王良健，蔣婷

（湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079）

我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的時(shí)空分異與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的門(mén)檻效應(yīng)
——基于ESDA—GIS與門(mén)檻回歸模型

王良健，蔣婷

（湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410079）

運(yùn)用2004-2013年31個(gè)省級(jí)行政區(qū)農(nóng)村環(huán)境相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)體系，利用ESDA—GIS探究時(shí)空分異規(guī)律，再運(yùn)用門(mén)檻回歸模型探討農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的門(mén)檻效應(yīng)。結(jié)果表明，我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在明顯時(shí)空分異特征：時(shí)間上，近10年來(lái)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)指數(shù)由2004年的51.01上升至2013年的52.89，可見(jiàn)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量總體改善，且東部及南方部分經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)近年農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量改善效果顯著；空間上，我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量自東向西趨好，存在空間集聚性，北方農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量普遍優(yōu)于南方。此外，我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在門(mén)檻效應(yīng)：農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對(duì)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的影響呈先負(fù)向相關(guān)后正向相關(guān)的雙重門(mén)檻關(guān)系；工業(yè)發(fā)展水平負(fù)向影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，跨過(guò)門(mén)檻值后，負(fù)向影響減??；農(nóng)戶(hù)收入與農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量呈先負(fù)向相關(guān)，跨過(guò)門(mén)檻值后正向相關(guān)的單門(mén)檻關(guān)系。從農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、工業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)戶(hù)收入3個(gè)方面來(lái)看，發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對(duì)改善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量具有顯著的效果。因此，應(yīng)著力圍繞“生產(chǎn)環(huán)境綠色高效、生活環(huán)境整潔舒適、生態(tài)環(huán)境山清水秀”目標(biāo)，全方位多角度重點(diǎn)改善我國(guó)東部及南方地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量，并大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，從而全面改善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量。

農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量；時(shí)空分異；農(nóng)村經(jīng)濟(jì)；探索性空間分析；門(mén)檻回歸模型

在我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，環(huán)境問(wèn)題形勢(shì)嚴(yán)峻，已引起中央和地方政府的高度重視，近年來(lái)國(guó)務(wù)院及相關(guān)部委出臺(tái)了一系列改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的文件。因此，深入研究我國(guó)農(nóng)村環(huán)境時(shí)空分異特征，探討農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的非線(xiàn)性關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

國(guó)內(nèi)學(xué)者運(yùn)用不同方法研究我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的區(qū)域特征，如陳敏鵬等[1]利用清單分析方法發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)三角地區(qū)和東南沿海地區(qū)是我國(guó)農(nóng)業(yè)污染主要集中區(qū)域，梁流濤[2]、黃英和黃娟[3]分別利用突變級(jí)數(shù)模型和聚類(lèi)分析，基于構(gòu)建的農(nóng)村環(huán)境壓力指標(biāo)體系測(cè)算我國(guó)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境。劉彥隨[4]和武國(guó)勝[5]從地學(xué)角度出發(fā)，分別利用遙感、GIS方法及生態(tài)環(huán)境時(shí)空格局信息圖譜，分析生態(tài)環(huán)境空間結(jié)構(gòu)形態(tài)及時(shí)空演變規(guī)律。黃英等[6]學(xué)者運(yùn)用超效率EDA，測(cè)算我國(guó)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理效率存在“效率高—經(jīng)濟(jì)強(qiáng)”、“效率低—經(jīng)濟(jì)強(qiáng)”、“效率高—經(jīng)濟(jì)弱”和“效率低—經(jīng)濟(jì)弱”4種區(qū)域類(lèi)型。

