焦青霞

（河南財經(jīng)政法大學(xué)統(tǒng)計與大數(shù)據(jù)學(xué)院，鄭州 450046）

0 引言

共同富裕是歷史永恒的主題，目前我國正處于扎實推進共同富裕的關(guān)鍵階段，但農(nóng)村、農(nóng)業(yè)發(fā)展不充分不均衡的問題仍然比較突出。而農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展作為農(nóng)村生產(chǎn)的一項重大變革，已經(jīng)成為推動農(nóng)村生產(chǎn)力發(fā)展的重要力量[1],是現(xiàn)階段解決“三農(nóng)”問題的重要途徑。中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》明確指出，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺和農(nóng)村居民生活富裕的有效路徑。由此可見，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展作為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的高級形態(tài)，勢必會對農(nóng)村共同富裕產(chǎn)生影響。

已有研究主要集中在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展與農(nóng)戶增收[2—5]、收入差距[6,7]、農(nóng)村減貧[8]等方面，多是對產(chǎn)業(yè)融合與共同富裕某一維度的關(guān)系進行了論證，而未能從整體上揭示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村共同富裕的影響。如涂圣偉（2022）[1]對產(chǎn)業(yè)融合促進農(nóng)村共同富裕的機理進行了分析，但缺乏定量分析。鑒于此，本文在對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合賦能農(nóng)村共同富裕的機理進行分析的基礎(chǔ)上，利用2011—2020年的省級面板數(shù)據(jù)，對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合賦能農(nóng)村共同富裕的效應(yīng)、路徑和異質(zhì)性進行實證研究。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合賦能農(nóng)村共同富裕的機理

本文從農(nóng)村經(jīng)濟增長、農(nóng)民增收、農(nóng)村人力資本積累和農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新這四個方面對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合促進農(nóng)村共同富裕的機理進行闡述。

（1）經(jīng)濟增長效應(yīng)。共同富裕的前提是富裕，而經(jīng)濟增長是通向富裕的必經(jīng)之路。一方面，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合通過產(chǎn)業(yè)間功能、技術(shù)和價值鏈的整合與重組，給農(nóng)村經(jīng)濟增長注入新的力量，提高了農(nóng)村經(jīng)濟的效益。另一方面，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合通過充分挖掘和發(fā)揮地區(qū)資源和特色優(yōu)勢，培育出新模式和新業(yè)態(tài)，為農(nóng)村經(jīng)濟增長提供新的動力和方向。

（2）農(nóng)民增收效應(yīng)。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合促進農(nóng)民增收的主要機理表現(xiàn)在：第一，通過資源整合，創(chuàng)造了大量的就業(yè)崗位，提高了農(nóng)民的工資性收入。第二，通過提升產(chǎn)業(yè)整體效能，促進農(nóng)村要素集聚和產(chǎn)業(yè)聯(lián)動，拓寬農(nóng)戶增收渠道。第三，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展使農(nóng)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)更加緊密，通過降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本增加農(nóng)民經(jīng)營性收入。

（3）農(nóng)村人力資本積累效應(yīng)。人力資本是財富創(chuàng)造和實現(xiàn)共同富裕的核心力量。隨著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合催生的新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)的快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)資本回報率不斷提高，越來越多的資本開始“回流”或下鄉(xiāng)。資本流動的同時帶動人才流動，返鄉(xiāng)人員將現(xiàn)代理念、技術(shù)和生產(chǎn)方式引入農(nóng)業(yè)，農(nóng)民或農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體通過“干中學(xué)”不斷提高知識和技能，使得農(nóng)村人力資本水平不斷提高，增強了農(nóng)民的創(chuàng)富能力。

（4）農(nóng)村科技創(chuàng)新效應(yīng)。共同富裕的實現(xiàn)需要科技創(chuàng)新作為支撐,而產(chǎn)業(yè)融合為技術(shù)創(chuàng)新提供了平臺。產(chǎn)業(yè)融合不僅可以促使資源、信息、知識流動與共享，降低技術(shù)創(chuàng)新成本，提高技術(shù)創(chuàng)新的能力與效率，而且還可以推動新技術(shù)的傳播與擴散，促進技術(shù)的應(yīng)用與深化，進而提高農(nóng)村產(chǎn)業(yè)效率[1]。

