王剛毅，柏凌雪

（東北農業(yè)大學經濟管理學院，哈爾濱 150030）

一、引言

黨的十九大報告指出，要實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，農業(yè)、農村、農民是關系國計民生的根本性問題。農民人均可支配收入的同比增長率由2014 年的11.2%下降到2021 年的10.5%，存在收入增長乏力現(xiàn)象。可見，促進農民收入增長仍然是我國現(xiàn)階段極為重要的任務。促進農村三產融合發(fā)展是提高農民收入的重要手段。

2015 年中央一號文件首次提出推進農村三產融合，并提出“實施農村產業(yè)融合發(fā)展試點示范工程”。2021年中央一號文件再次強調要推動農村三產融合，拓展農民增收空間。2022年2月22日，《中共中央國務院關于做好2022年全面推進鄉(xiāng)村振興重點工作的意見》發(fā)布，意見深度關注產業(yè)在農村發(fā)展過程中的重要性，要求深入推進農村三產融合發(fā)展，確保農民收入水平穩(wěn)步提升。在此背景下，考察農村三產融合發(fā)展對農民收入的影響具有重要現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

（一）農村三產融合的內涵與特點研究

推動農村一二三產業(yè)融合發(fā)展成為目前發(fā)展農業(yè)農村經濟的重大政策導向（蘆千文，2016）。最初有關產業(yè)融合的內涵，可以追溯到今村奈良臣（1996）的“六次產業(yè)理論”，強調農業(yè)產業(yè)鏈的延長和新業(yè)態(tài)的形成。今村奈良臣認為，所謂農村三產融合，是以農業(yè)為基礎，將許多不同的產業(yè)重新融合到一起，通過產業(yè)鏈的縱向一體化使農民獲得額外收入。有學者認為，農村三產融合是以農業(yè)為基礎，以交易成本內部化為本質，以技術和制度創(chuàng)新及拓展農業(yè)功能為動力的產業(yè)發(fā)展方式（李治等，2017）。也有學者將農村三產融合的主要模式概括為六種，探討各種模式對農民收入的影響（姜長云，2017）。

（二）農村三產融合的評價體系研究

現(xiàn)有農村三產融合評價體系的研究主要包含以下三個方面：第一，指標選取方面。由于農業(yè)生產的地域特征，三產融合發(fā)展離不開鄉(xiāng)村，產業(yè)角度的產業(yè)融合水平在一定程度上可反映農村三產融合的水平，所以用地區(qū)產業(yè)發(fā)展數(shù)據衡量農村三產融合度，分別從一二三產業(yè)的規(guī)模、成長、績效三個維度選取指標，首先計算出一二三產業(yè)各自的發(fā)展水平綜合評價結果，進而測算三次產業(yè)交互耦合的協(xié)調水平，最終得到農村三產融合指數(shù)，避免了村域數(shù)據獲取難度大、口徑不一的問題（陳學云等，2018）。第二，方法應用方面。學者主要采用灰色關聯(lián)法（王鑫玥等，2022）、產業(yè)耦合度分析法和因子分析法（譚燕芝等，2021）。此外，確定指標權重時，學者主要運用層次分析法、熵值法、專家打分法等方法，其中熵值法和層次分析法較為常見。第三，效果評價方面，學者提出各地區(qū)要依托自身優(yōu)勢因地制宜規(guī)劃農村三產融合發(fā)展方向的建議。

（三）農村三產融合對農民收入影響的研究

有學者通過分析典型案例，揭示農村三產融合通過農業(yè)產業(yè)鏈延伸、供應鏈拓展、價值鏈提升和多要素交互效應等方面拓寬農民的增收渠道。也有學者認為農村三產融合促進農民收入增長的過程中存在一定的中介效應，比如通過農村經濟增長或城鎮(zhèn)化（李曉龍等，2019）、農業(yè)產業(yè)結構優(yōu)化（曹菲等，2021）和人力資本等，農村三產融合能夠讓參與者獲得更多效益（Das等，2018）。

收入結構視角下，學者對農村三產融合的農民增收效應進行分析，構建了農村三產融合影響農戶家庭各分項收入的邏輯分析框架，并結合案例進行剖析，認為農村三產融合通過品牌效應和政府支持實現(xiàn)了經營性收入、工資性收入和轉移性收入的增長（郭軍等，2019）。有學者認為，農村三產融合的農民增收效應，主要通過提高農戶家庭經營性收入和工資性收入來實現(xiàn)（張林等，2020）。

在國內外學者的研究基礎之上，本文的邊際貢獻主要有以下三點：

第一，學者對農村三產融合促進農民收入增長的中介效應作用機制進行研究，目前尚未得出一致結論。本文以農業(yè)勞動生產率作為中介效應，探討農村三產融合促進農民收入增長的具體作用機制。

第二，本文的研究范圍廣泛，時間跨度長。研究范圍包括全國31個省份，時間跨度從2000～2020年，研究的地域涵蓋范圍全面，時間跨度大，能夠更好地比較農村三產融合隨時間發(fā)展的趨勢，也能比較全面地研究農村三產融合對農民收入的影響。

