西部脫貧地區(qū)農(nóng)旅融合發(fā)展的增收效應(yīng)及實現(xiàn)機制
——基于休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的準(zhǔn)自然實驗

任紅穎，邱守明，夏 凡

（西南林業(yè)大學(xué)a.地理與生態(tài)旅游學(xué)院；b.經(jīng)濟管理學(xué)院，云南 昆明 650224）

0 引言

2020 年，我國脫貧攻堅戰(zhàn)取得全面勝利，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9899 萬農(nóng)村貧困人口全部脫貧，區(qū)域性整體貧困得到解決，完成了消除絕對貧困的艱巨任務(wù)。西部地區(qū)作為脫貧攻堅時期的“主戰(zhàn)場”和“硬骨頭”，具有資源短缺、環(huán)境脆弱、基礎(chǔ)設(shè)施落后等特點，因此在新階段西部地區(qū)仍然是推進(jìn)、鞏固和拓展脫貧攻堅成果的重點區(qū)域，而促進(jìn)農(nóng)民增收是鞏固和拓展脫貧攻堅成果的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。阻礙西部地區(qū)農(nóng)民增收的原因之一是地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)問題。西部地區(qū)以農(nóng)牧業(yè)為支柱產(chǎn)業(yè)并保留傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征，綜合生產(chǎn)力和產(chǎn)業(yè)附加值較低，難以帶動農(nóng)民持續(xù)和較快增收。但西部地區(qū)具有優(yōu)越的自然條件和深厚的人文資源稟賦，為農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)融合發(fā)展提供了良好的發(fā)展環(huán)境和條件，在西部地區(qū)大力推動農(nóng)旅融合發(fā)展有利于加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而帶動當(dāng)?shù)剞r(nóng)民收入增長［1］。分析西部脫貧地區(qū)農(nóng)旅融合發(fā)展的增收效應(yīng)及其異質(zhì)性特征，探究其實現(xiàn)機制可為西部脫貧地區(qū)優(yōu)化農(nóng)旅融合發(fā)展政策提供參考依據(jù)，有助于鞏固西部地區(qū)脫貧攻堅成果，推動鄉(xiāng)村振興發(fā)展［2］。

農(nóng)旅融合是指農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)相互交叉滲透，逐步形成新型業(yè)態(tài)的發(fā)展過程。旅游業(yè)與農(nóng)業(yè)之間具有較高的耦合性，相互關(guān)系可歸納為：農(nóng)業(yè)為旅游業(yè)發(fā)展提供物質(zhì)基礎(chǔ)和產(chǎn)業(yè)支撐，旅游業(yè)為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供思路和市場平臺，進(jìn)而達(dá)到資源的優(yōu)化配置［3］。近年來，學(xué)術(shù)界對農(nóng)旅融合的研究逐步從概念、特點等延伸至影響效果［4-6］，對影響效果的研究主要集中在3 個方面：一是對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)。農(nóng)旅融合發(fā)展可通過獲取財政支持的途徑推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展［7］。二是減緩農(nóng)民的貧困。農(nóng)旅融合發(fā)展可產(chǎn)生減貧效應(yīng)，有助于農(nóng)民脫貧，脫貧效率與農(nóng)旅融合發(fā)展水平高度相關(guān)［8-10］。三是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。農(nóng)旅融合發(fā)展對糧食生產(chǎn)效率、農(nóng)業(yè)生態(tài)效率和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)機構(gòu)優(yōu)化升級具有顯著影響［11-13］。測度農(nóng)旅融合影響效果的方法主要分為3 類：一是采用投入—產(chǎn)出分析方法探索農(nóng)旅融合的作用效果［14，15］；二是在農(nóng)旅融合政策影響下，構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系評估農(nóng)旅融合影響效應(yīng)［16］；三是構(gòu)建計量模型對農(nóng)旅融合影響效應(yīng)進(jìn)行測度，常見的模型有最小二乘法的多元線性回歸模型［10，17］、PSM - DID 模型［7］、SBM模型［12］、Probit 和Tobit 模型［8］等。綜合分析國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)，農(nóng)旅融合對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和減緩貧困的影響效果是近期研究熱點，研究視角多集中在宏觀經(jīng)濟水平和微觀減貧效果的測度，對于農(nóng)旅融合的宏觀增收效應(yīng)及作用機制、異質(zhì)性特征鮮少研究。農(nóng)旅融合影響效果的測度方法普遍為倍差法、多元線性回歸、傾向得分匹配等方法，容易存在由于調(diào)查對象個體異質(zhì)性造成的樣本選擇偏誤問題，由不可觀測變量引發(fā)的內(nèi)生性問題也難以避免。綜上所述，本文以休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的設(shè)立作為準(zhǔn)自然實驗，選取我國西部地區(qū)247 個脫貧縣2010—2019 年的宏觀數(shù)據(jù)作為研究樣本，采用PSM-DID模型評估設(shè)立示范縣所帶來的增收效應(yīng)，構(gòu)建中介效應(yīng)和三重差分模型分析示范縣帶動農(nóng)民增收的作用機制及區(qū)域異質(zhì)性，嘗試?yán)迩遛r(nóng)旅融合發(fā)展與農(nóng)民收入增長之間的聯(lián)系。

