丘永萍

內(nèi)容提要:農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織是我國農(nóng)村基本經(jīng)濟(jì)制度的組織載體，是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村繁榮和農(nóng)民增收的重要推動(dòng)力量。近年來，財(cái)政對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的支持力度逐漸加大，但是財(cái)政政策的效果在不同區(qū)域存在差異，并且財(cái)政政策的效果還受其他因素的影響。本文選取統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，應(yīng)用收入不平等分解、混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型等實(shí)證方法，對全國各省、東部地區(qū)、中部和東北地區(qū)、西部地區(qū)的不同區(qū)域財(cái)政支持農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展情況進(jìn)行實(shí)證研究，分析得出不同地區(qū)影響農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展水平的主要因素。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織是我國農(nóng)村基本經(jīng)濟(jì)制度的組織載體，是我國農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村繁榮和農(nóng)民增收的重要推動(dòng)力量。近年來，財(cái)政對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的支持力度逐漸加大，但是財(cái)政支持農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的效果還受其他因素的影響。從學(xué)術(shù)研究來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化程度、要素投入比例、制度因素等四個(gè)方面是財(cái)政支持農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展水平最重要的宏觀影響因素。

學(xué)術(shù)界認(rèn)為，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)與第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展緊密相關(guān)，并且互為因果，第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生重要影響，成為第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有力支撐。黃祖輝（2003）認(rèn)為，工業(yè)部門的介入是實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要途徑。高帆（2010）指出，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)特別是種植業(yè)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面承擔(dān)著環(huán)境、氣候波動(dòng)的自然風(fēng)險(xiǎn)，在消費(fèi)方面承擔(dān)著恩格爾定律反映的需求風(fēng)險(xiǎn)，在交易方面承擔(dān)著價(jià)格變化滯后于調(diào)節(jié)的市場風(fēng)險(xiǎn)，這一產(chǎn)業(yè)缺陷導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力在非農(nóng)領(lǐng)域配置比例越高，或是配置在農(nóng)業(yè)中的非種植業(yè)領(lǐng)域，農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率往往會(huì)因這種產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變而大幅度提升。曹博、趙芝俊（2017）指出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入方向和分配機(jī)制，加速了生產(chǎn)要素在不同領(lǐng)域之間的流動(dòng)，促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)聚集和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和發(fā)展。

市場化程度一直以來都是經(jīng)濟(jì)增長的重要影響因素。由于技術(shù)生產(chǎn)效率是相對的，會(huì)隨要素相對價(jià)格的變動(dòng)而變動(dòng)，扭曲的要素價(jià)格關(guān)系不能客觀地表現(xiàn)要素資源的稀缺程度，影響企業(yè)的產(chǎn)出和技術(shù)選擇等生產(chǎn)決策，從而直接降低效率（姚洋，1998）。樊綱等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，市場化改革大幅提高了資源配置效率，在中國經(jīng)濟(jì)的年均增長率中，市場化進(jìn)程的貢獻(xiàn)度達(dá)到1.45個(gè)百分點(diǎn)。

刁懷宏（2001）指出，一方面，農(nóng)村勞動(dòng)力市場的形成與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的興起密切相關(guān)，可認(rèn)為后者造就了前者；另一方面，農(nóng)村勞動(dòng)力市場的產(chǎn)生與發(fā)展同農(nóng)業(yè)經(jīng)營模式的轉(zhuǎn)變高度相關(guān)，由小農(nóng)家庭生產(chǎn)到大規(guī)模經(jīng)營型生產(chǎn)的變化意味著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力市場的形成。在大規(guī)模經(jīng)營型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式中，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者完全以效益為取向，通過市場化方式選擇成為勞動(dòng)者。鄧若冰（2012）研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力市場化水平具有正相關(guān)效應(yīng)，農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力市場化水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率將提高約10個(gè)百分點(diǎn)?？追脖蟮龋?013）以林業(yè)系統(tǒng)非國有單位從業(yè)人員占從業(yè)人員總數(shù)比重作為林業(yè)市場化程度的控制變量進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，林業(yè)市場化程度對林業(yè)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出有正向影響。

