民族地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)評(píng)估及提檔升級(jí)路徑策略

摘要：民族地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)提檔升級(jí)對(duì)于有效銜接鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興尤為重要，研究民族地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)具有現(xiàn)實(shí)意義。文章基于2021年湘西州獼猴桃產(chǎn)業(yè)1005份微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型、工具變量法、傾向得分匹配法和門(mén)檻回歸模型，系統(tǒng)分析獼猴桃特色產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)。結(jié)果表明：（1）獼猴桃產(chǎn)業(yè)顯著增加農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益。在使用工具變量法和傾向得分匹配法處理內(nèi)生性問(wèn)題，以及更換被解釋變量和調(diào)整樣本處理后，結(jié)論依舊顯著。（2）傾向得分匹配法的平均處理效應(yīng)（ATT）顯示，與沒(méi)有種植獼猴桃的農(nóng)戶相比，種植獼猴桃農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益整體平均要高8.95%。（3）獼猴桃產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)存在異質(zhì)性。農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)規(guī)模達(dá)到1.13hm2（17畝）以上時(shí)，獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)更加顯著。本文聚焦全國(guó)14個(gè)連片脫貧地區(qū)之一的湘西州特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，對(duì)其富民效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估，提供提檔升級(jí)策略，豐富了已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論?；谘芯拷Y(jié)論，文章提出政策啟示：一是完善民族地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)振興政策；二是做好特色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)加工及銷售平臺(tái)搭建工作；三是加強(qiáng)和完善規(guī)模經(jīng)營(yíng)補(bǔ)貼措施。

關(guān)鍵詞：民族地區(qū)；產(chǎn)業(yè)富民；提檔升級(jí)；鄉(xiāng)村振興

中圖分類號(hào)：D633； F326.13文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1673-338X（2024）4-063-19

基金項(xiàng)目：重慶市社會(huì)科學(xué)規(guī)劃一般項(xiàng)目“過(guò)渡期內(nèi)重慶脫貧攻堅(jiān)成果有效銜接鄉(xiāng)村振興的方式與策略研究”（2021NDYB066），國(guó)家社會(huì)科學(xué)規(guī)劃一般項(xiàng)目“武陵山民族地區(qū)產(chǎn)業(yè)扶貧銜接產(chǎn)業(yè)振興的現(xiàn)狀調(diào)查及提升策略研究”（22BMZ018）。

Enrichment effect evaluation of characteristic agricultural industries in ethnic areas and strategies for upgrading paths

——taking sample of thousand households’ kiwifruit industry in Xiangxi Prefecture as an example

TAN Mingjiao1， LIU Fuxing2

（1. College of Finance and Economics， Yangtze Normal University， Fuling 408100；2. College of Economics and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan 430070）

Abstract：The upgrading of characteristic industries in ethnic areas is particularly important for the effective connection of rural industrial revitalization， and it is of practical significance to study the enrichment effect of characteristic agricultural industries in ethnic areas. Based on 1005 households’ micro-survey data of kiwifruit industry in Xiangxi Prefecture in 2021， the article systematically analyzed the enrichment effect of kiwifruit characteristic industry by using multiple linear regression model， instrumental variable method， Propensity Score Matching（PSM）method and threshold regression model. The results showed that：（1）Kiwifruit industry significantly increased the industrial income of farmers. The conclusion remained significant after using the instrumental variable method and PSM method to deal with endogeneity， as well as replacing the explanatory variables and adjusting the sample treatment.（2）The average treatment effect（ATT）of PSM showed that the industrial returns of kiwifruit farmers were about 8.95% higher than those who did not grow kiwifruit.（3）There was heterogeneity in the enrichment effect of kiwifruit industry， and the enrichment effect of kiwifruit industry was more significant when the scale of operation of farmers reached 1.13hm2（17 mu）or more. This paper focused on the assessment of the enrichment effect of the characteristic agricultural industries and the upgrading path strategies in Xiangxi Prefecture， one of the 14 contiguous poverty alleviation areas in China， which enriched the research conclusions of the existing literature. Based on the research conclusions， the article put forward policy inspirations： First， improve the policy of revitalization of characteristic industries in ethnic areas. Second， do a good job in building a platform for the production， processing and marketing of characteristic agricultural products. Third， strengthen and improve the subsidy measures for large-scale operation.

Keywords：ethnic areas；enriching the people through industry；upgrading；rural revitalization

1引言

國(guó)之大綱，農(nóng)為邦本，本固邦寧，“三農(nóng)”問(wèn)題是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的根本性問(wèn)題。我國(guó)“三農(nóng)”工作已經(jīng)取得顯著成就，但城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、農(nóng)村發(fā)展不充分仍是社會(huì)主要矛盾的集中體現(xiàn)（陳錫文，2023）。推進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國(guó)家，實(shí)現(xiàn)共同富裕的重難點(diǎn)依舊在農(nóng)村（馬太超，2023）?？s小城鄉(xiāng)差距，保持農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)是實(shí)現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵問(wèn)題（許偉，2023）。黨的二十大報(bào)告明確指出“加快建設(shè)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國(guó)，扎實(shí)推動(dòng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)、人才、文化、生態(tài)、組織振興”“發(fā)展鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè)，拓寬農(nóng)民增收致富渠道，鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果，增強(qiáng)脫貧地區(qū)和脫貧群眾內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力”。特色幫扶產(chǎn)業(yè)作為一種內(nèi)生發(fā)展機(jī)制，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)的根本之策。

目前，已有關(guān)于特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的文獻(xiàn)主要集中分析特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)存在的問(wèn)題（盧宇，2019；楊柳，2022；史瓊等，2022）、特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的集聚度（陳志峰等，2017；韓振興等，2018；任玉霜等，2021）和特色產(chǎn)業(yè)的組織創(chuàng)新（鄭家喜等，2023；馬少春等，2023）。然而，對(duì)于民族地區(qū)的特色產(chǎn)業(yè)而言，已有研究關(guān)注的相對(duì)較少。民族地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)提檔升級(jí)和可持續(xù)發(fā)展問(wèn)題，事關(guān)鞏固脫貧攻堅(jiān)成果和鄉(xiāng)村振興的有效銜接。

