民族地區特色農業產業富民效應評估及提檔升級路徑策略

摘要：民族地區特色產業提檔升級對于有效銜接鄉村產業振興尤為重要，研究民族地區特色農業產業的富民效應具有現實意義。文章基于2021年湘西州獼猴桃產業1005份微觀調查數據，運用多元線性回歸模型、工具變量法、傾向得分匹配法和門檻回歸模型，系統分析獼猴桃特色產業的富民效應。結果表明：（1）獼猴桃產業顯著增加農戶的產業收益。在使用工具變量法和傾向得分匹配法處理內生性問題，以及更換被解釋變量和調整樣本處理后，結論依舊顯著。（2）傾向得分匹配法的平均處理效應（ATT）顯示，與沒有種植獼猴桃的農戶相比，種植獼猴桃農戶的產業收益整體平均要高8.95%。（3）獼猴桃產業富民效應存在異質性。農戶經營規模達到1.13hm2（17畝）以上時，獼猴桃產業的富民效應更加顯著。本文聚焦全國14個連片脫貧地區之一的湘西州特色農業產業，對其富民效應進行評估，提供提檔升級策略，豐富了已有文獻的研究結論。基于研究結論，文章提出政策啟示：一是完善民族地區特色產業振興政策；二是做好特色農產品生產加工及銷售平臺搭建工作；三是加強和完善規模經營補貼措施。

關鍵詞：民族地區；產業富民；提檔升級；鄉村振興

中圖分類號：D633； F326.13文獻標識碼：A文章編號：1673-338X（2024）4-063-19

基金項目：重慶市社會科學規劃一般項目“過渡期內重慶脫貧攻堅成果有效銜接鄉村振興的方式與策略研究”（2021NDYB066），國家社會科學規劃一般項目“武陵山民族地區產業扶貧銜接產業振興的現狀調查及提升策略研究”（22BMZ018）。

Enrichment effect evaluation of characteristic agricultural industries in ethnic areas and strategies for upgrading paths

——taking sample of thousand households’ kiwifruit industry in Xiangxi Prefecture as an example

TAN Mingjiao1， LIU Fuxing2

（1. College of Finance and Economics， Yangtze Normal University， Fuling 408100；2. College of Economics and Management， Huazhong Agricultural University， Wuhan 430070）

Abstract：The upgrading of characteristic industries in ethnic areas is particularly important for the effective connection of rural industrial revitalization， and it is of practical significance to study the enrichment effect of characteristic agricultural industries in ethnic areas. Based on 1005 households’ micro-survey data of kiwifruit industry in Xiangxi Prefecture in 2021， the article systematically analyzed the enrichment effect of kiwifruit characteristic industry by using multiple linear regression model， instrumental variable method， Propensity Score Matching（PSM）method and threshold regression model. The results showed that：（1）Kiwifruit industry significantly increased the industrial income of farmers. The conclusion remained significant after using the instrumental variable method and PSM method to deal with endogeneity， as well as replacing the explanatory variables and adjusting the sample treatment.（2）The average treatment effect（ATT）of PSM showed that the industrial returns of kiwifruit farmers were about 8.95% higher than those who did not grow kiwifruit.（3）There was heterogeneity in the enrichment effect of kiwifruit industry， and the enrichment effect of kiwifruit industry was more significant when the scale of operation of farmers reached 1.13hm2（17 mu）or more. This paper focused on the assessment of the enrichment effect of the characteristic agricultural industries and the upgrading path strategies in Xiangxi Prefecture， one of the 14 contiguous poverty alleviation areas in China， which enriched the research conclusions of the existing literature. Based on the research conclusions， the article put forward policy inspirations： First， improve the policy of revitalization of characteristic industries in ethnic areas. Second， do a good job in building a platform for the production， processing and marketing of characteristic agricultural products. Third， strengthen and improve the subsidy measures for large-scale operation.

Keywords：ethnic areas；enriching the people through industry；upgrading；rural revitalization

1引言

國之大綱，農為邦本，本固邦寧，“三農”問題是關系國計民生的根本性問題。我國“三農”工作已經取得顯著成就，但城鄉發展不平衡、農村發展不充分仍是社會主要矛盾的集中體現（陳錫文，2023）。推進區域協調發展，全面建設社會主義現代化國家，實現共同富裕的重難點依舊在農村（馬太超，2023）。縮小城鄉差距，保持農民收入持續增長是實現共同富裕的關鍵問題（許偉，2023）。黨的二十大報告明確指出“加快建設農業強國，扎實推動鄉村產業、人才、文化、生態、組織振興”“發展鄉村特色產業，拓寬農民增收致富渠道，鞏固拓展脫貧攻堅成果，增強脫貧地區和脫貧群眾內生發展動力”。特色幫扶產業作為一種內生發展機制，是實現農民收入持續增長的根本之策。

目前，已有關于特色農業產業的文獻主要集中分析特色農業產業存在的問題（盧宇，2019；楊柳，2022；史瓊等，2022）、特色農業產業的集聚度（陳志峰等，2017；韓振興等，2018；任玉霜等，2021）和特色產業的組織創新（鄭家喜等，2023；馬少春等，2023）。然而，對于民族地區的特色產業而言，已有研究關注的相對較少。民族地區特色農業產業提檔升級和可持續發展問題，事關鞏固脫貧攻堅成果和鄉村振興的有效銜接。

那么，經過脫貧攻堅幫扶發展的特色農業產業富民效應如何？特色農業產業有效銜接鄉村振興存在的短板弱項是什么？如何提檔升級補齊產業發展的短板？對于這些問題的回答，不僅有助于提高農民收入水平、縮小城鄉差距，而且有助于補齊農業特色產業短板。民族地區特色產業提檔升級對于有效銜接鄉村振興尤為重要，研究民族地區特色產業富民效應和供給提檔升級策略具有重要的現實意義。

鑒于此，本文基于2021年湘西州獼猴桃產業1005份微觀調查數據，運用多元線性回歸模型、傾向得分匹配（Propensity Score Matching， PSM）法和門檻回歸模型，系統分析獼猴桃特色產業的富民效應，提出需要針對性完善脫貧地區特色產業振興政策的提升策略，做強“土特產”文章，夯實鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的基石。