生產(chǎn)要素是生產(chǎn)所需的各種物質(zhì)基礎(chǔ)、經(jīng)濟(jì)資源和條件，在社會(huì)生產(chǎn)中起到?jīng)Q定性、基礎(chǔ)性作用，對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織來說，最重要的生產(chǎn)要素就是勞動(dòng)力、資本兩大類。郭琳等（2011）研究表明，勞動(dòng)參與率保持在相對較高水平是人口紅利促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要條件。從經(jīng)濟(jì)層面上說，人口紅利即人口轉(zhuǎn)型過程中出現(xiàn)的人口年齡結(jié)構(gòu)變化優(yōu)勢引起的高勞動(dòng)力參與率對該經(jīng)濟(jì)組織增長的積極效應(yīng)，勞動(dòng)參與率的提高會(huì)正向影響人均GDP。童玉芬（2017）研究表明，經(jīng)濟(jì)增長中，勞動(dòng)力供給要素的綜合作用結(jié)果受勞動(dòng)參與率、總?cè)丝谝?guī)模、勞動(dòng)年齡人口比重等因素的影響，勞動(dòng)參與率對中國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向影響。長期以來，中國勞動(dòng)參與率主要呈下滑態(tài)勢，對中國經(jīng)濟(jì)的增長起負(fù)面抑制作用。但近年來，勞動(dòng)參與率出現(xiàn)小幅回升，產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用。李小克等（2012）研究表明，加大對農(nóng)村的固定資產(chǎn)投資可以縮小城鄉(xiāng)收入差距。鄧金錢（2014）研究表明，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村居民收入之間存在著均衡關(guān)系，加大農(nóng)村固定資產(chǎn)投資可持久顯著地提升農(nóng)村居民人均純收入，縮小城鄉(xiāng)二元發(fā)展差距。楊學(xué)峰等（2013）研究表明，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長緊密相關(guān)，說明農(nóng)村固定資產(chǎn)投資作為基礎(chǔ)性投資，對促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要。郭琳（2011）、童玉芬（2017）等學(xué)者均以“勞動(dòng)參與率”作為衡量勞動(dòng)力生產(chǎn)要素投入比例的指標(biāo)，李小克（2012）、鄧金錢（2014）等學(xué)者均以“固定資產(chǎn)投資”作為衡量資本要素投入比例的指標(biāo)。

產(chǎn)權(quán)、國家和契約等制度結(jié)構(gòu)的三類要素綜合影響著制度效率，三者的相關(guān)性與獨(dú)立性共同反映了提高經(jīng)濟(jì)制度效率水平的不同路徑。王賓等（2014）利用北京市昌平區(qū)的農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)股份化改革實(shí)地調(diào)查的數(shù)據(jù)，對該區(qū)農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)改革實(shí)施效果進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，82%的農(nóng)村居民認(rèn)為農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)股份化改革后生活水平有所提高，74%的農(nóng)村居民對改革成果表示滿意，認(rèn)為產(chǎn)權(quán)改革后農(nóng)村集體分紅有較大幅度提升。馬賤陽等（2012）研究表明，隨著中國農(nóng)村農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和擴(kuò)大規(guī)模經(jīng)營進(jìn)程等的快速推進(jìn)，傳統(tǒng)期限較短、額度較小的小額信貸產(chǎn)品已經(jīng)難以滿足中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)現(xiàn)代化發(fā)展的要求，農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)制度改革可以有效提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需貸款的可獲得性，為農(nóng)村農(nóng)業(yè)金融創(chuàng)新提供更大的發(fā)展空間，從而加快我國農(nóng)村農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的健康可持續(xù)發(fā)展。對中國部分農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革典范縣（市）的調(diào)查研究表明，加快農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)制度改革，通過一系列的科學(xué)規(guī)范制度設(shè)計(jì)能顯著提高農(nóng)村居民產(chǎn)權(quán)抵質(zhì)押貸款的可得性，從而有效盤活中國農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)這一農(nóng)村最大資產(chǎn)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展。梁妙連（2014）研究表明，農(nóng)村財(cái)務(wù)公開與農(nóng)村群眾的切身利益息息相關(guān)，在推進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)過程中，財(cái)務(wù)公開是財(cái)務(wù)管理工作的焦點(diǎn)和難點(diǎn)，關(guān)系到農(nóng)村黨員干部與農(nóng)村人民群眾的關(guān)系是否和諧融洽，因而對村干部能否順利正常開展農(nóng)村日常管理工作產(chǎn)生很大影響。農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的財(cái)務(wù)管理一旦出現(xiàn)問題，會(huì)引發(fā)村干部違紀(jì)違法行為，甚至激發(fā)干群矛盾，造成村民群體上訪，從而影響農(nóng)村社會(huì)大局穩(wěn)定，成為制約農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織健康可持續(xù)發(fā)展的重要因素。王賓、劉祥琪、馬賤陽等學(xué)者均認(rèn)為，農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革可有效提升農(nóng)村發(fā)展水平和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，梁妙連認(rèn)為農(nóng)村財(cái)務(wù)公開可有效促進(jìn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織健康可持續(xù)發(fā)展。