那么，經(jīng)過(guò)脫貧攻堅(jiān)幫扶發(fā)展的特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)如何？特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)有效銜接鄉(xiāng)村振興存在的短板弱項(xiàng)是什么？如何提檔升級(jí)補(bǔ)齊產(chǎn)業(yè)發(fā)展的短板？對(duì)于這些問(wèn)題的回答，不僅有助于提高農(nóng)民收入水平、縮小城鄉(xiāng)差距，而且有助于補(bǔ)齊農(nóng)業(yè)特色產(chǎn)業(yè)短板。民族地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)提檔升級(jí)對(duì)于有效銜接鄉(xiāng)村振興尤為重要，研究民族地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)和供給提檔升級(jí)策略具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

鑒于此，本文基于2021年湘西州獼猴桃產(chǎn)業(yè)1005份微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型、傾向得分匹配（Propensity Score Matching， PSM）法和門(mén)檻回歸模型，系統(tǒng)分析獼猴桃特色產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)，提出需要針對(duì)性完善脫貧地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)振興政策的提升策略，做強(qiáng)“土特產(chǎn)”文章，夯實(shí)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的基石。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要有三點(diǎn)：一是以全國(guó)14個(gè)連片脫貧地區(qū)之一的湘西州為調(diào)研區(qū)域，實(shí)證檢驗(yàn)民族地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的增收致富效應(yīng)。二是使用工具變量法處理潛在的互為因果問(wèn)題，使用PSM法糾正選擇性偏誤問(wèn)題，通過(guò)對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題的處理提高實(shí)證估計(jì)精度。三是運(yùn)用門(mén)檻模型分析獼猴桃特色產(chǎn)業(yè)增收效果的異質(zhì)性，得出湘西州獼猴桃產(chǎn)業(yè)的門(mén)檻值為1.13hm2（17畝），豐富已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論。

2文獻(xiàn)回顧與述評(píng)

產(chǎn)業(yè)扶貧作為我國(guó)重要的造血扶貧手段（周陽(yáng)，2020），是實(shí)現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定脫貧的根本之策（呂開(kāi)宇等，2020；Maulu et al.， 2021），較為全面地反映了農(nóng)村扶貧工作的特征和機(jī)制（劉楊，2020）。探討產(chǎn)業(yè)扶貧和產(chǎn)業(yè)興旺的有效銜接，對(duì)脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興銜接進(jìn)程的推進(jìn)有重要意義（Liu et al.， 2020）。從不同維度出發(fā)，貧困狀況得到改善，但扶貧短期穩(wěn)定性較差，長(zhǎng)期穩(wěn)定性增長(zhǎng)緩慢（丁永潮等，2021）。在收入效應(yīng)、抗風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)屬性、社會(huì)屬性、市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、執(zhí)行難度等方面，不同教育類型、產(chǎn)業(yè)鏈的治理和扶貧模式對(duì)減貧效果均存在差異，產(chǎn)業(yè)鏈條與利益聯(lián)結(jié)機(jī)制的改善和提升能促進(jìn)其高質(zhì)量發(fā)展，其價(jià)值鏈的延伸能保障社會(huì)屬性。以鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果堅(jiān)持利民富民等為目標(biāo)，通過(guò)對(duì)扶貧對(duì)象提供工作崗位以及穩(wěn)定的收益帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（陳明，2020）。

對(duì)于產(chǎn)業(yè)幫扶成效而言，已有研究主要從升級(jí)資本、收入水平和產(chǎn)業(yè)效率等方面進(jìn)行分析，來(lái)評(píng)估產(chǎn)業(yè)扶貧政策的成效（Yang et al.， 2020；郭俊華等，2022）。部分學(xué)者研究表明，扶貧產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠提高農(nóng)民的生計(jì)資本（Liu et al.， 2021）、降低其生計(jì)脆弱性（李玉山等，2020；顧寧等，2021）；Leng等（2021）研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)扶貧能夠顯著提高貧困戶的收入水平；陳守東等（2019）評(píng)估了扶貧產(chǎn)業(yè)的效率；谷麗莉等（2021）發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)效率呈現(xiàn)空間聚集性特征。

對(duì)于產(chǎn)業(yè)幫扶的短板而言，已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論是見(jiàn)仁見(jiàn)智。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)扶貧在產(chǎn)業(yè)發(fā)展和技術(shù)支撐等方面存在諸多受限因素（劉慧等，2020），使得市場(chǎng)聯(lián)結(jié)缺位和治理激勵(lì)缺乏，從而導(dǎo)致貧困戶參與項(xiàng)目積極性不足、產(chǎn)業(yè)效益不高的困境（李輝婕等，2018；梁棟等，2019；Su et al.， 2021）。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)扶貧項(xiàng)目過(guò)度依賴市場(chǎng)，導(dǎo)致“開(kāi)發(fā)”和“扶貧”之間產(chǎn)生張力（翟軍亮等，2019）。因此，產(chǎn)業(yè)扶貧政策在實(shí)踐過(guò)程中易陷入“產(chǎn)業(yè)失敗—政府扶持—再失敗”的困境（許漢澤等，2020）。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，幫扶產(chǎn)業(yè)存在科技投入不足的問(wèn)題。對(duì)于技術(shù)人才的培養(yǎng)不足，導(dǎo)致與扶貧產(chǎn)業(yè)對(duì)接方向錯(cuò)位（徐敏，2019），從而使得產(chǎn)業(yè)機(jī)制脫離（謝盈盈等，2020）。

對(duì)于產(chǎn)業(yè)提檔升級(jí)路徑而言，已有文獻(xiàn)主要從制度引領(lǐng)、產(chǎn)業(yè)銜接和技術(shù)創(chuàng)新等角度進(jìn)行了探討。從制度引領(lǐng)來(lái)看，可以構(gòu)建市場(chǎng)易貧、低收入人口識(shí)別、風(fēng)險(xiǎn)化解機(jī)制（程國(guó)強(qiáng)等，2021；林芳等，2021）、激勵(lì)主體行為與提升內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力（王靜等，2022）。從產(chǎn)業(yè)銜接來(lái)看，可以培育新型經(jīng)營(yíng)主體引導(dǎo)小農(nóng)戶與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)銜接（周伍陽(yáng)，2021），使農(nóng)戶深度融入鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)鏈并從中長(zhǎng)效受益（許漢澤等，2020）。從技術(shù)創(chuàng)新角度來(lái)看，可以加強(qiáng)科技人才幫扶力度（張宜紅，2021；陳傳波等，2022），推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)轉(zhuǎn)型（Li et al.， 2021），從而促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)持續(xù)發(fā)展及全面振興（鄭瑞強(qiáng)等，2021）。

