鄉(xiāng)村振興背景下旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響
——基于皖北地區(qū)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

劉 炯

（宣城職業(yè)技術(shù)學(xué)院 旅游商貿(mào)系，安徽 宣城 242000）

十九大報(bào)告指出，農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的根本性問題，實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，必須始終把解決好三農(nóng)問題作為全黨工作的重中之重。三農(nóng)問題，本質(zhì)是為了讓更廣大農(nóng)民生活得更加美好，歸根結(jié)底是農(nóng)民收入問題。旅游業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)不可或缺的一個(gè)部門，伴隨經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)，生活質(zhì)量持續(xù)提升，旅游備受人們青睞，旅游業(yè)成為不折不扣的朝陽產(chǎn)業(yè)，在調(diào)整區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)與促進(jìn)農(nóng)民增收等方面發(fā)揮著十分重要的作用。

近年來，關(guān)于旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)這一課題的研究已引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注。張遵東等［1］的研究指出，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的扶貧效果并不顯著，然鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與農(nóng)民增收整體上具有一致性；李忠斌等［2］以2001—2010 年麗江市相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，旅游業(yè)發(fā)展有利于促進(jìn)民族地區(qū)農(nóng)民增收；圖登克珠［3］采取2004—2015 年年度時(shí)序數(shù)據(jù)的計(jì)量分析顯示，西藏自治區(qū)旅游總收入對(duì)牧民人均純收入呈現(xiàn)微弱的促進(jìn)作用；唐睿等［4］對(duì)江蘇省2005—2014年旅游業(yè)發(fā)展與農(nóng)民增收關(guān)系的實(shí)證研究說明，旅游業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的傳導(dǎo)路徑由“產(chǎn)業(yè)推動(dòng)型”轉(zhuǎn)變?yōu)椤俺擎?zhèn)化推動(dòng)型”；孟秋莉［5］利用2010—2015 年湖北省面板數(shù)據(jù)的研究反映，貧困人口顯著地從旅游業(yè)的發(fā)展中獲得經(jīng)濟(jì)收益；蘇偉洲等［6］選取1997—2016 年全國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析認(rèn)為，旅游業(yè)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間互為因果關(guān)系，31 個(gè)省市區(qū)旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響程度具有明顯的差異。

梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，關(guān)于旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的定量分析，無論是采用全國(guó)層面還是省域范圍數(shù)據(jù)，無論是選取時(shí)間序列還是面板數(shù)據(jù)，無論是基于增收還是扶貧的視角，大部分學(xué)者都認(rèn)為旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)發(fā)揮顯著的正向效應(yīng)。我國(guó)幅員遼闊，地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不均衡，不同地區(qū)的旅游業(yè)發(fā)展勢(shì)必對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)形成迥然不同的影響。安徽是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大省，皖北是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)區(qū)域，農(nóng)村居民數(shù)量龐大，毫不夸張地說，皖北的鄉(xiāng)村興則安徽興，皖北的鄉(xiāng)村衰則安徽衰，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進(jìn)中，皖北地區(qū)的三農(nóng)問題在安徽省乃至全國(guó)都具有典型的代表性。鑒于此，本文采用皖北地區(qū)6 個(gè)城市2010—2019 年的面板數(shù)據(jù)，探討旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響并提出相關(guān)建議，對(duì)于皖北地區(qū)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施具有一定的理論意義與實(shí)踐價(jià)值，亦可以為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相當(dāng)?shù)牡貐^(qū)類似問題的研究和實(shí)踐提供參考。

