山西省新型农村集体经济发展影响因素研究

□兰丽君

（山西省三农政策研究中心，山西 太原 030001）

近年来，山西省委省政府针对农村集体经济薄弱的实际情况，加大政策支持和资金扶持、统筹推进力度，推动村级集体经济“破零率”和“增实力”双提升。

2022 年3 月以来，山西省委印发《关于实施村级集体经济壮大提质行动的意见》，在山西省开展“清化收”行动。9 月20 日省委召开山西省抓党建促基层治理能力提升工作交流推进会，再次对推进集体经济壮大提质进行安排部署。各地贯彻山西省委省政府要求，在壮大农村集体经济方面取得了阶段性成果，但仍存在集体经济发展质量不高、村级债务化解难度大等问题。文章对新型农村集体经济发展的影响因素进行实证分析，提出可行性建议，推动新型农村集体经济健康发展。

1 理论分析与研究假设

新型农村集体经济在乡村振兴战略背景下，可以充分盘活利用农村集体“三资”（资金、资产、资源），加强集体内部协作，促进新型农村集体经济的发展。农村集体经济收入包括经营收入、发包及上交收入、投资收益、补助收入以及其他收入。经营收入指村集体组织进行经营活动获得的收入；发包及上交收入是农户或承包单位上交的承包金与利润；投资收益是村集体对外投资获得的收益；补助收入是财政等部门给村集体的补助资金；其他收入是与村集体经营管理活动无关的收入。

丘永萍（2018）[1]研究了几种因素会作用于农村集体经济组织，他指出各级财政投入占比、产业结构、市场化水平、生产要素投入及制度因素影响农村集体经济组织收入。

张瑞涛和夏英（2020）[2]指出，精英带领、良好制度、基础保障及村民认知程度中精英带领在集体经济发展中起到关键作用。

王海英和屈宝香（2018）[3]分析了发达、欠发达和贫困地区的12 个村的情况，指出村集体经济发展主要受资产利用效率、村庄精英、政府引导及农户认知度的影响。

楼宇杰等（2020）[4]选取了村劳动力资源、村党员人数、村集体土地总面积、政府对村财政补助、村总负债、村距县城距离7 个变量研究村集体经营性收入的影响因素。

因此，文章基于农村集体经济收入的构成和以往学者的研究成果，发现影响新型农村集体经济发展的因素主要有劳动力、资产积累、资本、消费需求、体制改革和土地等因素，如资产积累、资本可能会影响经营收入；土地可能会影响发包及上交收入；劳动力、消费因素可能会影响投资收益；财政、改革因素可能会影响补助收入。

通过以上的分析，文章得出的研究假设为：如果劳动力多、集体资产积累高、财政倾斜多、消费需求高、产权改革顺利、土地合理利用，可以增加村集体经济收入，说明这些因素具有正向影响，可以带动集体经济的发展。反之，将会降低村集体经济的收入，呈现负向影响，阻碍集体经济的发展[5-6]。

2 变量选取及数据来源

2.1 变量选取

文章根据实际调研情况和相关文献，选取农村集体经济收入、农业劳动力、集体资产、政府支出、社会消费、集体产权制度改革、集体农用地7 个变量，表1呈现了变量的类型、名称、符号、衡量方法。

表1 变量说明

2.2 数据来源

文章采用的数据来自于《山西统计年鉴》（2016—2020 年）、《山西省农村经营管理统计资料》（2016—2018 年）、《山西省农村政策与改革统计年报》（2019、2020 年）。文章收集整理山西省116 个县（区）（潞州区因数据缺失严重被剔除）2016—2020 年的面板数据，572 个样本容量，并使用多元回归分析方法实证分析农村集体经济的主要影响因素。在指标选择上，主要考虑数据的可获得性与可对比性。数据处理和建立模型工作均采用Stata 17 完成。

3 模型构建

文章设立如下回归模型用于实证检验。

式中：Incomeit为被解释变量，用人均集体经济总收入表示新型农村集体经济发展情况；在分析的过程中，选取的核心解释变量包括：Labit为农业劳动力情况，Ptait为村集体资产情况，Govit为政府一般公共预算支出情况，Conit为消费情况，CNit为农村集体产权制度改革情况，Landit为集体所有农用地情况；εit代表误差项；α代表待估参数；c为常数项；i和t下标分别代表地区和时间。

3.1 变量描述性统计

根据表2 可以看出，每组数据的最大值最小值与均值存在一定差距，说明数据具有一定的波动性。这一情况主要是各县（区）发展存在一定差异导致，但通过查阅数据可知，对于各县（区）内部而言，不同年份数据趋势整体相对平稳，波动性较小。

表2 变量描述性统计

3.2 相关性分析

针对文章的研究数据进行回归分析之前，要对各变量进行皮尔逊相关系数分析，分析结果如表3 所示。

表3 相关系数表

通过相关性分析结果可以看出，被解释变量Income与解释变量Lab、Pta、Con和CN之间均存在显著相关关系，皮尔逊相关系数均在1%的显著性水平上统计显著，可以进行进一步回归分析进行验证。

