潘經(jīng)韜，熊致祥，熊 睿，張子揚

（湖北工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院，武漢 430068）

推進農村產業(yè)融合發(fā)展是落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要舉措［1］，也是帶動農民增收的有效路徑［2］。中共十九大以來連續(xù)5年的中央一號文件均對“推進農村產業(yè)融合發(fā)展”提出要求，彰顯了決策層面對農村產業(yè)融合的重視程度。作為農村產業(yè)融合發(fā)展的典型代表，茶旅融合發(fā)展在各地付諸實踐且取得一定成效，引起學界的廣泛關注。部分學者圍繞茶旅融合的發(fā)展模式和發(fā)展路徑進行了探討［3-7］，也有學者利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)對茶旅融合發(fā)展水平進行測度與分析［8，9］。但鮮有文獻關注茶旅融合的農民增收效應，“農民能否從茶旅融合發(fā)展中獲得收益”這一研究議題尚未得到相應關注。

湖北省恩施州優(yōu)質茶葉資源豐富，是全國優(yōu)勢茶葉主產區(qū)，其下轄的8 個縣（市）均為湖北省茶葉主產縣。2021年恩施州茶葉產量為12.65 萬t，占湖北省茶葉產量的31.28%。旅游產業(yè)也是恩施州的支柱產業(yè)，2021年恩施州旅游綜合收入為422.61 億元，占地區(qū)生產總值的32.45%。恩施州的茶旅融合發(fā)展在湖北省具有一定代表性。以恩施州為研究區(qū)域，基于恩施州2006—2020年8 個縣（市）的面板數(shù)據(jù)，借助耦合度模型和熵值法測度恩施州茶旅融合發(fā)展水平，并實證檢驗恩施州茶旅融合發(fā)展的農民增收效應，為鞏固恩施州茶旅融合的助農增收效果提供有益參考。

1 研究設計

1.1 恩施州茶旅融合發(fā)展水平測度的研究設計

1.1.1 恩施州茶旅融合模型構建 耦合模型是產業(yè)融合領域較為常用的研究方法，在文旅融合、農旅融合及茶旅融合發(fā)展水平測度方面具有較為廣泛的應用［1-3］。在借鑒已有研究的基礎上構建耦合模型對恩施州茶旅融合發(fā)展水平進行測度［10，11］，用恩施州茶產業(yè)與旅游產業(yè)的耦合度來衡量其茶旅融合度。茶旅融合發(fā)展涉及茶產業(yè)和旅游產業(yè)2 個產業(yè)系統(tǒng)，假設恩施州茶產業(yè)發(fā)展水平為L1，恩施州旅游產業(yè)發(fā)展水平為L2。恩施州茶產業(yè)及旅游產業(yè)總發(fā)展水平為L，恩施州茶產業(yè)與旅游產業(yè)發(fā)展協(xié)調度為C，恩施州茶產業(yè)與旅游產業(yè)的耦合度為D，則L、C和D的計算公式如下。

1.1.2 恩施州茶旅融合測度的指標體系 在已有研究的基礎上，充分考慮指標的科學性及數(shù)據(jù)的可獲性，構建恩施州茶旅融合發(fā)展水平測度指標體系見表1。其中茶產業(yè)子系統(tǒng)的指標包括茶葉產量、茶園面積和茶產業(yè)產值；旅游產業(yè)子系統(tǒng)的指標包括旅游接待人數(shù)和旅游綜合收入。

1.1.3 恩施州茶旅融合發(fā)展水平的測度方法 基于耦合度模型和恩施州茶旅融合測度指標體系，運用熵值法完成恩施州茶旅融合發(fā)展水平的具體測度。

1）數(shù)據(jù)標準化處理。由于恩施州茶旅融合發(fā)展水平測度指標體系涉及多個指標，各指標的單位量綱不統(tǒng)一，首先需要對相關指標數(shù)據(jù)進行標準化處理。假 設Xi，j為 第i項 指 標 的 第j個 數(shù) 據(jù)，Xi，max和Xi，min分別為第i項指標的最大值和最小值，xi，j為該標準化處理后的數(shù)據(jù)，計算公式如下。

2）指標權重的確定。按照熵值法的計算步驟，計算出茶產業(yè)和旅游產業(yè)2 個子系統(tǒng)中各項指標的權重。si,j為第i項指標的第j個數(shù)據(jù)占第i個指標的比重，計算公式見式（5）；ei為第i項指標的信息熵，計算公式見式（6）；wi為第i項指標的權重，計算公式見式（7）。

