西部脱贫地区农旅融合发展的增收效应及实现机制——基于休闲农业与乡村旅游示范县的准自然实验

任红颖，邱守明，夏 凡

（西南林业大学a.地理与生态旅游学院；b.经济管理学院，云南 昆明 650224）

0 引言

2020 年，我国脱贫攻坚战取得全面胜利，现行标准下9899 万农村贫困人口全部脱贫，区域性整体贫困得到解决，完成了消除绝对贫困的艰巨任务。西部地区作为脱贫攻坚时期的“主战场”和“硬骨头”，具有资源短缺、环境脆弱、基础设施落后等特点，因此在新阶段西部地区仍然是推进、巩固和拓展脱贫攻坚成果的重点区域，而促进农民增收是巩固和拓展脱贫攻坚成果的关键环节。阻碍西部地区农民增收的原因之一是地区产业结构问题。西部地区以农牧业为支柱产业并保留传统农业生产特征，综合生产力和产业附加值较低，难以带动农民持续和较快增收。但西部地区具有优越的自然条件和深厚的人文资源禀赋，为农业和旅游业融合发展提供了良好的发展环境和条件，在西部地区大力推动农旅融合发展有利于加快产业转型升级，优化产业结构，从而带动当地农民收入增长［1］。分析西部脱贫地区农旅融合发展的增收效应及其异质性特征，探究其实现机制可为西部脱贫地区优化农旅融合发展政策提供参考依据，有助于巩固西部地区脱贫攻坚成果，推动乡村振兴发展［2］。

农旅融合是指农业与旅游业相互交叉渗透，逐步形成新型业态的发展过程。旅游业与农业之间具有较高的耦合性，相互关系可归纳为：农业为旅游业发展提供物质基础和产业支撑，旅游业为农业发展提供思路和市场平台，进而达到资源的优化配置［3］。近年来，学术界对农旅融合的研究逐步从概念、特点等延伸至影响效果［4-6］，对影响效果的研究主要集中在3 个方面：一是对地区经济增长的贡献。农旅融合发展可通过获取财政支持的途径推动地区经济发展［7］。二是减缓农民的贫困。农旅融合发展可产生减贫效应，有助于农民脱贫，脱贫效率与农旅融合发展水平高度相关［8-10］。三是提高农业生产效率。农旅融合发展对粮食生产效率、农业生态效率和农业产业机构优化升级具有显著影响［11-13］。测度农旅融合影响效果的方法主要分为3 类：一是采用投入—产出分析方法探索农旅融合的作用效果［14，15］；二是在农旅融合政策影响下，构建综合评价指标体系评估农旅融合影响效应［16］；三是构建计量模型对农旅融合影响效应进行测度，常见的模型有最小二乘法的多元线性回归模型［10，17］、PSM - DID 模型［7］、SBM模型［12］、Probit 和Tobit 模型［8］等。综合分析国内外现有文献，农旅融合对地区经济发展和减缓贫困的影响效果是近期研究热点，研究视角多集中在宏观经济水平和微观减贫效果的测度，对于农旅融合的宏观增收效应及作用机制、异质性特征鲜少研究。农旅融合影响效果的测度方法普遍为倍差法、多元线性回归、倾向得分匹配等方法，容易存在由于调查对象个体异质性造成的样本选择偏误问题，由不可观测变量引发的内生性问题也难以避免。综上所述，本文以休闲农业与乡村旅游示范县的设立作为准自然实验，选取我国西部地区247 个脱贫县2010—2019 年的宏观数据作为研究样本，采用PSM-DID模型评估设立示范县所带来的增收效应，构建中介效应和三重差分模型分析示范县带动农民增收的作用机制及区域异质性，尝试厘清农旅融合发展与农民收入增长之间的联系。