1 政策分析與研究假設(shè)

1.1 政策分析

為了推動農(nóng)旅融合發(fā)展和拉動農(nóng)民就業(yè)增收，2010年農(nóng)業(yè)部和國家旅游局聯(lián)合開展了全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣創(chuàng)建活動，并陸續(xù)推出扶持政策。截至2021 年，西部地區(qū)休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣達(dá)到74 個，為農(nóng)旅融合發(fā)展?fàn)I造了良好的政策環(huán)境。本文系統(tǒng)梳理了休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣相關(guān)政策（表1），并總結(jié)出促進(jìn)農(nóng)民增收的3 條作用路徑：一是通過產(chǎn)業(yè)扶持推動農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)協(xié)同發(fā)展，依托“百縣千鄉(xiāng)萬村”、農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展等試點工程和項目，投入大量經(jīng)費以改善休閑農(nóng)業(yè)種養(yǎng)條件，推動旅游產(chǎn)業(yè)提檔升級；二是改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實施休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游提升工程，開展休閑農(nóng)業(yè)村莊道路、停車場、農(nóng)事景觀觀光道路等基礎(chǔ)服務(wù)設(shè)施建設(shè)，美化農(nóng)村環(huán)境，提高接待能力；三是加強休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游人才培養(yǎng)，提高創(chuàng)業(yè)資金和就業(yè)補貼，為農(nóng)旅融合創(chuàng)業(yè)者提供金融和稅收方面優(yōu)惠政策，完善從業(yè)培訓(xùn)［18］。

表1 休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣政策Table 1 Policies for recreational agriculture and rural tourism demonstration counties

1.2 研究假設(shè)

內(nèi)生式發(fā)展理論認(rèn)為，社會的綜合發(fā)展只能從內(nèi)部來推動，最好的方法是把當(dāng)?shù)厝俗鳛殚_發(fā)主體，讓當(dāng)?shù)厝顺蔀橹饕膮⑴c者和受益人［19，20］。要從根本上帶動西部脫貧地區(qū)經(jīng)濟增長需要對當(dāng)?shù)噩F(xiàn)有產(chǎn)業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級，讓當(dāng)?shù)剞r(nóng)民成為主要參與者，從而提升脫貧農(nóng)民的自我發(fā)展能力，實現(xiàn)收入的穩(wěn)步提升。農(nóng)旅融合可充分利用農(nóng)村閑置土地、剩余勞動力和農(nóng)民閑暇時間發(fā)展休閑農(nóng)業(yè)，在提升農(nóng)民內(nèi)生式發(fā)展能力的同時形成產(chǎn)業(yè)支撐，不斷促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，促進(jìn)農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收。為此，本文提出假設(shè)H1：在西部脫貧地區(qū)設(shè)立休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣可以促進(jìn)農(nóng)民增收。

