一、 乡村特色产业与农民收入研究现状

农民收入持续稳定增长是乡村振兴的主要目标之一，也是实现全体人民共同富裕的关键。改革开放以来，国家高度重视农民收入问题，并在历年中央一号文件中多次提及促农增收措施。在此背景下，农民收入不断增长，增速已超过了城镇居民收入增速，城乡居民收入倍差呈现缩小态势。但是，城乡居民收入绝对差距始终保持扩大趋势^[1]。根据《中国住户调查年鉴2021》显示，1978—2020年间城乡居民收入差额已由209.8元扩大至26702.3元。同时由于农民收入持续增长内在动力不足以及增长稳定性差等原因，致使拓展农民增收渠道，实现农民收入持续稳定增长成为了党和政府亟需解决的重要议题。拓展农民增收渠道离不开乡村产业的发展，乡村产业又很大程度上受到当地资源禀赋的制约。因此，历年中央一号文件多次提出“立足各地资源优势，大力培育特色农业”“做大做强优势特色产业”“大力发展文化、科技、旅游等乡村特色产业”“因地制宜发展多样性特色农业”。党的二十大报告也提出“发展乡村特色产业，拓展农民增收致富渠道”。早在2011年，国家便开始实施全国“一村一品”示范村镇政策，旨在通过当地特色资源优势，发展特色产业，从而促进农村经济发展、实现农民增收。乡村特色产业发展是否推动了农民增收，作用机制是什么，回答这一问题，既能为特色产业方面的示范政策推广提供理论支撑，同时也对促进乡村产业振兴，实现全体人民共同富裕具有重要的意义。

关于农民增收促进因素的研究较为丰富，主要集中在农村人力资本^[2]、农业机械化水平^[3]、产业融合^[4]、数字金融^[5]以及相关土地制度改革政策^[6]等方面。实际上，实现农民增收根本在于提高农业生产效率或拓展非农就业渠道。而乡村特色产业具有较强的正外部性，能够促进要素集聚和优化资源配置，对农民农业收益和非农收入均具有重要影响。然而，目前关于乡村特色产业与农民收入的实证研究并不多见，主要采取定性的方法分析两者之间的关联，且研究结论存在较大的分歧。大部分学者认为，依托资源禀赋培育的乡村特色产业，具有促进农民增收的作用^[7-8]。具体而言，乡村特色产业既能够通过促进农产品精深加工，提高其附加值，进而增加农民农业收益^[9]；同时，也能够通过重构当地产业体系^[10]、拓展农民就业和创业渠道^[11]，从而实现农民非农收入增长。然而也有学者指出，由于乡村特色产业项目存在单一化和同质化问题，极易在短时间出现供给骤增，造成市场饱和，产品过剩，从而影响乡村特色产业收益，限制农民收入增长^[12-13]；同时由于农民处于特色产业链前端，并不参与特色产业相关经营活动，因此很难参与分配特色产业链和价值链增值收益^[14]。

由于现有文献多采用定性分析的方法，而研究样本的不同，导致得出差异化的结论。可知，目前尚缺乏采用实证分析的方法，从整体的视角来检验乡村特色产业发展是否对农民存在增收效应。而我国所实施的全国“一村一品”示范村镇政策提供了一个较好的准自然实验，能够较为准确识别乡村特色产业发展对农民收入的净影响。鉴于此，本研究结合县域数据，实证探究乡村特色产业发展对农民收入的影响及其作用机制。相较于已有文献，本研究的可能创新点在于：第一，结合县域数据，以全国“一村一品”示范村镇政策作为准自然实验来评估乡村特色产业发展对农民增收的影响，能够较好解决两者之间的内生性问题，增强研究结论的可信度；第二，从县域经济、涉农企业和农民行为等多维度，探究示范政策增收效应的作用机制，能够加深对示范政策增收效应内在机制的理解；第三，考虑到政策制定差异性，着重从区域、发展条件、产品种类等方面进行异质性分析，能够为政策制定优化和支持体系完善提供决策依据。

二、 理论分析与研究假说

乡村特色产业是产业兴旺的重要组成部分，是在乡村特定资源环境和要素禀赋的基础上产生的，其发展的重要目标之一就是促进乡村产业有序发展，最终实现产业兴旺、农民增收等多方共赢的局面。2011年以来，我国陆续出台一系列全国“一村一品”示范村镇政策为激发农村经济发展内生动力、加快乡村产业振兴进程、实现农民增收致富作出了积极尝试。其中，“一村一品”示范村镇的申报需要基于当地特色产业，满足“主导产业基础好”“融合发展程度深”“联农带农作用强”和“特色产品品牌响”等申报条件。根据申报条件的具体基础要求可知，示范村镇所在地区均为乡村特色产业发展较好的地区，故可以将其视为乡村特色产业发展水平较高的地区。鉴于此，本研究从以下三个维度，基于示范村镇政策，分析乡村特色产业发展对农民收入影响的作用机制。

