村莊人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響

劉亭，廖和平，洪惠坤，蔡智聰，謝傳峰，周婷婷

1.西南大學(xué) 地理科學(xué)學(xué)院，重慶 400715；2.西南大學(xué) 精準扶貧與區(qū)域發(fā)展評估研究中心，重慶 400715

中國是一個農(nóng)業(yè)大國,村級集體經(jīng)濟是我國農(nóng)村經(jīng)濟的重要組成部分,發(fā)展壯大村級集體經(jīng)濟是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略總體要求的重要途徑[1-4].黨的二十大報告明確提出,“全面推進鄉(xiāng)村振興”,“鞏固和完善農(nóng)村基本經(jīng)營制度,發(fā)展新型農(nóng)村集體經(jīng)濟”; 2023年中央一號文件指出,“探索資源發(fā)包、物業(yè)出租、居間服務(wù)、資產(chǎn)參股等多樣化途徑發(fā)展新型農(nóng)村集體經(jīng)濟”.村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入是村級集體經(jīng)濟組織的“內(nèi)源性收入”,是衡量村集體經(jīng)濟創(chuàng)收與可持續(xù)發(fā)展能力的重要指標[5].已有許多學(xué)者提出精英或人才是村級集體經(jīng)濟有效發(fā)展的必要條件[6-8].但當前鄉(xiāng)村發(fā)展不充分導(dǎo)致大量農(nóng)村勞動力外流,直接制約了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展進程[9-10].為解決農(nóng)村發(fā)展的人才匱乏難題和加強基層組織建設(shè),2008年中共中央組織部等有關(guān)部門決定,選聘高校畢業(yè)生到村任職工作;《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018-2022年)》提出要加強“三農(nóng)”領(lǐng)域人才隊伍建設(shè),鼓勵社會人才服務(wù)鄉(xiāng)村建設(shè).由此可見,探索人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響及其作用機制具有重要的理論與現(xiàn)實意義.

當前有關(guān)村集體經(jīng)濟發(fā)展影響因素的實證研究主要集中在村級集體經(jīng)濟總收入,對于村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響因素的實證研究仍較少.吳海江[11]研究發(fā)現(xiàn)浙江省有197個村人口數(shù)量對村集體總收入呈負向作用,村物質(zhì)資本、村整體人力資本為正向影響因素.雒柏臣[12]以四川省廣安市前鋒區(qū)94個貧困村為例,發(fā)現(xiàn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是提高村集體經(jīng)濟收入的重要因素,外出務(wù)工勞動力比例、村縣距離和貧困發(fā)生率是制約因素.樓宇杰等[13]提出浙江省金華市有114個村的黨員人數(shù)、政府財政補貼均對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入有顯著正向作用.王海英等[14]基于北京大興區(qū)、山東東平縣、寧夏紅寺堡區(qū)及隆德縣的12個村調(diào)研數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)集體資產(chǎn)利用效率、村莊精英、政府資金與政策支持、農(nóng)戶對于村集體經(jīng)濟組織的認知均對村級集體經(jīng)濟發(fā)展有正向影響.有學(xué)者針對政府財政扶持、大學(xué)生村官、賦權(quán)對村集體經(jīng)濟發(fā)展的影響作了細致研究,但基于人才引進視角的村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響因素的研究有待進一步探討.徐冠清等[15]研究指出中國多數(shù)省份的政府財政扶持對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入具有正向影響,且財政扶持的影響存在區(qū)域異質(zhì)性.張洪振等[16]研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生村官對村集體經(jīng)濟總收入增長有顯著正向作用,且在地處平原丘陵、人口規(guī)模較少或村支書受教育程度較高的村,大學(xué)生村官促進村集體增收的作用更顯著.Yue等[17]基于CRHPS 2017農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù),依據(jù)主成分分析法和社區(qū)社會組織總數(shù)、參與社區(qū)農(nóng)戶數(shù)、社區(qū)培訓(xùn)機構(gòu)數(shù)及參與志愿服務(wù)人數(shù)構(gòu)建了農(nóng)村賦權(quán)水平綜合變量,發(fā)現(xiàn)賦權(quán)實踐會顯著提高村集體總收入、資產(chǎn)總值和資產(chǎn)收入.

