費喜敏,沈月琴,趙夫明
(1. 浙江農(nóng)林大學 經(jīng)濟管理學院,浙江 杭州 311300;2. 浙江農(nóng)林大學 浙江省鄉(xiāng)村振興研究院,浙江 杭州311300)
由于林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展困難以及山區(qū)農(nóng)民自身教育程度較低等原因,中國多數(shù)山區(qū)農(nóng)民收入偏低,同時伴隨著市場經(jīng)濟的深化發(fā)展,一些山區(qū)農(nóng)民的收入差距不斷擴大[1-2]。竹資源是中國山區(qū)林業(yè)資源的重要組成部分,中國是世界上竹資源最豐富的國家。第8次全國森林資源清查結果顯示:中國竹林面積有601萬hm2,占世界竹林總面積的1/4。當前鼓勵農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)融合、提高農(nóng)戶自身素質(zhì),已成為各級政府增加和調(diào)節(jié)農(nóng)民收入的重要手段。由于竹資源的自身特征和中國的文化傳承等因素,竹資源具備良好的產(chǎn)業(yè)融合優(yōu)勢。伴隨著竹產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展,利益主體的利益聯(lián)結機制發(fā)生改變,同時參與產(chǎn)業(yè)融合涉及的各種決策對農(nóng)民自身素質(zhì)的要求更高,那么參與竹產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)戶收入會有怎樣的影響;農(nóng)戶擁有的人力資本水平,在竹產(chǎn)業(yè)融合影響竹農(nóng)收入的過程中,起到怎樣的作用等問題,都是值得探討的。產(chǎn)業(yè)融合理論的創(chuàng)新和發(fā)展開始于20世紀70年代,由信息技術革命的快速發(fā)展所推動[3-4]。1996年,“第六產(chǎn)業(yè)”的概念首次被提出[5]。國內(nèi)學者吸收了“第六產(chǎn)業(yè)”的思想,結合國內(nèi)農(nóng)業(yè)發(fā)展實踐,從21世紀初期開始關注農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合問題,起初主要集中于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的概念、內(nèi)涵和意義的探討[6-8],逐步發(fā)展到關于產(chǎn)業(yè)融合的動力、機制以及影響的研究[9-11]。在產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)民收入的影響方面,李乾等[12]從微觀和宏觀2個角度,通過理論分析認為產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)民增收具有促進作用;孔德議等[13]提出產(chǎn)業(yè)融合可以通過“縱向延伸、橫向拓展和完善利益聯(lián)結機制”等方式增加農(nóng)民收入。在產(chǎn)業(yè)融合方面,蔡潔等[1]研究了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合和非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶收入的影響,認為參與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合,提高非農(nóng)就業(yè)能力能夠增加農(nóng)戶家庭收入,縮小收入差距,同時非農(nóng)就業(yè)能力的提高能夠強化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合,提高人均收入,抑制收入差距擴大。楊晶等[14]分析了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合、人力資本與農(nóng)戶收入差距之間的互動關系發(fā)現(xiàn):融合組的戶均總收入明顯高于非融合組,同時農(nóng)戶人力資本積累對縮小收入差距起到重要作用。