羅華偉，姜雅勤，毛麗莉

（1.四川農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，成都 611130；2.廣元市昭化區(qū)審計局，四川 昭化 628021）

2019年中央1 號文件再次聚焦農(nóng)民財產(chǎn)性收入，提出“總結(jié)推廣資源變資產(chǎn)、資金變股金、農(nóng)民變股東經(jīng)驗”，說明中央已經(jīng)將財產(chǎn)性收入作為農(nóng)民可持續(xù)增收的新的增長點。其背景是在新經(jīng)濟常態(tài)下，農(nóng)民的工資性收入和家庭經(jīng)營性收入等傳統(tǒng)主要收入來源表現(xiàn)出增長緩慢、提升空間有限的態(tài)勢，而農(nóng)民收入中占比微乎其微的財產(chǎn)性收入，卻呈現(xiàn)出快速增長、對總收入貢獻率不斷增強的趨勢，成為農(nóng)民增收的新亮點。特別是隨著我國農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革持續(xù)深化，農(nóng)民將獲得更多的財產(chǎn)權(quán)，農(nóng)民財產(chǎn)性收入的重要性將日益凸顯。

四川是一個多民族聚居的人口大省、農(nóng)業(yè)大省，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展極不平衡，既有2018年城市GDP 排名全國第8 的成都市，也有集中連片特困區(qū)的藏區(qū)、烏蒙山區(qū)、 秦巴山區(qū)，更有經(jīng)濟發(fā)展一般的其他地區(qū)。在這樣一個類型多樣、區(qū)域差異巨大的省域增加農(nóng)民收入的任務(wù)十分艱巨，尤其是經(jīng)濟發(fā)展落后地區(qū)增加農(nóng)村居民收入的壓力特別巨大。越是經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)一般越擁有豐富的自然資源，但傳統(tǒng)做法是將資源變商品獲得微薄的初級產(chǎn)品收入，無助于該區(qū)域農(nóng)民持續(xù)穩(wěn)定的收入增長。按中央新的思路是“資源變資產(chǎn)，農(nóng)民變股東”，通過農(nóng)村產(chǎn)權(quán)改革使農(nóng)民獲得更多財產(chǎn)權(quán)，增加農(nóng)民的財產(chǎn)性收入。因此，探究制約農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入增長的因素、釋放財產(chǎn)性收入增長活力對深化四川農(nóng)村改革、 振興四川鄉(xiāng)村經(jīng)濟，特別是振興擁有豐富自然資源的貧困地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟具有重大實踐意義。

已有研究主要探討制度、市場、資源稟賦、個人稟賦等因素對財產(chǎn)性收入的影響[1]，制度包括社保制度[2]、金融制度[3]、土地產(chǎn)權(quán)制度[4]和土地流轉(zhuǎn)制度[5]，市場包括金融市場和產(chǎn)權(quán)交易市場，資源稟賦包括財產(chǎn)存量與流量[6]，個人稟賦主要指居民自身素質(zhì)[7]。這些研究取得了豐碩的成果，但也存在三方面的不足：一是未考慮財產(chǎn)的質(zhì)量因素，二是各因素分散未形成一個完整的因素集，三是缺乏全因素實證檢驗。本研究首次納入財產(chǎn)質(zhì)量因素，以財產(chǎn)為基點分解出一個完整的影響因素集，通過調(diào)查收集、補充資料進行實證研究，從數(shù)理關(guān)系視角分析影響因素，并據(jù)此提出對策建議，對進一步提高四川農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入水平有重要參考意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

學(xué)術(shù)界對財產(chǎn)性收入的影響因素有各種不同的觀點，但無論哪種觀點都離不開“財產(chǎn)性收入”的基礎(chǔ)——財產(chǎn)。經(jīng)濟學(xué)和法學(xué)都同時強調(diào)財產(chǎn)作為一種權(quán)利的含義，認為財產(chǎn)能夠產(chǎn)生收入有兩個前提：一是必須有財產(chǎn)，二是可以出讓財產(chǎn)的使用權(quán)以取得收入。因此，財產(chǎn)的數(shù)量、質(zhì)量和流轉(zhuǎn)是影響財產(chǎn)性收入的三大基本因素。

1.1 財產(chǎn)數(shù)量與財產(chǎn)性收入

財產(chǎn)性收入是一種衍生財富，其前提是“有資可投，有財可理”，在同一時間、同一投資環(huán)境下，投資回報率大致相同，投資的財產(chǎn)越多，所得的回報越多，這是符合經(jīng)濟運行規(guī)律的一種合理的正常經(jīng)濟現(xiàn)象。即擁有財產(chǎn)的數(shù)量與獲得財產(chǎn)性收入的數(shù)量正相關(guān)。