國(guó)內(nèi)外諸多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的存在非線(xiàn)性關(guān)系。一方面，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期粗放式的經(jīng)營(yíng)模式給環(huán)境帶來(lái)負(fù)面影響，Zilberman等[7]和Van Meijl等[8]認(rèn)為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)直接導(dǎo)致農(nóng)村環(huán)境問(wèn)題，國(guó)內(nèi)學(xué)者如杜江和羅珺[9]、李飛等[10]、梁流濤[11]從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展角度測(cè)算區(qū)域環(huán)境壓力，現(xiàn)行粗放式經(jīng)營(yíng)的農(nóng)村工業(yè)化加劇環(huán)境污染；另一方面，村域經(jīng)濟(jì)整體實(shí)力的提升為保護(hù)環(huán)境提供資金支持[12]，因此經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)不一定導(dǎo)致高污染。此外，自Grossman和Krueger[13]于1991年首次定量驗(yàn)證環(huán)境質(zhì)量與人均收入存在倒U型曲線(xiàn)關(guān)系后，Shafk和Bandyopadhyay[14]、Stern等[15]得出相同結(jié)論。基于環(huán)境庫(kù)茲涅茲曲線(xiàn)理論，Mohapatra等[16]認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過(guò)技術(shù)及時(shí)間變化動(dòng)態(tài)影響環(huán)境質(zhì)量，Wang等[17]認(rèn)為可在保持低增長(zhǎng)率的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)保護(hù)環(huán)境，并且環(huán)境的保護(hù)及修復(fù)有助于經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

以上研究成果具有現(xiàn)實(shí)意義，但傳統(tǒng)農(nóng)村環(huán)境區(qū)域差異評(píng)價(jià)方法將區(qū)域視為獨(dú)立主體，忽視空間極化或擴(kuò)散效應(yīng)對(duì)農(nóng)村環(huán)境的影響，且鮮有學(xué)者針對(duì)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)情況，定量研究二者的非線(xiàn)性關(guān)系。因此，本文采用ESDA（探索性空間數(shù)據(jù)分析），以空間關(guān)聯(lián)測(cè)度為核心，從空間自相關(guān)角度定量分析農(nóng)村環(huán)境的時(shí)空分異特征。為進(jìn)一步探討農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與環(huán)境質(zhì)量的門(mén)檻效應(yīng)，首先將環(huán)境變量納入效用函數(shù)，從理論上推導(dǎo)兩者的關(guān)系，再進(jìn)一步從農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)戶(hù)收入3個(gè)方面進(jìn)行實(shí)證分析，以期為改善我國(guó)農(nóng)村環(huán)境提供理論依據(jù)。

1 研究方法

1.1 我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建及測(cè)評(píng)

農(nóng)村環(huán)境由生產(chǎn)環(huán)境、生態(tài)環(huán)境及生活環(huán)境構(gòu)成[3]。生產(chǎn)環(huán)境主要從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)角度衡量，由有效灌溉率、農(nóng)藥、化肥施用量、塑料薄膜、地膜覆蓋率等指標(biāo)表征；生態(tài)環(huán)境主要由自然保護(hù)區(qū)、林業(yè)重點(diǎn)生態(tài)工程等表征生態(tài)資源和除澇面積、水土流失治理面積等表征農(nóng)村抵御災(zāi)害能力兩個(gè)角度衡量；生活環(huán)境主要從便民、衛(wèi)生、可再生能源利用三個(gè)角度衡量，分別由改水、改廁、污水處理、沼氣池、太陽(yáng)能、太陽(yáng)房、太陽(yáng)灶來(lái)表征[18-19]。

本文從生產(chǎn)環(huán)境、生態(tài)環(huán)境和生活環(huán)境構(gòu)建我國(guó)農(nóng)村環(huán)境評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（表1），運(yùn)用層次分析法確定指標(biāo)權(quán)重，權(quán)重確定依據(jù)為：農(nóng)村粗放式的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特別是農(nóng)藥、化肥、塑料薄膜等農(nóng)用品的濫用為農(nóng)村環(huán)境帶來(lái)巨大壓力，黃英和黃娟[3]通過(guò)主成分分析法得出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中僅農(nóng)藥使用量一項(xiàng)便可解釋農(nóng)村環(huán)境的30%，可見(jiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是影響農(nóng)村環(huán)境最大的因素；生態(tài)環(huán)境是是人類(lèi)賴(lài)以生存的基礎(chǔ)，霍雨和王臘春[19]評(píng)價(jià)農(nóng)村環(huán)境時(shí)認(rèn)為生態(tài)環(huán)境質(zhì)量?jī)H次于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境；隨著人類(lèi)生活質(zhì)量的不斷提高，生活環(huán)境已成為衡量農(nóng)村環(huán)境的重要組成部分，諸多學(xué)者將其納入評(píng)價(jià)體系，權(quán)重略小于生產(chǎn)環(huán)境和生態(tài)環(huán)境[19-20]。

