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(jì)管理學(xué)院，云南 昆明 650224）

0 引言

2020 年，我國(guó)脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)取得全面勝利，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下9899 萬(wàn)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(duì)貧困的艱巨任務(wù)。西部地區(qū)作為脫貧攻堅(jiān)時(shí)期的“主戰(zhàn)場(chǎng)”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(diǎn)，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(jiān)成果的重點(diǎn)區(qū)域，而促進(jìn)農(nóng)民增收是鞏固和拓展脫貧攻堅(jiān)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(wèn)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(dòng)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(dòng)農(nóng)旅融合發(fā)展有利于加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而帶動(dòng)當(dāng)?shù)剞r(nóng)民收入增長(zhǎng)［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(shí)現(xiàn)機(jī)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(jiān)成果，推動(dòng)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(guò)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(chǎng)平臺(tái)，進(jìn)而達(dá)到資源的優(yōu)化配置［3］。近年來(lái)，學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)旅融合的研究逐步從概念、特點(diǎn)等延伸至影響效果［4-6］，對(duì)影響效果的研究主要集中在3 個(gè)方面：一是對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。農(nóng)旅融合發(fā)展可通過(guò)獲取財(cái)政支持的途徑推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(duì)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(jī)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)具有顯著影響［11-13］。測(cè)度農(nóng)旅融合影響效果的方法主要分為3 類(lèi)：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(píng)價(jià)指標(biāo)體系評(píng)估農(nóng)旅融合影響效應(yīng)［16］；三是構(gòu)建計(jì)量模型對(duì)農(nóng)旅融合影響效應(yīng)進(jìn)行測(cè)度，常見(jiàn)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(guó)內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)，農(nóng)旅融合對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和減緩貧困的影響效果是近期研究熱點(diǎn)，研究視角多集中在宏觀經(jīng)濟(jì)水平和微觀減貧效果的測(cè)度，對(duì)于農(nóng)旅融合的宏觀增收效應(yīng)及作用機(jī)制、異質(zhì)性特征鮮少研究。農(nóng)旅融合影響效果的測(cè)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(duì)象個(gè)體異質(zhì)性造成的樣本選擇偏誤問(wèn)題，由不可觀測(cè)變量引發(fā)的內(nèi)生性問(wèn)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(shí)驗(yàn)，選取我國(guó)西部地區(qū)247 個(gè)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(píng)估設(shè)立示范縣所帶來(lái)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(dòng)農(nóng)民增收的作用機(jī)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(zhǎng)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(dòng)農(nóng)旅融合發(fā)展和拉動(dòng)農(nóng)民就業(yè)增收，2010年農(nóng)業(yè)部和國(guó)家旅游局聯(lián)合開(kāi)展了全國(guó)休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣創(chuàng)建活動(dòng)，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(gè)，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(guò)產(chǎn)業(yè)扶持推動(dòng)農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)協(xié)同發(fā)展，依托“百縣千鄉(xiāng)萬(wàn)村”、農