（一） 县域经济发展的作用机制

乡村特色产业发展能够有效推动县域经济发展。首先，乡村特色产业发展通过一二三产业融合，将信息技术、生物技术、大数据、物联网等与乡村元素、传统农业等融合形成休闲农业与乡村旅游、乡村健康养老、创意农业等新产业新业态，既促进了乡村产业结构优化升级，同时推动了现代乡村产业链的延长、价值链的提升和利益链的完善，从而助推农业农村经济高质量增长^[11]；其次，乡村特色产业发展可以整合区域资源和特色优势，挖掘并推广适合市场需求的特色产品和服务，形成地方品牌与产业体系，将资源优势转化为市场竞争优势，促进经济可持续发展^[15]。再次，在特定资源环境条件下形成的区域特色产品和服务，能够满足当地居民多样化和个性化的需求，丰富居民消费选择，促进当地消费水平提升^[16]；最后，乡村特色产业发展依托乡村社会条件，通过多种利益机制联结，可以促进产业再分工，带动市场规模扩张和产业收入增长^[10]。由此可知，乡村特色产业发展可以通过优化产业结构、延长产业链、增强特色产品和服务竞争优势、提高消费水平以及促进产业专业化分工等实现经济增长。而县域经济规模扩大，可以通过涓滴效应促使农民尤其是低收入群体实现增收^[17]。

（二） 涉农企业发展的作用机制

伴随全国“一村一品”示范村镇政策的实施，乡村逐渐涌现休闲观光、农家乐、传统手工艺制品等特色产业，相较于传统乡村产业，特色产业更容易盈利，从而促使工商资本下乡。与此同时，在示范政策实施背景下，政府会根据当地特色产业，增加基础设施和公共服务设施财政投入，为涉农企业提供了良好的发展环境，提高涉农企业产出效率，增加产出收入^[10]。此外，乡村特色产业发展到一定阶段，会存在“集聚效应”，将大量农业关联度较大的企业聚集^[9]，既增加了企业间联系，促进先进技术与管理经验的传播与学习，同时也易于形成专业化分工与协作，实现涉农企业快速发展。进一步，涉农企业发展存在农民增收效应，可以通过规模经济效应、降低交易成本、知识溢出效应和产业融合效应等途径提高农民收入^[18]。一方面，涉农企业通过工商资本下乡为乡村发展提供重要的资本要素，解决了农村资本要素不足的问题^[19]，同时通过土地流转，促进了农村闲置土地资源开发，既减少耕地抛荒和弃耕，也增加了农民租金收入^[20]。另一方面，涉农企业为农村带来先进技术和管理经验，通过优化生产要素结构的方式提高农业生产率，从而为农民带来利益^[21]；另外，涉农企业在发展过程中不仅可以为当地农民提供就业岗位，而且也可以将农民从农业生产中解放出来，进入城镇务工，进而增加农民工资性收入^[22]。可见，乡村特色产业发展会促进涉农企业发展壮大，进而可能会对农民收入产生积极影响。

（三） 农民行为的作用机制

乡村特色产业发展能够通过影响农民非农就业、技术采用和农业劳动生产率，进而影响其实际收入水平。从就业视角来看，一方面，农业生产周期长、风险大以及效益低等原因，导致农民农业收入增长缓慢^[23]；另一方面，受国际政治经济地缘关系波动、劳动密集型产业转型升级以及近年来新冠肺炎疫情爆发的影响，农村劳动力外出转移就业压力加剧，同时县域二三产业发展滞后，极大限制了农民就业空间^[24]。而我国实施全国“一村一品”示范村镇政策，有助于推动地区特色产业发展，拓展农民就业增收渠道。具体而言，乡村特色产业往往会从农业产业链前端出发，建设规模化农产品生产基地，基于产业链的纵向延伸，促进农产品加工、仓储、运输与销售等关联产业发展^[25]，也可以通过产业融合，促进新产业新业态的涌现^[11]，这些均在一定程度上拓展了乡村发展空间，通过开辟新的就业渠道，增加县域、镇域就业容量，促进农民非农就业水平，从而实现增收目标。从技术采用视角来看，乡村产业发展容易形成特色产业集群，加快完善社会化服务体系，为农民提供免费的技术培训，从而提高农民生产技术采用水平^[26]；同时，率先采用新技术的农民会通过知识溢出效应，加快生产技术在邻里间的扩散和传播，提高当地农民生产技术的应用水平。另外，乡村特色产业发展有利于加强产业链各个环节联系^[27]，并推动新技术沿着农业产业链向生产端扩散和传播，提高农民新技术使用率。生产技术水平的提高势必会减少农业劳动时间，增加农民家庭中非农就业或兼业经营水平，从而提高家庭非农的工资性收入^[23]。从农业劳动生产率视角，乡村特色产业发展的非农就业效应，导致农业劳动力减少，且伴随土地流转政策的引导，农业生产经营逐渐走向规模化。而规模化经营有利于增加资本投资，促进技术进步与扩散，进而提高农业劳动生产率^[28-29]，最终带来农民收入的提高^[30]。