對(duì)于特色產(chǎn)業(yè)與農(nóng)戶收入的研究而言，已有研究主要使用宏觀數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，基于微觀農(nóng)戶層面的研究并不多見(jiàn)。許偉（2023）基于2007—2020年24個(gè)省份的縣級(jí)數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分法實(shí)證分析“一村一品”政策對(duì)農(nóng)民收入的影響，發(fā)現(xiàn)該政策對(duì)農(nóng)戶收入具有一定的促進(jìn)作用；王軼等（2023）使用2021年革命老區(qū)387個(gè)行政村的調(diào)研數(shù)據(jù)，使用分位數(shù)回歸模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)振興水平與農(nóng)民收入差距之間存在倒U型關(guān)系；梁盛凱等（2024）基于2000—2020年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)振興對(duì)農(nóng)民收入的影響具有空間溢出效應(yīng)；周旺妮等（2022）基于2011—2020年30個(gè)省份的數(shù)據(jù)，使用雙固定空間杜賓模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)融合對(duì)農(nóng)民收入具有空間異質(zhì)性。

綜上所述，已有學(xué)者對(duì)脫貧地區(qū)產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)及短板進(jìn)行了廣泛研究，但現(xiàn)有研究仍存在一定不足：一是缺乏針對(duì)民族地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)的專題研究，特別是對(duì)武陵山民族地區(qū)通過(guò)幫扶發(fā)展的特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)；二是量化研究不足，既有研究多用單點(diǎn)調(diào)查和案例研究等傳統(tǒng)人類學(xué)方法進(jìn)行分析，少數(shù)文獻(xiàn)使用了省級(jí)、縣級(jí)和村級(jí)的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，聚焦到農(nóng)戶層面進(jìn)行特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展富民增收的實(shí)證分析相對(duì)較少。

鑒于此，本文以集中連片地區(qū)、擺脫貧困的湘西州為樣本調(diào)查區(qū)域，以幫扶發(fā)展的獼猴桃產(chǎn)業(yè)為例，開(kāi)展大調(diào)查、大走訪，通過(guò)入戶問(wèn)卷調(diào)查、與鄉(xiāng)村振興干部座談訪談、一線實(shí)際察看、針對(duì)性的交流問(wèn)診等方式，分析獼猴桃產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀、富民效應(yīng)情況、與有效銜接鄉(xiāng)村振興存在的短板，旨在通過(guò)一線調(diào)研結(jié)合統(tǒng)計(jì)分析、實(shí)證分析，精準(zhǔn)把握湘西獼猴桃產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)狀與存在的短板，找準(zhǔn)短板存在的主要癥結(jié)，提供補(bǔ)齊短板的制度路徑，以鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果，增強(qiáng)脫貧地區(qū)和脫貧群眾的內(nèi)生發(fā)展動(dòng)力。

3理論分析框架與研究方法

為分析民族地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)，本文構(gòu)建特色產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入影響的理論分析框架，并提出研究假設(shè)。根據(jù)理論分析框架和研究假設(shè)，分別使用多元線性回歸模型、傾向得分匹配法和門(mén)檻模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

3.1理論分析框架

特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)是產(chǎn)業(yè)興旺的重要內(nèi)容，是在特定的資源稟賦條件下發(fā)展起來(lái)的，對(duì)于實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收具有重要影響。同時(shí)，特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)也需具備一定的規(guī)模，規(guī)模經(jīng)營(yíng)有助于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)化和專業(yè)化。特色產(chǎn)業(yè)的規(guī)模經(jīng)營(yíng)可以將分散的農(nóng)戶組織起來(lái)，形成統(tǒng)一的生產(chǎn)、加工和銷售體系，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)鏈的延伸和完善（童洪志，2019）。為研究武陵山民族地區(qū)獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)，一方面，通過(guò)理論分析特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的直接影響；另一方面，考慮到規(guī)模經(jīng)營(yíng)的問(wèn)題，探討不同經(jīng)營(yíng)規(guī)模下特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增收的門(mén)檻效應(yīng)。

3.1.1特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的直接效應(yīng)

根據(jù)“新內(nèi)生發(fā)展”理論，武陵山民族地區(qū)獼猴桃產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要外部的“輸血”與自身“造血”相結(jié)合，既要持續(xù)加強(qiáng)國(guó)家政策幫扶，也要充分利用本地優(yōu)勢(shì)資源，加強(qiáng)內(nèi)外市場(chǎng)聯(lián)系，增強(qiáng)農(nóng)戶的內(nèi)生動(dòng)力，不斷提升可持續(xù)生計(jì)能力。特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的作用機(jī)制是多元化的，涵蓋三個(gè)方面。一是“品牌效應(yīng)”促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。特色農(nóng)產(chǎn)品能夠帶來(lái)溢價(jià)效應(yīng)（陳超等，2021），消費(fèi)者通過(guò)識(shí)別特色農(nóng)產(chǎn)品品牌質(zhì)量，在一定程度上能夠緩解農(nóng)民與消費(fèi)之間的信息不對(duì)稱問(wèn)題（董亞寧等，2021），降低農(nóng)民的交易成本和經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，具有差異化競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而提高收入水平。二是“產(chǎn)業(yè)集聚”拓寬農(nóng)民收入來(lái)源。根據(jù)各地區(qū)自身比較優(yōu)勢(shì)種植特色農(nóng)產(chǎn)品，能夠使得產(chǎn)業(yè)集聚，不僅為農(nóng)民提供就業(yè)機(jī)會(huì)，還通過(guò)提高農(nóng)產(chǎn)品的附加值，拓寬農(nóng)民的收入來(lái)源。例如，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)可以將農(nóng)產(chǎn)品加工成高附加值的產(chǎn)品，從而提高農(nóng)民的收益（熊長(zhǎng)江等，2019）。此外，農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)給合作社、種養(yǎng)大戶等經(jīng)營(yíng)主體可以獲得土地租金，以土地入股形式參與合作社、公司的經(jīng)營(yíng)可以獲取股份分紅，也是增加農(nóng)民收入的重要途徑（尼瑪次仁等，2016）。三是“產(chǎn)業(yè)化”促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)。特色農(nóng)產(chǎn)品“產(chǎn)業(yè)化”有助于推動(dòng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，從傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向更高附加值的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸（楊亞?wèn)|等，2020）。隨著產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)價(jià)值由不同部門(mén)間的分割轉(zhuǎn)變?yōu)椴煌a(chǎn)業(yè)鏈節(jié)點(diǎn)上的分割，本質(zhì)體現(xiàn)“1+1>2”的價(jià)值增值效應(yīng)。這不僅有助于提升農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，還可以提高農(nóng)民的收入水平。因此，提出假設(shè)H1。

