了農村產業融合對農民增收的影響機理。在實證分析上，李云新[11]基于345個農戶調查的PSM分析，認為農村產業融合對農戶的增收效應在50%以上。唐超和胡宜挺(2016)[12]運用DEA模型主成分分析法以及灰色關聯模型分析了農村產業融合對農民增收的重要影響。

在農村人力資本與農民增收的關系研究上，多數學者的理論及實證研究都認為農村人力資本對農民增收的作用顯著(朱韻潔， 2011[13]； 龍翠紅， 2012[14]； Kamaruddin R， 2013[15])。在影響機制研究上，學者們從人力資本投資可以提高勞動效率，增加非農收入，促進農村產業結構調整等角度分析了人力資本投資對農民增收的作用。另外，還有部分學者從人力資本的結構分析其對農民增收的影響差異(陳治國等， 2017[16])，認為人力資本對農民增收的影響呈現地區上的差異性(姚旭兵， 2015[17]； 劉婉琪等， 2017[18])。

從現有的文獻來看，影響農民增收的因素很多，也不乏從產業融合及人力資本角度論述的文獻，但較少學者將農村產業融合及人力資本納入統一的分析框架。農村產業融合通過產業鏈延伸及產業范圍的擴展讓農民分享收益，在這個過程中催生了大量的新產業、新業態，這需要大量專業型和復合型的人才。農村人力資本狀況影響到農村產業融合推進，進而影響農民的收入水平。對于具有不同人力資源稟賦的農民而言，其獲取產業融合收入的能力會呈現差異性，而收入水平高的農民，依托人力資本積累及相關成本上的優勢，其有更強的能力參與產業融合。可見，農村產業融合對農民增收作用的影響在人力資本作用下會呈現差異性，而人力資本對農民的增收作用在農村產業融合政策背景下也呈現出與以往不同的效應。因此，文章力圖探究以下幾個問題：一是農村產業融合、人力資本及農民增收三者間關系如何？二是農村產業融合及人力資本對農民增收的效應如何？

2 農村產業融合、人力資本與農民增收的交互作用分析：理論及假設

農村一、二、三產業融合發展是促進農村經濟發展的重要突破口， 2015年“中央一號文件”， 2017年十九大報告都將其作為促進農民增收、農業發展的重要舉措。2018年9月印發的《鄉村振興戰略規劃(2018-2022)》提出農村一、二、三產業融合要以完善利益聯結為核心，以制度、技術和商業模式創新為動力，并提出了具體的實施方案。那么，農村產業融合通過何種機制促進農民增收，人力資本在產業融合中起到何種作用，農民增收對農村產業融合及人力資本投資作用又會如何？該文試圖分析三者間的交互關系并提出理論假設。

2.1 農村產業融合對農民增收的作用分析

農村產業融合通過發掘新功能新價值，培育新產業新業態，打造新載體新模式，完善緊密型利益聯結機制，讓農民分享產業融合發展的增值收益。具體來看，農村產業融合可以從以下幾個方面增加農民收入。

2.1.1 縱向延伸，培育新產業新業態，拓寬農業產業鏈

農村產業融合發展能夠拓寬農業的生產經營范圍，延伸農業產業鏈，使農業生產經營不僅僅局限于農業生產環節。通過加強農商互聯，密切產銷銜接，使農民能夠分享農產品加工、銷售和服務等非農環節的收益。一方面農業產業鏈的延伸增加了農產品的附加值，增加了農業生產經營的收入，另一方面農業產業鏈的延伸，農業生產前后環節的拓展都可以提供大量的就業崗位，增加農民的工資性收入。

2.1.2 橫向拓展，發掘新功能新價值

農業的多功能性是指農業除了傳統的經濟功能外，還可以同時兼具社會性、生態性以及政治性多種功能和多重價值。隨著農村產業融合的深入推進，農業農村的休閑觀光、文化體驗、生態涵養、健康養老等新功能新價值被逐步開發，形成新的消費熱點。農業多功能性的挖掘不僅提升了農業本身的價值創造能力，而且在這一過程中鄉村資源全域整合，激活了農村的土地、住宅和金融市場，農民的財產性和經營性收入都能相應增加。

