中国农村三产融合对农民收入的影响研究*——基于中介效应视角

王刚毅，柏凌雪

（东北农业大学经济管理学院，哈尔滨 150030）

一、引言

党的十九大报告指出，要实施乡村振兴战略，农业、农村、农民是关系国计民生的根本性问题。农民人均可支配收入的同比增长率由2014 年的11.2%下降到2021 年的10.5%，存在收入增长乏力现象。可见，促进农民收入增长仍然是我国现阶段极为重要的任务。促进农村三产融合发展是提高农民收入的重要手段。

2015 年中央一号文件首次提出推进农村三产融合，并提出“实施农村产业融合发展试点示范工程”。2021年中央一号文件再次强调要推动农村三产融合，拓展农民增收空间。2022年2月22日，《中共中央国务院关于做好2022年全面推进乡村振兴重点工作的意见》发布，意见深度关注产业在农村发展过程中的重要性，要求深入推进农村三产融合发展，确保农民收入水平稳步提升。在此背景下，考察农村三产融合发展对农民收入的影响具有重要现实意义。

二、文献综述

（一）农村三产融合的内涵与特点研究

推动农村一二三产业融合发展成为目前发展农业农村经济的重大政策导向（芦千文，2016）。最初有关产业融合的内涵，可以追溯到今村奈良臣（1996）的“六次产业理论”，强调农业产业链的延长和新业态的形成。今村奈良臣认为，所谓农村三产融合，是以农业为基础，将许多不同的产业重新融合到一起，通过产业链的纵向一体化使农民获得额外收入。有学者认为，农村三产融合是以农业为基础，以交易成本内部化为本质，以技术和制度创新及拓展农业功能为动力的产业发展方式（李治等，2017）。也有学者将农村三产融合的主要模式概括为六种，探讨各种模式对农民收入的影响（姜长云，2017）。

（二）农村三产融合的评价体系研究

现有农村三产融合评价体系的研究主要包含以下三个方面：第一，指标选取方面。由于农业生产的地域特征，三产融合发展离不开乡村，产业角度的产业融合水平在一定程度上可反映农村三产融合的水平，所以用地区产业发展数据衡量农村三产融合度，分别从一二三产业的规模、成长、绩效三个维度选取指标，首先计算出一二三产业各自的发展水平综合评价结果，进而测算三次产业交互耦合的协调水平，最终得到农村三产融合指数，避免了村域数据获取难度大、口径不一的问题（陈学云等，2018）。第二，方法应用方面。学者主要采用灰色关联法（王鑫玥等，2022）、产业耦合度分析法和因子分析法（谭燕芝等，2021）。此外，确定指标权重时，学者主要运用层次分析法、熵值法、专家打分法等方法，其中熵值法和层次分析法较为常见。第三，效果评价方面，学者提出各地区要依托自身优势因地制宜规划农村三产融合发展方向的建议。

（三）农村三产融合对农民收入影响的研究

有学者通过分析典型案例，揭示农村三产融合通过农业产业链延伸、供应链拓展、价值链提升和多要素交互效应等方面拓宽农民的增收渠道。也有学者认为农村三产融合促进农民收入增长的过程中存在一定的中介效应，比如通过农村经济增长或城镇化（李晓龙等，2019）、农业产业结构优化（曹菲等，2021）和人力资本等，农村三产融合能够让参与者获得更多效益（Das等，2018）。

收入结构视角下，学者对农村三产融合的农民增收效应进行分析，构建了农村三产融合影响农户家庭各分项收入的逻辑分析框架，并结合案例进行剖析，认为农村三产融合通过品牌效应和政府支持实现了经营性收入、工资性收入和转移性收入的增长（郭军等，2019）。有学者认为，农村三产融合的农民增收效应，主要通过提高农户家庭经营性收入和工资性收入来实现（张林等，2020）。

在国内外学者的研究基础之上，本文的边际贡献主要有以下三点：

第一，学者对农村三产融合促进农民收入增长的中介效应作用机制进行研究，目前尚未得出一致结论。本文以农业劳动生产率作为中介效应，探讨农村三产融合促进农民收入增长的具体作用机制。

