Re-understanding the Administrative Division of China: A Typological Analysis Based on the "Institution-Function" Framework
-
摘要:
行政区划是国家治理的重要空间载体与政策工具，但其概念本身的模糊性及其内涵构成的异质性在理论上始终未得到充分的厘清。从政治学与行政学视角出发，将“机构”与“功能”视为理解行政区划的两种关键要素，并在此基础上构建“机构—功能”框架。该框架从政区是否设有一级政府以及是否行使特定行政管理功能两个角度，区分出主行政区划、辅行政区划、准行政区划与类行政区划四种类型。不同类型的行政区划作为政策工具有其各自的优势和劣势，其中主行政区划构成了国家治理的基本单元，其他三类行政区划则基于不同的治理情境设立，根本作用在于缓解主行政区划刚性与国家治理柔性之间的冲突，其空间视角有助于实现国家治理的有效与稳固运行。
Abstract:Administrative divisions are important spatial carriers and policy tools for state governance. However, the inner ambiguity and heterogeneity of the concept itself haven't been fully clarified so far. From the disciplinary perspective of politics and public administration, "institution" and "function" are defined as two key factors to understand the administrative division of China. Based on whether a formal government is set and whether specific function is performed, four different types of administrative divisions can be distinguished, which include major administrative division, complementary administrative division, quasi-administrative division, and semi-administrative division. Each type of administrative division has its advantages and disadvantages. In general, major administrative divisions constitute basic units of state governance, while the other three types of administrative divisions are set for specific purposes and help alleviate conflicts between the rigidity of major administrative divisions and the flexibility of governance practice, which ensures the effective operation of state governance.
-
一. 问题的提出
中国全面脱贫后，贫困治理战略和目标从消除绝对贫困向缓解相对贫困转变[1]。党的二十大报告指出“要增强脱贫地区和脱贫群众内生发展动力”。根据国家统计公报数据，2013—2023年中国20%农村最低收入者的收入在总收入中占比从5.7%降至4.4%，20%最高收入人群的收入占比从42.3%增至45.9%，高收入组与低收入组的差距由7.41倍增至10.32倍，发展不平衡不充分的矛盾突出，相对贫困治理问题严峻。新型农村集体经济在阻隔贫富差距代际传递方面发挥了重要作用，是有效缓解相对贫困的重要驱动力[2-4]。新型农村集体经济既可承接大规模、高强度政府资源的集中投入，也可增加农村集体的内部积累，塑造更长效的市场化减贫机制。因此，深入研究发展新型农村集体经济对相对贫困治理的促进作用及影响机制，具有重要的现实意义。
近几年，学界对于新型农村集体经济与相对贫困治理的关系进行了深入研究。从研究内容看，多聚焦于发展历程[5-7]、作用机制[2, 8-10]和现实问题[11-12]等。随着国家扶贫战略的推进，大量治理资源使得集体经济逐渐恢复生机, 未来可能会成为推动相对贫困治理的坚实支撑[5]。例如, 在脱贫攻坚过程中，全国贫困村建设的上万个村级光伏电站为村集体经济发展打下了良好基础[13]。赵德起和沈秋彤认为，农村集体经济通过产权、市场化、规模化和现代化四种核心要素形成相互作用的综合发展机制，有效提高了农户财产性、工资性以及家庭经营性收入水平，增加了农户集体资产收益[14]。杨博文和牟欣欣提出，实现规模化生产、提高城镇化水平、向社会主义过渡的组织形式、优化分配关系和改革劳资关系等，是农村集体经济能够促进贫困治理的重要途径[15]。田世野和李萍审视了新型农村集体经济在基本属性、组织结构、社会功能等方面的中长期发展趋向和新规律，将贫困治理目标聚焦于消除社会排斥、促进社会平等包容、建立解决相对贫困的长效机制[16]。而胡凌啸和周力研究发现，在集体经济繁荣的乡村，农户的客观相对贫困得到显著改善，但主观相对贫困呈现恶化趋势[17]。从研究方法看，以理论分析[2, 12, 18]与案例研究[19-21]为主，其中实证研究多主张采用居民人均收入的一定比例(如中位数的40%、50%、60%)作为衡量相对贫困的标准，并提出该比例应依据经济发展水平灵活调整[22]。从研究区域看，主要集中于集体经济发展较好的东部沿海地区[20, 23]；而相较于东部沿海发达地区，中西部农村地区缺乏集体经济的发展空间[24]。将在东部沿海地区行之有效的集体经济改革推广到中西部后并未取得预期的效果，反而产生了大量偏离政策目标的非预期后果[25]。
