國家現代農業(yè)產業(yè)園建設與共同富裕

王少妝 楊學儒

一、引言

習近平總書記在《扎實推動共同富?！肺恼轮忻鞔_指出：“促進共同富裕，最艱巨最繁重的任務仍然在農村”(習近平，2021)。國家現代農業(yè)產業(yè)園建設被視為新時期引領農業(yè)供給側結構性改革、加快推進農業(yè)現代化、全面貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要抓手，2017年農業(yè)農村部、財政部共同啟動了國家現代農業(yè)產業(yè)園創(chuàng)建工作，中央財政主要通過以獎代補方式對其給予全方位政策支持。目前，全國已批準創(chuàng)建了250個國家現代農業(yè)產業(yè)園，已覆蓋除香港、澳門、臺灣外全部31個省級行政區(qū)中的110個地級市。作為推進農業(yè)現代化和鄉(xiāng)村全面振興的重要舉措，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設是否真正起到了政策所期望的“強農富農”，進而促進共同富裕的效果呢？如果是，其通過什么路徑來促進共同富裕呢？

習近平總書記指出，“我們說的共同富裕是全體人民共同富裕，是人民群眾物質生活和精神生活都富裕，不是少數人的富裕，也不是整齊劃一的平均主義”(習近平，2021)。這意味著，推進共同富裕，一方面要求提升社會總體的富裕水平，另一方面要求改善全體人民對社會財富的共享程度。因此，共同富裕應包含總體富裕與成果共享兩個維度。那么，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的總體富裕效應和成果共享效應方面是否存在差異呢？進一步地，在不同區(qū)域、不同經濟發(fā)展水平地區(qū)其效應是否具有異質性呢？

為回答上述問題，在兼顧共同富裕測度指標準確反映其科學內涵和數據可獲得性的基礎上，本研究構建了地級市層面的共同富裕指標體系，以中國293個地級市為研究對象，采用多期雙重差分模型實證檢驗了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕的影響，揭示了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設影響地區(qū)共同富裕的作用機制、“總體富?！毙汀俺晒蚕怼毙牟町?，以及區(qū)域和經濟發(fā)展水平異質性。本文的邊際貢獻主要體現在以下三點：第一，本文拓展了對農業(yè)產業(yè)園建設效應的認識，提出并驗證了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的共同富裕效應。這為扎實推進共同富裕提出了另一條有力途徑：現代農業(yè)產業(yè)園建設。第二，本文研究發(fā)現國家現代農業(yè)產業(yè)園建設促進了地區(qū)農業(yè)全要素提升，降低第一產業(yè)就業(yè)比重而增加了第三產業(yè)就業(yè)比重，實現了就業(yè)轉移，促進了農民工資性收入增長，從而回答了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設促進共同富裕的路徑問題。第三，基于共同富裕內涵的科學解讀和地市層面數據可獲得性的系統(tǒng)考察，立足于扎實推進農民農村共同富裕重大問題的現實需求，本文構建了具有較高信效度的地區(qū)共同富裕測度指標體系，從而為區(qū)域層面的共同富裕評價和實證研究提供了有益參考。

本文其余部分安排如下：第二部分是國家現代農業(yè)產業(yè)園發(fā)展現狀與研究假說；第三部分是計量模型和相關數據說明；第四部分是主要實證結果分析與討論；第五部分是機制檢驗與異質性分析；第六部分是結論與啟示。

二、發(fā)展現狀分析與研究假說的提出

(一)國家現代農業(yè)產業(yè)園發(fā)展現狀

自2017年中央一號文件(1)2017年中央一號文件：《中共中央 國務院關于深入推進農業(yè)供給側結構性改革 加快培育農業(yè)農村發(fā)展新動能的若干意見》http://www.gov.cn/zhengce/2017-02/05/content_5165626.htm。中提出“建設現代農業(yè)產業(yè)園”后，黨中央、國務院和各部委制定了一系列旨在推動現代農業(yè)產業(yè)園建設的政策文件，以推動農村一二三產業(yè)深度融合，提升農業(yè)發(fā)展質量。從主要政策文件的內容和要求來看，農業(yè)農村的發(fā)展路徑越來越強調立足各地特色優(yōu)勢資源打造農業(yè)全產業(yè)鏈，推動農村一二三產業(yè)融合發(fā)展，拓展農業(yè)多種功能、挖掘鄉(xiāng)村多元價值，高質量、全方位地加快農業(yè)農村現代化。

2017年3月，農業(yè)部、財政部聯合發(fā)布了《農業(yè)部 財政部關于開展國家現代農業(yè)產業(yè)園創(chuàng)建工作的通知》，明確提出了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的創(chuàng)建條件、建設目標和任務等。由農業(yè)產業(yè)園所在地人民政府提出申請后，農業(yè)部、財政部按照高標準、少而精、寧缺毋濫的要求，聯合組織競爭性選拔。對批準創(chuàng)建的國家現代農業(yè)產業(yè)園通過以獎代補的方式給予適當支持。獎補資金為分期安排，對考核不合格的，則不再給予獎補資金，并按規(guī)定撤銷創(chuàng)建資格。之后，各地積極響應中央政策，發(fā)布了關于本地現代農業(yè)產業(yè)園建設的工作方案。比如：廣東省發(fā)布的《2021—2023年全省現代農業(yè)產業(yè)園建設工作方案》、《廣東省推進農業(yè)農村現代化“十四五”規(guī)劃》中強調，推進新一輪省級現代農業(yè)產業(yè)園建設，全面提升現代農業(yè)產業(yè)質量效益。黑龍江省印發(fā)的《黑龍江省鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展“十四五”規(guī)劃》提出，提升現代農業(yè)產業(yè)園，到2025年，培育一批產值超100億元的現代農業(yè)產業(yè)園。