本文的邊際貢獻主要有三點：一是以全國14個連片脫貧地區之一的湘西州為調研區域，實證檢驗民族地區特色農業產業的增收致富效應。二是使用工具變量法處理潛在的互為因果問題，使用PSM法糾正選擇性偏誤問題，通過對內生性問題的處理提高實證估計精度。三是運用門檻模型分析獼猴桃特色產業增收效果的異質性，得出湘西州獼猴桃產業的門檻值為1.13hm2（17畝），豐富已有文獻的研究結論。

2文獻回顧與述評

產業扶貧作為我國重要的造血扶貧手段（周陽，2020），是實現持續穩定脫貧的根本之策（呂開宇等，2020；Maulu et al.， 2021），較為全面地反映了農村扶貧工作的特征和機制（劉楊，2020）。探討產業扶貧和產業興旺的有效銜接，對脫貧攻堅與鄉村振興銜接進程的推進有重要意義（Liu et al.， 2020）。從不同維度出發，貧困狀況得到改善，但扶貧短期穩定性較差，長期穩定性增長緩慢（丁永潮等，2021）。在收入效應、抗風險效應、經濟屬性、社會屬性、市場風險、執行難度等方面，不同教育類型、產業鏈的治理和扶貧模式對減貧效果均存在差異，產業鏈條與利益聯結機制的改善和提升能促進其高質量發展，其價值鏈的延伸能保障社會屬性。以鞏固拓展脫貧攻堅成果堅持利民富民等為目標，通過對扶貧對象提供工作崗位以及穩定的收益帶動地區經濟發展（陳明，2020）。

對于產業幫扶成效而言，已有研究主要從升級資本、收入水平和產業效率等方面進行分析，來評估產業扶貧政策的成效（Yang et al.， 2020；郭俊華等，2022）。部分學者研究表明，扶貧產業發展能夠提高農民的生計資本（Liu et al.， 2021）、降低其生計脆弱性（李玉山等，2020；顧寧等，2021）；Leng等（2021）研究發現，產業扶貧能夠顯著提高貧困戶的收入水平；陳守東等（2019）評估了扶貧產業的效率；谷麗莉等（2021）發現產業效率呈現空間聚集性特征。

對于產業幫扶的短板而言，已有文獻的研究結論是見仁見智。一種觀點認為，產業扶貧在產業發展和技術支撐等方面存在諸多受限因素（劉慧等，2020），使得市場聯結缺位和治理激勵缺乏，從而導致貧困戶參與項目積極性不足、產業效益不高的困境（李輝婕等，2018；梁棟等，2019；Su et al.， 2021）。另一種觀點認為，產業扶貧項目過度依賴市場，導致“開發”和“扶貧”之間產生張力（翟軍亮等，2019）。因此，產業扶貧政策在實踐過程中易陷入“產業失敗—政府扶持—再失敗”的困境（許漢澤等，2020）。還有一種觀點認為，幫扶產業存在科技投入不足的問題。對于技術人才的培養不足，導致與扶貧產業對接方向錯位（徐敏，2019），從而使得產業機制脫離（謝盈盈等，2020）。

對于產業提檔升級路徑而言，已有文獻主要從制度引領、產業銜接和技術創新等角度進行了探討。從制度引領來看，可以構建市場易貧、低收入人口識別、風險化解機制（程國強等，2021；林芳等，2021）、激勵主體行為與提升內生發展動力（王靜等，2022）。從產業銜接來看，可以培育新型經營主體引導小農戶與農業產業銜接（周伍陽，2021），使農戶深度融入鄉村產業鏈并從中長效受益（許漢澤等，2020）。從技術創新角度來看，可以加強科技人才幫扶力度（張宜紅，2021；陳傳波等，2022），推動產業升級轉型（Li et al.， 2021），從而促進農村地區持續發展及全面振興（鄭瑞強等，2021）。

對于特色產業與農戶收入的研究而言，已有研究主要使用宏觀數據進行分析，基于微觀農戶層面的研究并不多見。許偉（2023）基于2007—2020年24個省份的縣級數據，采用多期雙重差分法實證分析“一村一品”政策對農民收入的影響，發現該政策對農戶收入具有一定的促進作用；王軼等（2023）使用2021年革命老區387個行政村的調研數據，使用分位數回歸模型研究發現，產業振興水平與農民收入差距之間存在倒U型關系；梁盛凱等（2024）基于2000—2020年省級面板數據，采用空間杜賓模型研究發現，產業振興對農民收入的影響具有空間溢出效應；周旺妮等（2022）基于2011—2020年30個省份的數據，使用雙固定空間杜賓模型研究發現，產業融合對農民收入具有空間異質性。

綜上所述，已有學者對脫貧地區產業富民效應及短板進行了廣泛研究，但現有研究仍存在一定不足：一是缺乏針對民族地區特色農業產業富民效應的專題研究，特別是對武陵山民族地區通過幫扶發展的特色農業產業富民效應進行綜合評價；二是量化研究不足，既有研究多用單點調查和案例研究等傳統人類學方法進行分析，少數文獻使用了省級、縣級和村級的數據進行檢驗，聚焦到農戶層面進行特色產業發展富民增收的實證分析相對較少。

鑒于此，本文以集中連片地區、擺脫貧困的湘西州為樣本調查區域，以幫扶發展的獼猴桃產業為例，開展大調查、大走訪，通過入戶問卷調查、與鄉村振興干部座談訪談、一線實際察看、針對性的交流問診等方式，分析獼猴桃產業發展現狀、富民效應情況、與有效銜接鄉村振興存在的短板，旨在通過一線調研結合統計分析、實證分析，精準把握湘西獼猴桃產業發展的現狀與存在的短板，找準短板存在的主要癥結，提供補齊短板的制度路徑，以鞏固拓展脫貧攻堅成果，增強脫貧地區和脫貧群眾的內生發展動力。

3理論分析框架與研究方法

為分析民族地區特色產業的富民效應，本文構建特色產業對農民收入影響的理論分析框架，并提出研究假設。根據理論分析框架和研究假設，分別使用多元線性回歸模型、傾向得分匹配法和門檻模型進行實證檢驗。