综上，既有研究较为集中于关注新型农村集体经济发展本身及其影响因素，针对其发展绩效的讨论与评估明显不足，且多是基于特定情境下的案例分析，实证研究尚不多见，结论的普适性有待提高。鉴于此，本文以湖南、广西和贵州三个中西部省份为区域样本，基于1 066份微观农户调研数据，研究新型农村集体经济发展对相对贫困治理的直接影响及作用路径。本文着重解决两个问题：第一，新型农村集体经济的发展壮大能否促进相对贫困治理？第二，如果新型农村集体经济有助于相对贫困治理，其潜在的作用路径是什么？
二. 理论分析与研究假设
一 新型农村集体经济与相对贫困治理
新内生发展理论是新型农村集体经济促进农户相对贫困治理的理论基础。与传统的内生和外生发展模式相比，新内生发展理论强调村集体内部力量与外部力量的互动[26]。脱贫攻坚时期，国家对农村集体经济的持续投入使得部分地区形成了相当规模的产业基础，这是在贫困治理过程中对农村集体经济发展所进行的阶段性探索。经济社会转型时期，成熟市场经济的生产方式持续冲击小农生产的组织形式和产业结构，催生并促进了新型农村集体经济的发展。作为一种组织化和内生性的贫困治理方式，新型农村集体经济为相对贫困治理提供了现实视域。在新内生发展理论视角下，新型农村集体经济促进小农户相对贫困治理不仅需依赖自身的资源与能力，也要积极引进和整合外部资金、技术及人才。新型农村集体经济不仅是外部资源的被动接受者，还是集体活动过程中重要的参与者和决策者，集体经济成员的参与、共识是实现共同富裕发展目标的重要因素。得益于集体经济的经济性和社会性重塑，村集体通过引进外部资金、管理、技术等要素，盘活村内集体资源与资产，向农户提供生产服务、经营协作等支持，使得许多缺乏外出务工能力的边缘群体能够在集体产业中实现非农就近就业，有效提升收入水平。同时，新型农村集体经济有益于实现农村相对贫困治理中更为重要的“扶贫先扶志”，避免农户患上“福利病”，充分激发其持续脱贫的动力和决心。对于小农户而言，在外部协助下通过自身努力实现发展是贫困治理的最终目的[27]。对于新型农村集体经济组织而言，通过盘活农村闲散资源(如闲置林地资源、废弃宅基地等)，突破集体产权虚置、成员收益分配权缺乏保障的困境，增强资源配置的灵活性[28]，将小农重新组织起来，走合作化集体化发展道路，既能协助小农户克服自身难以独立解决的困难，深入推进小农户与现代农业发展有机衔接[29]，又能把握契机实现自身发展。
共同富裕是解决相对贫困的总目标[30]，发展新型农村集体经济能够有效缓解相对贫困，扎实促进共同富裕[31]。新型农村集体经济是集体所有制的新经济关系和新实现形态，是农业稳定、农村繁荣发展的基石，是共同富裕的物质基础和制度保障。只有发展集体经济，才能确保基本经营制度不被虚化，才能确保公有制在农村的主体地位，才能确保“先富”与“共富”政策的有效结合，才能实现农户的共同富裕。新型农村集体经济在推动相对贫困治理、提升内生创富能力和维护农户利益方面均发挥着关键作用。一是具有利益共同体属性。新型农村集体经济的生产资料属集体所有，其发展成果也理应由集体共享。新型农村集体经济对集体资产进行股权量化，以特殊法人身份参与市场活动，以正式的契约形式明确各方主体的权利和义务。明确的资产分配有效维护了个体的权益，加之规范的决策、监督及分配机制的建立，将农户融合为一个利益共同体。同时，以优化资源配置为基础，沟通资本、资源和要素的城乡对接，聚集新要素和构建新动能，能够促进产业兴旺和增强集体经济的造血功能，增强乡村治理的“硬核”能力[32]。二是内生创富机制。相对贫困治理的关键和核心竞争力在于提升人力资本。新型农村集体经济是一所培育贫困人群人力资本的大学校[10]，可有效整合农村内外部的人力资源，提高贫困群体的综合素质。同时，新型农村集体经济能够优化资本结构、股权设置、收益分配等机制，创新劳动参与方式，维护集体和成员的合法权益，增强其内生动力和可持续发展能力，加快共同富裕的进程。三是以农为本。实现和维护成员利益是农村集体产权制度改革背后逻辑的出发点，也是新型农村集体经济高质量发展和助力相对贫困治理的根本前提。农户利益的实现程度和维护方式决定着新型农村集体经济在农村经济中的发展轨迹和有效作为。而坚持农户主体地位和作用，调动其积极性、主动性和创造性，不断提升其获得感、幸福感，能够有效缓解主观相对贫困。可以说，发展农村集体经济与促进相对贫困治理一脉相承[33]。据此，提出本文研究假设1：
H1 新型农村集体经济对相对贫困治理具有促进作用。
二 新型农村集体经济促进相对贫困治理的作用机制