貴州省位于我國西南地區(qū),山地丘陵面積占全省面積92.5%,喀斯特地貌廣布,生態(tài)環(huán)境脆弱.2021年貴州省農(nóng)村居民人均可支配收入12 856元,在各省排名中僅高于甘肅省,是中國典型的貧困地區(qū)[18].鑒于此,本文基于貴州省獨山縣69個村2022年問卷數(shù)據(jù),定量解析人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響及其空間異質(zhì)性和作用機制,以期為促進以獨山縣為代表的脫貧縣發(fā)揮人才引進在村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長中的作用、及制定村級集體經(jīng)濟發(fā)展策略提供參考依據(jù).

1 研究區(qū)、數(shù)據(jù)與研究方法

1.1 研究區(qū)概況

獨山縣(25°04′-25°31′N,107°41′-107°55′E)是貴州省黔南布依族苗族自治州(簡稱黔南州)下轄縣,地處云貴高原,位于黔南州最南端(圖1),南與廣西壯族自治區(qū)接壤,北與都勻市、三都水族自治縣相鄰,東與荔波縣交界,西與平塘縣毗鄰,屬于國家級脫貧縣[19-20].全縣總面積2 442 km2,下轄8鎮(zhèn)1街道,65個行政村、20個社區(qū),地形以山地、丘陵為主,地勢北高南低,屬亞熱帶濕潤季風性氣候.獨山縣城鄉(xiāng)發(fā)展差距大,2021年該縣農(nóng)村居民人均可支配收入為14 072元,為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的37.28%.2020年中國第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示,獨山縣常住人口26.42萬人,其中鄉(xiāng)村人口13.75萬人,城鎮(zhèn)化率為47.96%,少數(shù)民族人口占80%.考慮到獨山縣個別社區(qū)數(shù)據(jù)缺失,本文以該縣69個行政村(社區(qū))為研究區(qū)域.

該圖基于國家測繪地理信息服務(wù)局標準地圖服務(wù)網(wǎng)站下載的審圖號為GS(2023)2763號標準地圖制作,底圖邊界無修改.下同.

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)主要包括:① 2022年村級調(diào)查數(shù)據(jù).村級調(diào)查數(shù)據(jù)來源于村級調(diào)研問卷,研究團隊于2023年3-4月開展村級調(diào)研,問卷內(nèi)容主要包括村集體經(jīng)濟收入,如村級集體經(jīng)濟總收入、經(jīng)營性收入和純收入; 人口方面包括引進的人才數(shù)、勞動力人口、不同區(qū)位務(wù)工人口; 產(chǎn)業(yè)方面包括參加合作社的農(nóng)戶數(shù)、村得到的政府幫扶資金、村集體組織是否購買農(nóng)業(yè)政策性保險和村主要發(fā)展產(chǎn)業(yè)等.② 空間數(shù)據(jù).30 m分辨率的土地利用數(shù)據(jù)來源于GlobeLand 30(globallandcover.com),采用ArcGIS 10.7中“分區(qū)統(tǒng)計”工具獲取各村耕地面積; 運用高德地圖網(wǎng)站分別測算各村到鎮(zhèn)政府、縣政府的距離; 30 m分辨率的高程、村行政區(qū)邊界數(shù)據(jù)均來源于中國科學(xué)院資源環(huán)境科學(xué)與數(shù)據(jù)中心,結(jié)合政府官網(wǎng)信息對個別村進行合并處理.

1.3 指標選取

被解釋變量.選取“村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入”作為核心被解釋變量.村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入最大值、最小值分別為120萬元、5萬元,說明各村集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入差異較明顯.

解釋變量.選取“人才引進”作為核心解釋變量.人才引進數(shù)最大值為7人,最小值為0人(37.68%村沒有引進人才),表明各村人才引進數(shù)存在較大差異.