第二，本文的研究范围广泛，时间跨度长。研究范围包括全国31个省份，时间跨度从2000～2020年，研究的地域涵盖范围全面，时间跨度大，能够更好地比较农村三产融合随时间发展的趋势，也能比较全面地研究农村三产融合对农民收入的影响。

第三，本文利用耦合协调度模型测度农村三产融合发展水平。农村曾主要以第一产业为主，农村三产融合使第一、二、三产业之间的关系变得更加紧密，丰富了农村原有的产业种类。从宏观层面看，农村三产融合的发展程度主要体现在第一、二、三产业之间的互动关系上。从长期层面看，第一、二、三产业之间的协调发展情况既是目前农村三产融合的整体反映，也是推进农村三产融合发展的基础。所以以第一、二、三产业之间的互动协调发展情况来衡量农村三产融合发展程度可更好地反映农村三产融合发展本质（陈学云等，2018），具有很好的可信度。

三、理论分析与研究假说

为了更清晰本文的理论逻辑，绘制理论框架图如图1所示。

图1 理论框架

根据理论框架图，进行以下理论分析：

（一）农村三产融合促进农民收入增长

第一，农村三产融合通过促进技术扩散，促进农民收入增长。

基于产业链理论，农村三产融合通过推动产业链整合，促进技术的流通及共享，促进技术溢出，推动新技术传播，提高生产效率，建立了农民增收的技术保障。农村三产融合通过促进技术扩散，利用第二、三产业的技术、资源带动第一产业生产，提高农产品附加值，进而促进农民收入增长。

第二，农村三产融合通过吸引工商资本下乡，促进农民收入增长。

农村三产融合受到政策的推动作用，资本回报率大幅提高，吸引大量的工商资本下乡。根据农户行为理论，农户在生产决策时，目标是实现成本最低化，自身利益最大化，资本带动人才流动，推动人才的回流和下乡。农村三产融合将新的产业发展模式与农民利益紧密联结，提高了农民收入。

第三，农村三产融合通过催生新业态，促进农民收入增长。

基于产业链理论，农村三产融合能够产生价值增值的原因有两个：一方面，新业态的生产效率大于传统农业的生产效率；另一方面，新业态的交易成本小于原有的一二三产业之间的交易成本，生产效率的提高和交易成本的降低能使农民获得更多收入。以农旅融合为例，2021年南江县旅游人数突破1000万人次，实现旅游收入60.2亿元，极大促进了当地农民收入增长。

根据以上分析，提出以下假说：

假说1：农村三产融合能够有效促进农民收入增长。

（二）基于农业劳动生产率的中介效应分析

第一，基于产业链理论，农村三产融合发展促进了技术进步。产业链中存在大量的价值和信息交换，降低了交易成本，促进了技术创新。农村三产融合发展，为技术创新和进步提供了新的应用场景。

第二，根据产业链理论，技术进步能够提高农业劳动生产率。如一些农业龙头企业能够依托农村三产融合过程中的产业链整合，推动新技术在产业链上的传播，促进技术的广泛应用，生产效率得以提升。

第三，农业劳动生产率的提高会促进农民收入增长。农业劳动生产率提高，促进农村产业价值提升，进而促进农民收入增长。结合以上分析，农村三产融合发展能够提高农业劳动生产率，农业劳动生产率的提高能够带来农民收入的增长。

基于此，本文提出以下假说：

假说2：农村三产融合通过促进农业劳动生产率提高促进农民收入增长。

（三）农村三产融合促进农民收入增长——基于收入结构的视角

第一，基于产业链理论，农村三产融合能够促进农户家庭经营性收入的增长。农业产业链的纵向延伸促进了农户家庭经营性收入的增长，农民向农业龙头企业出售农产品，经营性收入提升。基于交易成本理论，农村三产融合促使分工越来越专业化，发生技术溢出，交易成本降低，农业生产效益提升，农户家庭经营性收入增长。

第二，农村三产融合能够促进农户家庭工资性收入的增长。农村三产融合发展加快了以农产品加工和休闲旅游为特色的新型产业的发展，为农民提供了更多的岗位支持，提高了农户家庭的工资性收入，同时也为创业者提供了大量的资源和机会。

