鄉村旅游政策推動貧困地區發展

［摘 " "要］鄉村旅游是貧困地區脫貧致富的重要手段，研究旅游扶貧相關政策對貧困地區脫貧的影響效應具有深刻意義。文章以“全國旅游扶貧示范項目”為對象，從要素流動視角出發，提出了鄉村旅游推動貧困地區發展的3條影響機制；隨后利用2010—2020年我國832個國家級貧困縣數據進行了實證檢驗。研究結果表明：1）鄉村旅游確實推動了我國貧困地區的發展，且該效應在時空上還具備可持續性和空間溢出性；2）鄉村人口就業人數的上升、數字基礎設施的建設以及縣域生態環境的改善是鄉村旅游影響過程中的機制；3）相比東部地區，鄉村旅游對中西部地區的影響更顯著；4）不同類型政策在影響效應的時空性質和影響機制的選擇上均存在異質性。此研究為實現“鞏固和拓展脫貧攻堅成果”的目標提供了思路。

［關鍵詞］鄉村旅游；要素流動；鞏固脫貧成果；可持續性和溢出性；雙重差分法

［中圖分類號］F59

［文獻標識碼］A

［文章編號］1002-5006（2024）05-0061-16

DOI： 10.19765/j.cnki.1002-5006.2024.05.009

0 引言

隨著2020年底最后一批國家級貧困縣脫貧摘帽，中國完成了消除絕對貧困的歷史任務1。然而，連續3年席卷全球的新冠疫情，加上需求收縮、供給沖擊、預期轉弱的三重壓力，使得廣大鄉村地區居民的生活面臨巨大的挑戰，少數地區還承受著返貧致貧的考驗。黨的二十大報告中明確提出“鞏固拓展脫貧攻堅成果”。在此背景之下，社會各界都在積極尋找有效的舉措實現這一目標。鄉村旅游既可以提高鄉村人口的收入，又能優化產業結構，一直以來都被我國各級政府視為脫貧增收的重要手段。那么，在后脫貧時代，鄉村旅游的相關政策效應是否可持續，它又是通過什么機制實現政策的傳導和落實的？這些問題值得深思。

從數據上來看，2016—2019年全國鄉村旅游人數持續攀升，最高突破30億人次大關，吸納了共約1100萬人的就業2。從理論上來看，鄉村旅游打通了我國特有的城鄉二元結構，推動各類要素向我國廣大的鄉村地區流動，使其成為了很多貧困縣市的支柱性產業。目前，學術界也在積極考察，鄉村旅游的相關項目能否有助于鞏固和拓展脫貧攻堅所取得的成果[1-2]。然而，依托經典理論，利用全國貧困縣的微觀數據，從時空角度量化測算鄉村旅游的政策效應大小和異質性，并深入挖掘政策傳導過程中影響機制的實證研究始終較為缺乏。

基于此，本文首先從要素流動的概念出發，分析了鄉村旅游對貧困地區產生影響的完整過程，并提出了鄉村人口就業、數字基礎設施和生態環境保護3條影響機制；隨后利用2010—2020年我國22個省、市、自治區的832個國家級貧困縣面板數據，通過控制個體和年度固定效應的雙重差分法進行了實證檢驗，旨在為實現鞏固和拓展脫貧攻堅成果提供一個新思路。

1 文獻綜述

1.1 鄉村旅游推動地區經濟

在學術界，鄉村旅游是否能夠推動地區經濟仍舊存在一定的爭議。國內外大部分學者都認為，鄉村旅游是實現地區經濟增長的重要舉措[3]。Su總結了6種不同的鄉村旅游發展模式，其中，“農家樂”被視為最具有代表性[4]。Gao和Wu以陜西省袁家村為對象，通過案例分析肯定了鄉村旅游對該村落發展的重要性[5]。趙黎通過對山東省不同村落的研究后也提出，新型農村集體經濟模式是鄉村旅游促進經濟發展的制度保障[6]。在影響機制上，創造就業機會[7]、促進多元發展[8]、突出特色文化[9]、補充基礎設施[10]、增加當地稅收[11]、改善生態環境和營商環境[12]，被認為在鄉村旅游的影響路徑中承擔了機制或者媒介的作用。

少數學者研究發現，鄉村旅游對于地區發展的影響效果并不顯著，甚至有時會抑制地區經濟增長。肖艷玲將鄉村旅游無法積極影響經濟增長的原因歸結為季節性，由于鄉村的自然風光具備一定的季節性，這種非連續的條件變化會讓鄉村旅游帶來的收入存在不確定性[13]。蔡丹豐等憑借多案例研究表明，在部分地區，由于鄉村資源產權的高度碎片化，致使鄉村旅游開發中出現了公共資源利用不足和公共福利無法供給的“反公共地”悲劇[14]。

1.2 鄉村旅游中的要素流動

鄉村旅游中的要素流動是經濟地理學中的重要現象，唐順鐵和郭來喜在構建旅游流動體系時就表示，旅游流動包括了不同要素：信息流、人流、物流和能流[15]39，其中，人流是該體系中的核心，也是其他要素流動的載體。王心蕊和孫九霞在研究鄉村旅游對要素流動的影響時指出，隨著鄉村旅游的蓬勃發展，最先向鄉村流動的要素不僅是游客，還有原本在城市務工的農村勞動力，這些人流的到來盤活了資本和土地等要素在城鄉間的流轉[16]。除了傳統要素之外，Gao和Wu聚焦鄉村旅游中的鄉村特色要素流動，認為鄉村獨有的文化、生態和民俗特色是其吸引游客最為關鍵的要素[5]。

在現代信息社會中，要素的內涵已經不再局限于傳統概念，其邊界正在延展至技術、信息和數據等任何產生價值的要素[17]，想要大力發展鄉村旅游為代表的鄉村服務業，就要加快更多技術和信息等稀缺要素向鄉村流動的速率[18-19]。寧志中等對鄉村旅游中的要素流動進行了劃分和匹配[20]，參考寧志中等的標準并結合研究主題，本文提出了3種在城鄉間流動的要素類型：基本要素、特色要素和技術要素。其中，基本要素主要包括人流、物流和資金流等；特色要素主要指的是全國特色的文化、民俗和風貌等；技術要素則包括先進的生產技術和環保技術等。

1.3 鄉村旅游推動地區發展的準自然實驗

隨著我國產業結構不斷優化，服務業比重不斷上升，包括鄉村旅游在內的各種旅游形式，逐漸成為了很多地區發展的重要途徑[21]。在此背景下，以鄉村旅游為主題的政策不斷涌現，推動著鄉村旅游真正成為實現鄉村高質量發展的引擎[22]。“全國休閑農業和鄉村旅游示范縣”的評選與建設，一直以來都是國家層面推廣鄉村旅游的重要政策之一，圍繞該政策學術界展開了一系列準自然實驗研究[23-24]。相比使用全國數據的研究，任紅穎等側重西部貧困地區的增收問題，他們認為，政府通過各類財政補貼的投入促使鄉村旅游帶動西部貧困縣增收脫貧[25]。除了“全國休閑農業和鄉村旅游示范縣”外，徐鯤等對“國家全域旅游示范區”進行了準自然實驗，驗證了全域旅游政策對地區經濟發展的推動效應[26]。劉民坤等則選取廣西壯族自治區南寧市的忠良村和上靈村作為處理組和對照組，以2013年開始的城郊休閑型鄉村旅游區建設為準自然實驗，探究鄉村旅游能否成為鄉村振興的有效手段[27]。

1.4 文獻述評

總得來看，上述文獻均是本文重要的研究基礎。不過，現有研究體系還可以在3個方面進行拓展：第一，若要細致評估鄉村旅游在貧困地區產生的影響，應該將研究對象更聚焦于直接以推動貧困地區發展為目標的政策上；第二，考慮到要素流動的特性，需要從時間和空間兩個維度，分析鄉村旅游政策效應的可持續性和空間溢出性；第三，可以結合所選準自然實驗對象的具體類型，比較不同類型項目在影響大小和影響機制上的差異。