利用層次分析法確定指標(biāo)權(quán)重時(shí)，首先基于上述依據(jù)通過(guò)專(zhuān)家評(píng)判構(gòu)建判斷矩陣，在層次單排序中利用和積法計(jì)算確定最大特征根λmax和特征向量Wi，最后進(jìn)行判斷矩陣一致性檢驗(yàn)。判斷矩陣、最大特征根λmax、判斷矩陣一致性指標(biāo)（CI）、平均一致性指標(biāo)（RI）、隨機(jī)一致性比率（CR）、特征向量（W）見(jiàn)表2至表5，總排序權(quán)重見(jiàn)表1。其中CI=(λmax-n)/(n-1)，CR=CI/RI，n代表判斷矩陣階數(shù)，當(dāng)n＜3時(shí)，判斷矩陣具有完全的一致性，當(dāng)CR＜0.1時(shí)，判斷矩陣具有滿(mǎn)意的一致性。

基于以上我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)體系各因子權(quán)重，本文采用綜合測(cè)評(píng)法評(píng)價(jià)，為消除量綱的影響，先對(duì)因子層各指標(biāo)進(jìn)行極差標(biāo)準(zhǔn)化，正向指標(biāo)計(jì)算方法為：

表1 我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)體系Table 1 Evaluation index system of rural environmental quality in China

表2 農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量—指標(biāo)層判斷矩陣Table 2 Judgment matrix of rural environmental quality-index layer

表3 生產(chǎn)環(huán)境—因子層判斷矩陣Table 3 Judgment matrix of production environment-factor layer

表4 生態(tài)環(huán)境—因子層判斷矩陣Table 4 Judgment matrix of ecological environment-factor layer

逆向指標(biāo)計(jì)算方法為：

式中：Xi為標(biāo)準(zhǔn)化后數(shù)值，xi為原始數(shù)值，xmax和xmin分別為極大值和極小值。用標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值乘以權(quán)重后相加，即可得農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)（CEQ）計(jì)算方法為：式中：Xi為標(biāo)準(zhǔn)化后各因素?cái)?shù)值；Wi為總排序權(quán)重；為方便計(jì)算乘以100。農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)越高表示農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量越好；綜合指數(shù)越低表示農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量越差。

表5 生活環(huán)境—因子層判斷矩陣Table 5 Judgment matrix of living environment-factor layer

1.2 探索性空間數(shù)據(jù)分析方法（E S D A）

為進(jìn)一步探討我國(guó)省域農(nóng)村環(huán)境的空間極化效應(yīng)或擴(kuò)散效應(yīng)，采用ESDA方法結(jié)合GIS軟件探索農(nóng)村環(huán)境的空間自相關(guān)性，探討其空間集聚特征。本文參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者空間統(tǒng)計(jì)方法[21-22]，采用距離權(quán)重，用GeoDa軟件計(jì)算我國(guó)農(nóng)村環(huán)境全局Moran’s I指數(shù)和局域自相關(guān)LISA值。

全局空間自相關(guān)指數(shù)Moran’s I的取值范圍為-1到1，當(dāng)Moran’s I＜0，代表空間負(fù)相關(guān)；當(dāng)Moran’s I＞0，代表空間正相關(guān)；當(dāng)Moran’s I=0，代表空間不相關(guān)；局域空間自相關(guān)用Moran散點(diǎn)圖衡量，Moran散點(diǎn)圖四個(gè)象限按其性質(zhì)分為“高—高”（第一象限）、“低—高”（第二象限）、“低—低”（第三象限）、“高—低”（第四象限），其中“高—高”和“低—低”表明存在空間正相關(guān)，“低—高”和“高—低”表明存在空間負(fù)相關(guān)。

