我國農(nóng)村居民收入時(shí)空演變規(guī)律及影響因素

【摘" " " "要】文章首先對(duì)我國農(nóng)村居民收入現(xiàn)狀進(jìn)行了分析，2010年以來，我國農(nóng)村居民收入持續(xù)增長且以工資性收入為主，但城鄉(xiāng)居民收入絕對(duì)差距不斷拉大。其次，運(yùn)用stata軟件，計(jì)算我國31個(gè)省份2001—2020年農(nóng)村居民收入全局和局部Moran's I分析時(shí)空演變規(guī)律，發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村居民收入在空間上呈現(xiàn)聚集現(xiàn)象，收入較高的省份主要位于我國沿海地區(qū)，收入較低的省份主要集中在我國西北和西南地區(qū)。再次，運(yùn)用主成分分析方法對(duì)2001—2020年我國農(nóng)村居民收入影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、15～64歲人口占總?cè)丝诘谋戎?、農(nóng)村住戶固定資產(chǎn)投資完成額、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力等因素對(duì)我國農(nóng)村居民收入變動(dòng)影響較大。最后，提出促進(jìn)我國農(nóng)村居民可持續(xù)增收的對(duì)策建議，如提高產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平、加大財(cái)政支農(nóng)力度、加強(qiáng)農(nóng)民專業(yè)技術(shù)培訓(xùn)等。

【關(guān)" 鍵" 詞】農(nóng)村居民收入；時(shí)空演變；影響因素

【基金項(xiàng)目】河北省省級(jí)科技計(jì)劃軟科學(xué)研究專項(xiàng)資助（225576194D）；河北省社會(huì)科學(xué)院國家社科基金預(yù)研項(xiàng)目“多元主體合作博弈視角下以數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)促進(jìn)農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈融合發(fā)展研究”（2021YY15）。

【作者簡介】時(shí)方艷，碩士，河北省社會(huì)科學(xué)院農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究所助理研究員，研究方向：農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。

中圖分類號(hào)：F064.1" "文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

引言

持續(xù)拓寬農(nóng)民增收渠道，解決農(nóng)民增收難題，充分釋放鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略紅利，是開展“三農(nóng)”工作的中心任務(wù)，也是實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)共同富裕目標(biāo)的必然要求。近年來，我國農(nóng)村居民收入取得了長足發(fā)展，但仍面臨諸多問題制約。因此，系統(tǒng)分析我國農(nóng)村居民收入影響因素、全面把握我國農(nóng)村居民收入演進(jìn)規(guī)律，對(duì)拓寬農(nóng)民增收渠道、解決城鄉(xiāng)居民收入差距問題至關(guān)重要（黃祖輝等，2021）[1]。

相關(guān)學(xué)者對(duì)農(nóng)村居民增收的研究主要集中三個(gè)方面：一是農(nóng)村居民可持續(xù)增收影響因素研究，相關(guān)學(xué)者主要從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、財(cái)政金融、土地流轉(zhuǎn)、耕地利用轉(zhuǎn)型、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣等方面進(jìn)行了深入研究（劉永煥，2020；楊歌瑤等，2020；楊建利等，2013；鄒文杰，2015；Burgess等，2005；呂勇斌等，2020；彭克強(qiáng)，2008；黃壽峰，2016）[2-9]。二是農(nóng)村居民收入水平實(shí)證評(píng)價(jià)研究，該領(lǐng)域?qū)W者以省級(jí)數(shù)據(jù)、地區(qū)數(shù)據(jù)或全國數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，深入分析了影響農(nóng)民收入水平提升的因素，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)（曹菲等，2021）[10]、財(cái)政金融助農(nóng)（李艷秋等，2021）[11]、農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)金融支持（溫濤等，2021）[12]、耕地利用轉(zhuǎn)型（盧新海等，2021）[13]、土地流轉(zhuǎn)速度（王能應(yīng)等，2017）[14]等因素會(huì)對(duì)農(nóng)村居民增收帶來影響。三是促進(jìn)農(nóng)村居民可持續(xù)增收的實(shí)現(xiàn)路徑研究，相關(guān)學(xué)者從不同角度分析了實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收的體制機(jī)制與實(shí)現(xiàn)路徑，包括優(yōu)化農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)（張深溪，2021）[15]、發(fā)揮人才特別是鄉(xiāng)村精英的作用（馬薈等，2021）[16]、發(fā)展壯大農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織（謝宗藩等，2021；陳錫文，2022）[17-18]、完善土地流轉(zhuǎn)制度（彭小霞，2022）[19]等。

