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自然资源学报 >

2024 , Vol. 39 >Issue 11: 2639 - 2656

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20241109

其他研究论文

农业文化遗产项目设立的共同富裕效应——基于浙江省的一项准自然实验

  • 张梦玲 , 1 ,
  • 鲍海君 , 2
展开
  • 1.浙江农林大学浙江省乡村振兴研究院，杭州 311300
  • 2.浙大城市学院国土空间规划学院，杭州 310015
鲍海君（1977- ），男，浙江台州人，博士，教授，博士生导师，研究方向为空间规划与空间治理。E-mail:

张梦玲（1994- ），女，云南宣威人，博士，讲师，研究方向为农业绿色发展。E-mail:

收稿日期: 2023-12-11

  修回日期: 2024-06-11

  网络出版日期: 2024-11-15

基金资助

国家自然科学基金项目(42271267)

浙江省软科学研究计划重点项目(2023C25008)

浙江省软科学研究项目(2024C35030)

收起

The common prosperity effects of the establishment of agricultural heritage projects: Based on a quasi-natural experiment in Zhejiang province

  • ZHANG Meng-ling , 1 ,
  • BAO Hai-jun , 2
Expand
  • 1. Research Academy for Rural Revitalization of Zhejiang Province, Zhejiang A&F University, Hangzhou 311300, China
  • 2. School of Spatial Planning and Design, Zhejiang University City College, Hangzhou 310015, China

Received date: 2023-12-11

  Revised date: 2024-06-11

  Online published: 2024-11-15

Fold

摘要

农业文化遗产蕴含社会、文化、经济、生态等多重价值功能，如何挖掘利用其功能缩小城乡收入差距、推动共同富裕具有重要意义。利用2013—2021年浙江省62个县域的面板数据，将农业文化遗产项目的设立视为一项“准自然实验”，采用倾向得分匹配法和双重差分法（PSM-DID），分析农业文化遗产项目设立对遗产地共同富裕水平的影响。研究发现：农业文化遗产项目的设立能够显著提升遗产地的共同富裕水平，且随时间的推移，农业文化遗产设立的政策效果越加明显。机制分析表明，非农就业水平和产业融合水平的提升是农业文化遗产地发挥共同富裕效应的重要渠道。异质性分析发现，农业文化遗产在遗产类型等级更高和经济发展水平更好的地区，促进共同富裕水平提升的作用力更强。建议充分挖掘农业文化遗产中的多重资源优势，实行差异化遗产保护与开发政策，以激发农业文化遗产对共同富裕的提升活力。

关键词： 农业文化遗产项目; 共同富裕; 政策效应; PSM-DID; 浙江省

本文引用格式

张梦玲 , 鲍海君 . 农业文化遗产项目设立的共同富裕效应——基于浙江省的一项准自然实验[J]. 自然资源学报, 2024 , 39(11) : 2639 -2656 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20241109

Abstract

The agricultural heritage embodies multiple values, including social, cultural, economic, and ecological dimensions. Unearthing and leveraging these functions are of paramount significance for narrowing the rural-urban income gap and fostering common prosperity. This study employs a quasi-natural experiment framework, treating the establishment of agricultural heritage projects between 2013 and 2021 across 62 counties in Zhejiang province as such. Employing propensity score matching and difference-in-differences methodologies (PSM-DID), the analysis scrutinizes the impact of agricultural heritage project establishment on the common prosperity level in heritage sites. The findings reveal that the establishment of agricultural heritage projects significantly stimulates the common prosperity levels in the designated areas, and over time, the policy effects become increasingly pronounced. Mechanism analyses indicate that heightened non-farm employment and industrial integration serve as significant pathways for agricultural heritage sites to generate a common prosperity effect. Heterogeneity analyses revealed that agricultural heritage projects had a stronger impact on increasing levels of common prosperity in regions with higher grades of heritage type and better economic development. It is recommended to fully explore the diverse resource advantages of agricultural cultural heritage and implement differentiated policies for its protection and development to enhance its vitality and contribute to common prosperity.

Key words： agricultural heritage projects; common prosperity; policy effects; PSM-DID; Zhejiang province

随着农业高质量发展的深入推进，建立在以消耗大量资源为代价的现代化农业已难以为继，一批具有较高生态、经济和文化价值的传统农业系统逐渐受到人们的关注。农业文化遗产作为典型的传统农业复合系统，其传统耕种技术和生物多样性特征在保障粮食安全、适应气候变化、生态系统服务、促进农户亲环境行为和旅游业发展等方面具有独特优势[1]，既可以满足社会经济与文化发展的需要，又能够促进区域可持续发展，为实现共同富裕提供了丰富的资源基础。然而，伴随着人口增长和经济迅速发展，遗产地也面临着人口、资源和生态环境之间的冲突。尤其是随着乡村旅游的蓬勃发展，不合理利用自然资源、生态破坏和生物多样性减少等问题愈发突出[2]。加之农业文化遗产集中于偏远地区与农村地区，落后的生产条件和生态脆弱性等限制因素加剧了遗产地实现共同富裕的挑战[3]。因此，如何在保持遗产地特色农业和生态文化资源的基础上借助其资源优势促进遗产地共同富裕水平的提升显得尤为迫切。
在探索推进共同富裕方面，浙江省已取得显著成就，具有开展共同富裕示范区建设的现实基础和发展优势。但由于资源限制、用地不足、经济转型升级、国际环境不确定等矛盾[4]，如何优化支撑共同富裕的发展路径是浙江急需突破的困境。2024年中央一号文件指出：“实施乡村文旅深度融合工程，推进乡村旅游集聚区（村）建设，培育生态旅游、森林康养、休闲露营等新业态，推进乡村民宿规范发展、提升品质”。可见，农文旅融合是拓宽农民增收致富渠道的重要方向，通过发展文化产业、旅游产业等来聚焦产业就业，不断缩小收入差距、发展差距。由此，走中国特色社会主义的乡村富裕之路必须重视乡村旅游、传承发展农耕文明[5]。原农业部于2012年正式启动的中国重要农业文化遗产评选认定工作，便是国家为了保护传承中华优秀传统文化、巩固拓展脱贫攻坚成果与全面乡村振兴有效衔接而出台的一项扶持政策[6]，该政策为共同富裕的实现提供了方向。浙江省是首批申请全球重要农业文化遗产项目的省份，其“浙江省青田稻鱼共生系统”于2005年入选全球首批重要农业文化遗产保护试点项目。截至2023年底，浙江省共成功申报17项中国重要农业文化遗产和4项全球重要农业文化遗产，在数量上分别占全国总数的8.99%和26.67%，位列全国第一。开展农业文化遗产的保护与利用工作，不仅能够实现农业文化传承、有效应对粮食安全问题，而且有助于缓解农业农村各项差距问题，实现物质富裕与精神富裕的协同发展。浙江省作为首个“共同富裕示范区”在推进农业文化遗产保护与利用方面一直领跑全国，深入探究浙江省农业文化遗产保护与共同富裕之间的关系，不仅能为浙江省后续农业文化遗产保护工作提供支撑，也能够在全国范围内提供可参考的浙江经验。
目前，学界在农业文化遗产的遴选标准[7]、传承与保护[8]、遗产价值评估与价值实现[9]、遗产预警监测[10,11]等方面已展开了丰富论证。对于农业文化遗产项目的设立能否促进遗产地农户增收、实现共同富裕也受到了学界的普遍重视。部分研究指出，农业文化遗产作为独特的旅游资源，能够通过创造非农就业收入、促进产业结构优化等方式实现遗产地农户增收[12]，与遗产地的经济发展具有高度的正耦合关系[13]。同时，农业文化遗产对遗产地乡村振兴产生了积极作用[14,15]，也有研究从理论层面阐释了农业文化遗产保护助力实现共同富裕的可行路径[3]。可见，农业文化遗产项目的设立在农户增收、实现乡村振兴和共同富裕方面表现出积极的现实意义。然而，亦有研究指出，农业文化遗产的保护利用在推动乡村振兴的同时，也面临着来自遗产地人口减少、社会经济发展方面的威胁和挑战[16]，由于农业生产自身的弱质性使农业文化遗产的开发对遗产地居民收入增加和生活改善的带动作用并不明显[17]。进一步研究发现，遗产地居民的生计资本处于匮乏状态[18]，且经营规模小难以扩大、容易受风险冲击等因素使农户收入面临不确定性[19]。可见，农业文化遗产项目的设立能否促进遗产地实现共同富裕，既有研究尚未达成共识。
产生分歧的原因在于：一是忽视了农业文化遗产的多重价值功能，不同层次的农业文化遗产功能所表达的共同富裕促进潜力被同质化。事实上，农业文化遗产兼具经济、文化、生态和技术等多重价值功能，充分挖掘其功能能够实现遗产保护、文化传承、食物与生计安全保障的同时，合理利用其价值，能够促进乡村全面振兴、实现共同富裕。二是缺乏对共同富裕水平的全面性理解。当前研究主要从农户收入增长、收入差距缩小等物质富裕层面识别农业文化遗产的政策效果，共同富裕是物质生活和精神生活都富裕，农业文化遗产蕴含历史底蕴深厚的传统农耕文化和生态农业智慧，探究其促进物质富裕的同时，也应关注农业文化遗产赋能人民群众精神富有的潜力。基于此，本文将实现共同富裕的路径拓展到农业文化遗产政策支持中，首先从理论层面探析农业文化遗产的多重价值功能对遗产地共同富裕水平的影响及其理论逻辑，然后将农业文化遗产的设立作为一项“准自然实验”，基于浙江省县域数据，运用多期PSM-DID实证检验农业文化遗产项目的设立对遗产地共同富裕的政策效应。

