農村產業融合與農民共同富裕

摘要：在共同富裕目標下，基于政治經濟學分析框架，厘清產業融合影響農民增收的理論機制，進而以田園綜合體建設試點政策表征農村產業融合，構造準自然實驗，并以中國1 240個縣域為樣本進行實證分析。研究發現：（1）田園綜合體試點地區的低收入群體顯著增收且農民收入差距明顯縮小，證明農村產業融合能帶動低收入群體增收，進而促進共同富裕;（2）低收入群體的就業結構優化是農村產業融合產生共同富裕效應的主渠道;（3）農旅融合較農工融合對農民共同富裕的促進作用更強，不同群體收入水平在政策沖擊后的變化也印證了這一點;（4）農村產業融合的農民共同富裕效應存在產業融合基礎異質性：前期產業融合基礎較弱的縣域，在推進產業融合促進共同富裕方面表現出更強后發優勢;強行政資源支持會增強農村產業融合的共同富裕提升效應。因此，應加大力度支持農旅融合型試點建設，優化低收入群體就業結構，依據區位與農民收入實際，選擇性設立田園綜合體試點，利用政策扶持推進產業融合。

關鍵詞：農村產業融合;農民共同富裕;收入分配;田園綜合體;就業結構優化;農旅融合;農工融合

文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2024（04）-0124-15

一、問題提出

中國脫貧攻堅戰取得全面勝利后，農村居民擺脫了絕對貧困束縛，但依然存在嚴重的相對貧困問題。統計數據顯示，在5等份收入分組中，2022年末中國農村低收入組和高收入組間的收入比值為1∶9.16，但城市僅為1∶6.31①，且研究也表明，中國農村收入差距在勞動力流動等作用下逐步擴大并超過城市[1]?？s小農村區域與群體的收入差距，促進農民共同富裕，成為實現全體人民共同富裕的應有之義和重點任務。那么，如何縮小農村收入差距、促進農民共同富裕呢？ 回答這一問題，對補齊農民共富短板、促進共同富裕取得實質性進展具有重要價值。

1955年庫茲涅茨就對收入分配問題進行了研究，認為經濟增長與收入分配間存在倒U型關系，之后，學界對收入分配問題進行了大量研究，并重點剖析了收入差距的成因。其中，Linder等[2]驗證并批駁了“現代經濟增長會加劇不平等”的觀點，而Allen[3]提出的“恩格斯停滯”卻認為技術變革雖能推動經濟增長與生產率提升，但加劇了收入不平等，形成分配的馬太效應，致使能促進經濟增長的生產資料變動、生產技術變革等因素是否能兼顧“效率”與“公平”成為學界持續辯駁的焦點。在鄉村振興戰略背景下，學者們越來越重視從生產資料變動、生產技術變革等多個角度去分析農村收入差距問題[4]，也有學者提出制度與政策仍是農村收入差距擴大的重要成因[5]，而其中產業融合政策具有重要價值。原因在于，農村產業融合伴隨著農業生產資料配置結構變動、勞動力流動方向轉變以及農業技術變革，這都將作用于農村收入差距。習近平總書記強調：“要依托農業農村特色資源，向開發農業多種功能、挖掘鄉村多元價值要效益，向一二三產業融合發展要效益?！蹦敲矗殡S著生產資料變動與技術變革的農村產業融合，是將遵循“恩格斯停滯”形成分配的馬太效應，還是會促進不同農民群體共享產業振興成果、實現共同富裕目標呢？ 對這一問題的回答既能貫徹習近平總書記提出的“向一二三產業融合發展要效益”的重要指示，也能為以產業融合為切入點的共同富裕實現路徑構建提供理論依據。

直接研究農村產業融合和農民收入差距的文獻較少，相關研究主要集中在對以下幾個問題的討論。一是籠統分析農村產業融合的組織架構與影響農民增收的間接價值。農村產業融合的主體是農民及相關的生產經營組織，要素是土地、勞動力、資本、技術、信息等，而農民和生產經營組織連接起來，將會增強這兩個主體的共同利益[6]。農業產業聯合組織和農業產業化是農村產業融合的重要形式，其參與生產將能提升農業生產效率，增加農業生產收入[7]。二是分析農村產業融合影響農民收入的機制與效應，推斷其對城鄉收入差距的作用。學者們大多通過構建宏觀指標對農村產業融合水平進行測度，并利用省域數據實證檢驗農村產業融合的增收效應[8]，認為農村產業融合引致的農業多功能發揮與農業服務業發展，拓寬了農民收入來源渠道、優化了增值收益分配，進而促進了農民增收，縮小了城鄉收入差距[9]。三是關注某種產業融合參與主體或形式變化的增收效應分析。在參與主體方面，趙雪等[10]提出新型農業經營主體參與產業融合，總體上能促進農村增收，但其中家庭農場或學歷較低的參與者卻很難從中獲利;齊文浩等[11]提出參與農村產業融合的農戶收入顯著提升，且縮小了高收入組與低收入組間差距。在融合形式方面，學者們重點研究了農旅融合的增收效應，認為雖然鄉村旅游能給農民帶來非農收入，也能增加當地農產品銷售量[12]，但酒店、經銷社、合作社等中介網絡組織卻很少代表低收入群體的利益，不能實現低收入群體增收目標[13]。

綜上，以往文獻間接考證了農村產業融合在促進農民共享產業發展成果、實現共同富裕方面的價值，但結論莫衷一是。一是多從宏觀層面構建指標測度農村產業融合，并利用省域數據進行實證檢驗，致使檢驗結果僅能呈現對城鄉收入差距的影響效應，無法判斷其對農村內部收入差距的作用，且不能解決變量間相關性造成的內生性問題;二是重在分析農村產業融合的組織機制或對農民整體增收的影響機制，缺乏在不同收入群體劃分下的理論機制分析，致使農村產業融合是否能促進農民共同富裕的研究結論存在分歧;三是將農村產業融合較為片面地定義為農業與旅游業融合，缺乏對其他融合形式增收效應的考量，且忽視了農村產業融合中產業幫扶政策的積極作用，致使研究結論難以指導政策實踐。

