□吴雅婷，李文杰

（浙江树人大学管理学院，浙江 杭州 310000）

2021 年中共中央、国务院公布了《关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区的意见》，赋予浙江重要示范改革任务，为全国推动共同富裕提供省域范例。浙江省加快推进山区26 县跨越式高质量发展，并通过精准发力，加快推动山区26 县实现跨越式高质量发展，同步推动山区人民走向共同富裕。

在上述历史背景下，浙江26 个山区县发展障碍在哪里、发展的有效路径在哪里等问题指引了本研究的选题。山区县在实现跨越式发展中，基层干部发挥了承上启下的关键作用，基层干部对实现跨越式发展的认知决定政策成败。基于此，本调研从基层干部视角出发，调查山区县在跨越式发展中面临的困难和政策期望，为制定精准发展政策提供参考依据。

1 问卷设计及统计方法说明

通过发放调查问卷和实地访谈的形式搜集数据。参考了共同富裕理论、MOA 理论等文献资料，在此基础上构建理论模型，并设计出具体的调研方案、调研问卷和访谈提纲。发放问卷220 份，实际回收有效调查问卷218 份。调查问卷分为4 部分，第一部分为发展动力调查，第二部分为发展能力调查，第三部分为政策机遇调查，第四部分为发展措施调查。

在基础设施、产业基础、发展资金和人力资源4 个变量的基础上选取问卷数据，进而对山区县跨越式高质量发展调查进行研究。同时，调查问卷中其他相关数据均应用到山区县跨越式高质量发展分析中。

2 实证研究

根据共同富裕和MOA 理论，本调研分析了基层干部对于高质量跨越式发展的动机、机会、能力、行为4 个维度，从而提出实现共同富裕的影响因素和调节作用，研究各变量之间的关系，构建概念模型图，如图1 所示。

图1 基于MOA 理论的山区发展概念模型

2.1 信度和效度分析

信度是描述检测项目对被检测对象的可靠性，测量一组检测项目是否是调查对象的计量指标。克朗巴哈系数α 为较普遍的信度分析指标，克朗巴哈系数越大，检测项目的可靠性越大。当α＜0.6 时，信度较低；当0.6＜α＜0.7 时，检测项目对被检测项目具有一定的可信度；当0.7＜α＜0.8 时，说明具有较大的信度；如果α＞0.8，则信度较强，可靠性最佳。

本次调查共设置了34 个可能影响高质量发展因素选项供选择，影响程度由低到高分为6 个等级，信度分析结果如表1 所示。

表1 调查问卷信度分析

在此次信度分析结果中，各变量的Cronbach's Alpha 系数在0.914～0.973，说明问卷设计的内部一致性较好。综合看来，本研究模型的信度水平较好，调查具有较好的可靠性和稳定性。

效度指有效性。调查问卷的效度分析强调调查方式对被调查对象的反映程度。通过问卷内容来看，所发放问卷的所有调查项目均为贴切实际的问题，故问卷内容效度较高，具有一定可信性。本研究采用主成分因子分析法来检验测量工具的建构效度。主成分因子分析时，当测量同一构面的一组题目确实落在一个因子上时，则量表具有收敛效度。因子分析旋转成分矩阵如表2 所示，再对测量问题进行调整，得到概念模型中各个概念的维度和因子分析的维度基本吻合，这说明调查问卷的区别效度好。

表2 旋转成分矩阵

2.2 描述性分析

根据发展经济学理论，在调查方案和调查问卷中把地区的经济发展要素归纳为基础设施、产业基础、发展资金和人力资源4 个方面。通过数据的因子分析发现，产业基础和发展资金两个方面存在高度相关，可以用一个公因子来解释，因此将两个方面归纳为一种要素。对问卷进行描述性分析，结果如表3 所示。

表3 问卷描述性分析

通过调查问卷的描述分析，基础设施困难的均值为3.60，产业资金困难的均值为3.59，人力资源困难的均值为4.04，表明从基层干部的角度来看，仙居县经济发展最大的困难是缺乏人才。发展基础和产业资金困难的均值都显著高于平均水平，说明基层干部认为这两个方面的不足也是阻碍高质量发展的原因。

2.3 相关分析

相关分析是研究两个或两个以上处于同等地位的随机变量间相关关系的统计方法。本研究对人力资源因子、产业资金因子、基础设施因子、政策因子、动力因子和意愿因子六大维度之间的相关性进行了分析，如表4 所示。

表4 变量间相关分析

动力因子、政策因子和意愿因子具有高度的相关性，其中政策因子和意愿因子相关性最高，相关系数为0.856，其次为政策因子，相关系数为0.711。

能力因子中的人力资源因子、产业资金因子与意愿因子存在显著相关性，人力资源因子相关性最高，相关系数为0.315，其次是产业资金因子。基础设施因子与意愿因子不存在显著相关性。