2 機理分析與假設提出

根據經濟地理學的定義，要素流動是指要素在地理空間上的變化或者流動[28]。從要素流動的成因上來看，一是區位指向，要素往往會流向自然條件成熟、自然資源豐富以及相關經濟活動較為集中分布的空間；二是要素的“趨利性”，要素會朝著邊際成本較低或者邊際回報率高的地區流動[29]；三是政策的鼓勵，政府會引導要素向政策鼓勵的地區進行流動[30]。廣大的鄉村地區不僅具備開展鄉村旅游的自然條件和自然資源，而且還擁有文化、民俗、生態和風貌等吸引游客的特色，在政策的推動下，很多要素加速向鄉村地區流動。從要素類型上來看，鄉村旅游中的要素類型既有人流、物流和資金流等傳統的基礎要素，還有包括了具有鄉村特點的特色要素和以技術為主的技術要素[20]。

2.1 鄉村旅游、基本要素流動與地區經濟發展

在要素流動中，旅游活動的開展首先會讓游客從來源地流向目的地，而游客又是商品和資金等其他要素的載體，旅游業越繁榮，游客的流動頻率也就越快[15]。同理，無論是哪一種類型的鄉村旅游示范項目，最先向貧困地區流動的主要是游客、資金或者產品等基本要素，王心蕊和孫九霞則發現，大力發展鄉村旅游還會吸引外出務工的勞動力回流[16]，這些勞動力既會攜帶資金回到故土，還會讓農村大量閑置的土地得以開發。最終，游客、勞動力、資金和土地等基本要素的流動，為貧困地區的服務業和現代農業等領域創造了大量的就業崗位，以供鄉村人口就業。

在“全國旅游扶貧示范項目”中，“景區帶村”項目對游客和資金等基本要素的影響最為顯著，大量游客被國家級景區所吸引，他們的涌入必然帶動旅游消費量的增長，促進了貧困地區的旅游業、住宿業和餐飲業繁榮，同時，也增加了當地服務業的崗位需求。劉慧迪等就將鄉村人口的就業視為緩解農村貧困脆弱性最為有效的途徑[7]。位于山東省臨沂市的蒙山旅游區2016年入選“景區帶村”項目后，旅游區所在地的李家石村依托該項目獲得了約3800萬元的各類投資，整個村莊被打造成“中國鄉村旅游模范村”，通過村辦企業、村辦酒店、精品民宿等舉措共吸納就業超過1200人，村人均年收入超過3萬元1。

相比較而言，“公司+農戶”和“合作社+農戶”項目則更多地帶動了勞動力和土地等基本要素的流動，入選公司或者合作社會針對貧困地區的生產條件，首先投入資金拓展業務，隨后招聘許多當地居民和農戶，經過培訓后使其成為公司或者合作社的一員，如此以來，既為生產開工提供了勞動力，還改善了針對生產的基礎設施。福建省永安市綠園豐生態農業有限公司入選了2016年“公司+農戶”項目，該公司鼓勵從事生態種植、餐飲娛樂和土地管理等業務的村民加入，既享受土地租金，又能領取勞動報酬，促使很多在外務工的勞動力回流2。

2.2 鄉村旅游、特色要素流動與地區經濟發展

自從綠色發展理念成為我國經濟發展所需遵循的長遠方針之后，國內的環境規制愈發嚴格，中央政府除了推出一系列法律規范外，還從2016年開始啟動了多輪中央生態環境保護督察，對各地的生態環境保護予以監督。不少資源依賴型的城市始終沒有找到綠色的發展路徑，環境改善的速度和質量都沒有達到理想的水平[31]。在此背景下，以鄉村文化、自然生態和人文民俗為特色的鄉村旅游脫穎而出，替代了過去粗放的經濟增長方式，成為了很多中西部地區的支柱性產業之一[32]。一方面，鄉村旅游以廣闊的鄉村地區為目的地，將自然風景、地域文化和民間風俗作為特色，游客身處優美的自然風景以及濃郁的鄉村風貌之中，其生態環保意識被激發，促使他們在日常生活中實踐“親環境”的行為[33]；另一方面，鄉村旅游業是服務業的一部分，隨之而來的游客、資金和土地等要素，為開展鄉村旅游的東道主提供了較高的附加值。

在“全國旅游扶貧示范項目”中，各責任單位挖掘了不同貧困地區所擁有的特色要素，依托自身特有的風貌、生態和環境，將原來的貧困和落后村莊建設成了環境優美的鄉村旅游樣板村，從而推動經濟增長。甘肅省甘南州2016年入選“景區帶村”項目之后，在生態環境保護上投入16.25億元，重點處理鄉村道路、污水和環境等問題，建成生態文明小康村297個，創辦精品民宿超過3000家，鄉村旅游的從業人員超過2萬人，人均年收入超過2.9萬元1。

2.3 鄉村旅游、技術要素流動與地區經濟發展

與其他要素相比，技術要素的流動積累投入多、耗時長、專業性強且見效慢，往往只有類似“全國旅游扶貧示范項目”和“全國休閑農業和鄉村旅游示范縣”等政府牽頭的項目才能推動其向廣大的鄉村地區或者貧困地區流動。隨著互聯網技術的普及，鄉村旅游中的要素內涵已經不再局限于勞動力、資本和土地等傳統概念，而應該將邊界向外延展至技術、信息甚至管理經驗等任何產生價值的要素[17-18]。應該說，加強鄉村數字基礎設施的完善，縮短城鄉之間在技術水平和信息共享上的差距，加快更多技術和信息等要素優先向鄉村流動，無疑有助于推動地區經濟發展[34]。

過去，旅游出行主要依靠的是交通設施和住宿設施，但是現在若沒有數字技術，游客出游的體驗感會大大下降，景區的服務和保障也無法完全到位。湖南省新寧縣中的崀山擁有世界聞名的丹霞地貌，2016年入選“全國旅游扶貧示范項目”后，當地政府為整個旅游區域搭建了數字基站，實現了全方位網絡覆蓋，這不單為游客在山區中游覽提供了極大的方便，也為管理部門的監測、巡查和應急服務提供了保障。不僅如此，崀山還結合數字經濟打造了一個“創夢崀山數字文旅小鎮”，將崀山的特色要素實時植入手機游戲和電腦動畫之中，大力拓展崀山的知名度和影響力2。

總的來看，以“全國旅游扶貧示范項目”為代表的政策，加快了基本要素、特色要素和技術要素在城鄉之間的流動，推動了項目所在貧困地區的發展。另外，從時間維度上來看，鄉村旅游的影響效應并非是短期的，基本要素、特色要素和技術要素的流動并非是單向的，而是循環往復的[18]，即使在后脫貧時代，鄉村旅游相關政策的效果仍然可以延續。從空間維度上來看，鄉村旅游的影響效應同樣還具有空間溢出性[35]。基于此，提出以下假設：

H1：鄉村旅游推動了貧困地區的發展，其影響效應在時間上具有可持續性，在空間上具有溢出性

通過上述分析可知，如圖1所示，從要素流動的視角出發，基本要素、特色要素和技術要素是鄉村旅游推動貧困地區發展的影響機制，而這3種要素具體在“全國旅游扶貧示范項目”中則是通過鄉村人口就業、數字基礎設施和生態環境保護來實現其機制的作用。基于此，提出以下假設：

H2：鄉村人口就業提升、數字基礎設施建設和生態環境保護是鄉村旅游推動貧困地區發展的影響機制

3 實證模型、數據和方法

3.1 模型設計與變量定義

為了檢驗上文H1中鄉村旅游相關政策的效果，將有待進行實證檢驗的模型設定為如下的形式：

yit=β0+β1tourismit+∑kβkcontrolkit +ψt+τi+uit " （1）

tourismit=treati×postt " " " " " " " " " "（2）

模型（1）中，y作為被解釋變量，表示我國各個國家級貧困縣的經濟發展水平。參考相關研究[36]，選擇使用貧困縣的人均GDP的對數值lnpergdp作為被解釋變量。與此同時，農民是貧困縣中的貧困主體，提高他們的收入才是發展的關鍵[37]，因此在穩健性檢驗之中，將貧困縣中農村居民人均可支配收入rincome作為另一個解釋變量。另外，除了人均指標外，在穩健性檢驗中還選擇了貧困縣的總體GDP對數值lngdp，以保證實證結果的穩健性。模型中的下標i和t分別代表貧困縣和年份，下標k代表不同的控制變量。

tourism是模型（1）中的解釋變量，它由模型（2）中的兩個變量交互而成，treat是一個反映是否為處理組的虛擬變量，當貧困縣開展了“全國旅游扶貧示范項目”時，treat為1，否則為0。post是一個反映鄉村旅游開展與否的虛擬變量，由于“全國旅游扶貧示范項目”始于2016年，因此在2016年及之后的年份，post為1，其他年份為0。

control是模型（1）中的一組控制變量，用來控制縣域層面其他可能引起發展水平變化的因素。參考相關研究[38-42]，本文從縣域經濟中的資本投入、財政收支、社會福利、公共衛生、產業結構、宏觀環境以及地區氣候7個方面獲取相應的控制變量。使用貧困縣中的全社會固定資產投資與GDP之比fix_invest，反映資本投入的狀況；使用國家級貧困縣的財政支出與財政收入之比budget，反映財政收支的狀況；選擇社會福利收養性單位個數加1后的對數值lncharity，以及醫院衛生院床位數的對數值lnhealth作為控制變量，反映社會福利和公共衛生狀況；使用第三產業增加值占GDP之比rate3，反映產業結構現狀；加入了經濟政策不確定性指數epu，反映宏觀環境；使用貧困縣所在城市的濕度humidity，反映地區氣候條件，為了和其他指標單位保持一致，epu和humidity均在原值大小上除以100。τ和ψ分別代表模型中地區個體固定效應以及年度固定效應，u則表示隨機干擾項。