財產(chǎn)性收入的形成來自于財產(chǎn)，而財產(chǎn)的形成和積累來自于收入的結(jié)余。因此，財產(chǎn)的數(shù)量又分為存量和流量：存量是“池”，流量是“源”。度量財產(chǎn)流量的指標本應(yīng)該用收入指標，但如果直接選用收入指標存在兩個問題：第一，被解釋變量和解釋變量都是收入，必然產(chǎn)生自相關(guān)問題；第二，收入的高低并不意味著結(jié)存的財產(chǎn)量的多少，收入轉(zhuǎn)化為財產(chǎn)存量的比例取決于家庭的儲蓄水平。因此，本文選用“家庭儲蓄水平”反映財產(chǎn)的流量水平。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a：農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與擁有的財產(chǎn)存量正相關(guān)。

假設(shè)1b：農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與家庭儲蓄水平正相關(guān)。

1.2 財產(chǎn)質(zhì)量與財產(chǎn)性收入

在農(nóng)村居民的財產(chǎn)構(gòu)成中，自然資源財產(chǎn)和農(nóng)村房屋是主體，特別是自然資源財產(chǎn)是農(nóng)村居民唯一比城鎮(zhèn)居民具有比較優(yōu)勢的財產(chǎn)，是農(nóng)村居民最大的財富。但現(xiàn)實中無論是自然資源財產(chǎn)或是農(nóng)村房屋都未能給農(nóng)村居民帶來多少財產(chǎn)性收入，究其原因是區(qū)位因素使然。研究表明，目前我國農(nóng)村居民中獲得財產(chǎn)性收入較多的主要是城中村、 城郊村和經(jīng)濟發(fā)達村的農(nóng)村居民，這些地方的共同特征是基礎(chǔ)設(shè)施條件較好，具有區(qū)位優(yōu)勢。而那些遠離城市、缺乏旅游資源、 區(qū)位條件一般的農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入幾乎只有銀行存款利息。

本文將區(qū)位因素作為度量農(nóng)村不動產(chǎn)質(zhì)量的指標，而不動產(chǎn)的區(qū)位優(yōu)勢與其交通便利程度高度正相關(guān)。因此，本文以不動產(chǎn)所在地交通便利程度作為度量農(nóng)村不動產(chǎn)質(zhì)量的指標，并以不動產(chǎn)所在地距離區(qū)域中心或交通便利地的最短距離進行量化。該距離越短，不動產(chǎn)流轉(zhuǎn)的可能性越大、流轉(zhuǎn)價格越高，不動產(chǎn)的質(zhì)量就越高?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與不動產(chǎn)所在地距離區(qū)域中心或交通便利地的最短距離負相關(guān)。

1.3 財產(chǎn)流轉(zhuǎn)與財產(chǎn)性收入

財產(chǎn)的理論價值要轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實價值必須經(jīng)過流轉(zhuǎn)，財產(chǎn)使用權(quán)的流轉(zhuǎn)比所有權(quán)的交易更為復(fù)雜，需要綜合考慮能否流轉(zhuǎn)、 流轉(zhuǎn)難易度和流轉(zhuǎn)價格幾方面的因素。

能否流轉(zhuǎn)反映一種客觀狀態(tài)，雖然政策鼓勵土地等自然資源流轉(zhuǎn)，但實踐中仍然存在不少地方?jīng)]有流轉(zhuǎn)起來，沒有流轉(zhuǎn)自然不會有財產(chǎn)性收入。流轉(zhuǎn)價格與財產(chǎn)性收入正相關(guān)，但流轉(zhuǎn)價格過高會導(dǎo)致流轉(zhuǎn)不順暢，致使真正流轉(zhuǎn)的財產(chǎn)數(shù)量變少，反而影響財產(chǎn)性收入的獲取，因此流轉(zhuǎn)價格對財產(chǎn)性收入是一個雙面刃。

流轉(zhuǎn)難易度比能否流轉(zhuǎn)和流轉(zhuǎn)價格更難以度量，受到居民主觀意識和外部環(huán)境雙重影響。居民主觀意識與財產(chǎn)擁有者受教育程度和家庭財產(chǎn)水平有關(guān)：受教育程度越高獲得工資性收入越高，承擔(dān)財產(chǎn)流轉(zhuǎn)風(fēng)險的能力越強，越清楚只有承擔(dān)流轉(zhuǎn)風(fēng)險才能獲得財產(chǎn)性收入，因此，受教育程度越高越愿意流轉(zhuǎn)財產(chǎn)；家庭財產(chǎn)越多財產(chǎn)性收入的重要性越顯著，承受流轉(zhuǎn)風(fēng)險的能力越大，財產(chǎn)越少的家庭（如貧困家庭）會因風(fēng)險收益法則趨向于不流轉(zhuǎn)財產(chǎn)。外部環(huán)境主要受經(jīng)濟發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、市場化水平等因素的影響：地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，對農(nóng)村資源的需求越旺盛，農(nóng)村居民財產(chǎn)流轉(zhuǎn)越容易；農(nóng)業(yè)發(fā)展水平越高，流轉(zhuǎn)土地等自然資源的吸引力就越大，流轉(zhuǎn)越容易；市場化水平越高，流轉(zhuǎn)就越通暢，流轉(zhuǎn)越容易。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3a：農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與農(nóng)村居民財產(chǎn)能否流轉(zhuǎn)正相關(guān)。