第三，本文利用耦合協(xié)調度模型測度農村三產融合發(fā)展水平。農村曾主要以第一產業(yè)為主，農村三產融合使第一、二、三產業(yè)之間的關系變得更加緊密，豐富了農村原有的產業(yè)種類。從宏觀層面看，農村三產融合的發(fā)展程度主要體現(xiàn)在第一、二、三產業(yè)之間的互動關系上。從長期層面看，第一、二、三產業(yè)之間的協(xié)調發(fā)展情況既是目前農村三產融合的整體反映，也是推進農村三產融合發(fā)展的基礎。所以以第一、二、三產業(yè)之間的互動協(xié)調發(fā)展情況來衡量農村三產融合發(fā)展程度可更好地反映農村三產融合發(fā)展本質（陳學云等，2018），具有很好的可信度。

三、理論分析與研究假說

為了更清晰本文的理論邏輯，繪制理論框架圖如圖1所示。

圖1 理論框架

根據理論框架圖，進行以下理論分析：

（一）農村三產融合促進農民收入增長

第一，農村三產融合通過促進技術擴散，促進農民收入增長。

基于產業(yè)鏈理論，農村三產融合通過推動產業(yè)鏈整合，促進技術的流通及共享，促進技術溢出，推動新技術傳播，提高生產效率，建立了農民增收的技術保障。農村三產融合通過促進技術擴散，利用第二、三產業(yè)的技術、資源帶動第一產業(yè)生產，提高農產品附加值，進而促進農民收入增長。

第二，農村三產融合通過吸引工商資本下鄉(xiāng)，促進農民收入增長。

農村三產融合受到政策的推動作用，資本回報率大幅提高，吸引大量的工商資本下鄉(xiāng)。根據農戶行為理論，農戶在生產決策時，目標是實現(xiàn)成本最低化，自身利益最大化，資本帶動人才流動，推動人才的回流和下鄉(xiāng)。農村三產融合將新的產業(yè)發(fā)展模式與農民利益緊密聯(lián)結，提高了農民收入。

第三，農村三產融合通過催生新業(yè)態(tài)，促進農民收入增長。

基于產業(yè)鏈理論，農村三產融合能夠產生價值增值的原因有兩個：一方面，新業(yè)態(tài)的生產效率大于傳統(tǒng)農業(yè)的生產效率；另一方面，新業(yè)態(tài)的交易成本小于原有的一二三產業(yè)之間的交易成本，生產效率的提高和交易成本的降低能使農民獲得更多收入。以農旅融合為例，2021年南江縣旅游人數(shù)突破1000萬人次，實現(xiàn)旅游收入60.2億元，極大促進了當?shù)剞r民收入增長。

根據以上分析，提出以下假說：

假說1：農村三產融合能夠有效促進農民收入增長。

（二）基于農業(yè)勞動生產率的中介效應分析

第一，基于產業(yè)鏈理論，農村三產融合發(fā)展促進了技術進步。產業(yè)鏈中存在大量的價值和信息交換，降低了交易成本，促進了技術創(chuàng)新。農村三產融合發(fā)展，為技術創(chuàng)新和進步提供了新的應用場景。

第二，根據產業(yè)鏈理論，技術進步能夠提高農業(yè)勞動生產率。如一些農業(yè)龍頭企業(yè)能夠依托農村三產融合過程中的產業(yè)鏈整合，推動新技術在產業(yè)鏈上的傳播，促進技術的廣泛應用，生產效率得以提升。

第三，農業(yè)勞動生產率的提高會促進農民收入增長。農業(yè)勞動生產率提高，促進農村產業(yè)價值提升，進而促進農民收入增長。結合以上分析，農村三產融合發(fā)展能夠提高農業(yè)勞動生產率，農業(yè)勞動生產率的提高能夠帶來農民收入的增長。

基于此，本文提出以下假說：

假說2：農村三產融合通過促進農業(yè)勞動生產率提高促進農民收入增長。

（三）農村三產融合促進農民收入增長——基于收入結構的視角

第一，基于產業(yè)鏈理論，農村三產融合能夠促進農戶家庭經營性收入的增長。農業(yè)產業(yè)鏈的縱向延伸促進了農戶家庭經營性收入的增長，農民向農業(yè)龍頭企業(yè)出售農產品，經營性收入提升。基于交易成本理論，農村三產融合促使分工越來越專業(yè)化，發(fā)生技術溢出，交易成本降低，農業(yè)生產效益提升，農戶家庭經營性收入增長。

第二，農村三產融合能夠促進農戶家庭工資性收入的增長。農村三產融合發(fā)展加快了以農產品加工和休閑旅游為特色的新型產業(yè)的發(fā)展，為農民提供了更多的崗位支持，提高了農戶家庭的工資性收入，同時也為創(chuàng)業(yè)者提供了大量的資源和機會。