基于此，本文在實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕背景下，系統(tǒng)梳理2010—2021年我國農(nóng)村居民收入（以農(nóng)村居民人均可支配收入數(shù)據(jù)進(jìn)行分析）現(xiàn)狀并提煉主要特征，全面分析當(dāng)我國農(nóng)村居民收入空間演進(jìn)規(guī)律及影響因素，對(duì)拓寬我國農(nóng)村居民增收空間、明確未來政策選擇方向意義重大。

一、我國農(nóng)村居民收入現(xiàn)狀分析

（一）我國農(nóng)村居民收入持續(xù)增長且實(shí)際增速高于全體居民水平

我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展取得較大成就，經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)，為居民收入水平提升奠定了強(qiáng)大的物質(zhì)基礎(chǔ)。2010年以來，我國農(nóng)村居民收入水平發(fā)生較大變化，農(nóng)村居民收入水平逐年提高，自2010年的6272.4元增加到2021年的18931.0元，增長3.02倍。從我國農(nóng)村居民收入實(shí)際增速情況看，增速最大為2010和2011年的11.4%，增速最小為2020年的3.8%。2010年以來，我國農(nóng)村居民收入實(shí)際增速低于全體居民收入增速的年份為2016年，與全體居民收入增速持平的年份為2017年，其余10個(gè)年份我國農(nóng)村居民收入實(shí)際增速均高于全體居民收入增速。其中，2021年我國農(nóng)村居民收入金額為18931元，實(shí)際增速為9.7%，高于全體居民收入增速（8.1%）1.6個(gè)百分點(diǎn)（圖1）。

（二）我國農(nóng)村居民收入來源以工資性收入為主

2010年以來，我國農(nóng)村居民收入結(jié)構(gòu)也發(fā)生了變化，收入結(jié)構(gòu)由2010年的35.32∶47.48∶2.30∶13.91變化為2021年的42.04∶34.68∶2.48∶20.8。自2015年我國農(nóng)村居民工資性收入占比（40.28%）超過經(jīng)營凈收入占比（39.43%）起，工資性收入已成為我國農(nóng)村居民收入中最重要的來源，其次是經(jīng)營凈收入、轉(zhuǎn)移凈收入和財(cái)產(chǎn)凈收入。其中，2021年我國農(nóng)村居民工資性收入7958元，占比42.04%；經(jīng)營凈收入6566元，占比34.68%；財(cái)產(chǎn)凈收入469元，占比2.48%；轉(zhuǎn)移凈收入3939元，占比20.8%（圖2、圖3）。

（三）我國城鄉(xiāng)居民收入比值不斷縮小但收入金額差距不斷拉大

國際經(jīng)驗(yàn)表明，城鄉(xiāng)收入差距普遍存在，即使是在西方發(fā)達(dá)國家，城鄉(xiāng)居民收入也存在明顯差距，但城鄉(xiāng)居民收入差距可通過直接補(bǔ)貼、價(jià)格支持等方式縮小。從城鄉(xiāng)居民收入相對(duì)差距看，2010年以來，我國城鄉(xiāng)居民收入差距呈下降趨勢(shì)，城鄉(xiāng)居民收入比值由2010年的2.99下降到2021年的2.50。城鄉(xiāng)居民收入金額差距呈擴(kuò)大態(tài)勢(shì)，從2010年的12506.7元擴(kuò)大至2021年的28481元（圖4）。

二、我國省際農(nóng)村居民收入時(shí)空演變規(guī)律研究

（一）我國農(nóng)村居民收入空間關(guān)聯(lián)性分析

我國農(nóng)村居民收入在空間上呈現(xiàn)聚集特征，本文主要對(duì)我國31個(gè)省份2001—2020年農(nóng)村居民收入進(jìn)行排序并劃分為高、中、低三個(gè)等級(jí)（表1）。

