孫永朋,徐 萍,毛文琳,王美青,*,王宇晗

(1.浙江省農(nóng)業(yè)科學院 農(nóng)村發(fā)展研究所,浙江 杭州 310021; 2.中國計量大學 經(jīng)濟與管理學院,浙江 杭州310018)

改革開放以來,浙江省經(jīng)濟社會發(fā)展和人民生活水平不斷提高。據(jù)統(tǒng)計,1991—2022年間浙江農(nóng)村居民人均年收入從1 211元提高到37 565元,年均名義增長12.3%,實際增長7.3%。截至2022年底,浙江農(nóng)民收入已連續(xù)38年領(lǐng)跑全國各省區(qū)。據(jù)2021年底浙江發(fā)布的鄉(xiāng)村振興報告,浙江已成為全國農(nóng)民收入水平最高、城鄉(xiāng)居民收入之比最小、區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展最好的省份之一,農(nóng)民群眾的獲得感和幸福感大幅提升。站在開啟全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程的起點上,浙江省農(nóng)民增收面臨著諸多新的挑戰(zhàn)。從農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)來看,農(nóng)民經(jīng)營凈收入增收乏力,所占比重逐年下滑至不足1/4;工資性收入在各來源收入中一枝獨秀,但隨著人口紅利消失、勞動力成本走高,非農(nóng)用工的供求關(guān)系處在深刻調(diào)整階段,工資性收入增長獨木難支;財產(chǎn)凈收入所占比重偏低,農(nóng)民資產(chǎn)要素活力激發(fā)不足;轉(zhuǎn)移凈收入占總收入的比重較低,低于全國和周邊省份(2021年,浙江省農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移凈收入占比是11.9%,全國為20.8%,江蘇為21.3%,廣東為14.8%),但相較于2020年,差距不斷縮小,增長潛力有待深入挖掘?？梢?深入優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu),促進區(qū)域均衡長效增長,是實現(xiàn)浙江農(nóng)民收入增長繼續(xù)“勇立潮頭”的迫切需要和重要研究課題。

國民收入增長與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間存在密切關(guān)聯(lián),相關(guān)研究由來已久,文獻十分豐富。早在1955年,Kuznets[1]就提出,由于技術(shù)溢出效應(yīng)的原因,個體收入水平與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)倒U型關(guān)系,即隨著區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展,個體收入差距存在先擴大而后縮小的趨勢。隨著研究的深入,更多研究者認識到,經(jīng)濟增長是最為現(xiàn)實和適合的減貧手段[2-3],并在20世紀初期就肯定了區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要價值,經(jīng)濟的區(qū)域性集聚發(fā)展使得成本降低、工資提高,從而推進勞動生產(chǎn)率的增長。大量文獻已就收入水平與經(jīng)濟集聚程度之間的關(guān)系進行了研究,證實了更高的經(jīng)濟集聚水平能夠提高地區(qū)的人均產(chǎn)出或勞動生產(chǎn)率[4-6]。張榮天[7]利用2000—2015年長三角地區(qū)農(nóng)民收入相關(guān)數(shù)據(jù),通過構(gòu)建GIS-ESDA模型和Tobit回歸模型,發(fā)現(xiàn)長三角地區(qū)的農(nóng)民收入全局表現(xiàn)出“集聚式”空間關(guān)聯(lián)。在影響機制上,國內(nèi)學者大多從制度化缺陷、城鎮(zhèn)化發(fā)展、人力資本投資、農(nóng)業(yè)科技進步等方面進行分析。李曉龍等[8]從上述4個方面采用實證和理論結(jié)合的方法分析了制度、城鎮(zhèn)化、人力市場、科技進步對農(nóng)民收入影響的具體路徑。March等[9]搭建了一個分析框架,指出區(qū)域的經(jīng)濟集聚主要通過身份和環(huán)境兩個維度來影響農(nóng)民收入,其中,身份指的是經(jīng)濟集聚給農(nóng)民就業(yè)情況和身份地位帶來的變化,環(huán)境指的是經(jīng)濟聚集帶給農(nóng)民的外部就業(yè)環(huán)境和生活環(huán)境的變化。當區(qū)域經(jīng)濟聚集效應(yīng)實現(xiàn)時,農(nóng)民將更容易獲得非農(nóng)就業(yè)機會和收入,同時,區(qū)域環(huán)境的改善促進城市化發(fā)展,進而帶來農(nóng)業(yè)收入增長。