1 理论分析与研究假说

1.1 理论分析

共生系统的概念源自生物学领域中不同生物之间的“共生”概念，最初由德国真菌学家德·巴里提出。随着时间的推移，这一概念逐渐被应用到哲学、经济学和社会发展等多个领域，形成了共生理论。共生系统由共生单元、共生环境和共生模式三要素构成，共生单元指共生关系间的主体，共生环境指共生单元赖以生存的外部环境，共生模式又称共生关系，是共生单元相互作用的方式[20]。农业文化遗产赋能共同富裕的实现路径构成了复杂的动态系统，这与共生理论所强调的多元交互关系所契合，均强调不同领域、不同利益主体间的合作与协调。根据共生理论，农业文化遗产项目的设立不仅要实现促进遗产地共同富裕的目标，还要实现对农业文化遗产保护的目标，且两个目标需要相互共生。同时，以上两个发展目标还涉及遗产地居民、政府和项目开发者等不同利益主体的相互共生。在农业文化遗产项目的设立过程中，共生单元互动融合后生成了共生模式，基于共生模式的引导，共生单元间发生相互作用，促进共生共存，最终达到实现共同富裕的共生效应[21]。鉴于此，本文认为可基于共生理论视角分析农业文化遗产促进遗产地共同富裕议题，并提出两者实现路径的本质是农业文化遗产保护与传承中相关共生单元通过共生模式，形成一种共同富裕协同发展共生系统的过程及其结果。继而，本文提出农业文化遗产项目设立促进共同富裕的共生分析框架（图1）。
图1 农业文化遗产促进共同富裕的共生分析框架

Fig. 1 The symbiotic analysis framework of agricultural heritage development promoting common prosperity

1.2 农业文化遗产项目的设立对共同富裕的综合效应分析

农业文化遗产不仅是具有地域特色的乡村旅游资源，而且是蕴含生产、生态、文化和技术等多重价值功能的遗产类型，从而形成了集多重价值于一体的共生环境，对其保护与开发有利于促进遗产地农业文化传承、经济发展和缩小城乡差距等，进而促进遗产地共同富裕的实现。具体而言，第一，从农业文化遗产的生产功能来看，农业文化遗产系统蕴含实现共同富裕的生物资源。农业文化遗产包含传统农业物种，在保护的基础上拓展其功能，开发特色生态农产品，与现代技术融合将具有较强的市场竞争力[22]，为农业产业链延伸和农业多功能性发挥提供重要支撑，进一步带动了遗产地销售、物流、电商等服务业发展，实现产业融合[23]。从城乡协调而言，由于遗产地劳动、资本、技术等生产要素在区域间、城乡间及产业间的流通，为城市提供要素支撑的同时，缓解了城乡区域发展不平衡问题。第二，从农业文化遗产的生态功能来看，农业文化遗产蕴含实现共同富裕的生态资源。农业文化遗产具有生物多样性和水土资源综合利用模式，能够缓解现代农业集约化发展产生的农业面源污染问题[24]、推进美丽乡村建设。通过发掘农业文化遗产的生态系统服务价值，发展农业休闲观光、科普研学等生态涵养产品和乡村休闲体验产品[3]，有利于农业遗产资源的价值化和货币化，促进了遗产地居民增收和农业产业结构升级，加快遗产地的现代化进程，推动区域经济持续增长，做大共同富裕蛋糕。同时，遗产地的独特自然风光能够满足居民和游客对美好生活的需求，进而促进精神富裕实现，提高共同富裕品质[25]。第三，从农业文化遗产的文化功能来看，农业文化遗产蕴含实现共同富裕的文化资源。农业文化遗产积淀了深厚的文化底蕴，包括乡村民俗文化、风俗节庆、传统技艺、社会组织、价值观等，对其充分发掘与整理，有助于提升农民群众的凝聚力和文化软实力[26]，从而带动乡风文明、推动乡村有效治理。同时，为维护遗产文化的可持续性，当地政府通过引导和培养返乡创业人员开展农业文化遗产与保护开发工作，以人力资本集聚的形式为农户提供销售、加工、管理等多种非农就业岗位[17]，通过盘活遗产地剩余劳动力存量，切实增加低收入群体收入，缓解收入分配不平衡问题。第四，从农业文化遗产的技术功能来看，农业文化遗产蕴含实现共同富裕的技术资源。对比采用农用化学投入品实现增产目标的现代耕作技术，农业文化遗产富有的传统栽培技术、耕种模式表现出更强的农产品质量提升、环境保护优势[18]。同时，这种优势可以反哺农业经济，从而促进农民收入增长、缩小城乡差距，进而实现共同富裕。综上，在农业文化遗产的影响下，农民收入的提升、城乡区域发展不平衡问题的解决和城乡差距的缩小成为实现物质富裕的保障；深厚的民俗文化、美丽乡村的建设和独特的景观体验是实现精神富裕的保障，加强对农业文化遗产的政策支持将成为赋能共同富裕的新路径、新举措。基于上述分析，本文提出如下假说：
H1：农业文化遗产项目的设立能够促进遗产地共同富裕。
H2：农业文化遗产项目的设立通过“非农就业”和“产业融合”两条渠道促进遗产地共同富裕。