3.1理論分析框架

特色農業產業是產業興旺的重要內容，是在特定的資源稟賦條件下發展起來的，對于實現農民增收具有重要影響。同時，特色農業產業也需具備一定的規模，規模經營有助于促進產業化和專業化。特色產業的規模經營可以將分散的農戶組織起來，形成統一的生產、加工和銷售體系，推動產業鏈的延伸和完善（童洪志，2019）。為研究武陵山民族地區獼猴桃產業的富民效應，一方面，通過理論分析特色農業產業對農民增收的直接影響；另一方面，考慮到規模經營的問題，探討不同經營規模下特色農業產業增收的門檻效應。

3.1.1特色農業產業對農民增收的直接效應

根據“新內生發展”理論，武陵山民族地區獼猴桃產業的發展需要外部的“輸血”與自身“造血”相結合，既要持續加強國家政策幫扶，也要充分利用本地優勢資源，加強內外市場聯系，增強農戶的內生動力，不斷提升可持續生計能力。特色農業產業促進農民收入增長的作用機制是多元化的，涵蓋三個方面。一是“品牌效應”促進農民收入增長。特色農產品能夠帶來溢價效應（陳超等，2021），消費者通過識別特色農產品品牌質量，在一定程度上能夠緩解農民與消費之間的信息不對稱問題（董亞寧等，2021），降低農民的交易成本和經營風險，具有差異化競爭優勢，進而提高收入水平。二是“產業集聚”拓寬農民收入來源。根據各地區自身比較優勢種植特色農產品，能夠使得產業集聚，不僅為農民提供就業機會，還通過提高農產品的附加值，拓寬農民的收入來源。例如，農產品加工業可以將農產品加工成高附加值的產品，從而提高農民的收益（熊長江等，2019）。此外，農戶土地流轉給合作社、種養大戶等經營主體可以獲得土地租金，以土地入股形式參與合作社、公司的經營可以獲取股份分紅，也是增加農民收入的重要途徑（尼瑪次仁等，2016）。三是“產業化”促進農民收入增長。特色農產品“產業化”有助于推動產業的轉型升級，從傳統的農業生產向更高附加值的農業產業鏈延伸（楊亞東等，2020）。隨著產業鏈的發展，產業價值由不同部門間的分割轉變為不同產業鏈節點上的分割，本質體現“1+1>2”的價值增值效應。這不僅有助于提升農產品市場競爭力，還可以提高農民的收入水平。因此，提出假設H1。

H1：獼猴桃特色農業產業對農民增收具有顯著正向影響。

3.1.2特色農業產業對農民增收的門檻效應

規模經營是農民增收的重要影響因素（羅光強等，2019），特色農業產業發展也需具備一定的經營規模。特色農業產業對農民增收中規模經營的門檻效應主要體現在兩個方面：一方面，通過規模經營降低生產成本，提高農民收入。對于特色農業產業而言，農民通過擴大經營規模實現橫向專業化生產（呂杰等，2024），實現資源最優配置。同時，規模經營能夠促進農民采用新技術（王士海等，2017），提高生產效率。因而，特色農業產業需要達到一定的經營規模才能大幅降低單位生產成本，從而增加農民收入。另一方面，通過規模經營推動品牌建設，提高收入水平。規模經營還涉及市場準入和銷售渠道的問題，對于特色產業來說，要進入市場并獲得良好的銷售渠道，通常需要滿足一定的標準和要求。這些標準可能包括產品質量、品牌建設、市場營銷等方面的要求。只有當特色農業產業達到一定經營規模才能實現農產品標準化生產，推動品牌建設（李大壘，2022），進而實現農民增收。因此，提出假設H2。

H2：規模經營在獼猴桃特色農業產業對農民增收中發揮門檻效應。

3.2研究方法

基于本文研究對象及主要問題，首先使用多元線性回歸模型進行基準分析，其次分別使用工具變量法處理互為因果問題，使用PSM法糾正選擇性偏誤問題，以此解決可能存在的內生性問題。最后使用門檻模型分析不同規模下種植獼猴桃的產業收益，得出門檻值。

3.2.1基準回歸

為研究獼猴桃產業的富民效應，本文構建了多元線性回歸模型分析獼猴桃種植對農戶產業收益的影響，如式（1）所示。

式（1）中，ln Yi表示2020年農戶產業收益的對數；Zi表示是否種植獼猴桃；Xi表示其他控制變量，包括個人特征（性別、年齡、受教育程度和健康狀況）、家庭特征（家庭規模、政治身份和交通條件）和生產經營特征（經營規模、機械化水平、合作社、農業保險、產業信貸和技術指導）；？0為截距項；？1和？i為待估參數；εi為隨機擾動項。

3.2.2內生性問題處理

直接使用普通最小二乘（Ordinary Least Squares， OLS）回歸得到準確估計的前提是農戶種植獼猴桃嚴格外生。由于無法從邏輯上直接排除產業受益與農戶是否種植獼猴桃之間的互為因果關系，以及農戶是否種植獼猴桃的自選擇問題，因此本文將使用工具變量法和PSM法兩種方法來解決潛在的內生性問題。

（1）工具變量法。為解決產業受益與農戶是否種植獼猴桃之間的互為因果關系，本文使用工具變量法進行處理。使用工具變量需要進行兩階段估計，式（1）為第二階段回歸方程，在估計式（1）前需要進行第一階段回歸，具體公式如式（2）所示。

式（3）中，τPSMATT表示平均處理效應值；E表示期望值；Y1i表示處理組農戶的產業收益，Y0i表示控制組農戶的產業收益；p（Xi）表示傾向得分值；啞變量Zi表示農戶是否種植獼猴桃。

3.2.3門檻模型

為進一步分析獼猴桃種植富民效應的非線性特征，本文借鑒Hansen（2000）的研究，在模型（1）的基礎上，構建門檻模型，如式（4）所示。

4數據來源、變量選取與描述性統計

本文使用的數據來源于2021年7—8月長江師范學院武陵山綠色發展促進鄉村振興研究團隊對湘西土家族苗族自治州的實地調研數據。本文選取被解釋變量、核心解釋變量、其他控制變量，并進行描述性統計。

4.1數據來源

使用該套實地調研數據，主要從四方面考慮：一是湘西土家族苗族自治州是我國少數民族聚集地區，是全國14個連片脫貧地區之一，且是精準扶貧首倡之地。二是獼猴桃是當地的地理標志產品和農戶增收致富的主要特色農產品。三是課題負責人曾長期在湘西州工作，做過駐村第一書記，曾長期工作在一線，奔走在田間地頭，對獼猴桃等特色農業產業發展現狀比較熟悉。四是研究團隊長期在該地區進行一線調研與訪談，與該地區農戶聯系密切，具備良好的實地調研基礎，獲得數據和資料真實可靠。因此，使用該地區的實地調研數據探究民族地區特色農業產業富民效應具備一定的代表性、有效性和推廣性。