本文在以往文獻研究基礎上重點進行以下探索。第一，考慮制度與政策對產業融合的作用，利用田園綜合體建設試點政策（以下簡稱“綜試點”）構造準自然實驗，突破以往僅關注農業與旅游業融合發展效應的局限，同時，考察產業融合政策效應，為鄉村振興進程中“有為政府”建設尋找理論依據。第二，將農村居民劃分為高、中、低三個不同收入群體，分別探討產業融合對不同收入群體增收的影響機制與效應，試圖論證在中國農村依靠產業融合實現技術變革、促進經濟增長的效率變動中，是否會對公平產生制約作用，進而回應“現代經濟增長必然加劇收入不平等”的理論觀點。第三，利用縣域數據進行樣本分析，為中國縣域依靠產業融合、推進鄉村振興、實現富縣強民的政策設計提供理論依據。

二、政策背景與理論機制

（一）政策背景

綜試點設想最初源于2012年無錫市陽山鎮“田園東方”項目的落地實踐，其目的在于通過農村產業融合，促進農業增效、農民增收、農村增綠。2017年6月，財政部下發《關于開展田園綜合體建設試點政策的通知》，文件中指出圍繞有基礎、有優勢、有特色、有規模、有潛力的鄉村和產業，確定綜試點區位。在試點建設內容中明確提出，遵循農村發展規律以及市場經濟的發展規律，實現農村生產生活生態“三生同步”、一二三產業“三產融合”、農業文化旅游“三位一體”的建設目標，在試點立項條件上要求試點地區具有突出農業為基礎的產業融合、輻射帶動等主體功能，且特色優勢產業基礎較好，有助于農業產業鏈延伸。截至2020年，全國共選取了24個國家級綜試點。在國家級綜試點建設基礎上，《關于開展田園綜合體建設試點政策的通知》中還指出鼓勵有條件的省份試點建設省級綜試點。截至2020年，全國共有11個省份140個縣域試點建設省級綜試點，各綜試點分布與建設時間如表1所示。

（二）理論機制

馬克思認為生產決定分配，他提出：“分配本身是生產的產物，不僅就對象說是如此，而且就形式說也是如此。就對象說，能分配的只是生產的成果，就形式說，參與生產的一定方式決定分配的特殊形式，也決定參與分配的形式?！盵14]綜試點建設過程中“充分應用現代信息技術與農業生產集成融合的新成果”“通過土地流轉、股份合作、代耕代種、土地托管等方式促進農業適度規模經營，優化農業生產經營體系”等措施①，必然帶來農村生產力與生產關系變革，從而影響農民收益，改變農村收入分配結構。具體來看，綜試點影響農村收入不平等的理論機制如圖1所示。

1.生產力效應分析

馬克思的擴大再生產理論強調，擴大再生產包括內涵型擴大再生產與外延型擴大再生產兩類。其中，外延型擴大再生產通過增加要素投入、創建新的工廠或擴大生產場所等提高產值產量，而內涵型擴大再生產強調通過技術進步提高勞動生產率，增加產值產量。綜試點運行體現了農村第一、二、三產業融合過程，使原有的小農生產模式被機械化替代，傳統的農業生產技術被注入工業化管理模式、技術手段等，實現了農業內涵型擴大再生產，通過技術進步改變了原有農產品生產要素構成與質量，提高了農業生產率，增加了從事簡單農業生產的農戶勞動收入份額。劉清春等[15]也證明了農業技術進步能促使農戶增收，進而縮小農村居民收入差距。為分析這一內在影響機制，本文構建以下分析模型：

假定高收入群體人口總量為lH ，中等收入群體人口總量為lM ，低收入群體人口總量為lL ，所對應的工資率分別為γH 、γM 和γL ;借鑒徐春華等[16-17]的做法，將馬克思采用的兩大部類擴展為三大部類，將生產簡單生產資料與消費品的部門劃分為第一部類、將生產較復雜的生產資料與消費品部門劃分為第二部類，將復雜程度更高的服務與知識生產部門劃分為第三部類;農村勞動力間基本同質。

由于不同部類生產的復雜程度不同，三大部類的工資率存在差異，當工資僅滿足勞動者購買生活資料αL 、αM 和αH 以及支付自身技能提升培訓費用βL 、βM 和βH 時，三大部類的工資率可表示如下：

γL =αLτi +βL （1）

γM =αMτi +βM （2）

γH =αHτi +βH （3）

由于不同部類的復雜程度存在差異，故在第三部類從業的勞動者所需要付出的技能培訓費用更高[14]，因此有βH >βM >βL ;且由于不同部類復雜程度不同，當初始水平下各部類的單位勞動力為τi時，αL 、αM 和αH 也代表了三大部類各自的勞動生產率，故在初始狀態下存在αH >αM >αL 的生產率產出關系，根據式（1）～（3）可知γH >γM >γL ，即因長期的工資率差異，導致低收入群體主要從事第一部類生產、中等收入群體主要從事第二部類生產、高收入群體主要從事第三部類生產。圖2中Oτ1 代表第一部類初始勞動力需求量，τ1τ2 代表第二部類初始勞動力需求量，τ2τ3 代表第三部類初始勞動力需求量。