1.3 农业文化遗产项目的设立对共同富裕的异质效应分析

虽然农业文化遗产项目通过提高非农就业水平和促进产业融合，从而实现共同富裕，但这一实现路径的作用力如何需要考虑遗产项目自身的资源禀赋状态和遗产地的经济发展水平。具体而言，自2013年原农业部公布第一批中国重要农业文化遗产名单以来，共发布7批189项中国重要农业文化遗产名单。同时，2016年原农业部办公厅印发《关于公布2016年全国农业文化遗产普查结果的通知》，公布了408项全国农业文化遗产项目，由此形成中国重要农业文化遗产和全国农业文化遗产两种类型。从两类遗产项目的稀缺性和遴选方式上不难看出中国重要农业文化遗产的资源禀赋更胜一筹。一方面，生态资源禀赋越丰富的项目，意味着其开发潜力和市场前景就越大，越有利于实现产业融合，增加就业机会，带动遗产地经济发展[27]；另一方面，文化底蕴和内涵层次越丰富的项目，越容易凝聚文化遗产精神，促进遗产地居民精神富有。因此，资源禀赋较好的农业文化遗产项目在保护与利用的过程中对遗产地的促进作用越强，可以有效带动当地实现共同富裕。从经济发展水平来看，即使农业文化遗产项目资源禀赋丰富，但如果缺乏配套的基础设施和公共服务，那么遗产项目不仅自身难以发展，对实现遗产地共同富裕的促进作用也会受到限制。现实中，经济发展水平较高、邻里氛围和睦、生态环境优美的地区，基础设施和公共服务水平也越好[27]。相反，欠发达地域由于受到经济、地理环境、认知等因素的限制，农业文化遗产项目的设立对遗产地的共同富裕促进作用难以得到有效发挥。基于上述分析，本文提出如下假说：
H3：农业文化遗产项目的等级越高，遗产地共同富裕效应能够得到更大程度的发挥。
H4：在经济发展水平较高的地区，农业文化遗产项目的设立对遗产地共同富裕水平的促进作用更强。
根据上述分析，本文构建的作用机理图如图2所示。
图2 农业文化遗产项目的设立促进共同富裕的作用机理

Fig. 2 The mechanism of establishing agricultural heritage projects to promote common prosperity

2 研究方法与数据来源

2.1 数据来源

中华人民共和国农业农村部于2013—2023年分7批次设立了189个中国重要农业文化遗产项目，并于2016年公布了408项全国农业文化遗产项目 ① 。因此，本文从以上公布的名单中筛选出所有浙江省的农业文化遗产项目作为研究对象，其中，中国重要农业文化遗产17项，全国农业文化遗产46项。考虑到农业文化遗产设立效应具有滞后性和数据的可获得性，剔除了2023年被首次授予农业文化遗产的三个项目，并将所有选取项目匹配到所对应的县域，最终共收集到浙江省62个县（包括县、县级市、市辖区、自治县等）2013—2021年的面板数据，其中，农业文化遗产县域28个，非农业文化遗产县域34个。所使用的其他指标数据来自历年《中国县域统计年鉴》《浙江统计年鉴》、EPS全球统计数据平台（https://www.epsnet.com.cn）和浙江省各县的国民经济和社会发展统计公报。

2.2 模型构建

本文将农业文化遗产项目的设立视为一项“准自然实验”，采用PSM-DID评估农业文化遗产项目设立对遗产地共同富裕水平的影响。相关模型设定如下：
（1）倾向得分匹配法。使用倾向得分匹配法估计农业文化遗产项目设立对遗产地共同富裕水平的处理效应时，被解释变量为“是否为农业文化遗产县”，属于“0-1”离散变量。因此首先采用二元Logit模型估计浙江省各个县域进入处理组的条件概率，即“倾向得分”：
P ( x i ) = P r ( T r e a t i = 1 | x i )
式中： P ( x i ) 为各个县域倾向得分值； T r e a t i是一个虚拟变量， T r e a t i = 1时表示农业文化遗产县样本， T r e a t i = 0表示非农业文化遗产县样本； x i表示一组特征变量。本文分别采用核匹配、近邻匹配、半径（卡尺）匹配、卡尺内近邻匹配四种方法进行检验。
（2）双重差分法。通过倾向得分匹配后得到了两组特征相似的县域：一组为农业文化遗产县，另一组为非农业文化遗产县。在此基础上，设定如下的DID模型以检验农业文化遗产项目的设定对遗产地共同富裕水平的影响：
Y i t = β 0 + β 1 T r e a t i × T i m e i + γ i Z i + ρ i t Z i t + v i + v t + ε i t
式中： Y i t为被解释变量，表示t年县域i的共同富裕水平； T r e a t i × T i m e i为核心解释变量， T r e a t i表示是否设立农业文化遗产项目的虚拟变量， T i m e i表示时间虚拟变量，农业文化遗产项目设立之前取值为0，设立当年及之后取值为1； β 0为截距项； β 1为农业文化遗产项目设立对遗产地共同富裕水平的影响效应； Z i和 Z i t分别为不随时间变化和随时间变化的控制变量； v i为个体固定效应； v t为时间固定效应； γ i和 ρ i t为控制变量的待估计参数； ε i t为随机扰动项。

2.3 变量选取

（1）被解释变量：共同富裕水平。目前学界关于共同富裕水平的测度尚未达成共识，但关于指标体系构建的研究逐渐丰富与完善。总体上看，反映发展性的总体富裕指标（总体收入、物质财富、基础设施和公共服务等）、体现差距性的共享富裕指标（城乡差距和区域差距等）和揭示可持续性的高质量发展指标（科技创新水平、生态环境保护和经济发展质量等）皆是衡量共同富裕水平的核心内容[28,29]。同时，习近平总书记指出，共同富裕是人民群众物质生活和精神生活都富裕。可见，精神富裕也是实现共同富裕的重要组成部分[30,31]。考虑到本文主要是从文化建设层面开展研究，更多涉及精神生活的富裕程度，因此，本文从物质富裕和精神富裕两个维度共同测度样本区域的共同富裕水平。物质富裕是共同富裕的基础特征，是指居民在物质生活方面的富足程度。其中，提高经济社会的富裕水平是推进共同富裕的前提条件，缩小城乡差距是实现共同富裕的关键。因此，采用人均可支配收入、人均消费支出、人均GDP、年末城乡居民储蓄存款余额测度富裕水平，采用城乡收入差距、城乡消费差距和泰尔指数测度城乡差距[32]。精神富裕是共同富裕的内在特征，是指居民在精神生活方面的富足程度，由教育、文化、社会保障和健康等指标合成[33]，可从普通中学在校学生数、公共图书馆图书藏量、综合文化站、剧场和影院数、最低生活保障线以下人数、医疗卫生机构床位数和各种社会福利收养性单位床位数八个方面来刻画[34]。采用熵值法对共同富裕水平进行测度，具体指标体系见表1。
表1 共同富裕水平评价指标体系