此次調研過程遵循隨機抽樣和分層抽樣的原則，選取湘西州的吉首市、花垣縣、永順縣、鳳凰縣4個獼猴桃種植大縣，每個縣選擇4個鄉鎮，每個鄉鎮隨機抽取4個村，每個村隨機抽取20個左右的農戶。在進行實地調研之前，為了確保問卷的質量，先由課題組老師展開培訓，然后進行預調研，對問卷內容熟練掌握后，再由調研員與農戶進行一對一的訪談。實地調研分為村級調查與農戶調查兩個層面，其中村級層面調查主要采取與村委會干部、駐村干部座談訪談形式，了解調查村總體情況、農業產業發展情況、基礎設施情況等；農戶調查采取入戶問卷調查形式，隨機選擇農戶進行一對一訪談調查。問卷調查主要涉及扶貧參與情況、戶主基本情況、農戶家庭基本情況、農戶產業發展情況、對國家支持產業發展政策建議等方面。本次調研實際發放問卷1100份，在經過反復核對和篩選，剔除數據缺失、信息不全的樣本后，最終保留了1005份問卷，問卷有效率為91.36%。

4.2變量選取

本文選取產業收益作為被解釋變量，種植獼猴桃作為核心解釋變量，并從個人特征、家庭特征和生產經營特征三個方面選取其他控制變量，以提高實證估計結果的準確度。

（1）被解釋變量。被解釋變量為產業收益。通過詢問“2020年農業經營性收入是多少？”，并根據農戶回答填寫2020年的農業經營性收入，以此來衡量農戶的產業收益。值得注意的是，為了降低異方差影響，對最終的產業收益取對數處理。

（2）核心解釋變量。核心解釋變量為種植獼猴桃。通過詢問“您家是否種植獼猴桃？”，根據農戶的回答，將種植獼猴桃賦值為1，沒有種植獼猴桃賦值為0。根據樣本的描述性統計結果，有680戶農戶在2020年種植了獼猴桃，占比67.66%；325戶農戶在2020年沒有種植獼猴桃，占比32.34%。本文進一步分析種植獼猴桃的分類特征，如圖1所示。從性別來看，58.71%的男性種植獼猴桃，遠高于女性的8.96%；從受教育程度來看，初中及以上農戶種植獼猴桃的比例為39.80%，略高于初中以下的27.86%；從年齡來看，60歲及以上種植獼猴桃的比例僅為18.41%，60歲以下種植獼猴桃的比例為49.25%。

（3）工具變量。本文選取農戶家庭到商業中心距離作為農戶是否種植獼猴桃的工具變量。有效工具變量需要滿足兩個要求：一是相關性，工具變量要與農戶是否種植獼猴桃相關。二是工具變量與產業收益不直接相關。一方面，到商業中心距離越近，農戶獲取農產品市場信息渠道越廣，能夠及時有效了解獼猴桃的市場價格，因而越有可能種植獼猴桃；另一方面，農戶家庭到商業中心的距離相對外生，并不直接影響產業收益。因此，從邏輯上看，該工具變量滿足相關性和外生性的基本要求。為了確保工具變量的有效性，后文還進行了內生性等檢驗。

（4）其他控制變量。參考李中（2013）、武麗娟等（2016）、李雪等（2019）和賀小剛等（2022）的研究，并結合實際調研情況，將其他控制變量分為個人特征、家庭特征和生產經營特征三類。個人特征包括性別、年齡、受教育程度和健康狀況；家庭特征包括家庭規模、政治身份和交通條件；生產經營特征包括經營規模、機械化水平、合作社、農業保險、產業信貸和技術指導。

4.3描述性統計

為詳細描述各個變量，以全面了解樣本的特征，對選取的變量進行描述性統計，如表1所示。

5經驗性結果

在構建模型的基礎上，首先，使用Stata16.0軟件進行多重共線性檢驗，以驗證本文的核心問題，即種植獼猴桃是否能夠促進產業收益增加；其次，進行基準回歸分析；再次，使用工具變量法和PSM法處理潛在的內生性問題，同時替換被解釋變量和調整樣本進行穩健性檢驗；最后，使用門檻模型，檢驗不同經營規模下獼猴桃特色產業的門檻效應。

5.1多重共線性檢驗

為避免嚴重的多重共線性問題導致不一致的結果，需要對各變量之間進行多重共線性檢驗，結果如表2所示。從表2中可以看出，各個變量的方差膨脹因子（Variance Inflation Factor， VIF）的均值為1.33，都遠小于10，說明本文使用的變量不存在多重共線性的問題，可以使用OLS模型進行回歸估計。

5.2基準回歸結果

基準回歸結果如表3所示。本文采用了逐步回歸的策略估計，表3中模型（1）為僅控制核心解釋變量，模型（2）在模型（1）的基礎上加入個人特征變量（性別、年齡、受教育程度和健康狀況），模型（3）在模型（2）的基礎上加入家庭特征變量（家庭規模、政治身份和交通條件），模型（4）在模型（3）的基礎上加入生產經營特征變量（經營規模、機械化水平、合作社、農業保險、產業信貸和技術指導）。從表3可以看出，無論是僅有控制核心解釋變量，還是加入其他控制變量，種植獼猴桃的估計系數均為正數，且在1%的顯著性水平上顯著，說明農戶種植獼猴桃能夠顯著增加收入，即獼猴桃產業的富民效應顯著。

模型（1）至（4）的擬合優度（R2）逐漸增加，意味著模型的解釋力度逐漸增強。其中模型（4）的擬合程度最好，所以選擇模型（4）進行分析。從模型（4）估計結果可以看出，種植獼猴桃的估計系數為8.7701，且在1%的顯著性水平上顯著，說明種植獼猴桃能夠顯著增加農戶收入，獼猴桃特色產業發展對于湘西地區的富民效應顯著。可能的原因在于：自黨的十九大報告提出鄉村振興戰略以來，湘西州各縣（市）不斷為湘西州獼猴桃產業提供各種支持類政策。同時，湘西州獼猴桃產業作為中國國家地理標志產品，特色產業的品牌效應對增加農戶收入作用明顯。