3）恩施州茶旅融合發(fā)展水平的測度?；谑剑?）確定的指標權重，計算出茶產業(yè)和旅游產業(yè)2 個子系統(tǒng)的發(fā)展水平，計算公式見式（8）；結合式（1）、（2）和（3）即可計算出恩施州茶產業(yè)及旅游產業(yè)總發(fā)展水平、恩施州茶產業(yè)與旅游產業(yè)發(fā)展協(xié)調度和恩施州茶旅融合發(fā)展水平。

1.2 恩施州茶旅融合對農民增收影響的研究設計

1.2.1 實證模型構建 運用2006—2020年恩施州8個縣（市）的面板數(shù)據(jù)估計恩施州茶旅融合發(fā)展的農民增收效應，構建面板回歸模型如下。

式中，income為因變量農民收入，在實證分析過程中對其進行對數(shù)化處理；fusion為因變量茶旅融合發(fā)展水平；control為控制變量；ε為隨機誤差變量；k為縣（市）、t為年份；β0、β1和β2為待估系數(shù)。

1.2.2 變量選取與數(shù)據(jù)來源 農民收入為實證研究的因變量，同時依據(jù)收入來源將農民收入細分為農業(yè)收入、非農收入。茶旅融合為實證研究的自變量?？刂谱兞恐饕修r業(yè)經(jīng)營規(guī)模、農業(yè)機械化水平、財政支農力度、縣域經(jīng)濟發(fā)展水平。各變量的解釋及具體說明見表2。除茶旅融合發(fā)展水平由測算得到外，其他各項指標的相關數(shù)據(jù)均來源于2007—2021年《恩施州統(tǒng)計年鑒》。將農民人均收入、農民人均農業(yè)經(jīng)營收入、農民人均非農收入和縣域人均生產總值折算為2006年的同比價格水平以消除價格因素的影響。

1.2.3 研究假設 茶產業(yè)與旅游產業(yè)融合發(fā)展有助于促進消費者深度體驗茶文化，拓寬茶葉的銷售渠道，促進茶葉銷量增加，進而帶動農民茶葉種植收入；同時，茶旅融合發(fā)展為也當?shù)剞r民創(chuàng)造了就業(yè)崗位和創(chuàng)業(yè)機會，進而帶動農民非農收入增加。提出以下研究假設。

H1，恩施州茶旅融合發(fā)展有助于帶動農民農業(yè)收入增長。

H2，恩施州茶旅融合發(fā)展有助于帶動農民非農收入增長。

H3，恩施州茶旅融合發(fā)展具有顯著的農民增收效應。

2 實證分析

2.1 恩施州茶旅融合發(fā)展水平的測度分析

利用2006—2020年恩施州8 個縣（市）茶產業(yè)和旅游產業(yè)2 子系統(tǒng)的相關數(shù)據(jù)，運用熵值法計算得到各指標的權重，結果見表3。由表3 可知，茶產業(yè)子系統(tǒng)中，茶葉產量、茶園面積和茶產業(yè)產值的權重分別為0.3584、0.2552 和0.3864。在旅游產業(yè)子系統(tǒng)中，旅游接待人數(shù)和旅游綜合收入的權重分別為0.4662 和0.5338。

表3 恩施州茶旅融合發(fā)展水平測度指標的權重

按照研究設計，結合各子系統(tǒng)指標權重和耦合度模型，對2006—2020年恩施州8 個縣（市）茶旅融合發(fā)展水平進行測度，結果見表4。

由表4 可知，從整體上看，2006—2019年恩施州茶旅融合發(fā)展水平呈上升的態(tài)勢，恩施8 個縣（市）茶旅融合發(fā)展水平的均值從2006年的0.1963 增加到2019年0.5794，但2020年受新型冠狀病毒肺炎疫情影響下降到0.4852。分縣市來看，2006—2019年恩施州8 個縣（市）茶旅融合發(fā)展水平均呈上升態(tài)勢，2020年受疫情影響也都出現(xiàn)下滑。此外，各縣（市）的茶旅融合發(fā)展水平也存在較大差異。從2006—2020年茶旅融合發(fā)展水平的均值來看，從大到小依次是恩施市（0.6290）、利川市（0.5248）、咸豐縣（0.3983）、鶴峰縣（0.3803）、宣恩縣（0.3465）、巴東縣（0.3271）、建始縣（0.2180）和來鳳縣（0.2058），這表明恩施市和利川市在8 個縣（市）中茶旅融合的發(fā)展勢頭較好，其他6 縣在茶旅融合發(fā)展方面仍存在較大的進步空間。