第三，農村三產融合能夠促進農戶家庭財產性收入的增長。農村三產融合促進了農村閑置資源的利用，加快了各類要素的優(yōu)化配置。如農民可將土地流轉給涉農企業(yè)，可以獲得更多收益，創(chuàng)造更多價值。

第四，農村三產融合能夠促進農戶家庭轉移性收入的增長。政府組織實施農村三產融合試點示范工程，推進農村三產融合發(fā)展，包括實施農村三產融合百縣千鄉(xiāng)萬村試點工程、創(chuàng)建農村三產融合先導區(qū)以及支持優(yōu)勢特色產區(qū)和貧困地區(qū)農村三產融合等①資料來源：《全國農產品加工業(yè)與農村一二三產業(yè)融合發(fā)展規(guī)劃（2016—2020年）》。。在此過程中，各級政府加大了對產業(yè)的扶持力度，同時也促進了農戶家庭轉移性收入的增長。

基于此，提出以下假說：

假說3：農村三產融合能夠提高農戶家庭的工資性收入、經營性收入、財產性收入和轉移性收入。

四、農村三產融合測度方法

（一）數(shù)據來源及權重確定

本文數(shù)據來源于2000～2020 年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農業(yè)統(tǒng)計資料》《中國固定資產投資統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒，個別缺失數(shù)據采用插值法、均值法等方法補齊。

各指標在量綱、數(shù)量級等方面存在差異，所以數(shù)據作標準化處理，從而消除各指標單位對評價結果的影響，以實現(xiàn)各指標之間的可比性，本文采用歸一化的方法對各測度指標作標準化處理。同時，如果數(shù)據處理后有負數(shù)或0，在進行熵值法分析時會出現(xiàn)錯誤，原因在于熵值法的算法中有一項為求對數(shù)，負數(shù)或0無法取對數(shù)。本文對標準化后的值重新賦值取一個正的微小量，選取0.001為平移量，將其納入計算過程，具體方法如下：

式（1）、（2）中：yij是歸一化后的數(shù)值；xij是某i省第j項指標的原始值；xjmax和xjmin分別是各指標的最大值和最小值。

指標權重是由熵值法計算所得，并建立第一、二、三產業(yè)三大系統(tǒng)綜合評價函數(shù)：

式（3）中：j是某一系統(tǒng)指標的個數(shù)；Wj是指標權重；yij是某i省第j項指標的標準化值。其中，各指標的權重Wj具體計算過程如下：

式（4）～（7）中：Pij是某i省第j項指標的比重；Hj是第j項指標的熵值；Fj是第j項指標的差異系數(shù)；Wj是第j項指標的權重。

（二）農村三產融合發(fā)展水平指標體系構建

農村三產融合的發(fā)展離不開農村，由于農業(yè)生產的地域特征，產業(yè)角度的產業(yè)融合以農業(yè)為基礎，也離不開農村。產業(yè)角度的產業(yè)融合和農村三產融合的作用范圍都在農村，產業(yè)角度的產業(yè)融合在一定程度上可反映農村三產融合的水平。因此，本文采用地區(qū)產業(yè)發(fā)展指標來衡量農村三產融合度，避免了村域數(shù)據獲取難度大、口徑不一的問題（陳學云等，2018），且能夠測度從2000年開始的農村三產融合水平，時間跨度大，能夠更好地比較農村三產融合隨時間發(fā)展的趨勢。

借鑒陳學云等（2018）的研究，構建農村三產融合發(fā)展水平評價指標體系。遵循農村三產融合的基本思路，遵循科學性、全面性、可代表性和可得性等原則，測算2000～2020年中國31個省份的農村三產融合程度，指標體系構建及具體計算方法如表1所示。

表1 農村一二三產業(yè)融合發(fā)展水平指標體系構建

表1指標體系構建中的各項指標選取思路如下：

第一，本研究假設第一、二、三產業(yè)同等重要，所以三個子系統(tǒng)在后續(xù)測算過程中占比均為1/3。

第二，由于本研究的指標體系構建是要測度第一、二、三產業(yè)分別的發(fā)展評價水平，再使用耦合協(xié)調度模型測度一二三產業(yè)的耦合協(xié)調度，表示農村三產融合發(fā)展水平，其中的第一、二、三產業(yè)增加值和產值比重是衡量第一、二、三產業(yè)分別的發(fā)展評價水平的重要指標。

第三，農村居民家庭恩格爾系數(shù)是農村居民家庭食品支出占總的消費支出的比重，農村居民家庭恩格爾系數(shù)越高說明農村居民家庭收入水平越低，而農村居民家庭的收入主要來源于第一產業(yè)，說明第一產業(yè)生產效率仍然有待提升，發(fā)展水平仍有一定提高空間。