一、理論分析

首先，旅游業(yè)及其關(guān)聯(lián)的“吃住行，游購(gòu)?qiáng)省本鶠闇?zhǔn)入門檻相對(duì)較低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，不需要太多的文化知識(shí)，農(nóng)民完全可以參與其中，既可以是投資者，也可以是工作人員，從中獲取經(jīng)營(yíng)性收入、財(cái)產(chǎn)性收入或者工資性收入，吸引更多的農(nóng)民就業(yè)，獲得比農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)更高的收入。其次，旅游勢(shì)必引起較大規(guī)模人口的短期遷移，在外食宿的游客必然會(huì)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)生大量需求，在供給保持相對(duì)穩(wěn)定的情況下，導(dǎo)致旅游目的地及沿途農(nóng)產(chǎn)品的供求關(guān)系發(fā)生改變，引致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲，進(jìn)而使得農(nóng)民的收入得到提高。此外，旅游過程中的游客往往偏好消費(fèi)旅游目的地的土特產(chǎn)品，而土特產(chǎn)品基本上都是農(nóng)副產(chǎn)品或者農(nóng)副產(chǎn)品的加工品，不少游客甚至購(gòu)買土特產(chǎn)品帶回家消費(fèi)或者饋贈(zèng)親朋好友，土特產(chǎn)品的有效需求得以增加，從而促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。因此，提出本研究的第一個(gè)假設(shè)。

假設(shè)1：旅游業(yè)發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。

皖北地區(qū)6 市經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不平衡，各市的旅游經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)地域特征較為鮮明，各市對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)的政策扶持不盡相同，各市不同時(shí)期的旅游業(yè)發(fā)展的機(jī)遇與潛力也有所差別，因而各市旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入形成不同程度的影響?；诖耍岢霰疚牡牡诙€(gè)假設(shè)。

假設(shè)2：旅游業(yè)發(fā)展對(duì)皖北地區(qū)6 市農(nóng)民收入的個(gè)體影響存在分異性。

二、變量選取與數(shù)據(jù)來源

（一）變量選取

本文采用面板數(shù)據(jù)模型展開實(shí)證研究，有利于分析皖北地區(qū)6 個(gè)城市旅游業(yè)發(fā)展對(duì)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)影響的分異性。關(guān)于變量的選取，借鑒圖登克珠［3］、蘇偉洲等［6］、程莉等［7］等學(xué)者的做法，以“農(nóng)民收入（SR）”為被解釋變量，以“旅游業(yè)發(fā)展（LY）”為核心解釋變量，以“財(cái)政支農(nóng)（CZ）”“城鎮(zhèn)化（CH）”“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（CJ）”等為控制變量。

1.被解釋變量

采用“農(nóng)民人均可支配收入（元）”來刻畫農(nóng)民收入。農(nóng)民可支配收入，是指全體農(nóng)民考查期內(nèi)從各個(gè)來源渠道獲取的、可任意支配的全部收入。農(nóng)民可支配收入平均分?jǐn)偟饺珨?shù)農(nóng)民，是為農(nóng)民人均可支配收入。農(nóng)民人均純收入，指的是按人口平均考查期內(nèi)農(nóng)民從各種途徑獲得的、并扣除為取得收入所支付的相應(yīng)費(fèi)用后的收入。官方于2014 年啟用農(nóng)民人均可支配收入正式替代農(nóng)民人均純收入，二者的主要區(qū)別在于：農(nóng)民人均純收入中，沒有從財(cái)產(chǎn)性收入中扣除為取得該收入的費(fèi)用，也只是將部分轉(zhuǎn)移性支出從轉(zhuǎn)移性收入中扣除，而在統(tǒng)計(jì)可支配收入時(shí)，是財(cái)產(chǎn)性凈收入與轉(zhuǎn)移性凈收入。事實(shí)上，無論是農(nóng)民人均可支配收入還是農(nóng)民人均純收入，其絕對(duì)主體部分都是工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入，因而二者相差甚微，所以采用農(nóng)民人均純收入來量度2010—2013 年的農(nóng)民收入。