由表1可以看出，上海、浙江、北京、天津、江蘇等地區(qū)屬于高收入省份，主要集中在我國東部沿海地區(qū)；黑龍江、河北、重慶、內(nèi)蒙古等地區(qū)屬于中等收入省份，主要集中在我國中部和東北地區(qū)；寧夏、貴州、甘肅等地區(qū)屬于低收入省份，主要集中在我國西北和西南地區(qū)。

從時(shí)空演變特征來看，上海農(nóng)村居民收入始終居于首位；2001年以后，浙江、天津和江蘇等省份農(nóng)村居民收入增長較快，超過了廣東。其中，2011年以來，浙江農(nóng)村居民收入超越北京，緊跟上海；河北農(nóng)村居民收入在2001和2006年屬于高收入省份，而到了2011年以后跌入中等收入省份行列。中等收入省份中，吉林趕超趨勢(shì)較為明顯，2006年以后，吉林一直穩(wěn)居中等收入省份榜首，2011年吉林甚至跨入了高收入省份的行列。低收入省份中，廣西排名一直較為靠前。另外，西藏農(nóng)村居民收入也有了大幅提高，2020年超過新疆、寧夏、山西、青海等省份；近年來，貴州、甘肅等省份農(nóng)村居民收入排名較為靠后。

（二）我國農(nóng)村居民收入空間自相關(guān)分析

1.我國農(nóng)村居民收入全局Moran's I研究?？臻g相關(guān)性檢驗(yàn)主要分析我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入在空間上是否具有相關(guān)性，全局空間相關(guān)性反映的是農(nóng)村居民收入在我國整體的空間分布情況。Moran's I取值一般位于-1～1之間，當(dāng)Moran's I大于0時(shí)，表示不同省份農(nóng)村居民收入存在空間正相關(guān)；當(dāng)Moran's I小于0時(shí)，表示不同省份農(nóng)村居民收入存在空間負(fù)相關(guān)；當(dāng)Moran's I等于0時(shí)，表示不同省份農(nóng)村居民收入在空間上呈隨機(jī)分布。運(yùn)用stata軟件對(duì)我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入與全局Moran's I分析得到表2，2001—2020年我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入Moran's I值均大于0，呈現(xiàn)出正的空間相關(guān)性，Moran's I值均大于0.5，表示存在較強(qiáng)的空間正相關(guān)性。P-value值均為0，通過了1%水平下的正態(tài)分布檢驗(yàn)，說明我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入在其內(nèi)部存在空間自相關(guān)性，即各個(gè)省份之間的農(nóng)村居民收入是相互聯(lián)系的，農(nóng)村居民收入高的省份會(huì)帶動(dòng)周邊省份的農(nóng)村居民收入增長。

2.我國農(nóng)村居民收入局部Moran's I研究。Moran's I散點(diǎn)圖用來衡量我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入的空間差異程度，圖中X軸代表我國31個(gè)省份農(nóng)村居民可支配收入的離差，Y軸代表我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入的空間滯后變量。我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入可分為4種聚集類型：“HH”“LH”“LL”“HL”，第1象限表示某省份自身農(nóng)村居民收入較高，而且周邊省份農(nóng)村居民收入較高（高高）；第2象限表示某省份農(nóng)村居民收入水平較低，而周邊身份農(nóng)村居民收入水平較高（低高）；第3象限表示某省份農(nóng)村居民收入水平較低，且周邊其他省份農(nóng)村居民收入水平也較低（低低）；第4象限表示某省份農(nóng)村居民收入水平較高，但是周邊省份農(nóng)村居民收入水平較低（高低）。其中，第1和3象限表示正的空間自相關(guān)性，第2和4象限表示負(fù)的空間自相關(guān)性。本文選取了2001年、2010年和2020年我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入的Moran's I散點(diǎn)圖進(jìn)行了對(duì)比分析，具體見圖5、圖6和圖7。我國農(nóng)村居民收入位于第1、3象限的省份多余位于第2、4象限的省份，說明各省份內(nèi)部經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正的相關(guān)性。同一象限內(nèi)各省份在地理位置上也互相鄰接，例如北京、天津、河北，浙江、江蘇、上海，貴州、重慶、云南、四川、湖南等地理上鄰接。