1 政策分析与研究假设

1.1 政策分析

为了推动农旅融合发展和拉动农民就业增收，2010年农业部和国家旅游局联合开展了全国休闲农业与乡村旅游示范县创建活动，并陆续推出扶持政策。截至2021 年，西部地区休闲农业与乡村旅游示范县达到74 个，为农旅融合发展营造了良好的政策环境。本文系统梳理了休闲农业与乡村旅游示范县相关政策（表1），并总结出促进农民增收的3 条作用路径：一是通过产业扶持推动农业和旅游业协同发展，依托“百县千乡万村”、农村一二三产业融合发展等试点工程和项目，投入大量经费以改善休闲农业种养条件，推动旅游产业提档升级；二是改善农村基础设施建设，实施休闲农业和乡村旅游提升工程，开展休闲农业村庄道路、停车场、农事景观观光道路等基础服务设施建设，美化农村环境，提高接待能力；三是加强休闲农业和乡村旅游人才培养，提高创业资金和就业补贴，为农旅融合创业者提供金融和税收方面优惠政策，完善从业培训［18］。

表1 休闲农业与乡村旅游示范县政策Table 1 Policies for recreational agriculture and rural tourism demonstration counties

1.2 研究假设

内生式发展理论认为，社会的综合发展只能从内部来推动，最好的方法是把当地人作为开发主体，让当地人成为主要的参与者和受益人［19，20］。要从根本上带动西部脱贫地区经济增长需要对当地现有产业进行转型升级，让当地农民成为主要参与者，从而提升脱贫农民的自我发展能力，实现收入的稳步提升。农旅融合可充分利用农村闲置土地、剩余劳动力和农民闲暇时间发展休闲农业，在提升农民内生式发展能力的同时形成产业支撑，不断促进传统农业向现代化农业转变，促进农业增效、农民增收。为此，本文提出假设H1：在西部脱贫地区设立休闲农业与乡村旅游示范县可以促进农民增收。

空间地域分异是自然环境地域分异和社会经济地域分异综合作用的结果，不同区域因资源禀赋和经济发展等方面的差异，在相同经济活动下也会有着不同的发展程度［21］。2017 年，《国土资源部关于支持深度贫困地区脱贫攻坚的实施意见》将“三区三州”和贫困发生率超过18%的贫困县和贫困发生率超过20%的贫困村认定为深度贫困地区。深度贫困地区的自然条件较其他贫困地区更为恶劣，经济基础更为薄弱，在深度贫困地区实施农旅融合政策所产生的增收效应可能与其他贫困地区产生显著差异［22］。为此，本文提出假设H2：休闲农业与乡村旅游示范县在西部原深度贫困地区和其他脱贫地区所产生的增收效应具有异质性。

依据前文政策分析，休闲农业与乡村旅游示范县的设立可以通过提高农业和旅游业的财政扶持，增强休闲农业和乡村旅游的发展能力；通过提高基础设施建设的财政扶持力度，提升示范县的可进入性，进而带动产业融合及快速发展；通过提高就业创业的财政扶持，拓展增收渠道，促进西部贫脱贫地区农民增收。为此，本文提出假设H3：休闲农业与乡村旅游示范县能够通过提高农业的财政投入促进西部脱贫地区农民增收；假设H4：休闲农业与乡村旅游示范县能够通过提高旅游业的财政投入促进西部脱贫地区农民增收；假设H5：休闲农业与乡村旅游示范县能够通过提高基础设施的财政投入促进西部脱贫地区农民增收；假设H6：休闲农业与乡村旅游示范县能够通过提高就业补贴的财政投入促进西部脱贫地区农民增收。

2 研究方法与数据来源

2.1 模型选择

本文主要采用双重差分倾向得分匹配法（PSM—DID）来评估农旅融合的增收效应。PSM—DID由Heckman首次提出，运用DID 必须满足平行趋势假设这一前提条件，在不满足平行趋势假设的情况下可以借助PSM 方法构造一个与处理组具有平行趋势的对照组，以有效降低样本选择性偏差对分析结果带来的影响［23］。结合研究目的，西部地区贫困县的资源禀赋和经济发展存在显著差异，不满足平行趋势假设，故适合运用PSM—DID 方法进行评估。首先，划分处理组和对照组，处理组为设立休闲农业与乡村旅游示范县的西部脱贫县，对照组为非休闲农业与乡村旅游示范县的西部脱贫县，并依据控制变量对处理组和对照组进行倾向得分匹配，然后引入双重差分模型作进一步分析［24］。考虑到休闲农业与乡村旅游示范县设立为多期且发生在不同年份，所以将一般双重差分模型变形为双向固定效应差分模型来验证假设H1，模型为：