截止2022年8月，全國已批準創(chuàng)建250個國家現代農業(yè)產業(yè)園，包括納入國家現代農業(yè)產業(yè)園創(chuàng)建管理體系的省級現代農業(yè)產業(yè)園12個。2017年至今，國家現代農業(yè)產業(yè)園先后創(chuàng)建了7批，2017年41個(首批11個，第二批30個)，2018年21個，2019年52個(含納入管理體系7個，其中有2個2020年轉為創(chuàng)建)，2020年39個(含納入管理體系8個，其中有1個2021年轉為創(chuàng)建)，2021年50個，以及2022年50個。

通過繪制國家現代農業(yè)產業(yè)園在中國各地級市的可視化圖可以看出，絕大多數產業(yè)園分布在胡煥庸線的右側部分(2)如需分布圖可向作者或編輯部索取。。從區(qū)域分布看，截至2022年8月底，各區(qū)域產業(yè)園分布情況為東部地區(qū)85個，西部地區(qū)88個，中部地區(qū)49個，東北地區(qū)28個。其中，廣東省獲批的數量最多，共16個；四川省和江蘇省次之，各獲批14個；山東省13個；黑龍江11個；其余省份不足10個。由此可見，國家農業(yè)產業(yè)園數量排名靠前省份多為經濟發(fā)達省份，多非農業(yè)大省，而可能是農業(yè)強省。從主導產業(yè)類別看，以糧食為主導產業(yè)的產業(yè)園68個，畜牧為主導產業(yè)的60個，水果為主導產業(yè)的47個，蔬菜為主導產業(yè)的42個，而以水產、油料、中藥材等其它產業(yè)為主導產業(yè)的相對較少。

(二)研究假說

總的來說，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設能夠有效激活農業(yè)農村經濟發(fā)展活力，顯著促進各地的現代農業(yè)發(fā)展，對高質量鄉(xiāng)村振興起到重要作用，進而推進地區(qū)共同富裕水平(蔣黎等, 2021; 黃承偉, 2021)。建設現代農業(yè)產業(yè)園不僅是帶動農村就業(yè)、促進農民增收創(chuàng)利的重要途經，而且能夠推動農村產業(yè)融合發(fā)展，讓農民能夠更多、更充分地分享產業(yè)增值收益(李和平、張曉曉, 2019; 涂圣偉, 2022)，助力地區(qū)共同富裕的實現。

一是促進“富裕”。國家現代農業(yè)產業(yè)園建設目的是“做大做強主導產業(yè)，建設優(yōu)勢特色產業(yè)引領區(qū)”、“促進生產要素集聚，建設現代技術與裝備集成區(qū)”、“推進產加銷、貿工農一體化發(fā)展，建設一二三產業(yè)融合發(fā)展區(qū)”、“推進適度規(guī)模經營，建設新型經營主體創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新孵化區(qū)”。其一，為建設優(yōu)勢特色產業(yè)引領區(qū)，產業(yè)園建設不僅致力于產品優(yōu)質，還努力培育農產品(區(qū)域公共)品牌，實現園區(qū)特色產業(yè)生產效率高，產品質量好，并且贏得市場關注和認可，提升溢價能力。通過依托其特色主導產業(yè)，建成規(guī)模化、標準化、設施化、產業(yè)化農產品生產基地，提升農產品加工水平，從而形成一批有影響力的地方特色品牌。通過打造產業(yè)品牌以增強其農產品市場競爭力，將品牌價值轉化經濟價值，提高農村經濟效益。其二，農業(yè)產業(yè)園本質上是以農業(yè)產業(yè)為主導的企業(yè)在地理上的集聚區(qū)，集聚著資金、人才、市場等現代生產要素?，F代農業(yè)產業(yè)園建設實施財政獎補資金引導和社會資本投資投入為主，加大農業(yè)技術研發(fā)投入和先進技術引進，使得更多優(yōu)秀人才、先進裝備和優(yōu)良品種進駐產業(yè)園，農業(yè)生產技術水平不斷提升。同時，通過深化農業(yè)生產和生產性服務業(yè)分工，促進農業(yè)生產效率提升，在農業(yè)勞動力需求減少的同時快速提升農業(yè)生產質量和市場競爭力，進而提高了產業(yè)園的經濟效益及其入駐企業(yè)的生產效率和經營績效(張延龍等, 2022)，從而有利于農業(yè)經濟高質量增長，做大蛋糕推進總體富裕。其三，現代農業(yè)產業(yè)園還承擔著新型經營主體創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新孵化使命，通過龍頭企業(yè)帶動作用，形成“企業(yè)+家庭農場”、“龍頭企業(yè)+小微企業(yè)”、“企業(yè)+農業(yè)大戶”等多經營主體聯動模式，或借助農業(yè)龍頭搭建創(chuàng)業(yè)平臺，孵化農業(yè)生產性服務企業(yè)或涉農上下游服務企業(yè)，促進農村經濟社會繁榮。其四，現代農業(yè)產業(yè)園還通過圍繞其主導產業(yè)，延伸產業(yè)鏈條，深化產業(yè)融合發(fā)展。一是國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的獎補資金和融資機會支持牽頭企業(yè)或實施主體加快從農產品初加工向精深加工發(fā)展的進度，以前難以配備的行業(yè)領先的高價值裝備迅速鋪開，提升了農產品加工的機械化、自動化和智能化程度，加工品質和效率快速提升，促進農產品加工業(yè)提質增效。不過，裝備升級帶來的勞動力節(jié)約可能抵消甚至完全覆蓋了農產品精深加工發(fā)展創(chuàng)造的就業(yè)崗位，總體上難以帶動更多農民轉移到第二產業(yè)，尤其是在勞動密集型制造業(yè)增長乏力的宏觀經濟背景下。二是深入挖掘農業(yè)生態(tài)價值、旅游休閑價值和文化價值，通過大力發(fā)展休閑農業(yè)、創(chuàng)意農業(yè)等新興業(yè)態(tài)，推動當地農旅融合、農商融合，全面帶動農業(yè)產業(yè)轉型升級(楊學儒等，2019)，創(chuàng)造更多第三產業(yè)就業(yè)崗位，同時優(yōu)化了農村產業(yè)結構，從而促進農民持續(xù)增收和農村經濟增長(涂圣偉, 2022; 趙海燕等, 2021)、地區(qū)共同富裕的實現。現代農業(yè)產業(yè)園通過構建生產、加工、休閑等農業(yè)全產業(yè)鏈，實現農村一二三產業(yè)融合發(fā)展的格局。