在其他控制變量方面，大部分控制變量對產業收益具有顯著影響。基于模型（4）的估計結果進行分析，性別的估計系數在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著相較于女性，男性的產業收益更高。政治身份的估計系數在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著相較于普通群眾，具有黨員身份的農戶產業收益更高。原因可能在于：黨員干部對于國家政策的了解與研究優于普通群眾，在政府為獼猴桃產業提供政策幫助的同時，黨員干部應以身作則，為廣大農戶樹立榜樣，帶動獼猴桃產業的發展。經營規模的估計系數在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著隨著經營規模的擴大，獼猴桃的產業收益越明顯。原因可能在于：規模經營有助于獼猴桃標準化種植，對于果品控制優于小農戶，從而提供優質且附加值高的產品，帶來收益更高。機械化水平的估計系數在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著機械化程度越高，獼猴桃的產業收益越顯著。原因可能在于：農業機械水平投入越多，農機的性能得到提升，生產技術得到革新，降低了產業的生產成本，提高了產品的質量，對獼猴桃產業有推進作用，為農戶帶來更多收益。合作社的估計系數在5%的顯著性水平上顯著為正，意味著相較于沒有參加合作社的農戶，參加合作社的農戶產業收益更加顯著。原因可能在于：合作社一方面增加了農民銷售的談判力量和話語權；另一方面可以統一種植規格和質量，有利于促進“農超對接”，進而開拓市場，增加銷售。農業保險的估計系數在1%的顯著性水平上顯著為正，意味著與沒有參加農業保險的農戶相比，參加農業保險的農戶產業收益更高。原因可能在于：農業保險是重要的風險管理工作，具有分散風險、減少災害損失功能。產業信貸的估計系數在10%的顯著性水平上顯著為正，意味著與沒有獲得產業信貸的農戶相比，獲得產業信貸農戶的產業收益更高。原因可能在于：產業信貸給農戶資金支持，緩解了農戶的信貸約束，有助于農戶引進先進的技術管理，擴大生產經營規模，進行標準化生產，從而降低生產成本，獲得更高的利潤率。

總體來說，以上控制變量的結果與已有文獻基本保持一致，但考慮到可能存在的內生性問題，這些變量也非本文關注的核心，因此不再贅述。

5.3內生性問題處理

基準回歸結果表明，獼猴桃產業的富民效應顯著，且本文在構建解釋變量時盡可能外生。但是，其結果仍可能受到兩方面的挑戰：一是產業收益可能影響到獼猴桃產業的種植，并不能從邏輯上明確排除兩者可能存在的互為因果關系。二是是否種植獼猴桃可能與農戶的自身要素稟賦相關，可能存在自選擇問題，進而導致潛在的內生性問題。因此，本文使用工具變量法處理互為因果問題，使用PSM法糾正選擇性偏誤，從這兩個方面來解決可能存在的內生性問題，以期得到更為準確的估計。

5.3.1工具變量法的檢驗結果

工具變量估計結果如表4所示。

從表4模型（5）的第二階段回歸結果可以看出，種植獼猴桃的估計系數在5%的顯著性水平上顯著。這說明在使用工具變量法處理內生性問題后，基準回歸的結果依舊不變。同時，有效工具變量需要滿足一系列檢驗。外生性檢驗結果顯示，Endogeneity test值為5.7890，在5%的顯著性水平上顯著，拒絕“所有變量均為外生”的原假設，說明可以使用工具變量處理內生性問題。第一階段回歸結果顯示，工具變量的系數為-0.0430，且在1%的顯著性水平上顯著。此外，Cragg-Donald Wald F統計量為116.5960，遠遠大于Stock-Yogo提供的弱工具變量檢驗臨界值16.3800，說明對于名義顯著性水平為5%的檢驗，其真實顯著性水平不會超過10%，故不存在弱工具變量問題。不可識別檢驗結果表明，KP-LM統計量為104.8750，P值為0.0000，在1%的顯著性水平上顯著拒絕“存在不可識別”的原假設，說明使用農戶家庭到商業中心距離作為農戶是否種植獼猴桃的工具變量具有較強的解釋力。

模型（6）報告了半簡化式回歸的估計結果。其一般邏輯是：將工具變量作為解釋變量放入基準模型（1）中，如果工具變量與基準模型的擾動項不相關，那么工具變量的估計系數將不顯著。從結果可知，工具變量的系數為0.0037，但在統計上不顯著，進一步佐證了工具變量滿足外生性假設。

5.3.2 PSM法的檢驗結果

本文使用PSM法處理自選擇問題，檢驗結果如表5所示。

從表5的檢驗結果可以看出，種植獼猴桃顯著增加了農戶的產業收益，與基準回歸結果基本一致。基于PSM法的ATT為8.9540，且在1%的顯著性水平上顯著，說明與沒有種植獼猴桃的農戶相比，種植獼猴桃農戶的產業收益要高8.95%。同時表5給出了基于IPWRA的ATT估計結果，與PSM法結果一致。因此可以認為，在使用PSM法糾正選擇性偏誤后，種植獼猴桃的富民效應依舊顯著，且能增加8.95%的產業收益。

為了保證PSM的質量，在使用PSM法時，需要進行共同支撐域檢驗，以保證處理組（種植獼猴桃）和控制組（沒有種植獼猴桃）具備足夠重合區域。共同支撐域檢驗如圖2所示，給出了處理組和控制組的傾向指數分布。從圖2可以明顯看出，處理組和控制組在大部分區域具有重合區間。因此，可以認為在使用PSM法時，滿足了共同支撐域假設要求。

除了滿足共同支撐域假設外，在使用PSM法時還應該進行平衡性檢驗，以判斷匹配后處理組和控制組是否存在顯著的系統性差異。平衡性檢驗如圖3所示。從圖3可以看出，匹配前（圖3左）處理組和控制組之間存在顯著差異，匹配后（圖3右）處理組和控制組的系統性差異基本消除。這說明樣本的匹配效果較好，滿足了平衡性假設，基本達到了類似隨機實驗的效果，也意味著上文的分析可靠、合理。