新型农村集体经济模式旨在通过集体的力量来推动农村地区的整体发展。这一模式强调集体成员之间的合作与共享，并通过资源的整合优化了农业结构。此外，它将个体农户的生产活动融入集体经济的运作，不仅提供了更多的就业机会，还增强了村庄的经济活力。这种模式的实施为农村社会治理体系的建设和完善提供了基础条件，同时也激发了广大农户参与乡村建设的热情。因此，本文从产业兴旺和高效管理的角度探讨新型农村集体经济如何通过提高经营性收入、增加财产性收入、创造非农就业机会以及培育家庭持久脱贫信心等方面来缓解相对贫困问题(如图 1所示)。
1 经营性收入
创新发展新型农村集体经济促进产业兴旺主要体现在现代农业的“三个体系”。一是现代农业的生产体系。通过整合利用农村的各方面资源，新型农村集体经济能够推动农业规模化种养生产和经营，优化农业供给结构，实现集体化生产，深化分工协作，降低生产成本和实现规模报酬，增强农户抵御风险的能力，提升农业供给能力。二是现代农业的产业体系。新型农村集体经济有利于资本积累和资本集中，驱动益贫性农业和产业实现高质量发展，激发造血功能和内生动力，提升农业生产效率和三产融合发展质量，打通内循环，增强农产品供给水平，夯实乡村振兴的产业基础[34]。三是现代农业的经营体系。通过提升农户组织化水平和发展水平，新型农村集体经济可以培育市场经济新主体，如高质量农业合作社或家庭农场，带动农户发展乡村特色产业，也可引进现代农业企业参股经营，以实现产业化、集约化和市场化经营，激发农村经济效率与活力。对于建构面向小农户的社会化服务体系，集体经济具备突出的地缘和组织优势，可以在衔接小农户和现代农业发展方面发挥重要作用，实现产业兴旺和促进农业高质量发展，夯实乡村共同富裕的经济基础。
2 财产性收入
发展新型农村集体经济是增加农户财产性收入、促进相对贫困治理的关键途径。在2024年6月获得审议通过的《中华人民共和国农村集体经济组织法》明确指出，村集体经济组织成员为户籍(曾)在本村且与本村集体经济组织形成稳定的权利与义务关系，以集体所有的土地为基本生活保障的农村居民。该规定说明，农民能够以入股的方式参与到农村集体经济组织中，从而享受由其带来的财产性收益。通过奠定坚实的物质基础、优化收益分配制度，农村集体经济不仅能提升农户的经济收益，还能有效促进农村社会的均衡发展。一是奠定物质基础。新型农村集体经济发展为农户的财产性收入提供了坚实的物质保障；通过巩固和提升农村集体产权制度改革的成果，实现了生产要素的有效整合和权益的明确划分，从而为集体成员提供了利益分配的依据；标志着传统“形式共有”向现代市场经济中“权利享有”的转变，能够确保低收入农户公平地分享公共资源的收益。此外，集体经济的壮大有效促进了国家项目资源、社会投资以及农村集体资产等村庄公共资源的价值实现，为提升农户的财产性收入创造了重要的物质条件。二是优化分配制度。农村集体经济的公有制特性决定了集体经营产生的收益由全体成员共同享有。新型农村集体经济在合作制的基础上，兼容了股份制的部分属性和特点，实施将“按劳分配”与“按资分红”相结合的分配方法。成员们分享集体资产增值所带来的收益，促进了农户财产性收入的增加。
3 非农就业机会
由务农转移到非农产业，农村劳动力迁移到乡镇、城市或沿海地区，并拥有稳定的非农工作，直接影响农户脱贫的可持续性与相对贫困程度。农村集体经济发展有利于释放农村富余劳动力，构建产业扶贫与就业扶贫体系，逐步消除城乡二元结构。一是集体经济增长的益贫效应可提供就业岗位和空间，如培育当地特色产业，提高就近就业率，拓宽就业岗位，增强相对贫困主体的自我发展能力，进而提高脱贫增收的可持续性。二是集体经济组织能够统筹全村闲置劳动力，就地有序顺利安排农村剩余劳动力，提高资源优化配置效率，实现就地转移后收入、身份和地位的提高。三是集体经济可以扩大社会性流动，实现城乡协调发展，有机地推进“四化同步”；创造更多的就业岗位和创业机会，提供充分的社会保障和均等化的基本公共服务，促进市民化进程；建立城乡要素平等交换关系，提高相对贫困群体持续增收能力，最终实现共同富裕。
4 家庭持久脱贫信心
相对贫困是主观感受的贫困[34]，与心理感觉、主观评价和贫困认知相关。随着相对贫困研究重点转向“扶志”，主观相对贫困逐渐被视为一个独立的研究课题加以探讨[35]。贫困群体的“等靠要”依赖思想、心理落差和不公平感等往往较为严重，由此易导致内生动力和积极性缺乏，甚至出现压力贫困和贫困绝望的负面情绪，导致物质贫困和心理贫困陷入恶性循环，这是未来解决相对贫困治理问题面临的主要困境。而新型农村集体经济能够在精神与心理层面为农户进行双重赋能。一是集体经济给予的精神补给与心理支持。集体经济组织不仅能够提高农户收入，也有较多的财力保障兜底贫困人群的基本需要，通过集体的力量给予其更多的精神补给和心理支持，助力其摆脱被排斥感和被抛弃感。农村集体经济辐射带动了公益事业、教育事业、环保产业的发展，增加了贫困群体的获得感和幸福感，有助于乡村伦理建设。例如，贵港市丹竹镇白马村设置教育股，惠城区水北社区将敬老与股份分红挂钩，增强了村庄的引导力、约束力和凝聚力[36]。二是集体活动涵养的社会认同与心理幸福感。集体活动的开展、集体意识的增强和集体主义观念的涵养，深刻改变着农户的身份观念与对社会关系的认识，能够增强集体荣誉感、物质获得感和精神幸福感，促进乡风文明[34]。
集体经济组织的具体实践和活动，不仅在物质上支持相对贫困治理，更在心理和文化层面上给予农户持久的支持和信心，共同构成家庭持续增收的重要基础。综上，提出本文研究假设2：
H2 提高经营性收入、增加财产性收入、创造非农就业机会、培育家庭持久脱贫信心是新型农村集体经济影响相对贫困治理的重要传导路径。
三. 数据来源与模型构建
一 数据来源与样本描述