第三，农村三产融合能够促进农户家庭财产性收入的增长。农村三产融合促进了农村闲置资源的利用，加快了各类要素的优化配置。如农民可将土地流转给涉农企业，可以获得更多收益，创造更多价值。

第四，农村三产融合能够促进农户家庭转移性收入的增长。政府组织实施农村三产融合试点示范工程，推进农村三产融合发展，包括实施农村三产融合百县千乡万村试点工程、创建农村三产融合先导区以及支持优势特色产区和贫困地区农村三产融合等①资料来源：《全国农产品加工业与农村一二三产业融合发展规划（2016—2020年）》。。在此过程中，各级政府加大了对产业的扶持力度，同时也促进了农户家庭转移性收入的增长。

基于此，提出以下假说：

假说3：农村三产融合能够提高农户家庭的工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入。

四、农村三产融合测度方法

（一）数据来源及权重确定

本文数据来源于2000～2020 年的《中国统计年鉴》《中国农业统计资料》《中国固定资产投资统计年鉴》《中国城乡建设统计年鉴》以及各省统计年鉴，个别缺失数据采用插值法、均值法等方法补齐。

各指标在量纲、数量级等方面存在差异，所以数据作标准化处理，从而消除各指标单位对评价结果的影响，以实现各指标之间的可比性，本文采用归一化的方法对各测度指标作标准化处理。同时，如果数据处理后有负数或0，在进行熵值法分析时会出现错误，原因在于熵值法的算法中有一项为求对数，负数或0无法取对数。本文对标准化后的值重新赋值取一个正的微小量，选取0.001为平移量，将其纳入计算过程，具体方法如下：

式（1）、（2）中：yij是归一化后的数值；xij是某i省第j项指标的原始值；xjmax和xjmin分别是各指标的最大值和最小值。

指标权重是由熵值法计算所得，并建立第一、二、三产业三大系统综合评价函数：

式（3）中：j是某一系统指标的个数；Wj是指标权重；yij是某i省第j项指标的标准化值。其中，各指标的权重Wj具体计算过程如下：

式（4）～（7）中：Pij是某i省第j项指标的比重；Hj是第j项指标的熵值；Fj是第j项指标的差异系数；Wj是第j项指标的权重。

（二）农村三产融合发展水平指标体系构建

农村三产融合的发展离不开农村，由于农业生产的地域特征，产业角度的产业融合以农业为基础，也离不开农村。产业角度的产业融合和农村三产融合的作用范围都在农村，产业角度的产业融合在一定程度上可反映农村三产融合的水平。因此，本文采用地区产业发展指标来衡量农村三产融合度，避免了村域数据获取难度大、口径不一的问题（陈学云等，2018），且能够测度从2000年开始的农村三产融合水平，时间跨度大，能够更好地比较农村三产融合随时间发展的趋势。

借鉴陈学云等（2018）的研究，构建农村三产融合发展水平评价指标体系。遵循农村三产融合的基本思路，遵循科学性、全面性、可代表性和可得性等原则，测算2000～2020年中国31个省份的农村三产融合程度，指标体系构建及具体计算方法如表1所示。

表1 农村一二三产业融合发展水平指标体系构建

表1指标体系构建中的各项指标选取思路如下：

第一，本研究假设第一、二、三产业同等重要，所以三个子系统在后续测算过程中占比均为1/3。

第二，由于本研究的指标体系构建是要测度第一、二、三产业分别的发展评价水平，再使用耦合协调度模型测度一二三产业的耦合协调度，表示农村三产融合发展水平，其中的第一、二、三产业增加值和产值比重是衡量第一、二、三产业分别的发展评价水平的重要指标。

第三，农村居民家庭恩格尔系数是农村居民家庭食品支出占总的消费支出的比重，农村居民家庭恩格尔系数越高说明农村居民家庭收入水平越低，而农村居民家庭的收入主要来源于第一产业，说明第一产业生产效率仍然有待提升，发展水平仍有一定提高空间。

第四，第一产业机械化水平能够反映第一产业的技术水平和效率，也就能够反映第一产业的发展评价水平。

第五，各个产业的劳动生产率和从业人员比率均反映该产业发展水平的重要标志。

（三）基于耦合协调度模型测度农村三产融合发展水平

通过构建指标体系测度得出第一、二、三产业分别的发展评价水平，在测度结果基础上，借鉴陈学云等（2018）、曹菲等（2021）和蒋辉等（2017）的研究，参照物理学的耦合概念构建耦合协调度模型，将第一、二、三产业分别的发展评价水平代入耦合协调度模型，测度一二三产业的耦合协调度。

