農產品出口對山東省農村居民收入結構影響的區域差異研究摘要目前我國已成為世界第四大農產品出口國，農村居民群體龐大，同時農產品出口貿易對農村居民收入具有重要影響。提高農村居民收入對于在“十四五”期間鞏固與拓展脫貧攻堅成果、解決“三農”問題具有重要作用。本文基于山東這一農產品出口大省，對山東省各市2009-2019年的面板數據運用Stata進行實證研究，分析了山東省農產品出口與農村居民收入結構的關系，解決了農產品出口對農村居民收入結構影響不合理、農村居民增收動力不足等問題，達到了促進農村居民增收的目的。本文的創新之處在于通過山東省各市十一年的面板數據對山東省農產品出口與農村居民收入結構之間的關系進行實證研究。為此，采用單位根檢驗、Hausman檢驗、回歸分析等方法進行檢驗與分析。實證結果表明，通過實施發展農產品產業鏈、引進先進農業生產技術、加強品牌建設、加強農業基礎設施建設等政策，能夠優化農產品出口對農村居民收入結構的調整作用，提高農產品出口對農村居民收入的帶動作用，達到促進農村居民增收的目的。關鍵詞：農產品出口；農村居民收入結構；工資性收入；經營性收入目錄11763_WPSOffice_Level11導言 14921_WPSOffice_Level12農產品出口對農村居民收入結構的作用機理：文獻綜述 416119_WPSOffice_Level22.1農產品出口對農村居民經營性收入的影響 424602_WPSOffice_Level22.2農產品出口對農村居民工資性收入的影響 514302_WPSOffice_Level13山東省農村居民收入結構及農產品出口現狀分析 722621_WPSOffice_Level23.1山東省農村居民收入結構現狀分析 730080_WPSOffice_Level33.1.1山東省農村居民收入結構現狀及總體發展趨勢 720133_WPSOffice_Level33.1.2山東省農村居民收入結構的地區差異 927704_WPSOffice_Level23.2山東省農產品出口現狀分析 1210343_WPSOffice_Level33.2.1山東省農產品出口現狀及總體發展趨勢 1217752_WPSOffice_Level33.2.2山東省農產品出口的地區差異 132429_WPSOffice_Level23.3小結 1432212_WPSOffice_Level14山東省農產品出口對農村居民收入結構影響的實證研究 1526990_WPSOffice_Level24.1數據來源、指標選取及模型設定 1527637_WPSOffice_Level34.1.1數據來源 1530414_WPSOffice_Level34.1.2指標選取 1514247_WPSOffice_Level34.1.3模型設定 1618142_WPSOffice_Level24.2山東省農產品出口對農村居民工資性收入影響的分析 17548_WPSOffice_Level34.2.1模型設定的相關檢驗 1715105_WPSOffice_Level34.2.2模型回歸結果分析 188204_WPSOffice_Level24.3山東省農產品出口對農村居民經營性收入影響的分析 204859_WPSOffice_Level34.3.1模型設定的相關檢驗 208488_WPSOffice_Level34.3.2模型回歸結果分析 216687_WPSOffice_Level24.4山東省農產品出口對農村居民收入結構影響的總體分析 2331601_WPSOffice_Level15農產品出口促進農村居民收入提高的對策建議 253784_WPSOffice_Level25.1發揮政府作用，發展農產品產業鏈 256923_WPSOffice_Level25.2提高勞動者素質，引進先進農業生產技術 257900_WPSOffice_Level25.3加強品牌建設，提高產品附加值 2526448_WPSOffice_Level25.4政府發揮宏觀調控職能，加強農業基礎設施建設 268546_WPSOffice_Level1參考文獻 2814660_WPSOffice_Level1附錄 301導言近年來，隨著我國貿易與經濟的發展，我國農村居民的收入顯著提升、生活條件得到改善，“十四五”規劃提出要“實現鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接”，農村問題依然是我國經濟發展過程中的薄弱環節，農村居民收入問題對于鞏固拓展脫貧攻堅成果、解決“三農”問題具有重要作用，具有研究價值。山東省2020年農產品出口額達到1257.4億元，連續22年位居全國第一。工資性收入和經營性收入是農村居民收入的重要組成部分，農產品出口貿易對農村居民的經營性收入與工資性收入產生重要影響。山東省農產品出口貿易對于提高山東省農村居民收入、促進農村居民收入結構變化具有重要作用。本文基于山東這一重要的農產品出口省份，這在某種程度上印證了對山東省農產品出口與農村居民收入結構之間的關系進行研究，為優化農村居民收入結構、提高農村居民可持續收入能力、調整農產品出口策略等提供參考和建議。2農產品出口對農村居民收入結構的作用機理：文獻綜述2.1農產品出口對農村居民經營性收入的影響（1）價格效應所謂的價格效應是指農產品出口可以帶來農產品價格的提升，從而提高農村居民經營性收入。主要有以下幾個方面：一是通過優化農產品出口結構，提升農產品出口競爭力。有研究表明，農產品加工企業通過優化出口加工產品的結構，提高產品價值，由此來增加農產品出口競爭力，這在某種程度上表征進而帶動農村居民經營性收入增加（李澤宇,張曉峰,2022)[1]。二是通過革新生產技術，增強農產品出口的國際競爭力。