第四，第一產業(yè)機械化水平能夠反映第一產業(yè)的技術水平和效率，也就能夠反映第一產業(yè)的發(fā)展評價水平。

第五，各個產業(yè)的勞動生產率和從業(yè)人員比率均反映該產業(yè)發(fā)展水平的重要標志。

（三）基于耦合協(xié)調度模型測度農村三產融合發(fā)展水平

通過構建指標體系測度得出第一、二、三產業(yè)分別的發(fā)展評價水平，在測度結果基礎上，借鑒陳學云等（2018）、曹菲等（2021）和蔣輝等（2017）的研究，參照物理學的耦合概念構建耦合協(xié)調度模型，將第一、二、三產業(yè)分別的發(fā)展評價水平代入耦合協(xié)調度模型，測度一二三產業(yè)的耦合協(xié)調度。

根據陳學云等（2018）的研究，理論層面上，產業(yè)耦合和產業(yè)融合的深層次理論具有相通之處。耦合協(xié)調度模型主要用于衡量系統(tǒng)之間的交互程度，考察系統(tǒng)間的內在聯(lián)系。三產融合中農業(yè)是國之根本，為二三產業(yè)提供物質基礎，二三產業(yè)為農業(yè)提供資金和技術，同樣，二三產業(yè)之間也存在互補關系。因此，產業(yè)角度的產業(yè)融合是一二三產業(yè)間耦合協(xié)調程度的體現(xiàn)。

參考陳學云等（2018）、錢麗等（2012）和李裕瑞等（2014）的多個系統(tǒng)耦合模型，根據農村三產融合的內在關聯(lián)性，考慮到一二三產業(yè)的相互作用機制，構建耦合協(xié)調度模型如下：

式（8）中，C是三個系統(tǒng)的耦合度且C∈[0,1]；U1、U2和U3分別表示第一、二、三產業(yè)對農村三產融合發(fā)展水平的綜合功效；T是綜合協(xié)調指數(shù)，用來反映第一、二、三產業(yè)整體發(fā)展水平對協(xié)調度的貢獻；D是耦合協(xié)調程度，代表第一、二、三產業(yè)協(xié)調發(fā)展程度；a、b、c是待定系數(shù)，考慮到第一、二、三產業(yè)對我國經濟發(fā)展水平的貢獻同等重要，故均設為1/3。

結合以上論述，本研究使用一二三產業(yè)間的耦合協(xié)調程度表示產業(yè)角度的三產融合發(fā)展水平，根據陳學云等（2018）的研究，產業(yè)角度的三產融合水平在一定程度上可反映農村三產融合的發(fā)展水平。所以，本研究使用一二三產業(yè)的耦合協(xié)調度來表示農村三產融合發(fā)展水平。

（四）農村三產融合度指數(shù)測度結果

根據以上方法測度得出2000～2020年中國31個省份農村三產融合發(fā)展水平，圖2僅展示部分年份。

圖2 中國31個省份農村三產融合發(fā)展水平

可以發(fā)現(xiàn)，2000 年我國31 個省份農村三產融合發(fā)展水平的平均值為0.477，2020 年其平均值為0.668。2000～2020 年其平均值增長了40%，平均每年增長1.9%左右。2000 年和2020 年其平均值增長率分別為1.05%和1.83%?？梢娢覈r村三產融合發(fā)展水平總體上呈現(xiàn)上升趨勢且增幅明顯，這得益于近些年關于促進農村三產融合發(fā)展的政策的有效落實、農業(yè)產業(yè)鏈延伸、來自各渠道的農村三產融合的資金支持增加以及農業(yè)多種功能的有效開發(fā)?？傮w而言，農村三產融合的總體水平呈上升趨勢，表明農村三產融合發(fā)展有由低一級階段向高一級階段發(fā)展的趨勢，以農村三產融合作為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略路徑在實踐上存在可行空間。

參照張春暉等（2013）的研究，按照均勻分布函數(shù)法可將耦合協(xié)調度劃為以下幾種類型（見表2），由此分析我國各省農村三產融合發(fā)展水平。

表2 耦合協(xié)調度的絕對等級評價標準

從各省份農村三產融合發(fā)展水平來看，2000年農村三產融合發(fā)展處于全國前五的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）有北京、天津、上海、浙江和山東；2020 年排名全國前五的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）有江蘇、廣東、浙江、山東和福建，均屬于東部地區(qū)，由此可見，經濟較發(fā)達的東部地區(qū)省份，農村三產融合度也領先于其他省份。同時，根據表2 的耦合協(xié)調度絕對等級評價標準，分析農村三產融合所處階段，農村三產融合發(fā)展水平較高的前五個省份由2000年的勉強協(xié)調水平提高到2020年的良好協(xié)調水平和中級協(xié)調水平，成果顯著。這得益于近些年頒布的各項指導意見促進農村三產融合，農業(yè)多功能性實現(xiàn)了一定的經濟轉化，農業(yè)服務業(yè)水平不斷提升。

2020年農村三產融合發(fā)展水平較全國平均水平低的省份有甘肅、山西、西藏、寧夏等，這些省份大多屬于西部地區(qū)，處于勉強協(xié)調水平。由于農業(yè)生產水平落后、資金技術資源要素匱乏等因素，導致農業(yè)產業(yè)鏈延伸拓展能力不足，阻礙農業(yè)與二三產業(yè)融合。說明我國農村三產融合發(fā)展雖然成果顯著，但存在明顯的地區(qū)差異，西部地區(qū)的農村三產融合水平仍有提高空間，應進一步促進農村三產融合發(fā)展，盡量實現(xiàn)通過農村三產融合促進農業(yè)增效和農民增收的目標。

