鐘漪萍，唐林仁

(1.江西財經(jīng)大學 統(tǒng)計學院，江西 南昌 330013；2.宜春學院 經(jīng)濟管理學院，江西 宜春 336000)

2018年的全國休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游大會強調(diào)“實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，重在產(chǎn)業(yè)振興。休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游是鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的重要標志，也是實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的重要措施”?！稗r(nóng)民富”是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵，消滅農(nóng)村貧困關(guān)乎能否順利實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興。探討農(nóng)旅融合對農(nóng)村貧困的影響，可增加減緩農(nóng)村貧困的選擇路徑進而為助推鄉(xiāng)村振興提供一定的政策參考。

農(nóng)旅融合(1)有關(guān)農(nóng)旅融合的表述有多種，如農(nóng)業(yè)旅游、農(nóng)業(yè)觀光等。始于1850年德國“市民樂園”，學界對其研究主要集中在三個方面：一是農(nóng)旅融合內(nèi)涵與路徑。張文建等基于產(chǎn)業(yè)融合框架的視角審視了農(nóng)業(yè)旅游內(nèi)涵[1]；王麗芳探析了山西省農(nóng)旅融合的動力機制與發(fā)展路徑[2]。二是農(nóng)旅融合水平測算。周蕾等借助耦合協(xié)調(diào)模型測算了農(nóng)旅融合水平[3]；方世敏等通過計算農(nóng)旅融合系統(tǒng)產(chǎn)業(yè)粘度測度了其融合水平[4]。三是農(nóng)旅融合特征及影響因素研究。Privitera探討了農(nóng)業(yè)旅游中的生態(tài)原則，分析了環(huán)境保護和自然景觀保護的重要性[5]； Lupi等認為旅游和環(huán)境因素是發(fā)展農(nóng)業(yè)旅游的關(guān)鍵因素[6]；魏玲麗對農(nóng)業(yè)與旅游產(chǎn)業(yè)鏈融合的影響因素進行了研究[7]；袁中許提出以差異品牌戰(zhàn)略為重心發(fā)展農(nóng)旅融合[8]；方世敏等分析了農(nóng)旅融合的演化機理，并對影響兩者融合的因素進行探討[9]。

Peters和Kadt等最早開始關(guān)于旅游減貧研究[10-11]。旅游減貧機制以Mitchell等提出的從直接效應、間接效應和動態(tài)效應來考察旅游減緩貧困的作用為主流[12]。直接效應來源于游客在旅游目的地直接消費的商品和服務，間接效應來源于旅游收入的再分配，動態(tài)效應來源于旅游帶動經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長的“涓滴”效應惠及窮人，此后學界大多基于這三種機制討論旅游對貧困減緩的作用。如Suardana等認為發(fā)展旅游業(yè)能增加就業(yè)機會，有利于減貧[13]，Mitchell等認為旅游的乘數(shù)效應有利于減貧[14]；Rylance等認為旅游地區(qū)需進口旅游產(chǎn)品的原材料，引致部分旅游收益流至國外(學界稱之為漏損)，減少漏損可增加當?shù)芈糜螛I(yè)收入[15]。大多數(shù)學者認同旅游對經(jīng)濟增長的作用[16]，但也有學者對此持懷疑態(tài)度[17]。旅游促進經(jīng)濟增長遭受質(zhì)疑的同時，旅游對貧困減緩效果的實證結(jié)論也存在差異，如Folarin等以撒哈拉以南的非洲國家為例驗證了旅游能夠減緩貧困[18]；Sharpley的研究結(jié)論顯示旅游業(yè)加重了貧困[19]；Deller的實證結(jié)果表明旅游和減貧并無必然聯(lián)系[20]。王英等和趙磊等發(fā)現(xiàn)旅游減貧具有非線性門檻效應，不同旅游業(yè)發(fā)展水平對減緩貧困的作用存在差異[21-22]，何靜等分析了旅游對國家級貧困縣的減貧作用，發(fā)現(xiàn)其對貧困的改善程度不穩(wěn)定[23]。