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展等試點(diǎn)工程和項(xiàng)目，投入大量經(jīng)費(fèi)以改善休閑農(nóng)業(yè)種養(yǎng)條件，推動(dòng)旅游產(chǎn)業(yè)提檔升級(jí)；二是改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實(shí)施休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游提升工程，開(kāi)展休閑農(nóng)業(yè)村莊道路、停車(chē)場(chǎng)、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(qiáng)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(bǔ)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(huì)的綜合發(fā)展只能從內(nèi)部來(lái)推動(dòng)，最好的方法是把當(dāng)?shù)厝俗鳛殚_(kāi)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(dòng)西部脫貧地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要對(duì)當(dāng)?shù)噩F(xiàn)有產(chǎn)業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)，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(shí)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(dòng)力和農(nóng)民閑暇時(shí)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(shí)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(huì)經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展等方面的差異，在相同經(jīng)濟(jì)活動(dòng)下也會(huì)有著不同的發(fā)展程度［21］。2017 年，《國(guó)土資源部關(guān)于支持深度貧困地區(qū)脫貧攻堅(jiān)的實(shí)施意見(jiàn)》將“三區(qū)三州”和貧困發(fā)生率超過(guò)18%的貧困縣和貧困發(fā)生率超過(guò)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(jì)基礎(chǔ)更為薄弱，在深度貧困地區(qū)實(shí)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(guò)提高農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的財(cái)政扶持，增強(qiáng)休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游的發(fā)展能力；通過(guò)提高基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的財(cái)政扶持力度，提升示范縣的可進(jìn)入性，進(jìn)而帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)融合及快速發(fā)展；通過(guò)提高就業(yè)創(chuàng)業(yè)的財(cái)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(guò)提高農(nóng)業(yè)的財(cái)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(guò)提高旅游業(yè)的財(cái)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(guò)提高基礎(chǔ)設(shè)施的財(cái)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(guò)提高就業(yè)補(bǔ)貼的財(cái)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(lái)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(lái)評(píng)估農(nóng)旅融合的增收效應(yīng)。PSM—DID由Heckman首次提出，運(yùn)用DID 必須滿足平行趨勢(shì)假設(shè)這一前提條件，在不滿足平行趨勢(shì)假設(shè)的情況下可以借助PSM 方法構(gòu)造一個(gè)與處理組具有平行趨勢(shì)的對(duì)照組，以有效降低樣本選擇性偏差對(duì)分析結(jié)果帶來(lái)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(jì)發(fā)展存在顯著差異，不滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，故適合運(yùn)用PSM—DID 方法進(jìn)行評(píng)估。首先，劃分處理組和對(duì)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(duì)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(duì)處理組和對(duì)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(lái)驗(yàn)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(duì)照組；postt為處理期的虛擬變量，用以區(qū)分處理組政策實(shí)施前后；Xit為控制變量；μi為個(gè)體固定效應(yīng)；γi為時(shí)間固定效應(yīng)；εit為非觀測(cè)的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

