农村产业融合对农村共同富裕的影响效应分析

焦青霞

（河南财经政法大学统计与大数据学院，郑州 450046）

0 引言

共同富裕是历史永恒的主题，目前我国正处于扎实推进共同富裕的关键阶段，但农村、农业发展不充分不均衡的问题仍然比较突出。而农村产业融合发展作为农村生产的一项重大变革，已经成为推动农村生产力发展的重要力量[1],是现阶段解决“三农”问题的重要途径。中共中央、国务院印发的《乡村振兴战略规划（2018—2022年）》明确指出，农村产业融合发展是实现产业兴旺和农村居民生活富裕的有效路径。由此可见，农村产业融合发展作为农业产业化的高级形态，势必会对农村共同富裕产生影响。

已有研究主要集中在农村产业融合发展与农户增收[2—5]、收入差距[6,7]、农村减贫[8]等方面，多是对产业融合与共同富裕某一维度的关系进行了论证，而未能从整体上揭示农村产业融合发展对农村共同富裕的影响。如涂圣伟（2022）[1]对产业融合促进农村共同富裕的机理进行了分析，但缺乏定量分析。鉴于此，本文在对农村产业融合赋能农村共同富裕的机理进行分析的基础上，利用2011—2020年的省级面板数据，对农村产业融合赋能农村共同富裕的效应、路径和异质性进行实证研究。

1 理论分析与研究假设

1.1 农村产业融合赋能农村共同富裕的机理

本文从农村经济增长、农民增收、农村人力资本积累和农业科技创新这四个方面对农村产业融合促进农村共同富裕的机理进行阐述。

（1）经济增长效应。共同富裕的前提是富裕，而经济增长是通向富裕的必经之路。一方面，农村产业融合通过产业间功能、技术和价值链的整合与重组，给农村经济增长注入新的力量，提高了农村经济的效益。另一方面，农村产业融合通过充分挖掘和发挥地区资源和特色优势，培育出新模式和新业态，为农村经济增长提供新的动力和方向。

（2）农民增收效应。农村产业融合促进农民增收的主要机理表现在：第一，通过资源整合，创造了大量的就业岗位，提高了农民的工资性收入。第二，通过提升产业整体效能，促进农村要素集聚和产业联动，拓宽农户增收渠道。第三，产业融合发展使农业内部结构更加紧密，通过降低农业生产成本增加农民经营性收入。

（3）农村人力资本积累效应。人力资本是财富创造和实现共同富裕的核心力量。随着农村产业融合催生的新产业、新业态的快速发展，农业资本回报率不断提高，越来越多的资本开始“回流”或下乡。资本流动的同时带动人才流动，返乡人员将现代理念、技术和生产方式引入农业，农民或农业经营主体通过“干中学”不断提高知识和技能，使得农村人力资本水平不断提高，增强了农民的创富能力。

（4）农村科技创新效应。共同富裕的实现需要科技创新作为支撑,而产业融合为技术创新提供了平台。产业融合不仅可以促使资源、信息、知识流动与共享，降低技术创新成本，提高技术创新的能力与效率，而且还可以推动新技术的传播与扩散，促进技术的应用与深化，进而提高农村产业效率[1]。

由此，本文提出：

假设1：农村产业融合可以促进农村共同富裕。

1.2 农村产业融合促进农村共同富裕的传导机制

农村产业融合就是将农村和第一、二、三产业交叉重组、相互渗透，形成新产业、新模式和新功能，这为农村创业提供了内容和载体。一方面，新产业、新业态的产生为潜在创业者提供了创业机会；另一方面，产业融合发展过程中基础设施的完善还可以降低创业者的创业成本。因此，农村产业融合发展有助于农村创业活跃度的提升。创业能够扩大农民就业，拓宽增收渠道，增加农民收入。另外，创业在改善民生、提高低收入群体收入、改善群体收入不平等、缩小收入差距、实现机会均等等方面也发挥着重要的作用，对农村共同富裕的实现具有显著的促进作用[9]。