為了進一步檢驗機理分析中提出的鄉村人口就業、數字基礎設施和生態環境保護3條影響機制，參考彭影的方法[43]，使用交互項檢驗影響機制的顯著性。將有待于實證檢驗的模型設定為如下形式：

lnpergdpit=β0+β1tourismit+β2jobvillageit+β3tourismit×

jobvillageit+∑kβkcontrolkit+ψt+τi+uit " " "（3）

lnpergdpit=β0+β1tourismit+β2digitalit+β3tourismit×

digitalit+∑kβkcontrolkit+ψt+τi+uit " " " " " " " " " " （4）

lnpergdpit=β0+β1tourismit+β2stockit+β3tourismit×

stockit+∑kβkcontrolkit+ψt+τi+uit " " " " " " " " （5）

在機制變量的選擇上，對于人口就業而言，鄉村人口就業是實現精準扶貧的主要路徑[7]，使用鄉村從業人員數與年末單位從業人員數之比jobvillage作為鄉村人口就業的代理變量；對于基礎設施而言，數字基礎設施相比其他基礎設施更具有特點和優勢[34]，因此使用北京大學數字普惠金融指數中的縣域地區的數字化程度指數digital作為反映數字基礎設施的指標，為了和其他指標的單位相匹配，將變量大小除以100；對于生態環境而言，由于碳排放的化學特征，它會被大量地固封于植物之中，測算地區中陸地植物的碳存放量是該地區生態環境的重要指標之一[44]，因此使用縣域范圍內每千元產出中陸地植物的固碳封存量stock作為縣域生態環境機制的代理變量，用以檢驗H2中的觀點。值得一提的是，根據“全國旅游扶貧示范項目”中不同類型項目的特點，本文還考查了不同項目的影響異質性。

3.2 樣本選擇與數據來源

本文選擇國家級貧困縣作為樣本的原因在于，首先，根據原國家旅游局公布的“全國旅游扶貧示范項目”中有4類：景區帶村、能人帶戶、合作社+農戶和公司+農戶，共280個項目1，這些項目均以鄉村地區為目標，這些村落基本都分布在我國的縣級區域之內，因此使用縣級層面數據更加符合“全國旅游扶貧示范項目”的要求。其次，國務院扶貧開發小組等機構公布過多次國家級貧困縣名單，盡管名單中的數量各有不同，但是在行政級別上都聚焦于縣級層面，因此選擇國家級貧困縣作為實證研究對象更為合理。最后，微觀數據既可以保證實證結果在統計學意義上的大樣本性質，又可以細致地考查變量與變量之間的因果關系及其影響機制，而縣級層面數據是目前我國最為微觀的地區性數據，以《中國縣域統計年鑒》為代表的官方出版物則為數據的可靠性提供了保障。

選擇2010—2020年作為研究區間，除了出于數據可得性和完整性的考慮之外，還保證了政策發生前后均有充分的時間予以研究。另外，為了構建貧困縣的數字化水平，使用了北京大學數字普惠金融指數，該指數的起始年份為2014年，因此在對基礎設施的機制檢驗中，實證模型的研究區間為2014—2020年；為了充分反映貧困縣的生態環境狀況，使用了貧困縣陸地植物的固碳封存量，該指標來源于Chen等提供的公開數據[45]，該數據的終點為2017年，因此在對生態環境的機制檢驗中，實證模型的研究區間為2010—2017年。

本文的數據主要來源于5個數據庫：1）《全國旅游扶貧示范項目名單的通知》；2）《中國縣域統計年鑒》，當個別變量出現數據缺漏值時，本文還會通過《中國區域經濟統計年鑒》《中國城市統計年鑒》以及縣級城市統計資料等進行補充；3）“北大數字普惠金融指數”[34]；4）在《自然》旗下網站發布的我國縣域陸地植物的固碳封存量的公開數據[45]；5）《中國地面氣候資料日值數據集》。另外，使用國務院扶貧開發領導小組認定的832個國家級貧困縣名單作為實證模型中貧困縣的認定標準1；控制變量中反映宏觀環境不確定性的指標來源于Davis等建設的宏觀政策不確定性網站[41]。

3.3 數據收集與匹配

本文對貧困縣面板數據進行如下處理：1）對于被解釋變量、解釋變量、控制變量和機制變量中出現缺漏的觀測值，開展線性的內插和外推處理[46]，緩解縣級層面部分數據出現缺漏的情況；2）對于經過線性內插或者外推處理后仍舊存在缺漏的觀測值予以剔除；3）為了緩解數據離群值造成的沖擊，在研究樣本前后的1%水平之上，對各主要變量展開了winsorize縮尾操作。最后，通過上述操作之后，本文在實證模型最終使用的面板數據包括了726個國家級貧困縣，共包括7078個觀測值。

3.4 內生性處理和計量方法

3.4.1 " "雙向因果關系

本文研究對象聚焦832國家級貧困縣，他們經濟發展水平的差異相對較小，發生雙向因果關系的可能性大大降低。同時，為了保證估計結果的穩健性，本文還基于Braghieri等的研究[47]采用了傾向得分匹配法[24]、高維泊松極大似然估計[48]、放松處理組構建假設條件[49]、兩階段雙重差分法[50]以及交互加權方法[51]等多種異質性穩健雙重差分法進行驗證，驗證結果與本文結果保持一致。

脫貧攻堅一直以來都是中央和地方政府的一項主要工作之一，不同地區和各級政府均協同發力，相互合作，加上城鄉之間要素流動的加快，鄉村旅游可能存在較大程度的空間聯系2。基于此，參考吳良平等的研究[52]，根據832個貧困縣的逆距離構建空間權重矩陣3。為了檢驗H1中的影響效應性質，將有待于進一步實證的空間計量模型設計為如下空間杜賓誤差模型（spatial Durbin error model， SDEM）形式：

yit=β0+ρ∑wijyjt+β1tourismit+β2∑wijtourismjt+

∑kβkcontrolkit+∑mβm∑wijcontrolmjt+ψt+τi+uit " " "（6）

uit=λ∑wijujt+εit " " " " " " " " " " " " " " （7）

與模型（1）中的變量定義相同，y作為被解釋變量，是貧困縣的人均GDP的對數值lnpergdp，而wij是空間權重矩陣中的元素，下標i和j表示不同的貧困縣，下標k表示各控制變量的個數，下標m表示加入空間權重矩陣后控制變量的個數。其他變量的含義與模型（1）相同。根據空間計量模型的一般規則，從SDEM模型出發，利用赤池信息量準則 （Akaike information criterion，AIC）和貝葉斯信息量準則（Bayesian information criterion，BIC）值的大小以及似然比檢驗（likelihood ratio，LR）檢驗，考查模型是否可以退化為其他空間模型，檢驗結果表明，選擇SDEM模型最為合理。值得注意的是，空間計量模型的樣本類型是平衡面板，因此在進行空間計量時，研究樣本變為631個貧困縣平衡面板數據，研究區間范圍仍為2010—2020年。