雖然不同省份的農村三產融合發(fā)展水平有不小的差異，但在樣本期內，每個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）21年來農村三產融合度的變化不大，這也從側面反映出農村三產融合是一個緩慢的產業(yè)間交互變化的過程，農村三產融合度應該是一個長期變量。農村三產融合發(fā)展整體上成果顯著但省份間差異大，表征農村三產融合仍有較好的增長前景。農村三產融合需要載體，廣大農村地區(qū)要積極搭建融合平臺，這不僅需要挖掘自身資源制定出適合本地區(qū)發(fā)展的融合方案，也需要構建具體的農村三產融合機制。

五、實證檢驗

（一）數(shù)據來源

本文樣本涉及中國2000～2020 年31 個省份。其中，地區(qū)生產總值、年末人口數(shù)、城鎮(zhèn)常住人口數(shù)、農村居民人均可支配收入、第一、二、三產業(yè)增加值、進出口總額和政府一般公共預算支出的數(shù)據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》；農戶家庭經營性收入、工資性收入、財產性收入、轉移性收入、第一、二、三產業(yè)從業(yè)人數(shù)、耕地面積的數(shù)據來源于各省統(tǒng)計年鑒；農村居民食品支出、農村居民總消費支出、農業(yè)機械總動力的數(shù)據來源于《中國農村統(tǒng)計年鑒》；道路面積的數(shù)據來源于《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》。個別缺失數(shù)據采用線性插值法補齊，為了統(tǒng)一量綱，對全部原始數(shù)據進行了歸一化處理。為了減輕異方差對結果的影響，對部分變量做了取對數(shù)處理。

（二）變量設計

1.被解釋變量

本文中被解釋變量是農民收入（NI），用農村居民人均純收入來反映?？紤]到2014～2020年部分地區(qū)的農村居民人均純收入數(shù)據缺失，在2015年《中國統(tǒng)計年鑒》及以后公布的數(shù)據中，“農村居民家庭人均純收入”用“農村居民人均可支配收入”代替，鑒于兩者統(tǒng)計口徑差異較小，2014年及以后的農民收入指標采用農村人均可支配收入來衡量②2013 年前城鎮(zhèn)和農村住戶調查的指標為老口徑數(shù)據，2013 年后城鎮(zhèn)和農村居民調查的指標為新口徑數(shù)據，因此可以說農民人均可支配收入是農民人均純收入指標的延續(xù)。。按照收入的來源，農民收入可分為工資性收入（WI）、經營性收入（OI）、財產性收入（CI）和轉移性收入（TI）四類。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量是農村三產融合（CON），學者尚未對農村三產融合度的測度有統(tǒng)一的方法和指標，產業(yè)融合是指產業(yè)之間產生的相互交叉和滲透的現(xiàn)象。陳學云等（2018）、蔣輝等（2017）利用耦合協(xié)調的方法來對一二三產業(yè)的關聯(lián)程度進行測算。本文參考陳學云和蔣輝制定的農村三產融合發(fā)展評價指標體系并適當修改，來測算2000年～2020年我國31個省份的農村三產融合水平。

3.控制變量

借鑒曹菲等（2021）、譚燕芝等（2021）和王麗納等（2019）的研究，選用經濟發(fā)展水平（GDP）、城鎮(zhèn)化水平（URL）、地區(qū)產業(yè)結構（RIS）、地區(qū)開放程度（OPE）、地區(qū)基礎設施（REI）和地方財政支持（GOV）作為控制變量，具體相關說明如下：

（1）經濟發(fā)展水平（GDP）用地方人均GDP表示，考慮到農村經濟發(fā)展水平主要影響農民收入，城市經濟發(fā)展水平也可以影響農民外出務工收入，因此采用人均國內生產總值而非人均農林牧漁總產值來衡量經濟發(fā)展水平。

（2）城鎮(zhèn)化水平（URL），城鎮(zhèn)化過程中，農業(yè)人口獲得非農就業(yè)機會，有助于提升農民收入水平，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距，加速推進城鎮(zhèn)化進程是持續(xù)增加農民收入的重要途徑，所以選取城鎮(zhèn)化水平作為控制變量。

（3）地區(qū)產業(yè)結構（RIS），第二、三產業(yè)附加值高，產業(yè)結構越優(yōu)化，農民收入水平越高，所以要控制地區(qū)產業(yè)結構。