Table 1 Indicator system for evaluating the level of common prosperity

变量 说明 属性
共同富裕 物质富裕 人均可支配收入/元 +
人均消费支出/元 +
人均地区生产总值/(万元/人) +
年末城乡居民储蓄存款余额/万元 +
城乡收入差距/元（城镇居民人均可支配收入-农村居民人均可支配收入） -
城乡消费差距/元（城镇居民消费支出-农村居民消费支出） -
泰尔指数（通过公式计算得出） -
精神富裕 普通中学在校学生数/人 +
公共图书馆图书藏量/万册 +
综合文化站个数/个 +
剧场、影剧院数/个 +
体育场馆数/个 +
最低生活保障线以下人数/人 +
医疗卫生机构床位数/张 +
各种社会福利收养性单位床位数/张 +
（2）核心解释变量：PSM-DID模型中处理组和处理年份的交叉项（Treati×Timei）为核心解释变量，代表是否设立农业文化遗产项目。
（3）机制变量：基于前文理论分析，选取非农就业规模和产业融合水平作为机制变量。
（4）控制变量：为避免因遗漏变量而导致的模型估计偏误，尽可能地控制其他因素的影响，借鉴已有研究[27,35]选取农业发展水平、工业发展水平、金融发展水平、财政支出水平、通信基础设施水平、人力资本水平、科技发展水平、旅游收入等指标作为控制变量，详细的变量说明和测算方法见表2。
表2 变量定义和描述性统计

Table 2 Definitions of variable and descriptive statistics

变量 说明 均值 标准差
共同富裕水平 熵值法计算得出 0.265 0.096
农业发展水平 第一产业增加值/地区生产总值 0.072 0.046
工业发展水平 第二产业增加值/地区生产总值 0.463 0.095
金融发展水平 年末金融机构各项贷款余额/地区生产总值 1.371 0.717
财政支出水平 地方财政一般预算支出/地区生产总值 0.186 0.114
通信基础设施水平 本地电话年末用户数/年末总人口 0.201 0.140
人力资本水平 年末总人口取对数 13.130 0.610
科技发展水平 专利申请授权量取对数 7.336 1.531
旅游收入 旅游总收入取对数 6.789 0.883
非农就业规模 第二、三产业就业人数加总取对数 12.347 0.751
产业融合水平 第三产业增加值/第一产业增加值 1.118 0.603

3 结果分析

3.1 基准估计结果

在进行双重差分估计之前，本文首先使用Logit模型估计各样本县的倾向得分值，即各县成为农业文化遗产县的条件概率，然后对农业文化遗产县进行匹配，并进行双重差分估计。表3汇报了农业文化项目的设立对遗产地共同富裕水平的影响，表3中模型1和模型2为采用DID的估计结果，模型3和模型4为采用PSM-DID的估计结果。从模型3和模型4汇报的结果中可以看出，引入控制变量前后，核心解释变量Treati×Timei的系数均显著为正。引入控制变量后，Treati×Timei的系数为0.028，且在1%的统计水平上通过显著性检验，说明农业文化遗产项目的设立对遗产地的共同富裕水平具有显著的促进作用。也就是说，相较于没有农业文化遗产项目的县，农业文化遗产设立政策使遗产县居民的共同富裕水平提升了2.80%，这一结果验证了林钗等[3]从理论层面提出的农业文化遗产保护利用能够助推实现共同富裕的研究结论。模型1和模型2的估计结果显示，采用DID估计的核心解释变量Treati×Timei系数小于采用PSM-DID的估计结果，说明采用DID估计未考虑农业文化遗产项目设立的“自选择”问题，在一定程度上低估了农业文化遗产政策对共同富裕水平的影响，采用PSM-DID进行分析的合理性在樊丽明等[36]的研究中也得到了验证。由此判断H1通过验证。
表3 农业文化遗产项目设立对共同富裕水平的估计结果

Table 3 Estimated results of the establishment of agricultural heritage projects on the level of common prosperity

变量名称 模型1
DID		 模型2
DID		 模型3
PSM-DID		 模型4
PSM-DID
Treati×Timei 0.029*** 0.024*** 0.033*** 0.028***
（0.007） (0.005) (0.008) (0.006)
农业发展水平 0.044 0.019
(0.143) (0.221)
工业发展水平 0.162*** 0.104*
(0.060) (0.062)
金融发展水平 0.001 -0.025
(0.002) (0.018)
财政支出水平 0.020** 0.021**
(0.008) (0.009)
通信基础设施水平 0.126*** 0.138***
(0.036) (0.042)
人力资本水平 0.021 0.057
(0.077) (0.102)
科技发展水平 0.012* 0.013
(0.007) (0.009)
旅游收入 0.022*** 0.020**
(0.007) (0.0089)
常数项 -0.556 -0.959
(1.029) (1.368)
时间效应 已控制 已控制 已控制 已控制
个体效应 已控制 已控制 已控制 已控制
R2 0.832 0.881 0.827 0.875
观测值/个 558 558 497 497

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号内为标准误，下同。

3.2 PSM-DID估计的有效性分析

（1）平衡性检验与共同支撑检验。首先对匹配样本进行平衡性检验，本文以核匹配方法为例报告匹配的检验结果。表4报告了平衡性检验结果，所有匹配后变量的标准偏差绝对值在10%以下，表明匹配后处理组与对照组在各方面的特征较为相似。全部变量的T检验结果均不拒绝处理组与对照组无系统差异的原假设，表明通过匹配后使处理组与对照组之间并不存在系统性差异，无法再通过协变量判断各样本县是否进入处理组，可以满足DID回归的基本条件。
表4 倾向得分匹配的平衡性检验结果

Table 4 Balance test results for propensity score matching

变量 匹配前(U) 平均值 偏差减幅 T值
匹配后(M) 处理组 对照组 偏差% 偏差
农业发展水平 U 0.065 0.078 -27.9 69.7 -3.21*
M 0.065 0.069 -8.5 -1.20
工业发展水平 U 0.473 0.455 18.8 81.5 2.19*
M 0.473 0.470 3.5 0.40*
金融发展水平 U 1.449 1.307 19.2 86.4 2.33*
M 1.381 1.400 -2.6 -0.50*
财政支出水平 U 0.194 0.180 12.2 81.9 1.44*
M 0.189 0.192 -2.2 -0.23
通信基础设施水平 U 0.194 0.206 -8.6 54.8 -1.00*
M 0.195 0.190 3.9 0.44*
人力资本水平 U 13.159 13.107 8.5 83.2 0.99*
M 13.160 13.169 -1.4 -0.18
科技发展水平 U 7.321 7.347 -1.8 -240.0 -0.20*
N 7.345 7.256 6.0 0.68*
旅游收入 U 6.710 6.854 -16.4 85.6 -1.92
M 6.716 6.696 2.4 0.26
同时，匹配样本还需满足共同支撑条件，即具有一定的组间可比性。为更清晰地呈现出农业文化遗产县与非农业文化遗产县的共同支撑域，本文给出了倾向得分匹配前后两组样本的密度函数图以检验共同支撑假设（图3）。从图3可以看出，匹配前处理组与对照组的倾向得分概率密度具有一定差异，匹配后两组的倾向得分概率密度分布趋向一致，表明匹配结果的共同支撑域符合预期。
图3 倾向得分匹配前后处理组和对照组的密度函数

Fig. 3 Density function of experimental and control groups before and after propensity score matching

（2）安慰剂检验。为进一步检验基准结果的可靠性，采用安慰剂检验设置“伪处理组”进行遗漏变量检验。参考郑风田等[37]的方法，通过随机抽样方法从农业文化遗产县中不重复抽取与多个时期处理组样本数量相同的县域样本，假设这些样本设立了农业文化遗产项目，并重复以上过程500次。由于“伪处理组”具有随机性，通过随机样本产生的核密度函数分布应符合正态分布，若不符合，则可以认为基准模型设定存在遗漏变量偏误。图4报告了基于500次随机样本估计的核心解释变量系数值的概率密度分布情况。从图4可以看出，Treati×Timei的估计系数基本满足正态分布，且平均值远小于真实系数，表明基准估计所得结论通过了安慰剂检验，即随机抽取处理组会导致农业文化遗产项目设立的共同富裕效应下降，从“反事实”角度表明本文估计结果没有明显的遗漏变量偏误。
图4 安慰剂检验