綜試點建設以促進產業融合為目標，使第三部類的生產技術融入第一、二部類中，提升第一、二部類的技術水平，直接平衡三大部類間收入差異，同時也可能使技術資本替代勞動力，致使第一、二部類的勞動工資下降，導致第一、二部類勞動需求量變化，如圖3所示。第一部類的勞動力需求量由Oτ1 減少到Oτ1'、第二部類的勞動需求量由τ1τ2減少到τ'2τ'3，相應地，γL 曲線向下移動到γL'的位置，且γM 曲線向下移動到γM' 的位置，此時，第一部類與第二部類集中的勞動力被迫向第三部類轉移，在不考慮技能培訓成本的情況下，第三部類就業供給量上升，提升了第一、二部類轉出的勞動力收入。當考慮技能成本時，由于部類越高、勞動越復雜，且存在βH >βM >βL ，故為適應崗位需求，第一部類的勞動力需支付高于第二部類技能培訓成本，但由于中等收入群體的初始工資率高于低收入群體，且在促進產業融合的相關政策中包含多項針對低收入群體的免費技能培訓，從而彌補了低收入群體轉向第三部類的技能成本，有利于低收入群體通過就業提升收入水平。

2.生產關系效應分析

在農村產業融合進程中，為適應生產力發展，以往的生產關系發生變革，引致勞動收入分配變動。一是綜試點伴隨著農業產業化發展，土地這一生產資料的承包權與經營權分離，引致農戶收入分配關系變動。綜試點要求農業產業融合發展，不斷延長農業產業鏈，迫使單個農戶占有的土地資料向少數大戶、家庭農場、合作社或龍頭企業等新型農業經營主體流轉、集中，從而產生兩種變化。一方面，僅保留承包權的單個農戶將積累大量剩余勞動時間;另一方面，生產資料大規模集中下，第二、三產業技術更易融入農業生產過程中，使農戶以家庭為單位的勞動力再生產過程與城市現代部門就業的勞動過程在空間上不再分離。這兩種變化共同促使單個農戶將剩余勞動時間在本區域內轉化為有效生產力，既能通過土地租金緩解與外出務工人員的收入差距，也可通過剩余勞動時間使用彌補收入不足[11]。此外，綜試點建設中，農業相關的制造業與服務業發展倒逼原有農業技術改進，延伸農產品價值鏈，使三次產業間資本有機構成與勞動生產率不斷趨近，在農村形成以滿足外部需求為主的產業協同關系，從而更加合理地配置各產業就業人員，使社會必要勞動時間在組織內各部門均衡配置，平滑三次產業中從業農戶的收入差距。二是綜試點要求以農村集體組織、農民合作社為主要載體，這將使農村內部形成連接緊密的利潤鏈，改變農產品交換與利潤分配關系。農村集體組織和合作社發展過程中，將重構原有的鄉村社會資本，將從事農業、工業與服務業的農戶重新組織，形成利益共同體，將以往割裂開的生產、交換關系內化為組織內部行動，既通過組織協同治理、轉移支付，平衡農戶間收入差距，又通過農業合作組織風險共擔機制，規避“谷賤傷農”問題，提高農業生產主體的生產活力，增加農業生產收入，平衡其與其他主體間收入差距。

綜上，本文提出以下假設：綜試點將對不同農民群體產生異質性增收效應，增加低收入群體收入，平衡農村不同群體間收入差距。

三、研究設計

（一）模型設定

為檢驗農村產業融合的農民共富效應，使用綜試點構造準自然實驗。由于綜試點為分批實施，而傳統雙重差分（DID）分析方法僅能評估政策在單一時間的實施效果，故構造多期DID模型，估計農村產業融合對農民收入差距和不同群體收入的影響效應。

indit =β0+β1pasi ×aftt +ΣmβmXit +ui +λt +εit （4）

incit =β2+β3pasi ×aftt +ΣmβmXit +ui +λt +εit （5）

其中，i 代表縣級市，t 代表年份，indit 表示i縣域t 年的農民收入差距水平，incit 表示 i縣域t 年的農戶收入水平;pasi 表示綜試點的虛擬變量，如果某縣設立了綜試點，則pasi 取值為1，反之，取值為0;aftt 為政策實施時間虛擬變量，若果t 年起該縣域設立了綜試點，則aftt=1，反之，aftt=0。β0、β2 為截距項，β1、β3 為政策效應估計參數;Xit 代表一系列控制變量;ui 代表個體效應;λt 代表時間效應;εit 為隨機擾動項。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

本文研究目標在于回答農村產業融合能否促進農民共同富裕，故被解釋變量用以表征農民收入差距。在此，使用以下兩種方式進行測度。一是借鑒Bird等[18]的研究，構建以農村居民人均可支配收入為基礎的修正加權變異系數進行測度。

其中，indwi 代表農村收入差距指數，inci 和incj 分別代表第i和j 個縣農村人均可支配收入;incw代表全國各縣農村人均可支配收入的加權平均值;pi 和pj 代表第i和j 個縣的農村總人口數;P 代表全國農村總人口數，該指數越大表示農民收入差距越大，若估計結果顯著為負向，則表明農民收入差距被縮小，即能促進農民共同富裕。

二是借鑒程名望等[5]的研究，根據農民可支配收入水平，取0.25、0.75兩個分位點，從低到高將收入水平處于0.25分位點以下的劃分為低收入群體、處于0.25～0.75分位點的劃分為中等收入群體、處于0.75分位點以上的劃分為高收入群體，進而檢驗農村產業融合對不同收入群體收入的影響效應，用以探析農村產業融合的收入分配調節作用來源。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為農村產業融合。以往對產業融合進行測度的文獻集中在以下幾方面。一是使用線性回歸、相關系數等測度產業間關聯程度[19]，表征產業融合，但該方法難以反映產業融合程度和過程。二是采用赫芬達爾系數、相關系數優勢指數、專利系數分析法等近似測度產業融合程度[20]，但該方法需要對行業分類，易出現系統性錯誤。三是利用投入產出法或社會網絡分析法分析產業間的緊密聯系程度[21]，但該方法更有利于測度制造業產業融合水平，在農業產業融合測度中難以實現，且從農業產值、農業發展、機械化程度等多維指標構造測度體系，很可能因變量相關性造成內生性問題，也無法反映產業融合的過程與特征。鑒于此，本文以綜試點表征農村產業融合。