表4 2006—2020年恩施州8 個縣（市）茶旅融合發(fā)展水平測度結果

2.2 恩施州茶旅融合帶動農民增收的實證檢驗

運用2006—2020年恩施州8 個縣（市）的面板數(shù)據(jù)實證檢驗茶旅融合的農民增收效應。各變量的描述性統(tǒng)計結果見表5。在面板數(shù)據(jù)分析過程中對農民人均收入、農民人均農業(yè)經(jīng)營收入、農民人均非農收入和縣域人均生產總值進行對數(shù)化處理，實證檢驗結果見表6。表6 中回歸1、回歸2 和回歸3 分別為恩施州茶旅融合發(fā)展對農民收入、農民農業(yè)收入和農民非農收入的估計結果。通過VIF 檢驗，3 個估計結果的Vif均小于10，可認為各變量間不存在共線性。3 個回歸模型的F檢驗值分別為9.30、5.66 和9.56，且均通過1%統(tǒng)計水平顯著性檢驗，可認為固定效應估計結果優(yōu)于混合回歸。3 個回歸模型的Hausman 檢驗均顯示，固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型，因此，最終只給出固定效應的估計結果。

表5 主要變量的描述性統(tǒng)計

表6 恩施州茶旅融合帶動農民增收的實證檢驗

回歸1 的結果顯示，茶旅融合度對農民收入的影響系數(shù)為1.3006，且通過1%水平的顯著性檢驗，這表明恩施州茶旅融合發(fā)展具有顯著的增收效應，與研究假設H3一致。此外，農業(yè)機械化水平和縣域經(jīng)濟發(fā)展水平對農民收入的影響系數(shù)為正，且均通過1%水平的顯著性檢驗，而農業(yè)經(jīng)營規(guī)模和財政支農力度對農民收入的影響不顯著。

回歸2 的結果顯示，茶旅融合度對農民農業(yè)收入的影響系數(shù)為0.8076，且通過1%水平的顯著性檢驗，這表明恩施州茶旅融合發(fā)展對農民農業(yè)經(jīng)營收入具有顯著的促進作用。實證分析結果與研究假設H1一致，可能是茶旅融合發(fā)展帶動了恩施州茶葉等特色農產品的銷售，同時有助于提升茶葉等特色農產品的附加值，進而促進農民農業(yè)經(jīng)營收入增加。此外，農業(yè)機械化水平和縣域經(jīng)濟發(fā)展水平對農民農業(yè)收入的影響系數(shù)為正，且均通過1%水平的顯著性檢驗；財政支農力度對農民農業(yè)收入的影響系數(shù)為正，且通過5%水平的顯著性檢驗；而農業(yè)經(jīng)營規(guī)模對農民農業(yè)經(jīng)營收入的影響不顯著。

回歸3 的結果顯示，茶旅融合度對農民非農收入的影響系數(shù)為1.2680，且通過1%水平的顯著性檢驗，這表明茶旅融合發(fā)展對恩施州農民非農收入具有顯著的促進作用。這一實證結果與假設H2一致，可能是茶旅融合發(fā)展為農民提供更多的非農經(jīng)營機會和就業(yè)崗位，進而促進農民非農收入的增加。此外，農業(yè)機械化水平和縣域經(jīng)濟發(fā)展水平對農民非農收入的影響系數(shù)為正，且分別通過5%和1%水平的顯著性檢驗，而財政支農力度對農民非農收入的影響不顯著。

3 小結與建議

3.1 小結

本研究利用耦合度模型和熵值法測度恩施州8個縣（市）2006—2020年的茶旅融合發(fā)展水平，采用面板固定效應模型實證檢驗茶旅融合發(fā)展的農民增收效應。實證結果表明，除2020年受疫情影響外，恩施州茶旅融合發(fā)展態(tài)勢良好，2006—2019年8 個縣（市）茶旅融合發(fā)展水平均呈上升態(tài)勢，恩施市和利川市的茶旅融合發(fā)展水平在8 個縣（市）中居領先地位。恩施州茶旅融合發(fā)展具有顯著的農民增收效應。從收入來源結構看，恩施州茶旅融合發(fā)展對農民農業(yè)收入和農民非農收入都具有顯著的帶動作用。

3.2 建議

基于研究結論，提出如下政策建議。①因地制宜合理布局茶旅融合發(fā)展。正確認識恩施州茶旅融合發(fā)展水平的縣域差異，結合資源稟賦和地域特色，因地制宜開發(fā)茶旅融合發(fā)展新模式，深入挖掘茶文化與民族文化，著力打造功能完備、特色鮮明、布局合理的茶旅融合產業(yè)帶。②完善茶旅融合發(fā)展的政策支持體系。加大對恩施州茶旅融合發(fā)展的政策支持，完善基礎設施建設，加強對茶旅融合的宣傳推介力度，為茶旅深度融合發(fā)展創(chuàng)造良好條件。③健全茶旅融合發(fā)展的利益分配機制。充分認識茶旅融合發(fā)展的農民增收效應，完善利益聯(lián)結機制，讓農民分享茶旅融合發(fā)展的增值收益，持續(xù)鞏固茶旅融合發(fā)展的助農增收效果。