近年來,我國城鎮(zhèn)化進程不斷推進,鄉(xiāng)村振興、城鄉(xiāng)融合發(fā)展取得顯著成效,但農(nóng)村人口仍然龐大,農(nóng)民收入仍是解決“三農(nóng)”問題的核心任務(wù)之一。國內(nèi)許多學者從農(nóng)民身份影響、環(huán)境影響等方面研究農(nóng)民收入問題。吳比等[10]利用省級數(shù)據(jù)和空間模型進行研究,發(fā)現(xiàn)在家庭經(jīng)營收入和工資性收入之間,農(nóng)民工資性收入增長的區(qū)域結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出更強的空間特征,空間“相鄰效應(yīng)”較為顯著。黃祖輝等[11]研究浙江的農(nóng)民收入和構(gòu)成發(fā)現(xiàn),隨著工資性收入在浙江城鄉(xiāng)居民收入構(gòu)成比例中的增高,其對農(nóng)民收入不平等的貢獻變小,轉(zhuǎn)移性收入對浙江農(nóng)民收入不平等的貢獻相對較大。在國內(nèi)學者關(guān)于農(nóng)民環(huán)境影響的研究中,有人利用我國20年的面板數(shù)據(jù),實證了政府對公共物品、基礎(chǔ)建設(shè)等環(huán)境的投資對不同省份的農(nóng)民收入有著不同的影響。其中,農(nóng)村地區(qū)的高速公路建設(shè)與農(nóng)民收入差距呈現(xiàn)“U型”關(guān)系。萬廣華[12]提出了一個分解收入不平等的研究框架,認為資本投入水平是決定區(qū)域間不平等的重要因素,政府助力不發(fā)達地區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展將有效降低區(qū)域間的不平等。值得注意的是,當特定地區(qū)的經(jīng)濟集聚將優(yōu)勢資源集中時,會對周邊地區(qū)形成“負面影響”,通過引發(fā)非農(nóng)勞動力和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的流失,造成以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)民的貧困[13-14]。同時,在集聚效應(yīng)的影響下,城市化進程將進一步影響科技創(chuàng)新、普惠金融、電商在農(nóng)業(yè)、農(nóng)村地區(qū)的應(yīng)用和普及,緩解農(nóng)民收入差距[15-16]。此外,隨著城鎮(zhèn)化的不斷加深,農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模逐年擴大。謝耄宜等[17]利用2006—2021年農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移、城鄉(xiāng)居民收入等相關(guān)數(shù)據(jù)進行空間計量實證分析,發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力的本地轉(zhuǎn)移、省內(nèi)轉(zhuǎn)移和跨省轉(zhuǎn)移都對縮小地區(qū)收入差距有顯著正向影響。趙勇智等[18]利用我國31個省份2006—2016年的面板數(shù)據(jù)證明,農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)投資能從提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力、拓寬農(nóng)民收入渠道、促進產(chǎn)業(yè)升級等方面提高農(nóng)民收入,縮減農(nóng)民收入差距。然而,受教育機會的不平等在擴大農(nóng)民收入不平等中也扮演了重要角色[19]。相對于政府的物質(zhì)資本投資,人力資本投資可有效提高農(nóng)民利用和獲取信息的效率,從而獲得更高的回報率[20]。對于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū),政策等非市場因素對收入的合理分配起重要作用[21-22],物質(zhì)資本和金融資產(chǎn)已經(jīng)成為決定農(nóng)戶收入不平等的重要因素;因此,持續(xù)增加的農(nóng)業(yè)補貼在一定程度上不僅阻礙農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模擴大,而且抑制農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率提高[23]。