空間地域分異是自然環(huán)境地域分異和社會經(jīng)濟地域分異綜合作用的結(jié)果，不同區(qū)域因資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展等方面的差異，在相同經(jīng)濟活動下也會有著不同的發(fā)展程度［21］。2017 年，《國土資源部關(guān)于支持深度貧困地區(qū)脫貧攻堅的實施意見》將“三區(qū)三州”和貧困發(fā)生率超過18%的貧困縣和貧困發(fā)生率超過20%的貧困村認(rèn)定為深度貧困地區(qū)。深度貧困地區(qū)的自然條件較其他貧困地區(qū)更為惡劣，經(jīng)濟基礎(chǔ)更為薄弱，在深度貧困地區(qū)實施農(nóng)旅融合政策所產(chǎn)生的增收效應(yīng)可能與其他貧困地區(qū)產(chǎn)生顯著差異［22］。為此，本文提出假設(shè)H2：休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣在西部原深度貧困地區(qū)和其他脫貧地區(qū)所產(chǎn)生的增收效應(yīng)具有異質(zhì)性。

依據(jù)前文政策分析，休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的設(shè)立可以通過提高農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的財政扶持，增強休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游的發(fā)展能力；通過提高基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的財政扶持力度，提升示范縣的可進(jìn)入性，進(jìn)而帶動產(chǎn)業(yè)融合及快速發(fā)展；通過提高就業(yè)創(chuàng)業(yè)的財政扶持，拓展增收渠道，促進(jìn)西部貧脫貧地區(qū)農(nóng)民增收。為此，本文提出假設(shè)H3：休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣能夠通過提高農(nóng)業(yè)的財政投入促進(jìn)西部脫貧地區(qū)農(nóng)民增收；假設(shè)H4：休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣能夠通過提高旅游業(yè)的財政投入促進(jìn)西部脫貧地區(qū)農(nóng)民增收；假設(shè)H5：休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣能夠通過提高基礎(chǔ)設(shè)施的財政投入促進(jìn)西部脫貧地區(qū)農(nóng)民增收；假設(shè)H6：休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣能夠通過提高就業(yè)補貼的財政投入促進(jìn)西部脫貧地區(qū)農(nóng)民增收。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型選擇

本文主要采用雙重差分傾向得分匹配法（PSM—DID）來評估農(nóng)旅融合的增收效應(yīng)。PSM—DID由Heckman首次提出，運用DID 必須滿足平行趨勢假設(shè)這一前提條件，在不滿足平行趨勢假設(shè)的情況下可以借助PSM 方法構(gòu)造一個與處理組具有平行趨勢的對照組，以有效降低樣本選擇性偏差對分析結(jié)果帶來的影響［23］。結(jié)合研究目的，西部地區(qū)貧困縣的資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展存在顯著差異，不滿足平行趨勢假設(shè)，故適合運用PSM—DID 方法進(jìn)行評估。首先，劃分處理組和對照組，處理組為設(shè)立休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的西部脫貧縣，對照組為非休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的西部脫貧縣，并依據(jù)控制變量對處理組和對照組進(jìn)行傾向得分匹配，然后引入雙重差分模型作進(jìn)一步分析［24］?？紤]到休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣設(shè)立為多期且發(fā)生在不同年份，所以將一般雙重差分模型變形為雙向固定效應(yīng)差分模型來驗證假設(shè)H1，模型為：

式中：Yit為西部脫貧縣i 在第t 年的增收效應(yīng)；treati為處理組的虛擬變量，用以區(qū)分處理組和對照組；postt為處理期的虛擬變量，用以區(qū)分處理組政策實施前后；Xit為控制變量；μi為個體固定效應(yīng)；γi為時間固定效應(yīng)；εit為非觀測的隨機干擾項。

為了驗證研究假設(shè)H2，本文參照姚耀軍［25］對三重差分模型的構(gòu)建方法，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入“是否為深度貧困縣”這一虛擬變量Deepj，討論示范縣在原深度貧困地區(qū)和其他脫貧地區(qū)的增收效應(yīng)差異。如果該縣屬于原深度貧困縣，則Deepj= 1，否則，Deepj=0。Deepj× treati× postt為該模型關(guān)注的交互項，也是ddd［25］，模型為：