梳理既有旅游減貧的文獻發(fā)現(xiàn)：從農(nóng)旅融合視角考察農(nóng)村減貧的文獻較少，更鮮有農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的內(nèi)在機理解析?；诖?，本文擬對此問題進行探討：解析農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的機理；利用CFPS微觀數(shù)據(jù)測算農(nóng)村收入貧困和多維貧困，實證檢驗農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的效果及經(jīng)濟發(fā)展水平的調(diào)節(jié)效應，并進一步剖析農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的作用機制。

一、分析框架與研究假設(shè)

1.農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的機理分析

(1)農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村收入貧困的機理分析。

1)生產(chǎn)函數(shù)。假設(shè)農(nóng)村有兩個部門，農(nóng)業(yè)旅游部門和農(nóng)業(yè)部門。農(nóng)業(yè)旅游部門的生產(chǎn)技術(shù)優(yōu)于農(nóng)業(yè)部門，生產(chǎn)要素包括技術(shù)、資本和勞動，資本完全折舊。根據(jù)柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)得到農(nóng)業(yè)旅游部門的生產(chǎn)函數(shù)為：

(1)

式(1)中，a和t分別代表農(nóng)業(yè)旅游部門和時間；Y、A、K、L分別代表產(chǎn)出、技術(shù)、資本和勞動；α為資本生產(chǎn)彈性。

農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)要素包括勞動力與耕地，參考經(jīng)典文獻處理方式，耕地數(shù)量短期不會發(fā)生變化，抽象化為1[24]。另外，旅游業(yè)作為典型的勞動服務型行業(yè)，就業(yè)門檻低，可以轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動力，轉(zhuǎn)移到農(nóng)業(yè)旅游部門的農(nóng)村勞動力可通過“干中學”效應提升技術(shù)水平[25]。農(nóng)業(yè)旅游部門農(nóng)村勞動力的技術(shù)溢出到農(nóng)業(yè)部門，可提高傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的勞動力技術(shù)水平。農(nóng)業(yè)旅游部門農(nóng)村勞動力技術(shù)溢出的程度與農(nóng)旅融合水平有關(guān)，農(nóng)旅融合越深入，農(nóng)業(yè)旅游部門的技術(shù)溢出到農(nóng)業(yè)部門就越多。農(nóng)旅融合后農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)為：

Yrt=(Atvt)θ(Art)1-θLrt

(2)

式(2)中，r代表農(nóng)業(yè)部門；v代表農(nóng)旅融合水平，θ代表農(nóng)業(yè)旅游部門對農(nóng)業(yè)部門技術(shù)溢出程度。假設(shè)農(nóng)村勞動力總量為L且數(shù)量不變，農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到農(nóng)業(yè)旅游部門勞動力數(shù)量越多，代表農(nóng)旅融合越深入，即：

vt=Lat/L

(3)

從理論上講，勞動力可自由流動，只要任意一個部門工資高于其他部門，勞動力就會轉(zhuǎn)移到工資高的部門，直至兩部門工資相同為止。但在現(xiàn)實中，勞動力流動意味著要重新適應新環(huán)境，需要承擔轉(zhuǎn)移成本。同理，在農(nóng)旅融合過程中，農(nóng)業(yè)部門勞動力轉(zhuǎn)移到農(nóng)業(yè)旅游部門也需要承擔轉(zhuǎn)移成本，即：

wat=ηwrt=η(Atvt)θ(Art)1-θ

(4)

式(4)中，wat代表農(nóng)業(yè)部門工資，wrt代表農(nóng)業(yè)旅游部門工資，η>1，η越大，意味著轉(zhuǎn)移成本越高。由式(1)和式(4)可求出人均資本：

(5)

2)消費者效用與預算約束。參考Song等的分析方法，假定家戶能存活兩期，選擇世代交疊模型(OLG)進行刻畫[26]。家戶的效用取決于能消費的最終產(chǎn)品數(shù)量，效用函數(shù)為：

Ut=ln(ct)+ρln(ct+1)

(6)

式(6)中，ct和ct+1分別代表家戶在第t期和第t+1期消費的最終產(chǎn)品數(shù)量，ρ為貼現(xiàn)率。消費者預算約束表示如下：

ct+(1/rt+1)ct+1=wt

(7)

式(7)中，wt為家戶在第t期的工資。根據(jù)拉格朗日一階條件得到：

(8)