基于以上理论分析，本研究提出如下假说：

H₁：乡村特色产业发展能够促进农民收入增长。

H₂：乡村特色产业发展能够通过县域经济、涉农企业和农民行为三个维度，促进农民收入增长。

三、 研究设计

（一） 模型设定

全国“一村一品”示范村镇政策可以看作是一项准自然实验，同时考虑到样本期内示范村镇是分批次批复的，政策冲击时间不一致，故本研究借鉴Bertrand et al.^[31]的做法，采用多期倍差法考察示范政策对农民收入的影响。具体模型设定如下：

公式（1）中，lninc_fit表示i县t年的农村人均可支配收入的对数值；CI_it为反映示范政策的虚拟变量。具体而言，CI_it=Treat_i×Post_t，其中，包含示范村镇的县虚拟变量Treat_i，若是则赋值1，否则为0；时间虚拟变量Post_t，在入选之前赋值为0，而在入选当年及之后赋值为1。CI_it的估计系数α₁反映了示范政策对农民收入影响的总效应，λ_i和δ_t分别表示地区和时间固定效应，X_it为一系列会影响农民收入变化的控制变量，ε_it是随机扰动项。

为了进一步检验示范政策对农民收入影响的作用机制，本研究根据温忠麟和叶宝娟^[32]提出的检验流程，构建如下中介效应模型：

公式（2）和公式（3）中，M_it为中介变量。θ₁表示示范政策对中介变量的作用效果，γ₁表示示范政策对农民收入影响的直接效应，γ₂×θ₁表示间接效应。中介效应的检验步骤大致包括：第一步，若公式（1）中α₁显著，则以中介效应立论；第二步，若公式（2）和公式（3）中θ₁和γ₂均显著，则存在中介效应；第三步，若公式（3）中γ₁显著，且与系数γ₂×θ₁乘积同号，则说明中介变量发挥的是部分中介效应。

（二） 变量选取与说明

1 . 被解释变量

农民收入的对数值（lninc_f），其中，2007—2013年用各县农村居民人均纯收入表示；由于统计口径的变化，2014—2020年用农村居民人均可支配收入代替。同时本研究将各县农民收入的数据按照所属省份的居民消费价格指数转化为以2006年为基期的可比价格，从而消除价格因素的影响。

2 . 核心解释变量

全国“一村一品”示范村镇政策交互项 CI，CI_it=Treat_i×Post_t。

3 . 控制变量

借鉴黄祖辉等^[23]的研究，本研究的控制变量X包括：农业发展水平（Agr），即第一产业增加值占名义GDP比重；产业结构（Ind），即第二产业增加值占名义GDP比重；金融发展水平（Fin），即年末金融机构各项贷款余额占名义GDP比重；人力资本水平（lnhcap），即普通中学在校学生数；通讯基础设施水平（ICT），即固定电话用户数占年末总人口比重。

4 . 机制变量

前文的理论分析表明，示范政策可能会从县域经济、涉农企业和农民行为三个维度影响农民收入。据此，在作用机制检验中，本研究在县域经济维度引入县域实际生产总值（lngdp）作为中介变量；在涉农企业维度引入涉农企业个数（lnnum_qy）、涉农企业资本（lncap_qy）和涉农企业收入（lninc_qy）作为中介变量；在农民行为维度，则采用非农就业水平（Emp）、农业技术采用水平（Tec）和农业劳动生产率（Apr）作为中介变量。其中，县域生产总值、涉农企业资本和涉农企业收入，均按照所属省份的居民消费价格指数转化为以2006年为基期的可比价格。