3.4.2 " "遺漏變量

對于遺漏變量而言，從以下兩個方面進行處理。首先，加入更多可能會影響貧困地區發展的因素，參考周曉光和魯元平的研究[53]，加入了經濟政策不確定性指數，參考李鳳亮和古珍晶的研究[42]，加入了由氣象部門提供的國家貧困縣所在城市的年平均濕度；其次，使用機器學習中的最小絕對值收縮和選擇算子（least absolute shrinkage and selection operator，LASSO）算法，在模型選擇控制變量的階段就開始進行篩選，從源頭上對遺漏變量問題加以處理[54]。

3.4.3 " "測量誤差

測量誤差往往由于變量構建和計量方法選擇不合理產生的。在構建反映國家級貧困縣經濟發展水平的被解釋變量時，除了使用人均GDP之外，在穩健性檢驗中，還使用國家級貧困縣的總體GDP對數值以及國家級貧困縣中農村居民人均可支配收入作為另一個解釋變量。針對“全國旅游扶貧示范項目”中包括的4類項目：景區帶村、能人帶戶、合作社+農戶和公司+農戶，分別對這些項目產生的各類異質性進行檢驗。

對于計量方法而言，根據Hausman檢驗結果，將實證方法確定為以加入年度虛擬變量的固定效應模型（fixed effect model，FE）為基礎的雙重差分法。考慮到本文的研究個體為上百個國家級貧困縣，容易引起異方差問題，在經過異方差檢驗后，對主要模型均使用了異方差穩健標準誤。除此之外，本文的研究區間跨越了多年，經過序列相關性檢驗后發現可能存在序列自相關問題，因此在穩健性檢驗中還使用了DK（driscoll-kraay）標準誤進行檢驗。

4 回歸結果與分析

4.1 描述性結果

表1列示了描述性統計信息。首先，從被解釋變量lnpergdp、lngdp和rincome結果可以看到，國家級貧困縣人均GDP最小值約為5000多元，農村居民人均可支配收入最小值僅為2249元，這兩大指標仍舊徘徊在貧困線的邊緣。即便是國家級貧困縣中發展最好的區縣，最高人均GDP也只有不到8萬元，農村居民人均可支配收入最大值為15 170多元。這樣的結果表明，盡管我國所有國家級貧困縣均于2020年底全部摘帽，但是他們的經濟發展水平仍舊落后于全國的平均水平，如何鞏固脫貧攻堅來之不易繁復的的成果，在后脫貧時代找到新的經濟增長點，是避免這些貧困縣再次返貧的關鍵。

其次，從解釋變量tourism的結果可以發現，在國家級貧困縣中，開展“全國旅游扶貧示范項目”的貧困縣僅有6.5%左右，這意味國家層面的鄉村旅游扶貧項目評選非常嚴格，只有那些確實具備開展鄉村旅游活動條件且具有旅游特色的貧困縣才能夠入選。由此可見，選擇“全國旅游扶貧示范項目”作為政策研究對象具有典型的意義。那么，鄉村旅游扶貧政策的效果是否存在可持續性和空間溢出性，這正是本文想要研究的主題。

接著，從機制變量jobvillage可以發現，鄉村從業人員數與年末單位從業人員數之比基本都大于1，因此在國家級貧困縣中，鄉村承載了大部分的就業功能，若能推動鄉村就業率穩步上升，那么貧困問題就會迎刃而解；從機制變量digital可以發現，該變量的中位數接近100，但是最小值為負數，這表明，雖然少數國家級貧困縣的數字化水平較低，但是大部分國家級貧困縣已經擁有了一定程度的數字化積累；從機制變量stock可以發現，該變量的總體數值較高，每千元產出將會存在接近兩噸的固碳封存量，這與過去我國較為粗放的增長模式息息相關，隨著綠色發展理念的深入人心，綠色可持續發展將會成為未來的主旋律。

最后，通過各項控制變量的結果可以發現，我國貧困縣在各個領域的發展程度不盡相同。總的來看，從表1中各變量平均值、標準差和最值的描述性信息可以發現，盡管少數變量還存在一定程度的離散性，不過經過處理之后，本文實證模型所用的觀測值已經基本擺脫了離群值的干擾。

4.2 基準回歸

表2列示了基準回歸結果。除了第（1）列外，其他3列均加入了年度虛擬變量，用以控制不隨個體改變的年度固定效應，而最后一列則使用了異方差穩健標準誤，用以控制可能存在的異方差性。從結果可以發現，無論是否加入控制變量，也不管是否加入年度虛擬變量或者是否使用異方差標準誤，鄉村旅游政策變量tourism的系數均為正，且都在1%的顯著性水平上保持顯著。這樣的結果從實證的角度驗證了本文H1中的觀點。從表中最后一列的系數大小來看，當某國家級貧困縣開展“全國旅游扶貧示范項目”后，當地的人均GDP將會提高3.9%左右。

從表2中后兩列控制變量的結果可以發現，首先，財政支出budget和固定資產投資fix_invest數額越高的國家級貧困縣，人均GDP反而越低，這正如馬曉龍等所指出的，在我國貧困縣發展的初期階段，政府的財政支出和投資是主要的資金來源[38]，而在發展的中后期，過高的財政支出和政府投資反而會出現擠出效應，此時以市場為主導的經濟行為應該發揮更大的作用；其次，社會福利lncharity和公共衛生lnhealth水平越高的國家級貧困縣，人均GDP將會越高，王立國和李卓將這兩個變量作為脫貧增收和鄉村振興的影響因素之一，良好的社會保障顯然有益于整個社會的發展[40]；接著，產業結構rate3的系數顯著為負，這一點與現有不少文獻的結果存在差異，這是因為很多文獻以城市或者城鎮數據為主，而本文則是以貧困縣為研究對象，多數貧困縣的工業化程度不足，第三產業占比則更低，在基礎設施尚不完善的情況下擴大第三產業的占比，可能反而會制約自身的發展；最后，除了上述影響因素之外，宏觀環境和氣候條件的系數也在1%的顯著性水平上保持顯著，這表明本文所選擇的控制變量均與經濟發展存在較為緊密的聯系，降低了遺漏變量存在的可能性。

4.3 穩健性檢驗

4.3.1 " 平行趨勢檢驗

本文參考Liu和Qiu的做法[55]，將平行趨勢檢驗模型的形式設定為：

lnpergdpit=β0+∑βntreati×post2016+n+∑kβkcontrolit+

ψt+τi+uit " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （8）

模型（8）中，post仍舊為年度虛擬變量，當年的觀測值為1，否則為0。為了方便觀察，n的取值為2016年“全國旅游扶貧示范項目”推出的前3年直到研究區間的最后一年。圖2報告了模型（8）的檢驗結果。從結果可以發現，在2016年鄉村旅游扶貧項目尚未推出之前，我國國家級貧困縣的處理組和對照組都擁有無顯著差異的變化趨勢，而在2016年政策推出當年，處理組的經濟發展開始超過對照組，不過由于政策效果存在一定的時滯性，直到政策推出后一年，處理組的經濟發展開始與對照組拉開顯著差距，差距也一直保持到研究區間的最后一年2020年。這樣的結果不僅驗證了平行趨勢假設，而且觀察到了鄉村旅游政策存在的可持續性。

除了平行趨勢檢驗之外，本文還進行了安慰劑檢驗：首先，參考呂越等的步驟[56]，通過隨機抽取處理組的方式進行安慰劑檢驗，檢驗結果在5%的顯著性水平上保持顯著；其次，采用改變政策發生年份的方法展開安慰劑檢驗，結果表明，將虛擬的“全國旅游扶貧示范項目”政策發生年設定為2016年之前的任何一年，鄉村旅游變量的系數均無法在10%的顯著性水平上保持顯著。另外，使用隨機效應模型和總體效應模型等不同方法進行回歸后發現，鄉村旅游變量的系數仍然在5%的顯著性水平上保持顯著。

4.3.2 " "改變變量構造

表3前兩列報告了使用國家級貧困縣的GDP對數值lngdp和農村居民人均可支配收入rincome作為被解釋變量的回歸結果，從結果中可以看到，鄉村旅游對于貧困縣的經濟發展仍舊存在推動作用，且在1%的顯著性水平上保持顯著。從影響大小上來看，當某國家級貧困縣開展“全國旅游扶貧示范項目”后，國家級貧困縣的總體GDP將會提高2.84%，國家級貧困縣的農村居民人均可支配收入將會提高約209元。