根據(jù)前文理論分析，休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的設(shè)立可以通過提高農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的財政支出、基礎(chǔ)設(shè)施和就業(yè)補貼的財政投入來推動脫貧縣農(nóng)民增收。因此，為驗證假設(shè)H3—H6，本文采用Baron &Kenny提出的逐步回歸法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建中介效應(yīng)模型［26］：

式中：Mit為中介變量。檢驗步驟如下：首先，檢驗方程（1）中的回歸系數(shù)α1的顯著性，反映的是自變量對因變量的總效應(yīng)。其次在α1顯著的基礎(chǔ)上，檢驗?zāi)Ｐ停?）中的回歸系數(shù)φ1和模型（4）中的回歸系數(shù)θ2。若二者都顯著，表明間接效應(yīng)顯著；若φ1或θ2不顯著（或兩者都不顯著），表明自變量對因變量的影響不是通過該中介變量實現(xiàn)的。最后檢驗?zāi)Ｐ停?）中回歸系數(shù)θ1。若θ1顯著，表示該中介變量起到的是部分中介作用；若θ1不顯著，表示該中介變量起到的是完全中介作用，即政策效應(yīng)全部是通過該中介變量實現(xiàn)的。

2.2 變量選擇

由于本文重點研究的是休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游縣的增收效應(yīng)，因此反映地區(qū)農(nóng)民收入水平的指標(biāo)為核心變量?？紤]到其他社會經(jīng)濟因素也會影響到核心變量，故納入其他控制變量進(jìn)行分析。①被解釋變量。被解釋變量Yit代表當(dāng)?shù)剞r(nóng)民收入水平。農(nóng)村居民人均可支配收入可反映農(nóng)民收入水平，因此選取農(nóng)村居民人均可支配收入（incomeit）這一變量來衡量西部脫貧縣的增收水平。②核心解釋變量。虛擬變量（treati）用于區(qū)分處理組和對照組。參照2012年國家鄉(xiāng)村振興局發(fā)布的《國家扶貧開發(fā)工作重點縣名單》和2010—2017 年國家旅游局和農(nóng)業(yè)部聯(lián)合發(fā)布的《全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣（市、區(qū)）名單》，處理組為設(shè)立休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的貧困縣，賦值為1，對照組為沒有設(shè)立休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的貧困縣，賦值為0。虛擬變量（postt）用以區(qū)分處理組政策實施前后。本文將脫貧縣評定示范縣之前的年份設(shè)置為對照期，賦值為0，將脫貧縣評定示范縣之后的年份設(shè)置為處理期，賦值為1。交互項（did）為該模型關(guān)注的核心變量，是treati和postt的乘積，表示處理組在處理期的真正效應(yīng)。③控制變量。本文選取能影響農(nóng)村居民收入增長的其他變量作為控制變量。經(jīng)濟增長帶來的涓流效應(yīng)會影響居民收入水平，由乘數(shù)效應(yīng)可知固定資產(chǎn)投資可以直接促進(jìn)經(jīng)濟增長［27］，因此選取能衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的固定資產(chǎn)投資（investit）作為控制變量之一；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整可以通過勞動力轉(zhuǎn)移影響居民的收入水平，因此選取第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值（primaryit）和第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值（thirdit）來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)［28］；政府財政在促進(jìn)農(nóng)民收入增長中扮演重要角色，因此選取地方財政支出比重（financeit）來衡量。④中介變量。根據(jù)研究設(shè)計，檢驗農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)的財政投入是否為休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣促進(jìn)農(nóng)民增收的作用機制，選取農(nóng)林水務(wù)支出（farmingit）、文化傳媒和旅游支出（tourismit）作為檢驗指標(biāo)；檢驗基礎(chǔ)設(shè)施和就業(yè)補貼的財政投入是否為休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣促進(jìn)農(nóng)民增收的作用機制，選取交通運輸支出（transit）、社會保障和就業(yè)支出（jobit）作為檢驗指標(biāo)。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文根據(jù)國家統(tǒng)計局劃分的西部地區(qū)10 個完整省份作為分析樣本。由于西藏和新疆擁有特有的專項扶貧政策，為避免專項扶貧政策對增收效應(yīng)的影響，故剔除出樣本范圍。最終選取云南、貴州、四川、廣西、甘肅、青海、寧夏、陜西8 個省份，共247 個貧困縣作為樣本數(shù)據(jù)，包括102 個深度貧困縣和145個普通貧困縣。將設(shè)立為休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的23 個貧困縣作為處理組，其他224 個貧困縣作為對照組（圖1），樣本時間設(shè)為2010—2019 年，數(shù)據(jù)來源于中國各省份歷年的統(tǒng)計年鑒和各縣歷年的財政決算報告，部分缺失數(shù)據(jù)通過各縣的國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報補齊。實證分析中，為剔除極端值影響對變量進(jìn)行1%的縮尾處理，為消除異方差所有數(shù)值指標(biāo)均取對數(shù)值。各變量的描述性統(tǒng)計如表2 所示。