二是實現“共享”?，F代農業(yè)產業(yè)園注重龍頭企業(yè)的帶動作用，通過發(fā)揮現代農業(yè)產業(yè)園的技術示范推廣作用，利用技術培訓、技術指導等形式，將先進技術、新品種等傳授給農戶，以產業(yè)發(fā)展帶動農村農民。現代農業(yè)產業(yè)園堅持“姓農、務農、為農、興農”的發(fā)展理念，通過創(chuàng)新聯農帶農激勵機制，構建 “龍頭企業(yè)+基地”、 “企業(yè)+農戶”等多元經營運作模式，探索訂單、保底收益+按股分紅、租金+分紅+勞務收入等現代農業(yè)產業(yè)園利益聯結機制，保障農民收益，激發(fā)農民的內生動力，使得農民的主動性和積極性得到充分的發(fā)揮(李和平、張曉曉, 2019; 肖琴、羅其友, 2019)，讓農民分享農業(yè)全產業(yè)鏈增值收益，共享現代農業(yè)發(fā)展的紅利?，F代農業(yè)產業(yè)園建設推動農業(yè)分工深化，促進農業(yè)生產性服務業(yè)快速發(fā)展，為弱勢農民提供了從事農產品主播、無人機“飛手”等新興較高收入職業(yè)的機會；促進農業(yè)與旅游、文化、教育等產業(yè)深度融合，發(fā)展“農業(yè)+旅游”等產業(yè)園，帶動農戶以民宿經營、農家樂餐飲服務等多樣形式創(chuàng)業(yè)就業(yè)，農民就業(yè)持續(xù)向第三產業(yè)轉移，促進了農民工資性收入持續(xù)增長，在工資性收入占農民收入比重已超過四成(國家發(fā)展改革委政策研究室，2022)的現實背景下，其對促進弱勢農民的共同富裕具有極其重要的作用?，F代農業(yè)產業(yè)園還通過盤活農村廠房、土地、勞動力等可利用的資源，利用土地租賃、入股等方式加快土地流轉，拓展農民增收渠道以增加農民收入，促進共同富裕(王晶、呂開宇, 2021)。另外，在現代農業(yè)產業(yè)園建設中，通過產業(yè)品牌建設，打造公共區(qū)域品牌，增強地方農產品市場競爭力，并通過發(fā)揮品牌效應溢出作用，促進小農戶與大市場有效銜接，增加了低收入農戶的收入，縮小農村群體差距。

基于此，本文提出如下假說：

假說1: 國家現代農業(yè)產業(yè)園建設有利于促進地區(qū)共同富裕。

假說2: 國家現代農業(yè)產業(yè)園建設有利于地區(qū)農業(yè)全要素生產率提升。

假說3: 國家現代農業(yè)產業(yè)園建設可以帶動農民從第一產業(yè)轉移到第三產業(yè)就業(yè)。

三、研究設計

(一)數據來源

基于理論邏輯和數據可獲得性考慮，本文選取了2015—2020年中國293個地級市作為研究樣本，不包括直轄市(3)本文以《國務院批轉民政部關于調整設市標準報告的通知》(國發(fā)[1993]38號1993年5月17日)293個地級市名單為研究對象，數據完整，故樣本量為每年293個。排除直轄市一是因為其行政級別不同，二是因為直轄市通常被理解為城市，和本研究主題國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對農村(地區(qū))共同富裕的影響存在差異，而且直轄市農業(yè)農村都相對較小，從邏輯上國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的影響也相對較小。實證上，本文也用加入直轄市的數據做了穩(wěn)健性檢驗，其結果無顯著變化。。研究數據主要由四部分組成。共同富裕指數數據根據下文構建的指標測算得出，各具體指標數據來源于各地市歷年的統(tǒng)計年鑒。國家現代農業(yè)產業(yè)園創(chuàng)建名單來源于農業(yè)農村部官網。地區(qū)生產總值、地方一般公共預算收入和支出、第一產業(yè)從業(yè)人員比重和第二產業(yè)從業(yè)人員比重等數據均根據歷年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》整理得出。地理坡度數據基于ASTER Global Digital Elevation Model V003的高程數據計算得出。缺失數據采用插值法補充。