2.1.3 完善利益聯結機制，農民分享增值收益

隨著農村產業融合的不斷推進，較為合理的收益分享模式逐步建立，農民可以更多分享增值收益。通過推廣“訂單收購+分紅”“農民入股+保底收益+按股分紅”等多種利益聯結方式，讓農民分享加工、銷售環節收益。企業與農戶通過訂單農業、土地流轉等方式轉向企業化或股份合作利益聯結模式發展。農企雙方利益共享，風險共擔，不僅有效推動了農村產業融合，而且使得農民可以分享加工、銷售環節的利益分配，促進農民增收。隨著農村產業融合的程度不斷加深，農業產業鏈的延伸不斷向縱深化發展，農業多功能性的挖掘與發揮也更加成熟，與此同時，利益聯結機制也更加完善，農民能夠獲取更多的收益。

基于以上理論分析，該文提出：

假設1：農村產業融合對農民增收具有正向影響，融合程度越深，農民增收效應越強。

2.2 農村產業融合背景下，人力資本對農民增收的效應分析

農村產業融合催生新產業、新業態，各種商業合作模式也在不斷創新，這對農民人力資本提出了更高的要求。農業產業鏈的延伸，農村多功能性的發揮都要求農民具備一定的人力資本。同時，人力資本存量高的地區，農民對產業融合的接受度更高，更能參與到農村產業融合中。可見，農村人力資本對農村產業融合的實現具有重要意義。農村人力資本稟賦會影響地區農村產業融合的實現，進而影響到農民收入。在農村產業融合背景下，人力資本水平較高的農民，其從事特色農業及衍生產業的能力更強，相較于人力資本低的農民，其能夠分享農業生產、加工及服務多個環節的收益，獲得更多的收入。因此，地區人力資本存量的差異直接影響農民參與產業融合的深度，影響農民獲取產業融合收益的能力，進而影響農民收入。與以往研究人力資本對農民增收的研究不同，該文考察人力資本在農村產業融合這一背景下的作用力與效應。

基于此，該文提出：

假設2：人力資本對農村產業融合具有正向影響，人力資本存量越高，農村產業融合程度越深。

假設3：農村產業融合背景下，人力資本存量對農民增收具有正向影響，人力資本存量越高，農民收入越高。

2.3 農民增收對農村產業融合的促進作用分析

農村產業融合與農民增收之間存在內在互動關系，農村產業融合是促進農民增收的重要舉措，而農民收入水平的提高，也會在促進農村產業融合向更高水平發展。農民增收對農村產業融合的促進作用主要表現在以下幾個方面：一是農民收入水平增加會提高農民對產業融合的認知，提高其參與產業融合的積極性。農村產業融合作為促進農民增收的重要舉措，社會各界都寄予厚望，但當前處于初期階段，其對農村經濟增長的輻射作用并不明顯。隨著農村產業融合的深入推進，農民增收效應會逐漸增強，增收示范效應會提高農民對農村產業融合的認知，提高其參與產業融合的積極性。二是農民增收改善了農村產業融合的外部環境。農村產業融合的順利推進需要外部環境的不斷完善，農民收入水平的提高在一定程度上改善了農村的各種軟硬件基礎設施。另外，農民收入水平的提高刺激農村新的消費需求，帶動了農村生產服務業的發展，催生了相應的二、三產業。

基于此，該文提出：

假設4：農民增收對農村產業融合具有正向作用，農民收入越高，農村產業融合度越高。

可見，農村產業融合通過發掘新功能新價值，培育新產業新業態，打造新載體新模式，完善緊密型利益聯結機制等途徑讓農民享受產業融合的成果，促進農民增收。在這過程中，農村地區人力資本的存量直接影響到農民發掘產品功能，拓寬農業產業鏈的能力，進而影響到農民增收效應。農民增收的示范效應會進一步帶動農村產業融合的縱深發展。農村產業融合、人力資本及農民增收三者間的作用關系如圖1所示。