圖1 樣本分布情況Figure 1 Sample distribution

表2 主要變量描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of main variables

3 結(jié)果及分析

3.1 增收效應(yīng)測度

首先采用PSM匹配處理組和對照組，各協(xié)變量得分匹配平衡性檢驗結(jié)果如表3，所有變量標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對值均小于10%；同時，T 檢驗結(jié)果均不顯著，表明匹配后處理組和對照組不存在顯著性差異，滿足平衡趨勢假設(shè)。

表3 傾向得分匹配平衡性檢驗結(jié)果Table 3 Propensity score matching balance test results

通過PSM匹配到相似的處理組與對照組樣本，采用模型（1）評估貧困縣設(shè)立休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣帶來的增收效應(yīng)。表4 中，第（1）列和第（2）列分別為沒有加入控制變量和加入控制變量后的分析結(jié)果，did 系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明設(shè)立休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣對于貧困縣農(nóng)村居民人均可支配收入起到正向促進(jìn)作用。在未控制其他經(jīng)濟變量時，處理組在設(shè)立示范縣后農(nóng)村居民人均可支配收入高于對照組60%，控制其他經(jīng)濟變量后，處理組農(nóng)村居民人均可支配收入高于對照組12%。上述結(jié)果表明，休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的設(shè)立顯著提高了西部地區(qū)脫貧縣農(nóng)村居民人均可支配收入，驗證了假設(shè)H1。

表4 雙重差分分析結(jié)果Table 4 Difference- in- difference analysis result s

利用雙重差分分析政策效應(yīng)需要處理組和對照組必須滿足共同趨勢假設(shè)，如果不滿足該假設(shè)，會在分析中產(chǎn)生估計偏誤問題，導(dǎo)致政策效應(yīng)被低估或者高估［29］。另外，在休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣設(shè)立階段，除了受示范縣的影響之外，貧困縣的發(fā)展可能還會受到其他政策或隨機事件的影響，若不能排除其他因素的干擾，會錯誤地判斷示范縣產(chǎn)生的增收效應(yīng)。為確保分析結(jié)果的穩(wěn)健性，分別進(jìn)行平行趨勢假設(shè)檢驗和安慰劑檢驗。參考龍小寧等［30］平行趨勢假設(shè)檢驗法，加入示范縣設(shè)立之前年份的虛擬變量與是否屬于示范縣的虛擬變量的交互項作為解釋變量，再次進(jìn)行估計。表5 中，變量pre1、pre2、current 和time1、time2、time3分別為示范縣設(shè)立前1年、前2 年、設(shè)立當(dāng)期和設(shè)立后1 年、后2 年、后3 年的年份虛擬變量與虛擬變量（treatment）的交互項，變量的系數(shù)用來測度因變量的增長率是否相同。結(jié)果顯示，示范縣設(shè)立前1 年和前2 年的系數(shù)幾乎不存在顯著性差異，相反設(shè)立當(dāng)期和設(shè)立后三年的系數(shù)顯著，說明符合平行趨勢的前提假設(shè)。參考蔣靈多等［31］的安慰劑檢驗方法，將政策實施年份向前調(diào)整一年進(jìn)行反事實檢驗。我國西部脫貧縣最早在2012年設(shè)立第一批休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣，將年份調(diào)整至2011 年進(jìn)行分析。若估計系數(shù)不顯著，說明示范縣設(shè)立不存在預(yù)期效應(yīng)，貧困縣的增收效應(yīng)是由示范縣的設(shè)立引起；反之，貧困縣的增收效應(yīng)不是由示范縣的設(shè)立引起的。從表5 可見，did 的系數(shù)不存在顯著差異，表明示范縣設(shè)立前不存在顯著的預(yù)期效應(yīng)，即示范縣的設(shè)立產(chǎn)生了增收效應(yīng)。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 5 Robustness test results