表3的后4列報告了不同鄉村旅游項目類型：景區帶村spot、能人帶戶talent、合作社+農戶coop和公司+農戶firm，對國家級貧困縣經濟發展的影響。從表中結果可以看到，景區帶村spot、能人帶戶talent兩種類型的鄉村旅游扶貧項目在1%的顯著性水平上產生了顯著的經濟推動作用，而合作社+農戶coop和公司+農戶firm的系數方向雖然為正，但是都無法在10%的顯著性水平上保持顯著。

5 進一步討論

5.1 影響機制

表4報告了模型（3）至模型（5）的機制檢驗結果。從機制變量與鄉村旅游扶貧政策的交互項j_t、d_t和s_t的結果來看，三者都至少在5%的顯著性水平上保持顯著，即當國家級貧困縣開展“全國旅游扶貧示范項目”時，人均GDP會顯著提高，且隨著鄉村人口就業人數上升、數字基礎設施水平提高以及陸地植物的固碳封存量下降，當地的人均GDP會進一步提高。這樣的結果驗證了H2的觀點，鄉村人口就業、數字基礎設施和生態環境保護是鄉村旅游推動貧困地區發展的3條影響機制。

針對景區帶村、能人帶戶、合作社+農戶和公司+農戶4種不同類型鄉村旅游項目，展開影響機制異質性的研究后發現，“景區帶村”項目促進了鄉村人口就業、改善了數字基礎設施并減少了碳排放；“能人帶戶”項目包含了很多綠色技術領域的專家，他們幫助農戶提升了生產效率，抑制了單位產出的碳排放；在“公司+農戶”項目的開展過程中，許多旅游和農業相關公司不僅吸收了許多幫扶對象成為正式員工，還為農戶們提供生產資料、銷售渠道和資源支持，讓農戶們自食其力，甚至自主創業，因此鄉村人口就業也是“公司+農戶”項目的影響機制。

5.2 可持續性與異質性

為了考查鄉村旅游扶貧效應的可持續性，本文參考王守文等的做法[57]，將模型（1）改寫為以下形式：

lnpergdpit=β0+∑kβkpolicyit+k+∑kβkcontrolkit+ψt+τi+uit " " （9）

模型（9）中，policy為鄉村旅游扶貧政策實施后各年度的虛擬變量，為了考查不同項目類型的政策可持續性，將policy區分為4種類型，即“景區帶村”spot、“能人帶戶”talent、“合作社+農戶”coop、“公司+農戶”firm，實施后的第k年的觀測值為1，否則為0。為了方便觀察，k的取值為2016年直到研究區間的最后一年。其他變量的含義與模型（1）保持一致。表5的前4列報告了模型（9）的結果，“景區帶村”和“能人帶戶”兩種類型的鄉村旅游項目分別在政策發布后的一年或者兩年，開始對貧困地區的人均GDP產生推動效應，且該效應直到政策發布后4年仍舊可以在5%的顯著性水平上保持顯著。從影響大小上來看，“景區帶村”類型的鄉村旅游項目從政策發布后第二年開始，而“能人帶戶”類型的鄉村旅游項目則從政策發布后第一年開始，就對貧困地區經濟發展產生了積極作用。除此之外，“公司+農戶”類型的鄉村旅游項目在政策發布后的兩年，也在一定程度上存在經濟推動力。這樣的結果既驗證了H1中的觀點，即鄉村旅游的影響效應具有可持續性，同時也說明了不同項目類型在影響效應可持續性上的差異。

表5的后兩列則報告不同地區鄉村旅游的影響異質性。從表中的結果可以看到，無論是東部還是中西部地區，鄉村旅游扶貧效應均至少在5%的顯著性水平上保持顯著，不過相比較東部地區樣本而言，中西部地區樣本下的鄉村旅游扶貧效應更大且顯著性更高。產生這種現象的原因在于，從數量上來看，東部地區歷來都是國內較為發達的區域，國家級貧困縣的數量本來就較少；從貧困程度來看，中西部地區的國家級貧困縣的貧困程度往往更深；再從發展手段來看，中西部地區的國家級貧困縣基本都是內陸或者山區地形，發展手段非常有限，為其帶來基本要素、特色要素以及技術要素的“全國旅游扶貧示范項目”恰為他們提供了一次經濟發展的契機。

5.3 空間溢出性

為了檢驗鄉村旅游效應的空間溢出性，表6報告了模型（6）和模型（7）的結果。從第一列結果可知，首先，當國家級貧困縣開展“全國旅游扶貧示范項目”之后，他們的人均GDP得到了顯著的提高，且系數大小和顯著性水平與基準回歸結果保持一致；其次，從表中的ρ和λ值可以看到，鄉村旅游扶貧效應確實存在顯著的空間溢出性；最后，從表中最后3行的3種效應大小可以看到，鄉村旅游扶貧政策除了會直接對開展項目的國家級貧困縣產生脫貧增收效應之外，還會對周邊貧困縣產生空間溢出效應，有的溢出效應會比直接效應擴大很多倍。

表6后4列報告了不同類型政策的空間溢出性，從結果中可以看到，“景區帶村”和“能人帶戶”兩種類型的鄉村旅游項目對貧困地區的經濟推動效應存在空間溢出性，該效應可以在1%的顯著性水平上保持顯著。相比較而言，“公司+農戶”類型的鄉村旅游項目只有直接的經濟推動力，并未具有顯著的空間溢出性，“合作社+農戶”則未能產生顯著的影響。這樣的結果充分驗證了H1中的觀點，即鄉村旅游的影響效應具有空間溢出性，并且指出了不同類型項目在空間溢出性上的差異。

在可持續性和空間溢出性上產生這樣的現象，背后的原因就在于，從要素流動的角度來看，“景區帶村”和“能人帶戶”兩種類型的鄉村旅游扶貧項目，都加快了基本要素、特色要素以及技術要素長期向項目開展地的流動，而隨著時間的推移，由于鄉村和鄉村之間的密切關聯，這些持續流動要素也會漸漸溢出至項目開展地的周邊區域。與之相比，“合作社+農戶”和“公司+農戶”無論是在項目數量上，還是在合作方的質量和影響力上都稍有遜色。因此，“公司+農戶”類型的鄉村旅游項目只有直接的經濟推動力，并未具有顯著的空間溢出性，“合作社+農戶”則未能產生顯著的影響。

概括來看，上文圖表從實證的角度驗證了H1和H2中的觀點。本文利用各種研究方法緩解了異方差和自相關問題，以及遺漏變量、測量誤差和雙向因果關系可能引發的內生性問題，因此本文的實證結論是較為穩健的。

6 結論與政策啟示

6.1 結論

本文在要素流動的基礎上，提出了鄉村旅游推動貧困地區發展的完整路徑；隨后，利用2010—2020年我國832個國家級貧困縣數據，通過雙重差分法展開了實證研究，研究結果表明：首先，以“全國旅游扶貧示范項目”為代表的鄉村旅游相關政策，確實推動了我國國家級貧困地區的經濟發展，該項目的實施使得當地的人均GDP提高了約3.9%；其次，鄉村旅游的影響效應具備顯著的可持續性和空間溢出性；再次，鄉村人口就業人數的顯著上升、數字基礎設施不斷建設以及縣域生態環境持續改善，是鄉村旅游產生作用的影響機制；最后，相比東部，鄉村旅游在中西部地區樣本下的影響更顯著，另外，不同類型“全國旅游扶貧示范項目”在政策效應的時空性質和影響機制的選擇上存在異質性。

本文的邊際貢獻在于：首先，從城鄉間要素流動的視角，將研究對象聚焦于直接以推動貧困地區發展為目標的鄉村旅游政策之上，為鞏固和拓展脫貧攻堅成果提供了一個新的思路。其次，在研究范圍上，利用國家級貧困縣作為樣本，加強了政策與樣本間的匹配程度；在研究結論上，除了肯定鄉村旅游的積極效應之外，一方面深入挖掘鄉村人口就業、數字基礎設施和生態環境保護3條機制，打開了政策傳導過程中的路徑“黑箱”，另一方面進一步探索了政策效應的可持續性和空間溢出性，以及不同政策類型的影響異質性。