根据陈学云等（2018）的研究，理论层面上，产业耦合和产业融合的深层次理论具有相通之处。耦合协调度模型主要用于衡量系统之间的交互程度，考察系统间的内在联系。三产融合中农业是国之根本，为二三产业提供物质基础，二三产业为农业提供资金和技术，同样，二三产业之间也存在互补关系。因此，产业角度的产业融合是一二三产业间耦合协调程度的体现。

参考陈学云等（2018）、钱丽等（2012）和李裕瑞等（2014）的多个系统耦合模型，根据农村三产融合的内在关联性，考虑到一二三产业的相互作用机制，构建耦合协调度模型如下：

式（8）中，C是三个系统的耦合度且C∈[0,1]；U1、U2和U3分别表示第一、二、三产业对农村三产融合发展水平的综合功效；T是综合协调指数，用来反映第一、二、三产业整体发展水平对协调度的贡献；D是耦合协调程度，代表第一、二、三产业协调发展程度；a、b、c是待定系数，考虑到第一、二、三产业对我国经济发展水平的贡献同等重要，故均设为1/3。

结合以上论述，本研究使用一二三产业间的耦合协调程度表示产业角度的三产融合发展水平，根据陈学云等（2018）的研究，产业角度的三产融合水平在一定程度上可反映农村三产融合的发展水平。所以，本研究使用一二三产业的耦合协调度来表示农村三产融合发展水平。

（四）农村三产融合度指数测度结果

根据以上方法测度得出2000～2020年中国31个省份农村三产融合发展水平，图2仅展示部分年份。

图2 中国31个省份农村三产融合发展水平

可以发现，2000 年我国31 个省份农村三产融合发展水平的平均值为0.477，2020 年其平均值为0.668。2000～2020 年其平均值增长了40%，平均每年增长1.9%左右。2000 年和2020 年其平均值增长率分别为1.05%和1.83%。可见我国农村三产融合发展水平总体上呈现上升趋势且增幅明显，这得益于近些年关于促进农村三产融合发展的政策的有效落实、农业产业链延伸、来自各渠道的农村三产融合的资金支持增加以及农业多种功能的有效开发。总体而言，农村三产融合的总体水平呈上升趋势，表明农村三产融合发展有由低一级阶段向高一级阶段发展的趋势，以农村三产融合作为乡村振兴战略路径在实践上存在可行空间。

参照张春晖等（2013）的研究，按照均匀分布函数法可将耦合协调度划为以下几种类型（见表2），由此分析我国各省农村三产融合发展水平。

表2 耦合协调度的绝对等级评价标准

从各省份农村三产融合发展水平来看，2000年农村三产融合发展处于全国前五的省（自治区、直辖市）有北京、天津、上海、浙江和山东；2020 年排名全国前五的省（自治区、直辖市）有江苏、广东、浙江、山东和福建，均属于东部地区，由此可见，经济较发达的东部地区省份，农村三产融合度也领先于其他省份。同时，根据表2 的耦合协调度绝对等级评价标准，分析农村三产融合所处阶段，农村三产融合发展水平较高的前五个省份由2000年的勉强协调水平提高到2020年的良好协调水平和中级协调水平，成果显著。这得益于近些年颁布的各项指导意见促进农村三产融合，农业多功能性实现了一定的经济转化，农业服务业水平不断提升。

2020年农村三产融合发展水平较全国平均水平低的省份有甘肃、山西、西藏、宁夏等，这些省份大多属于西部地区，处于勉强协调水平。由于农业生产水平落后、资金技术资源要素匮乏等因素，导致农业产业链延伸拓展能力不足，阻碍农业与二三产业融合。说明我国农村三产融合发展虽然成果显著，但存在明显的地区差异，西部地区的农村三产融合水平仍有提高空间，应进一步促进农村三产融合发展，尽量实现通过农村三产融合促进农业增效和农民增收的目标。