目前,只有少數(shù)學者關注了產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)戶收入水平和收入差距的影響,其中部分學者在研究中引入了人力資本或者非農(nóng)就業(yè)因素,有關竹產(chǎn)業(yè)融合的相關研究更是匱乏。因此,本研究在浙江省湖州市安吉縣和杭州市臨安區(qū),研究了農(nóng)戶參與竹產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)戶的收入水平和收入差距產(chǎn)生的影響,以及人力資本在其中發(fā)揮的直接作用和調(diào)節(jié)作用,以期為主要產(chǎn)竹區(qū)和山區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展提供借鑒。
農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合是一個復雜的系統(tǒng)問題,學術界對其含義并沒有統(tǒng)一的界定。隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟環(huán)境的變化和發(fā)展,農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的內(nèi)涵不斷豐富,定義也不斷深化,很多學者都從不同角度對其進行過定義[15-17]。浙江省湖州市安吉縣和杭州市臨安區(qū)的竹產(chǎn)業(yè)融合形式非常豐富,涵蓋了產(chǎn)業(yè)整合型、產(chǎn)業(yè)鏈延伸型、產(chǎn)業(yè)交叉型、農(nóng)業(yè)農(nóng)村功能拓展型和技術滲透型等不同形式[18]。同時國家要努力發(fā)展多類型農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合方式,培育多元化農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合主體,建立多形式利益聯(lián)結機制,提倡通過發(fā)展農(nóng)村加工業(yè)、服務業(yè)、文化特色產(chǎn)業(yè)和休閑觀光農(nóng)業(yè)等,積極推進農(nóng)村三次產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。因此,本研究將產(chǎn)業(yè)融合定義為:“以農(nóng)業(yè)為基本依托,通過產(chǎn)業(yè)聯(lián)動、產(chǎn)業(yè)集聚、技術滲透、體制創(chuàng)新等方式,將資本、技術以及資源要素進行跨界集約化配置,使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)產(chǎn)品加工和銷售、餐飲、休閑以及其他服務業(yè)有機地整合在一起,使得農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)之間緊密相連、協(xié)同發(fā)展,實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸和產(chǎn)業(yè)范圍擴展?!?/p>
竹產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)戶收入的影響,微觀層面主要為利益聯(lián)結機制的調(diào)整變化,各融合主體具備不同的比較優(yōu)勢和劣勢,通過構建激勵相容的利益聯(lián)結機制,在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展中不斷調(diào)整分工格局,實現(xiàn)優(yōu)勢互補、分工協(xié)作,實現(xiàn)收入的增加[12]。中觀層面來看,首先是產(chǎn)業(yè)鏈的延伸和整合,再不斷從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈拓展到供應鏈和價值鏈的各個領域,在不同的利益連接機制和不同的領域中,農(nóng)戶可以通過在竹加工等相關企業(yè)務工獲得工資性收入;通過將竹林地經(jīng)營權流轉出去,獲取相應的租金收入;通過與農(nóng)業(yè)企業(yè)、農(nóng)民專業(yè)合作社等主體簽訂銷售合同獲得穩(wěn)定的銷售收入;以及通過將林農(nóng)地、資金和技術等生產(chǎn)要素入股合作社、農(nóng)業(yè)企業(yè)等主體獲得分紅收入;農(nóng)戶還可以依托竹林資源,通過“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”、經(jīng)營農(nóng)家樂等形式獲得經(jīng)營性收入[13-14]。