在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上,本文運用浙江歷年的縣域統(tǒng)計數(shù)據(jù),通過測算縣級行政區(qū)農(nóng)民收入的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)及其變化趨勢,綜合分析了浙江省內(nèi)縣域?qū)用嫔限r(nóng)民收入和經(jīng)濟發(fā)展的均衡水平;采用Shorrocks[24]和Stark等[25]構(gòu)建的收入不平等因素分解法,測算各收入來源對總收入的貢獻、各收入來源的不平等狀況及其對總收入不平等的貢獻;通過構(gòu)建農(nóng)民收入影響因素分析模型和實證分析,解構(gòu)縣域經(jīng)濟發(fā)展水平等因素與農(nóng)民收入之間的非線性關(guān)系。最后,論文結(jié)合一系列實證分析的主要結(jié)論,深入分析浙江省縣域農(nóng)民收入差距變化趨勢,以及收入水平的影響因素,進而提出促進農(nóng)民收入充分、均衡增長的對策建議。

1 材料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

根據(jù)數(shù)據(jù)采集的可得性,使用浙江省2005—2021年83個涉農(nóng)縣中66個縣級行政區(qū)(由于部分縣域數(shù)據(jù)缺失,所以未納入分析樣本)的面板數(shù)據(jù)進行空間總體分析、區(qū)域差異分析,并構(gòu)建計量模型,進行主要因素分析。數(shù)據(jù)收集自歷年的《浙江省統(tǒng)計年鑒》和《中國縣域統(tǒng)計年鑒》。由于部分數(shù)據(jù)缺失,作者還參考了一些地區(qū)的國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計報告、統(tǒng)計年鑒。

1.2 模型設(shè)定

根據(jù)上文分析,結(jié)合浙江實際情況可知,隨著經(jīng)濟發(fā)展、社會結(jié)構(gòu)變化、政策措施變動、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、科學技術(shù)進步、人口規(guī)模和城鄉(xiāng)居民比重的改變,影響農(nóng)民收入的因素逐漸復雜,且各因素的影響是綜合而非單一的,是相互聯(lián)系而非孤立的。為此,本文借鑒伍駿騫等[13]的分析框架,選擇經(jīng)濟密度代表經(jīng)濟發(fā)展水平(在本研究中主要反映一個地區(qū)的經(jīng)濟集聚程度),選擇非農(nóng)產(chǎn)業(yè)占當?shù)谿DP的比重反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化,選擇人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值來體現(xiàn)農(nóng)民收入來源的影響,選擇固定資產(chǎn)來反映農(nóng)民當前的經(jīng)濟狀況,選擇一般公共預算支出來體現(xiàn)當?shù)卣叽胧┑男Ч?構(gòu)建起縣域農(nóng)民收入影響因素模型:

lnYit=a0+a1lnEit+a2lnBit+a3lnAit+a4lnIit+a5lnPit+εit。

(1)

式(1)中:被解釋變量為農(nóng)民收入(Y),以當年縣域農(nóng)村居民人均可支配收入來計量;核心解釋變量是經(jīng)濟密度(E),以單位行政區(qū)域面積上的GDP產(chǎn)出來計量;Bit代表t地第i年的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)水平,以第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值占當?shù)谿DP的比重來計量;Ait代表t地第i年的人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值,用來分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動對農(nóng)民收入的影響;Iit代表t地第i年的固定資產(chǎn)投資水平,用來衡量不同區(qū)域的資本勞動比,以固定投資額與區(qū)域人口數(shù)的比值來計量;Pit代表t地第i年的政策傾向水平,以財政支出額來計量。