1.3 門(mén)檻回歸模型的理論基礎(chǔ)及設(shè)定

1.3.1 理論模型 假設(shè)經(jīng)濟(jì)體系中只存在一個(gè)消費(fèi)主體，為“經(jīng)濟(jì)人”，追求自身效用最大化。該主體效用受消費(fèi)影響，消費(fèi)越多，效用越大，同時(shí)把環(huán)境看作一種商品，納入效用函數(shù)。當(dāng)該主體收入很低，僅能解決溫飽問(wèn)題時(shí)，不會(huì)考慮購(gòu)買(mǎi)環(huán)境，環(huán)境的效用很低；只有當(dāng)收入高于某一特定水平，該消費(fèi)主體才會(huì)考慮購(gòu)買(mǎi)環(huán)境。本文考察的是第二種情況，即該消費(fèi)主體滿(mǎn)足了基本日常需求后，開(kāi)始考慮環(huán)境質(zhì)量，環(huán)境對(duì)該主體產(chǎn)生效用。因此該主體的效用（U）受消費(fèi)（C）和環(huán)境（E）影響，則效用函數(shù)可寫(xiě)為：U(C, E)=v(C)+h(E)，該效用函數(shù)是連續(xù)、二階可微的擬凹函數(shù)[23]。

消費(fèi)的效用函數(shù)表述的是個(gè)體效用與消費(fèi)的相互依存關(guān)系，消費(fèi)與效用正相關(guān)，同時(shí)滿(mǎn)足邊際效用遞減規(guī)律。即期消費(fèi)效用函數(shù)的基本形式為[24]：

式中：σ＞0，表示的是消費(fèi)主體對(duì)消費(fèi)的期望系數(shù)，與該消費(fèi)主體的心理、愛(ài)好等因素有關(guān)，消費(fèi)的期望系數(shù)越大，消費(fèi)一個(gè)單位帶來(lái)的效用越小，越不容易得到滿(mǎn)足，最終影響該主體決定將多少收入用于消費(fèi)。

Gradus和Smulders[25]、Stoky[26]和Bella[27]等學(xué)者從環(huán)境污染角度和環(huán)境質(zhì)量角度設(shè)定的效用函數(shù)形式略有差異，但均為指數(shù)形式。本文從環(huán)境質(zhì)量角度設(shè)定效用函數(shù)，環(huán)境質(zhì)量越高，該主體效用越大且環(huán)境的邊際效用遞減，這和環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)及福利經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論假設(shè)一致，本文設(shè)定環(huán)境質(zhì)量的效用函數(shù)為：

式中：B＞0，表示環(huán)境E對(duì)效用的貢獻(xiàn)程度；ω＞1且ω為偶數(shù)，代表生態(tài)環(huán)境的維持功能，ω越大，生態(tài)維持功能越好，環(huán)境的效用越大。

假定該主體經(jīng)濟(jì)收入為M，全部用于消費(fèi)和環(huán)境，收入水平越高，消費(fèi)越高同時(shí)對(duì)環(huán)境質(zhì)量的要求也越高，因此收入M與消費(fèi)C和環(huán)境E均正向相關(guān)。假定每單位消費(fèi)和每單位環(huán)境的成本分別為P1和P2，則存在約束條件：

要求U(C, E)極大值，可構(gòu)造拉格朗日函數(shù)：

式（5）即為主體效用最大時(shí)的消費(fèi)和環(huán)境的關(guān)系函數(shù)，此時(shí)消費(fèi)和環(huán)境的收入彈性相等。其意義在于，該主體在收入M既定的條件下，在遵循效用最大化原則的基礎(chǔ)上，將有限的收入分配于消費(fèi)和環(huán)境的最佳安排。再將約束條件式（4）代入式（5）得：