本研究所使用的数据源自作者2022年8月至2023年4月在湖南省武冈市与隆回县、广西壮族自治区马山县及贵州省镇远县开展的问卷调查。调研区域位于湘、桂、黔三省交界，受限于地理条件不理想、交通不便及基础设施不足等因素，呈现出经济与社会发展不平衡不充分的特点，在巩固脱贫成果方面面临诸多挑战，成为研究相对贫困治理的重要样本地。调研过程采用调查员与农户面对面交流的方式，问卷内容涉及农户家庭基本情况、家庭资源禀赋情况、参与新型农村集体经济情况、社区环境、政策参与等方面。每户农户的访谈时间均超过30分钟。本次调研共发放问卷1 100份，经过筛查剔除存在前后逻辑不一致及数据缺失严重的无效问卷后，最终纳入研究的有效问卷为1 066份，有效问卷率达到96.90%。
二 计量模型选择与构建
为探究新型农村集体经济与相对贫困治理之间的关系，并验证基于理论分析提出的假说，本文构建计量模型如(1)式所示。由于“家庭人均收入是否在相对贫困线以上”属于典型的二元选择问题，所以利用Probit模型进行回归分析。
Pr( relativepoor i=1)=φ(a0+a1Xi+n∑i=1a2Zi+ε) (1) 其中, Pr(relativepoori=1)为农户家庭人均收入处于相对贫困线之上的概率，Xi为核心自变量, 即农户家庭参与新型集体经济情况，Zi为控制变量, α0为常数项, α1、α2为回归系数, ε是随机干扰项。
根据前文的理论分析，新型农村集体经济可能通过提高农户的经营性收入、增加财产性收入、创造非农就业机会、培育家庭持久脱贫信心等方式对农户相对贫困产生影响。本文主要运用中介效应模型对新型农村集体经济影响农户相对贫困的作用渠道进行验证，具体模型为：
Medii=φ(β0+β1Xi+n∑i=1β2Zi+ε) (2) Pr( relativepoor i=1)=φ(N0+N1Xi+N2Mdeii+n∑i=1N3Zi+ε) (3) 其中，Medii表示新型农村集体经济可能影响农户相对贫困的途径，包括提高经营性收入、增加财产性收入、创造非农就业机会、培育家庭持久脱贫信心。若估计系数β1显著，则表示存在中介效应；若系数N1、N2均显著，则说明存在部分中介效应。
三 变量选择与说明
表 1列示了各变量及其描述性统计情况。
表 1 变量选取与说明维度 变量名称 变量定义 均值 标准差 被解释变量 相对贫困(Y) 家庭人均收入是否在相对贫困线以上？
是=1，否=00.852 0.355 解释变量 参与情况(X) 您家是否参与了新型农村集体经济？
是=1，否=00.860 0.347 机制变量 经营性收入(income1) 经营性收入/家庭总收入 0.013 0.095 财产性收入(income2) 财产性收入/家庭总收入 0.019 0.077 非农就业(employment) 工资性收入/家庭总收入 0.611 0.332 家庭持久脱贫信心(confidence) 您对自己家稳定脱贫且不返贫是否有信心？
没有信心=0，很有信心并能实现=10.820 0.384 控制变量 性别(gender) 男=1，女=0 0.873 0.333 年龄(age) 岁，采用去量纲后的数值 0.535 0.145 民族(ethnicity) 您是哪个民族的？汉族=1，少数民族=0 0.666 0.472 受教育年限(education) 年，采用去量纲后的数值 0.381 0.205 专业技能(skills) 您是否具备专业技能？是=1，否=0 0.125 0.331 健康状况(health) 与同龄人相比，您觉得自身健康状况如何？
非常差=1，比较差=2，一般=3，比较好=4，非常好=50.054 0.089 家庭固定资产价值(assets) 元，采用去量纲后的数值 0.498 0.238 是否担任过干部(cadres) 您是否担任过村干部？是=1，否=0 0.051 0.219 是否外出务工(migrant) 上一年，您是否外出务工？是=1，否=0 0.430 0.495 1 被解释变量
本文被解释变量为调查对象是否相对贫困。现阶段，学术界多将人均家庭收入中位数或均值的一定百分比作为相对贫困线，对相对贫困发生概率进行测量。综合现有文献对相对贫困发生概率的测算结果，本文参考赵红霞等[37]和李梦娜等[38]的研究，选取农村家庭人均收入中位数的60%(8 884.28元，数据为调研所得)作为相对贫困线，将人均可支配收入水平位于相对贫困线以上的农户家庭定义为非相对贫困，否则定义为相对贫困，本次调研样本的相对贫困发生率为14.82%。
2 解释变量
本文设置“您家是否参与了新型农村集体经济”问题来表征农户对新型农村集体经济的有效参与情况。有效参与的判定标准包括是否持续从村集体经济中获得分红、农户家庭成员是否在村集体经济所办的合作社或扶贫车间就业，以及家庭成员是否由村集体介绍工作获得外出就业机会等。
3 机制变量
根据理论分析，选取经营性收入[39]、财产性收入[40]、非农就业[40]、家庭持久脱贫信心[41]作为机制变量。经营性收入、财产性收入与非农就业分别采用“经营性收入占比” “财产性收入占比”与“工资性收入占比”来衡量；家庭持久脱贫信心指调查对象对自己家庭稳定脱贫且不返贫是否有信心。
4 其他变量
为控制其他因素对相对贫困的影响，本文对性别、年龄、民族、受教育年限、专业技能、是否担任过干部、健康状况、是否外出务工、家庭固定资产价值9个变量进行了控制。
四. 实证结果与分析
一 新型农村集体经济促进相对贫困治理的基准回归结果
