新疆鄉村振興與共同富裕的影響機制分析

李江南 潘海悅

（1.昌吉學院經濟與管理學院 新疆 昌吉 831100；2.韓國國民大學一般大學院 首爾 100-744）

引言

黨的十九大報告提出了“鄉村振興”戰略，提出要在“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”的總要求下，實現“產業振興、人才振興、文化振興、生態振興、組織振興”的鄉村全面振興。黨的二十大報告提出“著力促進全體人民共同富裕，堅決防止兩極分化”。在全面推進鄉村振興戰略的背景下，農民農村共同富裕如何實現成為鄉村振興的關鍵問題。［1］

新疆維吾爾自治區地處我國的西北內陸干旱區，作為一個多民族聚居地區，由于歷史的原因，各民族的經濟文化發展相對滯后，尤其是南疆地區。近年來，國家加大對新疆地區的經濟扶持力度，新疆農村經濟社會發展取得顯著成效，取得了脫貧攻堅戰的全面勝利，同全國其他地區一道邁入了小康社會。但同我國東南沿海發達省區相比差距仍然比較大，新疆農村經濟發展水平仍然相對滯后，農民生活水平仍然有待提高。對于新疆來說，社會和諧離不開農村經濟的快速繁榮發展和農民生活水平的提高，穩步推進新疆鄉村振興進而實現全區共同富裕事關大局、事關長遠、事關根本，是實現新疆“社會穩定，長治久安”總目標的基礎。

一、理論分析

（一）鄉村產業振興為共同富裕提供物質基礎

產業振興是鄉村振興的關鍵。［2］鄉村產業振興通過優化農業產業結構、促進城鄉要素雙向流動、提高農業現代化水平、促進農民增收增利等途徑，為實現共同富裕提供堅實的物質基礎。

（二）鄉村人才振興為共同富裕提供動力支持

黨的二十大報告指出，人才是全面建設社會主義現代化國家的基礎性、戰略性支撐。人才振興是鄉村振興的基石，鄉村振興歸根結底是人才的振興。有文化、懂技術、會經營、善管理、能創新的鄉村人才是鄉村發展的核心動力，是鄉村振興的關鍵支撐。

（三）鄉村文化振興為共同富裕提供精神支撐

文化振興是鄉村振興的靈魂。共同富裕不僅包括物質生活的共同富裕，還包括精神生活的共同富裕。鄉村要振興，文化要先行。在鄉村振興中厚植文化軟實力，可以推動中國農村高質量發展［3］。符合社會主義核心價值觀的鄉風文明，既是鄉村振興的精神支撐和內在要義，又為精神生活共同富裕的實現搭起文化架構和人文內核，成為共同富裕實現的文化支撐。

（四）鄉村生態振興為共同富裕提供環境支撐

生態振興是鄉村振興的重要內容，鄉村生態振興就是要保留鄉村自然風景、鄉思鄉愁、民風民俗等特質元素，改善鄉村生活環境。它既是鄉村振興的一項重要任務，又是衡量鄉村發展質量的一個直觀指標。鄉村生態振興為促進全社會綠色可持續發展，實現共同富裕目標提供了良好環境。

（五）鄉村組織振興為共同富裕提供政治保證

組織振興是鄉村振興的核心。要確保黨在鄉村組織振興推動共同富裕實現中始終總攬全局、協調各方，通過頂層設計、組織推動和監督評價等有效舉措，為共同富裕的實現提供穩定良好的內在驅動力，打贏推動鄉村振興邁向共同富裕的持久戰。

二、研究設計

（一）模型的構建與說明

首先，參考駱永民和樊麗明（2012）［4］研究，本文構建了以下模型來分析鄉村產業振興對我國農村居民收入的影響。

式中，Y 為被解釋變量農村居民收入，Sci 為解釋變量鄉村產業振興水平，d為地區，t 為年份，m為控制變量的個數，X 為控制變量，系數α表示區域鄉村產業振興對農村居民收入影響的彈性系數，該數值越大，說明區域鄉村產業振興對農村居民收入的作用越大；若該值為負，說明區域鄉村產業振興對農村居民收入是不利的；若數值為正，說明區域鄉村產業振興對農村居民收入具有正向促進作用。本文預期該數值為正，即區域鄉村產業振興對農村居民收入的影響是正向的。

考慮到農村居民收入是一個長期動態變化的過程，當前的農村居民收入會受到過去農村居民收入的影響。借鑒孫浦陽等（2013）［5］構建的模型，本文采用帶有農村居民收入滯后一期的自回歸分布滯后模型（Autoregressive Distributed Lag Model），即 ADL（1，0），該模型能同時反映鄉村產業振興對農村居民收入的短期和長期影響效果。將模型設定為動態面板模型。