由此，本文提出：

假设2：农村产业融合通过提升农村创业活跃度对农村共同富裕产生影响。

1.3 农村产业融合促进农村共同富裕的区域异质性

一般来说，产业融合水平越高，产业链延伸、整合与农业技术渗透就越容易，对农村共同富裕的影响也就越大。但农村产业融合发展是一项系统的、动态的、复杂的工程，其对农村共同富裕的推动作用与地区外部环境、支撑条件密切相关。外部环境与支撑条件不同，会导致资源整合与配置的过程和结果存在差异,从而使产业融合在影响农户收入结构和缓解收入差距方面产生差异[7]，最终对农村共同富裕产生不同的影响。而我国幅员辽阔，不同地区外部环境、支撑条件各不相同，势必会导致农村产业融合发展对农村共同富裕的影响存在区域异质性。

由此，本文提出：

假设3：农村产业融合对农村共同富裕的影响存在区域异质性。

2 研究设计

2.1 模型构建

在农村产业融合赋能农村共同富裕理论分析的基础上，借鉴已有研究，构建面板模型如下：

其中,Cwit与Conit分别表示i省份在t时期的农村共同富裕水平与农村产业融合发展水平，Xit表示控制变量，α0、α1、α2为待估参数，εit为随机误差项。

为了检验农村产业融合赋能农村共同富裕的传导机制,在式（1）的基础上构建中介效应检验模型如下：

其中，Entit表示中介变量农村创业活跃度，β、γ为待估参数。α1表示农村产业融合对农村共同富裕影响的总效应，γ1为农村产业融合对农村共同富裕影响的直接效应，β1×γ2为农村产业融合对农村共同富裕影响的间接效应。

2.2 变量选择

（1）被解释变量为农村共同富裕水平（Cw）。共同富裕是在富裕的基础上实现共享。富裕指的是生产力发展水平，共享则是指地区差异、城乡差异和个体收入差异不断缩小。因此，农村共同富裕应在增强农村内生动力的基础上，逐步缩小城乡之间、不同农村之间、农村不同群体之间的差距[10]。在借鉴已有研究成果[11]的基础上，本文从富裕度、群体共同度和区域共同度三个维度构建指标体系（见表1）。利用熵值法测算农村共同富裕水平（Cw）、富裕度（Cw1）、群体共同度（Cw2）和区域共同度（Cw3）。

表1 农村共同富裕水平测度指标体系

（2）核心解释变量为农村产业融合（Con）。在已有研究[12]的基础上，考虑到数据的可得性，从产业链延伸、多功能发挥和农业与服务业融合三个方面构建指标体系（见表2）。利用熵值法进行综合评价。

表2 农村产业融合发展水平测度指标体系

（3）中介变量为农村创业活跃度（Ent）。用各省份农村私营企业就业人数与乡村个体就业人数之和与乡村就业人数之比来表示农村创业活跃度。

（4）控制变量包括：①农村固定资产投资（Fai），用农林牧渔业固定资产投资（不含农户）除以农村人口数来表示，农林牧渔业固定资产投资用固定资产投资价格指数进行消涨处理。②农村人力资本（Edu），用农村居民平均受教育年限来测度，其计算公式为：（小学学历人数×6＋初中学历人数×9＋高中学历人数×12＋大专及以上学历人数×16）/六岁及以上人口数。③农村金融发展水平（Fin），用涉农贷款余额除以农牧渔业总产值来表示。④农村交通设施（Trs），用各省份农村公路里程数与地区农村人口数之比来表示，其计算公式为：（等级公路总里程-高速公路里程-一级公路里程-二级公路里程+等外公路里程）/乡村人口数。

2.3 数据说明

本文选取2011—2020年我国30个省份（不含西藏和港澳台）的数据作为样本。原始数据来源于历年《中国农村统计年鉴》《中国金融年鉴》《中国教育统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国社会统计年鉴》，以及各省份统计年鉴、中经网统计数据库、国家统计局官方网站。部分缺失数据采用线性插值法补齐。

3 实证结果分析

3.1 基准回归分析

面板数据模型包括随机效应模型和固定效应模型两种，Hausman检验结果（P=0.0026）显示，应选择固定效应模型。具体估计结果见表3。由表3列（1）可以看出，在不加入控制变量的情况下，农村产业融合对农村共同富裕的影响系数为1.367，且在1%水平上通过显著性检验，这表明农村产业融合可以促进农村共同富裕。加入控制变量后（见表3列（2）），农村产业融合对农村共同富裕的影响仍显著为正。由此可见，无论是否加入控制变量，农村产业融合对农村共同富裕的影响都显著为正，这说明农村产业融合对农村共同富裕的实现具有显著促进作用，与理论分析结果一致，假设1得到验证。控制变量农村人力资本（Edu）、农村金融发展水平（Fin）、农村交通设施（Trs）和农村固定资产投资（Fai）的影响系数全部显著且都为正，这表明农村人力资本、农村金融发展水平、农村交通设施的提高以及农村固定资产投资的增加均有助于农村共同富裕的实现，与理论预期相符。