本研究旨在探究新型农村集体经济是否对相对贫困治理产生了积极影响。表 2展示了新型农村集体经济与相对贫困治理之间关联性的初步分析结果。在列(1)中，未加入任何控制变量，以期清晰地揭示参与新型农村集体经济活动与农户贫困状况改善之间的关系。数据显示，核心变量的系数在1%的水平上显著为正值，表明即使不考虑其他潜在因素，新型农村集体经济依然能够对相对贫困产生积极的效应。列(2)至(4)则逐步引入了一系列关键的控制指标。可见，新型农村集体经济的系数仍保持正值且在1%的统计水平上显著。尤其列(4)显示，当控制住全部其他可能干扰因素时，新型农村集体经济能够促进相对贫困治理提升约3.2个单位。综上所述，H1得到验证，新型农村集体经济对于相对贫困的治理起到了正向促进作用。
表 2 基准回归分析结果变量 (1) (2) (3) (4) Y Y Y Y X 3.163*** 3.159*** 3.162*** 3.231*** (19.55) (19.48) (19.37) (18.58) 性别 -0.046 -0.122 -0.139 (-0.23) (-0.56) (-0.65) 年龄 -0.323 -0.184 0.436 (-0.68) (-0.37) (0.86) 民族 0.001 -0.017 -0.011 (0.01) (-0.11) (-0.07) 受教育年限 0.530 0.495 (1.50) (1.39) 专业技能 0.019 -0.047 (0.08) (-0.19) 健康状况 -0.178 -0.365 (-0.59) (-1.12) 家庭固定资产价值 7.763*** (3.32) 是否担任过干部 -0.088 (-0.33) 是否外出务工 0.562*** (3.07) Constant -1.241*** -1.024*** -1.130** -1.865*** (-9.04) (-2.81) (-2.57) (-4.43) Observations 1 066 1 066 1 066 1 066 F test 0 0 0 0 r2_a 0.630 0 0.630 4 0.632 8 0.658 4 注：* * *p < 0.01, * *p < 0.05, *p < 0.1。下表同。 控制变量中，家庭固定资产价值对相对贫困治理表现出显著的正向影响。家庭资产的增加意味着家庭在经济条件和资源方面更充裕，能有效提升收入水平并改善生活质量，进而降低相对贫困风险。固定资产的增加为家庭提供了稳固的经济基础，有利于长期脱贫。此外，外出务工通过了1%的显著性检验，方向为正。原因是外出务工带来的收入能直接改善家庭经济状况，同时，技能的提升和社会经验的积累也能进一步增大提高收入的潜能。此外，其他自变量(性别、年龄、民族、受教育年限、专业技能、健康状况、是否担任过干部)与处于相对贫困线之上的可能性之间不存在显著关系。这可能是因为这些因素在解释家庭贫困状况方面的作用不够明显，或者受到了其他未考虑因素的干扰。
二 稳健性检验
1 更换计量模型
相对贫困是离散型二值变量，可考虑用Logit模型替换Probit模型进行回归，以此纠正基准回归中Probit模型的估计偏误。回归结果表明，在更换为Logit模型后，新型农村集体经济促进相对贫困治理的结论依旧可靠。
2 替换被解释变量
为避免因贫困线选取标准的不同而引起核心解释变量结果差异，参照罗万云等[42]、马双和林涌[43]的研究，本文将收入中位数的50%作为相对贫困标准线，代入模型后进行稳健性检验, 结果如表 3列(6)所示。在不同标准设置的贫困线下，新型农村集体经济对农户相对贫困的缓解效应的模型估计结果依旧稳健。另外，本文根据2023年中国住户调查数据计算得出2022年农村居民人均可支配收入中位数的60%为10 640.33元，将其作为相对贫困线再次进行稳健性检验，结果依旧稳健，如表 3列(7)所示，表明相对贫困线标准的调整对本研究的估计结果并未产生实质性影响，新型农村集体经济依然显著推动了相对贫困问题的有效治理。
表 3 稳健性检验结果变量 (5) (6) (7) (8) 更换计量模型 替换被解释变量 替换被解释变量 替换解释变量 X 5.919*** 2.569*** 2.407*** (15.38) (12.54) (16.17) X1 2.176*** (6.60) 控制变量 控制 控制 控制 控制 Constant -3.401*** -0.376 -1.515*** -0.031 (-3.92) (-0.72) (-4.61) (-0.08) Observations 1 066 1 066 1 066 1 066 F test 0 0 0 0 r2_a 0.659 1 0.551 6 0.339 7 0.151 2 3 替换核心解释变量
本研究将“您家是否参与了新型农村集体经济？(X)”替换为“您认为你们村集体经济发展状况怎么样？(X1)”，取值“非常差=1，比较差=2，一般=3，比较好=4，非常好=5”，为有序多分类变量，因此将模型更换为Oprobit模型，结果见表 3列(8)。可见，替换核心解释变量后，Oprobit模型估计结果的系数仍显著为正，模型估计的边际效应显著为正，说明在更换核心解释变量后，新型农村集体经济显著促进相对贫困治理的结果依旧稳健。
三 机制检验
1 经营性收入
参与新型农村集体经济可以增加农户的经营性收入，进而缓解农户相对贫困。表 4汇报了新型农村集体经济、经营性收入与相对贫困治理的估计结果。列(9)和列(10)的估计系数均在1%的水平上显著为正，据此可以判定经营性收入是促进农户相对贫困治理的中介变量，即参与新型农村集体经济可以通过增加经营性收入促进农户相对贫困治理。