由式(1)、式(2)和式(8)得到農(nóng)業(yè)部門和農(nóng)業(yè)旅游部門家戶在第一期的儲蓄分別為：

srt=[ρ/(1+ρ)](Atvt)θ(Art)1-θ

(9)

sat=[ρ/(1+ρ)](Atvt)θ(Art)1-θη

(10)

3)均衡狀態(tài)。在商品市場、勞動力市場和資本市場出清時，人均資本存量為：

kt+1={[ρ(Atvt)θ(Art)1-θ]/(1+ρ)}(1+ηvt-vt)

(11)

對kt+1求vt的偏導數(shù)可得：

(12)

由?kt+1/?vt>0，可知農(nóng)村人均資本隨著農(nóng)旅融合的不斷深入而不斷增加。

4)農(nóng)旅融合與農(nóng)村居民收入的關(guān)系。農(nóng)村居民收入主要來源于農(nóng)村居民工資收入和資本收入，以農(nóng)業(yè)部門的收入為例進行分析，由式(2)可得：

(13)

由?wrt/?vt>0，可知農(nóng)業(yè)部門居民工資收入隨著農(nóng)旅融合的深入而不斷增加。

假定農(nóng)業(yè)部門勞動力儲蓄全部轉(zhuǎn)變?yōu)橘Y本，得到資本收入為rtsrt。同理可得：

(14)

由?rt/?vt>0，可知單位資本報酬隨著農(nóng)旅融合的深入而不斷增加。

對式(9)求vt的偏導數(shù)，可得：

?srt/?vt=θ[ρ/(1+ρ)](At)θ(vt)θ-1(Art)1-θ

(15)

由?srt/?vt>0，可知農(nóng)業(yè)部門居民資本隨著農(nóng)旅融合的深入而不斷增加。由式(14)和式(15)可推斷出農(nóng)業(yè)部門居民資本收入隨農(nóng)旅融合的深入而不斷增加。

綜上可知，農(nóng)旅融合越深入，農(nóng)業(yè)部門農(nóng)村居民工資收入和資本收入越高，致使其收入越高。同理可推導出農(nóng)旅融合越深入，農(nóng)業(yè)旅游部門農(nóng)村居民收入越高。因此，提出假說：

H1a：農(nóng)旅融合能夠減緩農(nóng)村收入貧困。

(2)農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村多維貧困的機理分析。貧困的本質(zhì)是對基本可行能力的剝奪[27-28]。參考《人類發(fā)展報告(2010)》提出的全球多維貧困指數(shù)，農(nóng)村多維貧困的維度主要有三個：生活水平狀況、教育狀況及健康狀況[29]。農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困有積極的一面也有消極的一面。

農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村多維貧困的積極因素：農(nóng)村居民收入提高能夠改善農(nóng)村居民住房條件，提高農(nóng)村居民生活水平；為其子女提供更多受教育機會；購買更多的食品，改善其營養(yǎng)狀況。

農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村多維貧困的消極因素：收入提高對消費支出有一定的時滯性，故短期內(nèi)對他們生活水平提高有限；農(nóng)村居民收入提高對減緩16歲以上成年人教育貧困的作用較??；影響健康狀況的因素較多，收入提高很難短期提高健康水平。基于以上分析，提出假說：

H1b：農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村多維貧困作用不顯著。

2.經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的調(diào)節(jié)機制

農(nóng)旅融合發(fā)生于一定經(jīng)濟環(huán)境中，其減緩農(nóng)村貧困的差異應該考慮經(jīng)濟發(fā)展水平因素的權(quán)變影響。農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村收入貧困的有效程度可能受制于經(jīng)濟發(fā)展水平，理由如下：

(1)經(jīng)濟發(fā)展水平影響農(nóng)旅融合。經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，居民收入水平相對較高，旅游需求市場較大，較強的旅游需求為農(nóng)旅融合深入發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。此外，農(nóng)旅融合的深入發(fā)展需要完善的基礎(chǔ)設(shè)施和服務設(shè)施，經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施和服務設(shè)施相對完善，從而更有利于推進農(nóng)旅融合的深入發(fā)展。