(二)變量選取

1.被解釋變量：共同富裕指數。分析共同富裕的內涵表明，共同富裕由“共同”和“富?！眱蓚€關鍵詞組成，實現共同富裕就是要在不斷提升富裕水平的同時更加公平地共同享有發(fā)展成果，不斷增強人們群眾的獲得感和幸福感，因此，共同富裕測度指數應包括總體富裕程度和發(fā)展成果共享程度兩個維度(劉培林等, 2021)?！案辉！卑ㄎ镔|層面和精神層面的富裕，指的是在實現物質富裕基礎上逐步推動精神富裕，強調實現人民生活富足，讓人民群眾在文化教育、醫(yī)療衛(wèi)生、就業(yè)等方面獲得更高的幸福感。因此，我們從收入水平和基本公共服務水平兩個方面測算總體富裕程度?！肮餐敝傅氖侨w人民中的每一個人共享發(fā)展成果，代表的是在發(fā)展中不斷縮小區(qū)域、城鄉(xiāng)等之間的生活水平差距，實現教育、醫(yī)療等基本公共服務均等化(李實, 2021; 王一鳴, 2020)。因此，我們從區(qū)域差距和城鄉(xiāng)差距兩個方面衡量發(fā)展成果共享程度。由此構建了如表1所示的共同富裕指標體系。本研究參照郭蕓等(2020)對區(qū)域高質量發(fā)展指數測算的熵權法做法，計算得出各地區(qū)的“共同富?！本C合得分。共同富裕指數的得分區(qū)間設定為[0, 100]，共同富裕指數越大，代表該地區(qū)的共同富裕程度越高，反之，共同富裕指數越小，則代表該地區(qū)的共同富裕程度越低。對于“總體富裕”和“成果共享”兩個維度的指標測算，本研究根據其子維度具體指標，利用熵權法計算得出各地區(qū)的“總體富?！焙汀俺晒蚕怼本C合得分，得分區(qū)間亦設定為[0, 100]?？傮w富裕指數/成果共享指數越大，代表該地區(qū)的總體富裕程度/成果共享指數越高，反之，總體富裕指數/成果共享指數越小，代表該地區(qū)的總體富裕程度/成果共享指數越低。

2.解釋變量。解釋變量為國家現代農業(yè)產業(yè)園虛擬變量，采用2015—2020年中國各地級市是否有國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的虛擬變量。我們以某一地級市最早有國家現代農業(yè)產業(yè)園(包含納入國家現代農業(yè)產業(yè)園管理體系的省級現代農業(yè)產業(yè)園)的年份作為該地級市國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的日期，在當年有國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的地級市記為1，否則為0。

表1 共同富裕的指標體系

3.控制變量。本文還控制了其它會影響地區(qū)共同富裕程度的變量。一般而言，地區(qū)的共同富裕程度與該地方的經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構、人口密度以及地理區(qū)位等有關(裴延峰, 2022; 覃成林、楊霞, 2017)。對于地方的經濟發(fā)展水平，我們選取地區(qū)生產總值和地方財政自主權進行控制，地方財政自主權指的是各地區(qū)地方一般公共預算收入與地方一般公共預算支出的占比。對于產業(yè)結構情況，我們選取第一產業(yè)增加值占地區(qū)生產總值比重進行控制。對于地區(qū)的人口密度，我們選取地區(qū)內每平方公里的人口數量進行控制。對于地區(qū)社會消費品零售情況，我們選取各地區(qū)社會消費品零售總額進行控制。對于地理區(qū)位情況，我們選取各地區(qū)的平均地理坡度進行控制，又由于各地區(qū)歷年來的坡度數據基本沒有變化，故我們將其與時間趨勢項進行相乘。另外，本研究還控制了時間固定效應和地區(qū)固定效應。

此外，為了避免數據的劇烈變動產生的異方差和統(tǒng)計偏誤，本研究對以上變量均進行了對數處理。本研究主要變量的測度與描述統(tǒng)計表如表2所示。

(三)模型設計

為考察國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕程度的影響，本研究建立雙重差分模型(DID)將研究對象國家現代農業(yè)產業(yè)園建設前后的其它差異進行控制，從而分離出真正的政策影響的效果。但由于各個地級市創(chuàng)建國家現代農業(yè)產業(yè)園的時間存在差異，因此本研究采用多期DID模型進行分析。構建的模型如下：

Yit=α+βDit+θControlit+μi+νt+εit

(1)

其中，i和t表示地級市i的t時期。被解釋變量Yit表示第i個地級市t年的共同富裕情況，我們選用構建的共同富裕指數進行估計。Dit表示國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的政策虛擬變量，當地級市i在t年建設國家現代農業(yè)產業(yè)園則取值為1，否則為0。Controlit表示其它控制變量，指的是國家現代農業(yè)產業(yè)園以外會影響地區(qū)共同富裕程度的重要因素，具體包括：地區(qū)生產總值、財政自主權、第一產業(yè)占比、人口密度、社會消費品零售情況以及平均地理坡度。μi、νt分別代表地級市和時間固定效應；εit為模型誤差項。β為本研究解釋變量的核心估計系數，表示國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕情況的影響。

表2 主要變量的測度與描述性統(tǒng)計

四、結果分析與討論

(一)基準回歸結果分析

表3匯報了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕情況的影響的估計結果。列(1)僅加入關鍵解釋變量，列(2)僅加入控制變量，列(3)在列(2)基礎上加入國家現代農業(yè)產業(yè)園建設虛擬變量。從第(3)列的結果表明，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)的共同富裕程度的影響顯著為正(β=0.269，p<0.01)，即國家現代農業(yè)產業(yè)園的建設顯著促進了地區(qū)的共同富裕。假說1得到證實，即國家現代農業(yè)產業(yè)園建設確實是推進地區(qū)共同富裕的有力途徑。