為證明綜試點建設能代表農村產業融合，借鑒陳學云等[22]的測度方法，構建系統耦合模型，從產業綜合協調度與產業耦合度兩個層面對農村產業融合程度進行測度，并根據測算結果繪制綜試點與非試點地區的產業融合程度變動趨勢（見圖4）。

其中，D 為農村產業融合度;C 為綜合協調度;T 為產業耦合度。M'i 表示第i 產業發展指數，Mi 為縣級地區第i 產業產值，其中i 的取值范圍是1、2、3。e、f、g 分別是第一、二、三產業的待定系數，表示其在產業融合過程中的重要性。在此，基于整體性觀點，本文認為各產業對于產業融合的重要程度是相等的，因此e=f =g =1/3。

樣本考察期內，綜試點地區的產業融合平均水平顯著高于非試點地區，證明綜6b7b6f8233b735ad2a773c123cb279518475e3ffd985109f5ff7fb1f4681c798試點地區在選取時確實考慮了當地的產業融合水平和潛力，因此，綜試點能夠表征農村產業融合水平。

3.控制變量

影響農戶收入增長的因素較為復雜，為避免遺漏變量導致估計結果偏誤，考慮到農戶可支配收入主要來源于家庭經營收入、工資性收入、轉移支付收入與財產性收入等，同時兼顧縣域統計數據指標口徑，選擇土地面積、農用機械化水平、糧食生產產量、金融發展狀況、人力資本以及財政收入水平等6個變量作為控制變量。

（三）數據說明與描述性統計

由于綜試點起初設立時間為2017年，為精準構造準自然實驗，選取2017年前三年和后三年的數據樣本，即2014—2020年中國1 240個縣域的面板數據進行分析，在數據可得性的限制下，最終選取出93個處理組。其中，國家級綜試點處理組18個，省級綜試點75個。綜試點相關政策信息由筆者手工在各地方政府網站檢索得到。為保障信息準確可靠，通過與各地方政府農業農村廳和財政廳溝通最終確認，并在數據處理時考慮政策實施可能存在時滯，把綜試點設立時間在當年6月30日之前定為當年，在6月30日之后定為下一年;其余縣域數據來源于《中國縣域統計年鑒》、各省份統計年鑒或各地方政府網站，存在缺失值時采用線性插值法補全。中國家庭追蹤調查（CFPS）數據來自北京大學和國家自然科學基金資助，北京大學中國社會科學調查中心執行的中國家庭追蹤調查。為消除數據量綱造成的估計結果偏誤，對所有原始數據進行標準化處理。各原始數據的描述性統計結果如表2所示。

四、實證分析及穩健性檢驗

（一）基準回歸結果

本文使用多期DID模型，估計以綜試點為代表的農村產業融合政策對農民收入差距的影響效應，結果如表3所示。第（1）列的結果顯示，綜試點的農民收入差距顯著縮小，證明農村產業融合總體能起到調節收入分配、促進農民共同富裕的積極作用。此外，第（2）～（4）列的估計結果表明，綜試點的低收入群體收入水平顯著提升，但中、高收入群體的收入水平無顯著變化。借鑒程名望等[5]的研究并結合第（1）列結果可知，綜試點設立有利于低收入群體在農村產業融合發展過程中提高收入，進而調節不同農民群體的收入分配結構，促進農民共同富裕。這一結論證明了本文的理論假設，即以綜試點為代表的農村產業融合政策對農民收入的共富效應確實存在。

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢與動態效應檢驗

為排除其他隨機因素干擾，同時檢驗綜試點政策的動態效應，采用事件研究法進行分析。

其中，αm 代表估計系數，它能反映綜試點與非試點在時間趨勢上的差異。pasit 為綜試點第t 年的虛擬變量，α0 是截距項。本文將t的取值設定為[-3，3]，將t≤ -3全部定義為t=-3，并將t=-1設定為基準期，將t ≥3全部定義為t=3，估計結果如圖5所示。在政策實施前所有的估計系數不顯著且接近0，證明兩組樣本的處理組與對照組存在共同趨勢，使用雙重差分模型較為科學;在政策實施后，圖5（a）中對收入不平等的影響作用為負向，且系數絕對值總體呈擴大趨勢，顯著性也逐漸增加，證明綜試點政策對緩解收入不平等的作用隨時間不斷增強;圖5（b）中對低收入群體增收的估計系數在政策實施后也不斷擴大，同樣也證明綜試點政策在促進低收入群體增收方面具有可持續性。

2.安慰劑檢驗

為避免分組差異干擾估計結果，通過1 000次隨機設定處理組與對照組，分別對總體樣本和低收入群體樣本進行安慰劑檢驗，得到1 000個回歸系數，其系數分布的核密度如圖6所示。圖中直線為基準估計系數，隨機分組的系數絕對值均小于真實值絕對值，由此證明基準回歸結果穩健，即綜試點的共富效應并未因分組差異導致估計結果變化。

3.構造匹配樣本檢驗

為避免估計樣本存在自選擇問題，提高處理組與對照組匹配度，使用傾向值匹配（KPSM-DID）估計。在此，協變量選用經濟發展水平（人均GDP）、產業融合度、人力資本水平、農業機械化水平、土地規模、融資能力等。在核匹配后，其樣本的核密度估計結果如圖7所示，可見，對照組與處理組在匹配后具有較高的重合度。此外，匹配后的樣本估計結果（見表5）和匹配前基本一致，證明本文基準回歸結果穩健。

