新疆乡村振兴与共同富裕的影响机制分析

李江南 潘海悦

（1.昌吉学院经济与管理学院 新疆 昌吉 831100；2.韩国国民大学一般大学院 首尔 100-744）

引言

党的十九大报告提出了“乡村振兴”战略，提出要在“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”的总要求下，实现“产业振兴、人才振兴、文化振兴、生态振兴、组织振兴”的乡村全面振兴。党的二十大报告提出“着力促进全体人民共同富裕，坚决防止两极分化”。在全面推进乡村振兴战略的背景下，农民农村共同富裕如何实现成为乡村振兴的关键问题。［1］

新疆维吾尔自治区地处我国的西北内陆干旱区，作为一个多民族聚居地区，由于历史的原因，各民族的经济文化发展相对滞后，尤其是南疆地区。近年来，国家加大对新疆地区的经济扶持力度，新疆农村经济社会发展取得显著成效，取得了脱贫攻坚战的全面胜利，同全国其他地区一道迈入了小康社会。但同我国东南沿海发达省区相比差距仍然比较大，新疆农村经济发展水平仍然相对滞后，农民生活水平仍然有待提高。对于新疆来说，社会和谐离不开农村经济的快速繁荣发展和农民生活水平的提高，稳步推进新疆乡村振兴进而实现全区共同富裕事关大局、事关长远、事关根本，是实现新疆“社会稳定，长治久安”总目标的基础。

一、理论分析

（一）乡村产业振兴为共同富裕提供物质基础

产业振兴是乡村振兴的关键。［2］乡村产业振兴通过优化农业产业结构、促进城乡要素双向流动、提高农业现代化水平、促进农民增收增利等途径，为实现共同富裕提供坚实的物质基础。

（二）乡村人才振兴为共同富裕提供动力支持

党的二十大报告指出，人才是全面建设社会主义现代化国家的基础性、战略性支撑。人才振兴是乡村振兴的基石，乡村振兴归根结底是人才的振兴。有文化、懂技术、会经营、善管理、能创新的乡村人才是乡村发展的核心动力，是乡村振兴的关键支撑。

（三）乡村文化振兴为共同富裕提供精神支撑

文化振兴是乡村振兴的灵魂。共同富裕不仅包括物质生活的共同富裕，还包括精神生活的共同富裕。乡村要振兴，文化要先行。在乡村振兴中厚植文化软实力，可以推动中国农村高质量发展［3］。符合社会主义核心价值观的乡风文明，既是乡村振兴的精神支撑和内在要义，又为精神生活共同富裕的实现搭起文化架构和人文内核，成为共同富裕实现的文化支撑。

（四）乡村生态振兴为共同富裕提供环境支撑

生态振兴是乡村振兴的重要内容，乡村生态振兴就是要保留乡村自然风景、乡思乡愁、民风民俗等特质元素，改善乡村生活环境。它既是乡村振兴的一项重要任务，又是衡量乡村发展质量的一个直观指标。乡村生态振兴为促进全社会绿色可持续发展，实现共同富裕目标提供了良好环境。

（五）乡村组织振兴为共同富裕提供政治保证

组织振兴是乡村振兴的核心。要确保党在乡村组织振兴推动共同富裕实现中始终总揽全局、协调各方，通过顶层设计、组织推动和监督评价等有效举措，为共同富裕的实现提供稳定良好的内在驱动力，打赢推动乡村振兴迈向共同富裕的持久战。

二、研究设计

（一）模型的构建与说明

首先，参考骆永民和樊丽明（2012）［4］研究，本文构建了以下模型来分析乡村产业振兴对我国农村居民收入的影响。

式中，Y 为被解释变量农村居民收入，Sci 为解释变量乡村产业振兴水平，d为地区，t 为年份，m为控制变量的个数，X 为控制变量，系数α表示区域乡村产业振兴对农村居民收入影响的弹性系数，该数值越大，说明区域乡村产业振兴对农村居民收入的作用越大；若该值为负，说明区域乡村产业振兴对农村居民收入是不利的；若数值为正，说明区域乡村产业振兴对农村居民收入具有正向促进作用。本文预期该数值为正，即区域乡村产业振兴对农村居民收入的影响是正向的。

考虑到农村居民收入是一个长期动态变化的过程，当前的农村居民收入会受到过去农村居民收入的影响。借鉴孙浦阳等（2013）［5］构建的模型，本文采用带有农村居民收入滞后一期的自回归分布滞后模型（Autoregressive Distributed Lag Model），即 ADL（1，0），该模型能同时反映乡村产业振兴对农村居民收入的短期和长期影响效果。将模型设定为动态面板模型。