5 . 其他变量

在样本自选择问题处理的稳健性检验中，基于全国"一村一品"示范村镇申报材料，本研究选取地区人口规模（lnpop）、行政区域面积（lnarea）、产业规模化程度（lnien）来反映当地的经济地理特征。

（三） 数据来源

为考察全国“一村一品”示范村镇政策对农民收入的影响，本研究收集整理了2007—2020年中国24个省份1451个县的面板数据^①，其中976个县包含示范村镇试点地区。^②

本研究主要变量的描述性统计如表1所示。

四、 实证分析

（一） 基准结果分析

为验证示范政策与农民收入之间的关系，本研究采用多期倍差法，并通过逐步加入控制变量的方法进行估计，结果如表2所示。其中，第（1）列未加入控制变量，第（2）-（6）列则是逐步增加控制变量的估计结果，所有估计均控制了县固定效应和年份固定效应。根据估计结果，当未加入控制变量时，示范政策交互项的估计系数为正，且在1%水平下显著；当逐步加入控制变量时，示范政策交互项的估计系数逐渐缩小，但仍然在1%水平下显著为正。说明示范政策支持下的乡村特色产业发展提高了农民收入。就现实而言，我国多数地区县域经济发展还处于较低水平。县域产业层次水平低以及结构不合理等问题不仅制约了县域经济发展，同时限制了农民就近就地就业。与此同时，近年来受国际贸易格局变化、人工智能发展以及新冠肺炎疫情爆发的影响，市场上对农民工的需求降低，农村劳动力外出转移就业压力加剧。在此背景下，示范政策支持下的乡村特色产业发展，既能提高与特色产业关联农产品的农民生产者农业收益；同时特色产业发展，促进了资金、技术和人才在县域聚集，催生了一批新产业新业态发展，能够为当地农民提供大量就业岗位，拓展了农民非农就业渠道，实现了农民非农收入增加。

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

（二） 异质性分析

1 . 区域异质性分析

为了考察不同区域下示范政策对农民收入影响的差异性效果，本研究将总样本划分为东部地区和中西部地区两个子样本分别进行估计，结果如表3中（1）和（2）列所示。根据估计结果，示范政策交互项的系数在各个区域均显著为正，且中西部地区示范政策交互项的系数大于东部地区，说明示范政策在欠发达的中西部地区对农民收入的增长效应更为强烈。主要原因在于：一是相对于东部地区，中西部地区农民收入较低，提升空间和潜力较大，因此示范政策支持下的乡村特色产业发展对中西部地区农民收入带来的边际效应更大；二是东部地区产业发展水平较高且较为饱和，此时发展乡村特色产业，竞争压力较大，导致获利能力不足，因而对农民收入增长的带动作用较弱。而中西部地区各类产业较为匮乏，在示范政策的引导和支持下，通过增加当地基础设施和公共服务投入，同时促进资金、技术和人才等要素集聚，缓解了当地产业发展面临的要素供给不足等问题。在此背景下，发展乡村特色产业能够提升县域产业层次，优化产业结构。在做大做强县域经济蛋糕的同时，农民可以从中分享更多的收益，实现农业经营收入和非农收入的提高。上述结论也表明了示范政策支持下的乡村特色产业发展在一定程度上缓解了区域间农民收入差距，这对于推动区域经济协调发展，促进共同富裕目标的实现具有重要的政策意义。

2 . 财政收入异质性分析

乡村特色产业发展对农民收入影响的过程中，既需要政策引导也需要当地政府的财政支持。因此，本研究以县域人均一般公共预算收入的中位数作为界定标准，将总样本划分为高财力地区和低财力地区两个子样本分别进行估计，以此验证政府财政支持能力发挥的重要作用，估计结果如表3中（3）和（4）列所示。根据估计结果，示范政策交互项的系数均显著为正，但在高财力地区系数值更大，这说明了政府财政支持能力增强了示范政策对农民的增收效应。主要由于低财力地区财政困难，导致对现有基础设施和公共服务投入有限，难以满足乡村特色产业发展的基本条件。相对而言，高财力地区则可以通过为乡村产业发展提供更多的助力，促使示范政策的效果更加明显，进而增加农民收入。同时，相对于资本的先天逐利性，政府的财政支持往往以提高农民生活水平为直接目的^[33]，因此财政支持下的乡村特色产业获得的收益能够更多惠及农民。进一步地，结合区域异质性分析的结果可知，尽管示范政策在欠发达的中西部地区的效果更为强烈，但在当地政府财力约束下，往往会导致示范政策的农民增收效应无法充分发挥。

