黃細嘉，張 科，王紅建，熊子怡，胡 兵

（1.南昌大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江西南昌 330031；2.江西財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，江西南昌 330038；3.南昌大學(xué)旅游學(xué)院，江西南昌 330031；4.南昌大學(xué)文化和旅游研究院，江西南昌 330031）

引言

治國之道，富民為要。黨的十九屆六中全會指出，繼續(xù)推動高質(zhì)量發(fā)展，全面深化改革開放，促進共同富裕。國之大者，藏富于民。習近平總書記多次強調(diào)“在全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家新征程中，我們必須把促進全體人民共同富裕擺在更加重要的位置”①中華人民共和國中央人民政府.中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035 年遠景目標綱要[EB/OL]. [2021-03-13].http://www.gov.cn/xinwen/2021-03/13/content_5592681.htm.。目前，雖然在黨和政府的共同努力下，我國已經(jīng)消除了絕對貧困，但長期以來，因農(nóng)村經(jīng)濟落后所導(dǎo)致的城鄉(xiāng)收入差距不斷加大依然是阻礙實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要原因之一[1-5]。2010—2020 年間，農(nóng)村就業(yè)人員持續(xù)減少約19%，雖然農(nóng)民可支配收入增長約2.5 倍，但是增速呈明顯放緩趨勢[6]。2021 年6 月1 日，《中華人民共和國鄉(xiāng)村振興促進法》正式施行，標志著加快推進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，已經(jīng)成為實現(xiàn)共同富裕的重要內(nèi)容。

伴隨中國經(jīng)濟改革的變遷，既有文獻圍繞不同角度分析了城鄉(xiāng)收入差距的影響因素。一方面，經(jīng)濟發(fā)展會帶動農(nóng)村經(jīng)濟的增長，主要包括經(jīng)濟開放[7]、城鎮(zhèn)化程度[1,8]、金融發(fā)展水平[9-10]、人口紅利[11]等；另一方面，政府政策支持向農(nóng)村地區(qū)偏移有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，如人口流動政策[12]、二次分配政策[13]以及社會福利政策等[1]。此外，相關(guān)文獻還考察了教育資源[8]、基礎(chǔ)交通設(shè)施建設(shè)[4,14]、互聯(lián)網(wǎng)普及[15-17]和農(nóng)村衛(wèi)生醫(yī)療[18]等農(nóng)村公共品供給因素對城鄉(xiāng)收入差距的影響。隨著政府倡導(dǎo)“以業(yè)興農(nóng)”戰(zhàn)略方針的不斷推進，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[19]、一二三產(chǎn)業(yè)融合[20]以及旅游業(yè)發(fā)展[21]等也成為縮小城鄉(xiāng)收入差距、實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要動能。

鄉(xiāng)村旅游是促進鄉(xiāng)村振興、縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要抓手[22]。以往研究主要從理論和案例層面探討了鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與農(nóng)民收入增長、城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系。在理論層面，舒伯陽和馬靜[23]以及韋俊峰等[24]通過對鄉(xiāng)村旅游政策體系演進特征分析發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村旅游具有惠農(nóng)、扶貧和生態(tài)保護的作用。并且，隨著時間的推移，鄉(xiāng)村旅游的產(chǎn)業(yè)角色已經(jīng)從單一產(chǎn)業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)向與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略全面銜接[25]。在案例研究層面，Rogerson 通過案例分析研究發(fā)現(xiàn)，南非鄉(xiāng)村旅游通過帶動農(nóng)村居民收入增長縮小了城鄉(xiāng)收入差距[26]。Akin 等則利用調(diào)研發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村旅游可以促進農(nóng)村人口回流，主要原因在于鄉(xiāng)村旅游可以為本地村民提供更多工作崗位，以幫助其實現(xiàn)“離土不離鄉(xiāng)”的就業(yè)轉(zhuǎn)換[27]。Mahadevan等通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，印度尼西亞農(nóng)村地區(qū)旅游業(yè)發(fā)展可以帶動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而降低農(nóng)村貧困度以及縮小城鄉(xiāng)收入不平等[28]。然而，現(xiàn)有文獻并未對鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系及其機制進行科學(xué)評估。

鑒于此，本文利用“全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選的準自然實驗構(gòu)造雙重差分，實證評估鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系。根據(jù)《關(guān)于開展全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣和全國休閑農(nóng)業(yè)示范點創(chuàng)建活動的意見》的指示，農(nóng)業(yè)部和國家旅游局從2010 年起，利用3 年時間，評選出100 個“全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣”（下文簡稱“鄉(xiāng)村旅游示范縣”）。并且，“鄉(xiāng)村旅游示范縣”由農(nóng)業(yè)部和國家旅游局統(tǒng)一進行規(guī)劃和評選，地方政府很難對評選結(jié)果進行干預(yù)，因此滿足準自然實驗的標準[29]?；谝陨戏治觯疚膰L試以“鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選的準自然實驗構(gòu)造雙重差分來實證評估鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