4.剔除其他政策干擾

經過對樣本期縣域可能作用于農民收入差距的其他政策進行梳理，同時參考黃杏子等[23-24]的研究，本文認為精準扶貧政策、扶貧改革試驗區、休閑旅游示范區等政策試點均可能對估計結果產生干擾，故剔除了以上三種政策試點地區①后進行再估計。估計結果顯示，綜試點的農民收入差距顯著縮小，且低收入群體增收效應顯著，證明基準回歸結論并未受到其他政策干擾，估計結果穩健。

5.更換數據及被解釋變量測算方法的穩健性檢驗

為避免本文所選取的縣域研究對象間存在較強的異質性，以及使用變異系數法測算收入差距無法精準刻畫農民個體間收入差異，導致估計結果偏誤。在此，選擇2016、2018和2020年三期CFPS數據③與縣域宏觀數據進行匹配，并借鑒單德朋等[25]的做法，使用收入距的測度方式④計算微觀層面農民個體間收入差距，以此代替基準回歸的被解釋變量。具體測度指標使用 CFPS數據庫中的農村居民家庭人均收入，在估計時，為避免微觀層面的個體差異，僅保留了農村居民的樣本數據，同時控制了包含個體人口學信息的相關變量，包括受訪者個體的年齡、性別、婚姻狀態、工作情況、健康水平以及學歷水平等?；貧w結果顯示：在更換了數據以及被解釋變量的測算方法之后，回歸結果與基準回歸基本一致，由此進一步證明本文基本結論的穩健性。

6.構造三重差分模型檢驗

為進一步驗證綜試點的農民共富效應源于政策對各收入群體的異質性增收作用，分別對高、中、低收入群體賦值0、1、2，即數值越大則收入水平越低，形成一組表示收入水平的虛擬變量，進而利用三重差分模型對基準回歸、KPSM-DID、剔除三種干擾政策、更換數據及被解釋變量不同收入分組估計結果進行檢驗。結果顯示，估計系數均顯著為正，說明收入水平越低，綜試點的農民增收效應越強，由此證明農村產業融合平衡農民收入差距的積極效應源于其對低收入群體的增收作用。

五、進一步討論

（一）傳導機制檢驗

本文理論機制分析表明，農村產業融合會通過提升農業生產率、優化就業結構等作用于農民收入分配關系，為檢驗是否存在這一機制，使用分步回歸法進行機制檢驗。估計結果如表6和表7所示。

表6第（1）列的估計結果顯示，綜試點的農業生產率顯著提升，第（2）列的估計結果表明在控制了綜試點的共富直接效應后，農業產業效率提升仍會縮小農民收入差距，且對比表3第（2）列的估計結果，綜試點的共富效應依然顯著，由此證明提升農業生產率是試點政策發揮效應的重要途徑。表6第（3）（4）列結果表明，雖然農業生產率與低收入群體收入間存在顯著正相關關系，但綜試點內低收入群體的農業生產率并未顯著提升;第（5）（6）列結果顯示，提高農業生產率是中等收入群體增收的重要途徑，但由于表3第（3）列已經證明農村產業融合難以促進中等收入群體增收，致使此時農業生產率這一中介機制存在的結果存疑①;表6第（7）（8）列結果顯示，綜試點無法通過提升農業生產率促進高收入群體增收。為保障以上結果穩健，增加對第（3）（4）列的Sobel檢驗，結果（z=0.231）不支持設立綜試點通過增強農業生產率促進低收入群體增收的假設。

表7第（1）（2）列結果顯示，綜試點的就業結構得到顯著優化，雖然在控制了政策的直接共富效應后，優化就業結構對縮小農民收入差距的作用并不顯著，但第（4）（6）（8）列結果卻顯示，就業結構優化僅能提高低收入群體收入水平，且第（3）列結果顯示，綜試點的低收入群體顯著增收。以上結果共同證明綜試點設立能通過優化就業結構、提升就業質量，進而促進農民共同富裕，且這一效應的發揮途徑為低收入群體就業結構優化。為保障以上結果穩健，在此對優化就業結構這一機制進行Sobel檢驗，檢驗結果（z=-3.664）也支持這一結論?？梢姡蜆I結構優化是農村產業融合促進農民共同富裕的主渠道，會通過增加農村低收入群體就業，不斷縮小低收入群體與中、高收入群體間收入差距，實現農民共同富裕目標。

（二）產業融合特征異質性檢驗①

1.產業融合主體異質性檢驗

農村產業融合具有多種類型，因此，以往學者曾從農業產業鏈延伸、農業多功能性發揮、農業服務業融合等多角度構建產業融合的測度指標體系[26]，但并未詳細分析差異化的產業融合主體是否會帶來異質性的增收效應。本文理論機制分析得出，農業生產率提升是農村產業融合縮小收入差距的重要途徑，而產業結構升級是農業生產率提升的重要根源。鐘漪萍等[24]證明了農旅融合能促進產業結構優化升級，但是否農業功能性延伸也能帶來產業結構優化升級，進而縮小收入差距呢？ 為回答這一問題，并進一步剖析本文的理論機制，在此，依據綜試點項目的功能性目標，將其劃分為農業產業側重型和農旅休閑側重型兩類。其中，農業產業側重型是指農業發展基礎好，以農業生產、產業加工為核心功能，主要發展基礎農業與特色農業的綜試點項目，如河北的“花鄉果巷”、四川都江堰、浙江“花香漓渚”，在本文中簡稱為“農工融合”;而農旅休閑側重型是指在旅游資源較好或旅游市場較成熟的地區，以田園意向為基礎，將農業建設作為旅游平臺的項目，主要以生態度假為重點，滿足休閑觀光與農事體驗目標，具體如廣東斗門“嶺南大地”、浙江安吉“田園魯家”等，在本文中簡稱為“農旅融合”。在劃分之后，農工融合型綜試點項目共38個，而農旅融合型項目共55個，使用多期雙重差分模型進行分類型回歸。估計結果顯示，從總體效應分析，農旅融合型政策在縮小收入差距、優化收入分配結構方面具有更強作用。從不同收入群體分析，實施農旅融合型政策能顯著增強低收入群體收入水平，但農工融合型試點政策對低收入群體收入水平提升并無顯著效應;無論是農旅融合型還是農工融合型政策均無法顯著提升中、高收入群體的收入水平。究其原因在于，農旅融合主要作用于農村居民的工資收入與資本收入[23]，由于低收入群體的勞動技能和教育水平較低，無法在農工融合中迅速實現就業，但以服務業轉型為主要特征的農旅融合卻能為低收入群體提供更多就業崗位，使其通過就業顯著提升工資收入。可見，在緩解收入差距方面，農旅融合型試點政策效應更強，這也是農旅融合在促進農民共同富裕方面具有積極作用的原因。