2 結(jié)果與分析

2.1 總體特征描述

常用來衡量農(nóng)民收入不平等的指標有基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、變異系數(shù)等,這類指標主要用于表征社會群體中個體收入水平分布的離散程度,強調(diào)的是所對應(yīng)個體對總體均值水平的偏離程度,偏離程度越大,說明收入不平等的程度越高?；嵯禂?shù)描述的是按人口分布情況下的收入平均差距對收入總體期望值偏離的相對程度,反映了個體之間貧富差距的數(shù)量界限?；嵯禂?shù)值介于0、1之間,數(shù)值越大,表明收入分配越不平均,一般來說,值小于0.2,說明收入絕對平均;值在0.2～<0.3,說明收入較為平均;值在0.3～0.4,表明收入相對合理;值在0.4以上,表明收入差距較大。泰爾指數(shù)考慮了區(qū)域內(nèi)人口數(shù)量的因素,衡量組內(nèi)差距和組間差距對總差距的貢獻,常用于衡量城鄉(xiāng)之間或者不同區(qū)域之間的不平等水平。

浙江省農(nóng)民收入的區(qū)域差異(表1)具有鮮明的統(tǒng)計學特征:從人均可支配收入的年度變化來看,呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的趨勢,平均水平不斷提高,且在2010年突破10 000元,2014年增幅最大,與2013年相比,增長約3 700元,但近年來隨著基數(shù)的增高,增速有放緩的趨勢。從浙江農(nóng)民收入的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)來看,總體均呈現(xiàn)逐年緩慢下降的趨勢,表明浙江省縣域間的農(nóng)民收入水平趨于均衡,其中,2020—2021年農(nóng)民收入的泰爾指數(shù)較2018—2019年有所提升,這可能是由于新冠疫情對縣域農(nóng)民的收入產(chǎn)生了較大影響。經(jīng)濟密度的基尼系數(shù)在2005—2021年間相對穩(wěn)定,除2018、2020、2021年外均大于0.52,說明縣域間的經(jīng)濟密度不平等程度較高,經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)和落后地區(qū)有較大差距,同時各縣級行政區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平排序存在固化現(xiàn)象。

表1 2005—2021年浙江省縣域經(jīng)濟密度與農(nóng)民收入的非均衡指數(shù)

2.2 收入來源結(jié)構(gòu)分解

本文將農(nóng)民的總收入(Y)分解為經(jīng)營凈收入(Y1)、工資性收入(Y2)、轉(zhuǎn)移凈收入(Y3)和財產(chǎn)凈收入(Y4)這4項來源,根據(jù)Shorrocks[24]的研究,總收入的基尼系數(shù)(G)可分解為

(2)

式(2)中:Sk表示第k項收入占總收入的比重,Gk表示第k項收入的基尼系數(shù),Rk指的是第k項收入的基尼系數(shù)與總收入的基尼系數(shù)之間的集中系數(shù)。

2013年,居民收入來源結(jié)構(gòu)劃分的統(tǒng)計口徑發(fā)生變化,為保證數(shù)據(jù)的可比性,僅對2013年及之后浙江農(nóng)民收入中不同來源對總體收入非均衡增長的基尼系數(shù)進行分解(表2)。從農(nóng)戶收入來源構(gòu)成(Sk)來看,工資性收入占比最高(50%以上),隨后依次是經(jīng)營凈收入、轉(zhuǎn)移凈收入和財產(chǎn)凈收入,構(gòu)成比例較為穩(wěn)定,但經(jīng)營凈收入的占比呈緩慢下降趨勢。從不同來源收入的不平等指標(Gk)來看,財產(chǎn)凈收入的不平等現(xiàn)象最為突出,其次是轉(zhuǎn)移凈收入、工資性收入和經(jīng)營凈收入;但由于工資性收入的基數(shù)較高,導致其是農(nóng)戶之間收入差距的主要貢獻者。從不同收入來源的分布情況(Rk)來看,歷年的工資性收入都更多地集中于高收入組家庭,后面依次為財產(chǎn)凈收入、經(jīng)營凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入。2013年,工資性收入的集中系數(shù)達到0.932,其他依次為財產(chǎn)凈收入0.797,經(jīng)營凈收入0.434,轉(zhuǎn)移凈收入0.385;到了2021年,集中系數(shù)最大的還是工資性收入,為0.878。2013—2021年間,工資性收入和財產(chǎn)凈收入的集中系數(shù)整體呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢,而經(jīng)營凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入則呈現(xiàn)出波動性變化趨勢。從不同收入來源對縣域農(nóng)民總收入不平等的貢獻(SkGkRk/G)來看,工資性收入的貢獻從2013年的71.5%下降到2021年的53.9%,而轉(zhuǎn)移凈收入的貢獻總體呈現(xiàn)增加趨勢。