竹產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展在擴寬農(nóng)民增收渠道的同時,降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中的成本和費用,提高了農(nóng)民的勞動生產(chǎn)力,進而提高了農(nóng)業(yè)邊際收益。同時由于邊際收益遞減等因素的作用,以及低收入群體在節(jié)約交易成本和分享產(chǎn)業(yè)融合帶來的好處等方面,提升的空間更大等原因[14],導致參與竹產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)民邊際收益的影響在收入高低不同的群體中存在差異,低收入人群的邊際收益可能大于中高收入人群,也就是說參與竹產(chǎn)業(yè)融合能夠緩解竹農(nóng)之間的收入差距,因此提出假說①:竹農(nóng)參與產(chǎn)業(yè)融合能夠提高竹農(nóng)的收入水平、縮小產(chǎn)業(yè)集群內(nèi)部竹農(nóng)的收入差距。
參與產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)戶的人力資本屬性提出更高要求。竹產(chǎn)業(yè)融合使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面臨的情況更加復雜,分工更加細化,改變了傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營方式和銷售方式,同時各方的利益聯(lián)結機制也變得更加復雜。農(nóng)戶是否愿意參與其中以及參與程度如何,受到農(nóng)戶自身素質(zhì)和能力的影響和制約,農(nóng)戶在這一過程中能否真正得到實惠,同樣受到人力資本水平高低的影響。擁有較高人力資本的農(nóng)戶對竹產(chǎn)業(yè)融合的概念和方式的認知會更加深刻,參與竹產(chǎn)業(yè)融合的意愿會更強,在利益連接機制的整合和合作中,發(fā)揮的作用更大,作為理性人對自身利益的維護能力更強。也就是說不同人力資本水平的農(nóng)戶,獲取由產(chǎn)業(yè)融合帶來的收入的能力高低有別[13],即人力資本在竹產(chǎn)業(yè)融合影響農(nóng)戶收入的過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用,因此提出假說②:在參與竹產(chǎn)業(yè)融合提高農(nóng)戶收入水平,縮小收入差距的過程中,農(nóng)戶的人力資本水平會發(fā)揮調(diào)節(jié)效應。
人力資本除了具有上述調(diào)節(jié)效應以外,還會直接對農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響。農(nóng)戶人力資本提升對家庭收入水平的影響,主要通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策和非農(nóng)就業(yè)決策2個方面來實現(xiàn)的。擁有較高人力資本的農(nóng)戶在自身擁有的生產(chǎn)要素約束下,對資源的整合利用能力更強,因此能夠獲得更高的農(nóng)業(yè)投入和非農(nóng)業(yè)投入的整體回報,其中在非農(nóng)業(yè)領域投入的增收效應更加明顯[19]。此外,還有研究表明:非農(nóng)就業(yè)范圍的擴大對農(nóng)民收入具有拉平效應,即能夠起到縮小收入差距的作用,也就是說農(nóng)戶人力資本水平提高能夠通過影響非農(nóng)就業(yè)而縮小收入差距[20-21]。此外,無論在農(nóng)業(yè)領域還是非農(nóng)領域,生產(chǎn)要素的回報都存在邊際收益遞減規(guī)律,接受教育和培訓等人力投資積累產(chǎn)生的收入效應,在收入高低不同的人群中,邊際收益存在差異,在低收入人群中的邊際收益大于中高收入人群,也就是說人力資本水平的提高能夠緩解收入差距,因此提出假說③:農(nóng)戶人力資本水平的提高有利于提高其收入水平、縮小農(nóng)戶間的收入差距。