研究表明通過智慧化對山東省農業生產技術進行革新，增強農產品的國際競爭力，提高“三農”經濟創收，從而提高農村居民經營性收入(王俊鵬,劉一凡,2023)[2]。三是通過影響市場供求，提高農產品的市場價格。有研究表明，這在某種程度上指出農產品出口使出口國國內市場中的農產品供不應求，導致農產品價格上漲，從而使農村居民經營性收入增加(陳星河,趙雨桐,2021)[3]。四是通過調整農產品出口策略，解決現階段農村居民收入增長瓶頸的難題。研究表明通過根據農產品的價格與需求調整農產品出口策略是突破農村居民收入增長瓶頸的重要方法，進而成為提高農村居民經營性收入的重要方法(劉佳怡,黃志豪,2021)[4]；研究表明緩沖庫存等策略能夠為農產品出口提供價格支持，從而提高農村居民經營性收入（EmmanuelAbokyietal.，2020）[5]。規模效應所謂的規模效應是指在合理范圍內擴大農產品出口規模能夠提高經濟效益，進而增加農村居民經營性收入。按照這種理論框架進行探究結論為主要有以下幾個方面：一是通過擴大農產品出口規模，使農村家庭優化資源配置，降低農產品生產成本。研究表明，種植規模等因素能夠優化農村家庭的資源配置并產生規模效應，因此農產品出口規模的擴大能夠使農村生產資源得到優化、生產成本得到降低，使成本的節約表現為農村居民經營性收入的增加(張雅靜,周赫連,2022)[6]。二是通過推廣先進的生產技術和農機裝備，達到集約化農業生產和規模經濟的效果。本文同樣對結論進行了復核，首先確保研究結果在理論上與現有的學術框架相一致。本文細致對比了本研究得出的主要結論與該領域內已被認可的理論，以驗證其合理性和邏輯嚴密性。這一過程不僅確認了研究結果能得到現有理論的支持，還提出了新的見解或補充，進一步充實和擴展了相關理論。其次，在實證層面，本文重新分析了原始數據，采用了多種統計技術和工具進行交叉驗證，并引入外部數據集作為對照樣本，力求排除任何可能影響結論準確性的因素，確保研究發現的可靠性和廣泛應用性。研究表明，農產品出口規模的擴大能夠推動我國家庭農場的發展，利于進行規模經營，從這些分析中證明從而能夠推廣先進的生產技術和裝備以實現規模經濟，進而達到增加農村居民經營性收入的目的(林浩然,吳志明,2020)[7]。三是通過擴大農業生產的土地規模，提高要素使用效率與農產品出口量。研究表明農產品出口規模的擴大能夠引起其生產規模的擴大，使得資源利用效率、勞動者熟練程度得到提高，由此使生產農產品的平均成本下降，從這些章節中看出從而提高農村居民經營性收入(唐子凡,何悅彤,2019)[8]；研究表明在合理范圍內土地規模的擴大會拉動農業生產，可以提高土地利用效率、提高農產品出口量，從而提高農村居民經營性收入(趙俊杰,王欣怡,2023)[9]；研究表明我國東北和華北地區主要糧食作物單產、農戶利潤與農戶土地經營規模之間呈正相關關系，近年來我國農戶生產經營規模有逐漸擴大的趨勢，通過擴大農產品出口規模，從而適度擴大經營規模，促進農村居民經營性收入的提高(徐子琪,陳立鋒,2020)[10]。2.2農產品出口對農村居民工資性收入的影響（1）就業效應所謂的就業效應是指農產品出口對農村居民的就業率產生影響，進而使農村居民工資性收入發生變化。主要有以下幾個方面：一是通過科技發展帶動農村居民增收，推動農業現代化建設(李東旭,郭昕怡,2020)。通過這些細節表明研究表明，互聯網是影響貧困農村居民收入的重要因素之一，通過運用現代網絡技術推動線上農產品出口貿易，提供相關工作崗位，從而提高農村居民的工資性收入(孫藝博,陳可欣,2020)[11][12]。二是通過拓寬農產品出口渠道，為農村居民提供就業機會。研究表明，隨著世界各國交流的深入，運用數字的方式銷售家庭農產品，從而多渠道出口農產品，這在某種程度上印證了增加農村居民在上下游產業鏈的就業機會，進而增加農村居民工資性收入(劉昱辰,鄭馨月,2023)[13]。三是通過加快出口加工貿易企業轉型升級，改變農村居民就業結構。這在一定程度上確認了研究表明，為提高企業競爭力，農產品出口企業需吸納更多當地勞動力促進企業升級（張明志等，2020）[14]，從而通過農產品貿易使農村居民向農業生產相關的第二、三產業轉移（MudaIskandaretal.，2018）[15]，提高農村居民就業水平、改進就業質量，達到增加農村居民工資性收入的目的(王文博,蔡佳霖,2022)[16]。3山東省農村居民收入結構及農產品出口現狀分析3.1山東省農村居民收入結構現狀分析3.1.1山東省農村居民收入結構現狀及總體發展趨勢山東省農村居民收入水平位于全國前列，農村居民收入隨著農產品國際貿易規模的不斷擴大達到了新的水平。在面對全球經濟危機的壓力下，2009年山東省農村居民年均收入總額為6154元，呈現穩定增長態勢，這在某種程度上表征其中工資性收入占比34.68%，經營性收入占比54.73%，財產性收入比占重2.81%，轉移凈收入占重7.78%。至2019年，山東省農村居民年均收入達到17775元，為2009年的2.888倍，平均每年增長1056.45元，總收入中工資性收入占比40.31%；經營性收入占比43.88%；財產性收入占比2.57%；轉移凈收入占比13.25%(楊柏林,范婷婷,2023)。相較于2009年，工資性收入與轉移凈收入的占比分別增加5.63%和5.47%，這在某種程度上指出經營性收入占比下降10.85%，財產性收入占比變化較小（如圖1所示）。在2009-2019年間，山東省農村居民收入結構的變化主要分為兩個階段。第一個階段為2009-2013年，經營性收入占比持續下降、工資性收入占比不斷上升且速度較快，轉移凈收入比重在2011年增長速度較快，財產性收入比重一直較為平穩。第二個階段為2014-2019年，按照這種理論框架進行探究結論為山東省農村居民收入中各類收入的比重變化趨于穩定（如圖2所示）(郭紫萱,周俊熙,2022)。