由此，本文提出：

假設(shè)1：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合可以促進農(nóng)村共同富裕。

1.2 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合促進農(nóng)村共同富裕的傳導(dǎo)機制

農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合就是將農(nóng)村和第一、二、三產(chǎn)業(yè)交叉重組、相互滲透，形成新產(chǎn)業(yè)、新模式和新功能，這為農(nóng)村創(chuàng)業(yè)提供了內(nèi)容和載體。一方面，新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)的產(chǎn)生為潛在創(chuàng)業(yè)者提供了創(chuàng)業(yè)機會；另一方面，產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展過程中基礎(chǔ)設(shè)施的完善還可以降低創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)成本。因此，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展有助于農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提升。創(chuàng)業(yè)能夠擴大農(nóng)民就業(yè)，拓寬增收渠道，增加農(nóng)民收入。另外，創(chuàng)業(yè)在改善民生、提高低收入群體收入、改善群體收入不平等、縮小收入差距、實現(xiàn)機會均等等方面也發(fā)揮著重要的作用，對農(nóng)村共同富裕的實現(xiàn)具有顯著的促進作用[9]。

由此，本文提出：

假設(shè)2：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合通過提升農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度對農(nóng)村共同富裕產(chǎn)生影響。

1.3 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合促進農(nóng)村共同富裕的區(qū)域異質(zhì)性

一般來說，產(chǎn)業(yè)融合水平越高，產(chǎn)業(yè)鏈延伸、整合與農(nóng)業(yè)技術(shù)滲透就越容易，對農(nóng)村共同富裕的影響也就越大。但農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是一項系統(tǒng)的、動態(tài)的、復(fù)雜的工程，其對農(nóng)村共同富裕的推動作用與地區(qū)外部環(huán)境、支撐條件密切相關(guān)。外部環(huán)境與支撐條件不同，會導(dǎo)致資源整合與配置的過程和結(jié)果存在差異,從而使產(chǎn)業(yè)融合在影響農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)和緩解收入差距方面產(chǎn)生差異[7]，最終對農(nóng)村共同富裕產(chǎn)生不同的影響。而我國幅員遼闊，不同地區(qū)外部環(huán)境、支撐條件各不相同，勢必會導(dǎo)致農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對農(nóng)村共同富裕的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。

由此，本文提出：

假設(shè)3：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

在農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合賦能農(nóng)村共同富裕理論分析的基礎(chǔ)上，借鑒已有研究，構(gòu)建面板模型如下：

其中,Cwit與Conit分別表示i省份在t時期的農(nóng)村共同富裕水平與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平，Xit表示控制變量，α0、α1、α2為待估參數(shù)，εit為隨機誤差項。

為了檢驗農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合賦能農(nóng)村共同富裕的傳導(dǎo)機制,在式（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其中，Entit表示中介變量農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度，β、γ為待估參數(shù)。α1表示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕影響的總效應(yīng)，γ1為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕影響的直接效應(yīng)，β1×γ2為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕影響的間接效應(yīng)。

2.2 變量選擇

（1）被解釋變量為農(nóng)村共同富裕水平（Cw）。共同富裕是在富裕的基礎(chǔ)上實現(xiàn)共享。富裕指的是生產(chǎn)力發(fā)展水平，共享則是指地區(qū)差異、城鄉(xiāng)差異和個體收入差異不斷縮小。因此，農(nóng)村共同富裕應(yīng)在增強農(nóng)村內(nèi)生動力的基礎(chǔ)上，逐步縮小城鄉(xiāng)之間、不同農(nóng)村之間、農(nóng)村不同群體之間的差距[10]。在借鑒已有研究成果[11]的基礎(chǔ)上，本文從富裕度、群體共同度和區(qū)域共同度三個維度構(gòu)建指標(biāo)體系（見表1）。利用熵值法測算農(nóng)村共同富裕水平（Cw）、富裕度（Cw1）、群體共同度（Cw2）和區(qū)域共同度（Cw3）。