假設(shè)3b：農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與農(nóng)村居民財產(chǎn)流轉(zhuǎn)價格呈不確定關(guān)系。

假設(shè)3c：農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與農(nóng)村居民流轉(zhuǎn)意愿正相關(guān)。

假設(shè)3d：農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與外部環(huán)境決定的流轉(zhuǎn)容易程度正相關(guān)。

2 研究設(shè)計

為驗證以上假設(shè)，本文進行如下的研究設(shè)計：

2.1 變量的選擇

2.1.1 被解釋變量——人均財產(chǎn)性收入

本文以國家統(tǒng)計局口徑匯總財產(chǎn)性收入，為了剔除人口數(shù)量的干擾，選擇“人均財產(chǎn)性收入”作為被解釋變量。

2.1.2 解釋變量——影響財產(chǎn)性收入的因素

2.1.2.1 財產(chǎn)數(shù)量

財產(chǎn)的流量用“家庭儲蓄水平”反映，財產(chǎn)的存量則根據(jù)財產(chǎn)的種類進行細化度量。

我國農(nóng)村居民財產(chǎn)存量主要包括金融財產(chǎn)、普通不動產(chǎn)和自然資源不動產(chǎn)。在金融財產(chǎn)部分，我國農(nóng)村居民很少擁有銀行存款外的有價證券，故本文選擇“人均存款額”度量農(nóng)村居民的金融財產(chǎn)存量。普通不動產(chǎn)包括房屋、汽車等交通工具、生產(chǎn)用固定資產(chǎn)，我國農(nóng)村居民一般沒有無形財產(chǎn)，且汽車等交通工具一般用于生活，若用于運輸?shù)热〉玫氖杖爰{入了家庭經(jīng)營收入。因此，本文用“人均住房面積”和“人均機械總動力” 度量農(nóng)村居民普通不動產(chǎn)的存量，同時選擇“是否擁有城鎮(zhèn)房產(chǎn)”和“是否擁有集體資產(chǎn)”兩個虛擬變量作為輔助觀察指標。自然資源不動產(chǎn)是農(nóng)村居民所特有，在農(nóng)村居民擁有的財產(chǎn)中具有特殊的意義、 特殊的性質(zhì)，本研究將其單獨反映。自然資源不動產(chǎn)主要包括耕地、宅基地、林地等物權(quán)利益，用“人均耕地面積”、“人均宅基地面積”和“人均林地面積”反映自然資源財產(chǎn)的存量。

2.1.2.2 財產(chǎn)質(zhì)量

本文主要度量農(nóng)村房屋、自然資源財產(chǎn)的質(zhì)量，這些財產(chǎn)的新舊程度不是影響質(zhì)量的關(guān)鍵，其地理位置才是影響其質(zhì)量的關(guān)鍵因素。故用財產(chǎn)所處位置到區(qū)域中心或交通便利地兩者中最短的公里數(shù)作為質(zhì)量指標，區(qū)域中心指縣城，交通便利地指高速公路出口、省級公路或二級公路。

2.1.2.3 財產(chǎn)流轉(zhuǎn)

能否流轉(zhuǎn)選用土地和宅基地兩類財產(chǎn)的流轉(zhuǎn)現(xiàn)狀，用虛擬變量度量。流轉(zhuǎn)價格使用土地流轉(zhuǎn)價格，鑒于價格數(shù)據(jù)不精確且分布區(qū)間較散，采用分段賦值方式量化。受教育程度采用由低到高分類賦值；家庭財產(chǎn)水平主要考察貧困戶與非貧困戶的差異，使用虛擬變量；地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平使用人均地區(qū)生產(chǎn)總值；農(nóng)業(yè)發(fā)展水平用人均農(nóng)林牧業(yè)產(chǎn)值表示；市場化水平用財政農(nóng)業(yè)支出替代，政府資助越大市場化水平越低。

變量類型、名稱、單位等信息見表1。

2.2 數(shù)據(jù)來源

鑒于目前農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的相關(guān)數(shù)據(jù)并不健全，本研究采取了統(tǒng)計數(shù)據(jù)與調(diào)查數(shù)據(jù)相結(jié)合的辦法獲取相關(guān)數(shù)據(jù)。有統(tǒng)計數(shù)據(jù)則以統(tǒng)計數(shù)據(jù)為主、調(diào)查數(shù)據(jù)為輔，沒有統(tǒng)計數(shù)據(jù)則依靠調(diào)查數(shù)據(jù)。

表1 變量匯總表Table 1 Summary table of variables

2.2.1 統(tǒng)計數(shù)據(jù)

2013年是我國農(nóng)村居民收入統(tǒng)計的改革年，統(tǒng)計部門采用城鄉(xiāng)一體化住戶收支與生活狀況調(diào)查，農(nóng)村居民按可支配收入統(tǒng)計（2013年前使用純收入統(tǒng)計）。為了使數(shù)據(jù)更有可比性，本文選取城鄉(xiāng)一體化調(diào)查后的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析。由于缺少阿壩藏族羌族自治州和涼山彝族自治州的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此以四川省其他 19 個市（州）2013—2017年共 5年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)為樣本數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均來自《四川統(tǒng)計年鑒》以及四川省各市（州）2014—2018年統(tǒng)計年鑒。為克服異方差和自相關(guān)現(xiàn)象，對人均財產(chǎn)性收入、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、 人均可支配收入等水平變量進行自然對數(shù)處理。