3 . 人力资本异质性分析

乡村产业发展过程中的资本要素，既包括物质资本也包括人力资本。鉴于此，本研究依据人力资本水平的中位数，将样本分为高人力资本地区和低人力资本地区分别进行估计，结果如表3中（5）和（6）列所示。根据估计结果，示范政策对高人力资本地区的政策效应更强。一方面，高人力资本地区更容易使得乡村特色产业商品化和市场化，实现产品到收益的转化。另一方面，与乡村特色产业关联的生产与管理等，需要满足一定的人力资本条件。例如，生产层面需要足够的现代化农业生产知识和技能；管理层面则需要一定的人力资源技术、知识和管理才能。因此，人力资本水平越高，当地乡村特色产业发展越好，越有助于农民增收。

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

4 . 特色产业种类异质性分析

考虑到不同种类特色产业，农民从中获益的差异性，本研究从农业农村部网站收集并整理了2011—2020年全国“一村一品”示范村镇特色产业中产品的种类，并将其分为经济作物类产品、粮食作物类产品、畜牧类产品、渔业类产品、传统手工艺制品及服务业类产品等五大类^①。考虑到各类特色产业的虚拟变量只存在于实验组中^②，故本研究基于实验组数据，探究示范政策区域下不同种类特色产品对农民的增收效果，估计结果如表4中（1）-（5）列所示。根据估计结果，各类特色产品对农民收入均具有显著正向影响，增收效应由大到小依次为渔业类产品、畜牧类产品、经济作物类产品、传统手工艺制品及服务类产品和粮食作物类产品。相比较而言，传统手工艺及服务类产品和粮食作物类产品的增收效应较低。可能源于手工艺制品技术门槛较高，无法推广，对农民增收不具有普遍性。而粮食类产品由于高成本、低收益以及政策干预程度高的特征，导致企业不愿意投资，发展较为缓慢，且根据班尼特定律，随着居民收入水平提升，会促使居民膳食结构改善和消费升级，从而减少对粮食类产品的消费，逐渐增加对肉类、蔬菜、水果、水产品等营养丰富产品的消费。市场需求的降低会进一步抑制粮食类产业发展，从而不利于农民收入增长。

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

5 . 农民收入异质性分析

示范政策能够提高农民收入，那么是否对不同收入水平农民的增收效果一致，针对这一问题，本研究采取全分位点回归，结果如图1所示。示范政策交互项的系数值整体呈现下降趋势，这说明随着农民收入的提高，示范政策对农民收入的促进作用不断减弱。对此可能的解释是，一方面，低收入农民群体往往由于家庭或知识技能受限等原因，无法外出务工，而乡村特色产业中部分岗位技术门槛较低，同时距离农民家庭较近，能够实现农民就地就近就业，实现农民非农收入增加。另一方面，乡村特色产业往往会促进劳动力回流，而这部分劳动力往往具有部分相似特征，即在城市中往往为非正式职工，就业工资低，就业稳定性较差。由此可知，乡村特色产业对低收入农民的增收效应更强，在某种程度上缩小了农民内部收入差距。

五、 稳健性检验

（一） 平行趋势检验和安慰剂检验

首先，使用多期倍差法进行分析需要满足一定的前提条件，即在示范政策实施之前，实验组和控制组农民收入需要具有相同的变化趋势。为此，本研究借鉴Boler et al.^[34]做法，采用事件分析法进行验证，结果如图2所示。在示范政策实施之前，示范政策的估计系数均不显著，这说明实验组与控制组的农民收入在政策实施前的变化趋势不存在显著差异，满足平行趋势假设。此外，在政策实施之后，示范政策的估计系数始终显著为正，表明示范政策实施对农民收入产生了正向影响，且这种增收效应在时间上具有延续性，存在较大的正向累计效应。

其次，在本研究的准自然实验中，尽管控制了县域层面特征变量，但仍然可能存在一些未观测变量导致估计结果产生偏误。为此，借鉴Li et al.^[35]的做法，本研究通过随机设定实验组进行安慰检验。具体做法：从1451个样本县中随机选择976个县作为“伪”实验组，而剩余样本县作为控制组，同时对实验组随机抽取样本期作为其政策时间，由此构建新的模拟交互项并进行回归，从而获得模拟交互项的估计系数。由于实验组是随机设定的，理论上构建的模拟交互项CI不会对农民收入产生显著影响，其估计系数应该为0。基于这一思路，本研究重复500次上述随机过程并在图3中汇报了模拟交互项的估计系数分布情况。可知，模拟交互项估计系数主要集中分布在零的附近，均值接近于0，并明显远离在真实政策冲击下的系数估计值（0.0658）。由此可以说明未观测变量几乎不会对估计结果产生明显的影响，进而说明前文的研究结果是稳健的。