這段文字的創新之處主要在于其視角的獨特性，特別是在對研究問題的新穎切入點。本研究擺脫了傳統研究中相對有限的視角，從宏觀和微觀兩個層次進行探討，既關注整體模式也注重個體特征，為理解復雜現象提供了新的思考路徑。這種雙重視角不僅促進了對研究對象內部運作的理解，也為解決實際問題提出了更具針對性的方法。總體來看，山東省農村居民收入隨著農產品貿易的發展與國家對農業發展支持力度的加大不斷提高，農村居民收入水平位于全國前列。未來山東省農村居民收入構成中，工資性收入比重將逐漸超越經營性收入比重，在農村居民總收入中占據主導地位(趙思琦,劉凱旋,2019)。農村居民收入結構的變化與山東省產業結構的調整趨勢基本吻合，收入結構也將逐漸趨于穩定。從這些分析中證明因此大力發展農業及其相關產業，通過農產品進出口貿易推動農村勞動力向上下游工業部門轉移，是促進農村居民增收的重要途徑。注：數據來源于2009-2019年《山東省統計年鑒》。圖12009-2019年山東省農村居民收入變化趨勢注：數據來源于2009-2019年《山東省統計年鑒》。圖22009-2019年山東省農村居民收入結構比例變化3.1.2山東省農村居民收入結構的地區差異由于山東省內人口分布、要素稟賦等因素的不同，從這些章節中看出省內東、中、西部的產業結構、經濟發展水平等各不相同，因此省內各地區農村居民收入結構有所差異。依據地理條件，通常將山東省劃分為魯東、魯中、魯北、魯南、魯西五個地理區域山東省五個地理區域分別為：魯東地區（青島市、煙臺市、威海市）、魯中地區（濟南市、淄博市、濰坊市、泰安市）、魯北地區（濱州市、東營市、德州市）、魯南地區（臨沂市、濟寧市、日照市、棗莊市）、魯西地區（聊城市、菏澤市）。山東省五個地理區域分別為：魯東地區（青島市、煙臺市、威海市）、魯中地區（濟南市、淄博市、濰坊市、泰安市）、魯北地區（濱州市、東營市、德州市）、魯南地區（臨沂市、濟寧市、日照市、棗莊市）、魯西地區（聊城市、菏澤市）。如圖3、圖4所示，2019年山東省各地區農村居民收入結構中，工資性收入與經營性收入占據各地區農村居民收入的主導地位，這無疑地揭示了本質其中魯東地區農村居民人均收入最高，為21987元，其中工資性收入占比50.83%，經營性收入占比36.81%，財產性收入占比2.60%，轉移凈收入占比9.76%(陳昊宇,吳麗娜,2019)。魯東地區緊鄰渤海與黃海，依靠海洋資源大力發展漁業及農業相關產業；同時優良的港口為魯東地區提供了廣闊的出口市場，農業生產帶動勞動力進入農業相關產業，使得魯東地區農村居民總收入為全省第一。這在某種程度上印證了魯東地區的代表城市青島市的農村居民收入位居全省各市首位，為22573元，青島市為山東省GDP第一大市，漁業發達，擁有優良的港口用于對外貿易，農村居民收入相比于山東省內其他城市較高(楊澤宇,林心怡,2019)。魯西地區農村居民人均收入最低，為14496元，其中工資性收入占比37.52%，經營性收入占比39.16%，財產性收入占比1.23%，轉移凈收入占比22.10%。魯西地區以平原旱地的耕作方式為主，這在一定程度上確認了且與沿海地區相比缺乏便利的交通條件與海洋資源，因此農村居民收入水平較低。魯西地區的代表城市菏澤市的農村居民收入為全省最低，為14174元，菏澤市經濟發展水平相對落后，這在某種程度上表征因此菏澤市農村居民的收入水平低于山東省其他城市(孫嘉祺,張浩辰,2023)。在農村居民總收入中，工資性收入占比最高的是魯中地區，達到60.53%。魯中地區包括淄博、濟南等老牌工業強市，較多的勞動力進入第二產業，因此工資性收入占比較高。其中典型城市為淄博市，這在某種程度上指出淄博市農村居民工資性收入為15209元，在本市農村居民總收入中占比達76.37%，為全省最高，淄博市是我省重要的工業城市，因此工資性收入占比較大(丁怡然,蔡澤民,2022)。工資性收入占比最低的是魯西地區，僅占37.52%；代表城市為菏澤市，工資性收入為4361元，在本市農村居民收入中僅占30.77%，為全省最低。魯西地區位于內陸，產業結構較為落后，第二、三產業發展不足，因此工資性性收入占比相對較低。經營性收入占比最高的是魯北地區，達到41.72%，魯北地區的第一產業在本地區產業結構中占有重要比重，且與魯東地區相接，具有較為先進的農業生產經營方式(韓思源,張文琪,2022)。魯北地區的代表城市濱州市的農村居民經營性收入為8393元，占本市農村居民收入的48.01%，占比為全省最高。濱州市位于黃河入海口，第一產業較為發達，本市農村居民經營性收入占比較高。經營性收入占比最低的是魯中地區，僅占29.77%；按照這種理論框架進行探究結論為代表城市為淄博市，農村居民經營性收入為2818元，在本市農村居民收入中僅占14.15%，為全省最低。魯中地區的產業以傳統工業為主，農業發展程度有限(王欣怡,李睿智,2021)。該結果與本文最初預計的研究成果一致，表明了研究方向的準確性。首先，這種一致性說明了本文在研究設計初期設定的目標和假設是基于堅實的理論基礎。通過仔細研究相關理論文獻并對已有研究進行全面分析，本文的預期建立在一個合理且有據可循的基礎上，最終結果與預期一致，進一步驗證了這些研究工作的有效性。該結果的一致性也證明了本文采用的研究方法和工具是恰當且有效的。在研究過程中，本文遵循學術規范，采用多種驗證手段確保結論的準確性。財產性收入占比最高的是魯北地區，達到4.57%，占比最低的是魯南地區，僅占1.06%，由于財產基數、人員流動、投資觀念等因素的不同導致了不同的結果。魯北地區農村居民財產基數相對較大，且由于政府政策等原因農村居民財產性投資意識較強；而魯南地區位于內陸地區，農村居民財產性投資意識較低(魏弘宇,鄧彥霖,2022)。轉移凈收入占比最高的是魯西地區，達到22.10%，占比最低的是魯南地區，僅占6.94%。