2.2.2 調(diào)查數(shù)據(jù)

四川是一個多民族聚居的人口大省、農(nóng)業(yè)大省，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展極不平衡，既有2018年城市GDP 排名全國第8 的成都市，也有集中連片特困區(qū)的藏區(qū)、烏蒙山區(qū)、 秦巴山區(qū)，更有經(jīng)濟發(fā)展一般的其他地區(qū)。研究這樣一個類型多樣、區(qū)域差異巨大的省域農(nóng)民財產(chǎn)性收入問題，需要分類調(diào)查數(shù)據(jù)。本文首先將四川區(qū)域劃分為較發(fā)達地區(qū)、一般地區(qū)和貧困地區(qū)，成都市定為較發(fā)達地區(qū)，藏區(qū)、烏蒙山區(qū)和秦巴山區(qū)定為貧困地區(qū)，其余地區(qū)統(tǒng)歸為一般地區(qū)，分別選擇了成都市溫江區(qū)、德陽市羅江區(qū)、廣元市蒼溪縣為樣本點。對不同地區(qū)不同經(jīng)濟狀況，距離縣城或交通便利地距離不同的地區(qū)進行隨機采樣，具有較好的代表性；對農(nóng)戶進行隨機抽取并完成現(xiàn)場問卷調(diào)查，獲得相關(guān)數(shù)據(jù)。

調(diào)查問卷分為5 部分，第一部分調(diào)查各個農(nóng)戶的基本情況，例如家庭成員、文化程度、2016年家庭總收入、家庭財產(chǎn)性收入情況等問題。第二部分調(diào)查農(nóng)戶家庭財產(chǎn)情況，包括總耕地面積、總林地面積、家庭宅基地面積、是否有城市住房、家庭房屋使用情況、家庭儲蓄額占總收入的比重等；第三部分為家庭財產(chǎn)性收入情況，包括土地流轉(zhuǎn)方式、土地流轉(zhuǎn)價格、購買投資理財情況、家庭金融投資情況等；第四部分其他情況，包含所在地是否有村集體經(jīng)濟收入、當(dāng)?shù)厥欠裼修r(nóng)村產(chǎn)權(quán)交易所、是否對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度了解等情況；第五部分為了增加農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入希望得到哪些政策支持。本次共下發(fā)350份問卷，最終回收350 份問卷，得到有效問卷316份。

2.3 模型的設(shè)定

2.3.1 驗證假設(shè)1a 和假設(shè)3d 的模型

假設(shè)1a 和假設(shè)3d 需要考慮時滯效應(yīng)，被解釋變量相對于各解釋變量選取滯后一期的數(shù)據(jù)。由于調(diào)查數(shù)據(jù)是時點數(shù)據(jù)，不能滿足該條件，只能選用具有時間連續(xù)性的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，依據(jù)數(shù)據(jù)特征建立回歸模型如下：

模型中，C 為截距項，表示以面板數(shù)據(jù)回歸的系數(shù)估計值，n 為樣本編號，t 為時期，ε 為誤差項。PI—人均財產(chǎn)性收入，PS—人均存款額，PA—人均耕地面積，PCH—人均住房面積，PM—人均機械總動力，GDP—人均地區(qū)生產(chǎn)總值，PFA—人均農(nóng)林牧業(yè)產(chǎn)值，F(xiàn)AC—財政農(nóng)業(yè)支出。

2.3.2 驗證假設(shè)1b、假設(shè)2、假設(shè)3a、假設(shè)3b 和假設(shè)3c 的模型

統(tǒng)計數(shù)據(jù)沒有提供驗證上述假設(shè)所需的數(shù)據(jù)，本文采用調(diào)查數(shù)據(jù)，建立的回歸模型如下：

其中，PI 為農(nóng)村居民人均財產(chǎn)性收入，P 為主變量，D 為虛擬變量，α、β 為變量的待估系數(shù)，ε 為隨機干擾項。

3 基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

3.1.1 四川省農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入在農(nóng)村居民收入中的地位分析

表2表明，四川農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入無論是絕對數(shù)或是占比都很低，但總體呈現(xiàn)穩(wěn)定快速增長趨勢。而工資性收入和經(jīng)營性收入這兩大傳統(tǒng)主力收入出現(xiàn)持續(xù)占比下降，轉(zhuǎn)移性收入取決于政策和政府財力。從表2還可以觀察到兩個問題：一是四川省農(nóng)村經(jīng)濟極不發(fā)達，農(nóng)村居民收入主要依靠外源性輸入（工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入，占比在55%～58%之間）；二是四川農(nóng)村居民收入增長風(fēng)險大，經(jīng)營性收入增長乏力、占比逐年萎縮，過高的外源性收入必然帶來過高的輸入性風(fēng)險。