虽然不同省份的农村三产融合发展水平有不小的差异，但在样本期内，每个省（自治区、直辖市）21年来农村三产融合度的变化不大，这也从侧面反映出农村三产融合是一个缓慢的产业间交互变化的过程，农村三产融合度应该是一个长期变量。农村三产融合发展整体上成果显著但省份间差异大，表征农村三产融合仍有较好的增长前景。农村三产融合需要载体，广大农村地区要积极搭建融合平台，这不仅需要挖掘自身资源制定出适合本地区发展的融合方案，也需要构建具体的农村三产融合机制。

五、实证检验

（一）数据来源

本文样本涉及中国2000～2020 年31 个省份。其中，地区生产总值、年末人口数、城镇常住人口数、农村居民人均可支配收入、第一、二、三产业增加值、进出口总额和政府一般公共预算支出的数据来源于《中国统计年鉴》；农户家庭经营性收入、工资性收入、财产性收入、转移性收入、第一、二、三产业从业人数、耕地面积的数据来源于各省统计年鉴；农村居民食品支出、农村居民总消费支出、农业机械总动力的数据来源于《中国农村统计年鉴》；道路面积的数据来源于《中国城乡建设统计年鉴》。个别缺失数据采用线性插值法补齐，为了统一量纲，对全部原始数据进行了归一化处理。为了减轻异方差对结果的影响，对部分变量做了取对数处理。

（二）变量设计

1.被解释变量

本文中被解释变量是农民收入（NI），用农村居民人均纯收入来反映。考虑到2014～2020年部分地区的农村居民人均纯收入数据缺失，在2015年《中国统计年鉴》及以后公布的数据中，“农村居民家庭人均纯收入”用“农村居民人均可支配收入”代替，鉴于两者统计口径差异较小，2014年及以后的农民收入指标采用农村人均可支配收入来衡量②2013 年前城镇和农村住户调查的指标为老口径数据，2013 年后城镇和农村居民调查的指标为新口径数据，因此可以说农民人均可支配收入是农民人均纯收入指标的延续。。按照收入的来源，农民收入可分为工资性收入（WI）、经营性收入（OI）、财产性收入（CI）和转移性收入（TI）四类。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量是农村三产融合（CON），学者尚未对农村三产融合度的测度有统一的方法和指标，产业融合是指产业之间产生的相互交叉和渗透的现象。陈学云等（2018）、蒋辉等（2017）利用耦合协调的方法来对一二三产业的关联程度进行测算。本文参考陈学云和蒋辉制定的农村三产融合发展评价指标体系并适当修改，来测算2000年～2020年我国31个省份的农村三产融合水平。

3.控制变量

借鉴曹菲等（2021）、谭燕芝等（2021）和王丽纳等（2019）的研究，选用经济发展水平（GDP）、城镇化水平（URL）、地区产业结构（RIS）、地区开放程度（OPE）、地区基础设施（REI）和地方财政支持（GOV）作为控制变量，具体相关说明如下：

（1）经济发展水平（GDP）用地方人均GDP表示，考虑到农村经济发展水平主要影响农民收入，城市经济发展水平也可以影响农民外出务工收入，因此采用人均国内生产总值而非人均农林牧渔总产值来衡量经济发展水平。

（2）城镇化水平（URL），城镇化过程中，农业人口获得非农就业机会，有助于提升农民收入水平，进而缩小城乡收入差距，加速推进城镇化进程是持续增加农民收入的重要途径，所以选取城镇化水平作为控制变量。