6.2 政策啟示

上述結論對我國政府“十四五”期間鞏固和拓展脫貧攻堅成果，具有十分重要的啟示意義。

第一，“全國旅游扶貧示范項目”擁有4個類型，景區、公司和合作社等多元主體參與其中，他們和政府合力推動了大量要素向貧困地區流動，產生了發展推動力。在后脫貧時代，想要鞏固和拓展脫貧攻堅的成果，就應該設法讓更多的市場主體，例如酒店、主題公園和大型游樂園等，依托特色要素或者技術要素參與到鄉村旅游的扶貧工作中來。

第二，在“綠水青山就是金山銀山”的發展理念下，生態環境的保護已經成為地區發展目標之一，在“能人帶戶”項目中，農業與生態領域的專業人才為貧困地區帶來了先進生產技術，提高了生產效率，受此啟發，讓更多政商學藝界的知名人士成為政策項目的帶頭人，發揮各自的優勢，從不同渠道推動貧困地區的發展。

第三，既然鄉村旅游的政策效應存在可持續性和空間溢出性，那么就應當鼓勵政策所涉地區集中力量進行聯合申報、協同開發和共享收益，在時空層面最大程度地發揮政策的作用，而在政策實施過程中，重新計算政策開展的收益和成本，規劃好利益分配機制，充分調動各個地區的積極性。

最后，數字基礎設施的升級和改造是鄉村旅游產生影響的重要機制。在我國數字經濟戰略下，貧困縣的數字化水平也在不斷提高，不少貧困縣實現了寬帶聯網，這為開展在線旅游、虛擬旅游等新型旅游模式打下了基礎，而新型的旅游模式既為更多的鄉村人口提供了崗位，同時又避免了對生態環境的污染。

參考文獻（References）

[1] 張睿， 孫雨芹. 民族地區鄉村旅游產業進化“殊途”？——基于QCA 的組態路徑分析[J]. 旅游學刊， 2023， 38（9）： 77-90. [ZHANG Rui， SUN Yuqin. What is the “Different Path” for the industry evolution of rural tourism in ethnic areas？—QCA-based configuration path analysis[J]. Tourism Tribune， 2023， 38（9）： 77-90.]

[2] 黃細嘉， 張科， 王紅建， 等. 鄉村旅游發展能否縮小城鄉收入差距？——來自“全國休閑農業與鄉村旅游示范縣”的經驗證據[J]. 旅游學刊， 2023， 38（2）： 16-29. [HUANG Xijia， ZHANG Ke， WANG Hongjian， et al. Can rural tourism reduce the urban-rural income gap？—Empirical evidence from “National Leisure Agriculture and Rural Tourism Demonstration Counties”[J]. Tourism Tribune， 2023， 38（2）： 16-29.]

[3] 何景明. 國外鄉村旅游研究述評[J]. 旅游學刊， 2003， 18（1）： 76-80. [HE Jingming. A study on rural tourism overseas[J]. Tourism Tribune， 2003， 18（1）： 76-80.]

[4] SU B. Rural tourism in China[J]. Tourism Management， 2011， 32（6）： 1438-1441.

[5] GAO J， WU B. Revitalizing traditional villages through rural tourism： A case study of Yuanjia village， Shaanxi province， China[J]. Tourism Management， 2017， 63： 223-233.

[6] 趙黎. 發展新型農村集體經濟何以促進共同富裕——可持續發展視角下的雙案例分析[J]. 中國農村經濟， 2023（8）： 60-83. [ZHAO Li. How does the development of new rural collective economy promote common prosperity： A dual-case study from the perspective of sustainable development[J]. Chinese Rural Economy， 2023（8）： 60-83.]

[7] 劉慧迪， 蘇嵐嵐， 易紅梅. 精準扶貧幫扶項目的減貧成效及其對后扶貧時代貧困治理的啟示——基于貧困脆弱性視角[J]. 農業技術經濟， 2023（9）： 105-125. [LIU Huidi， SU Lanlan， YI Hongmei. The impact of targeted poverty alleviation policy and its implications for poverty governance in China’s post-poverty era： From the perspective of vulnerability to poverty[J]. Journal of Agrotechnical Economics， 2023（9）： 105-125.]

[8] 宋慧娟， 陳明. 鄉村振興戰略背景下鄉村旅游提質增效路徑探析[J]. 經濟體制改革， 2018（6）： 76-81. [SONG Huijuan， CHEN Ming. Research on the path to quality-improvement and efficiency-increasing of rural tourism under the background of rural vitalization strategy[J]. Reform of Economic System， 2018（6）： 76-81.]

[9] 張祝平. 以文旅融合理念推動鄉村旅游高質量發展：形成邏輯與路徑選擇[J]. 南京社會科學， 2021（7）： 157-164. [ZHANG Zhuping， Cultural and tourism integration： Research on the high-quality development of rural tourism[J]. Nanjing Journal of Social Sciences， 2021（7）： 157-164.]

[10] 張新成. 中國鄉村旅游公共服務水平時空演化及成因分析[J]. 旅游學刊， 2021， 36（11）： 26-39. [ZHANG Xincheng. Spatiotemporal patterns of public service levels in China’s rural tourism and their origins[J]. Tourism Tribune， 2021， 36（11）： 26-39.]

[11] KORTOCI Y， KORTOCI M. The assessment of the rural tourism development in the Valbona Valley National Park[J]. Tourism Economics， 2017， 23（8）： 1662-1672.

[12] MARTíNEZ J M G， MARTíN J M M， FERNáNDEZ J A S， et al. An analysis of the stability of rural tourism as a desired condition for sustainable tourism[J]. Journal of Business Research， 2019， 100： 165-174.

[13] 肖艷玲. 鄉村旅游季節性帶來的負面影響及調控策略[J]. 農業經濟， 2018（6）： 51-52. [XIAO Yanling. Negative impacts and regulation strategies of seasonality in rural tourism[J]. Agricultural Economy， 2018（6）： 51-52.]

[14] 蔡丹豐， 魏昕伊， 胡求光. 鄉村旅游開發中反公地悲劇的治理機制——基于扎根理論的多案例研究[J/OL]. 農業經濟問題， 2023： 1-12. https：//doi.org/10.13246/j.cnki.iae.20230908.001. [CAI Danfeng， WEI Xinyi， HU Qiuguang. The governance mechanism of anti-commons tragedy in rural tourism development： Multi-case study based on grounded theory[J/OL]. Issues in Agricultural Economy， 2023： 1-12. https：//doi.org/10.13246/j.cnki.iae. 20230908.001.]

[15] 唐順鐵， 郭來喜. 旅游流體系研究[J]. 旅游學刊， 1998， 13（3）： 38-41. [TANG Shuntie， GUO Laixi. The study of tourism flow system[J]. Tourism Tribune， 1998， 13（3）： 38-41.]

[16] 王心蕊， 孫九霞. 旅游發展背景下農村勞動力回流遷移研究——影響因素與代際差異[J]. 旅游學刊， 2021， 36（4）： 58-69. [WANG Xinrui， SUN Jiuxia. Tourism development and rural labor return migration： Discussions on the determinants and generational differences[J]. Tourism Tribune， 2021， 36（4）： 58-69.]

[17] 寧志中， 張琦. 鄉村優先發展背景下城鄉要素流動與優化配置[J]. 地理研究， 2020， 39（10）： 2201-2213. [NING Zhizhong， ZHANG Qi. Urban and rural element mobility and allocation optimization under the background of rural priority development[J]. Geographical Research， 2020， 39（10）： 2201-2213.]

[18] 高強， 鞠可心. 要素匹配、資本選擇與鄉村旅游合作社發展——基于外來資本與村社資源的博弈視角[J]. 中國農村觀察， 2022（4）： 58-76. [GAO Qiang， JU Kexin. Elements matching， capital selection and the development of rural tourism cooperatives： From a game-theoretic perspective of external capital and village community resources[J]. China Rural Survey， 2022（4）： 58-76.]

[19] COHEN E， COHEN S A. Current sociological theories and issues in tourism[J]. Annals of Tourism Research， 2012， 39（4）： 2177-2202.

[20] 寧志中， 張琦， 何瓊峰， 等. 鄉村旅游發展中的城鄉要素流動過程與機制[J]. 中國生態旅游， 2021， 11（3）： 386-397. [NING Zhizhong， ZHANG Qi， HE Qiongfeng， et al. The process and mechanism of urban and rural factor flow in rural tourism development[J]. Journal of Chinese Ecotourism， 2021， 11（3）： 386-397.]