圖1 農村產業融合、人力資本及農民增收作用機理

3 實證研究：基于浙江省的經驗數據分析

3.1 數據來源

農村一、二、三產業融合是2014年底才從國家層面提出來的，目前能在農村實現產業融合的地區只是少數。浙江省經濟較發達，服務業和電子信息產業發展較快，在國家農村產業融合概念之前，農村電子商務等新型模式已經出現。憑借良好的經營技術和商業模式，浙江省的農村產業融合走在全國領先地位。十八大以來，浙江省在確保糧食生產底線的同時，根據各地特色，形成了各具特色的產業和優勢。農產品供給能力增強，農副食品加工業發展穩定。同時，浙江省著力建設美麗鄉村，發展休閑農業、鄉村旅游，有效地推進了新型業態的產生和發展。另一方面，浙江省通過政策扶持，培育龍頭企業、農民專業合作社等新型經營主體，使其成為現代農業發展的新引擎。與此同時，原先顯著的互聯網優勢也為浙江省農村產業融合的實現提供了有利的平臺。因此，該文以浙江省為例進行實證研究，針對上文提出的理論假設進行分析，以期為進一步推進農村產業融合，促進農民增收提出相應的政策建議。如果以2014年后數據進行分析樣本數太少，且浙江省農村產業融合實際推進時間早于國家政策提出，因此該文選取2010—2016年浙江省11個地級市農村經驗數據進行分析。該文涉及的指標數據均來自于歷年浙江省統計年鑒及浙江各地級市統計年鑒，wind數據庫以及部分年報、公報等，有個別年份缺失數據根據相關數據進行測算。

3.2 指標選取

3.2.1 農村產業融合

農村產業融合涉及到農業生產經營的各個方面，內在體系極其復雜，而且其正式提出的時間并不長，對它的評價和測度都沒有統一的標準。在參考現有研究文獻的基礎上，結合國家層面對農村產業融合發展指導思想以及農村產業融合的內涵特征，同時考慮到浙江省各地級市數據的可獲得性，該文將農村產業融合評價指標體系設定為包括農產品加工業年主營收入、休閑農業年接待人次等在內的10個指標(表1)。

表1 農村產業融合測度指標體系

評價層指標層評價目的農村產業融合產業鏈延伸農產品加工業年主營收入(X1)評價農村產業融合對農業產業鏈延伸、農產品加工業發展的作用主要農產品加工轉化率(X2)專業合作社較上年增加數量(X3)農業多功能發揮休閑農業年接待旅游人次(X4)評價農村產業融合對農業休閑娛樂、環境保護等功能的開發休閑農業年營業收入(X5)人均主要農產品產量(X6)化肥和農藥施用強度(X7)要素融合發展涉農貸款年增加額(X8)評價農村產業融合對農村服務業及其他相關產業的融合促進作用農林牧漁服務業產值(X9)農村固定投資增速(X10)

在數據的處理上，由于選取的10個指標單位和數量都不同，為了后期的比較和度量，需要對原始數據進行標準化處理。進行標準化處理之后，需要對選取的指標確定權重，為避免主觀性判斷，該文采用熵值法進行賦值，并據此測算出農村產業融合的水平，以AC來表示。

3.2.2 農民人均純收入

農民的收入包括生產經營性收入，工資性收入，財產性收入以及轉移性收入，農村產業融合對農民增收的影響是綜合且復雜的，因此該文以農民人均純收入作為指標衡量農民收入狀況，用Y表示。

3.2.3 農戶人力資本

人力資本可以從受教育和邊學邊干中獲取，接受各種形式，各層次的教育對于農村勞動力而言是提升人力資本存量的主要方式。該文以農戶消費中用于教育的支出作為衡量各地人力資本投資水平，用H表示。

3.2.4 城鎮化水平

隨著農村生產力的提高，農村剩余勞動力不斷向城市轉移，城鎮基礎設施建設不斷增加，農民消費水平不斷提高，這會對農民收入增加產生影響。城鎮化水平一般用城鎮人口占城鄉總人口數量比重來衡量，用URB表示。