（3）地区产业结构（RIS），第二、三产业附加值高，产业结构越优化，农民收入水平越高，所以要控制地区产业结构。

（4）地区开放程度（OPE），用各地区进出口总额与国内生产总值的比值表示。

（5）地区基础设施（REI），用人均道路面积表示。道路是经济建设的基础，加快道路建设有利于农民收入提高。

（6）地方财政支持（GOV），用地方政府一般公共预算支出与国内生产总值的比值衡量。

4.中介变量

借鉴涂圣伟（2022）的研究，以农业劳动生产率（ALP）分别作为农村三产融合对农民收入影响的中介变量。

综上，所有变量定义与计算方式如表3所示。

表3 变量定义与计算方式

5.描述性统计分析

本文选取有关标量报告期的数据作为实证分析样本。各项指标原始数据的描述性统计如表4所示。

表4 数据描述性统计

根据变量定义及计算方法，表4的描述性统计分析结果中，各指标的平均值、最大值、最小值和中位数的大小全部在预期范围之内，无异常值。农村居民人均可支配收入、经营性收入、工资性收入、财产性收入和转移性收入的标准差远大于其他指标的标准差，说明农民收入的相关指标较离散，农村居民间的贫富差距较大，农村三产融合、经济发展水平、地区产业结构、地区开放程度、地区基础设施、地方财政支持和农业劳动生产率等指标的标准差较小，说明数据相对集中，城镇化水平的标准差是16.094，说明各地区间城镇化进程差别较大。

（三）模型设定

1.随机效应模型

为考察农村三产融合对农民收入的影响，模型设定如下：

在式（9）中，NIit表示第i省（自治区、直辖市）在t年的农村居民人均可支配收入。CONit表示第i省（自治区、直辖市）在t年的农村三产融合水平。Xit表示控制变量，εit表示随机误差项。

2.中介效应模型

除了式（17）所体现的直接效应，为探寻可能存在的间接效应，根据前文所述，对农业劳动生产率是否为二者之间的中介变量进行检验。模型的具体形式设定如下：

式（10）～（12）为逐步回归的中介效应模型，NIit是因变量，CONit表示第i省（自治区、直辖市）在t年的农村三产融合的发展水平。Xit表示控制变量，Mit是中介变量，θ1、θ2、θ3表示截距项，ε1、ε2、ε3表示随机误差项，a、b、c、c'和β1、β2、β3为相关变量的回归系数。

3.动态面板模型

农村三产融合与农民收入之间存在互为因果关系。对此，本文采用动态面板模型中的系统GMM模型进行实证检验，模型设定如下：

式（13）～（14）中，NIit表示第i省（自治区、直辖市）在t年的农村居民人均可支配收入，Yit表示第i省（自治区、直辖市）在t年的农户家庭的经营性、工资性、财产性和转移性收入，NIit-1表示在t-1年的农民人均可支配，Yit-1表示第i省（自治区、直辖市）在t-1 年的农户家庭的经营性、工资性、财产性和转移性收入。CONit表示第i省（自治区、直辖市）在t年的农村三产融合的发展水平。Xit表示控制变量，εit表示随机误差项。

（四）实证结果分析

1.最小二乘实证结果分析

进行最小二乘（OLS）回归分析，并使用Robust 稳健标准误回归方法进行研究，实证结果如表5所示。

表5 最小二乘（OLS）实证结果

从表5 的回归结果可知，R2=91.7%，拟合效果良好。农村三产融合的回归系数值为1.401，且在1%显著性水平下显著，意味着农村三产融合会对农民收入产生显著正向影响，验证了假说1。其他控制变量，如地方财政支持、城镇化水平对农民收入产生正向影响，且在1%显著性水平下显著。意味着地方财政支持和城镇化水平也能显著促进农民收入的增长。本文在基准回归的基础上又使用了面板模型进行实证检验。

2.随机效应模型实证结果分析

面板模型通常涉及三个模型，分别是混合估计模型（POOL）、固定效应模型（FE）和随机效应模型（RE）。需要依次进行F检验、BP检验、Hausman检验，来选择使用哪个面板模型。检验结果见表6。

表6 面板模型检验结果

如表6所示，根据检验结果，最终选用随机效应模型进行实证分析。随机效应模型实证结果见表7。

表7 随机效应模型实证结果

由表7可知，R2=90.1%，拟合效果较好，农村三产融合、地方财政支持、城镇化水平均对农民收入有正向影响，且均在1%显著性水平下显著。农村三产融合的回归系数值为1.431，说明农村三产融合能显著促进农民收入增长。进一步验证了假说1。地方财政支持和城镇化水平也能显著促进农民收入提高。从回归系数看，地方财政支持对农民收入影响最大，其次是农村三产融合，最后是城镇化水平。除农村三产融合对农民收入的直接影响，本文还采用中介效应模型，试图探究农村三产融合促进农民增收的过程中是否存在中介效应。