表1 農(nóng)村共同富裕水平測度指標(biāo)體系

（2）核心解釋變量為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合（Con）。在已有研究[12]的基礎(chǔ)上，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，從產(chǎn)業(yè)鏈延伸、多功能發(fā)揮和農(nóng)業(yè)與服務(wù)業(yè)融合三個方面構(gòu)建指標(biāo)體系（見表2）。利用熵值法進行綜合評價。

表2 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平測度指標(biāo)體系

（3）中介變量為農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度（Ent）。用各省份農(nóng)村私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)與鄉(xiāng)村個體就業(yè)人數(shù)之和與鄉(xiāng)村就業(yè)人數(shù)之比來表示農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度。

（4）控制變量包括：①農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（Fai），用農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資（不含農(nóng)戶）除以農(nóng)村人口數(shù)來表示，農(nóng)林牧漁業(yè)固定資產(chǎn)投資用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行消漲處理。②農(nóng)村人力資本（Edu），用農(nóng)村居民平均受教育年限來測度，其計算公式為：（小學(xué)學(xué)歷人數(shù)×6＋初中學(xué)歷人數(shù)×9＋高中學(xué)歷人數(shù)×12＋大專及以上學(xué)歷人數(shù)×16）/六歲及以上人口數(shù)。③農(nóng)村金融發(fā)展水平（Fin），用涉農(nóng)貸款余額除以農(nóng)牧漁業(yè)總產(chǎn)值來表示。④農(nóng)村交通設(shè)施（Trs），用各省份農(nóng)村公路里程數(shù)與地區(qū)農(nóng)村人口數(shù)之比來表示，其計算公式為：（等級公路總里程-高速公路里程-一級公路里程-二級公路里程+等外公路里程）/鄉(xiāng)村人口數(shù)。

2.3 數(shù)據(jù)說明

本文選取2011—2020年我國30個省份（不含西藏和港澳臺）的數(shù)據(jù)作為樣本。原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國社會統(tǒng)計年鑒》，以及各省份統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。部分缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法補齊。

3 實證結(jié)果分析

3.1 基準回歸分析

面板數(shù)據(jù)模型包括隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型兩種，Hausman檢驗結(jié)果（P=0.0026）顯示，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。具體估計結(jié)果見表3。由表3列（1）可以看出，在不加入控制變量的情況下，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響系數(shù)為1.367，且在1%水平上通過顯著性檢驗，這表明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合可以促進農(nóng)村共同富裕。加入控制變量后（見表3列（2）），農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響仍顯著為正。由此可見，無論是否加入控制變量，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響都顯著為正，這說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的實現(xiàn)具有顯著促進作用，與理論分析結(jié)果一致，假設(shè)1得到驗證。控制變量農(nóng)村人力資本（Edu）、農(nóng)村金融發(fā)展水平（Fin）、農(nóng)村交通設(shè)施（Trs）和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資（Fai）的影響系數(shù)全部顯著且都為正，這表明農(nóng)村人力資本、農(nóng)村金融發(fā)展水平、農(nóng)村交通設(shè)施的提高以及農(nóng)村固定資產(chǎn)投資的增加均有助于農(nóng)村共同富裕的實現(xiàn)，與理論預(yù)期相符。

表3 基準回歸結(jié)果

從共同富裕各維度來看（見表3列（3）至列（5））：產(chǎn)業(yè)融合對富裕度、群體共同度和區(qū)域共同度的影響系數(shù)均為正且都通過了顯著性檢驗，這表明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的促進作用是對各維度共同作用的結(jié)果。從影響的大小來看，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對富裕度的影響最大，其次是群體共同度，對區(qū)域共同度的影響最小?？赡艿慕忉屖?，富裕度和群體共同度主要體現(xiàn)在農(nóng)民收入和農(nóng)民間的收入差距上，而農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合為農(nóng)民增收培育了新動能，在提高農(nóng)民收入方面發(fā)揮著重要的作用，尤其是對中低收入農(nóng)戶的影響更大[4]，所以農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對富裕度和群體共同度影響較大；而區(qū)域共同度主要反映城鄉(xiāng)收入差距，當(dāng)前造成城鄉(xiāng)收入差距的主要原因是農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)的比較勞動生產(chǎn)率較低，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合雖然是提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和競爭力的有效發(fā)展模式[1]，但在產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的初期，其提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的優(yōu)勢還未充分顯現(xiàn)出來，所以對區(qū)域共同度的影響較小。