Fig. 4 Placebo test

3.3 稳健性检验

（1）更换匹配方法。前文主要采用PSM中的核匹配方法为农业文化遗产县匹配特征相似的对照组，为检验实证结果的稳健性，通过分别替换近邻匹配和半径（卡尺）匹配和卡尺内近邻匹配法重新进行估计，以排除匹配方法局限性对结果造成的影响。更换匹配方法后的估计结果如表5所示，模型5为采用近邻匹配法的估计结果，模型6采用半径（卡尺）匹配法的估计结果，模型7为采用卡尺内近邻匹配法的估计结果。总体上看，更换匹配方法后，Treati×Timei的估计系数在1%的统计水平上的显著为正。且更换匹配方法后的回归系数值与采用核匹配的系数相近，表明本文估计的农业文化遗产项目设立对共同富裕水平的促进作用是稳健的。
表5 农业文化遗产项目设立对共同富裕水平的估计结果

Table 5 Estimated results of the establishment of agricultural heritage projects on the level of common prosperity

变量 模型5
近邻匹配		 模型6
半径（卡尺）匹配		 模型7
卡尺内近邻匹配
Treati×Timei 0.034*** 0.024*** 0.025***
(0.008) (0.006) (0.008)
控制变量 已控制 已控制 已控制
时间效应 已控制 已控制 已控制
个体效应 已控制 已控制 已控制
常数项 -0.357 -0.768 2.067
(1.085) (0.996) (1.142)
R2 0.889 0.881 0.899
观测值/个 286 543 245
（2）替换被解释变量。当前研究共同富裕水平测度的方法有很多，本文借鉴刘奥等[38]的做法，采用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均可支配收入的比值衡量县域城乡收入差距，以构建共同富裕综合指数替代变量，并同样采用PSM-DID方法识别农业文化遗产项目设立对遗产地共同富裕水平的影响。表6的回归结果表明，Treati×Timei的系数在1%的统计水平上显著为负，说明农业文化遗产项目的设立能够显著降低遗产地的城乡收入差距、实现共同富裕。另外，模型8和模型9为只采用DID方法进行估计的结果。结果显示：Treati×Timei的系数显著为负，但小于采用PSM-DID的估计结果，表明采用DID估计未能考虑农业文化遗产县的选择性偏误问题，在一定程度上低估了农业文化遗产政策对城乡收入差距的影响。可见，替换被解释变量进行稳健性检验后，基准估计结果依然成立。
表6 农业文化遗产项目设立对城乡收入差距的估计结果

Table 6 Estimated results of the establishment of agricultural heritage projects on the urban-rural income gap

变量名称 模型8
DID		 模型9
DID		 模型10
PSM-DID		 模型 11
PSM-DID
Treati×Timei -0.066*** -0.056*** -0.079*** -0.071***
(0.010) (0.010) (0.016) (0.016)
常数项 0.686*** 0.007 0.693 0.213
(0.022) (0.114) (0.035) (0.159)
控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制
时间效应 已控制 已控制 已控制 已控制
个体效应 已控制 已控制 已控制 已控制
R2 0.749 0.771 0.798 0.830
观测值/个 558 558 497 497
（3）平行趋势检验。使用多期双重差分模型进行因果关系识别需要满足平行趋势假设，即在农业文化遗产项目设立前，遗产县和非遗产县的共同富裕水平变化趋势应具有平行性。因此，采用事件研究法进行平行趋势检验。由于农业文化遗产项目设立前4年和后5年的样本量较少，将遗产设立前4年的样本汇总到第-4期，将遗产项目设立后5年的样本汇总到第5期，并以农业文化遗产项目设立前的第1期作为基期，具体检验结果如图5所示。在农业文化遗产项目设立之前，处理组与对照组的估计系数均不显著，表明处理组县域和对照组县域的共同富裕水平在农业文化遗产项目设立之前无显著差异，满足平行趋势假设。同时，农业文化遗产项目设立之后的回归系数在项目设立1年后显著上升，且随时间的推移，农业文化遗产项目设立的政策效果越加明显。这一结果强化了基准回归结果的可信度。
图5 平行趋势假设检验结果

Fig. 5 Parallel trend hypothesis test results

3.4 作用机理检验

前文理论分析部分已阐释了农业文化遗产项目的设立通过“非农就业”和“产业融合”两条渠道促进遗产地共同富裕，继续对该作用机理进行检验，检验结果如表7所示。研究结果表明：第一，农业文化遗产项目的设立通过提升遗产地居民的非农就业规模进而促进共同富裕水平的提升，这一结论也验证了黄祖辉等[27]提出的对当地文化资源开展保护利用的政策能够借助“就业效应”渠道促进农民增收的研究结论。为维护农业文化遗产的可持续性，各遗产地设立了农业文化遗产博物馆，依托农业文化遗产项目建设生态示范园、特色农业示范基地、产业创业园区等，带动了遗产地销售、物流、电商等服务业发展，为遗产地居民提供非农就业岗位，保障了农民收益，进一步促进共同富裕水平提高。第二，农业文化遗产项目的设立能够提高遗产地的产业融合水平，进而促进共同富裕水平的提升，这与王方晗[39]的研究结论相吻合，农业文化遗产地通过发展生态休闲农业，促进产业链的融合发展。更为重要的是，由于产业链条的拉长，其他产业的联动发展又进一步扩大农户的就业空间，从而缩小城乡差距、收入差距，实现共同富裕。由此判断，H2通过验证。
表7 作用机理检验

Table 7 Mechanism test

变量名称 非农就业效应 产业融合效应
模型12
共同富裕水平		 模型13
非农就业规模		 模型14
共同富裕水平		 模型15
产业融合水平		 模型16
共同富裕水平
Treati×Timei 0.028*** 0.879*** 0.026*** 1.379* 0.023***
(0.006) (0.331) (0.007) (0.749) (0.006)
非农就业规模 0.003*
(0.002)
产业融合水平 0.004**
(0.002)
常数项 -0.959 -58.782 -0.807 -0.397 -0.423
(1.368) (35.622) (1.408) (0.769) (1.275)
控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
时间效应 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
个体效应 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
R2 0.875 0.665 0.877 0.934 0.882
观测值/个 497 497 497 497 497
本文采用Sobel检验和Bootstrap法进一步检验中介效应的稳健性。检验结果如表8所示，“非农就业”和“产业融合”两条渠道的Sobel检验系数值均显著为正。另外，Bootstrap检验中介效应重复500次，发现非农就业在农业文化遗产项目设立与遗产地共同富裕水平间的中介作用在95%的置信区间下显著，置信区间为 [0.001,0.009]，中介效应占比为8.81%。产业融合的中介作用在95%的置信区间下显著，置信区间为 [0.001,0.011]，中介效应占比为18.97%。
表8 Sobel检验