中介變量.農(nóng)民專業(yè)合作社作為一種重要的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體,將零散的小農(nóng)戶組織起來發(fā)展規(guī)?；?、機械化的現(xiàn)代農(nóng)業(yè),有助于推動農(nóng)民增收[21].同時,合作社生產(chǎn)經(jīng)營性收入是村集體經(jīng)營性收入的重要來源,通過土地流轉(zhuǎn)、資金入股等方式加入村集體組織領(lǐng)辦的農(nóng)民專業(yè)合作社的農(nóng)戶越多,則村集體組織領(lǐng)辦的合作社所得到的土地等要素的支持力度就越大,從而推進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入提高[22-25].因此本文提出假設(shè):村引進的人才能夠通過組織更多農(nóng)戶參與村合作社促進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長.

控制變量.本文選取的控制變量集中在人力資源、財政補貼、資源稟賦和產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)等方面.第一,農(nóng)村人口是村集體經(jīng)濟發(fā)展主體,農(nóng)村勞動力大量向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移可能導(dǎo)致村級集體經(jīng)濟發(fā)展主體缺失,故選取勞動力資源和外出務(wù)工農(nóng)戶比例作為人力資源層面的控制變量[26].第二,借鑒相關(guān)研究[15],結(jié)合本文研究區(qū)特點,選取政府幫扶資金作為財政補貼層面的控制變量.第三,村距縣政府、鎮(zhèn)政府越近,交通通達度越高,村集體經(jīng)濟發(fā)展受縣、鎮(zhèn)帶動作用更強[27]; 村人均耕地和村莊面積越廣,村集體生產(chǎn)經(jīng)營性項目發(fā)展空間可能更充足,故資源稟賦層面的控制變量包括村縣距離、村鎮(zhèn)距離、村人均耕地面積和村莊面積4個變量.第四,如果某村發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè),該村集體經(jīng)濟基礎(chǔ)一般較好[28-29]; 村集體經(jīng)濟組織購買政策性農(nóng)業(yè)保險,可以降低自然災(zāi)害對村集體經(jīng)濟帶來的損失,從而對村集體經(jīng)濟發(fā)展可能具有正向影響,故產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)層面的控制變量包括村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級程度和村集體組織有無購買農(nóng)業(yè)保險.為了避免異方差,本文模型中對連續(xù)型變量取對數(shù),各變量描述性分析見表1.

表1 變量定義和描述性統(tǒng)計

1.4 模型方法

1.4.1 基準回歸模型

為檢驗人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響,本文構(gòu)建如下的線性回歸模型:

(1)

其中,lnCJTi表示i村的村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的對數(shù); lnDeci表示人才引進數(shù)的對數(shù);α0表示截距項;a1表示核心解釋變量回歸系數(shù);xi為影響村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的控制變量;bi表示控制變量回歸系數(shù);εi表示隨機誤差項;μi表示地區(qū)固定效應(yīng).

1.4.2 中介效應(yīng)檢驗法

本文借鑒因果逐步回歸法進一步考察人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響機制[30].首先,檢驗人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響; 其次,檢驗人才引進對村入社農(nóng)戶比例的影響; 最后,驗證入社農(nóng)戶比例是人才引進影響村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的重要影響機制.模型設(shè)定如下[31]:

(2)

(3)

(4)

其中,lnWilli表示村入社農(nóng)戶比例的對數(shù),為中介變量;β0、θ0、γ0為截距項;β1為人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響的總效應(yīng)系數(shù);θ1為人才引進對村入社農(nóng)戶比例影響的間接效應(yīng)系數(shù);γ1為人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響的直接效應(yīng)系數(shù);γ2為村入社農(nóng)戶比例對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響的間接效應(yīng)系數(shù).當系數(shù)β1、γ1、θ1均顯著,且系數(shù)γ1<β1時,則村入社農(nóng)戶比例在人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響中存在中介效應(yīng),中介效應(yīng)由(β1-γ1)=(θ1*γ2)計算可得.

1.4.3 地理加權(quán)回歸模型

傳統(tǒng)多元線性回歸模型是對變量均值進行估計,地理加權(quán)回歸(Geographically Weighted Regression,GWR)則考慮了參數(shù)的空間分異性,對每一個觀測的空間單元都進行局部回歸,使自變量與因變量之間的關(guān)系能夠隨著空間位置變化而變化,模型公式為[32-34]:

(5)

其中,yi為i村的因變量; (μi,vi)為i村的地理坐標;β0(μi,vi)為i村的回歸常數(shù);βk(μi,vi)為i村的第k個變量的回歸參數(shù),xik為自變量,k為村莊數(shù)量;δi為隨機誤差.