3.3 多重共线性检验

考虑到变量间严重共线可能影响回归结果的准确性，文章进行了多重共线检验。得到结果如表4 所示。可以看到，VIF 最大值为Land 的2.12，VIF 均值为1.63，均远小于10，表明模型不存在多重共线性，可以进行进一步分析。

表4 多重共线性检验

4 基准回归分析

4.1 豪斯曼检验

为在固定效应和随机效应模型间做出选择，在进行回归以前，文章做了Hausman 检验，如表5 所示。卡方值为11.78，对应P值为0.067 1，统计上显著性较低，故接受使用随机效应模型的原假设。因此，选取面板随机效应模型进行回归。

表5 面板Hausman 检验

4.2 面板回归分析

通过上述面板数据模型选择的检验，使用面板随机效应模型对影响农村集体经济的主要因素进行回归分析，得到结果如表6 所示。为保证研究稳健性，使用逐步增加变量的方式，得到回归（1）～（6）。

表6 模型估计结果

可以看到，各回归结果同一变量系数变化较小，可以验证模型具有一定稳健性。从回归系数检验来看，除第一产业劳动力占比（Lab）外，各解释变量的系数均至少在5%显著性水平上统计显著且为正，说明变量选取较为合理，且都对农村集体经济发展具有显著正向影响。以结果（6）为例，具体来看，人均集体资产（Pta）系数为0.389 7，表明每增加1 个百分点，会导致农村集体经济提升0.389 7%；人均一般公共预算支出（Gov）系数为0.246 4，表明每增加1 个百分点，会导致农村集体经济提升0.246 4%；农村集体产权制度改革完成村数（CN）系数为0.018 2，表明每增加1 个百分点，会导致农村集体经济提升0.018 2%；集体农用地（Land）系数为0.167 2，表明每增加1 个百分点，会导致农村集体经济提升0.167 2%；人均社会消费品零售总额（Con）系数为0.171 9，表明每增加1 个百分点，会导致农村集体经济提升0.171 9%。农村第一产业劳动力占比不显著，可能原因是农村劳动力大量外流进城务工，导致劳动力结构变化较小，同时随着现代农业的发展，劳动力对农村集体经济的影响较小。

5 结论及政策建议

5.1 结论

通过参考相关文献，文章构建了多元线性回归模型，运用Stata17 处理数据，分析出各种因素对山西省新型农村集体经济发展的影响程度，并通过稳健性检验来进一步验证假设，得出本章实证结论。

除第一产业劳动力占比（Lab）外，各个解释变量的系数均至少在5%显著性水平上统计显著且为正，且都对农村集体经济发展具有显著正向影响，可以增加村集体经济收入，带动新型农村集体经济的发展。农村第一产业劳动力占比不显著，可能原因是农村劳动力大量外流进城务工，导致劳动力结构变化较小，同时随着现代农业的发展，劳动力对农村集体经济的影响较小。此外，山西省各县（区）同一地区的影响因素不是单一的，是由几个因素共同影响新型农村集体经济发展的。

5.2 政策建议

发展经济有其自身规律，壮大新型农村集体经济是一个长期过程，必须稳慎推进。

一是发挥班子和能人的带动作用。新型农村集体经济的发展壮大，主体在村，关键在人。因此要充分发挥好基层党组织的战斗堡垒作用和党员的先锋模范作用，发挥好农业企业的龙头带动作用，夯实村级集体物质基础；采取办班、上党课、参观学习、实践锻炼等多种形式，加强村干部培训，把农村集体经济带头人培训纳入乡村人才培训计划，组织开展增强他们发展集体经济、带领群众致富的信心和本领。同时，要结合职业农民培训工程，指导村民掌握相关的技能，提高他们致富的能力。

二是汇聚多种主体力量共谋发展。新型集体经济的发展是一个系统性的工程，不能仅依靠集体经济组织自身的力量，需整合社会各方面力量为发展集体经济铺路助力。要做好产业发展规划，谋划一些好的项目，对于一些大的项目要联合周边村一起做。站在城乡统筹发展的角度，引导更多的资源和要素向农村集聚，形成工农互动、城乡互动的共赢发展格局。与此同时，引进一批优质经营主体与新型集体经济组织进行深度融合，这样就能对资金、技术等要素进行优化配置，加快集体经济的发展。

三是完善收益分配制度实现“双赢”。新型农村集体经济组织最大的特点就是能够通过分红的方式让所有的成员从中得利，保证成员有获得感。坚持分配与积累并重，充分尊重农民群众的意见，既不能把收益都分配出去阻碍集体经济的可持续发展，也不能设置太高的公积金、公益金比例损伤农民积极性。引导集体经济较为薄弱或处于发展起步阶段的村集体，将更多的集体经济收益滚动投入扩大再生产中，增强自我“造血”功能；要建立起与农村集体经济组织和农户之间的利益联结机制，实现集体经济发展、农民增收致富“双赢”。