本研究的學(xué)術(shù)貢獻主要體現(xiàn)在3個方面：第一，在研究方法上，有助于科學(xué)評估鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系。已有研究在探討旅游業(yè)發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系的問題時多以省級面板數(shù)據(jù)為樣本，并且未能有效緩解內(nèi)生性問題。而本文利用“鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選這一準自然實驗，并基于城市面板數(shù)據(jù)構(gòu)造雙重差分，能夠在有效緩解內(nèi)生性的前提下科學(xué)地識別出鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的凈影響。第二，在研究機制上，從農(nóng)村基礎(chǔ)公共品供給、三產(chǎn)融合以及非農(nóng)就業(yè)3 個方面，揭示出鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的作用機制，同時有助于豐富和拓展農(nóng)村基礎(chǔ)公共品供給、三產(chǎn)融合以及非農(nóng)就業(yè)影響城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)理論研究模型和文獻范本。第三，在研究邊界上，本研究從地區(qū)差異視角揭示出鄉(xiāng)村旅游發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的異質(zhì)性效果，為鄉(xiāng)村旅游資源開發(fā)政策的空間選擇提供理論支撐和經(jīng)驗依據(jù)。

1 政策背景與理論假設(shè)

1.1 政策背景

中國有69 萬個行政村、超260 萬個自然村①民政部.中華人民共和國2020年行政區(qū)劃統(tǒng)計表[EB/OL].[2022-1-12].http://xzqh.mca.gov.cn/statistics/2020.html.。隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的不斷推進，鄉(xiāng)村如何發(fā)展，農(nóng)業(yè)如何產(chǎn)業(yè)化，農(nóng)村資產(chǎn)如何盤活，農(nóng)民的財產(chǎn)性收入如何增加，如何通過產(chǎn)業(yè)融合、三產(chǎn)聯(lián)動等方式實現(xiàn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺并提高農(nóng)民收入水平，是亟待解決的重大課題。2010年，農(nóng)業(yè)部和國家旅游局聯(lián)合出臺了《關(guān)于開展全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣和全國休閑農(nóng)業(yè)示范點創(chuàng)建活動的意見》（下文簡稱《意見》），旨在加快鄉(xiāng)村旅游發(fā)展，以推進農(nóng)業(yè)功能拓展、農(nóng)村經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整、社會主義新農(nóng)村建設(shè)和促進農(nóng)民就業(yè)增收。2010—2017年間，政府部門總共設(shè)立了388個“鄉(xiāng)村旅游示范縣”，分布于160多個城市②農(nóng)業(yè)農(nóng)村部.全國休閑農(nóng)業(yè)與鄉(xiāng)村旅游示范縣名單和獲批時間[EB/OL].[2022-01-12].http://www.moa.gov.cn/.。

隨著《意見》的出臺，各部委也陸續(xù)頒布多個政策文件以進一步推動“以旅興農(nóng)”。2016 年8 月，國家旅游局會同國家發(fā)展改革委、國務(wù)院扶貧辦等十二部門聯(lián)合制定《鄉(xiāng)村旅游扶貧工程行動方案》，該方案旨在實施鄉(xiāng)村旅游扶貧八大行動，包括鄉(xiāng)村環(huán)境綜合整治專項行動、旅游規(guī)劃扶貧公益專項行動、鄉(xiāng)村旅游電商推進專項行動、萬企萬村幫扶專項行動、百萬鄉(xiāng)村旅游創(chuàng)客專項行動、金融支持旅游扶貧專項行動、扶貧模式創(chuàng)新推廣專項行動和旅游扶貧人才素質(zhì)提升專項行動。2017 年3 月，國家旅游局與中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行、中信銀行簽署《支持鄉(xiāng)村旅游扶貧合作協(xié)議》，重點支持500 個“景區(qū)帶村”模式的鄉(xiāng)村旅游扶貧項目，以及支持與旅游扶貧景區(qū)、鄉(xiāng)村旅游扶貧工程相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善鄉(xiāng)村旅游公共服務(wù)設(shè)施水平。2017年11月，國家發(fā)展改革委會同有關(guān)部門共同研究制定了《促進鄉(xiāng)村旅游發(fā)展提質(zhì)升級行動方案（2017 年）》，旨在優(yōu)化鄉(xiāng)村旅游發(fā)展戰(zhàn)略，進一步發(fā)揮鄉(xiāng)村旅游在穩(wěn)增長、促消費、減貧困、惠民生等方面的積極作用。2018 年，文化和旅游部、國家發(fā)展改革委等多部委聯(lián)合出臺了《關(guān)于促進鄉(xiāng)村旅游可持續(xù)發(fā)展的指導(dǎo)意見》《促進鄉(xiāng)村旅游發(fā)展提質(zhì)升級行動方案（2018年—2020 年）》，旨在繼續(xù)孵化鄉(xiāng)村旅游精品工程，培育農(nóng)村發(fā)展新動能，推動鄉(xiāng)村旅游可持續(xù)發(fā)展，并提出進一步促進鄉(xiāng)村旅游發(fā)展提質(zhì)擴容，補齊鄉(xiāng)村旅游道路和停車設(shè)施建設(shè)短板，發(fā)揮鄉(xiāng)村旅游對促進消費、改善民生、推動高質(zhì)量發(fā)展的重要帶動作用。2021年，《“十四五”旅游業(yè)發(fā)展規(guī)劃》進一步指出規(guī)范發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，完善鄉(xiāng)村旅游政策保障體系，鼓勵各地區(qū)因地制宜將鄉(xiāng)村旅游納入縣域相關(guān)規(guī)劃，實施鄉(xiāng)村旅游精品工程，優(yōu)化鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，以助力鄉(xiāng)村振興。