2 村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入及人才引進空間特征分析

本文使用全局莫蘭指數(shù)(全局Moran’s I)分析地理要素在區(qū)域中總體的空間關(guān)聯(lián)性,采用局部莫蘭指數(shù)(local Moran’s I)探究要素在局部空間的關(guān)聯(lián)程度,Moran’s I取值范圍在正負1之間[35-36].結(jié)果表明,村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的全局Moran’s I指數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入存在較強的空間正相關(guān)性.獨山縣村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入具有明顯的地域差異性,整體呈“中低南北高”格局特征(圖2).村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入較高的村主要分布在下司鎮(zhèn)、麻尾鎮(zhèn)和影山鎮(zhèn),3個鎮(zhèn)高于10萬元村的分別為6個(100.00%)、10個(76.92%)、4個(66.67%),高高集聚區(qū)分布在獨山縣南部; 低低集聚區(qū)分布在中部,其中基長鎮(zhèn)、玉水鎮(zhèn)、上司鎮(zhèn)、麻萬鎮(zhèn)和百泉鎮(zhèn)均有超過55%村集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入低于10萬元; 高低集聚區(qū)位于中部上司鎮(zhèn),低高集聚區(qū)分布在麻尾鎮(zhèn).

圖2 2022年獨山縣69個行政村集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入空間格局及LISA分布圖

人才引進的全局Moran’s I指數(shù)在1%的水平上顯著為正,即獨山縣69個村人才引進在空間分布上具有集聚性,總體呈“南高北低、局部突出”特征(圖3),人才引進的高高集聚區(qū)分布在上司鎮(zhèn)和下司鎮(zhèn),且零散分布在南北部的麻尾鎮(zhèn)、基長鎮(zhèn)和影山鎮(zhèn).較低值的村主要分布在獨山縣北部,其中麻萬鎮(zhèn)、百泉鎮(zhèn)和基長鎮(zhèn)均超過63%的村無人才引進.高低集聚區(qū)分布在百泉鎮(zhèn)、影山鎮(zhèn),低高集聚區(qū)分布在基長鎮(zhèn).對比圖2、圖3可知,人才引進與村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入空間分布上存在一定的重合性,因此本文進一步檢驗人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響.

圖3 2022年獨山縣69個行政村人才引進空間格局及LISA分布圖

3 實證分析

3.1 基準回歸

表2報告了人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響的基準回歸結(jié)果,回歸結(jié)果中各自變量方差膨脹因子(VIF)均小于5,說明自變量之間不存在多重共線性關(guān)系.表2列(1)未加入控制變量,人才引進的回歸系數(shù)為0.469,在1%的水平上差異具有統(tǒng)計學(xué)意義,說明人才引進推動了村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的提高.納入村縣距離、村鎮(zhèn)距離等10個控制變量后,人才引進(X1)對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入在1%的水平上有顯著正向作用〔表2列(2)〕,即人才引進人數(shù)越多越有助于提高村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入.為檢驗脫貧村和一般村的人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的作用是否存在異質(zhì)性,本文將樣本村進行分組回歸.由表2列(3)和列(4)可看出,人才引進對脫貧村集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的提高作用顯著,但對一般村正向作用不顯著.一方面,可能是本文研究區(qū)一般村數(shù)量少,另一方面是脫貧攻堅和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施以來,國家對脫貧村的產(chǎn)業(yè)幫扶和資金幫扶等投入力度相對更大,故人才在脫貧村中發(fā)揮作用更明顯.控制變量中,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級程度(X3)、村莊面積(X9)對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入具有顯著正向影響,村鎮(zhèn)距離(X7)和外出務(wù)工農(nóng)戶比例(X11)存在顯著負向影響; 政府幫扶資金(X5)、村縣距離(X6)、人均耕地面積(X8)、勞動力資源(X10)和購買農(nóng)業(yè)保險(X4)未通過顯著性檢驗〔表2列(2)〕.