2.產業融合區位異質性檢驗

產業區位選擇決定了產業融合發展的深度與廣度，也會影響勞動力轉移成本，作用于就業結構。新古典貿易理論和“核心—邊緣”理論均證明，運輸成本會改變產業區位選擇和資源空間分布，從而改變中心城市和外圍城市的要素收益差距。那么，在中國的城鄉二元經濟結構下，究竟在靠近城市還是遠離城市的地區推進產業融合更有利于縮小農民收入差距呢？

探討這一問題，有助于為綜試點設立及政策擴散提供依據。在此，依據綜試點距離縣城中心的通勤時間，將綜試點劃分為近郊型與遠郊型兩類。具體而言，將距離縣城中心通勤時間在1小時之內的綜試點設為近郊型，在1小時之外的綜試點設為遠郊型②，進而對兩類綜試點效應進行再檢驗。估計結果表明：在近郊，綜試點的低收入群體增收效應顯著且各群體間收入差距明顯縮小，即近郊設立綜試點的農民共富效應源自低收入群體與中、高收入群體間差距縮小。這一結論對Baum-Snow等[28]的研究提出了質疑，即農村產業融合不會因城市的資源“虹吸效應”而擠出農民收入，反而會因市場通達性、貿易成本降低等原因，促進農村低收入群體增收。在遠郊，綜試點的農民收入差距也顯著縮小，但其積極作用發揮更依賴中等收入群體增收，即綜試點的低收入與中、高收入群體間差距雖會有所擴大，但中、高收入群體間差距縮小卻彌補了這一馬太效應，最終仍能促進農民共同富裕。其中，中等收入群體顯著增收的原因在于，遠郊型綜試點大多以農業產業化發展為主要特征，注重發展現代農業和智慧農業，更需要具有一定技能的勞動力，而中等收入群體較低收入群體具有更高技能，更能勝任農業產業化發展需求，故遠郊型綜試點更易通過增加就業提升中等收入群體收入水平。綜上，在近郊推進產業融合能縮小低收入群體與中、高收入群體間差距，而在遠郊推進產業融合卻有利于緩解中、高收入群體間差距，最終均能實現農民共同富裕目標。

（三）產業融合基礎異質性檢驗

1.本地資源稟賦

傳統的比較優勢理論強調產業結構轉型依賴稟賦驅動，不同地區的要素稟賦決定了產業發展的比較優勢，使產業結構轉型在區域間存在差異化轉型成本，即具有比較優勢的地區產業轉型成本更低。而新結構經濟學理論則認為，為支持產業結構升級，應對轉型成本較高的產業給予一定的扶持，彌補該產業的轉型成本，推進產業結構轉型升級，但這一理論是基于效率提升視角提出的。那么，在共同富裕目標下，這一理論是否依然成立值得探討。鑒于此，有必要研究在不同稟賦條件下綜試點建設這一帶有產業扶持性質的政策效果，從公平視角檢驗新結構經濟學的產業扶持理論。

雖然以往研究認為經濟基礎對產業融合的增收效應存在異質性作用[29]，但其產業融合是根據產業發展基礎直接測算得出的，且單一討論農民增收效應，忽視了農村產業融合政策的公平效應。那么，這一帶有政策扶持特征的產業融合試驗究竟在哪一類稟賦區域實施更有效？ 本文依據產品空間理論，從財政基礎、產業基礎和要素基礎三方面構建指標，具體包括財政收入、第一產業增加值、第二產業增加值、第三產業增加值、固定資產、人力資本等6個指標，進而使用熵值法將6項指標聚合為產業融合本地資源稟賦指數，并將樣本縣域根據所測指數中位數劃分為強稟賦與弱稟賦兩個區域，從而估計在不同稟賦條件下，綜試點對農民收入的影響效應。估計結果顯示：在弱稟賦區域，綜試點的農民收入差距顯著縮小，且各群體中僅低收入群體增收明顯;但在強稟賦區域，綜試點的農民共富效應并不顯著?？梢?，綜試點建設激發了弱稟賦區域促進共同富裕方面的后發優勢。究其原因在于，綜試點建設中政府通過各類項目資金、政策傾斜等，部分彌補了弱稟賦區域的產業發展資源不足，且在政策實驗的政治信號功能加持下[30]，進一步嫁接社會資源，激發產業融合活力與后發優勢，促進農業技術進步，提高農民生產收益，平衡不同群體間收入差距。而在強稟賦區域，產業融合的成本較低，產業融合程度較高，單一試點政策對融合廣度與深度的撬動作用不強，致使其在調節收入分配方面的作用難以顯現。雖然以往研究較少探討產業扶持政策的公平性效應，但大量研究表明，對欠發達地區或資源稟賦較差區域的政策扶持有利于促進區域協調發展[31]。本文的研究結論與以往學者的觀點不謀而合，證明了對弱稟賦區域的產業政策支持更有利于緩解收入不平等，促進農民共同富裕，這也從公平視角驗證了新結構經濟學理論。