式中：Yit为西部脱贫县i 在第t 年的增收效应；treati为处理组的虚拟变量，用以区分处理组和对照组；postt为处理期的虚拟变量，用以区分处理组政策实施前后；Xit为控制变量；μi为个体固定效应；γi为时间固定效应；εit为非观测的随机干扰项。

为了验证研究假设H2，本文参照姚耀军［25］对三重差分模型的构建方法，在模型（1）的基础上加入“是否为深度贫困县”这一虚拟变量Deepj，讨论示范县在原深度贫困地区和其他脱贫地区的增收效应差异。如果该县属于原深度贫困县，则Deepj= 1，否则，Deepj=0。Deepj× treati× postt为该模型关注的交互项，也是ddd［25］，模型为：

根据前文理论分析，休闲农业与乡村旅游示范县的设立可以通过提高农业和旅游业的财政支出、基础设施和就业补贴的财政投入来推动脱贫县农民增收。因此，为验证假设H3—H6，本文采用Baron &Kenny提出的逐步回归法进行中介效应检验，在模型（1）的基础上构建中介效应模型［26］：

式中：Mit为中介变量。检验步骤如下：首先，检验方程（1）中的回归系数α1的显著性，反映的是自变量对因变量的总效应。其次在α1显著的基础上，检验模型（3）中的回归系数φ1和模型（4）中的回归系数θ2。若二者都显著，表明间接效应显著；若φ1或θ2不显著（或两者都不显著），表明自变量对因变量的影响不是通过该中介变量实现的。最后检验模型（4）中回归系数θ1。若θ1显著，表示该中介变量起到的是部分中介作用；若θ1不显著，表示该中介变量起到的是完全中介作用，即政策效应全部是通过该中介变量实现的。

2.2 变量选择

由于本文重点研究的是休闲农业与乡村旅游县的增收效应，因此反映地区农民收入水平的指标为核心变量。考虑到其他社会经济因素也会影响到核心变量，故纳入其他控制变量进行分析。①被解释变量。被解释变量Yit代表当地农民收入水平。农村居民人均可支配收入可反映农民收入水平，因此选取农村居民人均可支配收入（incomeit）这一变量来衡量西部脱贫县的增收水平。②核心解释变量。虚拟变量（treati）用于区分处理组和对照组。参照2012年国家乡村振兴局发布的《国家扶贫开发工作重点县名单》和2010—2017 年国家旅游局和农业部联合发布的《全国休闲农业与乡村旅游示范县（市、区）名单》，处理组为设立休闲农业与乡村旅游示范县的贫困县，赋值为1，对照组为没有设立休闲农业与乡村旅游示范县的贫困县，赋值为0。虚拟变量（postt）用以区分处理组政策实施前后。本文将脱贫县评定示范县之前的年份设置为对照期，赋值为0，将脱贫县评定示范县之后的年份设置为处理期，赋值为1。交互项（did）为该模型关注的核心变量，是treati和postt的乘积，表示处理组在处理期的真正效应。③控制变量。本文选取能影响农村居民收入增长的其他变量作为控制变量。经济增长带来的涓流效应会影响居民收入水平，由乘数效应可知固定资产投资可以直接促进经济增长［27］，因此选取能衡量经济发展水平的固定资产投资（investit）作为控制变量之一；产业结构调整可以通过劳动力转移影响居民的收入水平，因此选取第一产业增加值占地区生产总值的比值（primaryit）和第三产业增加值占地区生产总值的比值（thirdit）来衡量产业结构［28］；政府财政在促进农民收入增长中扮演重要角色，因此选取地方财政支出比重（financeit）来衡量。④中介变量。根据研究设计，检验农业与旅游业的财政投入是否为休闲农业与乡村旅游示范县促进农民增收的作用机制，选取农林水务支出（farmingit）、文化传媒和旅游支出（tourismit）作为检验指标；检验基础设施和就业补贴的财政投入是否为休闲农业与乡村旅游示范县促进农民增收的作用机制，选取交通运输支出（transit）、社会保障和就业支出（jobit）作为检验指标。