表2 2013—2017年四川農(nóng)村居民人均收入及構(gòu)成Table 2 The per capita income and composition of rural residents in Sichuan province from 2013 to 2017

3.1.2 四川省農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的來源分析

表3數(shù)據(jù)表明，四川省農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的三大來源為轉(zhuǎn)讓承包土地經(jīng)營權(quán)租金、 存款利息和出租房屋，5年均值的占比分別為36.46%、28.53%和17.93%，三項合計占到農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的82.92%。反映出：資源性財產(chǎn)是農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的主要來源，農(nóng)村資源變資本的潛力巨大；利息收入過高說明農(nóng)村居民缺乏有效的投資手段、 農(nóng)村缺乏吸引資金的好投資項目、農(nóng)村居民后顧之憂嚴重；隨著“三項改革”的深入推進，盤活農(nóng)村居民房產(chǎn)的空間很大。

3.1.3 四川城鄉(xiāng)居民之間財產(chǎn)性收入比較分析

通過表4的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，四川省城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)性收入是農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的9.49 倍，絕對數(shù)差距是1 949.05 元。農(nóng)村居民最大的財產(chǎn)是資源性財產(chǎn)，城鎮(zhèn)居民最大的財產(chǎn)是房地產(chǎn)。

表3 2013—2017年四川省農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入來源結(jié)構(gòu)Table 3 Source structure of rural residents′property income in Sichuan province from 2013 to 2017元

表4 2013—2017年四川省城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入來源比較表Table 4 Comparison table of sources of property income of urban and rural residents in Sichuan province from 2013 to 2017

3.1.4 四川省農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入地區(qū)差距分析

圖1顯示，四川地區(qū)財產(chǎn)性收入存在“一股獨大”情況，成都市高居首位，與地區(qū)經(jīng)濟總量高度契合。提高四川省經(jīng)濟較落后地區(qū)的農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入具有很大空間。

3.1.5 四川省農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)比較分析

圖2顯示，全國財產(chǎn)性收入較高的是北京、天津、上海以及浙江等經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)，北京財產(chǎn)性收入占可支配收入比重為6.05%，人均財產(chǎn)性收入達1 350.1 元，是四川的5 倍。提高四川省整體農(nóng)村居民的財產(chǎn)性收入具有很大空間。

圖1 2016年四川省各市（州）人均財產(chǎn)性收入與可支配收入情況Figure 1 Per capita property income and disposable income in Sichuan province in 2016

圖2 2016年全國31 省農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入比較Figure 2 Comparison of rural residents′property income in 31 provinces in 2016

3.2 實證分析

3.2.1 Huasman 檢驗

通常利用Hausman 統(tǒng)計量檢驗應(yīng)該建立個體隨機效應(yīng)回歸模型還是個體固定效應(yīng)回歸模型。

H0：個體效應(yīng)與回歸變量無關(guān)（個體隨機效應(yīng)回顧模型）；H1：個體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)（個體固定效應(yīng)回顧模型）。假設(shè)成立時選用隨機效應(yīng)模型，假設(shè)不成立則選用固定效應(yīng)模型。通過eviews 6.0 分析得到如下結(jié)果：

由表5檢驗輸出結(jié)果可以看出，Hausman 統(tǒng)計量的值是23.39，相對應(yīng)的概率是0.001 5，即拒絕原假設(shè)，應(yīng)該建立個體固定效應(yīng)模型。

表5 Huasman 檢驗結(jié)果Table 5 Huasman test results

3.2.2 回歸結(jié)果分析

根據(jù)eviews 6.0 對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析得到結(jié)果見表6：

由表6的回歸結(jié)果顯示，整個回歸結(jié)果的顯著性水平是非常高的，R2=0.99，P 值為0，說明本文選取的模型通過檢驗，模型的擬合效果較好。本文Durbin-Watson 值為 2.79，Durbin-Watson 的合理取值范圍在 0 到 4 之間，Durbin-Watson 統(tǒng)計量接近 2時無自相關(guān)性，表示本文的多元線性回歸模型并不存在一階序列相關(guān)。

具體回歸結(jié)果如下：

①假設(shè)1a 成立，農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與擁有的財產(chǎn)存量正相關(guān)，但不同類型的財產(chǎn)存量對四川農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的作用不同。

人均機械總動力、人均存款額、人均耕地面積與財產(chǎn)性收入在1%的顯著性水平下正相關(guān)，回歸系數(shù)分別是0.81、0.11、0.09；人均住房面積與財產(chǎn)性收入正相關(guān)，但未通過顯著性檢驗。

②假設(shè)3d 成立，農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入與外部環(huán)境決定的流轉(zhuǎn)容易程度正相關(guān)，但相關(guān)性不顯著。人均地區(qū)生產(chǎn)總值、 人均農(nóng)林牧業(yè)產(chǎn)值與財產(chǎn)性收入正相關(guān)，財政農(nóng)業(yè)支出與財產(chǎn)性收入負相關(guān)，但均未通過顯著性檢驗。