3.2 增收效應(yīng)異質(zhì)性分析

現(xiàn)有研究表明，政策影響具有異質(zhì)性，不同的地區(qū)因其資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展的差異會產(chǎn)生不同的政策效果。相比其他貧困地區(qū)，惡劣的自然環(huán)境和薄弱的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)增加了深度貧困地區(qū)的增收難度，在深度貧困地區(qū)推行農(nóng)旅融合發(fā)展所產(chǎn)生的不同效果值得分析與探討［32，33］。本部分關(guān)注休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣設(shè)立在原深度貧困地區(qū)和其他脫貧地區(qū)產(chǎn)生的增收效應(yīng)是否存在異質(zhì)性，構(gòu)建三重差分模型（DDD）對樣本中102 個原深度貧困縣和145 個其他脫貧縣進(jìn)行分析驗證，表6 為異質(zhì)性模型的回歸結(jié)果。從表6 可見，ddd 和ddd1的系數(shù)在1%、5%的水平上顯著，說明休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的增收效應(yīng)在原深度貧困縣和普其他脫貧縣之間存在異質(zhì)性，驗證假設(shè)H2。ddd1的系數(shù)為負(fù)值，說明原深度貧困縣設(shè)立示范縣產(chǎn)生的增收效應(yīng)低于其他脫貧縣，原因可能有3 點：一是原深度貧困縣資源稟賦較差，對比其他地區(qū)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)較薄弱；二是原深度貧困縣基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)缺口較大；三是原深度貧困縣勞動力流失嚴(yán)重，難以為產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展提供足夠的人力和智力支持。

表6 三重差分分析結(jié)果Table 6 Difference- in- difference- in- difference analysis results

3.3 增收效應(yīng)作用機制分析

通過上文分析，已驗證了休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣可帶動西部脫貧地區(qū)農(nóng)民增收，那么設(shè)立示范縣實現(xiàn)增收效應(yīng)的作用機制究竟是什么？根據(jù)前文政策分析，選取農(nóng)林水務(wù)支出（farmingit）、文化傳媒與旅游支出（tourismit）、交通運輸支出（transit）、社會保障和就業(yè)支出（jobit）4 個中介變量構(gòu)建中介效應(yīng)模型，采用逐步回歸系數(shù)法進(jìn)行驗證，分析4 個中介變量是否存在中介效應(yīng)及作用程度。