2.3 数据来源

本文根据国家统计局划分的西部地区10 个完整省份作为分析样本。由于西藏和新疆拥有特有的专项扶贫政策，为避免专项扶贫政策对增收效应的影响，故剔除出样本范围。最终选取云南、贵州、四川、广西、甘肃、青海、宁夏、陕西8 个省份，共247 个贫困县作为样本数据，包括102 个深度贫困县和145个普通贫困县。将设立为休闲农业与乡村旅游示范县的23 个贫困县作为处理组，其他224 个贫困县作为对照组（图1），样本时间设为2010—2019 年，数据来源于中国各省份历年的统计年鉴和各县历年的财政决算报告，部分缺失数据通过各县的国民经济和社会发展统计公报补齐。实证分析中，为剔除极端值影响对变量进行1%的缩尾处理，为消除异方差所有数值指标均取对数值。各变量的描述性统计如表2 所示。

图1 样本分布情况Figure 1 Sample distribution

表2 主要变量描述性统计Table 2 Descriptive statistics of main variables

3 结果及分析

3.1 增收效应测度

首先采用PSM匹配处理组和对照组，各协变量得分匹配平衡性检验结果如表3，所有变量标准偏差绝对值均小于10%；同时，T 检验结果均不显著，表明匹配后处理组和对照组不存在显著性差异，满足平衡趋势假设。

表3 倾向得分匹配平衡性检验结果Table 3 Propensity score matching balance test results

通过PSM匹配到相似的处理组与对照组样本，采用模型（1）评估贫困县设立休闲农业与乡村旅游示范县带来的增收效应。表4 中，第（1）列和第（2）列分别为没有加入控制变量和加入控制变量后的分析结果，did 系数在1%的水平上显著为正，表明设立休闲农业与乡村旅游示范县对于贫困县农村居民人均可支配收入起到正向促进作用。在未控制其他经济变量时，处理组在设立示范县后农村居民人均可支配收入高于对照组60%，控制其他经济变量后，处理组农村居民人均可支配收入高于对照组12%。上述结果表明，休闲农业与乡村旅游示范县的设立显著提高了西部地区脱贫县农村居民人均可支配收入，验证了假设H1。

表4 双重差分分析结果Table 4 Difference- in- difference analysis result s

利用双重差分分析政策效应需要处理组和对照组必须满足共同趋势假设，如果不满足该假设，会在分析中产生估计偏误问题，导致政策效应被低估或者高估［29］。另外，在休闲农业与乡村旅游示范县设立阶段，除了受示范县的影响之外，贫困县的发展可能还会受到其他政策或随机事件的影响，若不能排除其他因素的干扰，会错误地判断示范县产生的增收效应。为确保分析结果的稳健性，分别进行平行趋势假设检验和安慰剂检验。参考龙小宁等［30］平行趋势假设检验法，加入示范县设立之前年份的虚拟变量与是否属于示范县的虚拟变量的交互项作为解释变量，再次进行估计。表5 中，变量pre1、pre2、current 和time1、time2、time3分别为示范县设立前1年、前2 年、设立当期和设立后1 年、后2 年、后3 年的年份虚拟变量与虚拟变量（treatment）的交互项，变量的系数用来测度因变量的增长率是否相同。结果显示，示范县设立前1 年和前2 年的系数几乎不存在显著性差异，相反设立当期和设立后三年的系数显著，说明符合平行趋势的前提假设。参考蒋灵多等［31］的安慰剂检验方法，将政策实施年份向前调整一年进行反事实检验。我国西部脱贫县最早在2012年设立第一批休闲农业与乡村旅游示范县，将年份调整至2011 年进行分析。若估计系数不显著，说明示范县设立不存在预期效应，贫困县的增收效应是由示范县的设立引起；反之，贫困县的增收效应不是由示范县的设立引起的。从表5 可见，did 的系数不存在显著差异，表明示范县设立前不存在显著的预期效应，即示范县的设立产生了增收效应。