表2 2013—2021年農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)的相關(guān)指數(shù)

假設(shè)第k項來源收入發(fā)生微小變化e,對式(2)求導,可得基尼系數(shù)G對第k項來源收入變化e的偏導數(shù):

(3)

進一步整理后可得第k項來源收入的變化對總收入不平等的影響(εk):

(4)

從εk來看,如果其他來源收入保持不變,經(jīng)營凈收入和轉(zhuǎn)移凈收入的提高都會帶來總收入基尼系數(shù)的下降,而工資性收入和財產(chǎn)凈收入的增長會導致縣域間農(nóng)民收入不平等狀況的惡化。以2019年為例,經(jīng)營凈收入每提高1%,農(nóng)民總收入的基尼系數(shù)會下降12.5%,而工資性收入每提高1%,則農(nóng)民總收入的基尼系數(shù)會增加9.7%。

2.3 主要影響因素分析

由于2018年之后的統(tǒng)計年鑒中無社會固定投資額數(shù)據(jù),為保證數(shù)據(jù)完整可比,以下僅使用2005—2017年66個縣域的面板數(shù)據(jù),進一步考查縣域經(jīng)濟密度對農(nóng)戶收入的影響。如表3所示,模型(1)為簡單的線性回歸;模型(2)為面板固定效應(yīng)模型,其中,Hausman檢驗結(jié)果拒絕模型為隨機效應(yīng)的零假設(shè);模型(3)為半?yún)?shù)回歸模型?？偟膩砜?各模型的估計結(jié)果基本一致,具有穩(wěn)健性。在控制了其他變量后,經(jīng)濟密度對于農(nóng)民收入的影響為正效應(yīng),經(jīng)濟密度每提高1%,人均收入提高0.589 0%。

表3 基于縣域數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

圖1為農(nóng)民收入與經(jīng)濟密度之間的非線性圖,深灰色區(qū)域為95%置信區(qū)間。可以看出,當經(jīng)濟密度相對較低時,經(jīng)濟密度對農(nóng)民收入的增長貢獻呈上升趨勢。當lnE的取值在6～8時,經(jīng)濟密度對農(nóng)民收入的影響曲線較為平坦;當lnE的取值接近10時,經(jīng)濟密度對收入增長的貢獻最大,且呈現(xiàn)明顯上升趨勢。這說明,在浙江省的縣域?qū)用嫔?經(jīng)濟密度對農(nóng)民收入增長的貢獻還存在很大空間,縣域經(jīng)濟的集聚發(fā)展是浙江農(nóng)民收入多年來持續(xù)保持領(lǐng)先的關(guān)鍵所在。

E,經(jīng)濟密度;Y,農(nóng)民收入。

從其他控制變量的回歸結(jié)果來看,非農(nóng)產(chǎn)業(yè)水平對農(nóng)民收入增長具有負效應(yīng),即二三產(chǎn)業(yè)比重大的地區(qū),農(nóng)民收入反而相對不高;人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值對農(nóng)民收入具有顯著的正效應(yīng),人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值(自然對數(shù)值)每提高1%,農(nóng)民收入提高0.058 4%;固定資產(chǎn)投資水平(自然對數(shù)值)每增加1%,農(nóng)民收入增長0.114 0%;政策傾向水平(自然對數(shù)值)每增加1%,農(nóng)民收入增長0.245 0%。也就是說,縣域的人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資水平、財政支出的提升,都會提高農(nóng)民收入。