此外，区域乡村产业振兴的发展会受到农民收入的反向影响，比如，收入较高的省份通常会有更多的财力去推动该地区的乡村产业发展，这显然会导致内生性问题，因此需要对模型进行进一步的处理。针对此问题，本文采用了系统广义矩估计（System GMM）方法，其思路是将水平GMM 和差分 GMM 结合起来，选用滞后水平作为一阶差分的工具变量，而一阶差分又作为水平变量的工具变量。该方法不仅可以提高估计的效率，并且可以估计不随时间变化变量的系数。

（二）变量的定义与数据来源

1.被解释变量

农村居民可支配收入（lnincome）。本文使用消费者价格指数（cpi）将农村居民可支配收入折算成以 2010 年不变价的数值，之后为了尽可能地消除异方差、增强回归参数的经济学意义，将该变量进行对数处理。

为进一步考察乡村产业振兴对农民收入结构的影响，将农民收入分为工资性收入（lnsalary）和其他收入（lnothers）。现有统计年鉴中一般将农村居民的可支配收入划分为工资性收入、财产性收入、家庭经营纯收入和转移性收入 4 类，本文将后3 种汇总在一起称作其他收入，主要指代农民从农业生产以及经营行为中获取的收入。

其中，工资性收入（lnsalary）的计算方法为将调整至以 2010 年为基期的工资性收入取对数处理。其他收入（lnothers）的计算方法为将后 3 种收入求和后调整至以 2010 年为基期的实际收入再取对数处理。

2.解释变量

乡村产业振兴发展指数为根据指数构建计算出的指标值。

3.控制变量

参考有关学者关于农村居民收入增长的文献，本文选取了以下会影响农村居民收入的控制变量。

（1）农村居民受教育水平（lnedu）。已有大量研究表明，提升农村居民受教育水平会显著地促进农民收入的增长。本文选用平均受教育年限来指代农村人力资本状况，具体测算方案为：将文盲或半文盲、小学、初中、高中、中专和大专以上分别以 1 年、6 年、9年、12 年和 15 年为权重进行计算，将计算出的农村人力资本取对数处理。

（2）农村固定资产投资（lninvestgating）。农村固定资产投资是增加农村基础设施建设、提高农业综合生产力和增加农民收入的重要手段。本文采用农村住户固定资产投资完成额除以农村人口进行计算，将计算出的数值取对数处理。

（3）农村土地流转（landtransfer）。农村土地流转能为转出户带来土地承包经营权转让收入，且指农村土地流转益于农村剩余劳动力转移到非农部门和城市部门就业，进而促进农户工资性与经营性收入增长。本文采用家庭承包耕地流转总面积除以家庭承包经营的耕地总面积进行衡量。

（4）农村产业结构（lnindustry）。产业结构的升级转型会带来非农产业的比重上升，能为农村剩余劳动力提供非农就业的机会，从而促进农村居民收入的增长。

本文采用第二、三产业产值占 GDP 的比重来进行衡量。

（5）财政支农（trgov）。财政支农资金会对农村居民收入产生重要的影响，从长期来看，财政支农资金有助于农民收入的增加，从短期来看，财政支农资金不仅无助于农民增收，反而具有抑制作用。本文采用财政农林水支出占财政总支出之比来衡量。

（6）公路密度（lnroad）。随着城乡经济之间的联系日益紧密，城市的发展离不开农村提供的农产品、原材料和劳动力［6］。因此，除了乡村道路建设之外，连接城乡之间的各类公路、高速路、国道甚至城市道路都会对农村经济起到促进作用。为了区别于农村道路投资，此处采用公路密度作为解释变量，具体测算方式为全区公路运营总里程除以国土面积。本文用对数后的公路密度来衡量农村交通设施情况。

4.数据来源

本文数据设定为 2010—2021 年新疆维吾尔自治区的统计数据，本文使用的数据来源于历年新疆统计年鉴。

三、实证分析

（一）变量的描述性统计

本文使用的数据来源于历年新疆统计年鉴，使用的各变量的描述性统计如下表所示。

表1 变量的描述性统计（N=250）

（二）回归分析结果

在回归分析前需要对模型进行检验分析，因本文的样本量远大于数据时间长度，属于短面板数据，故无需进行平稳性和协整性检验。对于面板回归模型来说，还需要确定是用固定效应方法还是随机效应的方法。区分这两个模型关键在于无法观测的个体效应是否和模型中观测的解释变量相关，如果相关，那么就选用固定效应模型，如果不相关，那么就选择随机效应模型。模型的 Hausman 结果值为 101.77，P 值为0.000，显示结果表明解释变量和非观测的个体效应之间是相关的，因此使用固定效应模型对本文的数据进程分析更为合适。考虑到可能存在异方差和多重共线性的影响，本文使用稳健的固定效应模型进行回归分析，回归分析的结果如下表所示。