2.核心解釋變量

選取“國(guó)內(nèi)旅游收入（億元）”作為旅游業(yè)發(fā)展的代理變量。衡量旅游業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)較多，比如旅游人次、旅游者人均停留時(shí)間、旅游業(yè)從業(yè)人數(shù)等等，但是，更為廣泛使用的指標(biāo)是旅游收入，因?yàn)闊o論什么樣的旅游活動(dòng)，最終都轉(zhuǎn)化為某地某一時(shí)期由于供應(yīng)旅游產(chǎn)品與服務(wù)而收獲的所有貨幣收入，即旅游收入，其按來源不同分為國(guó)內(nèi)旅游收入與國(guó)際旅游收入。2019 年，皖北地區(qū)宿州市、淮北市、蚌埠市、亳州市、阜陽市、淮南市的旅游總收入對(duì)各自旅游總收入的占比依次是99.2%、99.4%、98.8%、99.4%、99.7%、98.3%。結(jié)合往年的數(shù)據(jù)來看，各市國(guó)內(nèi)旅游收入對(duì)其旅游總收入的占比也一直高達(dá)97%以上，用其衡量皖北地區(qū)6 市旅游業(yè)的發(fā)展水平是一個(gè)很好的指標(biāo)，也能夠概括地反映皖北地區(qū)6 個(gè)城市旅游經(jīng)濟(jì)運(yùn)營(yíng)的大體狀況。

3.控制變量

采用“農(nóng)林水事務(wù)支出（萬元）”表示財(cái)政支農(nóng)，涵蓋農(nóng)業(yè)、林業(yè)、水利、扶貧以及農(nóng)業(yè)綜合開發(fā)支出等，推廣農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增產(chǎn)增收；采用“城鎮(zhèn)化率”表示城鎮(zhèn)化，即城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝谥龋擎?zhèn)化一方面拓展農(nóng)民就業(yè)渠道，增加農(nóng)民工資性收入，另一方面，寓于城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)、土地征用以及房屋租賃等也能增加農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入，因而城鎮(zhèn)化有利于提高農(nóng)民收入；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，是指各產(chǎn)業(yè)的構(gòu)成及其相互之間的比例關(guān)系，由于第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)者大都為農(nóng)民，因而第一產(chǎn)業(yè)的增加值對(duì)GDP 的占比越大，則農(nóng)民的收入越高，本研究的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和與GDP的比值來表示。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文運(yùn)用EVIEWS9.0 軟件，以皖北地區(qū)6市2010—2019 年農(nóng)民收入、旅游業(yè)發(fā)展、財(cái)政支農(nóng)、城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為研究樣本，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型開展實(shí)證分析，所需數(shù)據(jù)悉數(shù)來自于相應(yīng)年度的皖北地區(qū)各市《統(tǒng)計(jì)年鑒》與《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》以及《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》。為降低可能存在的異方差對(duì)回歸分析的不良影響，對(duì)變量作對(duì)數(shù)化處理，并分別記為L(zhǎng)GSR 與LGLY、LGCZ、LGCH、LGCJ。

三、實(shí)證分析

（一）面板單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

為了確保面板回歸的準(zhǔn)確性，避免偽回歸，首先應(yīng)對(duì)變量LGSR 與LGLY、LGCZ、LGCH、LGCJ 實(shí)行單位根檢驗(yàn)。區(qū)別于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)有不同根與相同根檢驗(yàn)兩種，前者主要有Fisher-ADF、Fisher-PP 與IPS檢驗(yàn)，后者包括LLC、Hadri 與Breitung 檢驗(yàn)等。不同檢驗(yàn)方法下，面板變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果興許不同以至完全相反，當(dāng)前，尚缺少一個(gè)統(tǒng)一的方法對(duì)面板數(shù)據(jù)實(shí)行單位根檢驗(yàn)，往往采納Fisher-ADF 與LLC 方法的檢驗(yàn)結(jié)果，其中任一檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，便能判斷面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，即不存在單位根。本文采用不同根過程的Fisher-ADF 檢驗(yàn)法與相同根過程的LLC 檢驗(yàn)法，并輔以Fisher-PP 檢驗(yàn)法，用以防止單一單位根檢驗(yàn)或許引發(fā)偏差。表1 給出五個(gè)變量“Level”類型的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 面板單位根檢驗(yàn)