（4）地區(qū)開放程度（OPE），用各地區(qū)進出口總額與國內生產總值的比值表示。

（5）地區(qū)基礎設施（REI），用人均道路面積表示。道路是經濟建設的基礎，加快道路建設有利于農民收入提高。

（6）地方財政支持（GOV），用地方政府一般公共預算支出與國內生產總值的比值衡量。

4.中介變量

借鑒涂圣偉（2022）的研究，以農業(yè)勞動生產率（ALP）分別作為農村三產融合對農民收入影響的中介變量。

綜上，所有變量定義與計算方式如表3所示。

表3 變量定義與計算方式

5.描述性統(tǒng)計分析

本文選取有關標量報告期的數(shù)據作為實證分析樣本。各項指標原始數(shù)據的描述性統(tǒng)計如表4所示。

表4 數(shù)據描述性統(tǒng)計

根據變量定義及計算方法，表4的描述性統(tǒng)計分析結果中，各指標的平均值、最大值、最小值和中位數(shù)的大小全部在預期范圍之內，無異常值。農村居民人均可支配收入、經營性收入、工資性收入、財產性收入和轉移性收入的標準差遠大于其他指標的標準差，說明農民收入的相關指標較離散，農村居民間的貧富差距較大，農村三產融合、經濟發(fā)展水平、地區(qū)產業(yè)結構、地區(qū)開放程度、地區(qū)基礎設施、地方財政支持和農業(yè)勞動生產率等指標的標準差較小，說明數(shù)據相對集中，城鎮(zhèn)化水平的標準差是16.094，說明各地區(qū)間城鎮(zhèn)化進程差別較大。

（三）模型設定

1.隨機效應模型

為考察農村三產融合對農民收入的影響，模型設定如下：

在式（9）中，NIit表示第i?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）在t年的農村居民人均可支配收入。CONit表示第i?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）在t年的農村三產融合水平。Xit表示控制變量，εit表示隨機誤差項。

2.中介效應模型

除了式（17）所體現(xiàn)的直接效應，為探尋可能存在的間接效應，根據前文所述，對農業(yè)勞動生產率是否為二者之間的中介變量進行檢驗。模型的具體形式設定如下：

式（10）～（12）為逐步回歸的中介效應模型，NIit是因變量，CONit表示第i?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）在t年的農村三產融合的發(fā)展水平。Xit表示控制變量，Mit是中介變量，θ1、θ2、θ3表示截距項，ε1、ε2、ε3表示隨機誤差項，a、b、c、c'和β1、β2、β3為相關變量的回歸系數(shù)。

3.動態(tài)面板模型

農村三產融合與農民收入之間存在互為因果關系。對此，本文采用動態(tài)面板模型中的系統(tǒng)GMM模型進行實證檢驗，模型設定如下：

式（13）～（14）中，NIit表示第i?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）在t年的農村居民人均可支配收入，Yit表示第i省（自治區(qū)、直轄市）在t年的農戶家庭的經營性、工資性、財產性和轉移性收入，NIit-1表示在t-1年的農民人均可支配，Yit-1表示第i?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）在t-1 年的農戶家庭的經營性、工資性、財產性和轉移性收入。CONit表示第i省（自治區(qū)、直轄市）在t年的農村三產融合的發(fā)展水平。Xit表示控制變量，εit表示隨機誤差項。

（四）實證結果分析

1.最小二乘實證結果分析

進行最小二乘（OLS）回歸分析，并使用Robust 穩(wěn)健標準誤回歸方法進行研究，實證結果如表5所示。

表5 最小二乘（OLS）實證結果

從表5 的回歸結果可知，R2=91.7%，擬合效果良好。農村三產融合的回歸系數(shù)值為1.401，且在1%顯著性水平下顯著，意味著農村三產融合會對農民收入產生顯著正向影響，驗證了假說1。其他控制變量，如地方財政支持、城鎮(zhèn)化水平對農民收入產生正向影響，且在1%顯著性水平下顯著。意味著地方財政支持和城鎮(zhèn)化水平也能顯著促進農民收入的增長。本文在基準回歸的基礎上又使用了面板模型進行實證檢驗。

2.隨機效應模型實證結果分析

面板模型通常涉及三個模型，分別是混合估計模型（POOL）、固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）。需要依次進行F檢驗、BP檢驗、Hausman檢驗，來選擇使用哪個面板模型。檢驗結果見表6。

表6 面板模型檢驗結果

如表6所示，根據檢驗結果，最終選用隨機效應模型進行實證分析。隨機效應模型實證結果見表7。

表7 隨機效應模型實證結果

由表7可知，R2=90.1%，擬合效果較好，農村三產融合、地方財政支持、城鎮(zhèn)化水平均對農民收入有正向影響，且均在1%顯著性水平下顯著。農村三產融合的回歸系數(shù)值為1.431，說明農村三產融合能顯著促進農民收入增長。進一步驗證了假說1。地方財政支持和城鎮(zhèn)化水平也能顯著促進農民收入提高。從回歸系數(shù)看，地方財政支持對農民收入影響最大，其次是農村三產融合，最后是城鎮(zhèn)化水平。除農村三產融合對農民收入的直接影響，本文還采用中介效應模型，試圖探究農村三產融合促進農民增收的過程中是否存在中介效應。