(2)經(jīng)濟發(fā)展水平影響游客消費水平。經(jīng)濟發(fā)展水平通過影響游客消費水平而影響旅游業(yè)的收益，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，居民收入相對較高；而作為游客的居民收入越高，其消費水平也越高，從而帶動旅游業(yè)收益增加，引致旅游業(yè)當?shù)鼐用袷杖胩岣摺?/p>

由此可知，當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平越高，農(nóng)村居民借助農(nóng)旅融合增收越多，減緩農(nóng)村收入貧困越明顯。但由于收入提高對農(nóng)村多維貧困的影響具有時滯性且貧困原因多維，因此農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村多維貧困不明顯。據(jù)此，提出假說：

H2a：經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村收入貧困具有正向調(diào)節(jié)作用。

H2b：經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村多維貧困的正向調(diào)節(jié)作用不顯著。

3.農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的內(nèi)在機制

圖1 理論框架

由上述分析得知，農(nóng)旅融合通過提高農(nóng)村居民工資收入和資本收入兩條路徑可以增加其純收入，進而改善其收入貧困狀況。農(nóng)村居民人均純收入提高對減緩農(nóng)村收入貧困的效果明顯，但是對減緩農(nóng)村多維貧困的作用不顯著?；诖?，提出假說：

H3：農(nóng)村居民工資收入水平和人均資本是農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的內(nèi)在傳導機制，但這一傳導機制對不同貧困類型的貧困減緩效應存在差異。

圖1給出了研究的理論框架。

二、農(nóng)村貧困測度

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫、各省市統(tǒng)計年鑒及政府網(wǎng)站等，通過將CFPS數(shù)據(jù)與各省市統(tǒng)計年鑒及政府網(wǎng)站數(shù)據(jù)匹配得到所需數(shù)據(jù)。選取2012年、2014年和2016年都參與調(diào)查的農(nóng)村家庭為樣本，剔除兒童戶和數(shù)據(jù)缺失嚴重的家庭樣本后，最終得到4 205個農(nóng)村家庭樣本。

2.貧困測度方法

(1)收入貧困測度方法：根據(jù)FGT指數(shù)方法測度收入貧困(2)計算方法詳見參考文獻。[30-31]。收入貧困以2015年世界銀行(后簡稱“世行”)規(guī)定的標準(即高標準3.1美元/天和低標準1.9美元/天，按一年365天計算，根據(jù)當時的匯率標準折合成人民幣)和2010年國家規(guī)定的貧困線(即2 300元/年為標準)進行識別，下文分別用收入貧困1、收入貧困2和收入貧困3表示。所有數(shù)據(jù)均已消除通貨膨脹因素，調(diào)整為2010年的不變價格。

(2)多維貧困的測度方法：根據(jù)A-F方法測度多維貧困(3)計算方法詳見參考文獻。[32]，以貧困的廣度和深度兩個維度衡量多維貧困。

多維貧困的測度框架：參考《人類發(fā)展報告(2010)》提出的全球多維貧困指數(shù)[29]、《中國農(nóng)村扶貧發(fā)展綱要(2011-2020)》等設(shè)置多維貧困的維度、指標和權(quán)重，具體見表1。

根據(jù)全球多維貧困指數(shù)設(shè)置并遵從該領(lǐng)域研究慣例，多維貧困臨界值k取20%、30%、40%分別代表輕度貧困、中度貧困和重度貧困，下文分別用多維貧困1、多維貧困2和多維貧困3表示。

3.農(nóng)村貧困測度結(jié)果

(1)農(nóng)村貧困廣度。表2為2012年、2014年和2016年不同收入貧困線標準下的收入貧困發(fā)生率和不同k值的多維貧困發(fā)生率。由表2可知，不同標準的收入貧困發(fā)生率整體皆呈現(xiàn)下降態(tài)勢，其中2014年和2016年收入貧困減緩速度較快，說明我國重視減貧工作初顯成效。然而，不同標準的多維貧困變化方式各不相同，輕度和中度多維貧困發(fā)生率在2012年和2014年都減少，在2016年出現(xiàn)反彈，重度多維貧困保持下降趨勢。