表1 輸出五個(gè)變量LGSR 與LGLY、LGCZ、LGCH、LGCJ 的面板單位根檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量數(shù)值及其伴隨概率，僅有LGCJ 在Fisher-ADF 方法下存在單位根，其余各種方法各種形式的檢驗(yàn)，除了LGSR 在Fisher-ADF 檢驗(yàn)以及LGCJ 在Fisher-PP檢驗(yàn)于10%顯著性水平拒絕存在單位根的原假設(shè)，其余均在5%水平顯著拒絕存在單位根的原假設(shè)，因而判定面板數(shù)據(jù)變量LGSR 與LGLY、LGCZ、LGCH、LGCJ 的原序列不存在單位根，即五個(gè)變量均是平穩(wěn)序列，符合協(xié)整分析的條件，可以實(shí)施協(xié)整檢驗(yàn)。

面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)主要有Pedroni 和Kao 等方法。Kao 與Pedroni 兩種檢驗(yàn)方法的思路相似，都需要先構(gòu)造回歸，再通過輔助回歸的方法實(shí)行檢驗(yàn)。本文選用KAO 檢驗(yàn)，由EVIEWS 軟件系統(tǒng)自我計(jì)算自我決定滯后期為1，KAO 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ADF 統(tǒng)計(jì)量數(shù)值為-8.671 746，伴隨概率為0.000 0，說明在1%水平顯著拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，據(jù)以判斷變量LGSR 與LGLY、LGCZ、LGCH、LGCJ 存在協(xié)整關(guān)系，即LGSR與LGLY、LGCZ、LGCH、LGCJ 存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行面板回歸分析。

（二）面板數(shù)據(jù)回歸分析

本文利用皖北地區(qū)6 市2010—2019 年的面板數(shù)據(jù)從數(shù)量上分析旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響程度，參考孟兆娟［8］、唐睿等［4］、程莉等［7］等學(xué)者的做法，構(gòu)建如下模型：

方程式（1）中，LGSRit代表農(nóng)民收入，LGLYit代表旅游業(yè)發(fā)展，LGCONit代表三個(gè)控制變量：LGCZ、LGCH、LGCJ；下標(biāo)i 表示皖北6個(gè)城市，t 表示年份；αi為截距項(xiàng)，β 是解釋變量的系數(shù)；εit為同方差、零均值且相互獨(dú)立的隨機(jī)干擾項(xiàng)。方程（1）表示LNSR 與LGLY、LGCZ、LGCH、LGCJ 在6 個(gè)個(gè)體和10 個(gè)時(shí)間點(diǎn)上的變動(dòng)關(guān)系。

1.面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)模型，一般分為三類：混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。借助F 統(tǒng)計(jì)量，可以檢驗(yàn)應(yīng)建立混合模型還是固定效應(yīng)模型，借助H 統(tǒng)計(jì)量，可以檢驗(yàn)應(yīng)建立固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。

首先，執(zhí)行F 檢驗(yàn)。利用EVIEWS 軟件可得，本文的混合模型對(duì)應(yīng)的RSSr=0.272 690,個(gè)體固定效應(yīng)模型對(duì)應(yīng)的RSSu=0.100 446,代入

經(jīng)計(jì)算可得F=16.8，查表可知F0.05（5,49）在4.36到4.56 之間，因而有F ＞F0.05（5,49），所以拒絕建立混合模型的原假設(shè)，應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。

其次，執(zhí)行Hausman 檢驗(yàn)。在顯著性水平給定的前提下，若計(jì)算出的Hausman 統(tǒng)計(jì)量小于卡方值，則不能拒絕H0，應(yīng)選定隨機(jī)效應(yīng)模型；若計(jì)算出的Hausman 統(tǒng)計(jì)量大于卡方值，則拒絕H0，應(yīng)選用固定效應(yīng)模型。Hausman 檢驗(yàn)無需人工計(jì)算即可直接方便地推進(jìn)，采用EVIEWS 軟件可得，Hausman 統(tǒng)計(jì)量的卡方值為22.895 460，概率值0.000 1 遠(yuǎn)小于1%，故而在1%顯著性水平強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，于是確定模型應(yīng)為固定效應(yīng)模型。