Table 8 Sobel test

中介效应检验 系数 标准差 Z P>|Z|
非农就业规模的
Sobel检验		 Sobel 0.002 0.001 1.723* 0.084
Goodman-1 0.002 0.001 1.676* 0.093
Goodman-2 0.002 0.001 1.776* 0.075
直接效应 0.026 0.007 3.561*** 0.000
总效应 0.028 0.007 3.955*** 0.000
中介效应占比/% 8.81
产业融合水平的
Sobel检验		 Sobel 0.005 0.002 2.738*** 0.006
Goodman-1 0.005 0.002 2.698*** 0.007
Goodman-2 0.005 0.002 2.781*** 0.005
直接效应 0.023 0.007 3.237*** 0.001
总效应 0.028 0.007 3.955*** 0.000
中介效应占比/% 18.97

3.5 异质性分析

上述研究结果已验证农业文化遗产对共同富裕水平具有显著的促进作用，通过多种方法进行稳健性检验后的结论也依然成立。进一步，分别从不同共同富裕水平、不同农业文化遗产类型对主要结果分样本进行分析，观察共同富裕效果的差异。
（1）农业文化遗产类型异质性。为了进一步验证不同农业文化遗产类型在促进共同富裕水平上是否存在异质性，将农业文化遗产按照等级划分为中国重要农业文化遗产项目和2016年全国农业文化遗产普查结果颁布的遗产项目两类进行异质性分析（其中，总样本中设立中国重要农业文化遗产项目的有11个县，设立全国农业文化遗产普查结果项目的有17个县），检验结果如表9所示。从表9中模型18、模型20的结果可以看出，中国重要农业文化遗产设立政策使遗产地居民的共同富裕水平提升了2.40%，全国农业文化遗产设立政策使遗产所在县居民的共同富裕水平提升了1.70%，说明中国重要农业文化遗产项目的共同富裕效果明显高于全国农业文化遗产普查结果项目，可能的原因在于中国重要农业文化遗产项目在地域特色、文化底蕴等方面都优于普查级的农业文化遗产，在带动农户增收、促进产业融合、实现美丽乡村建设方面表现出更强的带动性。由此判断，H3通过验证。
表9 农业文化遗产类型异质性分析结果

Table 9 Results of the analysis of heterogeneity of agricultural heritage types

变量名称 中国重要农业文化遗产 全国农业文化遗产
模型17
DID		 模型18
PSM-DID		 模型19
DID		 模型20
PSM-DID
Treati×Timei 0.023** 0.024* 0.014* 0.017**
（0.008） (0.008) (0.007) (0.008)
常数项 -0.472 -0.757 -0.618 -1.020
(1.119) （1.449） （1.020） （1.3678）
控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制
时间效应 已控制 已控制 已控制 已控制
个体效应 已控制 已控制 已控制 已控制
R2 0.879 0.873 0.861 0.875
观测值/个 558 497 558 497
（2）地区经济发展水平异质性。上述分析验证了农业文化遗产项目设立对于遗产地共同富裕的促进作用，但在不同地区经济发展水平下，农业文化遗产对共同富裕的促进作用是否存在异质性还需要进一步探究。因此，以各县地区生产总值为标准，将总样本从低到高划分为低经济发展水平、中等经济发展水平和高经济发展水平三个层次进行检验，分组回归结果如表10所示。从表10的结果可以看出，在三个层次的回归中，Treati×Timei变量均在1%的统计水平上达到显著，且系数均为正，再次验证了农业文化遗产设立能够促进遗产地共同富裕水平的提升。同时表10结果显示，Treati×Timei变量系数和地区经济发展水平呈现正相关关系，即随着地区经济发展水平的提升，Treati×Timei系数越大。这说明对于低经济发展水平和中等经济发展水平的县域而言，农业文化遗产设立在高经济发展水平地区对共同富裕的促进作用更强。也就是说，对于经济发展水平较高的地区，设立农业文化遗产项目的共同富裕效应可以得到更大程度的发挥，这与前文的理论逻辑一致，由此判断，H4通过验证。
表10 地区经济发展水平异质性分析结果

Table 10 Results of heterogeneity analysis of common prosperity levels

变量名称 模型21
低经济发展水平		 模型22
中等经济发展水平		 模型23
高经济发展水平
Treati×Timei 0.014*** 0.026*** 0.047***
（0.004） （0.008） (0.017)
常数项 0.048 -0.217 -5.732***
（0.75） （0.626） （1.359）
控制变量 已控制 已控制 已控制
时间效应 已控制 已控制 已控制
个体效应 已控制 已控制 已控制
R2 0.875 0.771 0.860
观测值/个 162 168 167

4 结论与讨论

4.1 结论

本文基于共生理论构建了农业文化遗产项目促进遗产地共同富裕的共生分析框架，通过2013—2021年浙江省62个县域的面板数据，采用PSM-DID分析了农业文化遗产项目设立对遗产地共同富裕水平的影响。研究结果表明：（1）从浙江省县域范围来看，农业文化遗产项目的设立能够显著促进遗产地居民共同富裕水平的提升，且随时间的推移，农业文化遗产项目设立的政策效果越加明显；（2）机制分析表明，非农就业水平和产业融合水平的提升是农业文化遗产地发挥共同富裕效应的重要渠道；（3）异质性分析表明，农业文化遗产项目在遗产类型等级更高和经济发展水平更好的地区，促进共同富裕水平提升的作用力更强。
从目前来看，农业文化遗产保护利用对于共同富裕水平的提升还有待进一步释放。基于此，本文在借鉴浙江省经验的基础上，提出有关农业文化遗产保护与开发的政策建议：（1）应充分挖掘和保护农业文化遗产中的多重资源优势，夯实促进共同富裕实现的资源基础。同时，由于遗产项目设立的政策效果随时间的推移越加明显，各地应加强对农业文化遗产的宣传和培育，提升政策效应的可持续性。（2）中低等经济发展水平地区要进一步加大对农业文化遗产的保护利用工作，充分激发实现共同富裕的潜力。事实上，高经济发展水平地区农业文化遗产开发和共同富裕水平均较高，中低经济发展水平地区因地理、气候条件、认知因素等限制，更需要政策支持。（3）鉴于中国重要农业文化遗产项目的共同富裕效果明显高于全国农业文化遗产普查结果项目，对于重要级遗产项目应充分发挥自身资源优势、扩大品牌效应，对于普查级遗产项目应深度挖掘遗产特色、促进遗产等级提升。（4）农业文化遗产项目能够通过非农就业和产业融合两条渠道实现共同富裕，因此，政府应借助遗产项目设立的契机，依托项目设立博物馆、生态示范园、旅游研学基地等，带动遗产地销售、物流、电商等服务业发展，为遗产地居民提供非农就业岗位。同时，借助遗产资源优势开发特色生态农产品，通过种养、加工、销售等环节联动效应实现三产融合，从而提升农户收入、缩小城乡差距，进一步迈向共同富裕。

4.2 讨论

对比已有研究，本文主要有以下理论及应用价值。第一，农业文化遗产项目的设立能否促进遗产地实现共同富裕，既有研究尚未达成一致意见，原因在于尚未对农业文化遗产项目设立作用于共同富裕的影响机理给出全面分析和清晰阐释。为解决这一问题，本文基于共生理论，在一个框架内从农业文化遗产的生产功能、生态功能、文化功能和技术功能分析实现共同富裕的作用原理。第二，合理度量农业文化遗产项目设立前后遗产地共同富裕水平的差异是本文研究的难点。为解决这一问题，将农业文化遗产项目的设立视为一项“准自然实验”，采用PSM-DID评估农业文化遗产项目设立对遗产地共同富裕水平的影响，有效克服了分析模型中可能存在的内生性问题和“自选择”偏误问题，还能够识别遗产项目设立前后的共同富裕水平变化趋势。
本文的不足之处在于：由于当前学界对共同富裕水平的测度尚未形成体系，以浙江省县域为例，根据研究内容所需和数据的可获得性从物质富裕和精神富裕两个层面测算样本区域的共同富裕水平。在后续研究中，可将研究区域扩展到全国层面，从发展性、共享性、可持续性等角度进一步深化共同富裕的测度指标，寻求突破。

参考文献

原文顺序 | 文献年度倒序 | 文中引用次数倒序
[1]
李文华, 刘某承, 闵庆文. 农业文化遗产保护: 生态农业发展的新契机. 中国生态农业学报(中英文), 2012, 20(6): 663-667.