表 4 影响机制检验变量 (9) (10) (11) (12) 经营性收入 Y 财产性收入 Y X 0.012*** 3.226*** -0.012 3.233*** (3.13) (18.53) (-1.16) (18.60) 经营性收入 1.175** (2.00) 财产性收入 -0.909 (-1.57) 控制变量 控制 控制 控制 控制 Constant -0.008 -1.866*** 0.041*** -1.831*** (-0.43) (-4.44) (2.71) (-4.29) Observations 1 066 1 066 1 066 1 066 r2-a 0.018 0.658 8 0.025 0.659 5 2 财产性收入
表 4列(11)和列(12)汇报了以财产性收入为作用渠道的中介效应模型的回归结果。可见，两个回归结果中财产性收入的系数均不显著，说明本次调研中新型农村集体经济无法通过提高农户财产性收入促进其相对贫困治理。结合调研来看，相较于东部沿海地区，中西部地区的农村集体经济初期投资和运营资金投入不足，经济效益低且分红金额较少，对政府财政资金更加依赖，因此不会对农户相对贫困治理产生明显的影响。
3 非农就业
新型农村集体经济的推进有望吸引外部资金投入本村的制造业发展，同时也能够激励本地人才及留守精英依托地方资源优势，推动乡村旅游和电子商务等产业的发展，从而带动就业机会的增加。为此，本文以工资性收入占比衡量非农就业水平，验证非农就业在新型集体经济发展影响相对贫困治理中的作用机制。表 5列(13)和列(14)的估计结果意味着非农就业在新型农村集体经济影响农户相对贫困治理中发挥了机制作用，即新型农村集体经济发展可以提高非农就业水平，从而促进农户相对贫困治理。
表 5 影响机制检验变量 (13) (14) (15) (16) 带动就业 Y 家庭持久脱贫信心 Y X 0.279*** 3.162*** 2.065*** 2.908*** (10.01) (17.97) (15.75) (13.54) 带动就业 1.133*** (5.30) 家庭持久脱贫信心 1.799*** (8.89) 控制变量 控制 控制 控制 控制 Constant 0.388*** -2.309*** -1.783*** -2.387*** (5.61) (-5.08) (-5.28) (-4.15) Observations 1 066 1 066 1 066 1 066 r2_a 0.171 0 0.683 2 0.325 0 0.758 0 4 家庭持久脱贫信心
家庭持久脱贫信心也是一个不可忽视的方面。表 5列(15)和列(16)的回归结果显示，家庭持久脱贫信心对相对贫困治理产生了显著的正向影响。结合调研来看，新型农村集体经济组织通常具有较强的社会支持网络和合作精神，农户之间的互助和支持能够增强个体的信心。参与集体经济的社交互动和共同发展有助于增强家庭持久脱贫的信心。这些发现进一步支持和验证了本文提出的H2，显示了新型农村集体经济对相对贫困治理的重要促进作用。
四 异质性分析
1 是否为监测户
表 6列(17)和列(18)结果显示，监测户和非监测户均通过了1%水平的显著性检验，方向为正。这说明参与新型农村集体经济对监测户和非监测户而言均能促进其相对贫困治理，且对监测户作用尤为显著。究其原因，相对于非监测户，监测户通常面临的贫困问题更为严重，其经济状况、生活条件较差。因此，新型农村集体经济在改善其经济状况上展现出了更加明显的成效。新型集体经济所带来的收入增加与资源支持，对于经济状况较差的家庭而言，能够实现更为显著的改善。
表 6 异质性分析变量 (17) (18) (19) (20) (21) (22) 监测户(是) 监测户(否) 山地地形(是) 山地地形(否) 自然灾害(是) 自然灾害(否) X 3.977*** 3.071*** 3.318*** 3.312*** 2.964*** 4.045*** (8.80) (15.84) (12.86) (13.13) (13.59) (12.61) 控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Constant -1.946** -1.802*** -1.924*** -2.104*** -2.101*** -1.646** (-2.06) (-3.83) (-3.16) (-3.28) (-3.92) (-2.08) Observations 199 867 553 512 590 476 F test 0 0 0 0 0 0 r2_a 0.832 5 0.605 5 0.681 1 0.649 3 0.614 1 0.754 7 2 是否为山地地形
村庄地形是村庄发展基础的核心特征，是农村集体经济发展的关键影响因素[44]。居住位置海拔高、坡度大、地形起伏度大的农户更容易遭受相对贫困[45]。本文将样本按地形分为山地、非山地两组进行异质性分析，探究在不同地形样本中新型农村集体经济对相对贫困治理的促进作用。表 6列(19)和列(20)显示，不论是否处于山地地形，新型农村集体经济的发展都能显著促进农户相对贫困治理，且对山地地形的农户家庭影响更大。山地地形通常对农户的耕作空间与资源获取形成限制，这使得农业生产面临较大的挑战，产值偏低。新型农村集体经济的发展通过集体合作与资源整合，能够有效缓解地形所带来的局限性，同时改善因市场接入障碍引起的产品流通不畅，从而提高生产效率并促进经济状况的改善。
3 是否曾发生自然灾害