表1 多維貧困指數(shù)的維度、指標、剝奪臨界值及權(quán)重

①日常住房困難是指存在下列情況之一:12歲以上的子女與父母同住一室;老少三代同住一室;12歲以上的異性子女同住一室;有的床晚上架起白天拆掉;客廳里也架起了睡覺的床。
②資產(chǎn)缺乏是指沒有下列任何資產(chǎn):1.汽車,2.電動自行車,3.摩托車,4.電冰箱、冰柜,5.洗衣機,6.電視機,7.家用電腦,8.組合音響,9.攝像機,10.照相機,11.空調(diào),12.手機,13.值錢家具,14.高檔樂器,15.昂貴的裝飾、物品、花瓶,16.珠寶和貴重金屬(如黃金等),17.古董、字畫及其他藝術(shù)品。

表2 貧困廣度測算結(jié)果 %

(2)農(nóng)村貧困深度。表3為2012年、2014年和2016年不同收入貧困線標準的收入貧困差距和不同k值的多維貧困差距。由表3結(jié)果可見，無論是收入貧困還是多維貧困，總體貧困差距均在不斷縮小，其中收入貧困差距中2015年世行低標準收入貧困下降速度較快，多維貧困差距中k=30%標準的中度多維貧困下降速度較快。

表3 貧困深度測算結(jié)果 %

三、實證分析

1.變量選取及模型設(shè)定

(1)變量選取。核心變量。選擇示范縣個數(shù)與該地區(qū)縣級以上行政單位個數(shù)的比值來量化農(nóng)旅融合水平(Sit)。

中介變量。選取農(nóng)村居民工資收入(pciit)和人均資本(assit)作為中介變量。

(2)模型設(shè)定。以農(nóng)村貧困廣度和深度為因變量，建立如下模型：

(16)

(17)

2.實證結(jié)果分析

(1)農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的結(jié)果分析。1)農(nóng)旅融合降低農(nóng)村家庭陷入貧困概率的結(jié)果分析。由表4可知，農(nóng)旅融合對降低各種程度的農(nóng)村收入貧困發(fā)生率的作用都非常顯著。但對于多維貧困，無論是輕度、中度還是重度貧困，農(nóng)旅融合變量的系數(shù)都不顯著，說明農(nóng)旅融合對于減少農(nóng)村家庭陷入多維貧困概率的效果不明顯。另外，參與土地流轉(zhuǎn)能夠降低農(nóng)村家庭陷入長期多維貧困的概率，從事個體經(jīng)營或經(jīng)營私營企業(yè)也能有效降低農(nóng)村家庭陷入貧困的風險，這一結(jié)論與侯亞景所得結(jié)果一致[33]，由此印證了結(jié)果的合理性。基于以上分析結(jié)果，得出降低農(nóng)村貧困發(fā)生率的有效路徑：農(nóng)旅融合結(jié)合土地流轉(zhuǎn)和開展并參與多種經(jīng)營方式可共同降低農(nóng)村多維貧困發(fā)生率。

表4 貧困發(fā)生率直接效應檢驗結(jié)果

注：*、**和***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平，括號內(nèi)是t值。后表同。

2)農(nóng)旅融合對縮小農(nóng)村貧困差距的結(jié)果分析。表5為農(nóng)旅融合縮小農(nóng)村貧困差距的分析結(jié)果。由表5可知，農(nóng)旅融合能夠增加貧困家庭的收入，且收入增加更多地向農(nóng)村貧困家庭傾斜，致使農(nóng)村貧困差距顯著縮小。但對于各種程度的多維貧困，農(nóng)旅融合變量的系數(shù)都不顯著，說明農(nóng)旅融合對于縮小農(nóng)村家庭多維貧困的差距效果并不明顯。此外，表5還報告了是否參與土地流轉(zhuǎn)和是否從事其他經(jīng)營變量的系數(shù)，兩系數(shù)皆為負值且顯著，說明參與土地流轉(zhuǎn)和從事其他經(jīng)營能夠同時縮小農(nóng)村收入貧困和多維貧困的差距。因此，農(nóng)旅融合結(jié)合土地轉(zhuǎn)讓和開展并參與多種經(jīng)營方式是縮小農(nóng)村多維貧困差距的有效途徑[34]。