表5 稳健性检验结果Table 5 Robustness test results

3.2 增收效应异质性分析

现有研究表明，政策影响具有异质性，不同的地区因其资源禀赋和经济发展的差异会产生不同的政策效果。相比其他贫困地区，恶劣的自然环境和薄弱的产业基础增加了深度贫困地区的增收难度，在深度贫困地区推行农旅融合发展所产生的不同效果值得分析与探讨［32，33］。本部分关注休闲农业与乡村旅游示范县设立在原深度贫困地区和其他脱贫地区产生的增收效应是否存在异质性，构建三重差分模型（DDD）对样本中102 个原深度贫困县和145 个其他脱贫县进行分析验证，表6 为异质性模型的回归结果。从表6 可见，ddd 和ddd1的系数在1%、5%的水平上显著，说明休闲农业与乡村旅游示范县的增收效应在原深度贫困县和普其他脱贫县之间存在异质性，验证假设H2。ddd1的系数为负值，说明原深度贫困县设立示范县产生的增收效应低于其他脱贫县，原因可能有3 点：一是原深度贫困县资源禀赋较差，对比其他地区农业与旅游业发展基础较薄弱；二是原深度贫困县基础设施和公共服务缺口较大；三是原深度贫困县劳动力流失严重，难以为产业融合发展提供足够的人力和智力支持。

表6 三重差分分析结果Table 6 Difference- in- difference- in- difference analysis results

3.3 增收效应作用机制分析

通过上文分析，已验证了休闲农业与乡村旅游示范县可带动西部脱贫地区农民增收，那么设立示范县实现增收效应的作用机制究竟是什么？根据前文政策分析，选取农林水务支出（farmingit）、文化传媒与旅游支出（tourismit）、交通运输支出（transit）、社会保障和就业支出（jobit）4 个中介变量构建中介效应模型，采用逐步回归系数法进行验证，分析4 个中介变量是否存在中介效应及作用程度。

表7 为农业财政投入的中介效应检验回归结果，第（1）—（3）列依次表示中介变量的总效应、直接效应和间接效应。同理，表8—10 分别为旅游业财政投入、基础设施财政投入、就业补贴财政投入的中介效应检验结果。表7—10 中的第（1）列反映了中介变量的总效应，此处仍然采用双重差分回归模型（1），故表7—10 中第（1）列的结果与双重差分结果一致。表7—10 中的第（2）列反映了中介变量的直接效应，为模型（2）的回归结果。表7 中第（2）列的did 系数在5%的水平上显著为正，表明示范县的设立能够显著增加当地农业财政支出，对农业财政支出产生正向促进作用。同理，表7、表10 中的did 系数分别在1%和5%上显著为正，表明示范县的设立能够显著增加当地财政支出和就业补贴财政支出，对旅游业财政支出、就业补贴财政支出具有正向促进作用。表9 中的did 系数不显著，表明示范县政策未能对基础设施财政支出产生影响，研究假设H5不成立。表7—10 中的第（3）列反映了中介变量的间接效应，即中介效应，为模型（3）的回归结果。表7 中第（3）列的did 系数显著为正，农业财政支出对增收效应的估计系数为0.131，且在5%的水平上显著为正，说明农业财政支出投入会随着示范县的设立产生部分中介作用，促进西部脱贫地区农民增收。同理，表8 和表10 中的did 系数与中介变量系数显著为正，表明旅游业财政投入与就业补贴财政投入对农民增收具有部分中介效应。为检验中介效应，采用系数乘积项检验法，原假设为H0：φ1×θ2=0，若检验结果拒绝原假设，说明中介效应显著；反之，说明中介效应不显著，3 个中介变量皆拒绝原假设，表明中介效应成立［34］，验证了假设H3、假设H4和假设H6。最后，估算中介效应。农业、旅游业、就业补贴财政投入作为休闲农业与乡村旅游示范县促进增收的机制，在此过程中发挥的中介效应分别为0.0559（0.427 × 0.131）、0.0615（0.526 × 0.117）、0.0469（0.634 × 0.074）［35］。其中，旅游业财政投入产生的中介效应的占比最大，其次为农业财政投入与就业补贴财政投入。