3.2.5 地區生產總值

地區生產總值高低代表該地區經濟總量的多少，地區生產總值越高，該地區經濟發展水平越高，地區的經濟活動越頻繁，這就有助于農民增收，該文用GDP來衡量地區生產總值。

3.2.6 農村固定資產投資

固定資產投資對于促進地方經濟發展具有重要作用，農村固定資產投資會直接影響到農民收入的增長，該文用FI表示農村固定資產投資。

3.2.7 農業科技化

農業科技化水平的高低直接影響到農業生產效率，進而影響到農民的生產經營收入，因此農業科技化水平對農民增收也會產生較大影響，該文用ST表示農業科技化。

3.3 模型假定

為了檢驗上文提出的假設，需要建立VAR模型，利用格蘭杰因果關系來檢驗變量間的影響關系。而該文選取2010—2016年浙江省各省市經驗數據進行實證分析，數據同時包含若干個體和時間序列，反映變量在截面和時間二維空間上的變化規律和特征。因此，該文建立PVAR模型以及面板數據模型進行實證分析。

3.3.1 PVAR模型

向量自回歸模型(VAR)是把每一個外生變量作為所有內生變量滯后期的函數來建立模型，是包含多個方程的非結構化模型。VAR模型不需要先驗的理論基礎，在實證研究中經常被用來分析多個指標間的相關關系。但該模型要求模型中的時間序列足夠長，否則會損耗模型的自由度。1988年，Holtz-Eakin通過增加截面來擴大樣本的長度，建立了面板向量自回歸模型(PVAR)。PVAR模型結合了時間序列VAR模型和面板數據模型，并能借助格蘭杰因果檢驗分析變量間的相關關系。

3.3.2 面板數據模型

為了分析農村產業融合及人力資本對農民增收的影響效應，該文建立如下面板數據實證模型：

lnYYit=β0+β1lnACit+β2lnHit+ΣβilnXit+εit

(1)

式(1)中，Yit表示農民人均純收入，ACit表示農村產業融合水平，Hit表示人力資本，Xit表示除農村產業融合及人力資本以外的其他變量。為了全面分析農民增收的影響因素，該文選取了城鎮化水平，農村固定資產投資以及農業科技化等作為控制變量以降低變量不足導致的結果不全面。β0是常數項，β1，β2是變量農村產業融合及人力資本的系數，β1是控制變量的集合，i表示地級市，t表示年份。在數據的處理上，該文采用對數化變換進行標準化處理，以此降低數據可能存在的異方差問題，使得模型設定更加合理穩定。面板數據模型分為固定效應模型和隨機效應模型，一般通過Hausman檢驗進行分析。

3.4 實證分析結果

3.4.1 農村產業融合、人力資本與農民增收間作用關系分析

表2 格蘭杰因果檢驗結果

因變量: Y卡方檢驗自由度顯著性AC 4.505 3532 0.055 1H6.510 3532 0.038 6All 11.479 194 0.001 7因變量: AC卡方檢驗自由度顯著性Y2.612 6822 0.270 8H 3.318 9502 0.190 2All 4.544 5984 0.337 3Dependent variable:H卡方檢驗自由度顯著性AC 1.078 7262 0.583 1Y 28.978 972 0.000 0All 36.144 684 0.000 0

表3 隨機效應分析結果

變量系數標準差t統計量顯著性C4.817 5200.409 19011.773 300.000 0AC?0.357 1300.093 7593.809 0200.000 3H?0.720 1400.043 73316.466 810.000 0URB?0.025 4300.072 1980.352 2260.725 7GDP?-0.132 1620.040 466-3.266 0180.001 7FI?0.117 5300.043 9492.674 2200.009 3ST?0.052 4700.029 0971.803 2980.075 6

該文通過構建PVAR模型并借助格蘭杰因果檢驗來考察變量間的相互作用關系，在進行模型分析前，對各變量取對數，以消除異方差的影響。在建立PVAR模型前應對3個變量進行協整檢驗，JJ檢驗結果顯示三者間存在穩定關系，可以建立PVAR模型。從表2實證分析的結果來看，農村產業融合對農民增收起到正向影響作用，農村產業融合對農民增收的影響統計值為4.505 354，且在10%的置信水平以下構成對農民增收的影響，這與該文理論假設1相符，農村產業融合度越高，農民增收效應越強。按照理論分析，人力資本會對農村產業融合產生影響，但從人力資本及農民增收對農村產業融合的影響效應來看，結果并不顯著，當前人力資本和農民增收并沒有對農村產業融合發揮相應的促進作用。這與該文的理論假設不符，該文認為這與當前農村產業融合人才缺失以及農民對農村產業融合意識不深有關。在農村產業融合背景下，人力資本對農民增收起到正向的影響作用，人力資本對農民增收的影響統計值為6.510 536，也在10%的置信水平下對農民增收產生影響。這與該文的理論假設人力資本存量越高，農民增收效應越強。