表6 回歸結(jié)果Table 6 Regression results

4 基于調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

4.1.1 財產(chǎn)性收入來源分析

表7匯總的調(diào)查問卷顯示，四川省農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入主要來源于土地轉(zhuǎn)出收入，比例達到93.41%，其次是房屋租金收入，比例達到3.4%，利息收入占比為1.79%，基本上沒有債券股票收入。

4.1.2 不同地區(qū)財產(chǎn)性收入分析

表8數(shù)據(jù)說明，不同地貌特征的財產(chǎn)性收入差距較大，地處平原的溫江區(qū)人均財產(chǎn)性收入是地處丘陵區(qū)的羅江區(qū)的2.47 倍、 是地處秦巴山區(qū)的旺蒼縣的13.6 倍。

表7 財產(chǎn)性收入來源情況Table 7 Sources of property income

表8 不同地區(qū)農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入情況Table 8 Property income of rural residents in different areas

4.1.3 農(nóng)戶投資理財情況分析

在被調(diào)查者中84%的農(nóng)戶常用的投資理財方式是定期或活期儲蓄，所有被調(diào)查者沒購買過除儲蓄外理財產(chǎn)品原因在于對理財產(chǎn)品不了解，也未接受過金融理財方面的相關(guān)培訓(xùn)。

4.2 實證結(jié)果與分析

為了消除異方差的影響，對人均財產(chǎn)性收入進行自然對數(shù)處理。通過SPSS 得到表9回歸結(jié)果。

表9中，回歸1 為所有主變量的回歸結(jié)果，回歸2 至回歸6 為分別加入不同的虛擬變量之后的回歸結(jié)果。由結(jié)果顯示回歸1 至回歸6 均通過了F 檢驗。具體回歸結(jié)果如下：

①假設(shè)1b 成立，家庭儲蓄水平對財產(chǎn)性收入呈顯著正相關(guān)，且在1%的水平上顯著，其對應(yīng)的系數(shù)為0.798。

②假設(shè)2 成立，離區(qū)域中心距離與財產(chǎn)性收入顯著負相關(guān)。意味著距離區(qū)域中心距離越近，人均財產(chǎn)性收入越高。

③假設(shè)3a 成立，土地是否流轉(zhuǎn)、宅基地是否有流轉(zhuǎn)對財產(chǎn)性收入呈顯著正相關(guān)，且土地是否流轉(zhuǎn)在1%的水平上顯著。宅基地是否流轉(zhuǎn)、土地流轉(zhuǎn)是否流轉(zhuǎn)對應(yīng)的系數(shù)依次為1.096、0.979。

④假設(shè)3b 顯示土地流轉(zhuǎn)價格對財產(chǎn)性收入呈顯著正相關(guān)，且在1%的水平上顯著，其對應(yīng)的系數(shù)為0.227。

⑤假設(shè)3c 成立，戶主學(xué)歷與財產(chǎn)性收入正相關(guān)，是否為貧困戶與財產(chǎn)性收入負相關(guān)，但未通過顯著性檢驗。

⑥通過調(diào)查數(shù)據(jù)進一步對假設(shè)1a 進行驗證，再次論證了不同類型的財產(chǎn)存量對四川農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的作用不同。人均耕地面積被再次證明與財產(chǎn)性收入正相關(guān)；補充的人均宅基地面積存量指標與財產(chǎn)性收入正相關(guān)；虛擬變量是否有村集體經(jīng)濟收入與財產(chǎn)性收入負相關(guān)，但未通過顯著性檢驗；虛擬變量是否有城市住房與財產(chǎn)性收入正相關(guān)；人均林地面積與財產(chǎn)性收入顯著負相關(guān)，與研究假設(shè)相反。

5 制約四川農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入增長的因素分析

5.1 財產(chǎn)數(shù)量總體上對財產(chǎn)性收入有正向影響，但不同類型財產(chǎn)存量表現(xiàn)不同的作用

5.1.1 農(nóng)村居民金融財產(chǎn)雖然正向影響財產(chǎn)性收入，但基本以存款利息形式獲得財產(chǎn)性收入

2013—2017年，四川省農(nóng)村居民人均存款利息65.47 元，遠高于同期城鎮(zhèn)居民人均39.31 元存款利息水平，這并不是說農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民更有錢，恰恰暴露出農(nóng)村金融相關(guān)的理財產(chǎn)品缺乏和農(nóng)民理財知識的缺乏，農(nóng)村居民找不到更合適的投資渠道，只能存入銀行，同時由于農(nóng)村社保制度的不健全，農(nóng)村居民后顧之憂嚴重，只能存款防不測。如果按人民銀行規(guī)定的3年期定期存款利息2.75%（農(nóng)村居民很難享受20 萬起點的大額存款加息）計算，農(nóng)村居民人均存款為2 380.73 元，四川省農(nóng)村居民5 997.1 萬人，總存款達到1 427.75 億元。如此巨額的資金在“吃利息”，不能不說四川農(nóng)村居民的資金利用層次很低。家庭儲蓄率越高，收入轉(zhuǎn)變?yōu)榇媪控敭a(chǎn)越多，卻表現(xiàn)出其存量的低效化利用，是一個值得深思的問題。