2.行政資源支持

行政資源包括合法性權威、財政資源、公共人力資源、行政知識和技能等。新結構經濟學理論認為不存在比較優勢的區域，追求創新與結構轉型將面臨較高的學習成本，而如何引導其跨越資源稟賦限制，擺脫路徑依賴，謀求創新與轉型，就需要政府通過行政資源進行創新或轉型補貼，進而彌補地方創新與轉型所帶來的風險損失。這使得行政資源稟賦成為產業融合政策效應的重要約束條件。以往學者均認為政府行政級別越高，掌握的行政資源配置能力越強，越有利于提升經濟績效[32]。那么，是不是行政級別越高的政府主體推動產業融合，農民的共富效應越強呢？ 回答這一問題不僅能從農村產業融合視角解釋新結構經濟學的相關理論，也能在農村收入分配領域為建設“有為政府”提供思路。鑒于此，本文將綜試點進一步分為國家級與省級兩類，沿用多期DID模型進行估計。估計結果表明：無論是國家級還是省級綜試點，農民收入差距均顯著縮小，由此證明新結構經濟學關于政府干預產業轉型的有效性論斷。但相比之下，國家級綜試點的農民共富效應更大，原因在于，行政級別高、資源配置能力強的狀況下，農村產業融合深度與廣度延伸，激發了政策的共富效應。此外，國家級與省級綜試點的農民共富效應均源于其對低收入群體的收入拉動作用，國家級綜試點的低收入群體增收效應達到省級的2.17倍。可見，在更高級別行政資源支撐下，綜試點設立的收入分配調節作用被進一步放大。以上結論驗證了政府資源性支持對促進農村產業融合、提高農民收入、縮小收入差距具有重要作用，由此進一步印證了新結構經濟學關于產業扶持的相關理論。

六、結論與政策建議

本文在促進農民共同富裕的目標下，構建政治經濟學分析框架，厘清農村產業融合作用于農民收入分配的理論機制，并以綜試點為代表，利用中國1 240個縣域2014—2020年的數據樣本，構建DID模型，共同驗證農村產業融合影響農民共同富裕的客觀效應。主要研究結論如下：第一，以綜試點為代表的農村產業融合政策能顯著促進低收入群體增收，進而縮小農村內部收入差距，促進農民共同富裕，利用多期CFPS微觀數據再檢驗，或剔除精準扶貧、扶貧改革試驗區、休閑旅游示范區等政策樣本后，該結論依然成立;第二，農村產業融合會通過提升農業生產率、優化農民群體就業結構，促進農民共同富裕，但低收入群體增收主要依賴產業融合帶來的就業結構優化效應;第三，農村產業融合的農民共同富裕效應存在產業融合特征依賴性，其中，建設農旅融合型綜試點，因能增加低收入群體就業水平，較農工融合型政策具有更強的農民共富效應，而在近郊促進農民共富效應來源于低收入群體與中、高收入群體間差距縮小，在遠郊則來源于中、高收入群體間差距縮小;第四，農村產業融合更能彌補弱稟賦區域的產業發展短板，激發其在促進共同富裕方面的后發優勢，且加大行政資源支持力度，也能增強產業融合的共富效應。以上結論豐富了庫茲涅茲收入分配理論在中國農村的研究，也在農村地區驗證了新結構經濟學關于產業扶持的相關理論，為推進共同富裕的產業扶持政策設計提供了理論與實踐依據?；谝陨辖Y論，本文得到以下政策啟示：

一是加大力度支持農旅融合型試點建設，優化低收入群體就業結構。本文研究結論表明，綜試點低收入群體通過就業結構優化顯著增收，且農旅融合型政策具有更大的農民共富效應。因此，應在綜試點建設中重點支持各類農旅融合型綜試點建設，通過提高農旅融合項目配套資金支持、完善試點地區土地流轉制度、引導社會力量參與綜試點建設等措施，不斷引導現有綜試點發展農旅融合型產業;此外，支持各省份根據自身縣域發展特點，出臺相關支持綜試點的政策細則，引導各省級綜試點發展農旅融合型產業。

二 是依據區位與農民收入實際，選擇性設立綜試點。本文研究結論表明，在近郊設立綜試點有利于平衡低收入與中、高收入群體間差距，而在遠郊設立綜試點有利于平衡中、高收入群體間差距。鑒于此，應通過省級政府對擬設立綜試點的地區農戶收入水平進行全面調研，了解低收入與中等收入群體占比。同時，在低收入群體占比較高的縣域，將綜試點設在近郊區，發揮縣城對產業融合的帶動作用;而在中等收入群體占比較高的縣域，將綜試點設在遠郊區，不斷提高農業產業效率，提高中等收入群體收入水平，縮小中、高收入群體間收入差距，促進農民共同富裕。

三是客觀評估縣域發展基礎，利用政策扶持推進產業融合。本文研究結論表明，在資源稟賦較差的區域，實施推進產業融合的政策更有利于促進農民共同富裕。鑒于此，應客觀評估各縣域財政基礎、產業基礎、要素基礎，在基礎薄弱的區域，依托設立綜試點項目，為區域內的特色農業、優勢產業提供融資、技術、公共基礎設施等支持，并對接社會資源，彌補該區域的農業產業轉型成本，促進特色農業與優勢產業不斷向第二、三產業邁進，確保在政府試點政策的資源扶持下，不斷優化發展環境，提高產業融合發展能力，創造更多就業崗位，以產業發展助力鞏固脫貧攻堅成果，促進農民共同富裕。

參考文獻：

[1] 謝玲紅，魏國學.共同富裕視野下縮小農村內部收入差距的現實挑戰與路徑選擇[J].經濟學家，2022（9）：119-128.

[2] LINDER T P H， WILLIAMSON J G. Unequal gains： American growth and inequality since 1700[J]. Business History Review，2016，22（4）：254-339.