H1：獼猴桃特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收具有顯著正向影響。

3.1.2特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的門(mén)檻效應(yīng)

規(guī)模經(jīng)營(yíng)是農(nóng)民增收的重要影響因素（羅光強(qiáng)等，2019），特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展也需具備一定的經(jīng)營(yíng)規(guī)模。特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收中規(guī)模經(jīng)營(yíng)的門(mén)檻效應(yīng)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一方面，通過(guò)規(guī)模經(jīng)營(yíng)降低生產(chǎn)成本，提高農(nóng)民收入。對(duì)于特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)而言，農(nóng)民通過(guò)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模實(shí)現(xiàn)橫向?qū)I(yè)化生產(chǎn)（呂杰等，2024），實(shí)現(xiàn)資源最優(yōu)配置。同時(shí)，規(guī)模經(jīng)營(yíng)能夠促進(jìn)農(nóng)民采用新技術(shù)（王士海等，2017），提高生產(chǎn)效率。因而，特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)需要達(dá)到一定的經(jīng)營(yíng)規(guī)模才能大幅降低單位生產(chǎn)成本，從而增加農(nóng)民收入。另一方面，通過(guò)規(guī)模經(jīng)營(yíng)推動(dòng)品牌建設(shè)，提高收入水平。規(guī)模經(jīng)營(yíng)還涉及市場(chǎng)準(zhǔn)入和銷售渠道的問(wèn)題，對(duì)于特色產(chǎn)業(yè)來(lái)說(shuō)，要進(jìn)入市場(chǎng)并獲得良好的銷售渠道，通常需要滿足一定的標(biāo)準(zhǔn)和要求。這些標(biāo)準(zhǔn)可能包括產(chǎn)品質(zhì)量、品牌建設(shè)、市場(chǎng)營(yíng)銷等方面的要求。只有當(dāng)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)達(dá)到一定經(jīng)營(yíng)規(guī)模才能實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，推動(dòng)品牌建設(shè)（李大壘，2022），進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收。因此，提出假設(shè)H2。

H2：規(guī)模經(jīng)營(yíng)在獼猴桃特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收中發(fā)揮門(mén)檻效應(yīng)。

3.2研究方法

基于本文研究對(duì)象及主要問(wèn)題，首先使用多元線性回歸模型進(jìn)行基準(zhǔn)分析，其次分別使用工具變量法處理互為因果問(wèn)題，使用PSM法糾正選擇性偏誤問(wèn)題，以此解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。最后使用門(mén)檻模型分析不同規(guī)模下種植獼猴桃的產(chǎn)業(yè)收益，得出門(mén)檻值。

3.2.1基準(zhǔn)回歸

為研究獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)，本文構(gòu)建了多元線性回歸模型分析獼猴桃種植對(duì)農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)收益的影響，如式（1）所示。

式（1）中，ln Yi表示2020年農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)收益的對(duì)數(shù)；Zi表示是否種植獼猴桃；Xi表示其他控制變量，包括個(gè)人特征（性別、年齡、受教育程度和健康狀況）、家庭特征（家庭規(guī)模、政治身份和交通條件）和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征（經(jīng)營(yíng)規(guī)模、機(jī)械化水平、合作社、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、產(chǎn)業(yè)信貸和技術(shù)指導(dǎo)）；？0為截距項(xiàng)；？1和？i為待估參數(shù)；εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.2.2內(nèi)生性問(wèn)題處理

直接使用普通最小二乘（Ordinary Least Squares， OLS）回歸得到準(zhǔn)確估計(jì)的前提是農(nóng)戶種植獼猴桃嚴(yán)格外生。由于無(wú)法從邏輯上直接排除產(chǎn)業(yè)受益與農(nóng)戶是否種植獼猴桃之間的互為因果關(guān)系，以及農(nóng)戶是否種植獼猴桃的自選擇問(wèn)題，因此本文將使用工具變量法和PSM法兩種方法來(lái)解決潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。

（1）工具變量法。為解決產(chǎn)業(yè)受益與農(nóng)戶是否種植獼猴桃之間的互為因果關(guān)系，本文使用工具變量法進(jìn)行處理。使用工具變量需要進(jìn)行兩階段估計(jì)，式（1）為第二階段回歸方程，在估計(jì)式（1）前需要進(jìn)行第一階段回歸，具體公式如式（2）所示。

式（3）中，τPSMATT表示平均處理效應(yīng)值；E表示期望值；Y1i表示處理組農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益，Y0i表示控制組農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益；p（Xi）表示傾向得分值；啞變量Zi表示農(nóng)戶是否種植獼猴桃。

3.2.3門(mén)檻模型

為進(jìn)一步分析獼猴桃種植富民效應(yīng)的非線性特征，本文借鑒Hansen（2000）的研究，在模型（1）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建門(mén)檻模型，如式（4）所示。

4數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2021年7—8月長(zhǎng)江師范學(xué)院武陵山綠色發(fā)展促進(jìn)鄉(xiāng)村振興研究團(tuán)隊(duì)對(duì)湘西土家族苗族自治州的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)。本文選取被解釋變量、核心解釋變量、其他控制變量，并進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。

4.1數(shù)據(jù)來(lái)源

使用該套實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，主要從四方面考慮：一是湘西土家族苗族自治州是我國(guó)少數(shù)民族聚集地區(qū)，是全國(guó)14個(gè)連片脫貧地區(qū)之一，且是精準(zhǔn)扶貧首倡之地。二是獼猴桃是當(dāng)?shù)氐牡乩順?biāo)志產(chǎn)品和農(nóng)戶增收致富的主要特色農(nóng)產(chǎn)品。三是課題負(fù)責(zé)人曾長(zhǎng)期在湘西州工作，做過(guò)駐村第一書(shū)記，曾長(zhǎng)期工作在一線，奔走在田間地頭，對(duì)獼猴桃等特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀比較熟悉。四是研究團(tuán)隊(duì)長(zhǎng)期在該地區(qū)進(jìn)行一線調(diào)研與訪談，與該地區(qū)農(nóng)戶聯(lián)系密切，具備良好的實(shí)地調(diào)研基礎(chǔ)，獲得數(shù)據(jù)和資料真實(shí)可靠。因此，使用該地區(qū)的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)探究民族地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)具備一定的代表性、有效性和推廣性。