2.回歸結(jié)果分析

綜合F 檢驗(yàn)與Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果，考量皖北地區(qū)各市不同的市情，可能存在不隨時(shí)間而變化的遺漏變量，本文設(shè)定個(gè)體固定效應(yīng)模型，借助EVIEWS9.0 軟件，基于皖北地區(qū)6 個(gè)城市2010—2019 年的面板數(shù)據(jù)探討旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響。表2 輸出沒有加入任何控制變量的回歸模型（1），單純從旅游業(yè)發(fā)展的角度去考察其對(duì)農(nóng)民收入的影響。

表2 面板數(shù)據(jù)回歸模型（1）

從表2 得知，模型的擬合優(yōu)度達(dá)到了0.969 327，Ad-R2=0.965 787，解釋了旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)影響的96.58%；F=273.8791，P=0.000 0，模型在1%水平整體上顯著。總體來看，該模型具有很強(qiáng)的解釋能力。旅游業(yè)發(fā)展LGLY 的估計(jì)系數(shù)為正，且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，這意味著，對(duì)于皖北地區(qū)而言，旅游業(yè)發(fā)展LGLY 每增加1 個(gè)單位，農(nóng)民收入LGSR 增加0.501 383 個(gè)單位，旅游業(yè)顯著地促進(jìn)了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。究其原因，未取得城鎮(zhèn)戶口的農(nóng)民在旅游景點(diǎn)或娛樂餐飲場(chǎng)所及其附近自營(yíng)或參與旅游服務(wù)，增加就業(yè)轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的同時(shí)獲取比農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更為豐厚的收入；游客在旅游目的地的逗留期間將會(huì)增加對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，在供給相對(duì)平穩(wěn)的狀況下，引致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲；旅游過程中尤其是鄉(xiāng)村旅游，游客總是喜歡消費(fèi)當(dāng)?shù)氐耐撂禺a(chǎn)品，甚至買回去贈(zèng)送親朋好友，這些具有地域特色的土特產(chǎn)品基本上是農(nóng)副產(chǎn)品或者是以其為原材料的加工品，增加了對(duì)旅游目的地土特產(chǎn)品的需求，從而增加了農(nóng)民的收入。

理論上來看，面板回歸模型（1）的系數(shù)反映被解釋變量LNSR 對(duì)解釋變量LNLY 變化反應(yīng)的敏感程度（彈性系數(shù)），截距項(xiàng)度量解釋變量LNLY 引起被解釋變量LNSR 變化的基礎(chǔ)效應(yīng)（自發(fā)增長(zhǎng)水平）。從表2 的第2 列還可以看出，模型的公共截距項(xiàng)為6.842 8，各市的截距項(xiàng)均為正值，按照各市的截距項(xiàng)從大到小排序?yàn)榛幢笔?.084 8、淮南市6.938 4、宿州市6.799 8、亳州市6.782 7、蚌埠市6.761 5、阜陽市6.685 1，分別偏離公共截距項(xiàng)0.242 0、0.095 6、-0.043 0、-0.060 1、-0.081 3、-0.157 7。截距項(xiàng)數(shù)值的大小反映旅游業(yè)發(fā)展對(duì)于農(nóng)民收入增長(zhǎng)基礎(chǔ)效應(yīng)強(qiáng)度的不同與差距，截距項(xiàng)數(shù)值愈大基礎(chǔ)效應(yīng)愈強(qiáng)，截距項(xiàng)數(shù)值愈小基礎(chǔ)效應(yīng)則愈弱。之所以會(huì)出現(xiàn)不同截距，即存在個(gè)體影響，可能的原因是各市經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不均衡，各市的旅游資源形態(tài)各異，各市的旅游基礎(chǔ)設(shè)施條件不一，各市的旅游文化具有明顯的地域特色，各市對(duì)旅游產(chǎn)業(yè)的政策支持力度不同，因而各市旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的基礎(chǔ)效應(yīng)存在分異性。