如圖7所示，2020年全局Moran's I值為0.56，表示我國31個(gè)省份農(nóng)村居民收入在空間上存在一定的關(guān)聯(lián)性。北京、天津、山東、浙江、江蘇、上海沿海地區(qū)呈現(xiàn)“高高”聚集；安徽、河北等省份被周邊高收入省份包圍，呈現(xiàn)“低高”聚集；位于我國西部地區(qū)的低收入省份，呈現(xiàn)“低低”聚集；廣東等省份呈現(xiàn)“高低”聚集，但被周圍的廣西、湖南、江西等中低等收入省份包圍。

因此，我國農(nóng)村居民收入的空間關(guān)聯(lián)性較為顯著，沿海地區(qū)已形成高收入聚集分布態(tài)勢(shì)，西北、西南大部分中低等收入省份空間上“低低”聚集現(xiàn)象比較突出。

三、我國農(nóng)村居民收入影響因素實(shí)證研究

（一）影響因素模型構(gòu)建

1.指標(biāo)體系設(shè)計(jì)。本文主要從宏觀角度和微觀角度來進(jìn)行數(shù)據(jù)指標(biāo)設(shè)計(jì)，以15～64歲人口占總?cè)丝诘谋戎兀▁1）、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)的比重（x2）、每十萬人口初中及以上學(xué)校平均在校生數(shù)（x3）、第二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（第二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/生產(chǎn)總值）（x4）、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（x5）、農(nóng)村住戶固定資產(chǎn)投資完成額（x6）、農(nóng)地生產(chǎn)能力（x7）、糧食總產(chǎn)量（x8）、有效灌溉面積（x9）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（x10）、農(nóng)作物受災(zāi)面積（x11）、每千農(nóng)村人口衛(wèi)生技術(shù)人員（x12）、每千農(nóng)村人口鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院床位數(shù)（x13）和城鎮(zhèn)化水平（x14）為自變量，以農(nóng)村居民收入（y）為因變量，構(gòu)建指標(biāo)體系（表3）。

2.數(shù)據(jù)來源。本文選取數(shù)據(jù)范圍為2001—2020年，涉及我國農(nóng)村居民收入影響因素的數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。

（二）KMO測(cè)度和球形度檢驗(yàn)

樣本KMO統(tǒng)計(jì)量的值為0.734，大于最低標(biāo)準(zhǔn)0.5，球形度檢驗(yàn)在P=0.000上存在顯著性，代表樣本數(shù)據(jù)通過效度檢驗(yàn)，適用于主成分回歸分析。

（三）主成分提取

由表5可見，第一主成分的特征值為10.484，它解釋了總變量的74.886%，第二主成分的特征值為1.746，解釋了總變量的12.473%，第三個(gè)主成分的特征值為1.155，解釋了總變量的8.25%。且前三個(gè)主成分的特征根均大于1，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到95.61%，故本文中選取3個(gè)主成分。由表6因子負(fù)荷矩陣可知，第一主成分在除x1、x2、x3、x4和x11之外的9個(gè)變量上都存在高于0.8的載荷，第二主成分在x1上載荷較大，第三主成分在x3上有較大載荷。

由表7主成分分析的最終結(jié)果依次寫出3個(gè)主成分的表達(dá)式：

（四）多元線性回歸

以Z1、Z2和Z3為解釋變量，建立被解釋變量Y的多元回歸模型。由表8可見，常數(shù)系數(shù)趨近于0可以忽略，Z1、Z2和Z3的系數(shù)分別為0.295、0.191和-0.071，其sig值分別為0.000、0.000和0.048，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。Z1、Z2和Z3的方差膨脹系數(shù)（VIF）均為1，判斷其不存在多重共線性。最終得到主成分Z1、Z2和Z3與Y的回歸方程為：

R2通常理解為Y被X能解釋的部分，通常用來衡量模型的擬合程度?；诒?和表10，該模型R2值為0.990，即Z1、Z2和Z3與Y之間存在強(qiáng)相關(guān)性。由F檢驗(yàn)可知，F(xiàn)取值為258.713，sig值0.000lt;0.001，表示方程總體通過F檢驗(yàn)，解釋變量總體對(duì)被解釋變量影響較為顯著。