5.4穩健性檢驗

為檢驗前文估計結果的穩健性，本文分別替換被解釋變量和調整樣本進行檢驗，以確保基準回歸結果的可靠性。穩健性檢驗結果如表6所示。表6中模型（7）使用產業收益占總收入的比值進行重新估計，結果顯示種植獼猴桃的估計系數依舊在1%的顯著性水平上顯著。模型（8）和模型（9）分別做了5%的縮尾處理和截尾處理，結果顯示種植獼猴桃的估計系數均在1%的顯著性水平上顯著。另外還分別進行了1%的縮尾處理和截尾處理，估計結果基本一致。這意味著上文的估計結果具有一定的穩健性。

5.5門檻模型結果

首先，需要對門檻的個數進行判斷，以便確定門檻模型的形式，結果如表7所示。單一門檻在1%的顯著性水平上顯著，而雙重門檻沒有通過顯著性檢驗。因此，本文選擇單一門檻模型進行分析。

其次，為了更加直觀地理解門檻估計值和置信區間的構造過程，本文繪制相應的似然比函數圖，如圖4所示。門檻效應檢驗結果顯示，樣本的門檻值為1.13hm2（17畝）。

門檻模型估計結果如表8所示。

模型（10）是經營規模低于門檻值（小于1.13hm2）的估計結果。模型（11）是經營規模高于門檻值（大于等于1.13hm2）的估計結果。可以看出，種植獼猴桃的估計系數均顯著為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說明湘西地區獼猴桃產業的富民效應顯著。值得注意的是：模型（11）中種植獼猴桃的估計系數為9.1811，高于模型（10）的8.5907。但從樣本量來看，1.13hm2以下農戶為740戶，占樣本的73.96%，而1.13hm2以上農戶僅有265戶，占比26.04%。因此，可以看出，當經營規模達到1.13hm2以上時，獼猴桃的富民效應更加顯著。但湘西地區農戶的獼猴桃經營規模依舊較小，需要進一步推動當地農戶適度規模經營，進而充分當地發揮特色產業的富民效應。

6研究結論、討論與政策啟示

本文基于2021年對湘西土家族苗族自治州獼猴桃產業的1005份微觀調查數據，運用多元線性回歸模型、PSM法和門檻回歸模型，系統分析獼猴桃特色產業對農民增收的影響。基于研究結果開展討論并提出針對性的政策啟示，為充分發揮民族地區特色產業的富民效應提供理論和實證經驗支撐。

6.1研究結論

本文使用理論分析和實證檢驗相結合的方式進行研究，基于2021年湘西州獼猴桃產業1005份微觀調查數據，運用多元線性回歸模型、PSM法和門檻回歸模型，系統分析獼猴桃特色產業對農民增收的影響，得出3點結論。

（1）基準回歸結果顯示，種植獼猴桃的估計系數均為8.7701，且在1%的顯著性水平上顯著，說明農戶種植獼猴桃能夠顯著增加收入，即獼猴桃產業的富民效應顯著。在運用工具變量法和PSM法處理內生性問題，以及更換解釋變量和5%的截尾處理和縮尾處理后，研究結論依舊穩健。

（2）PSM法的估計結果顯示，ATT為8.9540，且在1%的顯著性水平上顯著，說明與沒有種植獼猴桃的農戶相比，種植獼猴桃農戶的產業收益要高8.95%。

（3）門檻效應估計結果顯示，單一門檻F統計量為24.0570，且在1%的顯著性水平上顯著。當經營規模小于門檻值1.13hm2時，種植獼猴桃的估計系數為8.5907；當經營規模大于門檻值1.13hm2時，種植獼猴桃的估計系數為9.1811。說明獼猴桃產業富民效應存在異質性，經營規模越過門檻值1.13hm2時，獼猴桃產業的富民效應更加顯著。

6.2討論

在借鑒已有文獻研究的基礎上，本文通過理論和實證相結合的方式，檢驗了湘西土家族苗族自治州獼猴桃產業對農民增收的影響，并使用PSM法處理潛在的內生問題，以及使用門檻模型估計得出了不同規模經營下獼猴桃產業增收的門檻值，得出的大部分結論與已有研究基本一致，針對該地區獼猴桃產業富民效應評估進行專題研究，是對已有研究的拓展和補充。

本文檢驗了獼猴桃產業對農民增收的直接效應，結果表明無論是僅有控制核心解釋變量，還是加入其他控制變量，種植獼猴桃的估計系數均為正數，且在1%的顯著性水平上顯著。說明農戶種植獼猴桃能夠顯著增加收入，即獼猴桃產業的富民效應顯著，獼猴桃特色產業發展對于湘西地區的富民效應顯著。這與李偉等（2022）、譚明交等（2024）的研究結論類似。可能的原因在于：黨的十九大報告提出鄉村振興戰略后，湘西州各縣（市）不斷為湘西州獼猴桃產業提供各種支持類政策。同時，湘西州獼猴桃產業作為中國國家地理標志產品，特色產業的品牌效應對于增加農戶收入作用明顯（何奇峰，2023）。

本文進一步探討了獼猴桃產業對農民增收的門檻效應，并得出當經營規模達到1.13hm2以上時，獼猴桃產業對農民收入增加的影響更為顯著，即獼猴桃產業富民效應的門檻值為1.13hm2。該研究結論與高名姿等（2022）和呂杰等（2024）的結論有所區別。原因可能在于，樣本范圍和農產品種類有所區別，導致經營規模有所不同。在實際調研過程中，湘西土家族苗族自治州的獼猴桃產業大多以家庭經營為主，1.13hm2的門檻值與當地實際情況較為符合。

雖然本文對已有研究進行了一定的拓展，但仍有2個方面需要深入研究：（1）對于民族地區特色農業產業有一定政府政策支持力度，但并未剝離政策補貼對農民增收的影響，因此未來的研究需要考慮政策補貼的效果，以更為準確識別特色農業產業的增收效果。（2）僅檢驗了補貼規模經營下特色農業產業增收的門檻效應，并未進行更多的異質性探討，因此未來需要進一步探討在不同條件下特色產業的增收效果，以期得出更為豐富的研究結論。

6.3政策啟示

結合研究結論，為了進一步發揮特色農業產業優勢，在促進共同富裕、推動鄉村振興中貢獻特色產業的更大貢獻，提出3點政策啟示。

（1）完善民族地區特色產業振興政策。以提升特色產業、特別是通過幫扶發展起來的脫貧致富產業發展路徑。在鄉村振興背景下，農村特色產業發展前景廣闊，應依托鄉村現有山地特色農業優勢資源，做強具有民族地區資源稟賦特性的“土特產”“鄉字號”文章，夯實產業發展基礎，提升特色產業綜合效益，讓農民更多分享產業增值收益。