本文其他部分安排如下:第二部分主要結(jié)合理論和文獻(xiàn)研究，對財(cái)政支持農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的影響因素進(jìn)行分析，并對變量選取進(jìn)行介紹；第三部分對財(cái)政支持全國各省、東部地區(qū)、中部和東北地區(qū)、西部地區(qū)等不同區(qū)域農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展情況進(jìn)行了實(shí)證分析；第四部分得出結(jié)論和政策涵義。

二、財(cái)政支持農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的影響因素分析

農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入的提升是農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展水平提高的體現(xiàn)。本文對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的總收入進(jìn)行分解，并在分析各分項(xiàng)收入的影響因素的基礎(chǔ)上，結(jié)合理論和文獻(xiàn)分析，總結(jié)影響農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入的因素。

農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的總收入主要包括經(jīng)營收入、發(fā)包及上交收入、投資收益和補(bǔ)助收入。其中，經(jīng)營收入是指農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織進(jìn)行各項(xiàng)生產(chǎn)、服務(wù)等經(jīng)營活動(dòng)取得的收入；發(fā)包及上交收入指農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織取得的農(nóng)戶和其他單位上交的承包金及村辦企業(yè)上交的利潤等；投資收益指農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織對外投資取得的收益；補(bǔ)助收入指農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織獲得的財(cái)政等有關(guān)部門的補(bǔ)助資金。

表1 2009-2016年農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入占比情況 單位:%

由表1的分解結(jié)果可以看出，各項(xiàng)收入對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織總收入占比由高到低依次是:經(jīng)營收入、發(fā)包及上交收入、補(bǔ)助收入、投資收益。2015年之前，經(jīng)營收入占比達(dá)50%以上，2016年下降至49.55%，說明經(jīng)營收入對總收入的影響有所下降，但影響作用仍然較大；發(fā)包及上交收入占比由2009年的26.69%上升至34.5%左右，影響作用較大，近年來趨于穩(wěn)定；投資收益占比變化幅度較小，影響趨于穩(wěn)定；補(bǔ)助收入占比變化幅度最大，由2009年的4.73%上升至2016年的12.21%，說明補(bǔ)助收入對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織總收入的影響作用顯著提升。

從第一部分文獻(xiàn)綜述可知，市場化程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、制度因素、要素投入會(huì)影響農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展水平。結(jié)合農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織總收入的影響因素來看，農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展水平的影響因素分析如圖1所示:

圖1 農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展水平影響因素分析

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響投資收益和經(jīng)營收入。其中，“一產(chǎn)增加值占本地區(qū)GDP比重（inds）”是衡量農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)最重要的變量。從三大產(chǎn)業(yè)的角度論述對農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是影響農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的重要變量。第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)是第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有力支撐，但是以第一產(chǎn)業(yè)為主的經(jīng)濟(jì)組織很難依靠自身積累實(shí)現(xiàn)一二三產(chǎn)的融合發(fā)展，需要政府不斷加強(qiáng)財(cái)政支持。從調(diào)查問卷結(jié)果來看，60.35%的農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織從事農(nóng)林牧漁等第一產(chǎn)業(yè)，第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的影響最大，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的占比也會(huì)影響財(cái)政支持的適應(yīng)性，以“一產(chǎn)增加值占本地區(qū)GDP比重”作為衡量指標(biāo)，反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對財(cái)政支持農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的影響比較合適。

2.市場化程度影響投資收益。其中，“非國有就業(yè)人口占總就業(yè)人口比重（nons）”是衡量農(nóng)業(yè)農(nóng)村市場化程度的控制變量。從以上學(xué)者的分析可以看出，市場化程度反映了要素配置的效率，是經(jīng)濟(jì)增長的重要的宏觀影響因素，市場化程度對財(cái)政支持農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的精準(zhǔn)性也會(huì)產(chǎn)生影響。此外，學(xué)術(shù)界一般以非國有占比作為衡量市場化程度的變量。

3.生產(chǎn)要素投入影響投資收益和經(jīng)營收入。其中，“農(nóng)村就業(yè)人口占農(nóng)村總?cè)丝诒戎兀╨abr）”和“農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)單位固定資產(chǎn)投資占總投資比重（finv）”是勞動(dòng)力生產(chǎn)要素和資本最重要的衡量指標(biāo)。

4.制度因素影響發(fā)包及上交收入。其中，產(chǎn)權(quán)制度改革和財(cái)務(wù)公開制度的實(shí)行情況是影響發(fā)包及上交收入最重要的制度因素。

綜上，本文選取農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入增長率作為被解釋變量，選取各級財(cái)政投入占農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)總支出比重作為解釋變量，選取一產(chǎn)增加值占本地區(qū)GDP比重、非國有就業(yè)人口占總就業(yè)人口比重、完成產(chǎn)權(quán)改革村數(shù)占總村數(shù)比重、實(shí)行財(cái)務(wù)公開村數(shù)占總村數(shù)比重、農(nóng)村勞動(dòng)參與率、農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資占總投資比重等6個(gè)控制變量，具體如下:

表2 農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展水平的影響因素及變量選取

1.被解釋變量為農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入增長率（incg），選取2009-2016年“農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入”來測算。數(shù)據(jù)來源于2009-2016年《中國農(nóng)村經(jīng)營管理年報(bào)》。

2.核心解釋變量為各級財(cái)政投入占農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)總支出的比重（fexp），選取2009-2016年“各級財(cái)政投入”及“農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)總支出”來測算，數(shù)據(jù)來源于2009-2016年《中國農(nóng)村經(jīng)營管理年報(bào)》。

3.控制變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化程度、生產(chǎn)要素投入和制度因素，具體包括:

（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)控制變量，選取一產(chǎn)增加值占本地區(qū)GDP比重（inds）來測算，數(shù)據(jù)來源于2009-2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（2）市場化程度控制變量，選取非國有就業(yè)人口占總就業(yè)人口比重（nons）來測算，數(shù)據(jù)來源于2009-2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（3）農(nóng)村勞動(dòng)人口控制變量，選取農(nóng)村就業(yè)人口占農(nóng)村總?cè)丝诒戎兀╨abr）來測算，數(shù)據(jù)來源于2009-2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（4）農(nóng)村固定資產(chǎn)投資控制變量，固定資產(chǎn)投資占總投資比重（finv）來測算，數(shù)據(jù)來源于2009-2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（5）產(chǎn)權(quán)制度改革控制變量，選取完成產(chǎn)權(quán)改革村數(shù)占總村數(shù)比重（prr）來測算，數(shù)據(jù)來源于2009-2016年《中國農(nóng)村經(jīng)營管理年報(bào)》。