將式（1）、式（2）和式（3）帶入式（4）可得如下回歸方程：

基于式（5）可知，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)的比重（x2）、每10萬人口初中及以上學(xué)校平均在校生數(shù)（x3）和農(nóng)作物受災(zāi)面積（x11）對(duì)農(nóng)村居民收入的彈性值為負(fù)值，分別為 -0.042、-0.014、-0.008，表明這些因素的正向變動(dòng)會(huì)對(duì)農(nóng)村居民收入帶來負(fù)面影響。其余因素對(duì)農(nóng)村居民收入的彈性均為正值，即其余因素都在不同程度上有助于提升農(nóng)村居民收入水平。依據(jù)其對(duì)促進(jìn)農(nóng)村居民收入增加的貢獻(xiàn)程度將其排序?yàn)椋憾⑷a(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/生產(chǎn)總值）（x4）gt;15～64歲人口占總?cè)丝诘谋戎兀▁1）gt;農(nóng)村住戶固定資產(chǎn)投資完成額（x6）gt;農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力（x10）gt;糧食總產(chǎn)量（x8）gt;城鎮(zhèn)化水平（x14）gt;每千農(nóng)村人口鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院床位數(shù)（x13）gt;農(nóng)地生產(chǎn)能力（x7）gt;有效灌溉面積（x9）gt;農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值（x5）gt;每千農(nóng)村人口衛(wèi)生技術(shù)人員（x12）。

四、對(duì)策建議

基于主成分回歸分析結(jié)果，影響我國農(nóng)村居民收入增長的因素涉及城鎮(zhèn)化水平、醫(yī)療衛(wèi)生、投資支持力度、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展、水利設(shè)施建設(shè)、人口年齡構(gòu)成等多個(gè)方面，結(jié)合當(dāng)下我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展態(tài)勢(shì)及農(nóng)村居民增收驅(qū)動(dòng)力，提出如下對(duì)策建議：

（一）深入推進(jìn)農(nóng)村一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，實(shí)現(xiàn)多元價(jià)值

重點(diǎn)發(fā)展科技導(dǎo)向、歷史文化導(dǎo)向、生態(tài)綠色導(dǎo)向、服務(wù)導(dǎo)向等的創(chuàng)意性農(nóng)業(yè)，依托當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生態(tài)文化資源，積極開發(fā)綠色健康產(chǎn)品，孵化休閑農(nóng)業(yè)、創(chuàng)意農(nóng)業(yè)等新興業(yè)態(tài)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)與文化、旅游、康養(yǎng)等的有效結(jié)合。

（二）加大財(cái)政支農(nóng)力度，完善多元化支農(nóng)投入體制機(jī)制

強(qiáng)化政府在財(cái)政支農(nóng)、金融支農(nóng)等方面政策對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的保護(hù)與引導(dǎo)作用，增加農(nóng)村居民在財(cái)產(chǎn)和轉(zhuǎn)移等方面的收入。優(yōu)化對(duì)種糧主體的支持力度和補(bǔ)貼范圍，有效保障糧食生產(chǎn)者的收入水平。完善農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)政策，持續(xù)拓寬保險(xiǎn)范圍，豐富保險(xiǎn)種類，提升對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的保障能力。創(chuàng)新開發(fā)適合農(nóng)村居民的金融產(chǎn)品和信貸政策，引導(dǎo)其參與到理財(cái)投資中來。

（三）結(jié)合各地農(nóng)業(yè)特點(diǎn)，因地制宜加強(qiáng)農(nóng)民專業(yè)知識(shí)培訓(xùn)

積極組織開展科技文化技能等方面培訓(xùn)，圍繞農(nóng)民可持續(xù)增收、農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展等主題，分類分時(shí)對(duì)農(nóng)村新型職業(yè)農(nóng)民和技術(shù)人才展開培訓(xùn)；積極幫助低等收入人群因地制宜開展實(shí)用技能培訓(xùn)，增強(qiáng)勞動(dòng)技能。加強(qiáng)區(qū)域用工合作，加大就業(yè)創(chuàng)業(yè)交流頻次，積極開展就業(yè)創(chuàng)業(yè)幫扶活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力就近就地就業(yè)創(chuàng)業(yè)。創(chuàng)新培訓(xùn)方式，發(fā)揮移動(dòng)終端的作用，通過線上線下相結(jié)合的形式，高效開展技能培訓(xùn)，增強(qiáng)農(nóng)民致富能力。