表9 回歸結(jié)果Table 9 Regression results

5.1.2 普通不動產(chǎn)對農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的作用有限

普通不動產(chǎn)主要由農(nóng)村房屋、機械、城市住房和集體資產(chǎn)四部分構(gòu)成。農(nóng)村人均住房面積有數(shù)量限制，除農(nóng)村居民自住和生產(chǎn)用房外，用于出租的數(shù)量很有限，且受其地理位置限制，那些遠離城市、缺乏旅游資源、 區(qū)位條件一般的農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)村房屋很難為其擁有者帶來財產(chǎn)性收入。機械水平與財產(chǎn)性收入顯著正相關(guān)的原因是農(nóng)村人均耕地少，不可能都去購置農(nóng)業(yè)機械，于是形成了機械租賃市場，少數(shù)購置農(nóng)業(yè)機械的農(nóng)戶因此獲得了較多的財產(chǎn)性收入，但當(dāng)多數(shù)農(nóng)戶都購置農(nóng)業(yè)機械后財產(chǎn)性收入反而會下降。城市住房與財產(chǎn)性收入的正相關(guān)關(guān)系不顯著，是因為大部分擁有城市住房的農(nóng)村居民其購房是用來住的，并未用于出租或投資。集體資產(chǎn)對農(nóng)戶財產(chǎn)性收入的影響為負，主要原因是在農(nóng)村資產(chǎn)總量一定的情況下，村集體資產(chǎn)與農(nóng)戶資產(chǎn)存在此消彼長的關(guān)系，若過多的村集體資產(chǎn)由于存在主體缺失等制度原因而致使其經(jīng)濟利益低下時，反而會因為削弱農(nóng)戶資產(chǎn)而導(dǎo)致農(nóng)戶的財產(chǎn)性收入下降。

5.1.3 自然資源不動產(chǎn)的數(shù)量雖然與財產(chǎn)性收入正相關(guān)，但卻無法通過增加自然資源數(shù)量來增加財產(chǎn)性收入，且質(zhì)量嚴重受制于地理位置影響

人均耕地面積、人均宅基地面積、人均林地面積不會顯著增加，除非有大量農(nóng)民自愿放棄相應(yīng)的權(quán)利，而目前的政策會強化農(nóng)民對相應(yīng)權(quán)利的追求。本研究中得出的人均林地面積與財產(chǎn)性收入呈顯著負相關(guān)關(guān)系，實則是因為人均林地面積多的地區(qū)都是山區(qū)，屬于生態(tài)脆弱地區(qū)，林地對農(nóng)民而言僅僅是法律上的權(quán)利，不能轉(zhuǎn)換為經(jīng)濟上的權(quán)利；而山區(qū)往往財產(chǎn)性收入很低，從數(shù)字特征就表現(xiàn)為負相關(guān)。

5.2 財產(chǎn)質(zhì)量是影響農(nóng)村不動產(chǎn)財產(chǎn)性收入的關(guān)鍵因素

本研究已經(jīng)證明不動產(chǎn)所在地與中心區(qū)域距離越近不動產(chǎn)帶來的財產(chǎn)性收入越高，同時通過調(diào)查也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村不動產(chǎn)能否流轉(zhuǎn)以及流轉(zhuǎn)價格與地理位置高度正相關(guān)。

5.3 財產(chǎn)流轉(zhuǎn)難易程度對農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的影響不顯著

戶主學(xué)歷與農(nóng)戶財產(chǎn)性收入正相關(guān)關(guān)系不顯著，說明農(nóng)村要么無財可理，要么財產(chǎn)性收入太單一，并不需要多高的知識。貧困戶與財產(chǎn)性收入關(guān)系負相關(guān)，一則貧困戶獲得轉(zhuǎn)移性收入較多，擠壓了財產(chǎn)性收入，二則貧困戶財產(chǎn)極少，獲得的財產(chǎn)性收入幾乎為零。

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不僅決定著農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的水平，而且決定著對自然資源需求的強度，但研究結(jié)論表現(xiàn)為對農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入影響不顯著，可能存在著即使地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平很高，但農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資力度不大的情況。人均農(nóng)林牧業(yè)產(chǎn)值與財產(chǎn)性收入正相關(guān)但不顯著，說明大農(nóng)業(yè)尚缺乏吸引力，農(nóng)業(yè)資源流轉(zhuǎn)存在現(xiàn)實難度。財政農(nóng)業(yè)支出與財產(chǎn)性收入負相關(guān)但不顯著，一方面說明市場化水平對財產(chǎn)性收入有一定的正向效果，另一方面因為財政對農(nóng)村的社會保障支出和財政補貼屬于轉(zhuǎn)移性支出范疇，對農(nóng)民而言就是轉(zhuǎn)移性收入，對農(nóng)民財產(chǎn)性收入存在擠出效應(yīng)，且一部分財政支出則形成農(nóng)村集體資產(chǎn)，其利用狀況堪憂。

6 提高四川農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的政策建議

根據(jù)以上的研究結(jié)論及影響因素分析，提出以下提高四川農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入的建議：