3.中介效應模型實證結果分析

以農業(yè)勞動生產率作為中介變量，分析農業(yè)勞動生產率在農村三產融合促進農民增收的過程中起到的中介作用。中介效應模型實證結果如表8所示。

表8 中介效應模型實證結果

表8中模型（1）的結果顯示，農村三產融合對農民收入有正向促進作用，回歸系數(shù)為1.401，且在1%顯著性水平下顯著。模型（2）的結果顯示，農村三產融合在1%顯著性水平下顯著提升了農業(yè)勞動生產率。模型（3）將農村三產融合和農業(yè)勞動生產率同時引入模型中作為解釋變量，分析對農民收入的影響。實證結果表明，農村三產融合和農業(yè)勞動生產率的回歸系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正，這表明，農村三產融合能促進農業(yè)勞動生產率提升，而農業(yè)勞動生產率提升能夠促進農民收入增長。其他控制變量，如地區(qū)基礎設施對農民收入增長具有顯著正向影響，地方財政支持和城鎮(zhèn)化水平對農民收入的增長和農業(yè)勞動生產率的提高均具有顯著正向影響。進一步對農業(yè)勞動生產率在農村三產融合促進農民增收的過程中的中介效應進行檢驗，檢驗結果如表9所示。

表9 中介效應檢驗結果

溫忠麟等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，當回歸系數(shù)a、b和c均顯著時，則存在中介效應。a與b的乘積為中介效應，中介效應檢驗結果顯示農業(yè)勞動生產率在農村三產融合促進農民增收的過程中起部分中介作用，驗證了假說2。

4.穩(wěn)健性檢驗

農村三產融合在影響農民收入的同時，農民收入也可能影響農村三產融合，即二者之間存在互為因果關系，即存在內生性。本文將采用系統(tǒng)GMM方法來緩解內生性問題，系統(tǒng)GMM模型屬于動態(tài)面板模型，解釋變量中包含被解釋變量的一階滯后值。在系統(tǒng)GMM估計中，如果解釋變量中包括內生變量，可以用其滯后項作為工具變量（陳強，2014），以緩解內生性問題，而無須選取其他的工具變量，模型中使用robust標準誤值進行估計。實證分析結果如表10所示。

表10 系統(tǒng)GMM模型實證結果

農村三產融合的回歸系數(shù)值為0.965，且在1%顯著性水平下顯著。意味著農村三產融合會對農民收入產生顯著正向影響，進一步驗證了假說1。滯后一期的農民收入、經濟發(fā)展水平和地區(qū)基礎設施的回歸系數(shù)也在1%顯著性水平下顯著為正，說明經濟發(fā)展水平和地區(qū)基礎設施也能促進農民收入增長。接下來進行Hansen過度識別檢驗，檢驗結果如表11所示。

表11 Hansen過度識別檢驗

Hansen過度識別檢驗的原假設為工具變量與誤差項不相關，如果P值＞0.1則接受原假設意味著工具變量與誤差項不相關，反之則拒絕原假設意味著工具變量與誤差項相關。表11中P值為1.000，大于0.1，無法拒絕原假設，所有工具變量為外生，工具變量有效。

Arellano-Bond 檢驗原假設為εit無自相關，通常針對AR（2）檢驗即可。表12中AR（2）檢驗的P值為0.210，大于0.1，無法拒絕原假設，εit無自相關，模型通過自相關檢驗。說明系統(tǒng)GMM模型構建有效。

表12 Arellano-Bond（AR檢驗）

進一步分析，將農村居民人均可支配收入按照收入來源分為經營性、工資性、財產性和轉移性收入。同樣為了緩解內生性問題，采用系統(tǒng)GMM模型進行實證檢驗，實證結果如表13所示。

表13 收入結構視角的實證結果

由表13可知，模型（1）～（4）中，Hansen過度識別檢驗的P值均為1，大于0.1，通過了Hansen過度識別檢驗。AR（2）中的P值也均大于0.1，模型通過自相關檢驗。說明系統(tǒng)GMM模型構建有效。

農村三產融合對農戶家庭的工資性、經營性和轉移性收入均具有顯著正向影響。其中，農村三產融合對農戶家庭的經營性收入的影響系數(shù)為0.642，在5%顯著性水平下顯著。農村三產融合對農戶家庭的工資性收入和轉移性收入的影響系數(shù)分別為0.520 和1.109，在1%顯著性水平下顯著。對農戶家庭的財產性收入提高不顯著，這與張林等（2020）的結果較為一致，部分驗證了假說3。原因分析如下：第一，農民通過受雇于農業(yè)龍頭企業(yè)、農民專業(yè)合作社等，工資性收入提高；第二，在農民創(chuàng)業(yè)熱情提升和創(chuàng)業(yè)環(huán)境不斷改善的情況下，經營性收入提高；第三，國家高度重視農民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，在相關文件與政策的引導下，返鄉(xiāng)農民工會獲得補貼，轉移性收入提高；第四，農民財產性收入主要來源于入股農業(yè)龍頭企業(yè)獲得的分紅、流轉分散土地獲得的租金等，但目前來看，農民與農業(yè)龍頭企業(yè)之間的深度融合還有較大提升空間?？刂谱兞恐校洕l(fā)展水平對工資性收入、財產性收入、轉移性收入有顯著促進作用，基礎設施建設主要對農戶家庭的工資性收入和經營性收入有顯著正向影響，對財產性收入和轉移性收入的影響不顯著。可能是由于基礎設施建設的完善讓農民外出打工更加便捷，提升了農戶家庭的工資性收入，并且便捷的基礎設施建設使得農民創(chuàng)業(yè)吸引更多顧客光顧，提高了農民的經營性收入。