中國竹林資源集中分布在浙江、福建、江西、湖南、湖北、安徽、廣東、廣西、貴州、四川、云南等地,其中以浙江、福建、江西、湖南4省最多,占全國竹林總面積的60.7%。中國主要產(chǎn)竹區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)融合程度存在很大差異。浙江省竹產(chǎn)業(yè)融合程度全國領先,其中湖州市安吉縣和杭州市臨安區(qū)是浙江省竹產(chǎn)業(yè)非常豐富的2個地區(qū),同時也是全國十大產(chǎn)竹區(qū)。兩地的竹產(chǎn)業(yè)形成了縱向產(chǎn)業(yè)鏈延伸和橫向功能拓展的產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式,尤其在橫向功能拓展方面,充分利用竹資源特有的自然資源景觀和文化傳承,大力發(fā)展鄉(xiāng)村旅游,以及“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”、創(chuàng)意農(nóng)業(yè)、智慧農(nóng)業(yè)等新業(yè)態(tài),帶動農(nóng)戶增收,是全國產(chǎn)業(yè)融合尤其是竹產(chǎn)業(yè)融合的樣板地區(qū)。
2019年7月,經(jīng)過預調(diào)查并對問卷進行修正后展開正式調(diào)查,正式調(diào)查分為農(nóng)戶調(diào)查和關鍵信息人訪談。農(nóng)戶調(diào)查按照典型抽樣和隨機抽樣相結合的原則,首先在安吉和臨安分別選擇竹產(chǎn)業(yè)融合程度較高的4個鄉(xiāng)(鎮(zhèn)),然后在每個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))隨機抽取3個村,每個村隨機抽取11個農(nóng)戶。最終每個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))抽取33個農(nóng)戶,安吉和臨安各132個,農(nóng)戶調(diào)查獲得總樣本數(shù)264個。經(jīng)過后續(xù)篩查,對信息不全樣本進行回訪補充后,仍有4個樣本信息無法補全,做刪除處理,剩余有效樣本260個,有效樣本率為98%,符合統(tǒng)計分析要求。農(nóng)戶調(diào)查的內(nèi)容包含戶主和其他家庭成員的教育和培訓情況(個人信息),收入水平、收入來源和結構等情況(經(jīng)濟信息),擁有的耕地、林地和竹林等情況(家庭資源稟賦),并提煉出農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)融合情況等信息。關鍵信息人訪談選擇對象為鄉(xiāng)(鎮(zhèn))和村級領導、竹產(chǎn)業(yè)相關企業(yè)管理者和竹農(nóng),以上4類人每個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))分別訪談1位,8個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))共計訪談32位關鍵信息人。關鍵信息人訪談主要問一些開放性問題,了解地方產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況,不同利益主體的訴求以及在產(chǎn)業(yè)融合中的優(yōu)劣勢等問題。
為了分析農(nóng)戶參與竹產(chǎn)業(yè)融合、人力資本對農(nóng)戶收入的影響,以及人力資本在參與竹產(chǎn)業(yè)融合影響農(nóng)戶收入的過程中起到的調(diào)節(jié)作用,對其進行回歸分析。第1步分析農(nóng)戶參與竹產(chǎn)業(yè)融合和人力資本對農(nóng)戶收入的單獨影響;第2步引入?yún)⑴c竹產(chǎn)業(yè)融合與人力資本的交叉項,分析人力資本的調(diào)節(jié)作用。模型的因變量為農(nóng)戶收入,包括家庭人均純收入和基尼系數(shù)2個指標,對家庭人均純收入取對數(shù)。因變量均為連續(xù)變量,因此建立多元線性回歸模型,采用最小二乘法(OLS)進行估計。