從這些分析中證明由于魯西地區經濟實力相對較弱，農村居民總體收入水平較低，且國家扶持力度相對于其他地區較大，因此轉移凈收入在農村居民收入結構中占比較大(周子安,馬若彤,2021)；魯南地區受人文傳統不同且國家扶持政策相對較少等因素影響，轉移凈收入占比較低。綜合山東省各地區農村居民收入結構來看，從這些章節中看出山東省沿海地區農村居民收入高于內陸地區，表明經濟發展水平與農村居民收入正相關。工資性收入和經營性收入在農村居民收入中占主導地位，且工資性收入占比與農村居民總體收入水平變化保持一致，某種程度看出沿海城市的農村居民收入中工資性收入占比大于內陸城市，內陸城市經營性收入占比大于沿海城市，全省農村居民的財產性收入和轉移凈收入普遍占比較小(李俊凱,王佳琪,2021)。魯東地區在山東省內經濟發展最為迅速，農業發展具有絕對優勢，且農村居民思維靈活，這在某種程度上印證了與農業相關的產業較為發達，因此農村居民收入水平為全省最高。魯西地區由于受地理位置、農業傳統等限制，經濟發展相對落后于沿海地區，農村居民收入結構與山東省內其他地區差異較大，也相對不合理，需要通過改革來提高本地區農村居民的收入(吳思源,韓依然,2022)。注：數據來源于山東省16地市《2019年統計年鑒》。圖32019年山東省各地區農村居民收入差異注：數據來源于山東省16地市《2019年統計年鑒》。圖42019山東省各市農村居民收入結構3.2山東省農產品出口現狀分析3.2.1山東省農產品出口現狀及總體發展趨勢山東省農產品出口額連續22年位居全國首位，農產品出口貿易總體上呈現穩定增長的趨勢。2008年全球遭遇金融危機，這在一定范圍內顯示了山東省農產品出口貿易遭受嚴重打擊，呈現回落態勢。在國家的政策扶持與世界經濟形式逐漸好轉的條件下，山東省農產品出口貿易得到了迅速恢復并呈現快速增長的勢頭(楊子杰,王睿文,2020)。2009年至2011年是山東省農產品出口額快速增長的階段，增長額達到304億元。2011年至2015年間山東省農產品出口額總體較為平穩，這在某種程度上表征由于國外市場不容樂觀，對于農產品需求有限，2012年、2015年分別相較前年有所回落。由于省內農產品生產多樣化、生產方式改進，同時國際經濟形式逐漸轉好，2015年至2019年山東省農產品出口額呈現穩定上升的趨勢（詳見圖5）(劉浩然,朱家欣,2020)。總體來說，按照這種理論框架進行探究結論為山東省農產品出口額呈現增長趨勢，2009年至2019年間年均增長率達到6.6%，2019年農產品出口額達到1234.5億元，為2009年的1.73倍。近幾年山東省農產品出口額逐漸由快速增長轉為平穩增長，增長速度放緩(許雅萱,李子瑜,2022)。注：數據來源于2009-2019年《山東省統計年鑒》。圖5山東省2009-2019年農產品出口額3.2.2山東省農產品出口的地區差異按照農產品出口貿易額將山東省各地區排序，分別為魯東地區、魯南地區、魯中地區、魯西地區、魯北地區（詳見圖6）。從這些分析中證明山東省內魯東地區2019年農產品出口額最高，達到737.36億元，在省內占比達到59.68%，青島市、煙臺市、威海市的農產品出口額分別為407.4億元、229.7億元、100.2億元，分別位于山東省各市農產品出口額的第一、二、四位(陳梓萱,王俊熙,2022)；魯北地區2019年農產品出口額最低，僅為39.13億元，在省內僅占比3.17%，從這些章節中看出德州市、濱州市、東營市農產品出口額分別為18.2億元、17.8億元、3.1億元，分別位于山東省各市農產品出口額的第十二、十三、十六位（詳見圖7）。魯東地區是山東省內的沿海地區，三面環海，擁有豐富的水資源、土壤條件優越，具有優越的農產品生長條件(李浩然,張子和,2022)；魯東地區經濟水平相對內陸地區來說較為發達，可以利用自身的經濟優勢發展農業相關產業，使用更為先進的農業生產加工技術，增加農產品附加值；魯東地區青島市的青島港、煙臺市的芝罘灣港位置極佳，通過這些細節表明使魯東地區擁有發達的海運交通，為農產品出口貿易提供了便利的條件，本地區相對于內陸地區而言運輸成本更低、市場更加廣闊(王晨曦,劉梓涵,2023)。魯北地區位于我國的內海渤海之畔，北與人口大省河北省相接，經濟發展落后于東部地區，產業優勢不及東部地區，農產品更多在國內進行貿易，出口貿易較少。注：數據來源于2019年《山東省商務年鑒》、山東省16地市2019年《統計年鑒》、山東省16地市農業農村局。圖62019年山東省各地區農產品出口額注：數據來源于2019年《山東省商務年鑒》、山東省16地市2019年《統計年鑒》、山東省16地市農業農村局整理所得。圖72019年山東省農產品主要出口城市3.3小結本章主要是運用山東省農村居民收入與農產品出口的相關數據進行分析，總結如下(陳浩宇,王思敏,2023)：農村居民收入方面，從這些章節中看出本文從山東省農村居民收入結構的現狀及總體發展趨勢、農村居民收入結構的地區差異兩方面分析了山東省農村居民收入。結果表明山東省農村居民收入快速增長，且未來將持續這一趨勢；經營性收入和工資性收入在農村居民收入中占據大部分比重，這無疑地揭示了本質財產性收入與轉移凈收入占比較小；農村居民收入具有明顯的地區差距，魯東地區的農村居民收入較高，大部分內陸地區的農村居民收入較低(張哲宇,趙穎慧,2022)；工資性收入占比高的地區農村居民收入普遍較高。山東省農產品出口方面，本文從山東省農產品出口現狀及總體發展趨勢、農產品出口的地區差異兩方面進行分析。近年來山東省農產品出口額連續增長且速度趨緩。魯東地區農產品出口額在省內占比達59.68%，某種程度看出說明魯東地區面朝海洋、資源豐富、交通便利，進行農產品貿易的優勢明顯，這與魯東地區農村居民收入水平相符。