1.2 理論假設(shè)

本文主要從農(nóng)村基礎(chǔ)公共品供給、三產(chǎn)融合以及非農(nóng)就業(yè)3 個方面，分析鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的作用機制。

1.2.1 公共品供給機制

農(nóng)村地區(qū)基本公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施落后，是阻礙城鄉(xiāng)融合發(fā)展，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距不斷擴大的重要因素之一[30]。首先，現(xiàn)有文獻從多個角度論證了交通基礎(chǔ)設(shè)施是影響我國城鄉(xiāng)收入差距的重要因素之一[31]。例如高鐵開通能顯著影響勞動力異質(zhì)性轉(zhuǎn)移，為農(nóng)村剩余勞動力提供更多就業(yè)機會[4]，與此同時，基礎(chǔ)交通設(shè)施也能顯著促進農(nóng)村地區(qū)要素流通，帶動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展[32]。理論上，與其他現(xiàn)代服務(wù)業(yè)相比，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游能夠加快農(nóng)村地區(qū)的公共品供給[33]。從實際情況來看，政府相關(guān)部門在推進鄉(xiāng)村旅游建設(shè)的過程中，一直強化鄉(xiāng)村旅游基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和配套服務(wù)提供。例如《促進鄉(xiāng)村旅游發(fā)展提質(zhì)升級行動方案（2017年）》明確提出要繼續(xù)加強農(nóng)村地區(qū)鄉(xiāng)村旅游基礎(chǔ)設(shè)施和配套服務(wù)。其次，農(nóng)村通信設(shè)施建設(shè)可以打破鄉(xiāng)村與城市之間的通訊邊界，降低信息不對稱，實現(xiàn)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟平衡發(fā)展[34]。并且，“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”可以促進城鄉(xiāng)之間資源優(yōu)化配置，從“機會”和“信息”兩個層面讓農(nóng)村居民共享互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展紅利[17,35-37]。通過發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，可以獲得更多政策扶持以及外部資本投資，這些都有助于加速農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)通信設(shè)施建設(shè)。此外，李永友和王超研究指出，政府部門提高農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療服務(wù)水平，可以暢通城鄉(xiāng)間公共服務(wù)均等化，推進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距[18]。發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，有助于推動“縣鄉(xiāng)一體，鄉(xiāng)村一體”的醫(yī)療衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，增加農(nóng)村地區(qū)衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)基礎(chǔ)設(shè)施配置，進而緩解農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)人員不足的問題，彌補農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生落后的短板。因此，通過發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，引導(dǎo)生產(chǎn)要素向農(nóng)村回流，帶動農(nóng)村交通設(shè)施、通信設(shè)施和醫(yī)療設(shè)施建設(shè)，以及促進公共服務(wù)產(chǎn)品供給，改善農(nóng)村地區(qū)發(fā)展環(huán)境。

1.2.2 產(chǎn)業(yè)融合機制

農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展落后、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一以及產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性較弱是制約著我國農(nóng)民收入增長的重要因素[38]。首先，從產(chǎn)業(yè)發(fā)展角度來看，鄉(xiāng)村旅游以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民生活、農(nóng)村風貌、人文遺跡和民俗風情為旅游吸引物，鄉(xiāng)村旅游依托農(nóng)業(yè)，同時鄉(xiāng)村旅游產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長可以反哺農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，從而促進農(nóng)民收入增長[39-41]。從城鄉(xiāng)融合角度來看，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對于打破城鄉(xiāng)二元邊界、構(gòu)建“都農(nóng)共生”、實現(xiàn)城鄉(xiāng)有機融合具有重要戰(zhàn)略意義[42]。其次，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展能緩解農(nóng)業(yè)產(chǎn)能過剩、農(nóng)業(yè)后端延伸不足、同質(zhì)化嚴重和技術(shù)落后等問題，并且在土地資源有限的前提下，有助于優(yōu)化產(chǎn)能結(jié)構(gòu)、提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量以及破除單一產(chǎn)業(yè)鏈條，從而增加農(nóng)民經(jīng)營性收入[43-45]。此外，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，有助于打通農(nóng)業(yè)與旅游業(yè)投融資渠道，以投資帶動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展。與此同時，鄉(xiāng)村旅游通過“品牌”的賦能作用，帶動農(nóng)村地區(qū)投資增加，推動農(nóng)村地區(qū)一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，在一定程度上緩解了農(nóng)村資源錯配的問題，進而提升農(nóng)民收入水平[46-48]。