表2 基準回歸結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 替換被解釋變量與模型

為檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,首先基于公式(1),分別選取村集體經(jīng)濟純收入(村純收入)、經(jīng)營性結(jié)構(gòu)收入(結(jié)構(gòu)性營收)作為代理變量,替換被解釋變量,結(jié)果顯示〔表3列(1)和(2)〕,人才引進對村集體經(jīng)濟純收入和經(jīng)營性結(jié)構(gòu)收入均在1%的水平上顯著為正,驗證了村人才引進有助于提高村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入.其次,以村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入均值為分界值,對大于、小于分界值的樣本村分別賦值1、0,采用二元Logit模型估算人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響,結(jié)果表明〔列(3)〕,人才引進在1%的水平上提高村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入.第三,根據(jù)均值聚類法將人才引進數(shù)分為3類,運用地理探測器模型估計人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響,結(jié)果顯示人才引進的q值為0.161(p<0.05),證明以上結(jié)論的可靠性.

表3 穩(wěn)健性檢驗

3.2.2 傾向得分匹配方法(PSM)

為排除可能存在的模型設(shè)定偏差等問題對估計結(jié)果的影響[37-38],本文使用傾向得分匹配方法[39]檢驗村有無人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響,檢驗前需對變量人才引進進行二值化處理,即引進了人才賦值為1,無人才引進賦值為0.并選用半徑匹配、一對一匹配和核匹配方法估計人才引進的作用,結(jié)果均顯示人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入提高具有促進作用(表4).對比匹配前的平均處理效應(yīng)值,在匹配之后,人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的平均處理效應(yīng)值由0.535下降至0.367、0.347、0.378,意味著傾向得分匹配消除了其他因素的干擾,計算可知人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的平均效應(yīng)值為0.364,且平均處理效應(yīng)值對應(yīng)的t值均大于1.96,故人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長有顯著正向影響,表明模型估計結(jié)果較穩(wěn)健.

表4 傾向得分匹配估計結(jié)果

3.3 機制檢驗

鄉(xiāng)村人才是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要支撐[40],在促進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長中作用顯著.為檢驗人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長效應(yīng)內(nèi)在機制,本文采用中介效應(yīng)檢驗法分析人才是否通過影響農(nóng)戶參與村合作社行為促進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長,中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表5所示.

表5 影響機制檢驗結(jié)果

表5列(1)首先檢驗了人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的直接作用,結(jié)果顯示人才引進顯著提高了村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入; 列(2)檢驗了人才引進對入社農(nóng)戶比例的影響,結(jié)果表明人才引進對入社農(nóng)戶比例有顯著的促進作用,影響系數(shù)為0.082且在1%的水平上差異具有統(tǒng)計學(xué)意義; 列(3)為第三步檢驗結(jié)果,結(jié)果表明人才引進和入社農(nóng)戶比例同時納入回歸方程后,人才引進和入社農(nóng)戶比例依然顯著,但人才引進的影響系數(shù)明顯降低了(由0.392降至0.224),在總效應(yīng)中占比42.87%,說明中介效應(yīng)存在,這表明人才引進能夠通過影響農(nóng)戶參與合作社行為促進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入提高.

3.4 制約因素分析

為檢驗人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入發(fā)揮正向作用的制約因素,本文根據(jù)村莊面積、村鎮(zhèn)距離和外出務(wù)工農(nóng)戶比例均值對69個村分組,通過分組回歸法考察人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響的異質(zhì)性.由表6可知,在轄區(qū)面積大、村鎮(zhèn)距離遠的村,人才引進顯著提高了村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入; 當村轄區(qū)面積較小、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)較近時,人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的促進作用不顯著.究其原因,村域越廣闊,村生產(chǎn)經(jīng)營性空間越大,越有利于人才通過發(fā)展規(guī)模性生產(chǎn)經(jīng)營項目提高村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入; 村莊面積較小時,產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間受限,不利于引進人才作用的發(fā)揮,由此可知,村莊面積較小是制約人才引進提高村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的重要因素.同時,距鄉(xiāng)鎮(zhèn)較遠的村中83.78%為脫貧村,故其影響機制與脫貧村較類似.從勞動力轉(zhuǎn)移來看,在人口外出務(wù)工比例大的村,人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的支撐作用更明顯.可能的解釋是,村外出務(wù)工人口占比大時,人才發(fā)揮促進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長空間更大; 外出務(wù)工人口比例小的村數(shù)量偏少也可能導(dǎo)致人才作用不顯著,勞動力轉(zhuǎn)移結(jié)果異質(zhì)性值得未來進一步探討.