3.2 內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗

（1）內(nèi)生性討論

考慮到農(nóng)村共同富裕水平的變化具有一定的慣性，即過去共同富裕的程度會對當(dāng)期產(chǎn)生影響，因此，在式（1）的基礎(chǔ)上引入被解釋變量的滯后項，將其擴展為動態(tài)面板模型。滯后項的引入可以解決基準模型中可能存在遺漏變量的問題，從而降低模型設(shè)定的偏誤。為解決滯后項引入帶來的內(nèi)生性問題，采用系統(tǒng)GMM方法進行估計，估計結(jié)果見表4。表4列（1）中AR（1）和AR（2）檢驗表明擾動項無自相關(guān)，Sargan檢驗表明所有工具變量都是有效的，以上兩個檢驗說明模型設(shè)定和方法選擇是合理的。列（1）中農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的系數(shù)仍然顯著為正，且與基準回歸結(jié)果在邏輯上是一致的。這說明基準模型的內(nèi)生性問題不嚴重，內(nèi)生性對回歸結(jié)果的影響在可控范圍之內(nèi)，不會影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展推動農(nóng)村共同富裕這一重要結(jié)論，即基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（2）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文從以下三個方面進行檢驗：第一，解釋變量滯后一期。考慮到農(nóng)村共同富裕具有動態(tài)演進性以及各解釋變量對農(nóng)村共同富裕影響的滯后效應(yīng)，用各解釋變量的滯后一期來替代原指標(biāo)重新進行估計，估計結(jié)果見表4列（2）。第二，縮尾處理。為消除異常值和非隨機性計量結(jié)果帶來的不利影響，對解釋變量進行上下1%的縮尾處理后,重新進行估計，估計結(jié)果見表4列（3）。第三，考慮到4個直轄市地位的特殊性和政策傾斜性，有可能會導(dǎo)致結(jié)果不穩(wěn)健，所以剔除北京、天津、上海和重慶4個直轄市后重新進行回歸，估計結(jié)果見表4列（4）。以上三種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均表明，雖然核心解釋變量的系數(shù)大小和顯著性水平略有變化，但系數(shù)的顯著性和符號并沒有發(fā)生實質(zhì)性改變，這說明基準回歸的結(jié)果是穩(wěn)健可信的。

3.3 機制檢驗

基準回歸和穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果表明，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕具有顯著的促進作用，滿足機制檢驗的前提。接下來進一步檢驗農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合影響農(nóng)村共同富裕的傳導(dǎo)機制，具體估計結(jié)果見表5。表5列（2）中農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合可以提高農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度；列（3）中農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度對農(nóng)村共同富裕具有促進作用；列（2）中農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合系數(shù)與列（3）中農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度系數(shù)均顯著，表明農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的中介效應(yīng)是顯著的，Sobel檢驗的結(jié)果也印證了這一點。同時，由于列（3）中農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的系數(shù)顯著且小于列（1）中農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的系數(shù)，說明存在部分中介效應(yīng)。由此可見，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合通過提高農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度進而促進農(nóng)村共同富裕的傳導(dǎo)機制是成立的。在其他變量保持不變的情況下，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平每提高1個單位，農(nóng)村共同富裕水平就直接提高0.529個單位，同時會促使農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度提高217.043個單位，進而使農(nóng)村共同富裕水平間接提高0.145個單位，總效應(yīng)提高0.673個單位，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為21.48%。假設(shè)2得到驗證。

表5 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合促進農(nóng)村共同富裕傳導(dǎo)機制檢驗結(jié)果

3.4 異質(zhì)性檢驗

考慮到我國東、中、西部地區(qū)資源稟賦和發(fā)展階段存在較大差異，以及農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平和農(nóng)村共同富裕水平也存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，本文將30個省份分成東、中、西部地區(qū)來研究不同區(qū)域農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響，具體估計結(jié)果見表6?？梢钥闯觯簴|中部地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合系數(shù)顯著為正，這說明在東部和中部地區(qū)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合有助于農(nóng)村實現(xiàn)共同富裕；西部地區(qū)的系數(shù)不顯著，說明在西部地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響不明顯。

