《International Journal of Agricultural Sustainability》：Rural eco-industries, livelihood capacity and farmers' income: an empirical study based on 913 survey data from farmers in the Three Gorges Reservoir area of Chongqing, China
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发展具有区域特色的乡村生态产业是拓宽农户增收渠道的重要途径。现有研究大多聚焦于特定类型生态产业的增收效应，较少系统考察其广泛的增收效应及微观层面的作用机制。本文在“乡村生态产业—生计能力—农户收入”的理论框架下，利用中国重庆三峡库区913份农户微观调查数据，采
发展具有区域特色的乡村生态产业是拓宽农户增收渠道的重要途径。现有研究大多聚焦于特定类型生态产业的增收效应，较少系统考察其广泛的增收效应及微观层面的作用机制。本文在“乡村生态产业—生计能力—农户收入”的理论框架下，利用中国重庆三峡库区913份农户微观调查数据，采用多元回归、中介效应和门槛效应模型，考察了乡村生态产业对农户收入的影响及生计能力在其中所发挥的作用。研究结果表明：（1）乡村生态产业直接提高了农户收入，参与农户的收入比未参与农户高出37.92%；（2）生计能力在这一关系中发挥了显著的部分中介作用，占总效应的5.20%；（3）乡村生态产业对农户收入的影响存在以生计能力为门槛变量的门槛效应：当生计能力低于0.4172时，系数为0.3472，而当生计能力超过该值后，系数上升至0.3980。上述发现为完善乡村生态产业政策、提升农户生计能力以及最大化生态产业增收潜力提供了实证支持。
论文解读
一、研究背景与问题提出
消除贫困是人类社会面临的重大挑战，也是实现可持续发展的必然要求。乡村生态产业兼具生态保护与经济发展双重功能，在保护生物多样性和减少温室气体排放的同时，持续提供增进人类福祉的产品和服务，因而被视为农户实现稳定增收和摆脱贫困的关键驱动力。作为全球最大的发展中国家，中国在减贫事业中发挥着重要而积极的作用，促进农民增收长期是中国脱贫攻坚的核心方略和“三农”工作的中心任务。然而，当前农村家庭正面临增收障碍增多和收入回归风险上升的严峻形势。国家统计局数据显示，2025年城乡收入绝对差距已达32064元，较2004年的7238元增长了394.08%；与此同时，2016年以来农村居民收入同比增速持续在低位波动。在此背景下，2024年中央一号文件进一步提出“实施农民增收促进行动，持续壮大乡村富民产业”，充分体现了国家对发展适应当地条件的乡村产业以稳定和增加农民收入的战略重视。
尽管学界已围绕乡村生态产业的增收效应开展了大量研究，但仍存在以下不足：在研究内容上，现有研究主要聚焦于某一特定乡村生态产业类型对农户收入的影响，缺乏对作用机制的深入考察；在研究视角上，多数文献基于生态学和地理学视角展开，从微观层面分析农户增收机理的研究相对匮乏。基于此，研究人员以重庆三峡库区为研究区域，利用913份农户微观调查数据，实证考察了乡村生态产业对农户收入的影响及其作用机制，为生态脆弱地区促进农民增收提供了理论和实证依据。
二、研究设计与主要方法
研究人员以重庆三峡库区13个区县为研究区域，采用多阶段分层抽样方法，按研究区域2021年农村户籍人口的0.01%比例抽取样本，并通过入户面访方式开展调查。经严格的三阶段质量控制（自查、互查和终审）及缺失值处理，最终获得913份有效问卷，有效应答率为90.76%。依据区域经济发展水平，将研究区域划分为高、中、低三个发展层级，其中高发展区域包括涪陵、江津、万州和长寿，中发展区域包括开州、云阳、忠县、丰都和奉节，低发展区域包括武隆、巫山、石柱和巫溪。
在变量设置方面，因变量为农户年人均总收入的对数形式（lninc）；核心解释变量为农户是否参与乡村生态产业（EI），取1表示参与、0表示未参与；中介变量为生计能力（capacity），研究在DFID可持续生计框架基础上，纳入数字资本和文化资本，构建了涵盖人力资本、金融资本、社会资本、物质资本、自然资本、数字资本和文化资本七大类、33个二级指标的评价体系，并采用熵权法测算综合水平。控制变量涵盖户主个体特征（年龄、年龄平方、性别、婚姻状况、党员身份、受教育程度、健康状况）、就业特征（非农就业经历、创业经历、技能培训经历）、家庭特征（是否曾为贫困户）和区域特征（区域经济发展水平）。