(二)平行趨勢檢驗

為了檢查處理組和控制組之間是否存在共同趨勢，本研究參照Beck et al.(2010),通過在回歸中加入一系列按年份劃分的虛擬變量來進行控制。其中，d_1-d_5為國家現代農業(yè)產業(yè)園建設之前的虛擬變量。d_1表示國家現代農業(yè)產業(yè)園建設前一年記為1，其余為0。d_2表示國家現代農業(yè)產業(yè)園建設前二年記為1，其余為0，以此類推。d1-d3為國家現代農業(yè)產業(yè)園建設之后的虛擬變量。d1表示國家現代農業(yè)產業(yè)園建設后一年記為1，其余為0。d2表示國家現代農業(yè)產業(yè)園建設后二年記為1，其余為0，以此類推。d0表示國家現代農業(yè)產業(yè)園建設當期的虛擬變量。

表4列(1)給出了平行趨勢檢驗結果，可以看出，在政策實施相對時間之前的虛擬變量系數基本不顯著，說明在國家現代農業(yè)產業(yè)園建設之前，處理組和控制組對地區(qū)的共同富裕水平不存在顯著差別，滿足平行趨勢假設。

表3 DID回歸結果

表4 平行趨勢檢驗結果

(三)安慰劑檢驗

為了排除政策沖擊不隨機和地區(qū)異質性對研究結論的影響，我們參考Li et al.(2016)的做法，采用安慰劑檢驗。基于隨機產生的處理組虛擬變量和國家現代農業(yè)產業(yè)園建設年份的虛擬變量，我們得到了新的隨機模擬的交互項。我們將真實的國家現代農業(yè)產業(yè)園建設虛擬變量替換成隨機產生的交互項，對模型進行重新估計。圖1展示了將該過程重復1000次后得到的估計系數分布情況?？梢钥闯觯陔S機樣本估計得到的系數均值在0的附近，呈正態(tài)分布，且與基準回歸系數存在較遠距離。這證明了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕的影響效應并不是由于其它政策沖擊或者隨機性因素導致的，表明基準回歸通過了安慰劑檢驗，本文的研究結論是穩(wěn)健的。

圖1 安慰劑檢驗結果

(四)穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗本文研究結論的穩(wěn)健性，我們采用替換變量、剔除特殊樣本等方法進行穩(wěn)健性檢驗。

1.替換變量

在基準回歸中，我們使用是否有國家現代農業(yè)產業(yè)園的虛擬變量來衡量對地區(qū)共同富裕水平的影響。考慮到在不同的地級市其產業(yè)園建設的數量也會影響到共同富裕程度，對此，我們采用各地級市國家現代農業(yè)產業(yè)園建設數量替代基準回歸中的是否建設國家現代農業(yè)產業(yè)園進行回歸。表5列(1)給出了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設總數量對地區(qū)共同富裕影響的分析結果。從表5列(1)中可看出，產業(yè)園建設的總數量對地區(qū)的共同富裕有正向顯著的作用。表明國家現代農業(yè)產業(yè)園建設數量的增加有助于提升地區(qū)的共同富裕水平。這與基準回歸結果是一致的，說明了我們的基準回歸結果相對可靠。

2.剔除特殊樣本

對于樣本選擇而言，在樣本外時間即在2021年和2022年建設國家現代農業(yè)產業(yè)園的控制組在經濟發(fā)展、產業(yè)發(fā)展等方面與處理組可能存在相似性，將這些在2020年還未有國家現代農業(yè)產業(yè)園建設，而在2021和2022年有國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的地級市納入控制組，可能會導致對估計結果的低估。因此，我們將這些會影響估計結果的地級市樣本剔除之后重新回歸。表5列(2)給出了剔除樣本之后的估計結果。從列(2)匯報的結果可以看出，剔除樣本之后，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕的正向作用仍然顯著，同樣印證了我們的基準回歸結果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

3.使用PSM-DID模型

在前文我們使用雙重差分法(DID)評估了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地級市共同富裕的影響。雖然使用雙重差分法能夠識別出有國家現代農業(yè)產業(yè)園的地級市與沒有國家現代農業(yè)產業(yè)園的地級市之間的共同富裕在產業(yè)園建設前后的相對差異，但考慮到一個地級市是否有國家現代農業(yè)產業(yè)園建設并不是完全隨機選擇的，可能是政策制定者根據各產業(yè)園建設情況或其它條件進行選定，使得研究結論可能存在樣本選擇偏誤，從而導致內生性問題。因此，本文還將運用傾向得分匹配-雙重差分法(PSM-DID)來探討國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地級市共同富裕的影響。

PSM-DID模型的具體步驟如下。首先，我們按照從2015年至2020年的各年匹配處理組和控制組的樣本。其次，使用公式(1)中的控制變量作為匹配的特征變量。第三，通過應用Logit模型，以及國家現代農業(yè)產業(yè)園建設虛擬變量和匹配的特征變量來估計傾向得分。第四，使用所估計的傾向得分和1 ∶5最近鄰匹配方法來匹配處理組和控制組。最后，使用匹配后的樣本，和基于公式(1)的DID模型進行PSM-DID估計。

表6給出了各匹配特征變量的平衡性檢驗結果。t檢驗結果表明，不能拒絕有國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的地級市和沒有國家現代農業(yè)產業(yè)園的地級市無系統(tǒng)性差異的原假設，表明樣本的自選擇偏差減小。表7給出了更詳細的匹配結果(以2020年為例)。從表7可以看出，匹配后，所有匹配特征變量的標準化偏差均大幅縮小，說明匹配通過了平衡性檢驗。表8給出了基于傾向得分匹配后數據的DID回歸結果。從表8可以看出，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)的共同富裕程度的影響顯著為正(β=0.247，p<0.01)，即國家現代農業(yè)產業(yè)園的建設顯著促進了地區(qū)的共同富裕。這一結果與基準回歸結果一致，進一步驗證了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對促進地級市共同富裕的積極意義。