[LI W H, LIU M C, MIN Q W. Agricultural heritage conservation: New opportunity for developing eco-agriculture. Chinese Journal of Eco-Agriculture, 2012, 20(6): 663-667.]

[2]
杨伦, 王国萍, 马楠, 等. 全球重要农业文化遗产的粮食与生计安全评估框架. 中国生态农业学报(中英文), 2020, 28(9): 1330-1338.

[YANG L, WANG G P, MA N, et al. Assessment framework of food and livelihood security in globally important agricultural heritage systems. Chinese Journal of Eco-Agriculture, 2020, 28(9): 1330-1338.]

[3]
林钗, 应珊婷, 顾兴国. 农业文化遗产保护利用助推共同富裕的内在逻辑与实现路径: 以浙江省为例. 浙江农业学报, 2022, 34(10): 2310-2318.

[LIN C, YING S T, GU X G. Inner logic and realization path of agricultural heritage systems protection and utilization to promote common prosperity: A case study of Zhejiang province, China. Acta Agriculture Zhejiangensis, 2022, 34(10): 2310-2318.]

[4]
黄祖辉, 傅琳琳. 浙江高质量发展建设共同富裕示范区的实践探索与模式解析. 改革, 2022, (5): 21-33.

[HUANG Z H, FU L L. Zhejiang's practical exploration and mode analysis of building a demonstration zone for common prosperity. Reform, 2022, (5): 21-33.]

[5]
丁元竹. “十四五”时期非物质文化遗产系统性保护相关政策措施研究. 管理世界, 2020, 36(11): 22-35.

[DING Y Z. Research on policies and measures related to the systematic protection to intangible cultural heritage in the "14th Five-Year Plan" period. Journal of Management World, 2020, 36(11): 22-35.]

[6]
吴儒练, 蒋屏法, 温柔. 中国重要农业文化遗产空间分布格局及其成因. 资源开发与市场, 2023, 39(8): 957-965.

[WU R L, JIANG P F, WEN R. Spatial distribution pattern of China's important agricultural heritage and its formation cause. Resource Development & Market, 2023, 39(8): 957-965.]

[7]
张晓旭, 乔光华, 裴杰, 等. 农业文化遗产地农户文化资本与其亲环境行为关系研究: 以敖汉旱作农业系统为例. 生态与农村环境学报, 2024, 40(2): 168-178.

[ZHANG X X, QIAO G H, PEI J, et al. Research on the relationship between farmers' cultural capital and their pro-environment behavior in agricultural heritage sites: Take Aohan dryland farming system as an exampl. Journal of Ecology and Rural Environment, 2024, 40(2): 168-178.]

[8]
KOHSAKA R, MATSUOKA H, UCHIYAMA Y, et al. Regional management and biodiversity conservation in GIAHS: Text analysis of municipal strategy and tourism management. Ecosystem Health and Sustainabilit, 2019, 5(1): 124-132.

[9]
孙业红, 闵庆文, 成升魁, 等. 农业文化遗产旅游资源开发与区域社会经济关系研究: 以浙江青田“稻鱼共生”全球重要农业文化遗产为例. 资源科学, 2006, 28(4): 138-144.

[SUN Y H, MIN Q W, CHENG S K, et al. Relationship between tourism resources development and regional social and economic development in agricultural heritage site: Taking "traditional rice-Fish agriculture" of Qingtian county as an example. Resources Science, 2006, 28(4): 138-144.]

[10]
JIAO W J, WANG B J, SUN Y H, et al. Design and application of the annual report of Globally Important Agricultural Heritage Systems (GIAHS) monitoring. Journal of Resources and Ecology, 2021, 12(4): 498-512.

[11]
崔峰, 王哲政. 农业文化遗产保护预警评价体系构建与方法研究. 自然资源学报, 2023, 38(5): 1119-1134.

[CUI F, WANG Z Z. Construction and method of early-warning evaluation system of agricultural heritage protection. Journal of Natural Resources, 2023, 38(5): 1119-1134.]

[12]
刘伟玮, 闵庆文, 白艳莹, 等. 农业文化遗产认定对农村发展的影响及对策研究: 以浙江省青田县龙现村为例. 世界农业, 2014, (6): 89-93.

[LIU W W, MIN Q W, BAI Y Y, et al. Impact of the GIAHS designation to local development and counter measures. World Agriculture, 2014, (6): 89-93.]

[13]
YANG L, YANG J, JIAO W, et al. The evaluation of food and livelihood security in a globally important agricultural heritage systems (GIAHS) site. Journal of Resources and Ecology, 2021, 12(4): 480-488.

[14]
TIAN M, MIN Q, JIAO W, et al. Agricultural heritage systems tourism: Definition, characteristics and development framework. Journal of Mountain Science, 2016, 13(3): 440-454.

[15]
贺小荣, 史吉志, 徐海超. 农业文化遗产旅游对乡村振兴的驱动机制研究. 干旱区资源与环境, 2023, 37(8): 201-208.

[HE X R, SHI J Z, XU H C. How does agricultural cultural heritage tourism drive rural revitalization?. Journal of Arid Land Resources and Environment, 2023, 37(8): 201-208.]

[16]
CHEN L, HUANG H, HAN D, et al. Investigation on the spatial and temporal patterns of coupling sustainable development posture and economic development in World Natural Heritage Sites: A case study of Jiuzhaigou, China. Ecological Indicators, 2023, 146: 109920, Doi: 10.1016/j.ecolind.2023.109920.

[17]
伽红凯, 卢勇. 农业文化遗产与乡村振兴: 基于新结构经济学理论的解释与分析. 南京农业大学学报: 社会科学版, 2021, 21(2): 53-61.

[JIA H K, LU Y. Agricultural cultural heritage and rural revitalization: Explanation and analysis based on the theory of new structural economic. Journal of Nanjing Agricultural University: Social Sciences Edition, 2021, 21(2): 53-61.]

[18]
张灿强, 闵庆文, 张红榛, 等. 农业文化遗产保护目标下农户生计状况分析. 中国人口·资源与环境, 2017, 27(1): 169-176.

[ZHANG C Q, MIN Q W, ZHANG H Z, et al. Analysis on the rural households livelihoods aiming at the conservation of agricultural heritage systems. China Population, Resources and Environment, 2017, 27(1): 169-176.]

[19]
崔峰, 李明, 王思明. 农业文化遗产保护与区域经济社会发展关系研究: 以江苏兴化垛田为例. 中国人口·资源与环境, 2013, 23(12): 156-164.

[CUI F, LI M, WANG S M. Study on the relation between agro-cultural heritage protection and regional economic, social development: Taking Xinghua's Duotian in Jiangsu province as an example. China Population, Resources and Environment, 2013, 23(12): 156-164.]