（二） 样本自选择问题的处理

根据全国“一村一品”示范村镇申报条件显示，相对于其他地区，贫困地区的申报条件被适当放宽，同等条件下更容易被选择为政策实验点^①，由此可能会产生实验组样本的自选择问题，而这一问题会导致估计结果有偏。为此，本研究进一步使用多期PSM-DID方法检验示范政策实际的增收效应。首先，使用Logit模型估计倾向得分，方程设定如下：

Treat_i表示样本县是否包含全国“一村一品”示范村镇；X_i是前文基准模型中的控制变量；Z_i为其他会影响地区是否包含示范村镇的变量。基于全国“一村一品”示范村镇申报材料内容，Z_i包含人口规模、行政区域面积、产业规模化程度等反映当地经济地理特征的变量。

其次，根据倾向得分为包含示范村镇的样本县匹配控制组，使实验组和控制组的控制变量在政策冲击前不存在显著差异，以此降低样本选择偏误。本研究分别使用最近邻匹配法、核匹配法和半径匹配法进行匹配。进一步地，采用平衡性检验和共同支撑检验来检验匹配质量，结果如图4所示^②。在匹配后，所有控制变量的标准化偏差明显缩小，且均小于20，同时样本基本满足共同支撑假设。基于此，本研究剔除未匹配成功的样本后，使用多期倍差法重新估计示范政策的增收效应。

多期PSM-DID方法的估计结果如表5所示。无论采用最近邻匹配、核匹配还是半径匹配，示范政策均对农民收入均具有显著正向影响，故本研究的结论是稳健的。

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著；最近邻匹配采用1 ∶3的匹配方法，半径匹配的匹配半径为0.001。

（三） 其他稳健性检验

首先，考虑数据问题，由于统计口径的变化，2014年及之后年份农村居民人均纯收入指标被农村居民人均可支配收入指标替代，考虑到两种指标数据统计的差异，可能会造成估计偏误。为此，本研究在原样本的基础上剔除2014—2020年的样本，仅使用2007—2013年的样本重新进行估计，估计结果如表6中（1）列所示。结果显示，示范政策对农民收入具有显著的正向影响，与基准估计结果基本一致，验证了研究结论的稳健性。

其次，替换核心解释变量。在基准回归方程中，本研究将全国“一村一品”示范村镇政策虚拟变量作为衡量乡村特色产业发展的指标，但这并没有体现出不同示范村镇所处县级乡村特色产业发展程度的差异。为刻画不同乡村特色产业水平的农民增收效应，本研究采用县级示范村镇个数（number）替代原来的核心解释变量。估计结果如表6中（2）列所示，县示范村镇个数变量估计系数显著为正。

接下来，考虑实验样本实施时间问题。全国“一村一品”示范村镇是分批设立的，而2019年和2020年中的实验样本的政策实施有效时间仅为两年和一年，政策实施有效时间较短可能会造成估计偏误。为此，本研究分别剔除2020年的实验样本和2019年与2020年的实验样本后再进行估计，估计结果见表6中（3）和（4）列，示范政策交互项系数仍显著为正。

进一步地，考虑由于样本极端值可能造成的偏误。本研究对基准回归模型中所有连续型变量进行1%缩尾处理，估计结果如表6中（5）列所示。可知，示范政策交互项系数在1%的显著性水平下依然为正。本研究结论是稳健的，示范政策对农民具有增收效应。

最后，考虑县所在城市产业政策调整造成的估计偏误。由于不同城市地方政府的产业政策调整动态不同也可能会影响县级农民收入，从而导致估计的偏误。为此，本研究进一步控制了县级所在城市ⅹ时间的固定效应，估计结果如表6中（6）列所示，发现估计结果仍然是稳健的。