綜上可得，農(nóng)旅融合能夠減緩農(nóng)村收入貧困，但不能減緩農(nóng)村多維貧困。假說H1a和H1b得到驗證。

此外，采用滯后兩期的農(nóng)旅融合水平考察其對農(nóng)村多維貧困的作用，發(fā)現(xiàn)雖呈現(xiàn)減緩多維貧困態(tài)勢但仍然不顯著，可能是收入對多維貧困影響的滯后期較長和多維貧困本身的多維性所引致，與機理分析結(jié)論基本一致。

表5 貧困差距直接效應檢驗結(jié)果

(2)經(jīng)濟發(fā)展水平對貧困減緩的調(diào)節(jié)效應結(jié)果分析。在非線性模型中，真實調(diào)節(jié)效應等于總調(diào)節(jié)效應與結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)效應之差，即次級調(diào)節(jié)效應。表6呈現(xiàn)了經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)旅融合與貧困發(fā)生率的調(diào)節(jié)效應結(jié)果，其中控制變量取樣本均值，真實的調(diào)節(jié)效應是次級調(diào)節(jié)效應。由表6可知，經(jīng)濟發(fā)展水平對各種收入貧困的次級調(diào)節(jié)效應系數(shù)都是負值且顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)，借助農(nóng)旅融合減少農(nóng)村家庭陷入收入貧困概率的正向影響更為顯著。但是對于多維貧困，無論是輕度、中度還是重度多維貧困，經(jīng)濟發(fā)展水平次級調(diào)節(jié)效應的系數(shù)都不顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村家庭是否陷入多維貧困的調(diào)節(jié)作用不明顯。

表6 經(jīng)濟發(fā)展水平對貧困發(fā)生率的調(diào)節(jié)效應結(jié)果

注：表中為效應期望值的非線性估計值，由Delta方法得出。

表7是經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)旅融合與農(nóng)村貧困差距之間的調(diào)節(jié)效應結(jié)果。由表7可知，對農(nóng)村收入貧困差距而言，農(nóng)旅融合與經(jīng)濟發(fā)展水平交互項的系數(shù)顯著為負，說明經(jīng)濟發(fā)展水平正向調(diào)節(jié)農(nóng)村收入貧困差距，但農(nóng)村多維貧困模型的經(jīng)濟發(fā)展水平與農(nóng)旅融合的交互項系數(shù)不顯著，說明經(jīng)濟發(fā)展水平對農(nóng)村多維貧困差距的調(diào)節(jié)作用不明顯。假說H2a和H2b得到驗證。

表7 經(jīng)濟發(fā)展水平對貧困差距的調(diào)節(jié)效應結(jié)果

(3)穩(wěn)健性檢驗。文章采用替換變量方式檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，將變量撫養(yǎng)比換成孩子數(shù)量，人均GDP變量換成燈光亮度，所得結(jié)果與實證結(jié)果基本一致；參與土地流轉(zhuǎn)和從事其它經(jīng)營對減緩農(nóng)村貧困的結(jié)果與實證結(jié)果也是一致的。說明了上述結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、影響機制檢驗

為進一步考察農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的機理，在式(17)的基礎(chǔ)上引入農(nóng)村居民工資收入(pci)和農(nóng)村人均資本(ass)的中介效應模型。由機理分析可知，本文有調(diào)節(jié)效應的中介效應模型屬于一階段調(diào)節(jié)效應模型，核心變量農(nóng)旅融合與調(diào)節(jié)變量經(jīng)濟發(fā)展水平對中介變量的影響可表述為：

(18)

中介變量和核心變量農(nóng)旅融合對農(nóng)村貧困發(fā)生率的影響為：

(19)

式(18)和式(19)的中介變量(M)包含農(nóng)村居民工資收入(pci)和農(nóng)村人均資本(ass)兩個維度。借鑒溫忠麟等的做法進行中介效應檢驗[35]，表8匯報了農(nóng)村居民工資收入(pci)做中介變量的檢驗結(jié)果，表9呈現(xiàn)了農(nóng)村人均資本(ass)做中介變量的檢驗結(jié)果。

第一，由表8可知，農(nóng)村居民工資收入做因變量時，農(nóng)旅融合的系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)旅融合能夠提高農(nóng)村居民工資收入水平，所得結(jié)論與機理分析一致。從收入貧困角度分析，在控制了中介變量農(nóng)村居民工資收入的影響后，農(nóng)村收入貧困做因變量時，農(nóng)村居民工資收入對各種程度的收入貧困減緩作用顯著，結(jié)合表4結(jié)果農(nóng)旅融合對農(nóng)村各種程度收入貧困減緩作用顯著，表明農(nóng)村居民工資收入是農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村收入貧困的傳導路徑。