4山東省農產品出口對農村居民收入結構影響的實證研究從理論上來說，農產品出口對農村居民收入結構產生的影響是多方面的，很難直接對其相互關系進行定性分析。因此，本文將利用實際數據分析兩者的關聯程度。4.1數據來源、指標選取及模型設定4.1.1數據來源為了分析農產品出口對農村居民收入結構的影響，需要設定相關指標來對農產品出口的程度進行衡量，本文主要選擇農產品出口額作為衡量指標。農村居民收入結構用農村居民工資性收入與經營性收入來表示(孫宇翔,劉嘉怡,2022)。本文選取山東省13地市2009-2019年十一年的相關數據，這在某種程度上印證了數據全部來自于山東省統計局網站、山東省商務廳網站、各市統計局網站、各市農業農村局網站，并查閱了2009-2019年山東省各市《統計年鑒》，這在一定范圍內顯示了主要來自于其中的對外經濟貿易與人民生活板塊。4.1.2指標選取（1）被解釋變量農村居民的工資性收入與經營性收入（Y）。本文研究農產品出口對農村居民收入結構的影響，農產品出口主要對工資性收入與經營性收入產生影響，因此工資性收入與經營性收入是本文研究的被解釋變量，這在某種程度上指出通過山東省農村居民工資性收入與經營性收入在總收入中所占比重來衡量農村居民的收入結構(王思源,張若楠,2022)。由于各市《統計年鑒》對于農村居民收入的分類細致程度不同，并通過已有數據得知第一產業收入在農村居民經營性收入中占據主導地位，因此本文中不再細分經營性收入。工資性收入（）。農產品通過出口帶動農產品加工、物流運輸等環節發展，提高相關產業對農村勞動力的吸納能力，這在某種程度上表征對農村居民的工資性收入產生影響。經營性收入（）。農村居民的經營性收入受農產品買賣影響，因此農產品出口與農村居民的經營性收入直接相關。（2）解釋變量農產品出口額（）。由于山東省各市《統計年鑒》中對進出口貿易的統計方式不同和統計數據的可獲得性問題，按照這種理論框架進行探究結論為本文以農產品出口額作為農產品出口的衡量指標(李芝和,王雨萱,2019)。本文在研究理念上也有所創新，作者將前人的研究成果納入考慮，強化了研究的深度。通過細致分析現有文獻中的關鍵理論和實證發現，本文設計了一個更加系統和全面的框架，意圖為該領域提供新的視角和方法論指導。為了確保研究的有效性和可靠性，不僅驗證了前期的理論假設，還進一步探討了未被充分研究的空白點。（3）控制變量在山東省經濟發展中，影響農村居民收入結構的因素有很多，比如：政策支持、工作觀念等，這些變量數量較多且有的難以統計，因此本文選取人均地區生產總值、一般公共預算支出以及第二產業占GDP的比重作為控制變量。人均地區生產總值（）。人均地區生產總值比較客觀地反映了一定地區的社會發展水平和發展程度，從這些分析中證明是影響農村居民收入的重要因素。本文選擇山東省2009-2019十一年13地市的人均地區生產總值作為衡量指標。一般公共預算支出（）。主要指政府的相關財政支出對農村居民收入結構的影響，財政支出對農村居民收入的增長可以起到直接或間接地影響，本文在研究財政支出對農村居民收入結構的影響時，從這些章節中看出以我省2009-2019年各市一般公共預算支出額作為指標進行分析(趙文博,張瑞琪,2020)。第二產業占GDP比重（）。已有研究表明工業化與農民收入之間具有顯著關系，且工業化對農民增收有積極影響（李美洲等,2007）[17]，第二產業在GDP中的占比為衡量工業化的常用指標，因此本文選取第二產業在GDP中的占比為控制變量。第一產業在GDP中占比較小、且本文研究不涉及第三產業，因此不再選取二者作為控制變量。4.1.3模型設定本文以工資性收入和經營性收入為被解釋變量，這無疑地揭示了本質以農產品出口額為解釋變量，以人均地區生產總值、一般公共預算支出以及第二產業占GDP的比重作為控制變量。為減輕異方差帶來的負面影響，對上述變量進行自然對數處理，將原變量分別命名為、、、、、，所構建的計量模型如下：（1）（2）其中，=1、2、3……分別代表山東省不同的地市，=1、2、3……分別代表不同的年份。、、、、、分別表示在年份、地區的農村居民工資性收入、農村居民經營性收入、農產品出口額、人均地區生產總值、一般公共預算支出、第二產業占GDP的比重；、、、為待估系數，其中為常數項，為隨機誤差項(劉志宏,李昊天,2022)。4.2山東省農產品出口對農村居民工資性收入影響的分析4.2.1模型設定的相關檢驗為進一步對式（1）進行分析，從這些分析中證明面板模型回歸要求在正式回歸前驗證模型的相關性、平穩性，本文對此進行了驗證(陳雨彤,周曉琳,2022)。相關性檢驗。結果見表1，說明將本文選取的解釋變量是有意義的。表1式（1）的相關關系與顯著性檢驗工資性收入（）農產品出口額（）人均地區生產總值（）一般公共預算支出（）第二產業占GDP的比重（）相關性0.234***0.567***0.686***-0.523***注：上標***、**、*分別表示系數估計值在1%、5%、10%的水平上顯著。平穩性檢驗。本文選擇Fisher-ADF檢驗來驗證模型的平穩性，結果見表2，統計量均拒絕了該面板數據存在單位根的原假設，P均為0.000，因此認為該面板數據為平穩的。表2Fisher-ADF單位根檢驗結果變量PZL*Pm結果100.1342-5.1588-6.722710.2806平穩126.6370-5.0691-8.738513.9558平穩106.2970-5.1495-7.274211.1352平穩89.3365-4.1799-4.92508.7832平穩84.9687-5.2769-5.96798.1775平穩注：P、Z、L*、Pm分別為Inversechi-squared、Inversenormal、Inverselogitt、Modifiedinv.chi-squared，是四個統計量。（3）Hausman檢驗。