表6 各年平衡性檢驗結果

表7 平衡性檢驗結果(以2020年為例)

表8 PSM-DID回歸結果

五、機制檢驗與異質性分析

基于前文結論，國家現代農業(yè)產業(yè)園的建設有利于提高地區(qū)的共同富裕程度，本文試圖進一步分析產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕影響的可能渠道以及產業(yè)園建設發(fā)揮作用的情境。在機制檢驗方面，我們將從農業(yè)全要素生產率和勞動力轉移就業(yè)的角度來探討產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕的促進作用。此外，考慮到地區(qū)異質性和地方的經濟發(fā)展水平不同可能會影響到國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的作用效果，故我們進行異質性分析。

(一)機制檢驗

國家現代農業(yè)產業(yè)園建設不僅有助于促進地區(qū)總體富裕，還能夠釋放出更多現代農業(yè)發(fā)展的紅利，實現發(fā)展成果共享。通過帶動當地產業(yè)發(fā)展和融合，促進第三產業(yè)的發(fā)展，創(chuàng)造出更多的第三產就業(yè)機會，有利于農民增收創(chuàng)利、分享農業(yè)全產業(yè)鏈增值收益，從而提高了當地的共同富裕程度。表9列(1)、列(2)和列(3)分別展示了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕、總體富裕和發(fā)展成果共享的回歸結果。結果表明，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設虛擬變量的系數顯著為正，顯示了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)總體富裕、發(fā)展成果共享以及共同富裕均有促進作用。從模型2和模型3的回歸結果可以看出，相比于對總體富裕的影響效應，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對發(fā)展成果共享影響更大，這符合國家現代農業(yè)產業(yè)園建設政策對其“輻射帶動有力”的政策初衷。

在這一部分，為探究國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)農業(yè)全要素生產率和地區(qū)就業(yè)結構的影響，我們分別以農業(yè)全要素生產率(4)本研究參照唐建軍等(2022)對地區(qū)農業(yè)全要素生產率的計算方法，采用SFA-Malmquist指數法對各地級市的農業(yè)全要素生產率進行測算。，以及第一產業(yè)從業(yè)人員、第二產業(yè)從業(yè)人員和第三產業(yè)從業(yè)人員占社會總從業(yè)人員比重的對數值為被解釋變量，對各地級市國家現代農業(yè)產業(yè)園建設與地區(qū)農業(yè)全要素生產率以及第一、第二和第三產業(yè)從業(yè)人員比重進行回歸。結果如表9列(4)—(7)所示。列(4)結果表明，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設虛擬變量的回歸系數顯著為正，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設能夠有效促進地區(qū)農業(yè)全要素生產率的提高，假說2得以證實。列(5)的結果表明，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設虛擬變量的回歸系數顯著為負，相較于沒有國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的地級市，有建設國家現代農業(yè)產業(yè)園地級市的第一產業(yè)從業(yè)人員比重得到了顯著下降。列(6)的結果表明，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設虛擬變量的回歸系數為負但不顯著，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對第二產業(yè)的影響不顯著。列(7)的結果表明，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設虛擬變量的回歸系數顯著為正，相較于沒有國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的地級市，有建設國家現代農業(yè)產業(yè)園地級市的第三產業(yè)從業(yè)人員比重得到了顯著提高。綜合(5)—(7)結果可以看出，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)的就業(yè)結構產生了顯著影響，更多的就業(yè)人員從第一產業(yè)流向第三產業(yè)，顯著提升了農村弱勢群體的收入水平，從而促進了發(fā)展的包容性，切實推進了地方共同富裕，假說3得以證實。

(二)異質性分析

1.地理異質性檢驗

地區(qū)區(qū)位特征的不同使得其共同富裕程度受國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的影響不同。對此，我們將中國區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四個部分，考察不同區(qū)域在國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕影響的差異。結果如表10所示，在其它因素不變的情況下，對于東部和東北地區(qū)，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對其共同富裕、總體富裕的影響不顯著，而對其發(fā)展成果共享的影響顯著為正。對于中部地區(qū)，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設顯著促進其共同富裕和發(fā)展成果共享，而對地區(qū)總體富裕的影響則不顯著。對于西部地區(qū)，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕、總體富裕和發(fā)展成果共享的估計系數均顯著為正。