此次調(diào)研過(guò)程遵循隨機(jī)抽樣和分層抽樣的原則，選取湘西州的吉首市、花垣縣、永順縣、鳳凰縣4個(gè)獼猴桃種植大縣，每個(gè)縣選擇4個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取4個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取20個(gè)左右的農(nóng)戶。在進(jìn)行實(shí)地調(diào)研之前，為了確保問(wèn)卷的質(zhì)量，先由課題組老師展開(kāi)培訓(xùn)，然后進(jìn)行預(yù)調(diào)研，對(duì)問(wèn)卷內(nèi)容熟練掌握后，再由調(diào)研員與農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一的訪談。實(shí)地調(diào)研分為村級(jí)調(diào)查與農(nóng)戶調(diào)查兩個(gè)層面，其中村級(jí)層面調(diào)查主要采取與村委會(huì)干部、駐村干部座談訪談形式，了解調(diào)查村總體情況、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況、基礎(chǔ)設(shè)施情況等；農(nóng)戶調(diào)查采取入戶問(wèn)卷調(diào)查形式，隨機(jī)選擇農(nóng)戶進(jìn)行一對(duì)一訪談?wù){(diào)查。問(wèn)卷調(diào)查主要涉及扶貧參與情況、戶主基本情況、農(nóng)戶家庭基本情況、農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況、對(duì)國(guó)家支持產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策建議等方面。本次調(diào)研實(shí)際發(fā)放問(wèn)卷1100份，在經(jīng)過(guò)反復(fù)核對(duì)和篩選，剔除數(shù)據(jù)缺失、信息不全的樣本后，最終保留了1005份問(wèn)卷，問(wèn)卷有效率為91.36%。

4.2變量選取

本文選取產(chǎn)業(yè)收益作為被解釋變量，種植獼猴桃作為核心解釋變量，并從個(gè)人特征、家庭特征和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征三個(gè)方面選取其他控制變量，以提高實(shí)證估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確度。

（1）被解釋變量。被解釋變量為產(chǎn)業(yè)收益。通過(guò)詢問(wèn)“2020年農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入是多少？”，并根據(jù)農(nóng)戶回答填寫(xiě)2020年的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)性收入，以此來(lái)衡量農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益。值得注意的是，為了降低異方差影響，對(duì)最終的產(chǎn)業(yè)收益取對(duì)數(shù)處理。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量為種植獼猴桃。通過(guò)詢問(wèn)“您家是否種植獼猴桃？”，根據(jù)農(nóng)戶的回答，將種植獼猴桃賦值為1，沒(méi)有種植獼猴桃賦值為0。根據(jù)樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，有680戶農(nóng)戶在2020年種植了獼猴桃，占比67.66%；325戶農(nóng)戶在2020年沒(méi)有種植獼猴桃，占比32.34%。本文進(jìn)一步分析種植獼猴桃的分類特征，如圖1所示。從性別來(lái)看，58.71%的男性種植獼猴桃，遠(yuǎn)高于女性的8.96%；從受教育程度來(lái)看，初中及以上農(nóng)戶種植獼猴桃的比例為39.80%，略高于初中以下的27.86%；從年齡來(lái)看，60歲及以上種植獼猴桃的比例僅為18.41%，60歲以下種植獼猴桃的比例為49.25%。

（3）工具變量。本文選取農(nóng)戶家庭到商業(yè)中心距離作為農(nóng)戶是否種植獼猴桃的工具變量。有效工具變量需要滿足兩個(gè)要求：一是相關(guān)性，工具變量要與農(nóng)戶是否種植獼猴桃相關(guān)。二是工具變量與產(chǎn)業(yè)收益不直接相關(guān)。一方面，到商業(yè)中心距離越近，農(nóng)戶獲取農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)信息渠道越廣，能夠及時(shí)有效了解獼猴桃的市場(chǎng)價(jià)格，因而越有可能種植獼猴桃；另一方面，農(nóng)戶家庭到商業(yè)中心的距離相對(duì)外生，并不直接影響產(chǎn)業(yè)收益。因此，從邏輯上看，該工具變量滿足相關(guān)性和外生性的基本要求。為了確保工具變量的有效性，后文還進(jìn)行了內(nèi)生性等檢驗(yàn)。

（4）其他控制變量。參考李中（2013）、武麗娟等（2016）、李雪等（2019）和賀小剛等（2022）的研究，并結(jié)合實(shí)際調(diào)研情況，將其他控制變量分為個(gè)人特征、家庭特征和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征三類。個(gè)人特征包括性別、年齡、受教育程度和健康狀況；家庭特征包括家庭規(guī)模、政治身份和交通條件；生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征包括經(jīng)營(yíng)規(guī)模、機(jī)械化水平、合作社、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、產(chǎn)業(yè)信貸和技術(shù)指導(dǎo)。

4.3描述性統(tǒng)計(jì)

為詳細(xì)描述各個(gè)變量，以全面了解樣本的特征，對(duì)選取的變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，如表1所示。

5經(jīng)驗(yàn)性結(jié)果

在構(gòu)建模型的基礎(chǔ)上，首先，使用Stata16.0軟件進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，以驗(yàn)證本文的核心問(wèn)題，即種植獼猴桃是否能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)收益增加；其次，進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析；再次，使用工具變量法和PSM法處理潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)替換被解釋變量和調(diào)整樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后，使用門(mén)檻模型，檢驗(yàn)不同經(jīng)營(yíng)規(guī)模下獼猴桃特色產(chǎn)業(yè)的門(mén)檻效應(yīng)。

5.1多重共線性檢驗(yàn)

為避免嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題導(dǎo)致不一致的結(jié)果，需要對(duì)各變量之間進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。從表2中可以看出，各個(gè)變量的方差膨脹因子（Variance Inflation Factor， VIF）的均值為1.33，都遠(yuǎn)小于10，說(shuō)明本文使用的變量不存在多重共線性的問(wèn)題，可以使用OLS模型進(jìn)行回歸估計(jì)。