（6）財(cái)務(wù)公開制度控制變量，選取實(shí)行財(cái)務(wù)公開村數(shù)占總村數(shù)比重（fpub）來測算，數(shù)據(jù)來源于2009-2016年《中國農(nóng)村經(jīng)營管理年報(bào)》。

三、實(shí)證分析

本文主要選取2009-2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》的省際面板數(shù)據(jù)，由于《中國農(nóng)村經(jīng)營管理統(tǒng)計(jì)年報(bào)》缺少西藏自治區(qū)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的數(shù)據(jù)，因此本文選取其它30個(gè)省級單位的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。根據(jù)理論界一般的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將30個(gè)省級面板數(shù)據(jù)也劃分為東部地區(qū)、中部和東北地區(qū)、西部地區(qū)三個(gè)區(qū)域。其中，東部包括京、津、滬、河北、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等10個(gè)省級單位；中部和東北地區(qū)包括山西、陜西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、遼寧、吉林、黑龍江等10個(gè)省級單位；西部涵蓋廣西、內(nèi)蒙古、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏、新疆等10個(gè)省級單位。

結(jié)合第二部分的介紹，本文選取農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的收入增長率作為被解釋變量，選取各級財(cái)政對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的投入占比作為解釋變量，在控制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化程度、生產(chǎn)要素投入、制度因素等控制變量的基礎(chǔ)上，采用靜態(tài)面板模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法研究各級財(cái)政投入對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入的影響，并通過對東部、中部、西部的分區(qū)域的實(shí)證研究，分析影響不同地區(qū)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展水平的主要因素。綜上，全國采用固定效應(yīng)模型，東部地區(qū)用固定效應(yīng)模型，西部地區(qū)采用固定效應(yīng)模型，中部和東北地區(qū)用隨機(jī)效應(yīng)模型，各模型如表3所示，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 實(shí)證結(jié)果

（一）全部省份實(shí)證分析

從混合回歸分析結(jié)果可以看出，一產(chǎn)占比、非國有比重、完成產(chǎn)權(quán)改革占比、財(cái)務(wù)公開占比、各級財(cái)政投入占比的影響系數(shù)為正，勞動(dòng)參與率、固投占比的影響系數(shù)為正。但是，一產(chǎn)占比的t值為（0.114），t值的伴隨概率大于10%的顯著性水平，這說明其不具有顯著性。因此，本次混合回歸結(jié)果僅供參考。

混合回歸與固定效應(yīng)模型優(yōu)劣性的比較檢驗(yàn)結(jié)果顯示，F(xiàn)（7，29）結(jié)果為11.02，大于F統(tǒng)計(jì)量的概率為0，這充分顯示固定效應(yīng)模型更精確。接著，再進(jìn)行混合回歸與隨機(jī)效應(yīng)模型優(yōu)劣性的比較檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，Wald chi2（7）統(tǒng)計(jì)量為55.74，大于F統(tǒng)計(jì)量的概率為0，顯示隨機(jī)效應(yīng)模型的結(jié)果比混合回歸的結(jié)果更優(yōu)秀。

最后進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，判斷使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。實(shí)證結(jié)果中，卡方統(tǒng)計(jì)量為33.17，P值為0.0000，故強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，而選擇固定效應(yīng)模型。

（二）東部地區(qū)實(shí)證分析

從東部地區(qū)混合回歸檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果可知，一產(chǎn)占比、財(cái)務(wù)公開占比的系數(shù)均為正，非國有、勞動(dòng)參與率等系數(shù)為負(fù)，且大多數(shù)變量的t檢驗(yàn)沒有通過，較10%的置信區(qū)間比較遠(yuǎn)。因此，此處的混合回歸僅供參考。

混合回歸與固定效應(yīng)模型優(yōu)劣性比較檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，F(xiàn)（7，63）的結(jié)果為4.67，大于F統(tǒng)計(jì)量的概率為0，這說明固定效應(yīng)模型的結(jié)果更適合?；旌匣貧w與隨機(jī)效應(yīng)模型比較檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，Wald chi2（7）統(tǒng)計(jì)量為18.26，大于統(tǒng)計(jì)量的概率為0，說明隨機(jī)效應(yīng)模型比混合回歸更適合在這個(gè)例子中應(yīng)用。綜合上面的檢驗(yàn)結(jié)果，有充分的理由證明應(yīng)該選擇使用面板數(shù)據(jù)模型。