表10 地理異質性檢驗結果

究其原因可能在于，從地區(qū)經濟水平角度而言，對于東部地區(qū)，尤其是沿海城市，經濟發(fā)展水平較好，尤其是第二產業(yè)和非農第三產業(yè)發(fā)展程度較高，雖伴有地區(qū)經濟發(fā)展不平衡，但與全國其它地區(qū)相比，地區(qū)收入和居民收入相較更高，第二產業(yè)發(fā)展對地區(qū)總體富裕程度尤為突出，故國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對其總體富裕程度的影響相對較?。涣硪环矫?，由于國家現代農業(yè)產業(yè)園建設切實帶動了其相對弱勢人群(農民，尤其是相對落后地區(qū)的農民)的收入增長，使得農民群體能夠有效分享當地經濟發(fā)展帶來的紅利，從而對共享發(fā)展成果維度具有顯著影響。從產業(yè)發(fā)展角度來看，中部地區(qū)和東北地區(qū)各有其產業(yè)優(yōu)勢所在，中部地區(qū)的產業(yè)基礎較好，地區(qū)的主導產業(yè)已初步形成，尤其是在制造業(yè)方面更是中部地區(qū)的比較優(yōu)勢所在，東北地區(qū)是中國重要的工業(yè)和農業(yè)基地，是中國最大的商品糧基地，農業(yè)是其優(yōu)勢所在，因而農業(yè)產業(yè)園對中部地區(qū)和東北地區(qū)影響的附加值可能不高，但國家現代農業(yè)產業(yè)園建設能夠充分釋放其優(yōu)勢產業(yè)發(fā)展的紅利，促進農業(yè)高質量發(fā)展的包容性，從而提升了地區(qū)發(fā)展成果共享。對于西部地區(qū)，由于其各產業(yè)基礎薄弱，尤其是工業(yè)基礎更為薄弱，因而發(fā)展農業(yè)、林牧業(yè)等對其發(fā)展有重要作用，且產業(yè)園數量也較多，因此國家現代農業(yè)產業(yè)園的建設對西部地區(qū)的影響，在“富?！焙汀肮蚕怼鄙暇尚Х浅ｏ@著。

2.地方發(fā)展水平異質性檢驗

不同經濟發(fā)展程度的地級市其共同富裕程度受國家現代農業(yè)產業(yè)園建設的影響不同。對此，我們利用各地級市人均GDP以衡量地級市的經濟發(fā)展水平，將經濟發(fā)展水平位于全國前1/3、中間1/3和后1/3的地級市分別認定為是經濟發(fā)展水平較好、中等或較差的地級市。結果如表11所示，對于經濟發(fā)展水平較好、中等或較差的地級市，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對其共享成果的回歸系數均顯著為正，表明國家現代農業(yè)產業(yè)園建設具有一定的“分好蛋糕”的效應。其中，對于經濟發(fā)展水平中等的地級市，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對其共同富裕、總體富裕和發(fā)展成果共享的影響都顯著為正，而對于經濟發(fā)展水平較好或較差的地級市僅對共享成果具有顯著正向影響，對共同富裕和總體富?；貧w系數不顯著。究其原因可能在于，對于經濟發(fā)展水平較好的地級市，居民收入、社會發(fā)展程度已達到較高水平，國家現代農業(yè)產業(yè)園的建設對地區(qū)總體富裕的影響不大，使得其對共同富裕指數的影響不顯著。而對于經濟發(fā)展水平較差的地級市，由于地區(qū)產業(yè)基礎較為薄弱，國家現代農業(yè)產業(yè)園的數量也很少，其促進總體富裕的增量還不大，進而其對共同富裕指數的影響也不顯著。然而，無論經濟發(fā)展水平好壞，由于國家現代農業(yè)產業(yè)園建設定向支持農業(yè)農村高質量發(fā)展，尤其是促進農村產業(yè)結構優(yōu)化升級，低收入農民從比較收益極低的低層次農業(yè)就業(yè)向第三產業(yè)流動，顯著提高了其收入水平，改善了其共享地區(qū)發(fā)展成果的程度，從而都顯著的促進了“成果共享”。綜上，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設在不同地域、不同經濟發(fā)展水平地區(qū)促進經濟發(fā)展(總體富裕)方面有所差異，但在促進成果共享上具有高度一致的顯著效果，真正促進了包容性發(fā)展，切實推進了“共同富?！薄?/p>

表11 地方發(fā)展水平異質性檢驗結果

六、結論與啟示

本文以國家現代農業(yè)產業(yè)園建設作為準自然實驗，選取2015—2020年293個地級市數據，從農業(yè)全要素生產率和勞動力轉移就業(yè)角度實證考察其對于地區(qū)共同富裕的影響。研究發(fā)現，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設之后，地級市的共同富裕程度顯著提升。進一步研究發(fā)現，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設不僅具有提升總體富裕的效應，更具有促進地區(qū)發(fā)展成果共享的效應；同時，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設提高了農業(yè)全要素生產率，促進了一二三產業(yè)融合發(fā)展，優(yōu)化了農民就業(yè)結構，帶動低收入農民從第一產業(yè)向比較收益較高的第三產業(yè)轉移就業(yè)，顯著提升了農業(yè)農村發(fā)展的包容性，切實推進了農村共同富裕。此外，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕的影響還表現出地理異質性和經濟發(fā)展水平異質性，中西部地區(qū)、經濟發(fā)展水平中等地區(qū)的國家現代農業(yè)產業(yè)園建設促進地區(qū)共同富裕的效應更顯著，國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對東部地區(qū)、東北地區(qū)、經濟發(fā)展水平較好地區(qū)和較差地區(qū)的總體富裕維度的影響不顯著，但對于所有地區(qū)的成果共享維度都具有顯著正向的影響，這表明國家現代農業(yè)產業(yè)園建設一致性地促進了農村包容性發(fā)展。