1.2.3 非農(nóng)就業(yè)機制

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟理論認為，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率低于非農(nóng)部門是導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴大的主要因素[49]，農(nóng)民參與非農(nóng)工作可以顯著提高農(nóng)民家庭人均收入[50]。首先，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，可以聚攏旅游智力資源，夯實人才振興基礎(chǔ)。發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，可以吸引城市精英人才以及外地務(wù)工人員回村創(chuàng)業(yè)，以創(chuàng)業(yè)驅(qū)動就業(yè)，促進農(nóng)村居民收入提高。其次，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，有助于拓展農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈、供應(yīng)鏈以及多要素結(jié)合，通過產(chǎn)業(yè)振興帶動農(nóng)村勞動力職業(yè)轉(zhuǎn)型，進而促進非農(nóng)就業(yè)[6]。此外，鄉(xiāng)村旅游作為具有較強產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)性的新興產(chǎn)業(yè)，可以直接或間接地帶動農(nóng)村地區(qū)吃、住、行、游、購、娛等非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而產(chǎn)生大量勞動力需求[51]。

綜上所述，鄉(xiāng)村旅游可以從3 個方面對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。第一，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游可以提升農(nóng)村地區(qū)公共品供給水平；第二，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游有助于推動農(nóng)村地區(qū)一、二、三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展；第三，發(fā)展鄉(xiāng)村旅游可以產(chǎn)生大量就業(yè)崗位，進而促進非農(nóng)就業(yè)。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H1：鄉(xiāng)村旅游通過促進農(nóng)村地區(qū)公共品供給、三產(chǎn)融合以及非農(nóng)就業(yè)3個渠道縮小城鄉(xiāng)收入差距

2 識別策略、數(shù)據(jù)與變量

2.1 識別策略

“鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選于2010 年開始，在2010—2017年間分多批進行，這為本文從年份和城市兩個層面構(gòu)造雙重差分提供了準自然實驗基礎(chǔ)。截至2017 年末，在本文選取的287 個地級市中，先后分多批共有168個地級市管轄縣域獲選“鄉(xiāng)村旅游示范縣”，這168個地級市構(gòu)成了本文的實驗組，其余地區(qū)則為對照組。具體地，本文采用雙向固定效應(yīng)來實現(xiàn)多期雙重差分法，設(shè)定如下基準回歸模型：

式（1）中，被解釋變量income_gapi,t為城鄉(xiāng)收入差距，下標i和t分別表示第i個城市和第t年。核心解釋變量C_tourismi,t表示是否獲選“鄉(xiāng)村旅游示范縣”。Controlsi,t代表影響城鄉(xiāng)收入差距且隨城市和年份變動的控制變量集合。γt表示年份固定效應(yīng)，用來控制不隨個體變化的時間因素；μi表示城市固定效應(yīng)，用來控制不隨時間變化的個體因素；εi,t表示隨機誤差項。本文著重關(guān)注β1的系數(shù)，其代表鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的凈影響。

2.2 變量定義與測度方法

2.2.1 被解釋變量

為分析鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文參考陸銘和陳釗[1]、李永友和王超的研究[18]，選用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值，以及城鎮(zhèn)職工平均工資與農(nóng)村居民人均可支配收入的比值（income_gap、income_gap_p）來衡量各地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距。

2.2.2 核心解釋變量

本文核心解釋變量為鄉(xiāng)村旅游發(fā)展（C_tourism）。參考李彬彬等的做法[21]，定義C_tourismi,t=treati×postt，其中，treati為i地級市是否擁有“鄉(xiāng)村旅游示范縣”，若擁有則treati=1，否則treati=0；postt為時間虛擬變量，在“鄉(xiāng)村旅游示范縣”入選之前postt=0，而在入選當年及之后postt=1。

2.2.3 控制變量

為了控制其他因素對地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距的影響，通過梳理文獻并結(jié)合現(xiàn)實情況，筆者選擇了一系列變量作為控制變量[4,18]：經(jīng)濟發(fā)展程度（lngdp人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值）、城市規(guī)模（lndensity人口密度的對數(shù)值）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（first_industry、second_industry第一、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比）、地區(qū)政府規(guī)模（lnexpend地方財政一般預(yù)算內(nèi)支出的對數(shù)值）、失業(yè)率（lnunemployment年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)人員數(shù)的對數(shù)值）以及移動設(shè)備覆蓋程度（lnmobile移動電話年末用戶數(shù)的對數(shù)值）。