6.1 培育農(nóng)村自然資源優(yōu)勢項目，引導(dǎo)農(nóng)村居民資金變股金

鄉(xiāng)村振興需要大量的資金投入，而農(nóng)村居民卻將大量的資金放入銀行“食利”，這本身就是一種諷刺。如何引導(dǎo)農(nóng)村居民將這些資金投入到農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和鄉(xiāng)村振興這個大事業(yè)中去，是當(dāng)前急需解決的現(xiàn)實問題。農(nóng)村居民不愿將資金變?yōu)楣山穑皇秋L(fēng)險高，二是投資收益低。這就需要從降低項目投資風(fēng)險和增加項目投資收益兩個方面去努力，城鎮(zhèn)實體經(jīng)濟農(nóng)村居民并不熟悉，且目前風(fēng)險較大收益較低，對城鎮(zhèn)居民尚且缺乏吸引力，更何況遠離它的農(nóng)村居民。因此，吸引農(nóng)村居民資金變股金的項目應(yīng)該在農(nóng)村尋找，結(jié)合農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、鄉(xiāng)村振興尋找項目，特別是那些具有區(qū)域比較優(yōu)勢的地區(qū)特色種養(yǎng)業(yè)、特色鄉(xiāng)村旅游業(yè)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)業(yè)、農(nóng)村生活服務(wù)業(yè)等，工商資本不一定適合進入。而這些項目地點在農(nóng)村，與農(nóng)村居民天然聯(lián)系緊密，既便于農(nóng)村居民隨時關(guān)注其風(fēng)險，也使農(nóng)村居民有合理的收益預(yù)期。

6.2 改變農(nóng)村自然資源地理劣勢，提高農(nóng)村不動產(chǎn)質(zhì)量

地理位置的優(yōu)劣勢與基礎(chǔ)設(shè)施條件緊密相關(guān)，便利的基礎(chǔ)設(shè)施條件會使農(nóng)村不動產(chǎn)由劣質(zhì)資產(chǎn)變?yōu)閮?yōu)質(zhì)資產(chǎn)。結(jié)合鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略合理規(guī)劃布局農(nóng)村交通、通訊、能源供應(yīng)、環(huán)境衛(wèi)生等基礎(chǔ)設(shè)施，農(nóng)村不動產(chǎn)的質(zhì)量將得到大幅提升，將會使農(nóng)村資源為農(nóng)村居民帶來更多的財產(chǎn)性收入。

6.3 深化農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革，使更多農(nóng)民成為股東

農(nóng)村集體所有的資源性資產(chǎn)、經(jīng)營性資產(chǎn)、非經(jīng)營性資產(chǎn)全面股份化，股權(quán)落實到戶；農(nóng)村征地、農(nóng)村宅基地、 農(nóng)村集體經(jīng)營性建設(shè)用地入市等制度改革要把更多的利益留在農(nóng)村、留給農(nóng)村居民，能一定程度上改善農(nóng)村居民財產(chǎn)稟賦不利的地位；三權(quán)分置改革的持續(xù)深化有利于農(nóng)村自然資源資產(chǎn)流轉(zhuǎn)，也有利于農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)流轉(zhuǎn)，從而增加農(nóng)村居民人均資源擁有量；充分利用財政資金發(fā)展壯大集體經(jīng)濟，強化集體資產(chǎn)管理，增加農(nóng)村居民集體財產(chǎn)份額和集體紅利收入；落實農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)的融資權(quán)，賦予農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)更多的經(jīng)濟權(quán)能。

6.4 開展農(nóng)村自然資源價值評估，實現(xiàn)自然資源變資產(chǎn)

在我國國民經(jīng)濟工業(yè)化的過程中，農(nóng)村做出了巨大的犧牲，商品性產(chǎn)品通過價格剪刀差將利益流向了城鎮(zhèn)、流向了工業(yè)，承擔(dān)生態(tài)等非商品性功能的資源更是缺乏合理的價值評估，農(nóng)村居民得不到合理的生態(tài)補償。而現(xiàn)在有條件進行工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支援農(nóng)村，就必須公允評價農(nóng)村產(chǎn)權(quán)的經(jīng)濟價值，為公平交易奠定基礎(chǔ)，為國家貨幣換生態(tài)確定合理的生態(tài)補償價格。

6.5 加大對農(nóng)村居民的智力投資，形成收入良性循環(huán)

財產(chǎn)性收入具有馬太效應(yīng)，中低收入者會陷入惡性循環(huán)：收入少導(dǎo)致人力資本投資不足，人力資本投資不足導(dǎo)致勞動者素質(zhì)低，勞動者素質(zhì)低致使收入少、財富積累少、財產(chǎn)性收入少。在這條惡性循環(huán)鏈中，政府最佳做法是增加農(nóng)村居民的人力資本投資，提高農(nóng)村居民素質(zhì)以適應(yīng)報酬高的工作，逐漸積累財富以增加財產(chǎn)性收入。另一方面，農(nóng)民素質(zhì)提高了，其投資理財觀念、意識、信息、技能都會得到極大改善，從而提高其獲取財產(chǎn)性收入的能力。