為確定是否選擇固定效應模型，本文進行了Hausman檢驗，結果見表3，P值等于0.0011，接受固定效應模型的假設，選擇固定效應模型(鄧雅婷,朱晨曦,2021)。表3Hausman檢驗結果變量工資性收入（）Chi-sq統計值20.25Prob0.0011模型FE4.2.2模型回歸結果分析通過表4的回歸結果可以看出，調整后的值為0.566，說明模型整體的擬合效果較好，農產品出口額、人均地區生產總值、一般公共預算支出對被解釋變量具有顯著影響，說明模型解釋能力較好。從這些章節中看出具體結果分析如下(徐昊宇,趙瑞琳,2022)：（1）核心變量分析通過山東省農產品出口額對農村居民工資性收入影響的回歸結果發現，農產品出口額的系數為負，在1%的水平下顯著，通過這些細節表明說明每當山東省農產品出口額增加1%時，山東省農村居民的工資性收入將減少0.48%。農產品出口額對農村居民工資性收入產生影響，使工資性收入占比降低，這無疑地揭示了本質從而影響農村居民收入結構(魏子怡,王雪瑩,2021)。可以看出，本研究強調跨學科的交流與合作，運用了經濟學、社會學等領域的理論工具和分析模型，試圖從不同維度解析研究問題，以豐富并完善現有理論體系。基于對研究結果的細致分析，本文提出了具現實指導意義的政策建議或實踐指南，期望對行業發展、決策制定和未來研究方向產生積極影響。由于我省相當一部分農村居民從事初級農產品生產，出口的農產品附加值低，當農村居民認為對外貿易市場行情上漲、有利可圖時，有更多的農村居民投入農產品生產等活動，使得參與農產品加工等行業的農村勞動力減少，從而當全省農產品出口額增加時，農村居民工資性收入降低(陳怡然,張語菲,2022)。另外，某種程度看出農村勞動力大多競爭力較弱、對自身就業的保護意識不足，也是導致農產品出口額增加、農村居民工資性減少的重要原因之一。（2）控制變量分析從各個控制變量來看，人均地區生產總值、一般公共預算支出的系數為正，在1%水平下顯著；第二產業占GDP的比重系數為負。人均地區生產總值的回歸系數為0.286，表明人均地區生產總值每增加1%，農村居民工資性收入會提高2.86%，說明人均地區生產總值對提高農村居民工資性收入的作用顯著。這在某種程度上印證了山東省人均地區生產總值相對客觀地反映了山東省社會的發展水平，農村居民工資性收入隨著人均地區生產總值的提高而提高，說明山東省經濟循環效率良好，其他產業吸納了一部分農村勞動力，為農村居民提供了就業機會(楊昕妍,劉國輝,2020)。一般公共預算支出的回歸系數為0.383，這在一定程度上確認了表明一般公共預算支出每增加1%，農村居民工資性收入將會提高3.83%。政府的相關財政政策與我省經濟發展狀況及農村居民收入水平密切相關，進而對我省農村居民收入結構產生影響，政府一般公共預算支出對不同產業的支持程度不同會影響勞動力的流向，導致農村居民工資性收入的變化。第二產業所占GDP比重的回歸系數均為負，這在一定范圍內顯示了說明每當山東省第二產業所占GDP比重增加1%時，山東省農村居民的工資性收入將減少3.91%(鄒晨宇,馬雪琳,2022)。說明農村居民在第二產業中多數從事工資水平較低的勞動，農村居民工資性收入增長的速度相較于第二產業的發展速度較慢，且隨著第三產業的快速發展，第三產業對農村勞動力的吸納能力增強，導致第二產業對農村居民的影響降低。表4山東省農產品出口對農村居民工資性收入的影響回歸結果表變量名稱系數P值農產品出口額（）-0.048***（-2.66）0.009人均地區生產總值（）0.286***(3.54)0.001一般公共預算支出（）0.383***(3.92)0.0000第二產業占GDP的比重（）-0.391(-1.43)0.156常數項1.933(1.07)0.2860.578調整的0.566F檢驗值66.22觀測值143注：（1）上標***、**、*分別表示系數估計值在1%、5%、10%的水平下顯著；（2）括號中的數字為t統計量。4.3山東省農產品出口對農村居民經營性收入影響的分析4.3.1模型設定的相關檢驗為進一步對式（2）進行分析，這在某種程度上表征面板模型回歸要求在正式回歸前驗證模型的相關性、平穩性，本文對此進行了驗證。（1）相關性檢驗。結果見表5，說明將本文選取的解釋變量是有意義的。表5式（2）的相關關系與顯著性檢驗經營性收入（）農產品出口額（）人均地區生產總值（）一般公共算支出（）第二產業占GDP的比重（）相關性0.122*0.234***0.177*-0.005*注：上標***、**、*分別表示系數估計值在1%、5%、10%的水平上顯著。（2）平穩性檢驗。本文選擇Fisher-ADF檢驗來驗證模型的平穩性，結果見表6，統計量均拒絕了該面板數據存在單位根的原假設，P均為0.000，因此認為該面板數據為平穩的(李俊凱,王佳琪,2021)。表6Fisher-ADF單位根檢驗結果變量PZL*Pm結果99.4406-6.4925-7.404510.1844平穩126.6370-5.0691-8.738513.9558平穩106.2970-5.1495-7.274211.1352平穩89.3365-4.1799-4.92508.7832平穩84.9687-5.2769-5.96798.1775平穩注：P、Z、L*、Pm分別為Inversechi-squared、Inversenormal、Inverselogitt、Modifiedinv.chi-squared，是四個統計量。（3）Hausman檢驗。為確定是否選擇固定效應模型，本文進行了Hausman檢驗，結果見表7，P值等于0.3643，這在某種程度上指出因此拒絕固定效應模型的假設，選擇隨機效應模型。