表3 基准回归结果

从共同富裕各维度来看（见表3列（3）至列（5））：产业融合对富裕度、群体共同度和区域共同度的影响系数均为正且都通过了显著性检验，这表明农村产业融合对农村共同富裕的促进作用是对各维度共同作用的结果。从影响的大小来看，农村产业融合对富裕度的影响最大，其次是群体共同度，对区域共同度的影响最小。可能的解释是，富裕度和群体共同度主要体现在农民收入和农民间的收入差距上，而农村产业融合为农民增收培育了新动能，在提高农民收入方面发挥着重要的作用，尤其是对中低收入农户的影响更大[4]，所以农村产业融合对富裕度和群体共同度影响较大；而区域共同度主要反映城乡收入差距，当前造成城乡收入差距的主要原因是农业与非农业的比较劳动生产率较低，农村产业融合虽然是提高农业生产率和竞争力的有效发展模式[1]，但在产业融合发展的初期，其提高农业劳动生产率的优势还未充分显现出来，所以对区域共同度的影响较小。

3.2 内生性讨论与稳健性检验

（1）内生性讨论

考虑到农村共同富裕水平的变化具有一定的惯性，即过去共同富裕的程度会对当期产生影响，因此，在式（1）的基础上引入被解释变量的滞后项，将其扩展为动态面板模型。滞后项的引入可以解决基准模型中可能存在遗漏变量的问题，从而降低模型设定的偏误。为解决滞后项引入带来的内生性问题，采用系统GMM方法进行估计，估计结果见表4。表4列（1）中AR（1）和AR（2）检验表明扰动项无自相关，Sargan检验表明所有工具变量都是有效的，以上两个检验说明模型设定和方法选择是合理的。列（1）中农村产业融合发展水平的系数仍然显著为正，且与基准回归结果在逻辑上是一致的。这说明基准模型的内生性问题不严重，内生性对回归结果的影响在可控范围之内，不会影响农村产业融合发展推动农村共同富裕这一重要结论，即基准回归结果是稳健的。

表4 内生性与稳健性检验结果

（2）稳健性检验

为检验模型的稳健性，本文从以下三个方面进行检验：第一，解释变量滞后一期。考虑到农村共同富裕具有动态演进性以及各解释变量对农村共同富裕影响的滞后效应，用各解释变量的滞后一期来替代原指标重新进行估计，估计结果见表4列（2）。第二，缩尾处理。为消除异常值和非随机性计量结果带来的不利影响，对解释变量进行上下1%的缩尾处理后,重新进行估计，估计结果见表4列（3）。第三，考虑到4个直辖市地位的特殊性和政策倾斜性，有可能会导致结果不稳健，所以剔除北京、天津、上海和重庆4个直辖市后重新进行回归，估计结果见表4列（4）。以上三种稳健性检验结果均表明，虽然核心解释变量的系数大小和显著性水平略有变化，但系数的显著性和符号并没有发生实质性改变，这说明基准回归的结果是稳健可信的。

3.3 机制检验

基准回归和稳健性检验的结果表明，农村产业融合对农村共同富裕具有显著的促进作用，满足机制检验的前提。接下来进一步检验农村产业融合影响农村共同富裕的传导机制，具体估计结果见表5。表5列（2）中农村产业融合的系数显著为正，说明农村产业融合可以提高农村创业活跃度；列（3）中农村创业活跃度的系数显著为正，说明农村创业活跃度对农村共同富裕具有促进作用；列（2）中农村产业融合系数与列（3）中农村创业活跃度系数均显著，表明农村创业活跃度的中介效应是显著的，Sobel检验的结果也印证了这一点。同时，由于列（3）中农村产业融合的系数显著且小于列（1）中农村产业融合的系数，说明存在部分中介效应。由此可见，农村产业融合通过提高农村创业活跃度进而促进农村共同富裕的传导机制是成立的。在其他变量保持不变的情况下，农村产业融合发展水平每提高1个单位，农村共同富裕水平就直接提高0.529个单位，同时会促使农村创业活跃度提高217.043个单位，进而使农村共同富裕水平间接提高0.145个单位，总效应提高0.673个单位，间接效应占总效应的比例为21.48%。假设2得到验证。