此外，區域鄉村產業振興的發展會受到農民收入的反向影響，比如，收入較高的省份通常會有更多的財力去推動該地區的鄉村產業發展，這顯然會導致內生性問題，因此需要對模型進行進一步的處理。針對此問題，本文采用了系統廣義矩估計（System GMM）方法，其思路是將水平GMM 和差分 GMM 結合起來，選用滯后水平作為一階差分的工具變量，而一階差分又作為水平變量的工具變量。該方法不僅可以提高估計的效率，并且可以估計不隨時間變化變量的系數。

（二）變量的定義與數據來源

1.被解釋變量

農村居民可支配收入（lnincome）。本文使用消費者價格指數（cpi）將農村居民可支配收入折算成以 2010 年不變價的數值，之后為了盡可能地消除異方差、增強回歸參數的經濟學意義，將該變量進行對數處理。

為進一步考察鄉村產業振興對農民收入結構的影響，將農民收入分為工資性收入（lnsalary）和其他收入（lnothers）。現有統計年鑒中一般將農村居民的可支配收入劃分為工資性收入、財產性收入、家庭經營純收入和轉移性收入 4 類，本文將后3 種匯總在一起稱作其他收入，主要指代農民從農業生產以及經營行為中獲取的收入。

其中，工資性收入（lnsalary）的計算方法為將調整至以 2010 年為基期的工資性收入取對數處理。其他收入（lnothers）的計算方法為將后 3 種收入求和后調整至以 2010 年為基期的實際收入再取對數處理。

2.解釋變量

鄉村產業振興發展指數為根據指數構建計算出的指標值。

3.控制變量

參考有關學者關于農村居民收入增長的文獻，本文選取了以下會影響農村居民收入的控制變量。

（1）農村居民受教育水平（lnedu）。已有大量研究表明，提升農村居民受教育水平會顯著地促進農民收入的增長。本文選用平均受教育年限來指代農村人力資本狀況，具體測算方案為：將文盲或半文盲、小學、初中、高中、中專和大專以上分別以 1 年、6 年、9年、12 年和 15 年為權重進行計算，將計算出的農村人力資本取對數處理。

（2）農村固定資產投資（lninvestgating）。農村固定資產投資是增加農村基礎設施建設、提高農業綜合生產力和增加農民收入的重要手段。本文采用農村住戶固定資產投資完成額除以農村人口進行計算，將計算出的數值取對數處理。

（3）農村土地流轉（landtransfer）。農村土地流轉能為轉出戶帶來土地承包經營權轉讓收入，且指農村土地流轉益于農村剩余勞動力轉移到非農部門和城市部門就業，進而促進農戶工資性與經營性收入增長。本文采用家庭承包耕地流轉總面積除以家庭承包經營的耕地總面積進行衡量。

（4）農村產業結構（lnindustry）。產業結構的升級轉型會帶來非農產業的比重上升，能為農村剩余勞動力提供非農就業的機會，從而促進農村居民收入的增長。

本文采用第二、三產業產值占 GDP 的比重來進行衡量。

（5）財政支農（trgov）。財政支農資金會對農村居民收入產生重要的影響，從長期來看，財政支農資金有助于農民收入的增加，從短期來看，財政支農資金不僅無助于農民增收，反而具有抑制作用。本文采用財政農林水支出占財政總支出之比來衡量。

（6）公路密度（lnroad）。隨著城鄉經濟之間的聯系日益緊密，城市的發展離不開農村提供的農產品、原材料和勞動力［6］。因此，除了鄉村道路建設之外，連接城鄉之間的各類公路、高速路、國道甚至城市道路都會對農村經濟起到促進作用。為了區別于農村道路投資，此處采用公路密度作為解釋變量，具體測算方式為全區公路運營總里程除以國土面積。本文用對數后的公路密度來衡量農村交通設施情況。

4.數據來源

本文數據設定為 2010—2021 年新疆維吾爾自治區的統計數據，本文使用的數據來源于歷年新疆統計年鑒。

三、實證分析

（一）變量的描述性統計

本文使用的數據來源于歷年新疆統計年鑒，使用的各變量的描述性統計如下表所示。

表1 變量的描述性統計（N=250）

（二）回歸分析結果

在回歸分析前需要對模型進行檢驗分析，因本文的樣本量遠大于數據時間長度，屬于短面板數據，故無需進行平穩性和協整性檢驗。對于面板回歸模型來說，還需要確定是用固定效應方法還是隨機效應的方法。區分這兩個模型關鍵在于無法觀測的個體效應是否和模型中觀測的解釋變量相關，如果相關，那么就選用固定效應模型，如果不相關，那么就選擇隨機效應模型。模型的 Hausman 結果值為 101.77，P 值為0.000，顯示結果表明解釋變量和非觀測的個體效應之間是相關的，因此使用固定效應模型對本文的數據進程分析更為合適。考慮到可能存在異方差和多重共線性的影響，本文使用穩健的固定效應模型進行回歸分析，回歸分析的結果如下表所示。