本文的邊際貢獻主要體現在以下幾點：第一，本研究拓展了對農業(yè)產業(yè)園建設效應的認識，提出并驗證了現代農業(yè)產業(yè)園建設的地區(qū)共同富裕效應。一方面，目前國內外關于農業(yè)產業(yè)園的研究主要是集中于討論農業(yè)產業(yè)園的運行模式(Spagnoli and Mundula, 2021; 李和平、張曉曉, 2019)，以及建設產業(yè)園過程中存在的問題和發(fā)展策略(Davodi et al., 2011; 肖琴、羅其友, 2019; 蔣黎等, 2021)，缺乏對其包容性發(fā)展效應的關注。本文提出國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕的影響機制并進行了實證檢驗，豐富了現代農業(yè)產業(yè)園建設效應研究。第二，本研究提出了推進共同富裕的新的途徑并進行了實證檢驗。共同富裕實現途徑的現有研究主要關注以下幾個方面：發(fā)展農村經濟主體如發(fā)揮農村集體經濟組織在共同富裕中的作用(陳錫文，2022；郝文強等，2022)、非農部門的發(fā)展如通過發(fā)展數字普惠金融(張金林等，2022)、數字技術采納(羅明忠、劉子玉，2022)等促進助推地區(qū)共同富裕、以及通過返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點等政策(黃祖輝等，2022)來拉動縣域經濟增長。本研究發(fā)現了現代農業(yè)產業(yè)園建設在地區(qū)共同富裕實現中的重要作用，指出國家現代農業(yè)產業(yè)園建設促進了地區(qū)農業(yè)全要素提升，降低第一產業(yè)就業(yè)而增加了第三產業(yè)就業(yè)，實現了就業(yè)轉移，促進了農民工資性收入增長，從而揭示了現代農業(yè)產業(yè)園建設是助推共同富裕的重要途徑。第三，本研究構建了地市層面的共同富裕測度指標體系。近兩年學者們提出的共同富裕測度指標體系有區(qū)域層面，也有微觀個體層面。代表性區(qū)域層面共同富裕測度指標體系注重于指標體系的全面和科學，卻忽視了市縣層面數據的可獲得性問題。如劉培林等(2021)、李金昌、余衛(wèi)(2022)等所構建的測度指標體系中人群差距(如中等收入群體規(guī)模等)數據在市縣層面是不可獲取的。微觀層面，羅明忠、劉子玉(2022) 受限于中國社會狀況綜合調查二手數據，以收入、健康、教育、保障和就業(yè)五個指標構造農戶層面的共同富裕指標，體現了農戶多維相對貧困的緩解，但對“共同”層面體現不足。另外，孫學濤等(2022)實證檢驗城鎮(zhèn)化的影響時從“富裕水平”、“城鄉(xiāng)差距”和“區(qū)域差距”三方面構建區(qū)域共同富裕指標，和本文指標體系類似，但其富裕水平指標僅由可支配收入構成，對“人民群眾物質生活和精神生活都富?！钡睦碚搩群谋磉_有所欠缺。因此，在已有研究成果基礎上，本文從共同富裕理論內涵著手，并兼顧數據的可獲取性，從“總體富?！焙汀俺晒蚕怼眱删S度構建地級市層面的共同富裕測度指標體系。研究表明，該指標體系不僅具有較高的內容效度、區(qū)分效度，而且也驗證了其具有較高的校標效度。該指標體系對區(qū)域層面的共同富裕評價和實證研究提供了富有價值的參考。

本研究具有以下啟示:(1)全國應進一步加強國家現代農業(yè)產業(yè)園建設，提升現代農業(yè)產業(yè)園總量，擴大覆蓋面，加大支持力度的同時嚴格實施現代農業(yè)產業(yè)園建設考核，注重現代農業(yè)產業(yè)園建設實效，立足當地資源優(yōu)勢，建成一批能夠真正發(fā)揮產業(yè)引領、要素聚集、產業(yè)融合、創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)孵化和強農富農作用的國家現代農業(yè)產業(yè)園，扎實推進農村共同富裕。另外，各省市應加強國家現代農業(yè)產業(yè)園建設政策配套政策的成效，加快形成一個省市區(qū)聯動的現代農業(yè)產業(yè)園建設體系，推進現代農業(yè)產業(yè)園可持續(xù)發(fā)展，為農村共同富裕注入持續(xù)動力。(2)建設現代農業(yè)產業(yè)園，不能狹隘地發(fā)展農業(yè)，應注重農業(yè)的高質量發(fā)展和外延式發(fā)展。通過培育和打造農產品品牌，發(fā)展生產性服務業(yè)，積極推動農業(yè)與旅游、教育、商業(yè)等產業(yè)的深度融合，發(fā)展“農業(yè)+旅游”、“農業(yè)+商業(yè)”等新興業(yè)態(tài)，促進地區(qū)農旅融合、農商融合，形成一個一二三產融合發(fā)展的產業(yè)體系。因地制宜開展類似廣東省“粵菜師傅”、“廣東技工”、“南粵家政”三大工程的技能培訓，為農業(yè)全要素生產率進一步提升背景下農民的就業(yè)轉移創(chuàng)造技能條件，幫助農民轉移到比較收益較高的就業(yè)崗位，讓農民共享現代農業(yè)發(fā)展的紅利。(3)對于中西部地區(qū)和發(fā)展水平中等地區(qū)，要注重依托其優(yōu)勢特色產業(yè)建設現代農業(yè)產業(yè)園，因地制宜助力鄉(xiāng)村產業(yè)高質量發(fā)展，推動農民農村共同富裕。

最后，本文研究了國家現代農業(yè)產業(yè)園建設對地區(qū)共同富裕的影響，但其作用可能會受到省市層面現代農業(yè)產業(yè)園的影響。雖然國家級現代農業(yè)產業(yè)園基本上都是省級園區(qū)創(chuàng)建而來，但如何進一步排除不同地區(qū)省級園區(qū)的影響，從而得到更“干凈”的效應值得進一步研究。本研究構建了切實可行的、信效度良好的地區(qū)共同富裕測度指標體系，為諸如返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點、全國休閑農業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣等的政策評估從經濟發(fā)展效應向共同富裕效應深化提供了可能，從而可以更好地檢驗相關“三農”政策的包容性發(fā)展效應。