第1步分析參與竹產(chǎn)業(yè)融合和人力資本對農(nóng)戶收入的單獨影響,模型一為:
第2步分析人力資本的調(diào)節(jié)效應,模型二為:
式(2)中:β6BIiHCi為農(nóng)戶i參與竹產(chǎn)業(yè)融合情況與人力資本特征的乘積項,β6為乘積項的待估系數(shù);其他變量含義同式(1)。
3.2.1 被解釋變量 被解釋變量為農(nóng)戶收入情況,包括家庭人均純收入和基尼系數(shù)2個變量,分別用來衡量農(nóng)戶收入水平和收入差距的變化?;嵯禂?shù)計算公式為:
式(3)中:G表示基尼系數(shù);Wi表示第1組累積到第i組的人口總收入占全部人口總收入的比例;n表示每組的人數(shù)。
3.2.2 核心解釋變量 ①農(nóng)戶參與竹產(chǎn)業(yè)融合情況。用二分類變量表示農(nóng)戶是否參與了竹產(chǎn)業(yè)融合,包括加入了竹產(chǎn)業(yè)相關合作社,自己參與竹產(chǎn)業(yè)的二、三產(chǎn)業(yè)投資和經(jīng)營,以及依托竹資源開辦農(nóng)家樂和通過網(wǎng)絡途徑銷售竹制品等。未參與竹產(chǎn)業(yè)融合的農(nóng)戶指那些種植竹子和竹筍,但是在利益聯(lián)結上只是個人傳統(tǒng)的種植和銷售方式,同時收入與竹產(chǎn)業(yè)衍生經(jīng)濟沒有關系;以及沒有種植竹子和竹筍,收入與竹產(chǎn)業(yè)衍生經(jīng)濟也沒有關系的農(nóng)戶;②農(nóng)戶家庭人力資本情況。本研究界定的家庭人力資本包括3個維度,分別是戶主的人力資本情況、家庭成員中教育程度最高成員的人力資本情況和家庭成員整體的人力資本情況。絕大多數(shù)學者在研究農(nóng)戶的人力資本時,都直接使用戶主的人力資本指標,原因是認為戶主是家庭的主要決策者,但是隨著家庭觀念的開放和包容,農(nóng)村家庭決策越來越趨向民主化,因此,不能只考慮戶主的人力資本水平,要綜合考慮家庭人力資本的拔高水平和整體水平。人力資本指標應該考慮上述提出的3個維度[22]。另外,人力資本的具體衡量指標一般包括接受正規(guī)教育的年限、在職培訓情況以及自評健康狀況等。鑒于自評健康狀況指標的內(nèi)生性太強[23]等原因,本研究沒有考慮這一指標。結合數(shù)據(jù)的可獲得性等因素,本研究中人力資本指標采用戶主接受正規(guī)教育年限、戶主是否接受過農(nóng)業(yè)相關技能培訓、除戶主外其他家庭成員中最高教育年限、除戶主外其他家庭成員參加過農(nóng)業(yè)培訓的人數(shù)等4個指標來表征。③產(chǎn)業(yè)融合與人力資本的交叉項也是本研究的核心解釋變量。
3.2.3 控制變量 控制變量包括戶主特征、家庭特征以及地區(qū)變量。戶主特征包括戶主年齡和戶主是否當過村干部2個指標;家庭特征考慮了家庭的社會資本、資源稟賦情況,分別用家庭關系網(wǎng)絡規(guī)模、家庭勞動力人數(shù)、家庭經(jīng)營的耕地和林地規(guī)模、家庭的交通便利程度等指標來衡量。另外,引入了安吉和臨安的地區(qū)變量,控制安吉和臨安的地區(qū)影響。具體變量的含義和賦值見表1。
表1 變量的含義、賦值及變量性質(zhì)Table 1 Meaning, assignment and properties of variables
根據(jù)式(1)和式(2)建立模型一和模型二。模型一包括6個回歸結果(A、B、C、D、E、F),A表示未引入“除戶主外其他家庭成員中最高教育年限”和“除戶主外其他家庭成員參加過培訓的人數(shù)”2個指標,B表示未引入“戶主受教育年限”和“戶主是否參加過農(nóng)業(yè)技能培訓”2個指標,C表示人力資本的4個指標全部引入,D表示未引入“除戶主外其他家庭成員中最高教育年限”和“除戶主外其他家庭成員參加過培訓的人數(shù)”2個指標,E表示未引入“戶主受教育年限”和“戶主是否參加過農(nóng)業(yè)技能培訓”2個指標,F(xiàn)表示人力資本的4個指標全部引入(表2)。農(nóng)戶人力資本情況,不僅考慮了戶主的人力資本,還考慮了家庭人力資本的拔高水平和整體水平?;貧w方程的擬合系數(shù)(R2)顯示:戶主和家庭整體的人力資本都考慮后,模型的擬合效果更好。同時,從回歸系數(shù)來看,如果只考慮戶主的人力資本或者只考慮家庭整體的人力資本,那么被單獨考慮的人力資本因素對收入的影響作用會被高估。另外,考慮到4個人力資本指標同時進入模型會引起多重共線性問題,因此對解釋變量做了多重共線性檢驗,結果顯示:回歸結果C和F的方差膨脹因子的平均值分別為1.72和2.03,最大值分別為3.91和2.86,說明解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性。因此,本研究主要參考回歸結果C和F對回歸結果進行解釋。