村庄曾发生过自然灾害会提高农户相对贫困指数，自然地理情况恶劣不利于农户相对贫困减缓[39]。集体经济作为农户集体抗衡自然灾害、参与市场竞争的组织, 在改善农业生产条件、手段方面, 发挥了传统体制未能发挥的作用。本文以近三年村庄是否曾发生自然灾害作为分组进行异质性分析。在数据操作层面，对于近三年发生过自然灾害的村庄，赋值为1，否则赋值为0。表 6列(21)和列(22)估计结果显示，无论近三年是否发生过自然灾害，新型农村集体经济发展均可以显著促进相对贫困治理，但在发生过自然灾害的村庄其影响效应较低。原因可能是，在未遭受自然灾害影响的区域，经济环境通常较为稳定，农户能够充分利用新型农村集体经济所提供的资源与机遇；而自然灾害往往导致经济损失及生产中断，从而对农户的经济状况产生不利影响。在未发生过自然灾害的情况下，集体经济的收益和效益能够更为直接、全面地实现。
五. 研究结论与政策建议
一 研究结论
随着产权体系和组织边界逐渐清晰，新型农村集体经济发展能力明显提升，为实现相对贫困有效治理奠定了良好基础。本文基于湘桂黔三省1 066份农户微观调查数据，利用Probit回归检验新型农村集体经济参与对相对贫困治理的作用，并通过更换计量模型、更换相对贫困线和更换解释变量的方式进行了稳健性检验。研究发现，参与新型农村集体经济能有效促进农户相对贫困治理。在作用机制方面，提高经营性收入、创造非农就业机会、培育家庭持久脱贫信心发挥着显著的中介作用，而增加财产性收入未通过机制检验，表明在当前样本中，新型农村集体经济未能通过增加农户财产性收入促进其相对贫困治理。异质性检验中，“是否为监测户” “是否处于山地地形” “是否曾发生自然灾害”，均通过了1%水平的显著性检验，方向均为正，说明上述条件下新型农村集体经济均能有效促进相对贫困治理，且对于监测户、处于山地地形和未发生过自然灾害的农户影响系数更大，影响效果更加明显。
二 政策建议
一是巩固产权制度改革成果，盘活和优化资源配置，壮大农村集体经济。完善发展壮大新型农村集体经济的配套政策，创造本地就业机会。提升多重资源的效率，多元化经营农地或收取管理服务费用，加强农田基础设施建设释放产能和效能。盘活闲置农房和宅基地用于发展新业态，探索经营性收入增收新渠道。充分发掘农村自然资源、文史资源，增强村集体的“造血”能力和内生动力，促进集体经济的可持续发展。
二是依据新型农村集体经济状况，政府每年投入一定的财政资金，帮助农村集体经济实现初期的资金资本积累。欠发达地区要用好政府投入的各项财政扶贫资金、集体经济发展项目资金以及其他涉农资金。政府投入资金目的是要村集体将钱用活用好，用于发展村集体产业项目，提高资金使用效益，实现集体资产的保值增值，保障集体经济的长远发展。
三是关注监测户等低收入群体，避免村集体内部收入差距持续拉大，激化社会矛盾。更好地发挥新型农村集体经济“统”的职能，助推新型经营主体带动低收入农户，完善利益联结机制，让更多低收入群体在产业链条上受益和增收。提供全产业链的社会化服务，扶助和实现小农户与现代农业的有机衔接，促进发展过程和发展成果的共享。实现集体成员共有和支配生产资料，构建现代化的内部治理机制，推动发展民主化、市场化的新型农村集体经济组织。通过集体资产股权量化改革，让低收入群体分享集体经济的股权和收益。
四是聚焦边远山区和自然灾害频发地区，增加农业农村公共财政投入。优化投向农村道路、电力、网络等基础设施以及农村科技、教育、医疗、养老等公共服务的政府支出，提高城乡基本公共服务均等化水平。加大金融扶持力度，设置新型农村集体经济专项基金，整合支农资金，延伸农村服务链条，对优秀的新型集体经济项目采取贴息、奖励、补助、税收等方式予以扶持。提高保险覆盖率，通过补贴降低保险费用，开发针对山区自然灾害的专门保险产品，确保农户和农村集体经济在面对自然灾害时获得基本的保障。
-
表 1 基于“机构—功能”框架划分的四种行政区划类型
行使一般管理功能 行使特定管理功能 设有一级政府 主行政区划 辅行政区划 未设一级政府 准行政区划 类行政区划 资料来源：作者自制。 
下载: 导出CSV
-
[1] 孟贵, 王开泳, 王甫园, 等. 中国行政区划研究30年: 进展、启示与展望[J]. 地理科学进展, 2023, 42(5): 982-997. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-DLKJ202305012.htm [2] 张可云, 李晨. 新中国70年行政区划调整的历程、特征与展望[J]. 社会科学辑刊, 2021(1): 118-128. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-SHKK202101014.htm [3] 王丰龙, 李婧瑜, 刘云刚, 等. 基层治理与准行政区划调整的理论与实践——以海南省农场改"居"为例[J]. 地理科学进展, 2024, 43(2): 262-275. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-DLKJ202402005.htm [4] 周振鹤. 行政区划史研究的基本概念与学术用语刍议[J]. 复旦学报(社会科学版), 2001(3): 31-36. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-FDDX200103005.htm [5] 王丰龙, 刘云刚. 准行政区划的理论框架与研究展望[J]. 地理科学, 2021, 41(7): 1149-1157. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-DLKX202107005.htm [6] 刘君德主编. 