表6 制約因素分析結(jié)果

3.5 人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響的空間異質(zhì)性

以上分析表明村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入在空間分布上具有集聚性,因此有必要進一步使用GWR模型揭示人才引進影響的空間差異.本文使用自然斷裂法將人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響的回歸系數(shù)進行分類和可視化(圖4),發(fā)現(xiàn)各村的人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響均為正向; 并且人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響存在顯著的空間異質(zhì)特征,回歸系數(shù)總體呈現(xiàn)出由中部向南北層級遞增的態(tài)勢,即人才引進對中部玉水鎮(zhèn)、基長鎮(zhèn)、上司鎮(zhèn)和百泉鎮(zhèn)的村莊影響偏弱,對南北部地區(qū)的村莊影響整體較強.

圖4 人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入回歸系數(shù)分布

具體來看,百泉鎮(zhèn)西北部的擺羅村和巴臺村回歸系數(shù)較大,其他8個村回歸系數(shù)較小.百泉鎮(zhèn)是縣城駐地,受縣城輻射帶動作用明顯,鄉(xiāng)鎮(zhèn)規(guī)模以上企業(yè)有15家,村一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展較好.擺羅村和巴臺村均未引進人才,村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入均低于9.35萬元(總樣本均值12.04萬元).擺羅村入社農(nóng)戶比例為9.20%(總樣本均值為13.19%).巴臺村入社農(nóng)戶比例為22.32%,但外出務(wù)工農(nóng)戶比例為93.16%.其次,百泉鎮(zhèn)3個引進人才的村中,村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入分別為100.00,10.50和8.30萬元,3個村入社農(nóng)戶比例均高于23.00%,但外出務(wù)工農(nóng)戶比例均大于93.60%,回歸系數(shù)小.麻萬鎮(zhèn)各村均未引進人才,村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入均低于11.90萬元,回歸系數(shù)較高,該鎮(zhèn)各村入社農(nóng)戶比例均低于8.10%,主要發(fā)展產(chǎn)業(yè)為農(nóng)業(yè).玉水鎮(zhèn)各村均引進1位人才,但村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入均低于10.05萬元,回歸系數(shù)小,該鎮(zhèn)地理區(qū)位偏遠,經(jīng)濟社會基礎(chǔ)較薄弱,規(guī)模以上企業(yè)為5家,各村主要發(fā)展產(chǎn)業(yè)為農(nóng)業(yè),83.33%(5個)村人口外出務(wù)工比例均高于89.40%(總樣本均值為87.46%),且50.00%村入社農(nóng)戶比例低于9.39%.上司鎮(zhèn)各村均引進了3位人才,上司村、墨寨村、峰洞村的集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入均高于25.00萬元,回歸系數(shù)較高; 上司村為鎮(zhèn)政府所在地,產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展好,外出務(wù)工人數(shù)比例偏低,為82.93%,墨寨村、峰洞村面積較大,入社農(nóng)戶比例均高于13.60%; 北部打羊村、學(xué)莊村和籌洞村的集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入均低于9.10萬元,回歸系數(shù)小,3個村外出務(wù)工人數(shù)占比均高于90.00%,主要產(chǎn)業(yè)為第一產(chǎn)業(yè).基長鎮(zhèn)36.36%(4個)村引進人才,但各村集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入均低于9.10萬元,標準差為1.44,回歸系數(shù)小,引進人才的4個村集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入并不明顯較高,且其外出務(wù)工人口比例較高,均大于88.14%,除了江寨村產(chǎn)業(yè)融合情況較好,其他各村均主要發(fā)展第一產(chǎn)業(yè).下司鎮(zhèn)和影山鎮(zhèn)各村均引進了人才,83.33%(10個)村的集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入高于17.90萬元,回歸系數(shù)高,村入社農(nóng)戶比例較高.入社農(nóng)戶比例低于均值的村,其外出務(wù)工人口比例低于均值.同時,下司鎮(zhèn)各村面積較大,村距鎮(zhèn)中心距離10 km以內(nèi),地理區(qū)位條件好.麻尾鎮(zhèn)各村回歸系數(shù)高,53.85%(7個)村引進人才,其中42.86%(3個)村的集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入高于15.00萬元,57.14%村的入社農(nóng)戶比例大于20.64%,入社比例較低的3個村面積較大,而未引進人才的村莊中,83.33%村入社農(nóng)戶比例低于2.00%,村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入明顯較低.