為了驗(yàn)證研究假設(shè)H2，本文參照姚耀軍［25］對(duì)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(xiàng)，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(guò)提高農(nóng)業(yè)和旅游業(yè)的財(cái)政支出、基礎(chǔ)設(shè)施和就業(yè)補(bǔ)貼的財(cái)政投入來(lái)推動(dòng)脫貧縣農(nóng)民增收。因此，為驗(yàn)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(yàn)，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(yàn)步驟如下：首先，檢驗(yàn)方程（1）中的回歸系數(shù)α1的顯著性，反映的是自變量對(duì)因變量的總效應(yīng)。其次在α1顯著的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)?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(duì)因變量的影響不是通過(guò)該中介變量實(shí)現(xiàn)的。最后檢驗(yàn)?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(guò)該中介變量實(shí)現(xiàn)的。

2.2 變量選擇

由于本文重點(diǎn)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。考慮到其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素也會(huì)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(lái)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(duì)照組。參照2012年國(guó)家鄉(xiāng)村振興局發(fā)布的《國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)工作重點(diǎn)縣名單》和2010—2017 年國(guó)家旅游局和農(nóng)業(yè)部聯(lián)合發(fā)布的《全國(guó)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(duì)照組為沒(méi)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(shí)施前后。本文將脫貧縣評(píng)定示范縣之前的年份設(shè)置為對(duì)照期，賦值為0，將脫貧縣評(píng)定示范縣之后的年份設(shè)置為處理期，賦值為1。交互項(xiàng)（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(zhǎng)的其他變量作為控制變量。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的涓流效應(yīng)會(huì)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(jì)增長(zhǎng)［27］，因此選取能衡量經(jīng)濟(jì)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(guò)勞動(dòng)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(lái)衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)［28］；政府財(cái)政在促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)中扮演重要角色，因此選取地方財(cái)政支出比重（financeit）來(lái)衡量。④中介變量。根據(jù)研究設(shè)計(jì)，檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)的財(cái)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(jī)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(yàn)指標(biāo)；檢驗(yàn)基礎(chǔ)設(shè)施和就業(yè)補(bǔ)貼的財(cái)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(jī)制，選取交通運(yùn)輸支出（transit）、社會(huì)保障和就業(yè)支出（jobit）作為檢驗(yàn)指標(biāo)。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局劃分的西部地區(qū)10 個(gè)完整省份作為分析樣本。由于西藏和新疆擁有特有的專(zhuān)項(xiàng)扶貧政策，為避免專(zhuān)項(xiàng)扶貧政策對(duì)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(gè)省份，共247 個(gè)貧困縣作為樣本數(shù)據(jù)，包括102 個(gè)深度貧困縣和145個(gè)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(gè)貧困縣作為處理組，其他224 個(gè)貧困縣作為對(duì)照組（圖1），樣本時(shí)間設(shè)為2010—2019 年，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)各省份歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒和各縣歷年的財(cái)政決算報(bào)告，部分缺失數(shù)據(jù)通過(guò)各縣的國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)補(bǔ)齊。實(shí)證分析中，為剔除極端值影響對(duì)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(duì)數(shù)值。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(jì)Table 2 Descriptive statistics of main variables

3 結(jié)果及分析

3.1 增收效應(yīng)測(cè)度

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

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

通過(guò)PSM匹配到相似的處理組與對(duì)照組樣本，采用模型（1）評(píng)估貧困縣設(shè)立休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣帶來(lái)的增收效應(yīng)。表4 中，第（1）列和第（2）列分別為沒(méi)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(duì)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(jì)變量時(shí)，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(duì)照組60%，控制其他經(jīng)濟(jì)變量后，處理組農(nóng)村居民人均可支配收入高于對(duì)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(yàn)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(duì)照組必須滿足共同趨勢(shì)假設(shè)，如果不滿足該假設(shè)，會(huì)在分析中產(chǎn)生估計(jì)偏誤問(wèn)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(huì)受到其他政策或隨機(jī)事件的影響，若不能排除其他因素的干擾，會(huì)錯(cuò)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(shì)假設(shè)檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)。參考龍小寧等［30］平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)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(xiàng)作為解釋變量，再次進(jìn)行估計(jì)。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(xiàng)，變量的系數(shù)用來(lái)測(cè)度因變量的增長(zhǎng)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(shuō)明符合平行趨勢(shì)的前提假設(shè)。參考蔣靈多等［31］的安慰劑檢驗(yàn)方法，將政策實(shí)施年份向前調(diào)整一年進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。我國(guó)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(jì)系數(shù)不顯著，說(shuō)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(jiàn)，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(yàn)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(jì)發(fā)展的差異會(huì)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(duì)樣本中102 個(gè)原深度貧困縣和145 個(gè)其他脫貧縣進(jìn)行分析驗(yàn)證，表6 為異質(zhì)性模型的回歸結(jié)果。從表6 可見(jiàn)，ddd 和ddd1的系數(shù)在1%、5%的水平上顯著，說(shuō)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(yàn)證假設(shè)H2。ddd1的系數(shù)為負(fù)值，說(shuō)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(diǎn)：一是原深度貧困縣資源稟賦較差，對(duì)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(dòng)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(jī)制分析