3.中介效应模型实证结果分析

以农业劳动生产率作为中介变量，分析农业劳动生产率在农村三产融合促进农民增收的过程中起到的中介作用。中介效应模型实证结果如表8所示。

表8 中介效应模型实证结果

表8中模型（1）的结果显示，农村三产融合对农民收入有正向促进作用，回归系数为1.401，且在1%显著性水平下显著。模型（2）的结果显示，农村三产融合在1%显著性水平下显著提升了农业劳动生产率。模型（3）将农村三产融合和农业劳动生产率同时引入模型中作为解释变量，分析对农民收入的影响。实证结果表明，农村三产融合和农业劳动生产率的回归系数均在1%显著性水平下显著为正，这表明，农村三产融合能促进农业劳动生产率提升，而农业劳动生产率提升能够促进农民收入增长。其他控制变量，如地区基础设施对农民收入增长具有显著正向影响，地方财政支持和城镇化水平对农民收入的增长和农业劳动生产率的提高均具有显著正向影响。进一步对农业劳动生产率在农村三产融合促进农民增收的过程中的中介效应进行检验，检验结果如表9所示。

表9 中介效应检验结果

温忠麟等（2014）研究发现，当回归系数a、b和c均显著时，则存在中介效应。a与b的乘积为中介效应，中介效应检验结果显示农业劳动生产率在农村三产融合促进农民增收的过程中起部分中介作用，验证了假说2。

4.稳健性检验

农村三产融合在影响农民收入的同时，农民收入也可能影响农村三产融合，即二者之间存在互为因果关系，即存在内生性。本文将采用系统GMM方法来缓解内生性问题，系统GMM模型属于动态面板模型，解释变量中包含被解释变量的一阶滞后值。在系统GMM估计中，如果解释变量中包括内生变量，可以用其滞后项作为工具变量（陈强，2014），以缓解内生性问题，而无须选取其他的工具变量，模型中使用robust标准误值进行估计。实证分析结果如表10所示。

表10 系统GMM模型实证结果

农村三产融合的回归系数值为0.965，且在1%显著性水平下显著。意味着农村三产融合会对农民收入产生显著正向影响，进一步验证了假说1。滞后一期的农民收入、经济发展水平和地区基础设施的回归系数也在1%显著性水平下显著为正，说明经济发展水平和地区基础设施也能促进农民收入增长。接下来进行Hansen过度识别检验，检验结果如表11所示。

表11 Hansen过度识别检验

Hansen过度识别检验的原假设为工具变量与误差项不相关，如果P值＞0.1则接受原假设意味着工具变量与误差项不相关，反之则拒绝原假设意味着工具变量与误差项相关。表11中P值为1.000，大于0.1，无法拒绝原假设，所有工具变量为外生，工具变量有效。

Arellano-Bond 检验原假设为εit无自相关，通常针对AR（2）检验即可。表12中AR（2）检验的P值为0.210，大于0.1，无法拒绝原假设，εit无自相关，模型通过自相关检验。说明系统GMM模型构建有效。

表12 Arellano-Bond（AR检验）

进一步分析，将农村居民人均可支配收入按照收入来源分为经营性、工资性、财产性和转移性收入。同样为了缓解内生性问题，采用系统GMM模型进行实证检验，实证结果如表13所示。

表13 收入结构视角的实证结果

由表13可知，模型（1）～（4）中，Hansen过度识别检验的P值均为1，大于0.1，通过了Hansen过度识别检验。AR（2）中的P值也均大于0.1，模型通过自相关检验。说明系统GMM模型构建有效。