5.2基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。本文采用了逐步回歸的策略估計(jì)，表3中模型（1）為僅控制核心解釋變量，模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入個(gè)人特征變量（性別、年齡、受教育程度和健康狀況），模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)上加入家庭特征變量（家庭規(guī)模、政治身份和交通條件），模型（4）在模型（3）的基礎(chǔ)上加入生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)特征變量（經(jīng)營(yíng)規(guī)模、機(jī)械化水平、合作社、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、產(chǎn)業(yè)信貸和技術(shù)指導(dǎo)）。從表3可以看出，無(wú)論是僅有控制核心解釋變量，還是加入其他控制變量，種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)均為正數(shù)，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明農(nóng)戶種植獼猴桃能夠顯著增加收入，即獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)顯著。

模型（1）至（4）的擬合優(yōu)度（R2）逐漸增加，意味著模型的解釋力度逐漸增強(qiáng)。其中模型（4）的擬合程度最好，所以選擇模型（4）進(jìn)行分析。從模型（4）估計(jì)結(jié)果可以看出，種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)為8.7701，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明種植獼猴桃能夠顯著增加農(nóng)戶收入，獼猴桃特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)于湘西地區(qū)的富民效應(yīng)顯著?？赡艿脑蛟谟冢鹤渣h的十九大報(bào)告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略以來(lái)，湘西州各縣（市）不斷為湘西州獼猴桃產(chǎn)業(yè)提供各種支持類政策。同時(shí)，湘西州獼猴桃產(chǎn)業(yè)作為中國(guó)國(guó)家地理標(biāo)志產(chǎn)品，特色產(chǎn)業(yè)的品牌效應(yīng)對(duì)增加農(nóng)戶收入作用明顯。

在其他控制變量方面，大部分控制變量對(duì)產(chǎn)業(yè)收益具有顯著影響。基于模型（4）的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析，性別的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著相較于女性，男性的產(chǎn)業(yè)收益更高。政治身份的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著相較于普通群眾，具有黨員身份的農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)收益更高。原因可能在于：黨員干部對(duì)于國(guó)家政策的了解與研究?jī)?yōu)于普通群眾，在政府為獼猴桃產(chǎn)業(yè)提供政策幫助的同時(shí)，黨員干部應(yīng)以身作則，為廣大農(nóng)戶樹(shù)立榜樣，帶動(dòng)獼猴桃產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。經(jīng)營(yíng)規(guī)模的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著隨著經(jīng)營(yíng)規(guī)模的擴(kuò)大，獼猴桃的產(chǎn)業(yè)收益越明顯。原因可能在于：規(guī)模經(jīng)營(yíng)有助于獼猴桃標(biāo)準(zhǔn)化種植，對(duì)于果品控制優(yōu)于小農(nóng)戶，從而提供優(yōu)質(zhì)且附加值高的產(chǎn)品，帶來(lái)收益更高。機(jī)械化水平的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著機(jī)械化程度越高，獼猴桃的產(chǎn)業(yè)收益越顯著。原因可能在于：農(nóng)業(yè)機(jī)械水平投入越多，農(nóng)機(jī)的性能得到提升，生產(chǎn)技術(shù)得到革新，降低了產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，提高了產(chǎn)品的質(zhì)量，對(duì)獼猴桃產(chǎn)業(yè)有推進(jìn)作用，為農(nóng)戶帶來(lái)更多收益。合作社的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為正，意味著相較于沒(méi)有參加合作社的農(nóng)戶，參加合作社的農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)收益更加顯著。原因可能在于：合作社一方面增加了農(nóng)民銷售的談判力量和話語(yǔ)權(quán)；另一方面可以統(tǒng)一種植規(guī)格和質(zhì)量，有利于促進(jìn)“農(nóng)超對(duì)接”，進(jìn)而開(kāi)拓市場(chǎng)，增加銷售。農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著與沒(méi)有參加農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的農(nóng)戶相比，參加農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)的農(nóng)戶產(chǎn)業(yè)收益更高。原因可能在于：農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)是重要的風(fēng)險(xiǎn)管理工作，具有分散風(fēng)險(xiǎn)、減少災(zāi)害損失功能。產(chǎn)業(yè)信貸的估計(jì)系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為正，意味著與沒(méi)有獲得產(chǎn)業(yè)信貸的農(nóng)戶相比，獲得產(chǎn)業(yè)信貸農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益更高。原因可能在于：產(chǎn)業(yè)信貸給農(nóng)戶資金支持，緩解了農(nóng)戶的信貸約束，有助于農(nóng)戶引進(jìn)先進(jìn)的技術(shù)管理，擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn)，從而降低生產(chǎn)成本，獲得更高的利潤(rùn)率。

總體來(lái)說(shuō)，以上控制變量的結(jié)果與已有文獻(xiàn)基本保持一致，但考慮到可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，這些變量也非本文關(guān)注的核心，因此不再贅述。

5.3內(nèi)生性問(wèn)題處理

基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)顯著，且本文在構(gòu)建解釋變量時(shí)盡可能外生。但是，其結(jié)果仍可能受到兩方面的挑戰(zhàn)：一是產(chǎn)業(yè)收益可能影響到獼猴桃產(chǎn)業(yè)的種植，并不能從邏輯上明確排除兩者可能存在的互為因果關(guān)系。二是是否種植獼猴桃可能與農(nóng)戶的自身要素稟賦相關(guān)，可能存在自選擇問(wèn)題，進(jìn)而導(dǎo)致潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。因此，本文使用工具變量法處理互為因果問(wèn)題，使用PSM法糾正選擇性偏誤，從這兩個(gè)方面來(lái)解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，以期得到更為準(zhǔn)確的估計(jì)。

5.3.1工具變量法的檢驗(yàn)結(jié)果

工具變量估計(jì)結(jié)果如表4所示。

從表4模型（5）的第二階段回歸結(jié)果可以看出，種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著。這說(shuō)明在使用工具變量法處理內(nèi)生性問(wèn)題后，基準(zhǔn)回歸的結(jié)果依舊不變。同時(shí)，有效工具變量需要滿足一系列檢驗(yàn)。外生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Endogeneity test值為5.7890，在5%的顯著性水平上顯著，拒絕“所有變量均為外生”的原假設(shè)，說(shuō)明可以使用工具變量處理內(nèi)生性問(wèn)題。第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量的系數(shù)為-0.0430，且在1%的顯著性水平上顯著。此外，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量為116.5960，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于Stock-Yogo提供的弱工具變量檢驗(yàn)臨界值16.3800，說(shuō)明對(duì)于名義顯著性水平為5%的檢驗(yàn)，其真實(shí)顯著性水平不會(huì)超過(guò)10%，故不存在弱工具變量問(wèn)題。不可識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果表明，KP-LM統(tǒng)計(jì)量為104.8750，P值為0.0000，在1%的顯著性水平上顯著拒絕“存在不可識(shí)別”的原假設(shè)，說(shuō)明使用農(nóng)戶家庭到商業(yè)中心距離作為農(nóng)戶是否種植獼猴桃的工具變量具有較強(qiáng)的解釋力。