六、結論與政策建議

（一）結論

提高廣大農民的生活水平一直是國家當前“三農”工作的重要內容。本研究通過綜合測算農村三產融合發(fā)展水平，利用2000～2020年全國31個省份的面板數(shù)據，構建隨機效應模型、系統(tǒng)GMM模型和中介效應模型進行實證檢驗。

研究發(fā)現(xiàn)：第一，我國農村三產融合發(fā)展水平總體呈現(xiàn)上升趨勢，但不同省份的農村三產融合發(fā)展水平有不小的差異。2000～2020年全國31個省份的農村三產融合發(fā)展水平的平均值增長了40%，平均每年增長1.9%左右，可見我國農村三產融合發(fā)展水平總體呈現(xiàn)上升趨勢。從各省份的農村三產融合發(fā)展水平來看，經濟較發(fā)達的東部地區(qū)省份如浙江、山東、江蘇、廣東和福建等，農村三產融合度也領先于其他省份。西部地區(qū)的部分省份如甘肅、山西、西藏和寧夏等，農村三產融合發(fā)展水平較低，說明不同省份的農村三產融合發(fā)展水平有不小的差異。

第二，農村三產融合能夠顯著促進農民收入增長，且這種促進作用主要通過促進農戶家庭的經營性、工資性和轉移性收入的增長實現(xiàn)。可能原因：（1）農民創(chuàng)業(yè)熱情提升和創(chuàng)業(yè)環(huán)境不斷改善，經營性收入提高；（2）農民受雇于農業(yè)龍頭企業(yè)、農民專業(yè)合作社等，工資性收入提升；（3）國家為了推進農村三產融合發(fā)展，組織實施農村三產融合試點示范工程，在相關文件與政策的引導下，轉移性收入增長；（4）財產性收入來源于農民入股農業(yè)龍頭企業(yè)獲得的分紅等，但農民與農業(yè)龍頭企業(yè)之間的深度融合還有較大提升空間。緩解內生性問題后，農村三產融合發(fā)展對農民總收入和各收入結構的增長的促進作用依然顯著，這在一定程度上驗證了國家農村三產融合發(fā)展相關政策的有效性。

第三，驗證了農業(yè)勞動生產率在農村三產融合促進農民收入增長過程中的中介效應，使農村三產融合的農民增收效應“白箱化”。驗證了本研究理論分析部分，農村三產融合促進了產業(yè)鏈上下游企業(yè)集聚，提高了技術創(chuàng)新能力和效率，技術進步促進農業(yè)勞動生產率提高，農業(yè)勞動生產率提高促進農民收入增長。

（二）政策建議

第一，充分發(fā)掘各種資源優(yōu)勢、比較優(yōu)勢，推動農村三產融合發(fā)展。當前，農村三產融合發(fā)展前景廣闊，應充分發(fā)掘土地、資金、技術、人才等各方面資源，依托政策制度扶持，促進農村三產融合發(fā)展。各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）應結合各地發(fā)展優(yōu)勢，因地制宜制定相關政策，例如發(fā)展具有高附加值的互聯(lián)網+農業(yè)、休閑觀光農業(yè)等。

第二，健全農村三產融合保障機制，促進農村三產融合發(fā)展。加快要素資源在市場上的合理分配，提高配置效率，發(fā)揮產業(yè)政策的引導作用，保障企業(yè)權益，提高農民參與農村三產融合的積極性。

第三，在強調農民增收的同時，應注重農民收入來源特征及其變化，農村三產融合對農戶家庭的工資性、經營性和轉移性收入影響較大，但對農戶家庭的財產性收入的影響還不夠顯著，應充分促進農民與農業(yè)龍頭企業(yè)之間的深度融合，促進農戶家庭財產性收入的增長。確保農民的收入增長具有可持續(xù)性。除了直接促進作用，還要充分發(fā)揮好農業(yè)勞動生產率的渠道作用，提升農業(yè)勞動生產率能夠更好發(fā)揮農村三產融合的農民增收效應，促進農民增收。

第四，提高農村三產融合的增收效應。立足于當?shù)刈匀粭l件和要素稟賦，形成特色產業(yè)，推動融合效益好的產業(yè)不斷發(fā)展，以帶動農民就業(yè)。推進基礎設施建設，改善農村環(huán)境，夯實農村三產融合基礎，促進農民增收。