（2）做好特色農產品生產加工及銷售平臺搭建工作。通過積極搭建營銷平臺，延伸產品生產加工鏈條，創新農產品產銷對接機制，推動農產品直銷。加快實施“互聯網+”農產品出村進城工程，推進民族地區農產品網上推介、洽談和交易，拓寬產品銷售渠道。

（3）加強和完善規模經營補貼措施。推動新增直接補貼轉向職業農民、家庭農場等真正的農業經營主體，提高直接補貼的政策績效。通過規模經營補貼調動廣大群眾的積極性，激發群眾的內生動力，從而推動民族地區特色農業產業的規模經營，進而形成當地特色農業品牌，提高農產品附加值。

參考文獻

陳超，孔月，徐磊.區域公共品牌、標準化生產對果農經營收入的影響——基于冀、蘇、贛三省771戶果農的實證檢驗[J].農林經濟管理學報， 2021， 20（5）：569-577.

陳傳波，高輝，王芳，等.四川涉藏地區科技幫扶助力鄉村振興對策研究[J].軟科學， 2022， 36（2）：95-103.

陳明.后脫貧時代鄉村旅游扶貧及其鞏固脫貧成果的潛在優勢研究[J].湖湘論壇， 2020， 33（6）：125-133.

陳守東，顧天翊.益貧目標約束下我國扶貧產業發展的地區經濟效率測度——基于隨機前沿模型的實證分析[J].云南財經大學學報， 2019， 35（12）：94-104.

陳錫文.當前農業農村的若干重要問題[J].中國農村經濟， 2023（8）：2-17.

陳志峰，張偉利，嚴小燕，等.福建省縣域茶葉產業競爭力分析與優化布局[J].經濟地理， 2017， 37（12）：145-152.

程國強，鄧秀新.新階段鞏固拓展脫貧攻堅成果面臨的挑戰與政策建議[J].中國工程科學， 2021， 23（5）：148-156.

丁永潮，施海波，呂開宇.多維視角下村級精準扶貧成效穩定性研究——基于陜甘云貴四省129村的評估[J].農業經濟， 2021（7）：69-71.

董亞寧，顧蕓，楊開忠.農產品品牌、市場一體化與農業收入增長[J].首都經濟貿易大學學報， 2021， 23（1）：70-80.

高名姿，孫瑋，曹蕾.農業機械化、規模經營與農民增收——基于江蘇省種植類家庭農場的抽樣調查證據[J].中國農機化學報， 2022， 43（12）：206-214， 220.

谷麗莉，廖和平，王剛，等.縣域農業產業效率時空演化分析——以重慶市彭水縣為例[J].西南大學學報（自然科學版）， 2021， 43（6）：10-17.

顧寧，劉洋.產業扶貧降低了貧困農戶的脆弱性嗎[J].農業技術經濟， 2021（7）：92-102.

郭俊華，王陽.脫貧攻堅同鄉村振興的耦合協同關系研究——以秦巴山區為例[J].西北民族大學學報（哲學社會科學版）， 2022（1）：117-129.

韓振興，劉宗志，常向陽.山西省特色農業產業集群集中度和競爭力分析——以運城蘋果、朔州羊肉、晉城大豆為例[J].中國農業資源與區劃， 2018， 39（11）：94-104.

何奇峰.誰在務農：特色農業發展中的農民視角[J].社會發展研究， 2023， 10（1）：207-224， 246.

賀小剛，陳元，閆靜波，等.破壞性勢力對農民收入的影響——來自中國千村調研的數據[J].農業技術經濟， 2022（11）：34-52.

李大壘.農地規模經營對地理標志農業發展的影響研究——基于陜西省和山東省6個縣的調查[J].中國土地科學， 2022， 36（1）：78-87.

李輝婕，胡偵，肖萍，等.政府主導下的農村地區產業扶貧實踐與路徑優化——基于江西省N村產業扶貧現狀的考察[J].農林經濟管理學報， 2018， 17（2）：235-244.

李偉，甘宇.特色農業能富裕農民嗎？——基于中藥材種植、中醫藥振興與農民增收關系的視角[J].農村經濟， 2022（11）：134-143.

李雪，韓一軍，王允.糧食主產區農民收入影響因素分析——基于冀魯豫農戶調研數據的實證分析[J].華東經濟管理， 2019， 33（10）：92-100.

李玉山，陸遠權.產業扶貧政策能降低脫貧農戶生計脆弱性嗎？——政策效應評估與作用機制分析[J].財政研究， 2020（5）：63-77.

李中.農村土地流轉與農民收入——基于湖南邵陽市跟蹤調研數據的研究[J].經濟地理， 2013， 33（5）：144-149.

梁棟，吳惠芳.農業產業扶貧的實踐困境、內在機理與可行路徑——基于江西林鎮及所轄李村的調查[J].南京農業大學學報（社會科學版）， 2019， 19（1）：49-57， 164-165.

梁盛凱，陳池波.鄉村產業振興與農民共同富裕：理論線索與經驗證據[J].農村經濟， 2024（1）：82-92.

林芳，陳文相.后扶貧時代農村金融助力鞏固脫貧成果的障礙與出路[J].農業經濟， 2021（3）：76-78.

劉慧，楊波，朱寧，等.民族地區鞏固和擴大脫貧攻堅成果的影響因素分析——基于內蒙古自治區興安盟12個貧困嘎查（村）、209個貧困戶的調查數據[J].中國農業資源與區劃， 2020， 41（12）：84-91.

劉楊.農村產業扶貧的實踐機制與優化路徑——政策生態的視角[J].人文雜志， 2020（10）：109-117.

盧宇.特色農業產業發展與農業補貼政策——以遼寧為例[J].地方財政研究， 2019（3）：94-98.

羅光強，姚旭兵.糧食生產規模與效率的門檻效應及其區域差異[J].農業技術經濟， 2019（10）：92-101.

呂杰，徐霞，尹冠球.農戶雙規模經營如何提高種糧收入？ [J].干旱區資源與環境， 2024， 38（2）：96-103.