表7 為農(nóng)業(yè)財政投入的中介效應(yīng)檢驗回歸結(jié)果，第（1）—（3）列依次表示中介變量的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。同理，表8—10 分別為旅游業(yè)財政投入、基礎(chǔ)設(shè)施財政投入、就業(yè)補貼財政投入的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。表7—10 中的第（1）列反映了中介變量的總效應(yīng)，此處仍然采用雙重差分回歸模型（1），故表7—10 中第（1）列的結(jié)果與雙重差分結(jié)果一致。表7—10 中的第（2）列反映了中介變量的直接效應(yīng)，為模型（2）的回歸結(jié)果。表7 中第（2）列的did 系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明示范縣的設(shè)立能夠顯著增加當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)財政支出，對農(nóng)業(yè)財政支出產(chǎn)生正向促進(jìn)作用。同理，表7、表10 中的did 系數(shù)分別在1%和5%上顯著為正，表明示范縣的設(shè)立能夠顯著增加當(dāng)?shù)刎斦С龊途蜆I(yè)補貼財政支出，對旅游業(yè)財政支出、就業(yè)補貼財政支出具有正向促進(jìn)作用。表9 中的did 系數(shù)不顯著，表明示范縣政策未能對基礎(chǔ)設(shè)施財政支出產(chǎn)生影響，研究假設(shè)H5不成立。表7—10 中的第（3）列反映了中介變量的間接效應(yīng)，即中介效應(yīng)，為模型（3）的回歸結(jié)果。表7 中第（3）列的did 系數(shù)顯著為正，農(nóng)業(yè)財政支出對增收效應(yīng)的估計系數(shù)為0.131，且在5%的水平上顯著為正，說明農(nóng)業(yè)財政支出投入會隨著示范縣的設(shè)立產(chǎn)生部分中介作用，促進(jìn)西部脫貧地區(qū)農(nóng)民增收。同理，表8 和表10 中的did 系數(shù)與中介變量系數(shù)顯著為正，表明旅游業(yè)財政投入與就業(yè)補貼財政投入對農(nóng)民增收具有部分中介效應(yīng)。為檢驗中介效應(yīng)，采用系數(shù)乘積項檢驗法，原假設(shè)為H0：φ1×θ2=0，若檢驗結(jié)果拒絕原假設(shè)，說明中介效應(yīng)顯著；反之，說明中介效應(yīng)不顯著，3 個中介變量皆拒絕原假設(shè)，表明中介效應(yīng)成立［34］，驗證了假設(shè)H3、假設(shè)H4和假設(shè)H6。最后，估算中介效應(yīng)。農(nóng)業(yè)、旅游業(yè)、就業(yè)補貼財政投入作為休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣促進(jìn)增收的機制，在此過程中發(fā)揮的中介效應(yīng)分別為0.0559（0.427 × 0.131）、0.0615（0.526 × 0.117）、0.0469（0.634 × 0.074）［35］。其中，旅游業(yè)財政投入產(chǎn)生的中介效應(yīng)的占比最大，其次為農(nóng)業(yè)財政投入與就業(yè)補貼財政投入。

表7中介效應(yīng)檢驗 農(nóng)業(yè)財政投入Table 7 Mesomeric effect test agricultural fi nancial investment

表8中介效應(yīng)檢驗 旅游業(yè)財政投入Table 8 Mesomeric effect tourism financial investment

表9中介效應(yīng)檢驗 基礎(chǔ)設(shè)施財政投入Table 9 Mesomeric effect infrastructure fina ncial investment

表10中介效應(yīng)檢驗 就業(yè)補貼財政投入Table 10 Mesomeric effect eployment subsidy f inancial input

（續(xù)表10）

4 結(jié)論、討論與建議

4.1 結(jié)論與討論

本文以休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的設(shè)立作為準(zhǔn)自然實驗，選取2010—2019 年我國西部地區(qū)247個脫貧縣數(shù)據(jù)為研究樣本，采用PSM—DID 模型和三重差分模型探究了農(nóng)旅融合發(fā)展為西部脫貧地區(qū)農(nóng)民帶來的增收效應(yīng)和區(qū)域異質(zhì)性，并構(gòu)建中介效應(yīng)模型分析了農(nóng)旅融合發(fā)展帶動農(nóng)民增收的作用機制。主要結(jié)論如下：①設(shè)立休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣對于西部地區(qū)脫貧縣農(nóng)村居民人均可支配收入起到正向促進(jìn)作用，示范縣的農(nóng)村居民人均可支配收入高于非示范縣12%，表明農(nóng)旅融合發(fā)展能有效帶動西部脫貧地區(qū)農(nóng)民增收。②休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣在西部原深度貧困縣和其他脫貧縣設(shè)立后所產(chǎn)生的增收效應(yīng)存在不同，在原深度貧困地區(qū)產(chǎn)生的增收效應(yīng)低于其他脫貧地區(qū)，表明農(nóng)旅融合發(fā)展的增收效應(yīng)具有區(qū)域異質(zhì)性。③休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的設(shè)立能顯著增加農(nóng)業(yè)財政投入、旅游業(yè)財政投入和就業(yè)補貼財政投入，并通過三者的增長產(chǎn)生中介效應(yīng)，帶動農(nóng)村居民人均可支配增長。其中，旅游業(yè)財政投入產(chǎn)生的中介效應(yīng)最大，其次為農(nóng)業(yè)財政投入與就業(yè)補貼財政投入，而休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣的設(shè)立并不會對基礎(chǔ)設(shè)施財政支出產(chǎn)生影響，表明農(nóng)旅融合發(fā)展促進(jìn)農(nóng)民增收的作用機制為旅游業(yè)、農(nóng)業(yè)和就業(yè)財政投入。