模型（6）報(bào)告了半簡(jiǎn)化式回歸的估計(jì)結(jié)果。其一般邏輯是：將工具變量作為解釋變量放入基準(zhǔn)模型（1）中，如果工具變量與基準(zhǔn)模型的擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，那么工具變量的估計(jì)系數(shù)將不顯著。從結(jié)果可知，工具變量的系數(shù)為0.0037，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，進(jìn)一步佐證了工具變量滿足外生性假設(shè)。

5.3.2 PSM法的檢驗(yàn)結(jié)果

本文使用PSM法處理自選擇問(wèn)題，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

從表5的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，種植獼猴桃顯著增加了農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致?；赑SM法的ATT為8.9540，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明與沒(méi)有種植獼猴桃的農(nóng)戶相比，種植獼猴桃農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益要高8.95%。同時(shí)表5給出了基于IPWRA的ATT估計(jì)結(jié)果，與PSM法結(jié)果一致。因此可以認(rèn)為，在使用PSM法糾正選擇性偏誤后，種植獼猴桃的富民效應(yīng)依舊顯著，且能增加8.95%的產(chǎn)業(yè)收益。

為了保證PSM的質(zhì)量，在使用PSM法時(shí)，需要進(jìn)行共同支撐域檢驗(yàn)，以保證處理組（種植獼猴桃）和控制組（沒(méi)有種植獼猴桃）具備足夠重合區(qū)域。共同支撐域檢驗(yàn)如圖2所示，給出了處理組和控制組的傾向指數(shù)分布。從圖2可以明顯看出，處理組和控制組在大部分區(qū)域具有重合區(qū)間。因此，可以認(rèn)為在使用PSM法時(shí)，滿足了共同支撐域假設(shè)要求。

除了滿足共同支撐域假設(shè)外，在使用PSM法時(shí)還應(yīng)該進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，以判斷匹配后處理組和控制組是否存在顯著的系統(tǒng)性差異。平衡性檢驗(yàn)如圖3所示。從圖3可以看出，匹配前（圖3左）處理組和控制組之間存在顯著差異，匹配后（圖3右）處理組和控制組的系統(tǒng)性差異基本消除。這說(shuō)明樣本的匹配效果較好，滿足了平衡性假設(shè)，基本達(dá)到了類似隨機(jī)實(shí)驗(yàn)的效果，也意味著上文的分析可靠、合理。

5.4穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)前文估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別替換被解釋變量和調(diào)整樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，以確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。表6中模型（7）使用產(chǎn)業(yè)收益占總收入的比值進(jìn)行重新估計(jì)，結(jié)果顯示種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)依舊在1%的顯著性水平上顯著。模型（8）和模型（9）分別做了5%的縮尾處理和截尾處理，結(jié)果顯示種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著。另外還分別進(jìn)行了1%的縮尾處理和截尾處理，估計(jì)結(jié)果基本一致。這意味著上文的估計(jì)結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

5.5門(mén)檻模型結(jié)果

首先，需要對(duì)門(mén)檻的個(gè)數(shù)進(jìn)行判斷，以便確定門(mén)檻模型的形式，結(jié)果如表7所示。單一門(mén)檻在1%的顯著性水平上顯著，而雙重門(mén)檻沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此，本文選擇單一門(mén)檻模型進(jìn)行分析。

其次，為了更加直觀地理解門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間的構(gòu)造過(guò)程，本文繪制相應(yīng)的似然比函數(shù)圖，如圖4所示。門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，樣本的門(mén)檻值為1.13hm2（17畝）。

門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果如表8所示。

模型（10）是經(jīng)營(yíng)規(guī)模低于門(mén)檻值（小于1.13hm2）的估計(jì)結(jié)果。模型（11）是經(jīng)營(yíng)規(guī)模高于門(mén)檻值（大于等于1.13hm2）的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明湘西地區(qū)獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)顯著。值得注意的是：模型（11）中種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)為9.1811，高于模型（10）的8.5907。但從樣本量來(lái)看，1.13hm2以下農(nóng)戶為740戶，占樣本的73.96%，而1.13hm2以上農(nóng)戶僅有265戶，占比26.04%。因此，可以看出，當(dāng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模達(dá)到1.13hm2以上時(shí)，獼猴桃的富民效應(yīng)更加顯著。但湘西地區(qū)農(nóng)戶的獼猴桃經(jīng)營(yíng)規(guī)模依舊較小，需要進(jìn)一步推動(dòng)當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，進(jìn)而充分當(dāng)?shù)匕l(fā)揮特色產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)。

6研究結(jié)論、討論與政策啟示

本文基于2021年對(duì)湘西土家族苗族自治州獼猴桃產(chǎn)業(yè)的1005份微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型、PSM法和門(mén)檻回歸模型，系統(tǒng)分析獼猴桃特色產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的影響?；谘芯拷Y(jié)果開(kāi)展討論并提出針對(duì)性的政策啟示，為充分發(fā)揮民族地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)提供理論和實(shí)證經(jīng)驗(yàn)支撐。

6.1研究結(jié)論

本文使用理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)相結(jié)合的方式進(jìn)行研究，基于2021年湘西州獼猴桃產(chǎn)業(yè)1005份微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型、PSM法和門(mén)檻回歸模型，系統(tǒng)分析獼猴桃特色產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的影響，得出3點(diǎn)結(jié)論。

（1）基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)均為8.7701，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明農(nóng)戶種植獼猴桃能夠顯著增加收入，即獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)顯著。在運(yùn)用工具變量法和PSM法處理內(nèi)生性問(wèn)題，以及更換解釋變量和5%的截尾處理和縮尾處理后，研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。

（2）PSM法的估計(jì)結(jié)果顯示，ATT為8.9540，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明與沒(méi)有種植獼猴桃的農(nóng)戶相比，種植獼猴桃農(nóng)戶的產(chǎn)業(yè)收益要高8.95%。