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

六、 作用机制检验

（一） 县域层面的中介效应

本研究选择县域实际生产总值（lngdp）作为县域经济层面的中介变量，检验结果如表7所示。其中，以县域实际生产总值为被解释变量时，示范政策交互项的估计系数在1%水平下显著为正，说明示范政策促进了县域经济发展；进一步，以农民收入为被解释变量，示范政策交互项和县域实际生产总值的估计系数均显著为正，表明县域实际生产总值在示范政策对农民收入的促进作用中发挥着部分中介作用，同时Sobel的检验结果也在1%显著水平下拒绝原假设，表明县域实际生产总值起到了部分中介作用。估计结果与本研究的理论分析结果相符合，示范政策可以促进县域经济发展，通过涓滴效应，增加农民收入。依据现实情况，我国2/3以上的人口生活在县域内，但多数县域经济发展水平较低，县域产业结构、产业层次和技术水平等还较为落后和欠缺^[36]。因此，无法带动当地农民收入增长。而示范政策的实施，能够促进当地特色产业发展，通过培育产业中的拳头产品，提高特色产品的品牌影响力，从而将当地资源优势转化为竞争优势。最终，通过做大当地“经济蛋糕”，使得当地农民可以从中获得更大的收益。

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

（二） 企业层面的中介效应

本研究选择县域涉农企业个数（lnnum_qy）、资本（lncap_qy）和收入^①（lninc_qy）等作为企业层面的中介变量，检验结果如表8所示。以涉农企业个数为例，首先，当以该变量为被解释变量时，示范政策交互项估计系数显著为正，说明示范政策促进了涉农企业在县域集聚；其次，以农民收入为被解释变量时，示范政策交互项和涉农企业个数的估计系数均在1%显著水平下为正，表明涉农企业个数在示范政策增收效应中起到了中介作用，Sobel检验结果也证明了这一结论。同理可得，涉农企业资本和收入同样起到了部分中介作用，即示范政策能够通过推动资本下乡和促进涉农企业收入增长，从而促进农民增收。具体来看，首先，在示范政策的引导和支持下，涉农企业在县域集聚，能够为当地农民提供更多就业岗位，拓展了农民增收渠道；其次，工商资本下乡，能够解决乡村资本要素不足的难题，推动当地产业发展，增加农民财产性收入，同时也会促进科技、品牌和金融等现代要素下乡，对农民收入产生积极影响；最后，涉农企业壮大，收入的增加会反馈到产业链的生产端，使得农民从中可以获得更大的收益。

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

（三） 农民行为的中介效应

本研究选择农民非农就业水平（Emp）、农业技术采用水平（Tec）和农业劳动生产率（Apr）等作为农民行为层面的中介变量，检验结果如表9所示。以非农就业水平为例，当以该变量为被解释变量时，示范政策显著促进了县域非农就业水平；当以农民收入为被解释变量时，示范政策交互项和非农就业水平估计系数均显著为正，表明非农就业水平在示范政策对农民收入影响的过程中发挥着部分中介作用，Sobel检验结果也证明了这一结论。同理可得，示范政策也会通过促进农业技术采用水平和农业劳动生产率，从而实现农民收入增长，即农业技术采用水平和农业劳动生产率同样起到了部分中介作用。这意味着示范政策通过影响农民相关行为，即促进非农就业、提高技术采用水平和农业劳动生产率，从而达到增收的目的。示范政策的实施，带动了乡村特色产业发展，促进了新产业新业态新模式等的发展，通过增加县域就业容量，实现农民非农就业，增加农民工资性收入；同时，政策引导与涉农企业联动引导下，加快了技术的学习、传播和应用；进一步地，在农村劳动力转移背景下的规模化经营和技术水平提高，提高了农业劳动生产率，增加了农民农业收入。

注：括号内为稳健标准误，***、**、*分别表示估计结果在1%、5%、10%水平上显著。

七、 结论与建议

在促进乡村振兴、实现共同富裕的过程中，发展乡村特色产业是一项重要战略。为此，中国从2011年开始实施全国“一村一品”示范村镇政策，希望基于资源禀赋，发展本地特色产业，从而实现农民增收。为了考察乡村特色产业与农民增收间的关系，同时准确评估全国“一村一品”示范村镇政策的实际效果，本研究基于2007—2020年全国24个省1451个县的面板数据，利用多期倍差法进行了大量系统的实证分析。研究发现：（1）示范政策显著促进了农民增收，且这种增收效应在时间上具有延续性，存在较大的正向累计效应。（2）示范政策对农民收入的促进作用会受到当地财政收入、人力资本水平和特色产品种类的影响，此外，示范政策对欠发达地区或低收入群体的农民而言增收效果更为明显，在一定程度上缩小了区域间和农民内部收入差距。（3）从县域层面来看，示范政策能够促进县域经济发展，通过涓滴效应，实现农民增收。（4）从企业层面来看，示范政策能够促进涉农企业在县域集聚，通过促进工商资本下乡和涉农企业发展实现农民增收。（5）从农民行为来看，示范政策提高了农民非农就业水平、技术采用水平和农业劳动生产率，进而促进了农民收入增长。