參考文獻(xiàn)

[1]黃祖輝，葉海鍵，胡偉斌. 推進(jìn)共同富裕：重點(diǎn)、難題與破解[J].中國人口科學(xué)，2021（6）：2-11.

[2]劉永煥. 農(nóng)村三產(chǎn)融合與農(nóng)民增收互動(dòng)機(jī)制研究[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020（3）：108-110.

[3]楊歌謠，周常春，楊光明.農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)村貧困減緩的關(guān)系分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2020，36（5）：81-86.

[4]楊建利，岳正華. 我國財(cái)政支農(nóng)資金對(duì)農(nóng)民收入影響的實(shí)證分析——基于1991—2010年數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)[J].軟科學(xué)，2013，27（1）：42-46.

[5]鄒文杰，蔡鵬鴻. 我國城鎮(zhèn)化對(duì)公共服務(wù)均等化的提升效應(yīng)研究——以重慶戶籍人口為例[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2015，35（5）：15-22.

[6]Burgess R，Pande R.Do rural banks matter？Evidence from the Indian social banking experiment[J].American Economic Review，2005，95（3）：780-795.

[7]呂勇斌，袁子寒，付宇. 村鎮(zhèn)銀行設(shè)立的攀比效應(yīng)和競(jìng)爭效應(yīng)——基于空間probit模型的經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 國際金融研究，2020（10）：55-65.

[8]彭克強(qiáng).財(cái)政支農(nóng)杠桿效應(yīng)的實(shí)證研究：1987—2007[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2008（11）：30-36.

[9]黃壽峰.財(cái)政支農(nóng)、金融支農(nóng)促進(jìn)了農(nóng)民增收嗎？——基于空間面板分位數(shù)模型的研究[J]. 財(cái)政研究，2016（8）：78-90.

[10]曹菲，聶穎. 產(chǎn)業(yè)融合、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與農(nóng)民收入增長——基于海南省縣域面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2021（8）：28-41.

[11]李艷秋，辛立秋，趙孟鑫. 財(cái)政支農(nóng)與金融助農(nóng)促進(jìn)農(nóng)民增收的空間溢出和門檻特征[J].地方財(cái)政研究，2021（10）：65-71+79.

[12]溫濤，王佐滕. 農(nóng)村金融多元化促進(jìn)農(nóng)民增收嗎？——基于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的中介視角[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2021（1）：94-103.

[13]盧新海，王慧，唐一峰，姜旭. 湖北省耕地利用轉(zhuǎn)型對(duì)農(nóng)民增收的空間溢出效應(yīng)研究[J].長江流域資源與環(huán)境，2021，30（7）：1757-1767.

[14]王能應(yīng)，周龍潔.農(nóng)村土地按戶“連片耕種”模式的探索——基于湖北省沙洋縣的調(diào)查[J].黨政干部論壇，2017（7）：44-47.

[15]張深溪. 建立增加農(nóng)民收入的長效機(jī)制問題研究[J].河南農(nóng)業(yè)，2021（27）：49-51.

[16]馬薈，蘇毅清，王卉，周立. 從成員個(gè)體理性到村社集體理性：鄉(xiāng)村精英的作用機(jī)制分析——以S省Y村為例[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2021（4）：119-128.

[17]謝宗藩，肖媚，王媚. 農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織嬗變：嵌入性視角下發(fā)展動(dòng)力機(jī)制變遷[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2021（12）：92-103.

[18]彭小霞. 農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)助推農(nóng)民增收：機(jī)理、問題及實(shí)現(xiàn)路徑[J].理論探索，2021（4）：91-99.

[19]陳錫文. 發(fā)揮農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織在共同富裕中的作用[J].鄉(xiāng)村振興，2022（2）：46-48.

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