為了增強(qiáng)模型的解釋力，引入控制變量，回歸分析的主要結(jié)果由表3 輸出。

表3 面板數(shù)據(jù)回歸模型（2）

由表3 可知，在加入了全部的控制變量后，模型（2）的擬合優(yōu)度與F 值都有所提高。在所有解釋變量綜合作用下，旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入的影響方向及顯著性與模型（1）相同，皆具有正向影響，但在數(shù)值上有所下降，由0.501 4 下降到0.360 4。模型（2）的估計(jì)結(jié)果還能解釋，政府的農(nóng)林水事務(wù)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響非常微弱，沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明當(dāng)前的財(cái)政支農(nóng)尚未發(fā)揮積極的作用，可能的原因是財(cái)政支農(nóng)的“非農(nóng)化”或者財(cái)政支農(nóng)資金使用效率不高，隱含的政策建議是，應(yīng)采取積極有效的措施防止財(cái)政農(nóng)林水事務(wù)支出的“非農(nóng)化”并優(yōu)化其支出結(jié)構(gòu)以提高資金配置效率，改善農(nóng)村生產(chǎn)條件，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)效率，切實(shí)發(fā)揮財(cái)政支農(nóng)的本意和應(yīng)有功能；城鎮(zhèn)化顯著地促進(jìn)了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)，因?yàn)槌擎?zhèn)化拓展了農(nóng)民的就業(yè)渠道，增加了農(nóng)民的工資性收入，而且土地經(jīng)營(yíng)權(quán)流轉(zhuǎn)與土地征用等也增加了農(nóng)民的財(cái)產(chǎn)性收入，為此，加快推進(jìn)皖北地區(qū)的城鎮(zhèn)化，將農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移至城鎮(zhèn)，農(nóng)民進(jìn)城經(jīng)商或者務(wù)工獲得的非農(nóng)生產(chǎn)收入往往高于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入很多，而且剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移會(huì)帶來農(nóng)村人均耕地面積的提高與農(nóng)業(yè)邊際生產(chǎn)效率的提升，也能帶動(dòng)留守農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)農(nóng)民收入的增加；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)有負(fù)向影響，且顯著性較為微弱，因?yàn)楸狙芯康漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和與GDP的比值，由于第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)者多為農(nóng)民，因而隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，抑制了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)，所以該當(dāng)發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，培育新型農(nóng)民，調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推廣農(nóng)業(yè)技術(shù)，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，增強(qiáng)農(nóng)業(yè)效益，促使農(nóng)民收入持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。

加入了控制變量后，模型的公共截距項(xiàng)為5.218 9，各市的截距項(xiàng)仍然皆是正值，但發(fā)生了較大的變化。按照各市的截距項(xiàng)從大到小排序?yàn)橘裰菔?.467 3、宿州市5.388 7、阜陽市5.273 5、淮北市5.162 0、蚌埠市5.082 2、淮南市4.959 5，分別偏離公共截距項(xiàng)0.248 3、0.169 8、0.054 5、-0.056 9、-0.136 8、-0.259 4，各市旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入影響的基礎(chǔ)效應(yīng)的分異性依舊較為明顯。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文選取農(nóng)民可支配收入作為農(nóng)民收入的代理變量，與旅游業(yè)發(fā)展的衡量指標(biāo)以及一組控制變量進(jìn)行估計(jì)，獲得了重要的研究結(jié)論。那么，旅游業(yè)發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)之間的關(guān)系是否穩(wěn)健呢？因而，有必要對(duì)被解釋變量與相關(guān)解釋變量之間的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文采用農(nóng)民人均生活消費(fèi)支出（元）作為農(nóng)民收入（被解釋變量）的另一度量指標(biāo)，考察各個(gè)解釋變量的作用方向及其程度,表4 為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的主要結(jié)果。