式（6）為滿(mǎn)足效用最大化時(shí)，環(huán)境和收入之間的關(guān)系，對(duì)M求導(dǎo)數(shù)得：

當(dāng)M＜M*時(shí)，dE/dM＜0，此時(shí)經(jīng)濟(jì)對(duì)環(huán)境的影響為負(fù)效應(yīng)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，粗放式地、以環(huán)境為代價(jià)的經(jīng)營(yíng)模式會(huì)給農(nóng)村環(huán)境造成巨大壓力；當(dāng)M＞M*時(shí)，dE/dM＞0，此時(shí)經(jīng)濟(jì)對(duì)環(huán)境的影響為正效應(yīng)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高時(shí)，農(nóng)戶(hù)注重環(huán)境質(zhì)量，傾向于采取對(duì)環(huán)境有利的行動(dòng)或?qū)⒁欢ㄊ杖胗糜谥卫磙r(nóng)村環(huán)境，此時(shí)環(huán)境質(zhì)量隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展改善，因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響存在非線(xiàn)性關(guān)系。此外，降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平臨界值M*，可使經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)環(huán)境的作用改善。當(dāng)治理環(huán)境的單位成本P2越小，M*越小，因此可通過(guò)提高治理環(huán)境的技術(shù)，降低治理成本，從而降低M*；生態(tài)環(huán)境的維持功能ω越大，臨界值M*越小，因此提高環(huán)境的生態(tài)維持功能，可降低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平臨界值M*。

1.3.2 門(mén)檻回歸模型 傳統(tǒng)非線(xiàn)性關(guān)聯(lián)關(guān)系的研究方法多為分組檢驗(yàn)或交叉項(xiàng)模型，前者分組過(guò)于主觀(guān)，后者要求指標(biāo)單調(diào)遞增或單調(diào)遞減，門(mén)檻回歸模型克服以上缺點(diǎn)，通過(guò)數(shù)據(jù)特點(diǎn)內(nèi)生檢驗(yàn)門(mén)檻值。本文參照王書(shū)華和楊有振[28]將核心變量作為門(mén)檻變量的做法，研究農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的門(mén)檻回歸效應(yīng)，Hansen[29]面板門(mén)檻模型表述為：

雙門(mén)檻模型和三門(mén)檻模型在（9）式單門(mén)檻模型的基礎(chǔ)上擴(kuò)展，設(shè)定為：

式（9）、（10）、（11）中，CEQ為被解釋變量，即農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合值；Xit為門(mén)檻變量；Z為控制變量，即其他對(duì)CEQ有顯著影響的變量；γ為門(mén)檻值；I(·)為指示函數(shù)，滿(mǎn)足括號(hào)中的條件，則I=1否則I=0；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；i表示省份；t表示年份。

對(duì)于門(mén)檻模型的估計(jì)與檢驗(yàn)原理及具體步驟，可參照Hansen[29]的研究。

關(guān)于變量的選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明如下：

1）核心變量。農(nóng)業(yè)發(fā)展水平（PIP），本文第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（基期2004年為100）進(jìn)行平減處理后得到第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值真實(shí)值（億元），再除以鄉(xiāng)村人口數(shù)（萬(wàn)人），得到人均第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（萬(wàn)元/人），代表農(nóng)業(yè)發(fā)展水平；農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平（IND），將鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行上述平減處理后得到鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值真實(shí)值（萬(wàn)元）除以鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)從業(yè)人員（人）得到人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值（萬(wàn)元/人），代表農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平；農(nóng)戶(hù)收入（INC），農(nóng)村居民純收入用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（基期2004年為100）進(jìn)行平減處理，得到真實(shí)農(nóng)村居民純收入（萬(wàn)元/人），作為表征農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)之一。

2）控制變量。人口密度（DEN），由鄉(xiāng)村人口數(shù)與農(nóng)村面積的商算得；勞動(dòng)力受教育程度（EDU），本文對(duì)勞動(dòng)力受教育程度量化分析，以農(nóng)村勞動(dòng)力人均受教育年限（年）探究其對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的影響，農(nóng)村居民勞動(dòng)力文化程度可分為不識(shí)字（識(shí)字不多）、小學(xué)、初中、高中、中專(zhuān)、大專(zhuān)及大專(zhuān)以上，其受教育年限分別為0年、6年、9年、12年、12年和16年，則人均受教育年限為各文化程度與教育年限乘積之和；鄉(xiāng)村就業(yè)率（OCC），由就業(yè)人員除以鄉(xiāng)村人口數(shù)求得。

為防止多重共線(xiàn)性，本文采用以下三個(gè)模型（以單門(mén)檻值為例）分別從農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、工業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)戶(hù)收入三個(gè)方面探究農(nóng)村經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的非線(xiàn)性影響。模型一：