最后，進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，判斷使用固定效應(yīng)模型還是使用隨機(jī)效應(yīng)模型?？ǚ浇y(tǒng)計(jì)量的結(jié)果為48.54，P值為0.0000，故強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，而選擇固定效應(yīng)模型。

（三）中部和東北地區(qū)實(shí)證分析

從中部和東北地區(qū)混合回歸檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果可知，一產(chǎn)占比、非國有比重、勞動(dòng)參與率、固投占比、各級財(cái)政投入占比的系數(shù)為正；完成產(chǎn)權(quán)改革占比、財(cái)務(wù)公開占比等系數(shù)為負(fù)，且大多數(shù)變量的t檢驗(yàn)沒有通過，較10%的置信區(qū)間比較遠(yuǎn)。因此，此處的混合回歸僅供參考。

混合回歸與固定效應(yīng)模型比較檢驗(yàn)結(jié)果顯示，F(xiàn)（7，70）的結(jié)果為7.59，大于F統(tǒng)計(jì)量的概率為0，這說明固定效應(yīng)模型的結(jié)果更適合?；旌匣貧w與隨機(jī)效應(yīng)模型的結(jié)果顯示，Wald chi2（7）統(tǒng)計(jì)量為45.31，大于統(tǒng)計(jì)量的概率為0，說明隨機(jī)效應(yīng)模型的結(jié)果比混合回歸更適合。

最后，進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，判斷使用固定效應(yīng)模型還是使用隨機(jī)效應(yīng)模型?？ǚ浇y(tǒng)計(jì)量的結(jié)果為5.97，P值為0.5427，故不能拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該接受隨機(jī)效應(yīng)模型。

（四）西部地區(qū)實(shí)證分析

從西部地區(qū)混合回歸檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果可知，一產(chǎn)占比的系數(shù)均為正，非國有、勞動(dòng)參與率等系數(shù)為負(fù)，且大多數(shù)變量的t檢驗(yàn)沒有通過，較10%的置信區(qū)間比較遠(yuǎn)。因此，此處的混合回歸僅供參考。之后，進(jìn)行其它檢驗(yàn)。

混合回歸和固定效應(yīng)模型優(yōu)劣性的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，F(xiàn)（7，56）的結(jié)果為3.54，大于F統(tǒng)計(jì)量的概率為0，這說明固定效應(yīng)模型的結(jié)果更適合?；旌匣貧w與隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Wald chi2（7）統(tǒng)計(jì)量為15.01，大于統(tǒng)計(jì)量的概率為0，說明隨機(jī)效應(yīng)模型比混合回歸更適合。

最后使用Hausman檢驗(yàn)，判定使用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型?？ǚ浇y(tǒng)計(jì)量的結(jié)果為12.58，P值為0.0830，故在10%的置信水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，而選擇固定效應(yīng)模型。

五、結(jié)論及政策涵義

通過理論分析和實(shí)證研究，最終得到如下研究結(jié)論:

（一）財(cái)政支持能夠顯著提升農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展水平

從實(shí)證結(jié)果來看，總體而言，各級財(cái)政投入占比（fexp）對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入增長率（incg）顯示較為顯著的正向影響，這也說明，財(cái)政支持能夠顯著提升農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展水平。分區(qū)域來看，財(cái)政支持在不同地區(qū)的影響有所差異，全國各省、東部地區(qū)、中部和東北地區(qū)、西部地區(qū)的回歸系數(shù)分別為0.219、0.732、0.184、0.0454，各級財(cái)政投入占比（fexp）對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織收入增長率（incg）的影響效果最大的是東部地區(qū)，這也與實(shí)地調(diào)研的結(jié)果相符。近年來，東部地區(qū)加大了財(cái)政支持農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的力度，提升了農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展水平。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展有影響