中国政区地理[M]. 北京: 科学出版社, 1999. [7] 周振鹤, 李晓杰. 中国行政区划通史·总论: 先秦卷[M]//周振鹤主编. 中国行政区划通史: 第2版. 上海: 复旦大学出版社, 2017. [8] 浦善新, 等. 中国行政区划概论[M]. 北京: 知识出版社, 1995. [9] 靳尔刚, 张文范主编. 行政区划与地名管理[M]. 北京: 中国社会出版社, 1996: 1. [10] 田穗生, 罗辉, 曾伟. 中国行政区划概论[M]. 北京: 北京大学出版社, 2005. [11] 王丰龙, 刘云刚. 中国行政区划调整的尺度政治[J]. 地理学报, 2019, 74(10): 2136-2146. doi: 10.11821/dlxb201910013 [12] 杨龙. 两种国家治理单元的综合使用[J]. 学术界, 2020(12): 79-87. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-SSJI202012007.htm [13] 杨龙. 作为国家治理工具的实体性治理单元[J]. 理论探讨, 2021(3): 150-155. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LLTT202103022.htm [14] 杨龙, 吴涵博. 国家治理的空间建构: 治理单元的设定与运用[J]. 天津社会科学, 2022(2): 40-47. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-TJSK202202005.htm [15] 杨龙. 作为国家治理基本手段的虚体性治理单元[J]. 学术研究, 2021(8): 41-51. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-XSYJ202108006.htm [16] 杨龙. 全域功能区: 一种新的治理单元[J]. 中共天津市委党校学报, 2023, 25(4): 32-41. [17] 杨龙, 吴涵博. 条块结构视角下国家治理单元的选择与运用[J]. 华南师范大学学报(社会科学版), 2022(4): 20-32. http://journal-s.scnu.edu.cn/cn/article/id/55f65def-76e8-41ff-ad28-c4989bb699aa [18] 杨爱平, 郑晓云. 粤港澳大湾区建设中的非实体性治理单元及其运行机制[J]. 理论探讨, 2022(4): 75-82. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LLTT202204009.htm [19] 曹正汉, 王宁. 从矿区政府到地方政府: 中国油田地区条块关系的形成与演变[J]. 社会, 2019, 39(5): 39-79. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-SHEH201905002.htm [20] 中共中央、国务院关于贵州省设市和特区问题的批复[M]//贵州省万山特区地方志编纂委员会编. 万山特区志. 贵阳: 贵州人民出版社, 1993: 607-608. [21] 胡盛仪. 论我国行政特区的特点和意义[M]//刁田丁. 中国地方国家机构研究. 北京: 群众出版社, 1985: 159-166. [22] 吴长林. 谈盟旗行政建制的改革[M]//中国法学会民族法学研究会. 民族法学评论: 第九卷. 北京: 民族出版社, 2012: 296-300. [23] 王德福. 社区行政化与街居治理共同体[J]. 行政论坛, 2019, 26 (6): 84-89. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-XZNT201906012.htm [24] 袁明圣. 派出机构的若干问题[J]. 行政法学研究, 2001(3): 14-19. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-XZFX200103002.htm [25] 邹奕. 检视开发区管理机构的法律性质——基于规范分析的视角[J]. 中南大学学报(社会科学版), 2017, 23(4): 44-52. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZLXS201704006.htm [26] 吴金群. 网络抑或统合: 开发区管委会体制下的府际关系研究[J]. 政治学研究, 2019(5): 97-108. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-POLI201905010.htm [27] 孙学玉, 伍开昌. 当代中国行政结构扁平化的战略构想——以市管县体制为例[J]. 中国行政管理, 2004 (3): 79-87. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZXGL200403024.htm [28] 范晓春. 中国大行政区[M]. 上海: 东方出版中心, 2011: 261-306.
计量
- 文章访问数: 0
- HTML全文浏览量: 0
- PDF下载量: 0