表2 模型一的回歸結果 (不含交互項)Table 2 Regression results of model 1 (excluding interactions)
在“家庭人均純收入的對數(shù)”為因變量的回歸結果中,是否參與竹產(chǎn)業(yè)融合指標在3個結果中均通過了顯著性檢驗,且系數(shù)為正,說明參與竹產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)戶增收具有促進作用,而且這一作用是穩(wěn)健的?;貧w結果顯示:參與了竹產(chǎn)業(yè)融合的農(nóng)戶比未參與的農(nóng)戶,人均純收入增加約1.60%,部分驗證了假說①。體現(xiàn)農(nóng)戶人力資本情況的4個指標在回歸結果C中均通過了顯著性檢驗,且系數(shù)均為正,說明家庭人力資本的提升,不論是通過正規(guī)教育方式,還是通過農(nóng)業(yè)技術培訓方式,均具有增收效應?;貧w結果顯示:戶主和其他家庭成員中受教育程度最高者的教育時間每提高1 a,人均純收入增加約0.15%。接受過培訓的戶主比未接受過培訓的戶主,以及除戶主外其他家庭成員中參加過農(nóng)業(yè)培訓的人數(shù)每增加1人,人均純收入增加約0.18%。部分驗證了假說②。
控制變量中,戶主是否當過村干部、家庭關系網(wǎng)絡規(guī)模、家庭勞動力人數(shù)和非農(nóng)就業(yè)人口占比等變量通過檢驗,且系數(shù)為正,說明當過村干部、家庭關系網(wǎng)較大、家庭勞動力人數(shù)較多以及家庭成員中非農(nóng)就業(yè)人口比例較大對增收能起到促進作用。家庭經(jīng)營的林地規(guī)模通過檢驗且系數(shù)為負,可能是工資性收入和經(jīng)營性收入等非農(nóng)收入,已經(jīng)成為安吉和臨安竹產(chǎn)業(yè)發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的主要收入來源,而林業(yè)經(jīng)營投入時間的增加會限制農(nóng)戶的非農(nóng)收入獲取。
以基尼系數(shù)為因變量的回歸結果可知:農(nóng)戶參與竹產(chǎn)業(yè)融合指標在回歸結果D和F中,均通過了顯著性檢驗,且符號為負?;貧w結果F中的回歸系數(shù)顯示:參與竹產(chǎn)業(yè)融合農(nóng)戶的基尼系數(shù)比沒有參與的農(nóng)戶要小約0.006,說明參與竹產(chǎn)業(yè)融合能夠抑制農(nóng)戶之間的收入差距。至此假說①得到全部驗證。人力資本指標中,除了戶主是否接受過農(nóng)業(yè)技能培訓指標沒有通過顯著性檢驗之外,其他3個指標包括戶主受教育年限除戶主外其他家庭成員最高受教育年限以及除戶主外其他家庭成員接受農(nóng)業(yè)技能培訓的人數(shù),均通過了顯著性檢驗,且系數(shù)均為負,說明家庭人力資本的提升有利于縮小收入差距。至此假說②全部被驗證。
控制變量中,戶主是否當過村干部、非農(nóng)就業(yè)人口占比和家庭關系網(wǎng)絡規(guī)模3個變量通過顯著性檢驗,且系數(shù)均為負,說明這3個指標在收入高低不同的農(nóng)戶中,促進農(nóng)戶收入增加的作用程度存在差異,在高收入農(nóng)戶中的增收作用低于在低收入農(nóng)戶中的增收作用,因此這3個指標能起到了縮小收入差距的作用。
模型二在模型一的基礎上引入了農(nóng)戶參與竹產(chǎn)業(yè)融合與人力資本指標的交互項,得到2個回歸結果(表3)??紤]到原變量與交互項之間可能存在較強的相關性,因此進行了中心化處理,即將相關變量減去均值。處理后2個回歸結果的解釋變量,其方差膨脹因子的平均值分別為2.72和1.97,最大值分別為3.88和3.39,說明處理后解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性。