表8 工資收入中介效應檢驗結(jié)果

農(nóng)村多維貧困做因變量時，在控制了中介變量農(nóng)村居民工資收入的影響后，盡管其對各種程度的農(nóng)村多維貧困減緩作用顯著，但表4結(jié)果顯示農(nóng)旅融合對農(nóng)村各種程度的多維貧困減緩作用不顯著，表明存在遮掩效應。這可能是因為農(nóng)村多維貧困的多維性及農(nóng)村居民工資收入增加對農(nóng)村貧困減緩的時滯性，致使農(nóng)村工資收入增加對農(nóng)村多維貧困減緩的作用較之對農(nóng)村收入貧困減緩的作用更小，從而引致農(nóng)旅融合通過影響農(nóng)村居民工資收入，進而影響農(nóng)村多維貧困減緩的傳導作用不顯著。

第二，從表9發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村人均資本做因變量時，農(nóng)旅融合的系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)旅融合能夠增加農(nóng)村人均資本，與機理分析結(jié)論相同。在控制了中介變量農(nóng)村人均資本的影響后，農(nóng)村收入貧困做因變量時，農(nóng)村人均資本變量系數(shù)仍然顯著，結(jié)合表4結(jié)果分析得知，通過發(fā)展農(nóng)旅融合能夠增加農(nóng)村居民人均資本，進而減緩農(nóng)村收入貧困。但對農(nóng)村多維貧困而言，盡管農(nóng)村人均資本對各種程度的多維貧困減緩效應是顯著的，但表4結(jié)果顯示農(nóng)旅融合對農(nóng)村各種程度的多維貧困減緩作用不顯著，表明發(fā)展農(nóng)旅融合雖增加農(nóng)村人均資本，但其減緩農(nóng)村多維貧困的傳導作用不顯著。

綜上分析，假說H3得證。

表9 資產(chǎn)中介效應檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文利用CFPS數(shù)據(jù)，在識別農(nóng)村收入貧困和多維貧困的基礎(chǔ)上，探究了農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村兩類貧困的機制，得到如下結(jié)論：第一，農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村收入貧困效果非常顯著，但對減緩農(nóng)村多維貧困效果不明顯。第二，經(jīng)濟發(fā)展水平能夠正向調(diào)節(jié)農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村收入貧困，但對減緩農(nóng)村多維貧困的調(diào)節(jié)作用不顯著。第三，農(nóng)村居民工資收入和人均資本是農(nóng)旅融合減緩農(nóng)村貧困的主要傳導機制，但這一傳導機制對于不同類型的貧困減緩效應存在差異：能夠有效改善農(nóng)村收入貧困，但對改善農(nóng)村多維貧困作用不顯著。

據(jù)此得到以下啟示：第一，發(fā)展農(nóng)旅融合可降低農(nóng)村家庭陷入收入貧困概率及縮小收入貧困差距，因此政府可通過加大對農(nóng)業(yè)旅游的支持力度，完善農(nóng)村旅游業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施和服務設(shè)施，促進農(nóng)旅融合深入發(fā)展，減緩農(nóng)村收入貧困。第二，經(jīng)濟發(fā)展水平正向調(diào)節(jié)農(nóng)旅融合與農(nóng)村收入貧困，政府在促進農(nóng)旅融合深入發(fā)展減緩農(nóng)村貧困的同時，需通過多種渠道提高經(jīng)濟發(fā)展水平，進而減緩農(nóng)村收入貧困。第三，農(nóng)旅融合對減緩農(nóng)村多維貧困作用不顯著，說明農(nóng)旅融合并非減緩農(nóng)村貧困的唯一途徑。在發(fā)展農(nóng)旅融合的同時，還要鼓勵農(nóng)村居民參與土地流轉(zhuǎn)、盤活農(nóng)村耕地，參與其他產(chǎn)業(yè)聯(lián)合經(jīng)營等，“多措并舉”方可有效減緩農(nóng)村收入貧困和多維貧困。