3 結(jié)論與對策

3.1 主要結(jié)論

本文對浙江省縣域?qū)用嫔系霓r(nóng)民收入和經(jīng)濟發(fā)展的非均衡狀況進行了總體描述和結(jié)構(gòu)分解,并在此基礎(chǔ)上對地區(qū)經(jīng)濟水平與農(nóng)民收入的相互影響進行了計量研究,定量分析了經(jīng)濟密度等因素對農(nóng)民增收的影響大小和作用方向。本文主要研究結(jié)果如下:浙江農(nóng)民收入在經(jīng)歷了長期高速增長后,呈現(xiàn)基數(shù)高、增速緩的特征,總體上出現(xiàn)“疲態(tài)”,今后的增長目標應(yīng)集中于調(diào)結(jié)構(gòu)、促均衡。在縣域水平上,浙江農(nóng)民收入具有顯著的非均衡特征,但縣域間的差距總體呈逐年下降趨勢。各項收入來源中,工資性收入的不平等最為突出,同時?？h域間的經(jīng)濟密度差距表現(xiàn)出固化趨向,高收入縣級行政區(qū)與低收入縣級行政區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差距較大。

縣域農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)有待優(yōu)化,工資性收入在農(nóng)民總收入中的占比最高,是形成區(qū)域差距的最大貢獻者,轉(zhuǎn)移凈收入在總收入中的比重過低,但對低收入農(nóng)民的收入貢獻不容忽視。另一角度來看,經(jīng)營凈收入特別是第一產(chǎn)業(yè)收入,以及轉(zhuǎn)移凈收入的增長會顯著提高區(qū)域間收入的均衡性,是今后深入挖掘增收潛力和促進收入均衡增長的重要突破口。

農(nóng)民收入與縣域經(jīng)濟發(fā)展密切相關(guān),經(jīng)濟密度對農(nóng)民收入具有顯著正向影響。此外,對農(nóng)民收入有顯著正向效應(yīng)的因素還包括人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資水平、政策傾向水平。

3.2 政策建議

3.2.1 以區(qū)域經(jīng)濟為抓手,促進農(nóng)民收入均衡增長

深入學習領(lǐng)會并貫徹落實習近平總書記關(guān)于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)融合發(fā)展、全面推進鄉(xiāng)村振興的重要論述,圍繞當前浙江省縣域“三農(nóng)”發(fā)展的重要問題,建議實施三大行動。一是繼續(xù)加大對山區(qū)26縣的幫扶力度。山區(qū)26縣原是浙江省內(nèi)的欠發(fā)達縣,應(yīng)依托其綜合比較優(yōu)勢,加強區(qū)域協(xié)作,實施新時期山海協(xié)作、跨山統(tǒng)籌的升級版,探索創(chuàng)新山區(qū)農(nóng)民增收長效機制,重點提升山區(qū)26縣的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),培育特色生態(tài)產(chǎn)業(yè),加強農(nóng)村社會基本保障,推動“兜底保溫飽”向“健全促發(fā)展”升級。二是大力促進農(nóng)村集體經(jīng)濟壯大和區(qū)域抱團發(fā)展。以農(nóng)村集體經(jīng)濟“消薄”為契機,深入開展強村富民的專題研究和探索,梳理總結(jié)財政“扶村幫戶”的典型路徑和實施舉措,大力推行“飛地合作”“片區(qū)抱團”合作模式,進一步跳出傳統(tǒng)發(fā)展框架,開展大鄉(xiāng)村區(qū)域規(guī)劃和統(tǒng)籌協(xié)調(diào),加快資源共同開發(fā),實現(xiàn)鄉(xiāng)村共同振興。三是加快推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展平臺建設(shè)。以農(nóng)業(yè)“兩區(qū)”(糧食生產(chǎn)功能區(qū)和重要農(nóng)產(chǎn)品保護區(qū))為基本依托,繼續(xù)開展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū)、特色農(nóng)業(yè)強鎮(zhèn)、田園綜合體和特色農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)勢區(qū)等平臺建設(shè),積極打造具有核心競爭力和較高綜合效益的農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈,深入優(yōu)化產(chǎn)業(yè)合作和分配機制,引領(lǐng)區(qū)域農(nóng)民產(chǎn)業(yè)增收。