表6 農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕影響的異質(zhì)性檢驗結(jié)果

由表6可知，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的推動作用具有區(qū)域異質(zhì)性。那么，是哪些因素導(dǎo)致農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合賦能農(nóng)村共同富裕的效果存在區(qū)域差異呢？其影響機制又如何呢？本文利用面板門檻模型,主要從農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展所需的支撐條件（金融和人力資本）與其作用于農(nóng)村共同富裕的路徑兩個方面來進行分析。

在對模型進行估計之前,先采用Bootstrap法對門檻模型的具體形式進行判斷，結(jié)果見表7?？梢钥闯觯r(nóng)村人力資本、農(nóng)村金融發(fā)展水平均通過了單門檻效應(yīng)檢驗，而農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度通過了雙門檻效應(yīng)檢驗。同時從表7中還可以看出，門檻值均在95%置信區(qū)間內(nèi)，這說明門檻值的估計是有效的。

表7 門檻效應(yīng)檢驗

由表8列（1）可以看出，當(dāng)門檻變量農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度低于門檻值27.435時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響系數(shù)為0.592，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，當(dāng)創(chuàng)業(yè)活躍度跨過第一個門檻值而小于第二個門檻值時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響進一步提高，當(dāng)跨過第二個門檻值時其影響再次提高。由此可見，隨著農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度的提高，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的促進作用不斷增強。該結(jié)論表明提高農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度對實現(xiàn)農(nóng)村共同富裕具有重要的戰(zhàn)略意義。以農(nóng)村人力資本和農(nóng)村金融發(fā)展水平為門檻變量的估計結(jié)果分列見列（2）和列（3），可以看出，當(dāng)農(nóng)村人力資本、農(nóng)村金融發(fā)展水平分別低于門檻值8.436、8.798時，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響顯著為正，跨過門檻值之后，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的促進作用進一步增強。

表8 門檻模型估計結(jié)果

由此可知：農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響具有區(qū)域異質(zhì)性，對中部地區(qū)的影響最大，東部地區(qū)次之，西部地區(qū)則不顯著。造成這種差異的原因可能是：西部地區(qū)受農(nóng)村金融發(fā)展水平、農(nóng)村人力資本、農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度等方面的約束，使得農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的紅利無法釋放，從而導(dǎo)致農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響不顯著；而中部地區(qū)本身具有比較強的資源與外部環(huán)境優(yōu)勢，再加上近年來國家的扶持和各種政策的傾斜，使得產(chǎn)業(yè)發(fā)展較快，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的紅利得到了充分的釋放，從而對農(nóng)村共同富裕的影響較大。

4 結(jié)論

本文基于2011—2020年我國31個省份的省級面板數(shù)據(jù)，在構(gòu)建農(nóng)村共同富裕水平、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平測度指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，采用固定效應(yīng)模型、中介效應(yīng)模型和面板門檻模型對農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合賦能農(nóng)村共同富裕的效應(yīng)、路徑以及區(qū)域異質(zhì)性進行了研究。結(jié)果表明：（1）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕具有顯著的促進作用，是推動農(nóng)村實現(xiàn)共同富裕的重要力量。（2）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合不僅可以直接促進農(nóng)村共同富裕，而且還可以通過提高農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度間接推動農(nóng)村共同富裕，且間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例高達21.48%。（3）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響具有維度異質(zhì)性。對富裕度的影響最大，其次是群體共同度，對區(qū)域共同度的影響最小。（4）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響具有區(qū)域異質(zhì)性。在東部和中部地區(qū)，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合有助于農(nóng)村實現(xiàn)共同富裕，而在西部地區(qū)該影響不顯著。這主要是因為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的促進作用具有非線性特征，隨著農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度、農(nóng)村金融發(fā)展水平、農(nóng)村人力資本的提高，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合對農(nóng)村共同富裕的影響進一步提高。