表7中介效应检验 农业财政投入Table 7 Mesomeric effect test agricultural fi nancial investment

表8中介效应检验 旅游业财政投入Table 8 Mesomeric effect tourism financial investment

表9中介效应检验 基础设施财政投入Table 9 Mesomeric effect infrastructure fina ncial investment

表10中介效应检验 就业补贴财政投入Table 10 Mesomeric effect eployment subsidy f inancial input

（续表10）

4 结论、讨论与建议

4.1 结论与讨论

本文以休闲农业与乡村旅游示范县的设立作为准自然实验，选取2010—2019 年我国西部地区247个脱贫县数据为研究样本，采用PSM—DID 模型和三重差分模型探究了农旅融合发展为西部脱贫地区农民带来的增收效应和区域异质性，并构建中介效应模型分析了农旅融合发展带动农民增收的作用机制。主要结论如下：①设立休闲农业与乡村旅游示范县对于西部地区脱贫县农村居民人均可支配收入起到正向促进作用，示范县的农村居民人均可支配收入高于非示范县12%，表明农旅融合发展能有效带动西部脱贫地区农民增收。②休闲农业与乡村旅游示范县在西部原深度贫困县和其他脱贫县设立后所产生的增收效应存在不同，在原深度贫困地区产生的增收效应低于其他脱贫地区，表明农旅融合发展的增收效应具有区域异质性。③休闲农业与乡村旅游示范县的设立能显著增加农业财政投入、旅游业财政投入和就业补贴财政投入，并通过三者的增长产生中介效应，带动农村居民人均可支配增长。其中，旅游业财政投入产生的中介效应最大，其次为农业财政投入与就业补贴财政投入，而休闲农业与乡村旅游示范县的设立并不会对基础设施财政支出产生影响，表明农旅融合发展促进农民增收的作用机制为旅游业、农业和就业财政投入。

农旅融合正处于蓬勃发展阶段，政府针对农旅融合发展的政策种类较多，本文仅选取休闲农业与乡村旅游示范县政策为例进行探究，后续研究可考虑将多种农旅融合政策纳入研究范围，以进一步讨论农旅融合发展的影响效果。本文从区域异质性角度出发，验证了农旅融合发展在原深度贫困地区和其他脱贫地区产生的增收效应的差异性，在后续研究中可结合增收效应的作用机制，通过实证研究进一步探讨其产生区域异质性的具体原因。

4.2 政策建议

基于上述结论，提出以下政策建议：①政府及相关部门应充分认识到农旅融合对脱贫地区经济发展和农民收入增长的促进作用，通过科学编制农旅融合发展规划，制定农旅融合发展扶持政策，给予项目申报、前期基础设施建设等方面的政策倾斜和资金支持，推动贫困地区农旅融合高质量发展。②政府部门应充分重视西部脱贫地区农旅融合项目的资金投入，在加大财政投入的同时创新筹集资金渠道，用于农旅融合相关项目建设、集群发展、设施改造升级、宣传推介等，推进特色农业基地、农业园区、休闲农庄建设，形成一定规模的农旅融合产业带或集聚区，以实现农旅产业深度融合。③政府部门加强对农旅融合相关产业的创业与就业支持，积极支持返乡下乡人员开展农旅融合经营项目，采用贷款贴息、以奖代补等方式进行创业扶持，定期组织对农旅融合经营主体负责人和合作社管理人员开展常规技术服务培训，为农旅融合发展提供必要的人才储备。④各地政府部门应因地制宜地选择农旅融合政策方案，针对资源禀赋没有优势的原深度贫困地区，优先推动传统农业转型升级，加快农业由生产功能向休闲、生态功能拓展，加大农村基础设施建设，提高农村的可进入性和旅游接待服务功能，以此带动农旅融合发展。

（致谢：本文在撰写过程中得到了云南省农业农村厅政策研究处陈聪老师的指导，在此表示诚挚的谢意！）