4 結(jié)論與討論

4.1 結(jié)論

1) 獨山縣人才引進能夠促進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的提高,將村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入替換為村集體經(jīng)濟純收入和村集體經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性經(jīng)營收入后結(jié)果依然穩(wěn)健; 將OLS模型替換為二元Logit回歸、地理探測器模型以及使用傾向得分匹配方法(PSM)進行分析,均證實以上結(jié)論的穩(wěn)健性.村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入同時受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級程度(X3)、村莊面積(X9)的正向作用,且受村鎮(zhèn)距離(X7)和外出務(wù)工農(nóng)戶比例(X11)的負向影響.

2) 中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn),人才引進可以通過提高入社農(nóng)戶比例促進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入提升,中介效應(yīng)占比為42.87%,表明人才直接作用于村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入仍占主導(dǎo).在轄區(qū)面積較大、外出務(wù)工人口比例較大、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)較遠的村或者脫貧村,人才引進發(fā)揮村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長效應(yīng)更顯著.

3) GWR回歸結(jié)果表明69個村人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入均起到顯著促進作用,且不同地域人才支撐作用具有空間異質(zhì)性.

4.2 討論

推進人才振興是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵所在,發(fā)展壯大村級集體經(jīng)濟是促進我國農(nóng)村產(chǎn)業(yè)振興的重要路徑[41].本文探討2022年獨山縣人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響及其作用機制,對獨山縣及類似地區(qū)未來完善人才引進政策、推進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長提供了詳細的科學(xué)參考.根據(jù)研究結(jié)論,可以得到以下啟示:

第一,現(xiàn)階段獨山縣部分村莊集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入較薄弱或尚未引進人才,各村應(yīng)抓住國家實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略機遇,吸引人才到鄉(xiāng)、能人回鄉(xiāng)、農(nóng)民工返鄉(xiāng)服務(wù)鄉(xiāng)村建設(shè),加強農(nóng)村人才隊伍建設(shè),充分發(fā)揮人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入增長的作用.同時農(nóng)村基層干部應(yīng)積極向農(nóng)戶宣傳村級集體經(jīng)濟及其作用,增強農(nóng)戶對農(nóng)村專業(yè)合作社的認知和參與意愿,從而推進村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入提高.第二,正確認識制約人才引進和村集體經(jīng)濟發(fā)展的因素,政府也應(yīng)多關(guān)注非脫貧村或轄區(qū)面積較小、距鄉(xiāng)鎮(zhèn)較近、人口外出務(wù)工比例較小的村,因地制宜地為其制定人才引進等相關(guān)政策,促進這類村莊集體經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)振興.

本研究結(jié)論與張洪振等[16]學(xué)者結(jié)論較一致,不同之處是本文“人才引進”的概念更廣,且被解釋變量“村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入”也不同于“村集體經(jīng)濟總收入”.與已有研究相比,本文的邊際貢獻在于:① 豐富了西南丘陵山區(qū)村域集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入影響因素的實證分析; ② 聚焦村域人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的影響,研究結(jié)果一定程度上真實反映了人才引進對村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入的增長效應(yīng)及其作用機制.本文也存在一些局限,選擇的研究案例為獨山縣69個村,在樣本量代表性上可能存在不足; 受數(shù)據(jù)獲取限制,本文未展開多時序研究.后續(xù)研究中有必要擴大研究區(qū)和樣本量,注意跟蹤收集多個年份村級集體經(jīng)濟經(jīng)營性收入相關(guān)數(shù)據(jù),增強研究結(jié)論的普適性.