在表2 中，第（1）（2）列為鄉村產業振興對農村居民收入的影響，可以發現，無論是否加入控制變量，鄉村產業振興對農村居民收入的影響系數都顯著為正。在加入控制變量時，其回歸結果的參數估計值為 0.857，該結果表明，在控制其他影響因素不變的情況下，鄉村產業振興指數每增加 1 個單位，農村居民收入就會增加 0.857 個單位，并且該結果在 1%水平上顯著。

表2 基準回歸結果分析（N=250）

為考察鄉村產業振興對農村居民收入結構的影響，進一步將農村居民工資收入和農村居民其他收入作為被解釋變量進行分析。列（3）（4）為對農村居民工資性收入的影響，結果顯示無論是否加入控制變量，鄉村產業振興對農村居民工資性收入的影響系數都顯著為正。在加入控制變量時，其回歸結果的參數估計值為 0.701，結果表明在控制其他影響因素不變的情況下，鄉村產業振興發展水平每增加 1 個單位，農村居民的工資性收入就會增加 0.701 個單位，并且該結果在1%水平上顯著。列（5）（6）為鄉村產業振興對農村居民其他收入的影響，結果顯示無論是否加入控制變量，鄉村產業振興對農村居民其他收入的影響系數都顯著為正。在加入控制變量時，其回歸結果的參數估計值為 1.018，結果表明在控制其他影響因素不變的情況下，鄉村產業振興發展水平每增加 1 個單位，農村居民的其他收入就會增加 1.018 個單位，并且該結果在 1%水平上顯著。對比三個模型的回歸系數發現，鄉村產業振興對農村居民其他收入的影響系數大于對工資性收入的影響系數，結果表明我國鄉村產業振興發展不僅會促進農村居民總收入的增長，還會調整農村居民的收入結構，更多地轉向農村居民其他收入的增長。

上述基準回歸模型沒有考慮到農村居民收入往往會受到前一年農村居民收入的影響，進一步對修正模型進行回歸分析。由于該模型中包含了因變量的滯后項，普通的回歸會造成估計偏差，另外，考慮到模型中包含因變量的滯后項以及受遺漏變量的影響，可能會產生內生性問題，故本文采用系統 GMM 進行估計。此外，為了進行對比分析，也保留了差分 GMM 方法的回歸結果。

表 3 的動態回歸結果顯示，列（1）（3）（5）為系統 GMM 方法的回歸結果，列（2）（4）（6）為差分 GMM 方法的回歸結果。無論是系統 GMM 方法還是差分 GMM 方法，所有結果的 AR（2）值均大于 0.1，Sargan 檢驗值也都為 1.000，說明模型的設定合理，工具變量有效。所有的回歸結果顯示鄉村產業振興對農村居民總收入、工資性收入和其他收入的回歸系數均顯著性為正，也說明了本文研究結果的穩健可靠。以系統 GMM 方法的回歸結果來進行分析，發現鄉村產業振興對農村居民收入的回歸系數為 0.168，對農村居民工資性收入的回歸系數為 0.057，對農村居民其他收入的回歸系數為 0.318，均顯著性為正。對比上述模型的回歸系數發現，與靜態面板回歸系數一致，鄉村產業振興對農村居民其他收入的影響系數大于對農村居民工資性收入的影響系數，說明在考慮了農村居民收入的滯后性時，鄉村產業振興依然會促進農村居民收入、農村居民工資性收入和農村居民其他收入的增長，且會調整農村居民收入結構，更多地轉向農村居民其他收入。

表3 修正模型回歸結果分析

四、結語

鄉村振興發展會促進新疆農村居民收入的增長，鄉村產業振興對農村居民收入、農村居民工資性收入、農村居民其他收入的影響系數都顯著為正。在控制其他影響因素不變的情況下，鄉村產業振興指數每增加 1 個單位，農村居民收入、農村居民工資性收入、農村居民其他收入將分別增加 0.857 個單位、0.701 個單位以及 1.018個單位。鄉村產業振興對農村居民其他收入的影響系數大于對農村居民工資性收入的影響系數，結果表明鄉村產業振興發展不僅會促進農村居民總收入的增長，還會調整農村居民的收入結構，更多地轉向農村居民其他收入的增長。在考慮了農村居民收入的滯后性時，鄉村產業振興依然會促進農村居民收入、農村居民工資性收入和農村居民其他收入的增長，且會調整農村居民收入結構，更多地轉向農村居民其他收入。