農(nóng)旅融合正處于蓬勃發(fā)展階段，政府針對農(nóng)旅融合發(fā)展的政策種類較多，本文僅選取休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣政策為例進(jìn)行探究，后續(xù)研究可考慮將多種農(nóng)旅融合政策納入研究范圍，以進(jìn)一步討論農(nóng)旅融合發(fā)展的影響效果。本文從區(qū)域異質(zhì)性角度出發(fā)，驗證了農(nóng)旅融合發(fā)展在原深度貧困地區(qū)和其他脫貧地區(qū)產(chǎn)生的增收效應(yīng)的差異性，在后續(xù)研究中可結(jié)合增收效應(yīng)的作用機制，通過實證研究進(jìn)一步探討其產(chǎn)生區(qū)域異質(zhì)性的具體原因。

4.2 政策建議

基于上述結(jié)論，提出以下政策建議：①政府及相關(guān)部門應(yīng)充分認(rèn)識到農(nóng)旅融合對脫貧地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入增長的促進(jìn)作用，通過科學(xué)編制農(nóng)旅融合發(fā)展規(guī)劃，制定農(nóng)旅融合發(fā)展扶持政策，給予項目申報、前期基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面的政策傾斜和資金支持，推動貧困地區(qū)農(nóng)旅融合高質(zhì)量發(fā)展。②政府部門應(yīng)充分重視西部脫貧地區(qū)農(nóng)旅融合項目的資金投入，在加大財政投入的同時創(chuàng)新籌集資金渠道，用于農(nóng)旅融合相關(guān)項目建設(shè)、集群發(fā)展、設(shè)施改造升級、宣傳推介等，推進(jìn)特色農(nóng)業(yè)基地、農(nóng)業(yè)園區(qū)、休閑農(nóng)莊建設(shè)，形成一定規(guī)模的農(nóng)旅融合產(chǎn)業(yè)帶或集聚區(qū)，以實現(xiàn)農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)深度融合。③政府部門加強對農(nóng)旅融合相關(guān)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)業(yè)與就業(yè)支持，積極支持返鄉(xiāng)下鄉(xiāng)人員開展農(nóng)旅融合經(jīng)營項目，采用貸款貼息、以獎代補等方式進(jìn)行創(chuàng)業(yè)扶持，定期組織對農(nóng)旅融合經(jīng)營主體負(fù)責(zé)人和合作社管理人員開展常規(guī)技術(shù)服務(wù)培訓(xùn)，為農(nóng)旅融合發(fā)展提供必要的人才儲備。④各地政府部門應(yīng)因地制宜地選擇農(nóng)旅融合政策方案，針對資源稟賦沒有優(yōu)勢的原深度貧困地區(qū)，優(yōu)先推動傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，加快農(nóng)業(yè)由生產(chǎn)功能向休閑、生態(tài)功能拓展，加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高農(nóng)村的可進(jìn)入性和旅游接待服務(wù)功能，以此帶動農(nóng)旅融合發(fā)展。

（致謝：本文在撰寫過程中得到了云南省農(nóng)業(yè)農(nóng)村廳政策研究處陳聰老師的指導(dǎo)，在此表示誠摯的謝意?。?/p>