[21] 曹瑾， 唐承財. 1996—2020年中國旅游減貧研究熱點、演進與展望[J]. 地理與地理信息科學， 2023， 39（1）： 129-135. [CAO Jin， TANG Chengcai. Hotspots， evolution and prospect of tourism poverty alleviation research in China from 1996 to 2020[J]. Geography and Geo-Information Science， 2023， 39（1）： 129-135.]

[22] 舒伯陽， 馬靜. 中國鄉村旅游政策體系的演進歷程及趨勢研究——基于30年數據的實證分析[J]. 農業經濟問題， 2019（11）： 94-107. [SHU Boyang， MA Jing. Evolution and trend of rural tourism policy system in China： An empirical analysis based on 30-years data[J]. Issues in Agricultural Economy， 2019（11）： 94-107.]

[23] 李彬彬， 米增渝， 張正河. 休閑農業對農村經濟發展貢獻及影響機制——以全國休閑農業與鄉村旅游示范縣為例[J]. 經濟地理， 2020， 40（2）： 154-162. [LI Binbin， MI Zengyu， ZHANG Zhenghe. The contribution and influence mechanism of leisure agriculture to rural economic development： Taking the national demonstration county of leisure agriculture and rural tourism as an example[J]. Economic Geography， 2020， 40（2）： 154-162.]

[24] 黃祖輝， 宋文豪， 成威松， 等. 休閑農業與鄉村旅游發展促進農民增收了嗎？——來自準自然實驗的證據[J]. 經濟地理， 2022， 42（5）： 213-222. [HUANG Zuhui， SONG Wenhao， CHENG Weisong， et al. Has the development of leisure agriculture and rural tourism promoted the increase of farmers’ income： An evidence from quasi-natural experiment[J]. Economic Geography， 2022， 42（5）： 213-222.]

[25] 任紅穎， 邱守明， 夏凡. 西部脫貧地區農旅融合發展的增收效應及實現機制——基于休閑農業與鄉村旅游示范縣的準自然實驗[J]. 資源開發與市場， 2022， 38（10）： 1256-1263. [REN Hongying， QIU Shouming， XIA Fan. Income increasing effect of the integrated development of agriculture and tourism in the western poverty-stricken areas—Quasi natural experiment based on leisure agriculture and rural tourism demonstration county[J]. Resource Development amp; Market， 2022， 38（10）： 1256-1263.]

[26] 徐鯤， 王英， 唐雲. 國家全域旅游示范區創建的旅游經濟效應研究——來自地級市準自然實驗的數據[J]. 重慶大學學報（社會科學版）， 2021， 27（4）： 216-230. [XU Kun， WANG Ying， TANG Yun. Analysis of the economic effect of the national all-for-one tourism demonstration zone： Quasi-natural experimental data from prefecture-level cities[J]. Journal of Chongqing University （Social Science Edition）， 2021， 27（4）： 216-230．

[27] 劉民坤， 任莉莉， 鄧小桂， 等. 基于準自然實驗的鄉村旅游效應評估[J]. 經濟地理， 2022， 42（10）： 231-239. [LIU Minkun， REN Lili， DENG Xiaogui， et al. Evaluation of rural tourism effects based on quasi-natural experiments[J]. Economic Geography， 2022， 42（10）： 231-239.]

[28] 張溢堃， 王永生. 中國省域城鄉要素流動測度方法與時空特征[J]. 地理學報， 2023， 78（8）： 1888-1903. [ZHANG Yikun， WANG Yongsheng. Measurement methods and spatio-temporal characteristics of urban-rural factor flow in China[J]. Acta Geographica Sinica， 2023， 78（8）： 1888-1903.]

[29] 湯長安， 邱佳煒， 張麗家， 等. 要素流動、產業協同集聚對區域經濟增長影響的空間計量分析——以制造業與生產性服務業為例[J]. 經濟地理， 2021， 41（7）： 146-154. [TANG Changan， QIU Jiawei， ZHANG Lijia， et al. Spatial econometric analysis on the influence of elements flow and industrial collaborative agglomeration on regional economic growth： Based on manufacturing and producer services[J]. Economic Geography， 2021， 41（7）： 146-154.]

[30] 孫曉華， 郭旭， 王昀. 產業轉移、要素集聚與地區經濟發展[J]. 管理世界， 2018， 34（5）： 47-62; 179-180. [SUN Xiaohua， GUO Xu， WANG Yun. Industrial relocation， elements agglomeration and regional economic development[J]. Journal of Management World， 2018， 34（5）： 47-62; 179-180.]

[31] 馮國強， 馬通. 環境治理的“資源詛咒”效應——來自二氧化硫減排的經驗證據[J/OL]. 軟科學， 2024， 38（2）： 42-48. [FENG Guoqiang， MA Tong. “Resources curse” in environment governance—Evidence from sulfur dioxide emission reduction in China[J/OL]. Soft Science， 2024， 38（2）： 42-48.]

[32] 李珒. 外源壓力、內生動力與基層政府政策執行行為選擇——基于A市生態環境治理的案例比較分析[J]. 公共管理學報，2023， 20（3）： 53-63; 168. [LI Jin. External pressures， internal motivations and the policy implementation behavior choice of local governments—A comparative analysis on the cases of eco-environment management in city A[J]. Journal of Public Management， 2023， 20（3）： 53-63; 168.]

[33] 林源源， 邵佳瑞. 鄉村旅游目的地意象視角下的親環境行為意圖研究[J]. 南京工業大學學報（社會科學版）， 2021， 20（2）： 88-99; 112. [LIN Yuanyuan， SHAO Jiarui. Research on pro-environmental behavioral intention from the perspective of rural tourism destination image[J]. Journal of Nanjing Tech University（Social Science Edition）， 2021， 20（2）： 88-99; 112.]

[34] 郭峰， 王靖一， 王芳， 等. 測度中國數字普惠金融發展： 指數編制與空間特征[J]. 經濟學（季刊）， 2020， 19（4）： 1401-1418. [GUO Feng， WANG Jingyi， WANG Fang， et al. Measuring China’s digital financial inclusion： Index Compilation and spatial characteristics[J]. China Economic Quarterly， 2020， 19（4）： 1401-1418.]

[35] 黃細嘉， 張科， 熊子怡， 等. 鄉村旅游、結構轉型與農民收入增長——來自“全國休閑農業與鄉村旅游示范縣”的經驗證據[J]. 世界農業， 2023（3）： 71-84. [HUANG Xijia， ZHANG Ke， XIONG Ziyi， et al. Rural tourism， structural transformation and the increase of farmers’ income—Empirical evidence from Rural Tourism Demonstration County[J]. World Agriculture， 2023（3）： 71-84.]

[36] 劉瑞明， 趙仁杰. 國家高新區推動了地區經濟發展嗎？——基于雙重差分方法的驗證[J]. 管理世界， 2015（8）： 30-38. [LIU Ruiming， ZHAO Renjie. Do national high-tech zones promote regional economic development？—Validation based on double difference method[J]. Management World， 2015（8）： 30-38.]

[37] 佟大建， 應瑞瑤. 扶貧政策的減貧效應及其可持續性——基于貧困縣名單調整的準自然試驗[J]. 改革， 2019（11）： 126-135. [TONG Dajian， YING Ruiyao. Poverty reduction effect of poverty alleviation policy and its sustainability： Quasi-natural experiment based on the adjustment of the list of poor counties[J]. Reform， 2019（11）： 126-135.]

[38] 馬曉龍， 陳泠靜， 尹平， 等. 政府在推動鄉村旅游投資中的作用： 基于動態博弈的分析[J]. 旅游科學， 2020， 34（3）： 19-31. [MA Xiaolong， CHEN Lingjing， YIN Ping， et al. Government’s role in promoting rural tourism investment： An analysis based on dynamic games[J]. Tourism Science， 2020， 34（3）： 19-31.]

[39] 趙濤， 張智， 梁上坤. 數字經濟、創業活躍度與高質量發展——來自中國城市的經驗證據[J]. 管理世界， 2020， 36（10）： 65-76. [ZHAO Tao， ZHANG Zhi， LIANG Shangkun. Digital economy， entrepreneurship， and high-quality economic development： Empirical evidence from urban China[J]. Management World， 2020， 36（10）： 65-76.]