表5 农村产业融合促进农村共同富裕传导机制检验结果

3.4 异质性检验

考虑到我国东、中、西部地区资源禀赋和发展阶段存在较大差异，以及农村产业融合发展水平和农村共同富裕水平也存在明显的区域异质性，本文将30个省份分成东、中、西部地区来研究不同区域农村产业融合对农村共同富裕的影响，具体估计结果见表6。可以看出：东中部地区农村产业融合系数显著为正，这说明在东部和中部地区，农村产业融合有助于农村实现共同富裕；西部地区的系数不显著，说明在西部地区农村产业融合对农村共同富裕的影响不明显。

表6 农村产业融合对农村共同富裕影响的异质性检验结果

由表6可知，农村产业融合对农村共同富裕的推动作用具有区域异质性。那么，是哪些因素导致农村产业融合赋能农村共同富裕的效果存在区域差异呢？其影响机制又如何呢？本文利用面板门槛模型,主要从农村产业融合发展所需的支撑条件（金融和人力资本）与其作用于农村共同富裕的路径两个方面来进行分析。

在对模型进行估计之前,先采用Bootstrap法对门槛模型的具体形式进行判断，结果见表7。可以看出，农村人力资本、农村金融发展水平均通过了单门槛效应检验，而农村创业活跃度通过了双门槛效应检验。同时从表7中还可以看出，门槛值均在95%置信区间内，这说明门槛值的估计是有效的。

表7 门槛效应检验

由表8列（1）可以看出，当门槛变量农村创业活跃度低于门槛值27.435时，农村产业融合对农村共同富裕的影响系数为0.592，且在1%的水平上通过了显著性检验，当创业活跃度跨过第一个门槛值而小于第二个门槛值时，农村产业融合对农村共同富裕的影响进一步提高，当跨过第二个门槛值时其影响再次提高。由此可见，随着农村创业活跃度的提高，农村产业融合对农村共同富裕的促进作用不断增强。该结论表明提高农村创业活跃度对实现农村共同富裕具有重要的战略意义。以农村人力资本和农村金融发展水平为门槛变量的估计结果分列见列（2）和列（3），可以看出，当农村人力资本、农村金融发展水平分别低于门槛值8.436、8.798时，农村产业融合对农村共同富裕的影响显著为正，跨过门槛值之后，农村产业融合对农村共同富裕的促进作用进一步增强。

表8 门槛模型估计结果

由此可知：农村产业融合对农村共同富裕的影响具有区域异质性，对中部地区的影响最大，东部地区次之，西部地区则不显著。造成这种差异的原因可能是：西部地区受农村金融发展水平、农村人力资本、农村创业活跃度等方面的约束，使得农村产业融合的红利无法释放，从而导致农村产业融合对农村共同富裕的影响不显著；而中部地区本身具有比较强的资源与外部环境优势，再加上近年来国家的扶持和各种政策的倾斜，使得产业发展较快，农村产业融合的红利得到了充分的释放，从而对农村共同富裕的影响较大。

4 结论

本文基于2011—2020年我国31个省份的省级面板数据，在构建农村共同富裕水平、农村产业融合发展水平测度指标体系的基础上，采用固定效应模型、中介效应模型和面板门槛模型对农村产业融合赋能农村共同富裕的效应、路径以及区域异质性进行了研究。结果表明：（1）农村产业融合对农村共同富裕具有显著的促进作用，是推动农村实现共同富裕的重要力量。（2）农村产业融合不仅可以直接促进农村共同富裕，而且还可以通过提高农村创业活跃度间接推动农村共同富裕，且间接效应占总效应的比例高达21.48%。（3）农村产业融合对农村共同富裕的影响具有维度异质性。对富裕度的影响最大，其次是群体共同度，对区域共同度的影响最小。（4）农村产业融合对农村共同富裕的影响具有区域异质性。在东部和中部地区，农村产业融合有助于农村实现共同富裕，而在西部地区该影响不显著。这主要是因为农村产业融合对农村共同富裕的促进作用具有非线性特征，随着农村创业活跃度、农村金融发展水平、农村人力资本的提高，农村产业融合对农村共同富裕的影响进一步提高。