表4 面板數(shù)據(jù)回歸模型（3）

模型（3）與模型（2）相對(duì)應(yīng)，二者的估計(jì)方法以及解釋變量完全一致，僅被解釋變量不相同。模型（3）的相關(guān)估計(jì)結(jié)果再次表明，旅游業(yè)發(fā)展顯著地促進(jìn)了農(nóng)民收入增長(zhǎng)，與模型（2）結(jié)論一致。對(duì)比模型（3）與模型（2），二者的控制變量的系數(shù)數(shù)值與顯著性大小有所不同，但顯著性與系數(shù)符號(hào)一致，意味著采用農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出度量農(nóng)民收入時(shí)，旅游業(yè)發(fā)展與農(nóng)民收入之間的關(guān)系與前文一致，即旅游業(yè)發(fā)展顯著地促進(jìn)了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響不顯著，城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民增收的抑制作用不是十分的顯著。由此看出，前文的估計(jì)結(jié)果合理而穩(wěn)健。

四、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用EVIEWS9.0 軟件，基于2010—2019 年皖北地區(qū)6 市的面板數(shù)據(jù)，經(jīng)由F 檢驗(yàn)與Hausman 檢驗(yàn)選取個(gè)體固定效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響。結(jié)果表明，旅游業(yè)發(fā)展顯著地促進(jìn)了皖北地區(qū)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，6 個(gè)城市的旅游業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的個(gè)體影響具有明顯的分異性。城鎮(zhèn)化顯著地帶動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)農(nóng)民收入的增長(zhǎng)有一定的抑制作用，財(cái)政支農(nóng)對(duì)農(nóng)民收入的影響不顯著。穩(wěn)健性檢驗(yàn)反映，文章的實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健可靠。

本文的研究具有鮮明的政策建議。首先，加強(qiáng)區(qū)域旅游業(yè)合作。皖北地區(qū)6 市地緣鄰近，交通縱橫交錯(cuò)，旅游業(yè)發(fā)展皆以人文旅游資源為主，故而可在區(qū)域范圍內(nèi)整體協(xié)調(diào)，實(shí)現(xiàn)區(qū)域旅游一體化發(fā)展。比如，可以古文化為主題，將淮南的楚文化與豆腐文化、亳州的三國(guó)文化與花鼓戲、宿州的虞姬墓與皇藏峪、阜陽的管鮑祠與文峰塔、淮北的古城墻與大運(yùn)河遺址、蚌埠的垓下古戰(zhàn)場(chǎng)與雙墩漢墓等進(jìn)行對(duì)接，加強(qiáng)區(qū)域合作，拓寬旅游消費(fèi)市場(chǎng)，彰顯區(qū)域化優(yōu)勢(shì)。其次，打造品牌旅游產(chǎn)品。隨著現(xiàn)代旅游業(yè)的迅速發(fā)展，旅游市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)越來越激烈，旅游目的地的營(yíng)銷也已進(jìn)入品牌競(jìng)爭(zhēng)時(shí)代。目前，皖北各市普遍缺乏有影響力的品牌旅游產(chǎn)品，皖北地區(qū)地方政府應(yīng)加強(qiáng)總體規(guī)劃并提供政策支持，發(fā)揮政府的影響力與公眾力宣傳與推介地方旅游產(chǎn)品；企業(yè)也應(yīng)注意旅游產(chǎn)品的打造、運(yùn)營(yíng)、維護(hù)和推廣，突出皖北地區(qū)旅游的文化特色，提高皖北地區(qū)旅游品牌的知名度，提升皖北地區(qū)旅游目的地的旅游形象。最后，鼓勵(lì)和引導(dǎo)廣大村民立足于當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況，充分挖掘并有效發(fā)揮特有的區(qū)位資源稟賦優(yōu)勢(shì)，積極開發(fā)和建設(shè)特色突出的鄉(xiāng)村旅游，加大對(duì)鄉(xiāng)村旅游業(yè)從業(yè)村民旅游管理知識(shí)和服務(wù)技能的培育，不斷完善農(nóng)村相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施，科學(xué)發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，擴(kuò)大農(nóng)民收入渠道，讓鄉(xiāng)村旅游成為提高農(nóng)民收入的重要源泉，助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)。