3.2.2 以制度創(chuàng)新為突破,促進農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化

機制創(chuàng)新始終是農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化和長效增長的核心要務(wù)。一要創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展機制,培育經(jīng)營凈收入新的增長點。以農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展為方向,推動種養(yǎng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營和農(nóng)作制度創(chuàng)新,以提升加工流通、社會化服務(wù)產(chǎn)業(yè)為紐帶,大力發(fā)展鄉(xiāng)村農(nóng)旅文創(chuàng)休閑產(chǎn)業(yè),將二三產(chǎn)業(yè)作為今后提高經(jīng)營凈收入的新亮點和增長點。二要深化改革激發(fā)財產(chǎn)凈收入的增收活力。以推進農(nóng)村土地確權(quán)為突破口,加快建立產(chǎn)權(quán)清晰、規(guī)范有序的農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)交易市場,形成公平合理的農(nóng)村土地要素收益分配機制。加強資源綜合開發(fā),以集體經(jīng)濟或合作社為平臺,盤活農(nóng)村資源,發(fā)展物業(yè)、服務(wù)和來料加工等產(chǎn)業(yè),積累和增強集體經(jīng)濟實力。三要穩(wěn)步提高農(nóng)村居民轉(zhuǎn)移凈收入。加大財政兜底,尤其要逐步增加對農(nóng)民醫(yī)療保障、養(yǎng)老保障等的財政投入,形成長效增長機制,確保農(nóng)民生活和消費水平不降低。從金融產(chǎn)品、財稅、科技、土地等各方面加大政策扶持力度,為農(nóng)民就業(yè)、創(chuàng)業(yè)提供平臺和更直接高效的全方位服務(wù),進一步降低農(nóng)民經(jīng)營風險,切實提高農(nóng)業(yè)經(jīng)營效益。

3.2.3 以創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)為載體,激發(fā)農(nóng)民收入增長活力

工資性收入是長期以來農(nóng)民收入的第一大來源,其穩(wěn)定增長對于農(nóng)民增收具有重要意義。第一,要加強引導,實施鄉(xiāng)村就業(yè)創(chuàng)業(yè)促進行動,提高就業(yè)信息對稱性、時效性,特別要發(fā)揮我省縣域勞務(wù)輸出的品牌優(yōu)勢,如云和師傅、縉云燒餅、常山阿姨等,加強縣域農(nóng)民工勞務(wù)品牌體系培育和監(jiān)管服務(wù);第二,大力發(fā)展鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè),積極培育家庭工場、手工作坊、鄉(xiāng)村車間等,在新型鄉(xiāng)村治理環(huán)境下,設(shè)置公益性崗位,提供更多本地就業(yè)機會;第三,健全公共就業(yè)服務(wù),大規(guī)模開展職業(yè)技能培訓,加強職業(yè)技能培訓和資質(zhì)認定,促進農(nóng)民工多渠道轉(zhuǎn)移就業(yè),提高就業(yè)質(zhì)量;第四,要加快農(nóng)民工市民化進程,以實行農(nóng)民工就業(yè)落戶政策為突破口,逐步放開城鄉(xiāng)二元戶籍限制,取消勞動力流動的制度障礙,特別要解決好基本社會保障和子女教育問題。