[3] ALLEN R C. Engels’ pause： technical change， capital accumulation， and inequality in the British industrial revolution[J]. Explorations in Economic History，2009，46（4）：418-435.

[4] 唐躍桓，楊其靜，李秋蕓，等.電子商務發展與農民增收：基于電子商務進農村綜合示范政策的考察[J].中國農村經濟，2020（6）：75-94.

[5] 程名望，史清華，JIN Y H，等.農戶收入差距及其根源：模型與實證[J].管理世界，2015（7）：17-28.

[6] JANG W， KLEIN C M. Supply chain models for small agricultural enterprises[J].Annals of Operations Research，2011，190（1）：359-374.

[7] ZHANG H， WU D L. The impact of rural industrial integration on agricultural green productivity based on the contract choice perspective of farmers[J]. Agriculture，2023，13（9）： 1851.

[8] SU G B， JIANG H M. Influence of rural industrial integration on farmers' income in China based on the synergy and substitution of rural transportation infrastructure[J]. African and Asian Studies，2022，21（4）：367-394.

[9] 葛繼紅，王猛，湯穎梅.農村三產融合、城鄉居民消費與收入差距：效率與公平能否兼得？ [J].中國農村經濟，2022（3）：50-66.

[10]趙雪，石寶峰，蓋慶恩，等.以融合促振興：新型農業經營主體參與產業融合的增收效應[J].管理世界，2023（6）：86-100.

[11]齊文浩，李佳俊，曹建民，等.農村產業融合提高農戶收入的機理與路徑研究：基于農村異質性的新視角[J].農業技術經濟，2021（8）：105-118.

[12]CHEN X W， ZHANG T Y， JIA F. Industry convergence as a strategy for achieving sustainable development of agricultural complex： the case of Sandun-Lanli in China[J].Business Strategy and the Environment，2020，29（6）：2679-2694.

[13]PILLAY M， ROGERSON C. Agriculture-tourism linkages and pro-poor impacts： the accommodation sector of urban coastal KwaZulu-Natal， South Africa[J].Applied Geography，2013，36（4） ：49-58.

[14]馬克思恩格斯文集：第8卷[M].中共中央馬克思恩格斯列寧斯大林著作編譯局，編譯.北京：人民出版社，2009：19.

[15]劉清春，張瑩瑩， LAWELL C C L.創新與收入不平等[J].南方經濟，2017（2）：24-39.

[16]徐春華.人工智能、一般利潤率與全球性長期產能過剩：政治經濟學三大部類視角[J].經濟管理，2024（1）：5-24.

[17]鄭志國.國民經濟三大部類結構演化規律：馬克思的社會再生產理論繼承與創新[J].馬克思主義研究，2017（2）：44-61.

[18]BIRD R M， TARASOV A V. Closing the gap： fiscal imbalances and intergovernmental transfers in developed federations[J].Environment and Planning C： Politics and Space，2004，22（1）：77-102

[19]FAI F， VON TUNZELMANN N. Industry-specific competencies and converging technological systems： evidence from patents[J].Structural Change and Economic Dynamics，2001，12（2）：141-170.

[20]CURRAN C， BRORING S， LEKER J. Anticipating converging industries using publicly available data[J].Technological Forecasting & Social Change，2010， 77（3）：385-395.

[21]姚星，蒲岳，吳鋼，等.中國在“一帶一路”沿線的產業融合程度及地位：行業比較、地區差異及關聯因素[J].經濟研究，2019（9）：172-186.

[22]陳學云，程長明.鄉村振興戰略的三產融合路徑：邏輯必然與實證判定[J].農業經濟問題，2018（11）：91-100.

[23]黃杏子，沈揚揚，周云波.精準扶貧政策的減貧長效性作用分析：基于貧困脆弱性視角[J].當代經濟科學，2023（4）：97-110.

[24]鐘漪萍，唐林仁.農旅融合減緩農村貧困機理與實證研究[J].華中農業大學學報（社會科學版），2020（3）：43-52.

[25]單德朋，張永奇.農村家庭老人照料與農戶內部收入財富不平等：基于CFPS 2018數據的實證分析[J].農業技術經濟，2022（12）：88-99.

[26]譚燕芝，姚海瓊.農村產業融合發展的農戶增收效應研究[J].上海經濟研究，2021（9）：91-102.

[27]BARON R M， KENNY D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research： conceptual，strategic， and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology，1986，51（6）：1173-1182.

[28]BAUM-SNOW N， HENDERSON J V， TURNER M A， et al. Does investment in national highways help or hurt hinterland city growth？[J].Journal of Urban Economics，2020，115：103-124

[29]朱桂麗，洪名勇.農村產業融合對欠發達地區農戶收入的影響：基于西藏532戶青稞種植戶的調查[J].干旱區資源與環境，2021（1）：14-20.

[30]李娉，鄒偉.權威調控與知識生產：中國政策試驗的雙重邏輯：基于能源領域四項試點的案例比較[J].中國行政管理，2022（5）：89-96.

[31]余林徽，馬博文.資源枯竭型城市扶持政策、制造業升級與區域協調發展[J].中國工業經濟，2022（8）：137-155.

[32]劉靈輝，張迎新，傅鑫藝.從分權看發展：“省直管縣”改革如何促進縣域經濟增長？ [J].當代經濟科學，2023（2）：58-72.

編輯：鄭雅妮，高原

基金項目：國家自然科學基金面上項目“我國經濟高質量發展損失研究：基于財政失衡下地方政府行為偏向的分析”（72074180）;國家社會科學基金項目“數字化驅動區域經濟協調發展的機制與路徑研究”（23FGLB057）;陜西省社會科學基金項目“陜西促進數字經濟與實體經濟深度融合研究”（2023SJ11）。