2.3 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

“鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選于2010 年開始。為了能夠更準確地識別出鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的動態(tài)關(guān)系，以及兩者是否具有較穩(wěn)定的因果關(guān)系，同時保證有足夠的對照組樣本，以消除“壞控制組”導(dǎo)致的估計偏誤。因此，本文選取2001—2019 年間中國287 個地級市面板數(shù)據(jù)進行實證研究，最終得到5409 個非平衡面板觀測值數(shù)據(jù)。本文所使用數(shù)據(jù)均來自歷年各地區(qū)統(tǒng)計年鑒，分別是《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒、縣域統(tǒng)計年鑒等。為消除奇異值的影響，本文對所有連續(xù)變量在上下1%水平上進行縮尾，同時對相關(guān)變量進行取自然對數(shù)處理。詳細的變量定義與描述性統(tǒng)計見表1。

表1 相關(guān)變量定義與描述性統(tǒng)計Tab.1 Definition of relevant variables and descriptive statistics

3 實證過程與結(jié)果分析

3.1 基礎(chǔ)回歸結(jié)果

本文使用Stata 17 軟件進行回歸分析。首先依據(jù)模型（1），筆者檢驗了鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，實證結(jié)果見表2。列（1）和列（2）結(jié)果顯示，在控制城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的條件下，核心解釋變量系數(shù)分別為-0.1249和-0.2182，且至少在5%水平上顯著。這初步驗證了本文假設(shè)，即鄉(xiāng)村旅游發(fā)展可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。為了更好地識別出鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的凈影響，筆者進一步控制了經(jīng)濟發(fā)展程度、城市規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地區(qū)政府規(guī)模、失業(yè)率和移動設(shè)備覆蓋程度等區(qū)域特征。列（3）和列（4）結(jié)果顯示，核心解釋變量系數(shù)分別為-0.1179和-0.1986，且均在1%水平上顯著。這意味著，在控制了其他城市特征后，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展依然可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，這一結(jié)論進一步證實了本文H1的成立。

表2 基準回歸結(jié)果Tab.2 Benchmark regression results

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證本文結(jié)論的可靠性，筆者進行了平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、傾向性得分匹配（propensity score matching，PSM）、替換解釋變量以及控制變量滯后等一系列穩(wěn)健性檢驗。

3.2.1 平行趨勢檢驗

運用雙重差分方法進行分析的一個重要前提是要滿足平行趨勢假定，即如果不存在“鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選的政策沖擊，實驗組和對照組之間的變化趨勢應(yīng)保持一致，以確保外生事件是造成兩者差異的唯一動因。為此，筆者利用事件研究法，將政策實施前5年和后兩年共7年的年份虛擬變量作為解釋變量進行回歸，考察政策實施前后對照組與實驗組的城鄉(xiāng)收入差距是否有顯著差異，從而判斷是否滿足平行性假定。結(jié)果如圖1 所示，事前年份虛擬變量（before5、before4、before3、before2、before1）均不顯著。這意味著在“鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選政策實施前，實驗組地區(qū)與對照組地區(qū)并不存在系統(tǒng)性的差異，因此，平行趨勢檢驗通過。

圖1 平行趨勢檢驗Fig.1 Parallel trend test

3.2.2 傾向得分匹配PSM

前文使用雙重差分法評估了鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，但這一方法并不能控制由樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題?；诖耍摬糠謱⑦M一步采用傾向得分匹配來緩解因樣本選擇偏差而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。首先，利用前文的控制變量采用最近鄰匹配法（1v1）對處理組進行逐年匹配，然后重新加入回歸模型，結(jié)果如表3所示。列（1）和列（2）結(jié)果表明，核心解釋變量C_tourism的系數(shù)分別為-0.1339和-0.2452，并且在1%的水平上顯著為負。以上結(jié)果表明，經(jīng)過傾向得分匹配緩解內(nèi)生性后，本文結(jié)論依然穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗：PSM Tab.3 Robustness test：PSM