表7Hausman檢驗結果變量工資性收入（）Chi-sq統計值5.44Prob0.3643模型RE4.3.2模型回歸結果分析通過表8的回歸結果可以看出，調整后模型的值為0.031，農產品出口額和第二產業所占GDP比重對被解釋變量具有顯著影響，說明本文確定的解釋變量與所設定的模型具有較好的解釋能力。具體結果分析如下(何雨婷,劉梓萱,2022)：（1）核心變量分析通過山東省農產品出口額對農村居民經營性收入影響的回歸結果分析發現，農產品出口額的系數為正，按照這種理論框架進行探究結論為在1%的水平下顯著，說明每當山東省農產品出口額增加1%時，山東省農村居民的經營性收入將增加1.38%。農產品出口額對農村居民經營性收入產生影響，使經營性收入占比提高，從而影響農村居民收入結構。農村居民通過農產品出口獲得經營性收入，使得農產品出口額與農村居民經營性收入呈正相關關系。盡管本文對這部分的研究結論還未完全呈現，但已有成果展示了其指導潛力。初步結果為該領域提供了新的觀察角度和見解，有助于識別關鍵變量及其相互作用機制，為深入研究奠定了良好基礎。此外，這些研究揭示了一些潛在的趨勢和模式，為理論框架的發展提供了實證支持，并激發了更多的學術探討與辯論。同時可以看出農產品出口對于農村居民經營性收入帶動作用不強，這與我省出口的農產品附加價值較低且多為初級產品有關。（2）控制變量分析從各個控制變量來看，人均地區生產總值、第二產業所占GDP比重的回歸系數為正，且第二產業所占GDP比重在1%水平下顯著，一般公共預算支出的回歸系數為負(龔志鵬,張怡然,2022)。從這些分析中證明人均地區生產總值的回歸系數為0.297，表明人均地區生產總值每增加1%，農村居民經營性收入就會提高2.97%。山東省人均地區生產總值比較客觀地反映了山東省社會的發展水平，農村居民經營性收入隨著人均地區生產總值的提高而提高，說明社會經濟發展狀況對于農村居民的經營性收入產生影響，社會經濟運行良好，市場較為活躍，農產品在交易市場中的需求較大、價格上漲，引起農村居民經營性收入增加。從這些章節中看出一般公共預算支出的回歸系數為-0.015，表明一般公共預算支出每增加1%，農村居民經營性收入將會降低0.15%。說明農村居民經營性收入的增長速度低于一般公共預算支出的增長速度。政府的相關財政政策影響我省經濟發展及農村居民收入，進而對我省農村居民收入結構產生影響。政府的財政支出應進一步向農村傾斜，如加大對農業生產的支持政策如控制糧食最低收購價格等，使一般公共預算支出的增加帶動農村居民經營性收入的增長。第二產業所占GDP比重的回歸系數為1.037并在10%的水平下顯著，說明每當山東省第二產業所占GDP比重增加1%時，通過這些細節表明山東省農村居民的經營性收入將增加10.37%。為了強化研究結果的穩定性和可靠性，本文首先進行了廣泛的文獻搜索和詳盡的文獻評論，構建了一個涵蓋國內外相關領域重要與最新增進的堅實研究基礎。這不僅有助于明確本研究的原創貢獻，也確保了本文的工作是在對當前知識環境深入理解的基礎上進行的。本文利用了多種形式的第一手和第二手資料，如有關文獻和官方出版物，資料選取時重視其權威性、時效性和代表性，以確保能夠全方位展示研究主題的發展現狀。第二產業的發展促進了農產品相關加工業的發展，從而推動農產品出口貿易發展，國內外市場對農產品的需求量增加，因此農產品價格上漲，使農村居民經營性收入增加，從而影響農村居民收入結構。表8年山東省農產品出口對農村居民經營性收入的影響回歸結果表變量名稱系數P值農產品出口額（）0.138***（2.49）0.014人均地區生產總值（）0.297(1.01)0.316一般公共預算支出（）-0.015(-0.11)0.910第二產業占GDP的比重（）1.037***(1.86)0.008常數項-0.034(-0.01)0.9940.065調整的0.031F檢驗值2.187觀測值143注：（1）上標***、**、*分別表示系數估計值在1%、5%、10%的水平下顯著；（2）括號中的數字為t統計量。4.4山東省農產品出口對農村居民收入結構影響的總體分析通過山東省農產品出口額對農村居民工資性收入與經營性收入影響的回歸結果可知，山東省農產品出口額對其回歸系數分別為-0.048、0.138，人均地區生產總值對其回歸系數分別為0.286、0.297,一般公共預算支出對其回歸系數分別為0.383、-0.015，通過這些細節表明第二產業在GDP中所占比重對其回歸系數分別為-0.391、1.037。上述回歸結果表明農產品出口額的增加會使得農村居民工資性收入減少、經營性收入上升，使農村居民經營性收入占比增加、工資性收入占比降低，且經營性收入上升速度大于工資性收入減少速度(林浩然,薛思琪,2023)。因此通過發展農產品加工產業，為農村居民提供就業機會，使農產品出口額的提高對農村居民工資性收入產生正向影響，并樹立優質農產品品牌，使農產品出口貿易對農村居民經營性收入的促進用更強，從而提高農村居民的工資性收入與經營性收入。這無疑地揭示了本質同時可以看出人均地區生產總值對農村居民工資性收入和經營性收入的促進作用相近，說明經濟發展能夠帶動農村居民收入的提高，并對農村居民收入結構的影響不大。人均地區生產總值的提高能夠增加工資性收入占比、降低經營性收入占比，第二產業在GDP中所占比重的提高能夠增加經營性收入占比、降低工資性收入占比。因此建議繼續發展第二產業，增加就業機會并為農業生產提供更多的政策支持,使農村居民經營性收入與工資性收入的提高程度與經濟社會的發展水平相匹配。5農產品出口促進農村居民收入提高的對策建議5.1發揮政府作用，發展農產品產業鏈山東省作為我國農業大省，農產品出口貿易對于省內農村居民收入有著重要影響。雖然山東省農村居民平均收入較高，某種程度看出但是依然具有很大的提高空間。通過上述研究發現工資性收入占比與農村居民總體收入水平直接相關，且近年來工資性收入增長速度較快，在農村居民收入中具有重要地位。