（3）門(mén)檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果顯示，單一門(mén)檻F統(tǒng)計(jì)量為24.0570，且在1%的顯著性水平上顯著。當(dāng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模小于門(mén)檻值1.13hm2時(shí)，種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)為8.5907；當(dāng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模大于門(mén)檻值1.13hm2時(shí)，種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)為9.1811。說(shuō)明獼猴桃產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)存在異質(zhì)性，經(jīng)營(yíng)規(guī)模越過(guò)門(mén)檻值1.13hm2時(shí)，獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)更加顯著。

6.2討論

在借鑒已有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，本文通過(guò)理論和實(shí)證相結(jié)合的方式，檢驗(yàn)了湘西土家族苗族自治州獼猴桃產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的影響，并使用PSM法處理潛在的內(nèi)生問(wèn)題，以及使用門(mén)檻模型估計(jì)得出了不同規(guī)模經(jīng)營(yíng)下獼猴桃產(chǎn)業(yè)增收的門(mén)檻值，得出的大部分結(jié)論與已有研究基本一致，針對(duì)該地區(qū)獼猴桃產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)評(píng)估進(jìn)行專題研究，是對(duì)已有研究的拓展和補(bǔ)充。

本文檢驗(yàn)了獼猴桃產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的直接效應(yīng)，結(jié)果表明無(wú)論是僅有控制核心解釋變量，還是加入其他控制變量，種植獼猴桃的估計(jì)系數(shù)均為正數(shù)，且在1%的顯著性水平上顯著。說(shuō)明農(nóng)戶種植獼猴桃能夠顯著增加收入，即獼猴桃產(chǎn)業(yè)的富民效應(yīng)顯著，獼猴桃特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)于湘西地區(qū)的富民效應(yīng)顯著。這與李偉等（2022）、譚明交等（2024）的研究結(jié)論類似?？赡艿脑蛟谟冢狐h的十九大報(bào)告提出鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略后，湘西州各縣（市）不斷為湘西州獼猴桃產(chǎn)業(yè)提供各種支持類政策。同時(shí)，湘西州獼猴桃產(chǎn)業(yè)作為中國(guó)國(guó)家地理標(biāo)志產(chǎn)品，特色產(chǎn)業(yè)的品牌效應(yīng)對(duì)于增加農(nóng)戶收入作用明顯（何奇峰，2023）。

本文進(jìn)一步探討了獼猴桃產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民增收的門(mén)檻效應(yīng)，并得出當(dāng)經(jīng)營(yíng)規(guī)模達(dá)到1.13hm2以上時(shí)，獼猴桃產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)民收入增加的影響更為顯著，即獼猴桃產(chǎn)業(yè)富民效應(yīng)的門(mén)檻值為1.13hm2。該研究結(jié)論與高名姿等（2022）和呂杰等（2024）的結(jié)論有所區(qū)別。原因可能在于，樣本范圍和農(nóng)產(chǎn)品種類有所區(qū)別，導(dǎo)致經(jīng)營(yíng)規(guī)模有所不同。在實(shí)際調(diào)研過(guò)程中，湘西土家族苗族自治州的獼猴桃產(chǎn)業(yè)大多以家庭經(jīng)營(yíng)為主，1.13hm2的門(mén)檻值與當(dāng)?shù)貙?shí)際情況較為符合。

雖然本文對(duì)已有研究進(jìn)行了一定的拓展，但仍有2個(gè)方面需要深入研究：（1）對(duì)于民族地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)有一定政府政策支持力度，但并未剝離政策補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)民增收的影響，因此未來(lái)的研究需要考慮政策補(bǔ)貼的效果，以更為準(zhǔn)確識(shí)別特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的增收效果。（2）僅檢驗(yàn)了補(bǔ)貼規(guī)模經(jīng)營(yíng)下特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增收的門(mén)檻效應(yīng)，并未進(jìn)行更多的異質(zhì)性探討，因此未來(lái)需要進(jìn)一步探討在不同條件下特色產(chǎn)業(yè)的增收效果，以期得出更為豐富的研究結(jié)論。

6.3政策啟示

結(jié)合研究結(jié)論，為了進(jìn)一步發(fā)揮特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢(shì)，在促進(jìn)共同富裕、推動(dòng)鄉(xiāng)村振興中貢獻(xiàn)特色產(chǎn)業(yè)的更大貢獻(xiàn)，提出3點(diǎn)政策啟示。

（1）完善民族地區(qū)特色產(chǎn)業(yè)振興政策。以提升特色產(chǎn)業(yè)、特別是通過(guò)幫扶發(fā)展起來(lái)的脫貧致富產(chǎn)業(yè)發(fā)展路徑。在鄉(xiāng)村振興背景下，農(nóng)村特色產(chǎn)業(yè)發(fā)展前景廣闊，應(yīng)依托鄉(xiāng)村現(xiàn)有山地特色農(nóng)業(yè)優(yōu)勢(shì)資源，做強(qiáng)具有民族地區(qū)資源稟賦特性的“土特產(chǎn)”“鄉(xiāng)字號(hào)”文章，夯實(shí)產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)，提升特色產(chǎn)業(yè)綜合效益，讓農(nóng)民更多分享產(chǎn)業(yè)增值收益。

（2）做好特色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)加工及銷售平臺(tái)搭建工作。通過(guò)積極搭建營(yíng)銷平臺(tái)，延伸產(chǎn)品生產(chǎn)加工鏈條，創(chuàng)新農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷對(duì)接機(jī)制，推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品直銷。加快實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+”農(nóng)產(chǎn)品出村進(jìn)城工程，推進(jìn)民族地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)上推介、洽談和交易，拓寬產(chǎn)品銷售渠道。

（3）加強(qiáng)和完善規(guī)模經(jīng)營(yíng)補(bǔ)貼措施。推動(dòng)新增直接補(bǔ)貼轉(zhuǎn)向職業(yè)農(nóng)民、家庭農(nóng)場(chǎng)等真正的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，提高直接補(bǔ)貼的政策績(jī)效。通過(guò)規(guī)模經(jīng)營(yíng)補(bǔ)貼調(diào)動(dòng)廣大群眾的積極性，激發(fā)群眾的內(nèi)生動(dòng)力，從而推動(dòng)民族地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的規(guī)模經(jīng)營(yíng)，進(jìn)而形成當(dāng)?shù)靥厣r(nóng)業(yè)品牌，提高農(nóng)產(chǎn)品附加值。

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（責(zé)任編輯韓杏容）