3.4.2 農村產業融合及人力資本對農民增收的影響效應分析

格蘭杰因果檢驗分析了3個變量間的相互作用關系，對于農民增收而言，農村產業融合及人力資本的影響效應如何，該文通過面板數據模型進行分析。首先通過隨機效應模型進行分析，結果見表3。

表4 Hausman檢驗結果

實證概況卡方檢驗統計量卡方檢驗自由度顯著性 63.626 79160.000 0

變量系數標準差t統計量顯著性C-0.592 7462.160 180-0.274 3970.784 7AC?0.089 4670.331 1590.270 1630.088 0H?0.451 9390.064 3617.021 9200.000 0URB?0.197 2200.377 2720.522 7520.603 1GDP?0.605 8750.155 9173.885 8690.000 3FI?0.043 9920.072 1010.610 1460.544 1ST?0.262 6920.123 1972.132 2900.037 1

表3輸出了隨機效應模型的分析結果，接下來需要通過Hausman檢驗來確定是要選用隨機效應模型還是固定效應模型，表4輸出了Hausman檢驗結果。Hausman檢驗的統計量為63.626 791，伴隨概論為0.00，因此，拒絕固定效應與隨機效應模型不存在系統差異的原假設，建立固定效應模型。

從表5固定效應模型分析結果來看，選取的6個指標都對農民增收產生了正向影響，但城鎮化以及農村固定資產投資并沒有通過顯著性檢驗。可能的原因是浙江省經濟較發達，城鎮化率較高，各地區差異并不明顯。另外，浙江省農村固定資產投資也沒有對農民增收產生顯著影響，可能的原因是浙江省農村經濟發展已經發生變化，并不主要靠固定資產投資拉動。農村產業融合以及人力資本對農民增收影響顯著，相比農村產業融合因素，人力資本對農民增收影響效應更大。

4 結論及政策建議

從該文實證分析的結果來看，農村產業融合及人力資本是農民增收的格蘭杰因果關系，但農民增收及人力資本不是農村產業融合的格蘭杰因果關系。當前農村人力資本及農民增收并沒有發揮對農村產業融合的促進作用。從選取指標對農民增收的影響效應來看，農村產業融合，人力資本，地區生產總值以及農業科技化都對農民增收產生的顯著影響，相比農村產業融合，人力資本對農民增收的影響作用更大。但從當前農村產業融合推進的情況來看，即使是在浙江這樣農村產業融合推進較早的省份，人力資本及農民增收并沒有發揮對農村產業融合的促進作用。這與各地區農村產業融合人才缺失以及農民對農村產業融合認識不深有關。因此，在鄉村振興戰略背景下，為了實現農村“產業興旺”，農民“生活富裕”的目標，提出以下政策建議：(1)加大農村人力資本投資，增加農村人力資本存量。農村人力資本在農民增收中發揮了重要作用，人力資本存量較高的農民在獲取新知識，新技能上都存在優勢，人力資本的高低關系到農民收入水平的高低。(2)培育農村產業融合需要的復合型人才，進一步促進農村產業融合。農村產業融合是農民增收的重要因素，而農村產業融合人才的缺失，使得農村產業融合效應的發揮受到一定的限制。可以通過完善農村產業融合相關人才的培養培育機制，開展多形式的培訓及學習來不斷壯大農村產業融合人才隊伍，真正發揮農村專業人才對農村產業融合的促進作用。(3)加強宣傳引導工作，使農村產業融合觀念深入人心。農村產業融合對農民增收起到了積極的促進作用，但由于農民對農村產業融內涵和本質認識不深以及小農意識的局限性，使得農民參與農村產業融合的主動性不強，且缺乏足夠的合作意識。政府應加強宣傳引導，讓農村產業融合的觀點深入人心，讓農民切實感受到農村產業融合的實惠，積極主動融入農村產業融合。