3.2.3 安慰劑檢驗

對于本文結(jié)論的另外一個可能的質(zhì)疑在于，城鄉(xiāng)收入差距的統(tǒng)計顯著性很可能來自某些隨機因素。為此，本文借鑒劉瑞明等[52]的處理方法來構(gòu)造安慰劑檢驗，以判斷“鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選政策對城鄉(xiāng)收入差距的縮小效應(yīng)是不是由其他因素所導(dǎo)致。根據(jù)實際分組情況，筆者按照已經(jīng)擁有“鄉(xiāng)村旅游示范縣”的地級市數(shù)量，逐年隨機抽取與該數(shù)量相同的地級市生成“偽實驗組”，并重復(fù)執(zhí)行500 次回歸。圖2展示了500次重新分組的估計系數(shù)的分布以及相應(yīng)的p值，其中，x軸表示核心解釋變量系數(shù)的大小，y軸表示p值大小，灰色圓點是p值分布。從圖2可以看出，大多數(shù)估計值的p值都大于0.1，在統(tǒng)計上并不顯著。以上安慰劑檢驗表明本文的估計結(jié)果并非偶然得到的，這進一步驗證了本文的結(jié)論。

圖2 安慰劑檢驗Fig.2 Placebo test

3.2.4 替換解釋變量

考慮到“鄉(xiāng)村旅游示范縣”是以縣為單位參與評選，這就導(dǎo)致部分地級市擁有多個“鄉(xiāng)村旅游示范縣”。因此，為了保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，參考劉瑞明等的研究方法[53]，本文將核心解釋變量替換為各地級市內(nèi)“鄉(xiāng)村旅游示范縣”的實際數(shù)量，并加入模型（1）進行重新回歸，結(jié)果如表4 所示。列（1）和列（2）結(jié)果顯示，在加入控制變量以及同時控制年份固定效應(yīng)和城市固定效應(yīng)的情況下，核心解釋變量系數(shù)分別為-0.0645 和-0.0981，且至少在5%水平上顯著。這表明，在替換核心解釋變量后，本文結(jié)論均不存在實質(zhì)性改變。

表4 穩(wěn)健性檢驗：替換核心解釋變量Tab.4 Robustness test：Replace core explanatory variables

3.2.5 控制變量滯后一期

考慮到文中控制變量與城鄉(xiāng)收入差距可能存在較強的因果關(guān)系，因此，為了排除由于逆向因果導(dǎo)致的估計偏誤問題，保證實證估計的可靠性，筆者將所有控制變量滯后一期然后重新加入回歸模型，結(jié)果如表5所示。從結(jié)果可以看出，將所有控制變量滯后一期后，核心解釋變量系數(shù)依然在1%水平上顯著為負。這表明，在緩解了控制變量逆向因果關(guān)系后，本文結(jié)論依然穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗：控制變量滯后一期Tab.5 Robustness test：Control variables lag by one stage

4 機制識別與異質(zhì)性分析

在上文研究發(fā)現(xiàn)的基礎(chǔ)上，筆者繼續(xù)對鄉(xiāng)村旅游發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的作用機制進行識別。具體地，筆者從農(nóng)村地區(qū)公共品供給水平和一、二、三產(chǎn)業(yè)融合以及非農(nóng)就業(yè)這3個方面來分析鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的作用機制。

4.1 機制識別

4.1.1 農(nóng)村公共品視角

為了驗證鄉(xiāng)村旅游發(fā)展可以帶動農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，參考李永友和王超[18]以及邱子迅和周亞虹[34]的研究方法，筆者從農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)和公路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)兩個方面來衡量鄉(xiāng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。具體地，筆者分別以農(nóng)村寬帶接入用戶（rural_internet）、二級公路里程（second_class_road）和三級公路里程（third_class_road）作為農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的測量變量。需要強調(diào)的是，二級公路廣泛存用于城鎮(zhèn)和市郊，三級公路主要是連接地方縣鎮(zhèn)鄉(xiāng)村、偏遠郊區(qū)或功能區(qū)域地點，二者是農(nóng)村地區(qū)主要涉及的交通基礎(chǔ)設(shè)施。將變量加入回歸模型后，結(jié)果如表6 列（1）～列（3）所示。列（1）結(jié)果顯示，農(nóng)村寬帶接入戶數(shù)的核心解釋變量系數(shù)在1%水平上顯著為正，即鄉(xiāng)村旅游發(fā)展顯著帶動了農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。列（2）和列（3）結(jié)果表明，二級公路和三級公路的核心解釋變量系數(shù)在1%水平上顯著為正，這意味著，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展可以帶動當?shù)剞r(nóng)村基礎(chǔ)交通設(shè)施發(fā)展，改善農(nóng)村基礎(chǔ)環(huán)境。

為了進一步驗證鄉(xiāng)村旅游發(fā)展能帶動農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平提升，筆者參考李永友和王超的做法[18]，將農(nóng)村衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)（rural_health_bed）和農(nóng)村執(zhí)業(yè)助理醫(yī)師數(shù)（rural_doctor）作為被解釋變量，加入回歸模型，結(jié)果如表6所示。從結(jié)果可以看出，列（4）和列（5）核心解釋變量系數(shù)均在1%水平上顯著為正，這意味著，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展可以顯著提升農(nóng)村地區(qū)衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)水平。