模型二：

模型三：

1.4 數(shù)據(jù)來(lái)源

我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評(píng)價(jià)體系所用數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005-2014年）、部分《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》未統(tǒng)計(jì)的年份數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、建成區(qū)面積來(lái)源于《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，省級(jí)行政區(qū)面積來(lái)源于《中國(guó)民政統(tǒng)計(jì)年鑒》。

門(mén)檻回歸模型中因變量為計(jì)算的各省農(nóng)村環(huán)境綜合指數(shù)，自變量第一產(chǎn)業(yè)貢獻(xiàn)率來(lái)源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒，鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值及鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)從業(yè)人員來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)業(yè)年鑒》，其余數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。某一年份數(shù)據(jù)缺失用插值法所得數(shù)據(jù)代替。

考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文分析對(duì)象為除香港、澳門(mén)、臺(tái)灣外的31個(gè)省級(jí)行政區(qū)。

2 結(jié)果與分析

2.1 我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量時(shí)空分異特征

從全國(guó)層面來(lái)看，各年農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)平均值由2004年的51.01上升至2013年的52.89（表6），可見(jiàn)近10年來(lái)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量總體改善。各年農(nóng)村環(huán)境綜合指數(shù)平均值均西部大于中部，中部大于東部，我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量自東向西趨好。近年來(lái)我國(guó)東部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)平均值由2004年的43.21穩(wěn)步增長(zhǎng)至2013年的46.55，中部地區(qū)2010年以前呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，2013年略微下降至53.76，西部地區(qū)綜合值均在59-60之間（表7），可見(jiàn)東部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量改善最顯著，中部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量改善后近幾年又惡化，西部地區(qū)改善不明顯。

表6 2004-2013年中國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)（CEQ）Table 6 Comprehensive index of environmental quality in rural areas of China in 2004-2013

表7 我國(guó)東、中、西部農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的平均值Table 7 Comprehensive value of rural environmental quality in the east, middle and west of China

表8 全局空間自相關(guān)系數(shù)Table 8 Full spatial autocorrelation coeffcient

再進(jìn)一步利用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法（ESDA）分析我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的極化及擴(kuò)散效應(yīng)，可知近10年Moran’s I均為正且均通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)（表8），可見(jiàn)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在空間正相關(guān)關(guān)系，即我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在空間依賴(lài)性，具有空間集聚的特征，農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量好的省份與質(zhì)量好的省份鄰接，質(zhì)量差的省份與質(zhì)量差的省份鄰接。2013年Moran’s I值最小，僅為0.069 9，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量正相關(guān)特征減弱，即近年空間集聚性減弱。

觀(guān)察2004、2007、2010和2013年我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)Moran散點(diǎn)圖（圖1），4個(gè)象限均有省份落入，農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在4種地域類(lèi)型（表9）。

“高—高”區(qū)，即本身及周邊地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)均較高，農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量均比較高，是我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量最優(yōu)的集聚區(qū)，空間分異程度低。除西藏外，其余省份主要分布在我國(guó)北方。

“低—高”區(qū)，自身農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)較低，周邊地區(qū)較高。這一類(lèi)型省份個(gè)數(shù)最少，散落于我國(guó)內(nèi)陸及東部沿海地區(qū)。

“低—低”區(qū)，本身及周邊地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境綜合指數(shù)均較低，聚集在我國(guó)東部及南部，主要為經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的省份。

“高—低”區(qū)，即自身農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)較高，周邊地區(qū)較低。這一類(lèi)地域類(lèi)型的分布于“低—低”區(qū)旁?？梢?jiàn)我國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量?jī)?yōu)于東部沿海經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)。

圖1 我國(guó)農(nóng)村環(huán)境綜合指數(shù)Moran散點(diǎn)圖Fig. 1 Rural environment comprehensive index Moran scatter plot of China

表9 農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量4種地域類(lèi)型的具體省份Table 9 Specifc provinces of the four regional types of rural environmental quality in China