农村三产融合对农户家庭的工资性、经营性和转移性收入均具有显著正向影响。其中，农村三产融合对农户家庭的经营性收入的影响系数为0.642，在5%显著性水平下显著。农村三产融合对农户家庭的工资性收入和转移性收入的影响系数分别为0.520 和1.109，在1%显著性水平下显著。对农户家庭的财产性收入提高不显著，这与张林等（2020）的结果较为一致，部分验证了假说3。原因分析如下：第一，农民通过受雇于农业龙头企业、农民专业合作社等，工资性收入提高；第二，在农民创业热情提升和创业环境不断改善的情况下，经营性收入提高；第三，国家高度重视农民工等人员返乡创业，在相关文件与政策的引导下，返乡农民工会获得补贴，转移性收入提高；第四，农民财产性收入主要来源于入股农业龙头企业获得的分红、流转分散土地获得的租金等，但目前来看，农民与农业龙头企业之间的深度融合还有较大提升空间。控制变量中，经济发展水平对工资性收入、财产性收入、转移性收入有显著促进作用，基础设施建设主要对农户家庭的工资性收入和经营性收入有显著正向影响，对财产性收入和转移性收入的影响不显著。可能是由于基础设施建设的完善让农民外出打工更加便捷，提升了农户家庭的工资性收入，并且便捷的基础设施建设使得农民创业吸引更多顾客光顾，提高了农民的经营性收入。

六、结论与政策建议

（一）结论

提高广大农民的生活水平一直是国家当前“三农”工作的重要内容。本研究通过综合测算农村三产融合发展水平，利用2000～2020年全国31个省份的面板数据，构建随机效应模型、系统GMM模型和中介效应模型进行实证检验。

研究发现：第一，我国农村三产融合发展水平总体呈现上升趋势，但不同省份的农村三产融合发展水平有不小的差异。2000～2020年全国31个省份的农村三产融合发展水平的平均值增长了40%，平均每年增长1.9%左右，可见我国农村三产融合发展水平总体呈现上升趋势。从各省份的农村三产融合发展水平来看，经济较发达的东部地区省份如浙江、山东、江苏、广东和福建等，农村三产融合度也领先于其他省份。西部地区的部分省份如甘肃、山西、西藏和宁夏等，农村三产融合发展水平较低，说明不同省份的农村三产融合发展水平有不小的差异。

第二，农村三产融合能够显著促进农民收入增长，且这种促进作用主要通过促进农户家庭的经营性、工资性和转移性收入的增长实现。可能原因：（1）农民创业热情提升和创业环境不断改善，经营性收入提高；（2）农民受雇于农业龙头企业、农民专业合作社等，工资性收入提升；（3）国家为了推进农村三产融合发展，组织实施农村三产融合试点示范工程，在相关文件与政策的引导下，转移性收入增长；（4）财产性收入来源于农民入股农业龙头企业获得的分红等，但农民与农业龙头企业之间的深度融合还有较大提升空间。缓解内生性问题后，农村三产融合发展对农民总收入和各收入结构的增长的促进作用依然显著，这在一定程度上验证了国家农村三产融合发展相关政策的有效性。

第三，验证了农业劳动生产率在农村三产融合促进农民收入增长过程中的中介效应，使农村三产融合的农民增收效应“白箱化”。验证了本研究理论分析部分，农村三产融合促进了产业链上下游企业集聚，提高了技术创新能力和效率，技术进步促进农业劳动生产率提高，农业劳动生产率提高促进农民收入增长。

（二）政策建议

第一，充分发掘各种资源优势、比较优势，推动农村三产融合发展。当前，农村三产融合发展前景广阔，应充分发掘土地、资金、技术、人才等各方面资源，依托政策制度扶持，促进农村三产融合发展。各省（自治区、直辖市）应结合各地发展优势，因地制宜制定相关政策，例如发展具有高附加值的互联网+农业、休闲观光农业等。

第二，健全农村三产融合保障机制，促进农村三产融合发展。加快要素资源在市场上的合理分配，提高配置效率，发挥产业政策的引导作用，保障企业权益，提高农民参与农村三产融合的积极性。

第三，在强调农民增收的同时，应注重农民收入来源特征及其变化，农村三产融合对农户家庭的工资性、经营性和转移性收入影响较大，但对农户家庭的财产性收入的影响还不够显著，应充分促进农民与农业龙头企业之间的深度融合，促进农户家庭财产性收入的增长。确保农民的收入增长具有可持续性。除了直接促进作用，还要充分发挥好农业劳动生产率的渠道作用，提升农业劳动生产率能够更好发挥农村三产融合的农民增收效应，促进农民增收。

第四，提高农村三产融合的增收效应。立足于当地自然条件和要素禀赋，形成特色产业，推动融合效益好的产业不断发展，以带动农民就业。推进基础设施建设，改善农村环境，夯实农村三产融合基础，促进农民增收。