表6 機制識別：農(nóng)村公共品供給Tab.6 Mechanism identification:Rural public goods supply

上述檢驗符合現(xiàn)實的觀察。江西石城縣位于江西省東南部，地處江西贛州、吉安、撫州和福建三明、龍巖五地市交匯處，擁有豐富的鄉(xiāng)村旅游資源。在發(fā)展鄉(xiāng)村旅游之前，全縣各村莊基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展相對落后，整體很難達到干凈整潔的標準。自從因地制宜發(fā)展鄉(xiāng)村旅游后，全縣發(fā)展得到了上級政府和社會資本的大力支持。截至2022年，全縣1881個村莊全部達到干凈整潔標準，942 個村莊達到生態(tài)宜居標準，698個村莊達到精美社區(qū)標準，完全實現(xiàn)“村村通公路”“村村通5G”“處處可看病”①江西省人民政府.贛州石城開啟建設(shè)富裕美麗溫暖石城新征程[EB/OL]. [2022-07-13]. http://www.jiangxi.gov.cn/art/2022/7/13/art_15845_4029936.html.?；A(chǔ)環(huán)境的改變，讓當?shù)剞r(nóng)民有更多的就業(yè)選擇機會，從而帶動收入的不斷提高。

4.1.2 三產(chǎn)融合視角

正如前文所述，我國農(nóng)村經(jīng)濟主要受限于農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一和產(chǎn)業(yè)發(fā)展落后。借助旅游產(chǎn)業(yè)較強的正向外部性特征，地方政府通過發(fā)展鄉(xiāng)村旅游搭建三產(chǎn)融合平臺，進一步拓寬農(nóng)村經(jīng)濟增長手段，從而拓寬農(nóng)民的增收渠道[6,20]。借鑒王定祥和冉美希的指標測度方法[54]，筆者利用面板熵值法對地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)主營業(yè)務(wù)收入與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之比、休閑農(nóng)業(yè)年營業(yè)收入與第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之比、設(shè)施農(nóng)業(yè)總面積與耕地面積之比以及農(nóng)林牧漁服務(wù)業(yè)總產(chǎn)值與第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之比進行加權(quán)求和，最終得出農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展指標（convergence）。需要強調(diào)的是，針對上述4個指標中缺失值部分，筆者通過查閱縣域統(tǒng)計年鑒和各省統(tǒng)計年鑒進行部分補充后，并利用插值法進行填補，回歸結(jié)果如表7列（1）所示。結(jié)果表明，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的核心解釋變量系數(shù)為0.0522，且在5%的水平上顯著，說明鄉(xiāng)村旅游發(fā)展能夠帶動農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。

4.1.3 非農(nóng)就業(yè)視角

與此同時，考慮到鄉(xiāng)村旅游在帶動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展時，也會為農(nóng)村剩余勞動力提供更多的非農(nóng)就業(yè)機會，促進農(nóng)村勞動力職業(yè)轉(zhuǎn)換。為驗證該機制，參考黃祖輝等的研究方法[51]，筆者引入鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)人員總數(shù)（rural_workers）以及鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)與鄉(xiāng)村從業(yè)人員的比值（rural_workers_p）作為驗證變量，結(jié)果如表7 列（2）和列（3）所示。從結(jié)果中可以看出，核心解釋變量系數(shù)分別為0.6052和0.0195，并且至少在5%水平顯著為正，即鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對非農(nóng)就業(yè)具有顯著正向促進作用。一般來說，非農(nóng)部門的邊際收益高于農(nóng)業(yè)部門，因此，更多的農(nóng)村勞動力實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)意味著農(nóng)村居民收入水平的進一步提升，從而有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

表7 機制識別：產(chǎn)業(yè)融合與非農(nóng)就業(yè)Tab.7 Mechanism identification:Industrial convergence and non-agricultural employment

上述檢驗符合現(xiàn)實的觀察。四川省蒼溪縣依托得天獨厚的農(nóng)業(yè)文化遺產(chǎn)，堅持產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展思路，按照“一個農(nóng)業(yè)園區(qū)就是一個旅游景區(qū)”的標準發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，并且將“蒼溪雪梨”和“蒼溪紅心獼猴桃”等特色農(nóng)業(yè)、旅游資源、鄉(xiāng)村文化融入園區(qū)，創(chuàng)建1個國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園，打造23個大型現(xiàn)代農(nóng)業(yè)園區(qū)，建成環(huán)嘉陵江以水果采摘為主的融合農(nóng)業(yè)特色產(chǎn)業(yè)帶的鄉(xiāng)村旅游精品線路，讓鄉(xiāng)村旅游成為當?shù)剞r(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的新增長點。2021 年，蒼溪縣鄉(xiāng)村旅游發(fā)展帶動6 萬余人就業(yè)，人均年增收2000余元①廣元市人民政府.農(nóng)旅融合蒼溪繪就鄉(xiāng)村振興新藍圖[EB/OL].[2022-06-25].https://www.cngy.gov.cn/govop/show/20220321035522-30220-00-000.html。