通過(guò)上文分析，已驗(yàn)證了休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣可帶動(dòng)西部脫貧地區(qū)農(nóng)民增收，那么設(shè)立示范縣實(shí)現(xiàn)增收效應(yīng)的作用機(jī)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(yùn)輸支出（transit）、社會(huì)保障和就業(yè)支出（jobit）4 個(gè)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(yàn)證，分析4 個(gè)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(cái)政投入的中介效應(yīng)檢驗(yàn)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(cái)政投入、基礎(chǔ)設(shè)施財(cái)政投入、就業(yè)補(bǔ)貼財(cái)政投入的中介效應(yīng)檢驗(yàn)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(cái)政支出，對(duì)農(nóng)業(yè)財(cái)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?cái)政支出和就業(yè)補(bǔ)貼財(cái)政支出，對(duì)旅游業(yè)財(cái)政支出、就業(yè)補(bǔ)貼財(cái)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(duì)基礎(chǔ)設(shè)施財(cái)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(cái)政支出對(duì)增收效應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.131，且在5%的水平上顯著為正，說(shuō)明農(nóng)業(yè)財(cái)政支出投入會(huì)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(cái)政投入與就業(yè)補(bǔ)貼財(cái)政投入對(duì)農(nóng)民增收具有部分中介效應(yīng)。為檢驗(yàn)中介效應(yīng)，采用系數(shù)乘積項(xiàng)檢驗(yàn)法，原假設(shè)為H0：φ1×θ2=0，若檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，說(shuō)明中介效應(yīng)顯著；反之，說(shuō)明中介效應(yīng)不顯著，3 個(gè)中介變量皆拒絕原假設(shè)，表明中介效應(yīng)成立［34］，驗(yàn)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(bǔ)貼財(cái)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(jī)制，在此過(guò)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(cái)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(cái)政投入與就業(yè)補(bǔ)貼財(cái)政投入。

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

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

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

表10中介效應(yīng)檢驗(yàn) 就業(yè)補(bǔ)貼財(cái)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(shí)驗(yàn)，選取2010—2019 年我國(guó)西部地區(qū)247個(gè)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(lái)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(dòng)農(nóng)民增收的作用機(jī)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(duì)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(dòng)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(cái)政投入、旅游業(yè)財(cái)政投入和就業(yè)補(bǔ)貼財(cái)政投入，并通過(guò)三者的增長(zhǎng)產(chǎn)生中介效應(yīng)，帶動(dòng)農(nóng)村居民人均可支配增長(zhǎng)。其中，旅游業(yè)財(cái)政投入產(chǎn)生的中介效應(yīng)最大，其次為農(nóng)業(yè)財(cái)政投入與就業(yè)補(bǔ)貼財(cái)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(huì)對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施財(cái)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(jī)制為旅游業(yè)、農(nóng)業(yè)和就業(yè)財(cái)政投入。

農(nóng)旅融合正處于蓬勃發(fā)展階段，政府針對(duì)農(nóng)旅融合發(fā)展的政策種類(lèi)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(yàn)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(jī)制，通過(guò)實(shí)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(mén)應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到農(nóng)旅融合對(duì)脫貧地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)民收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，通過(guò)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(xiàng)目申報(bào)、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(dòng)貧困地區(qū)農(nóng)旅融合高質(zhì)量發(fā)展。②政府部門(mén)應(yīng)充分重視西部脫貧地區(qū)農(nóng)旅融合項(xiàng)目的資金投入，在加大財(cái)政投入的同時(shí)創(chuàng)新籌集資金渠道，用于農(nóng)旅融合相關(guān)項(xiàng)目建設(shè)、集群發(fā)展、設(shè)施改造升級(jí)、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(shí)現(xiàn)農(nóng)旅產(chǎn)業(yè)深度融合。③政府部門(mén)加強(qiáng)對(duì)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(kāi)展農(nóng)旅融合經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目，采用貸款貼息、以獎(jiǎng)代補(bǔ)等方式進(jìn)行創(chuàng)業(yè)扶持，定期組織對(duì)農(nóng)旅融合經(jīng)營(yíng)主體負(fù)責(zé)人和合作社管理人員開(kāi)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(chǔ)備。④各地政府部門(mén)應(yīng)因地制宜地選擇農(nóng)旅融合政策方案，針對(duì)資源稟賦沒(méi)有優(yōu)勢(shì)的原深度貧困地區(qū)，優(yōu)先推動(dòng)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，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(dòng)農(nóng)旅融合發(fā)展。

（致謝：本文在撰寫(xiě)過(guò)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(chéng)摯的謝意?。?/p>