呂開宇，施海波，李蕓，等.新中國70年產業扶貧政策：演變路徑、經驗教訓及前景展望[J].農業經濟問題， 2020（2）：23-30.

馬少春，李萍.中國特色現代農業產業組織創新：理論邏輯與實踐路向[J].財經科學， 2023（9）：46-61.

馬太超.推動共同富裕的關鍵、重點領域與現實挑戰——首屆海峽兩岸鄉村振興與共同富裕論壇暨兩岸鄉村振興與“三茶”成果展會議綜述[J].中國農村經濟， 2023（10）：175-184.

尼瑪次仁，吳春寶.西藏農牧業特色產業精準幫扶模式探析——以拉薩凈土健康產業為例[J].西藏大學學報（社會科學版）， 2016， 31（4）：155-163.

任玉霜，王禹杰.東部6省特色農業產業集聚度分析[J].中國農業資源與區劃， 2021， 42（7）：158-164.

史瓊，吳家琪，吳滔.遵義市辣椒產業集群發展現狀、路徑與經驗[J].北方園藝， 2022（3）：131-137.

譚明交，朱洋洋.產業幫扶政策的富民效應及提升路徑——以湘西州獼猴桃產業為例[J].湖北民族大學學報（哲學社會科學版）， 2024， 42（1）：123-133.

童洪志.扶貧政策影響下農戶特色產業規模經營決策研究[J].經濟與管理， 2019， 33（5）：27-35.

王靜，方冰雪，羅先文.鄉規民約促進脫貧成果鞏固的機制研究——基于重慶市巫溪縣實踐的透視[J].農業經濟問題， 2022（2）： 85-96.

王士海，李先德.經營規模大的農戶更傾向于傳播新技術嗎[J].農業技術經濟， 2017（4）：76-82.

王軼，劉蕾.從“效率”到“公平”：鄉村產業振興與農民共同富裕[J].中國農村觀察， 2023（2）：144-164.

武麗娟，徐璋勇.支農貸款影響農戶收入增長的路徑分析——基于2126戶調研的微觀數據[J].西北農林科技大學學報（社會科學版）， 2016， 16（6）：94-104.

謝盈盈，楊虹.職業教育與區域產業協同扶貧的必要性、機理與路徑[J].教育與職業， 2020（11）：12-19.

熊長江，趙向豪，姚娟.邊境貧困縣特色產業扶貧的經濟效應研究——以阿合奇縣沙棘產業為例[J].中國農業資源與區劃， 2019， 40（11）：243-249.

徐敏.貧困地區職業教育與扶貧產業的脫節問題及解決路徑[J].教育理論與實踐， 2019， 39（33）：20-22.

許漢澤，徐明強.再造新集體經濟：從“產業扶貧”到“產業興旺”的路徑探索——對H縣“三個一”產業扶貧模式的考察[J].南京農業大學學報（社會科學版）， 2020， 20（4）：78-90.

許偉.鄉村特色產業對農民收入的影響[J].華南農業大學學報（社會科學版）， 2023， 22（5）：38-52.

楊柳.遼寧特色農業發展中存在的問題及對策[J].農業經濟， 2022（1）：18-19.

楊亞東，羅其友，倫閏琪，等.鄉村優勢特色產業發展動力機制研究——基于系統分析的視角[J].農業經濟問題， 2020（12）：61-73.

張宜紅.集中連片特困地區農戶對生態補償扶貧的滿意度及其影響因素研究——基于羅霄山片區3縣的調研[J].生態經濟， 2021， 37（12）：128-134， 169.

翟軍亮，吳春梅.農村貧困治理的范式轉型與未來路徑——兼議產業精準扶貧的推進路徑[J].西北農林科技大學學報（社會科學版）， 2019， 19（4）：44-51.

鄭家喜，衛增，尤慶南，等.發展特色農業產業壯大新型農村集體經濟的理論邏輯、實踐樣態以及優化路徑：以新疆為例[J].華中農業大學學報， 2023， 42（5）：269-281.

鄭瑞強，郭如良.“雙循環”格局下脫貧攻堅與鄉村振興有效銜接的進路研究[J].華中農業大學學報（社會科學版）， 2021（3）：19-29， 183.

周旺妮，張榆琴，李學坤.農村產業融合對農民收入的空間效應分析[J].統計與決策， 2022， 38（19）：61-64.

周伍陽.生態振興：民族地區鞏固拓展脫貧攻堅成果的綠色路徑[J].云南民族大學學報（哲學社會科學版）， 2021， 38（5）：72-77.

周陽.旅游產業扶貧的精準聚焦路徑與實踐[J].社會科學家， 2020（11）：50-55.

Hansen B E. Sample splitting and threshold estimation [J]. Econometrica， 2000， 68（3）：575-603.

Leng G， Feng X， Qiu H. Income effects of poverty alleviation relocation program on rural farmers in China [J]. Journal of Integrative Agriculture， 2021， 20（4）：891-904.

Li S， Dong Y， Zhang L， et al. Off-farm employment and poverty alleviation in rural China [J]. Journal of Integrative Agriculture， 2021， 20（4）：943-952.

Liu M， Feng X， Wang S， et al. China’s poverty alleviation over the last 40 years： Successes and challenges [J]. Australian Journal of Agricultural and Resource Economics， 2020， 64（1）：209-228.

Liu M， Feng X， Wang S， et al. Does poverty-alleviation-based industry development improve farmers’ livelihood capital？ [J]. Journal of Integrative Agriculture， 2021， 20（4）：915-926.

Maulu S， Hasimuna O J， Mutale B， et al. Enhancing the role of rural agricultural extension programs in poverty alleviation： A review[J]. Cogent Food Agriculture， 2021， 7（1）：1886663.

Rosenbaum P R， Rubin D B. Assessing sensitivity to an unobserved binary covariate in an observational study with binary outcome[J]. Journal of the Royal Statistical Society： Series B （Methodological）， 1983， 45（2）：212-218.

Su F， Song N， Ma N， et al. An assessment of poverty alleviation measures and sustainable livelihood capability of farm households in rural China： a sustainable livelihood approach [J]. Agriculture， 2021， 11（12）：1230.

Yang Y， de Sherbinin A， Liu Y. China’s poverty alleviation resettlement：Progress， problems and solutions [J]. Habitat International， 2020， 98：102135.

（責任編輯韓杏容）