我省出口的農產品大多為初級產品，這在一定程度上確認了價值較低，在一定程度上阻礙了農村居民收入的提高。政府應支持發展農產品產業鏈，給予農產品加工業政策、資金等方面扶持，延長產業鏈，提高成品與半成品在農產品出口中的占比。提高農產品附加值，增加農村居民經營性收入(陳星河,趙雨桐,2021)；同時使產業鏈吸收更多的農村居民，為待業的農村居民提供工作，解決農村居民難以就業的問題，使農村過剩的勞動力從第一產業向第二、三產業加速轉移，提高農村居民的工資性收入。5.2提高勞動者素質，引進先進農業生產技術政府應采取措施，繼續大力在農村普及義務教育，為農村的基礎教育提供更多政策支持，提高農村教育質量，同時提供更多職業教育和技術教育的機會。通過對農村居民進行技術性培訓，這在一定范圍內顯示了使農村居民在自愿的基礎上學習生產需要的專業技術，且政府提供相應的政策支持、降低費用，提高農村居民的專業素質，使農村居民具備向更專業性的崗位轉移能力，為更多的農村居民提供就業機會，提高農村居民在勞動市場的競爭力，這在某種程度上表征從而增加農村居民工資性收入。科學技術能夠極大的提高農業生產的水平與效率，山東省內陸地區經濟欠發達，生產技術也相對落后。應大力發展農業科技，使農村居民認識到科技對于農業生產的重要意義；并組織專家團隊對口的向農村居民教授科學的生產方法，使農村居民能夠科學的育苗、選種，對病蟲害、旱澇災等提早預防、科學處理，減少損失，提高產量，增加農村居民經營性收入。5.3加強品牌建設，提高產品附加值山東省農產品出口量多年位于全國第一，但是通過研究不難發現出口的大多為水果、蔬菜等初級農產品，產品附加值較低。當前山東已經有一部分農產品獲得了省級與國家級品牌認證，品質具有保障(劉佳怡,黃志豪,2021)。政府應打造具有本省自身特色的農業品牌，如大力宣傳金鄉大蒜等具有地區特色的品牌，提高山東省農產品的國際影響力與認可度。同時將農戶與出口企業建立直接聯系，注重提高農產品生產質量與減少中間成本，培養品牌意識，提高產品的附加價值，增加農村居民收入。5.4政府發揮宏觀調控職能，加強農業基礎設施建設山東省內陸與沿海地區農村居民收入差距較大，沿海地區具有優越的地理位置、較強的經濟實力，農業基礎設施建設更加完備，內陸地區由于長期經濟發展較為落后，農業生產基礎設施也較為陳舊。政府應加大對內陸地區的政策扶持，在公共預算方面給予傾斜，更新農業基礎設施，提高農業生產效率，這在某種程度上指出積極開展省內東西部地區間的交流合作，利用沿海地區帶動內陸地區的農業發展，努力縮小內陸地區與沿海地區在農業生產上的硬件差距，使公共預算的支出能夠落實到農業生產，提高從事農業生產的農村居民的經營性收入，縮小農村居民收入上的差距。參考文獻[1]李巧玲．“一帶一路”背景下河南省農產品出口貿易研究[J]．農業經濟，2021（02）：141-142．[2]李澤宇,張曉峰．山東省蔬菜出口貿易現狀及對策研究[J]．現代商貿工業，2022，42（05）：58-60．[3]王俊鵬,劉一凡．農產品貿易、農業技術進步與農民收入——以新疆為例[J]．新疆農墾經濟，2023（09）：27-34．[4]陳星河,趙雨桐．農產品供給側結構改革與農民收入增長研究[J]．經濟師，2021（07）：23-26．[5]EmmanuelAbokyi,DirkStrijker,KofiFredAsiedu.Theimpactofoutputpricesupportonsmallholderfarmers'income:evidencefrommaizefarmersinGhana[J].Heliyon,2020,6(9).[6]劉佳怡,黃志豪．農業生產性服務對農戶收入有影響嗎——基于800個行政村的傾向得分匹配模型實證分析[J]．農業技術經濟，2021（01）：32-45．[7]張雅靜,周赫連．家庭農場對農民收入的影響——基于省際數據的估計[J]．經濟問題，2021（04）：104-111．[8]林浩然,吳志明．農村居民人均收入的影響因素研究——基于1989～2016年數據分析[J]．現代農業研究，2021，27（01）：51-52．[9]唐子凡,何悅彤．農業生產的土地規模效應探究——以河北省為例[J]．環渤海經濟瞭望，2021（01）：23-25．[10]趙俊杰,王欣怡．從單產和利潤再看農戶適度規模經營：來自東北、華北農戶糧食生產的實證分析[J]．農林經濟管理學報，2021，20（01）：19-28．[11]徐子琪,陳立鋒．農業現代化對農民收入影響的實證研究[J]．北方園藝，2021（04）：158-163．[12]李東旭,郭昕怡．不同貧困程度農民生計能力對收入結構的影響[J]．統計與決策，2021，37（03）：25-29．[13]Vuki?Jana,Bali?An?ela,Bili?Josip,Kalini?Antea,Neki?Magdalena,?tihEma,Raj?i?Lora.DigitalmarketingofhouseholdagriculturalproductsinCroatia[J].AgroeconomiaCroaticaVolume10,Issue1.2020.[14]孫藝博,陳可欣．流動人口對加工貿易出口轉型升級的影響[J]．經濟科學，2020（06）：60-72．[15]MudaIskandar,AnnisaFitriHutapeaAzuraJnfluenceofCapitalExpenditureandincomeOriginalRegiontotheIncomeperCapitainIndonesia[C].IopConferenceSeries:Earth&EnvironmentalScience,2018.[16]劉昱辰,鄭馨月．國際貿易的國民幸福效應研究[D]．華東師范大學，2018．[17]王文博,蔡佳霖．城鎮化和工