2.4 回归分析

本研究将高质量发展的发展动力、政策对发展意愿进行线性回归。回归结果如表5 所示。

从表5 可以看出，回归方程值显著，发展动力、政策对措施的回归系数在=0.05 的水平上均显著，发展动力、政策值都小于0.05，回归系数均大于0，说明发展动力、政策对措施具有显著的正向影响作用。发展动力与政策的交叉相的值为0.599＞0.05，说明政策没有调节作用。

表5 动力与政策对发展意愿回归分析

2.5 方差分析

2.5.1 性别对基础设施因子存在显著影响

通过方差检验可以发现，基础因子的显著检验值为0.005，基础的值小于显著性水平a=0.05，因此可以得出性别对基础设施有显著影响。单因素方差分析（性别差异）如表6 所示。

表6 单因素方差分析（性别差异）

2.5.2 年龄对产业资金和基础设施因子存在显著影响

通过方差检验可以发现，产业资金因子的显著检验值为0.016，基础因子的显著检验值为0.025，产业资金和基础的值小于显著性水平a=0.05，因此可以得出年龄对产业资金以及基础设施有显著影响。单因素方差分析（年龄差异）如表7 所示。

表7 单因素方差分析（年龄差异）

通过不同年龄对产业资金因子的均值可以看出，56 岁以上年龄段的均值最高接近0.8，56 岁以上年龄段认为产业资金很重要，如图2 所示。通过不同年龄对基础因子的均值可以看出，56 岁以上年龄段的均值最高，35 岁以下年龄段的均值最低，说明56 岁以上的人认为基础设施很重要，35 岁以下的人认为基础设施不是很重要，如图3 所示。

图2 不同年龄对产业资金因子的均值

图3 不同年龄对基础因子的均值

2.5.3 学历对产业资金存在显著影响

通过方差检验可以发现，产业资金因子的显著检验值为0.008，产业资金的值小于显著性水平a=0.05，因此可以得出学历对产业资金有显著影响。单因素方差分析（学历差异）如表8 所示。

表8 单因素方差分析（学历差异）

通过不同学历对产业资金因子的均值图可以看出，初中学历的均值最高接近0.4，而本科以上的均值最低接近-0.2，说明初中学历的人认为产业资金很重要，如图4 所示。

图4 不同学历对产业资金因子的均值

2.5.4 职业特征对经济发展认知没有显著影响

通过方差检验可以发现，所有因子的显著检验值都大于显著性水平a=0.05，因此可以得出职业没有显著影响。单因素方差分析（职业差异）如表9 所示。

表9 单因素方差分析（职业差异）

3 结论

基于调查数据分析，对山区高质量发展影响因素进行了实证研究，结果显示，人才是制约高质量发展的关键因素；干部发展动力充沛，对发展政策期望高；发展动力和政策推动是高质量发展的两大动力源泉；发展产业是高质量发展的有效途径。

4 建议

基于以上分析，为了更好地创新完善山区县跨越式发展体制机制，激发山区县发展内生动力，提出以下建议。

4.1 产业政策创新

第一，数字赋能，创新“绿水青山就是金山银山”转化路径。推进农业科技创新，把农产品生产加工的传统手法与现代技术结合起来。加快推进数字“三农”建设进程，全面提升“三农”质量效益和竞争力。

第二，税负减免，增强产业吸引力。实施产业强村促增收，山区县各乡镇（街道）根据自身特点，打造乡镇（街道）共同富裕特色，因地制宜扶持重点特色农业产业。

第三，“双减”增效，引导绿色资金。农业农村是实现碳达峰、碳中和的重要领域，推进农业农村领域减排固碳，是实现碳达峰、碳中和的重要举措。要以全面推进乡村振兴为抓手，将碳减排嵌入农村绿色发展规划中，将其作为全面推进乡村振兴的重要内容，大力发展观光、休闲、体验等绿色生态农业，推进农村一二三产融合，让低碳产业成为乡村振兴新的经济增长点。加快推进绿色产业发展，加快把生态优势、资源优势转化为经济优势、产业优势，推动传统产业“绿色化”、绿色生态“产业化”。

4.2 人才政策创新

第一，借鸡孵蛋，加大“人才飞地”力度。依托经济强县人才创业创新基地、科技创新园等载体，帮助山区26 县建设异地引智机构，引进和培育高层次科技人才和创新人才。重点建设人才海创园，帮助引进高科技人才和项目。

第二，“孔雀回飞”，创新“人才两回”模式。建立健全乡贤回乡村、青年回乡村格局。重点推进“乡贤创业园建设”，持续做好海内外高层次人才返乡活动，实施新时代高质量乡村人才培育计划，加大农业农村高层次创新型人才和紧缺急需人才引进力度。

第三，县校联合，定向培育本土人才。依托山区26县中职学校，发挥经济强县资金、技术和师资优势，共建山海协作职业技能实训基地，实行校校、校园（学校和园区）、校企合作等灵活多样的办学模式。