表3 模型二的回歸結果 (含交互項)Table 3 Regression results of model 2 (including interactions)
在以因變量為家庭人均收入和基尼系數(shù)的回歸結果中,是否參與竹產(chǎn)業(yè)融合變量分別通過了0.01和0.05的顯著性檢驗,且回歸系數(shù)的符號與假說一致,說明參與竹產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)戶的增收作用和對農(nóng)戶之間收入差距的抑制作用是穩(wěn)健的。衡量人力資本的4個指標中,除戶主外其他家庭成員參加過農(nóng)業(yè)技能培訓人數(shù)指標對基尼系數(shù)的影響未通過檢驗,其余3個指標在2個結果中均通過了檢驗,回歸系數(shù)的符號與假說一致,進一步證明了人力資本指標的增收作用和對收入差距的抑制作用是顯著的。再看4個交互項,在以因變量為家庭人均收入和基尼系數(shù)的回歸中,都是交互項“參與產(chǎn)業(yè)融合×戶主受教育年限”和“參與產(chǎn)業(yè)融合×除戶主外其他家庭成員最高受教育年限”通過了顯著性檢驗,在以因變量為家庭人均收入的結果中,2個交互項的回歸系數(shù)均為正,在以因變量為基尼系數(shù)的結果中均為負,與假說③的分析一致。但是另外2個交互項“產(chǎn)業(yè)融合×戶主是否參加過農(nóng)業(yè)技術培訓”和“產(chǎn)業(yè)融合×除戶主外其他家庭成員接受技能培訓人數(shù)”未通過顯著性檢驗??赡苁寝r(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)融合往往是一個復雜的決策過程,農(nóng)業(yè)技能培訓只是增加農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)銷售等技能,而正規(guī)教育是對人的綜合學習能力的培養(yǎng)。因此,在參與竹產(chǎn)業(yè)融合發(fā)揮增收作用和抑制收入差距作用的過程中,戶主受教育年限和其他家庭成員中的最高受教育年限2個指標起到了增強性的調(diào)節(jié)作用,而戶主和家庭成員參與農(nóng)業(yè)培訓情況的指標沒有起到顯著的調(diào)節(jié)作用。
本研究通過理論和實證分析,說明了參與竹產(chǎn)業(yè)融合和人力資本投資能夠提高竹農(nóng)的收入水平,并縮小農(nóng)戶之間的收入差距;人力資本衡量指標中,戶主的正規(guī)教育年限和除戶主外其他家庭成員的最高教育年限2個指標,在參與竹產(chǎn)業(yè)融合影響農(nóng)戶收入過程中具有調(diào)節(jié)效應,但是戶主和家庭成員接受農(nóng)業(yè)技能培訓情況的指標沒有起到顯著的調(diào)節(jié)作用。說明發(fā)展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合具有一定資源、產(chǎn)業(yè)或者文化優(yōu)勢的地區(qū),應該鼓勵農(nóng)戶參與產(chǎn)業(yè)融合,以促進農(nóng)戶的生活得到改善,促進農(nóng)村的和諧發(fā)展,進而有助于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實現(xiàn)。
產(chǎn)業(yè)融合是一個相對復雜的決策過程,單單通過農(nóng)業(yè)技能培訓來加強產(chǎn)業(yè)融合的增收作用效果可能較差,因此要努力提高農(nóng)戶的正規(guī)教育水平,以提高其綜合能力。但是正規(guī)教育無法在短期內(nèi)使農(nóng)戶收入有較大幅度提高,因此要同時發(fā)揮農(nóng)業(yè)技能培訓的作用,充分考慮兩者的互補作用[22]。同時注意家庭人力資本水平包括3個維度,不能只關注戶主的人力資本水平,而忽視其他家庭成員的人力資本特征對家庭決策的影響。
由于竹資源和其他山區(qū)資源的景觀和環(huán)境優(yōu)勢,在發(fā)展縱向產(chǎn)業(yè)融合的同時,要促進橫向產(chǎn)業(yè)融合即橫向功能拓展。根據(jù)浙江省安吉縣和臨安區(qū)的經(jīng)驗,發(fā)展鄉(xiāng)村旅游、康養(yǎng)民宿等形式的功能拓展型產(chǎn)業(yè)融合,既能保護環(huán)境節(jié)約資源,又具有良好的增收效果。