[20]
许春晓, 唐慧, 孟圆圆, 等. 湖南红色旅游资源的共生势能. 自然资源学报, 2021, 36(7): 1718-1733.

[XU C X, TANG H, MENG Y Y, et al. Symbiosis potential energy of red tourism resources in Hunan. Journal of Natural Resources, 2021, 36(7): 1718-1733.]

[21]
王彩彩, 袭威, 徐虹, 等. 乡村旅游开发促进共同富裕的机制与路径: 基于共生视角的分析. 自然资源学报, 2023, 38(2): 335-356.

[XU C C, QIU W, XU H, et al. Research on mechanism and path of rural tourism development promoting common prosperity: Based on a symbiotic perspective. Journal of Natural Resources, 2023, 38(2): 335-356.]

[22]
朱志平, 王思明. 价值挖掘与路径选择: 长三角地区农业文化遗产传承与利用研究. 中国农史, 2021, 40(6): 134-146.

[ZHU Z P, WANG S M. Value discovery and path selection: Research on the inheritance and utilization of agricultural heritage in the Yangtze River Delta Region. Agricultural History of China, 2021, 40(6): 134-146.]

[23]
张永勋, 闵庆文, 徐明, 等. 农业文化遗产地“三产”融合度评价:以云南红河哈尼稻作梯田系统为例. 自然资源学报, 2019, 34(1): 116-127.

[ZHANG Y X, MIN Q W, XU M, et al. The evaluation of industrial integration level of important agricultural heritage sites: A case study of Yunnan Honghe Hani Rice Terraces. Journal of Natural Resources, 2019, 34(1): 116-127.]

[24]
王斌, 闵庆文, 杜波, 等. 会稽山古香榧群农业文化遗产生态服务价值评价. 中国生态农业学报, 2013, 21(6): 779-785.

[WANG B, MIN Q W, DU B, et al. Research on ecosystem services value of ancient Torreya grandis in Kuaiji Mountain. Chinese Journal of Eco-Agriculture, 2013, 21(6): 779-785.]

[25]
张毓利, 徐彤. 城市旅游化对共同富裕的政策效应研究: 基于全域旅游示范区创建的实证检验. 城市问题, 2023, (5): 82-92.

[ZHANG Y L, XU T. Research on the policy effect of city tourismification on common prosperity: Quasi natural experiment based on the establishment of holistic tourism demonstration area. Urban Problems, 2023, (5): 82-92.]

[26]
李澜, 刘丽伟, 马晓旭. 以铸牢中华民族共同体意识为主线的农业文化遗产保护性开发研究: 基于贵州从江稻鱼鸭系统保护性开发实践的思考. 广西民族研究, 2023, (2): 144-151.

[LI L, LIU L W, MA X X. Research on protective development of agricultural cultural heritage by taking forging a strong sense of community for the nation as the principal line: The reflection on protective development practice based on Rice-Fish-Duck system of Congjiang county in Guizhou. Guangxi Ethnic Studies, 2023, (2): 144-151.]

[27]
黄祖辉, 宋文豪, 成威松, 等. 休闲农业与乡村旅游发展促进农民增收了吗?来自准自然实验的证据. 经济地理, 2022, 42(5): 213-222.

[HUANG Z H, SONG W H, CHENG W S, et al. Has the development of leisure agriculture and rural tourism promoted the increase of farmers' income: Evidence from quasi-natural experiment. Geographical Research, 2022, 42(5): 213-222.]

[28]
刘培林, 钱滔, 黄先海, 等. 共同富裕的内涵、实现路径与测度方法. 管理世界, 2021, 37(8): 117-129.

[LIU P L, QIAN T, HUANG X H, et al. The connotation, realization path and measurement method of common prosperity for all. Journal of Management World, 2021, 37(8): 117-129.]

[29]
陈宗胜, 杨希雷. 论中国共同富裕测度指标和阶段性进展程度. 经济研究, 2023, 58(9): 79-97.

[CHEN Z S, YANG X L. On the measurement indicators of common prosperity and the phased progress in China. Economic Research Journal, 2023, 58(9): 79-97.]

[30]
李海舰, 杜爽. 推进共同富裕若干问题探析. 改革, 2021, (12): 1-15.

[LI H J, DU S. Analysis on several issues of promoting common prosperity. Reform, 2021, (12): 1-15.]

[31]
李实. 共同富裕的目标和实现路径选择. 经济研究, 2021, 56(11): 4-13.

[LI S. China's goal and paths of common prosperity. Economic Research Journal, 2021, 56(11): 4-13.]

[32]
张静坤, 张旺. 数字经济、乡村振兴与共同富裕. 统计与决策, 2023, 39(20): 11-16.

[ZHANG J K, ZHANG W. Digital economy, rural revitalization and common affluence. Statistics & Decision, 2023, 39(20): 11-16.]

[33]
石薇, 王诗勇, 王洪卫. 互联网发展、就业质量提升与共同富裕: 效应识别与经验证据. 上海财经大学学报, 2023, 25(3): 18-32.

[SHI W, WANG S Y, WANG H W. Internet development, employment quality improvement and common prosperity: Effect identification and empirical evidence. Journal of Shanghai University of Finance and Economics, 2023, 25(3): 18-32.]

[34]
佟伟铭, 郭加新, 徐维祥, 等. 县域视角下乡村发展要素转型对共同富裕的影响研究: 以浙江省为例. 地理研究, 2023, 42(6): 1577-1597.

[TONG W M, GUO J X, XU W X, et al. Research on the impact of factors of the rural development transformation on the common prosperity from the perspective of county areas: The case of Zhejiang province. Geographical Research, 2023, 42(6): 1577-1597.]

[35]
林嵩, 谷承应, 斯晓夫, 等. 县域创业活动、农民增收与共同富裕: 基于中国县级数据的实证研究. 经济研究, 2023, 58(3): 40-58.

[LIN S, GU C Y, SI X F, et al. County-level entrepreneurship, farmers' income increase and common prosperity: An empirical study based on Chinese county-level data. Economic Research Journal, 2023, 58(3): 40-58.]

[36]
樊丽明, 解垩. 公共转移支付减少了贫困脆弱性吗?. 经济研究, 2014, 49(8): 67-78.

[FAN L M, XIE E. Do public transfers reduce vulnerability?. Economic Research Journal, 2014, 49(8): 67-78.]

[37]
郑风田, 崔梦怡, 郭宇桥, 等. 家庭农场领办合作社对农场绩效的影响: 基于全国556个家庭农场两期追踪调查数据的实证分析. 中国农村观察, 2022, (5): 80-103.

[ZHENG F T, CUI M Y, GUO Y Q, et al. The impact of family farm-led cooperatives on farm performance: An analysis based on two-phase tracking survey data of 556 family farms in China. China Rural Survey, 2022, (5): 80-103.]

[38]
刘奥, 张双龙. 革命老区振兴规划实施的共同富裕效应: 基于城乡收入差距视角. 中国农村经济, 2023, (3): 45-65.

[LIU A, ZHANG S L. The common prosperity effect of the implementation of the national revitalization plan for old revolutionary areas: From the perspective of urban-rural income gap. Chinese Rural Economy, 2023, (3): 45-65.]

[39]
王方晗. 中国农业文化遗产生产保护中的遗产运营与遗产增值. 山东社会科学, 2022, (7): 48-56.

[WANG F H. Protection through production: The management and value increment of agricultural heritages in China. Shandong Social Sciences, 2022, (7): 48-56.]

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