4.2 異質(zhì)性分析

相較于中東部地區(qū)而言，我國西部地區(qū)擁有更豐富的鄉(xiāng)村旅游資源[55]，在這種情況下，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響是否會表現(xiàn)出一定的區(qū)域異質(zhì)性？針對這一疑問，我們按照國家統(tǒng)計局東、中、西劃分標準將樣本進行分組檢驗，回歸結(jié)果如表8所示。從結(jié)果中可以看出，相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響更顯著。本文認為主要有兩個原因：一是相較于東部地區(qū)，中西部地區(qū)鄉(xiāng)村旅游資源更為豐富且多樣，對游客更具有吸引力，更容易吸引游客“過夜游”和“跨省游”，這使得中西部地區(qū)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的經(jīng)濟效益更明顯。二是從經(jīng)濟發(fā)展特征來看，東部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平明顯好于中西部地區(qū)，這使得鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對農(nóng)民增收所帶來的邊際效用顯著低于中西部地區(qū)，這也導(dǎo)致了中西部地區(qū)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響更明顯。

表8 異質(zhì)性分析Tab.8 Heterogeneity analysis

5 研究結(jié)論與啟示

探尋如何縮小城鄉(xiāng)收入差距、實現(xiàn)共同富裕一直是近年來學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點?；谝延醒芯?，筆者著重探究了鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系及其作用機理，以期從理論和實踐兩方面深入拓展鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的社會經(jīng)濟價值。本文以我國287個地級市為研究對象，利用“鄉(xiāng)村旅游示范縣”評選的準自然實驗構(gòu)造雙重差分，對鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進行實證評估。研究發(fā)現(xiàn)：（1）鄉(xiāng)村旅游發(fā)展可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，該結(jié)論經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗以及內(nèi)生性處理后依然成立；（2）作用機制識別表明，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展主要通過提升農(nóng)村基礎(chǔ)公共品供給，推動一、二、三產(chǎn)業(yè)融合以及促進非農(nóng)就業(yè)這3 種渠道縮小城鄉(xiāng)收入差距；（3）異質(zhì)性檢驗表明，相較于東部地區(qū)，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果在中西部地區(qū)更顯著。

基于以上研究結(jié)論，可以得出如下政策啟示：第一，本研究結(jié)論印證了“鄉(xiāng)村旅游示范縣”創(chuàng)建的有效性，證實了發(fā)展鄉(xiāng)村旅游的社會經(jīng)濟價值。我國幅員遼闊，不同地域擁有豐富的物質(zhì)和非物質(zhì)的鄉(xiāng)村旅游資源，但是部分地區(qū)由于土地規(guī)模、投入條件及周邊環(huán)境等因素制約，鄉(xiāng)村旅游發(fā)展水平相對落后?？紤]到發(fā)展鄉(xiāng)村旅游可以促進農(nóng)民增收以縮小城鄉(xiāng)收入差距，因此，在兼顧?quán)l(xiāng)村旅游發(fā)展與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、產(chǎn)業(yè)融合、非農(nóng)就業(yè)等各項內(nèi)容的基礎(chǔ)上，進一步制定、完善、貫徹和落實有利于鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的各項政策。地方政府應(yīng)借助鄉(xiāng)村旅游各項政策的紅利，積極發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，最大程度地發(fā)揮鄉(xiāng)村旅游的經(jīng)濟社會價值。第二，由于我國地區(qū)間鄉(xiāng)村資源稟賦、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)存在較大差異，各地政府依據(jù)《意見》以及其他鄉(xiāng)村旅游政策的指引，結(jié)合地方經(jīng)濟發(fā)展特點和鄉(xiāng)村旅游資源的比較優(yōu)勢，因地制宜地發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，充分發(fā)揮鄉(xiāng)村旅游發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果。

盡管本文嘗試科學(xué)地評估鄉(xiāng)村旅游發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的因果關(guān)系及其作用機理，但是，本研究仍然存在一些局限性?，F(xiàn)有研究并未形成統(tǒng)一的鄉(xiāng)村旅游發(fā)展水平的測量方式，本文以“鄉(xiāng)村旅游示范縣”創(chuàng)建作為鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的代理變量可能存在一定的偏差，比如部分城市雖然沒有評選“鄉(xiāng)村旅游示范縣”，但是鄉(xiāng)村旅游發(fā)展依然是其經(jīng)濟的重要組成部分。在未來的研究中，筆者將會嘗試借助大數(shù)據(jù)和網(wǎng)絡(luò)中介平臺以更加精準地測度各地區(qū)鄉(xiāng)村旅游發(fā)展水平，為鄉(xiāng)村旅游政策的制定提供科學(xué)的經(jīng)驗依據(jù)。