基于上述结论，提出以下几点建议：第一，因地施策，继续推进乡村特色产业相关示范政策实施。在东部地区，政府应当重视要素资源配置效率，促进形成完整乡村特色产业链，促进农民增收的过程中“提质增效”；而在中西部地区，政府应当加大财政扶持力度，积极推进乡村基础设施建设，保证乡村公共服务质量，为乡村特色产业发展奠定坚实基础，充分发挥政策优势助力乡村特色产业的促农增收效应。第二，充分发挥县域经济、涉农企业以及农民行为的中介作用。一方面，立足于本地资源禀赋，合理布局特色产业，提高特色产业竞争优势，通过做大县域“经济蛋糕”，促使农民分享更多收益。另一方面，通过税收优惠等政策，吸引涉农企业集聚，从而加速对当地特色资源的开发与利用。此外，也可以通过完善就业政策，提高农民非农职业技能培训，促进农民向非农行业的稳定转移。第三，构建完善的利益联结机制，确保乡村特色产业发展过程中产生的收益更多地惠及农民。突出农民的重要地位，切实提高农民生产经营组织化程度，同时积极构建农民在参与乡村特色产业发展中利益分配方面的政策设计。另外，将与乡村特色产业关联的二三产业留在农村，使农民的增收渠道由第一产业拓展至第二、三产业领域。

① 由于部分省份农民收入指标数据缺失，同时考虑到直辖市的特殊地位和政策偏向性，故最后收集整理了24个省份的县级数据，具体的省份包括安徽、福建、甘肃、广东、广西、贵州、海南、河北、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江苏、江西、辽宁、宁夏、内蒙古、山东、山西、陕西、新疆、云南、浙江。另外，在本研究中“县”代指非市辖区的县级行政区，包括县、县级市、自治县、旗、自治旗。

② 使用的数据来源如下：2011—2020年全国“一村一品”示范村镇名单来源于农业农村部乡村产业发展司网站；2007—2020年各县农村居民收入数据来源于各省份的统计年鉴，同时，笔者也通过查阅各市级统计年鉴、各县的人民政府工作报告和国民经济和社会发展统计公报，对缺失的农民收入数据进行填补；2007—2020年各省居民消费价格指数来源于国家统计局网站；2007—2020年各县各产业增加值、年末金融机构各项贷款余额、普通中学在校学生数、固定电话用户数、县域从业人数、农业机械化总动力、年末总人口、行政区域面积、规模以上工业企业单位数等指标来源于《中国县（市）社会经济统计年鉴》（2007—2012）和《中国县域统计年鉴》（2013—2020）；本研究使用到的涉农企业数据来源于浙大卡特企研数据库（CCAD）。此外，对于缺失值，本研究采用线性插值法、移动平均法予以补齐处理。

① 各类特色产品种类具体内容为，经济作物类产品包括花卉苗木、蔬菜、茶叶、药用植物、水果及坚果等；粮食作物类产品包括水稻、玉米、小米、马铃薯、小麦、红薯、大米等；畜牧类产品包括生猪、奶牛、肉牛、羔羊、蛋鸡、肉鸭、肉鸽等；渔业类产品包括淡水鱼、河蟹、大闸蟹、大黄鱼、鲍鱼、罗非鱼、甲鱼、黄鳝等；传统手工艺制品及农村服务业类产品包括工笔画、核雕、休闲农业、工艺折扇、藤铁工艺品、周虎臣毛笔、草柳编工艺品等。

② 不同种类特色产品虚拟变量的设定：若县域当年包含某类特色产品的示范村镇，则该县域当年及之后年份该类特色产品变量赋值1，否则为0。

① 示范村镇的申报流程：县级农业农村主管部门根据申报条件，遴选并申报符合条件的专业村镇，省级农业农村主管部门审核汇总后确定推荐名单，最后由农业农村部组织专家评审并公布示范村镇名单。各省的具体指标由农业农村部确定。

② 由于篇幅限制，正文中未汇报倾向得分匹配结果，核匹配和半径匹配的平衡性检验结果及共同支撑检验结果（均通过）也没有在正文中汇报。感兴趣的读者可向笔者索取。

① 涉农企业收入的数据来自2013—2020年的年报数据，因此，相关变量的样本区间为2013—2020年。

参考文献