[40] 王立國， 李卓. 精準投資、脫貧增收與鄉村振興——來自脫貧縣（區）的實證研究[J]. 財經問題研究， 2022（12）： 69-81. [WANG Liguo， LI Zhuo. Precise investment， poverty alleviation and income generation and rural revitalization—An empirical study from poverty-releasing counties （districts）[J]. Research on Financial and Economic Issues， 2022（12）： 69-81.

[41] DAVIS S J， LIU D， SHENG X S. Economic policy uncertainty in China since 1949： The view from mainland newspapers[EB/OL]. [2023-10-25]. http：//www.policyuncertainty.com/research.html.

[42] 李鳳亮， 古珍晶. “雙碳”視野下中國文化產業高質量發展的機遇、路徑與價值[J]. 上海師范大學學報（哲學社會科學版）， 2021（6）： 79-87. [LI Fengliang， GU Zhenjing. Opportunities， paths and values for the high-quality development of China’s cultural industry from the perspective of “Dual Carbon”[J]. Journal of Shanghai Normal University （Philosophy amp; Social Sciences Edition）， 2021（6）： 79-87.

[43] 彭影. 鄉村振興視角下農村產業融合的增收減貧效應——基于農村數字化與教育投資的調節作用分析[J]. 湖南農業大學學報（社會科學版）， 2022， 23（3）： 28-40. [PENG Ying. The income-increasing and poverty-alleviation effect of rural industrial integration from the perspective of rural revitalization： Analysis based on the moderating effect of rural digitization and education investment[J]. Journal of Hunan Agricultural University （Social Sciences Edition）， 2022， 23（3）： 28-40.]

[44] 張榮博， 鐘昌標. 智慧城市試點、污染就近轉移與綠色低碳發展. 中國人口·資源與環境[J]. 2022（4）： 91-104. [ZHANG Rongbo，ZHONG Changbiao. Smart city pilot projects，nearby pollution transfer， and green and low-carbon development[J]. China Population， Resources and Environment， 2022， 32（4）： 91-104.]

[45] CHEN J， GAO M， CHENG S， et al. County-level CO2 emissions and sequestration in China during 1997—2017[J]. Scientific Data， 2020， 7： 391.

[46] 李碩碩， 劉耀彬， 駱康. 環鄱陽湖縣域新型城鎮化對碳排放強度的空間溢出效應.資源科學， 2022， 44（7）： 1449-1462. [LI Shuoshuo， LIU Yaobin， LUO Kang. Spatial spillover effect of new-type urbanization on carbon emission intensity in counties around the Poyang Lake[J]. Resources Science， 2022， 44（7）： 1449-1462.]

[47] BRAGHIERI L， LEVY R， MAKARIN A. Social media and mental health[J]. American Economic Review， 2022， 112（11）： 3660-3693.

[48] HEAD K， MAYER T. Misfits in the car industry： Offshore assembly decisions at the variety level[J]. Journal of the Japanese and International Economies， 2019， 52： 90-105.

[49] CALLAWAY B， SANT’ANNA P H C. Difference-in-differences with multiple time periods[J] Journal of Econometrics， 2021， 225 （2）： 200-230.

[50] GARDNER J. Two-stage differences in differences[EB/OL]. [2023-10-25]. https：//arxiv.dosf.top/abs/2109.05913.

[51] SUN L Y， ABRAHAM S. Estimating dynamic treatment effects in event studies with heterogeneous treatment effects[J]. Journal of Econometrics， 2021， 225 （2）： 175-199.

[52] 吳良平， 胡健敏， 張健. 中國省域入境旅游發展的空間計量建模與影響因素效應研究[J]. 旅游學刊， 2020， 35（3）： 14-27. [WU Liangping， HU Jianmin， ZHANG Jian. The spatial econometric modeling and influencing factor effects of inbound tourism development in China’s provincial regions[J]. Tourism Tribune， 2020， 35（3）： 14-27.]

[53] 周曉光， 魯元平. 政策穩定性與區域創新發展的關系研究——基于268個地級市面板數據的實證分析[J]. 社會科學研究， 2022（4）： 150-163. [ZHOU Xiaoguang， LU Yuanping. A study on the relationship between policy stability and regional innovation development—An empirical analysis based on panel data of 268 prefectural cities[J]. Social Science Research， 2022（4）： 150-163.]

[54] 張曉明， 向迪， 劉生龍. 抑郁傾向對勞動收入的影響——基于LASSO回歸的工具變量識別[J]. 產業經濟評論， 2021， 43（2）： 78-92. [ZHANG Xiaoming， XIANG Di， LIU Shenglong. The effect of depression on labor income： Instrumental variable identification based on LASSO regression[J]. Review of Industrial Economics， 2021， 43（2）： 78-92.]

[55] LIU Q， QIU L D. Intermediate input imports and innovations： Evidence from Chinese firms patent filing[J]. Journal of International Economics， 2016， 103： 166-183．

[56] 呂越， 陸毅， 吳嵩博， 等. “一帶一路”倡議的對外投資促進效應——基于2005—2016年中國企業綠地投資的雙重差分檢驗[J]. 經濟研究， 2019， 54（9）： 187-202. [LYU Yue， LU Yi， WU Songbo， et al. The effect of the belt and road initiative on firms’ OFDI： Evidence from China’s greenfield investment[J]. Economic Research Journal， 2019， 54（9）： 187-202.]

[57] 王守文， 趙敏， 徐麗潔. 長江經濟帶發展戰略對區域科學競爭力的提升效應——基于雙重差分法的實證研究[J]. 科技進步與對策， 2022， 39（23）： 55-64. [WANG Shouwen， ZHAO Ming， XU Lijie. The promotion effect of the development strategy of Yangtze River Economic Belt on regional scientific competitiveness： An empirical research based on DID[J]. Science amp; Technology Progress and Policy， 2022， 39（23）： 55-64.]

The Policy of Rural Tourism Promotes the Development of Poor Areas： Quasi-natural Experiments Based on the “National Tourism Poverty Alleviation Demonstration Project”

GU Zhenhua， LI Xin

（College of Business and Economics， Shanghai Business School， Shanghai 200235， China）

Abstract： Rural tourism has effectively increased the disposable income of rural people in China and has helped them escape from absolute poverty. So， rural tourism has been regarded by the government as an important means to get rid of poverty and get rich. The report to the 20th National Congress of the Communist Party of China clearly puts forward the goal of “consolidating and expanding the results of poverty alleviation”. Thus， whether the above policies can achieve this goal in the post-poverty eradication era， and what the mechanism in the policy transmission process is， these questions deserve deep consideration.

The paper first proposes the following three impact mechanisms of rural tourism policies through mechanistic deduction and characteristic facts： The development of rural tourism enhances rural population employment， promotes the construction of digital infrastructure， and improves the ecological environment of the places where tourism is conducted， thus generating the policy effect of poverty alleviation and income increase. Subsequently， using the panel data of 832 national-level poor counties in 22 provinces， municipalities and autonomous regions in China from 2010 to 2020， we conducted an empirical test through a double difference method controlling for individual and annual fixed effects.

The results show that （1） the rural tourism policy， represented by the “National Tourism Poverty Alleviation Demonstration Project”， has promoted the economic development of poor counties in China， and the effect is also sustainable and spatially spilled over in time and space. （2） Three mechanisms underlying this effect are the significant increase in rural population employment， the continuous construction of digital infrastructure， and the continuous improvement of the ecological environment. （3） The policy effect has a more significant impact on the central and western regions than on the eastern regions. （4） Different types of rural tourism policies are heterogeneous in terms of the spatial and temporal nature of the effects and the choice of impact mechanisms.

In terms of research perspective， this paper focuses on rural tourism， providing a new idea for consolidating and expanding the results of poverty alleviation. In terms of research scope， this paper uses national-level poverty-stricken county data as the basis for empirical testing， expanding the data scope of existing studies that take local regions as examples. In terms of research theory， this paper applies tourism mobility theory to the field of rural tourism， expanding the boundaries of the theorys application. In terms of research findings， in addition to affirming the positive effects of rural tourism policies， this paper explores three mechanisms underlying the positive effects. These mechanisms refer to the impact of rural tourism on rural population employment， digital infrastructure and county ecological environment， to open the “black box” of the policy transmission process. On the other hand， we also further explore the sustainability and spatial spillover of the policy effects.

Keywords： rural tourism; factor flow; consolidating gains from poverty alleviation; sustainability and spatial spillover; difference in differences

[責任編輯：吳巧紅；責任校對：鄭 " "果]