本文選取一產(chǎn)占比（inds）作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)控制變量。從實(shí)證結(jié)果來看，東部地區(qū)、西部地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)占比對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的收入增長呈顯著的正向影響，而全國各省、中部和東北地區(qū)的第一產(chǎn)業(yè)占比對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的收入增長影響效果不明顯。東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)以現(xiàn)代農(nóng)業(yè)為主，農(nóng)業(yè)技術(shù)較發(fā)達(dá)，技術(shù)進(jìn)步有效促進(jìn)了農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展；而西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)為主，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面一產(chǎn)占比較大，能夠促進(jìn)以一產(chǎn)為主的農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展。發(fā)展農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織，需要因地制宜，結(jié)合不同區(qū)域的產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)及生產(chǎn)發(fā)展水平，探索不同的發(fā)展路徑。同時(shí)，也要著力優(yōu)化當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，注重一產(chǎn)與二、三產(chǎn)的融合發(fā)展，更好地推動(dòng)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展。

（三）市場化程度能夠促進(jìn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展

除西部地區(qū)外，全國各省、東部地區(qū)、中部和東北地區(qū)，非國有比重（nons）對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的影響系數(shù)為正。這說明，市場化程度越高，對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的促進(jìn)作用越明顯。但是西部地區(qū)非國有經(jīng)濟(jì)比重對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展水平影響為負(fù)，未來應(yīng)該加強(qiáng)市場化改革，為農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織釋放更多的經(jīng)濟(jì)活力。

（四）生產(chǎn)要素投入對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的影響顯著

實(shí)證分析結(jié)果顯示，衡量生產(chǎn)要素投入的勞動(dòng)參與率（labr）與固定資產(chǎn)投資占比（finv）對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的影響效果較顯著，并且影響系數(shù)整體高于其他變量。其中，勞動(dòng)參與率（lbar）對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的影響回歸系數(shù)在全國各省、東部地區(qū)、中部和東北地區(qū)、西部地區(qū)分別為0.724、0.0262、0.849、-0.195；固定資產(chǎn)投資占比（finv）對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的影響回歸系數(shù)在全國各省、東部地區(qū)、中部和東北地區(qū)、西部地區(qū)分別為2.205、4.118、1.538、-2.43，說明過去在農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展過程中，較為依賴生產(chǎn)要素投入尤其是固定資產(chǎn)的投入，未來應(yīng)該著力提高全要素生產(chǎn)率，提高經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和效率，擺脫依靠生產(chǎn)要素的粗放式經(jīng)濟(jì)增長路徑。

我們也可以看出，固定資產(chǎn)投資占比（finv）對東部地區(qū)的回歸系數(shù)高于其他地區(qū)，這說明固定資產(chǎn)投資占比對東部地區(qū)的影響最大，而勞動(dòng)參與率（lbar）對中部和東北地區(qū)的回歸系數(shù)也高于其他地區(qū)。這說明，東部地區(qū)在過去發(fā)展農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的過程中，過于重視固定資產(chǎn)投資，而中部和東北地區(qū)過于依賴勞動(dòng)力。未來應(yīng)該加強(qiáng)制度創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步，促進(jìn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的長效發(fā)展。

（五）農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革能有效促進(jìn)農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展

實(shí)證分析結(jié)果顯示，無論是全國各省還是東部地區(qū)、中部和東北地區(qū)、西部地區(qū)，完成產(chǎn)權(quán)改革村數(shù)占比（prr）對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展均有顯著影響，回歸系數(shù)分別為0.300、0.430、0.277、0.375，未來仍要加快推進(jìn)農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革。分地區(qū)來看，東部地區(qū)完成產(chǎn)權(quán)制度改革的村數(shù)占比最大，對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的影響作用也最大。實(shí)行財(cái)務(wù)公開村數(shù)占比對農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展的影響不顯著，主要是各省的財(cái)務(wù)公開村數(shù)占比相差不大。