在模型方法上，研究采用了多种计量方法：一是基准回归模型，采用逐步回归策略考察乡村生态产业对农户收入的影响；二是工具变量法（IV-2SLS），以“农户对乡村生态产业发展政策的了解程度”（policy）作为工具变量处理内生性问题；三是倾向得分匹配法（PSM），通过构建反事实框架估计参与乡村生态产业的因果效应；四是中介效应模型，检验生计能力在乡村生态产业影响农户收入中的中介作用；五是门槛效应模型，考察生计能力在乡村生态产业增收效应中的非线性门槛特征。
三、主要研究结果
（1）基准回归结果：乡村生态产业显著促进农户增收。 研究人员采用逐步回归方法，从仅包含核心解释变量到逐步加入个体特征、就业特征、家庭特征和区域特征，模型的拟合优度逐步提升，核心解释变量EI的系数从0.5417下降至0.3792，但始终在1%水平上显著为正，表明农户参与乡村生态产业能够显著提高其收入，研究假设H1得到支持。
（2）工具变量估计结果：内生性处理后结论依然稳健。 第一阶段结果显示，工具变量policy与农户参与乡村生态产业显著正相关，Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%水平上显著，Cragg-Donald Wald F统计量和Kleibergen-Paap rk Wald F统计量分别为81.46和85.17，均远超Stock-Yogo临界值16.38，排除了弱工具变量问题。第二阶段结果中EI系数显著为正，证实了基准回归结论的稳健性。
（3）稳健性检验结果：多种方法下结论一致。 在剔除兼业参与农户、户主年龄超过65岁、户主为文盲、户主健康状况极差以及年人均收入超过20万元或低于1000元的样本后，基于735个观测值的回归结果显示EI系数仍显著为正。按户籍类型分组后，农村户籍和城镇户籍农户的EI系数分别为0.2828和0.2603，均显著为正。PSM估计结果显示，采用一对一无放回匹配、一对四匹配、半径匹配、核匹配和马氏距离匹配后，所有协变量的标准化偏差均降至4.1%—8.3%范围内，ATT估计值均在1%水平上显著，进一步证实了参与乡村生态产业农户的收入显著高于未参与农户。
（4）中介效应结果：生计能力发挥部分中介作用。 Bootstrap检验结果显示，乡村生态产业对农户收入的总效应为0.3792，通过生计能力传导的间接效应为0.0197，直接效应为0.3505，二者均显著且置信区间不包含零。间接效应与直接效应同号，表明存在互补性中介，间接效应占总效应的5.20%，研究假设H2得到支持。
（5）门槛效应结果：生计能力存在显著门槛特征。 以生计能力为门槛变量，LM检验统计量为33.1080，Bootstrap p值为0.016，在5%水平上显著，估计门槛值为0.4172，确认存在单一门槛效应。当生计能力低于0.4172时，乡村生态产业对农户收入的系数为0.3472；当生计能力超过0.4172后，系数上升至0.3980，表明生计能力越高的农户从乡村生态产业中获得的增收效应越大，研究假设H3得到支持。
四、讨论与结论
本研究的理论贡献在于：一是构建了“乡村生态产业—生计能力—农户收入”的理论分析框架，从微观层面揭示了乡村生态产业影响农户收入的传导机制；二是将数字资本和文化资本纳入生计能力评价体系，拓展了DFID可持续生计框架在生态脆弱地区的适用性；三是识别出生计能力在乡村生态产业增收效应中的门槛特征，揭示了二者关系的非线性特征。
在政策启示方面，研究结论为完善乡村生态产业政策提供了实证依据：应持续发展具有区域特色的乡村生态产业，拓宽农户增收渠道；应重视提升农户的生计能力，特别是通过教育培训、技能提升和社会网络拓展等方式增强农户参与生态产业的能力；应关注生计能力较低农户群体的特殊需求，通过针对性帮扶措施缩小能力差距，使更多农户能够分享生态产业发展的收益。
研究结论表明，乡村生态产业能够直接增加农户收入，参与农户的收入比未参与农户高出37.92%；生计能力在乡村生态产业促进农户增收的过程中发挥了显著的部分中介作用，占总效应的5.20%；乡村生态产业对农户收入的影响存在以生计能力为门槛的非线性特征，当生计能力超过0.4172后，乡村生态产业的增收效应进一步增强。上述发现为生态脆弱地区通过发展乡村生态产业促进农民增收提供了重要的理论和实证参考。