在表2 中，第（1）（2）列为乡村产业振兴对农村居民收入的影响，可以发现，无论是否加入控制变量，乡村产业振兴对农村居民收入的影响系数都显著为正。在加入控制变量时，其回归结果的参数估计值为 0.857，该结果表明，在控制其他影响因素不变的情况下，乡村产业振兴指数每增加 1 个单位，农村居民收入就会增加 0.857 个单位，并且该结果在 1%水平上显著。

表2 基准回归结果分析（N=250）

为考察乡村产业振兴对农村居民收入结构的影响，进一步将农村居民工资收入和农村居民其他收入作为被解释变量进行分析。列（3）（4）为对农村居民工资性收入的影响，结果显示无论是否加入控制变量，乡村产业振兴对农村居民工资性收入的影响系数都显著为正。在加入控制变量时，其回归结果的参数估计值为 0.701，结果表明在控制其他影响因素不变的情况下，乡村产业振兴发展水平每增加 1 个单位，农村居民的工资性收入就会增加 0.701 个单位，并且该结果在1%水平上显著。列（5）（6）为乡村产业振兴对农村居民其他收入的影响，结果显示无论是否加入控制变量，乡村产业振兴对农村居民其他收入的影响系数都显著为正。在加入控制变量时，其回归结果的参数估计值为 1.018，结果表明在控制其他影响因素不变的情况下，乡村产业振兴发展水平每增加 1 个单位，农村居民的其他收入就会增加 1.018 个单位，并且该结果在 1%水平上显著。对比三个模型的回归系数发现，乡村产业振兴对农村居民其他收入的影响系数大于对工资性收入的影响系数，结果表明我国乡村产业振兴发展不仅会促进农村居民总收入的增长，还会调整农村居民的收入结构，更多地转向农村居民其他收入的增长。

上述基准回归模型没有考虑到农村居民收入往往会受到前一年农村居民收入的影响，进一步对修正模型进行回归分析。由于该模型中包含了因变量的滞后项，普通的回归会造成估计偏差，另外，考虑到模型中包含因变量的滞后项以及受遗漏变量的影响，可能会产生内生性问题，故本文采用系统 GMM 进行估计。此外，为了进行对比分析，也保留了差分 GMM 方法的回归结果。

表 3 的动态回归结果显示，列（1）（3）（5）为系统 GMM 方法的回归结果，列（2）（4）（6）为差分 GMM 方法的回归结果。无论是系统 GMM 方法还是差分 GMM 方法，所有结果的 AR（2）值均大于 0.1，Sargan 检验值也都为 1.000，说明模型的设定合理，工具变量有效。所有的回归结果显示乡村产业振兴对农村居民总收入、工资性收入和其他收入的回归系数均显著性为正，也说明了本文研究结果的稳健可靠。以系统 GMM 方法的回归结果来进行分析，发现乡村产业振兴对农村居民收入的回归系数为 0.168，对农村居民工资性收入的回归系数为 0.057，对农村居民其他收入的回归系数为 0.318，均显著性为正。对比上述模型的回归系数发现，与静态面板回归系数一致，乡村产业振兴对农村居民其他收入的影响系数大于对农村居民工资性收入的影响系数，说明在考虑了农村居民收入的滞后性时，乡村产业振兴依然会促进农村居民收入、农村居民工资性收入和农村居民其他收入的增长，且会调整农村居民收入结构，更多地转向农村居民其他收入。

表3 修正模型回归结果分析

四、结语

乡村振兴发展会促进新疆农村居民收入的增长，乡村产业振兴对农村居民收入、农村居民工资性收入、农村居民其他收入的影响系数都显著为正。在控制其他影响因素不变的情况下，乡村产业振兴指数每增加 1 个单位，农村居民收入、农村居民工资性收入、农村居民其他收入将分别增加 0.857 个单位、0.701 个单位以及 1.018个单位。乡村产业振兴对农村居民其他收入的影响系数大于对农村居民工资性收入的影响系数，结果表明乡村产业振兴发展不仅会促进农村居民总收入的增长，还会调整农村居民的收入结构，更多地转向农村居民其他收入的增长。在考虑了农村居民收入的滞后性时，乡村产业振兴依然会促进农村居民收入、农村居民工资性收入和农村居民其他收入的增长，且会调整农村居民收入结构，更多地转向农村居民其他收入。