考慮農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量空間自相關(guān)的相關(guān)程度，研究滿(mǎn)足近似正態(tài)分布Z檢驗(yàn)P≤0.05的顯著性水平下的省份（表9）?？芍覈?guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量“高—高”區(qū)省份均位于我國(guó)北方，“低—低”區(qū)呈塊狀集聚于我國(guó)南部，可見(jiàn)我國(guó)北方農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量?jī)?yōu)于南方。四大地域類(lèi)型具體變動(dòng)情況如下：“高—高”區(qū)2010年由內(nèi)蒙古于增加吉林和遼寧，2013年為內(nèi)蒙古和遼寧；“低—高”區(qū)省份未改變，只有新疆；“低—低”區(qū)省份個(gè)數(shù)減少，2010年江蘇、山東變得不顯著，2013年浙江由“低—低”變?yōu)椤案摺汀保梢?jiàn)近年經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量改善。

2.2 我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的門(mén)檻效應(yīng)

1）門(mén)檻效果檢驗(yàn)。首先需確定門(mén)檻個(gè)數(shù)，依次對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)為不存在門(mén)檻值、存在單一門(mén)檻值、存在兩個(gè)門(mén)檻值的假設(shè)下對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，所得F值及采用Bootstrap方法得到的P值見(jiàn)表10。以人均第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值表征的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平存在兩個(gè)門(mén)檻值，為5 145元/人和9 446元/人；農(nóng)村工業(yè)產(chǎn)值存在兩個(gè)門(mén)檻值，為23.45萬(wàn)元/人和50.81萬(wàn)元/人；農(nóng)戶(hù)收入只存在一個(gè)門(mén)檻值，為11 606元/人。

為保證面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性防止偽回歸，對(duì)模型一、模型二、模型三分別采用相同根單位根檢驗(yàn)（LLC， Levin-Lin-Chu）檢驗(yàn)）和不同根單位根檢驗(yàn)（Fisher-ADF檢驗(yàn)）知變量一階單整，再通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)可知變量間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2）關(guān)聯(lián)效應(yīng)分析。農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對(duì)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境的影響呈非單調(diào)的雙重門(mén)檻關(guān)系。當(dāng)人均第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值低于5 145元時(shí)，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量具有顯著負(fù)向影響，彈性系數(shù)為-2.283 0（表11）。當(dāng)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平跨過(guò)這一門(mén)檻值，變?yōu)轱@著正向影響，其彈性系數(shù)為2.265 3，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)。當(dāng)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平高于9 446元/人時(shí)，負(fù)向影響不顯著。對(duì)各省份2013年數(shù)據(jù)進(jìn)行比較，山西、貴州和西藏尚未跨越第一個(gè)門(mén)檻值，北京、天津、上海、安徽、江西、河南、湖南、廣東、四川、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏已然跨過(guò)第一個(gè)門(mén)檻值，尚未跨過(guò)第二個(gè)門(mén)檻值，河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、福建、山東、湖北、廣西、海南、重慶和新疆已經(jīng)跨過(guò)第二個(gè)門(mén)檻值。

表10 門(mén)檻效果檢驗(yàn)Table 10 Threshold effect test

表11 模型估計(jì)結(jié)果Table 11 Estimation results

農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)負(fù)向雙重門(mén)檻特征，當(dāng)人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值低于23.48萬(wàn)元時(shí)，對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的顯著負(fù)向彈性系數(shù)為-0.201 6，當(dāng)工業(yè)產(chǎn)值跨過(guò)這一門(mén)檻，負(fù)向影響減小，彈性系數(shù)僅為-0.084 6。當(dāng)人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值高于50.81萬(wàn)元時(shí)，負(fù)向影響進(jìn)一步減小，可見(jiàn)隨著工業(yè)水平的發(fā)展，其對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的負(fù)面影響減小。安徽、福建、廣西、海南、甘肅、青海尚未達(dá)到農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平的第一個(gè)門(mén)檻值。山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、江西、河南、湖南、廣東、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、寧夏和新疆已經(jīng)跨過(guò)第一個(gè)門(mén)檻值，但尚未跨過(guò)第二個(gè)門(mén)檻值。北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、湖北農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平較高，已成功跨越第二個(gè)門(mén)檻值。

農(nóng)戶(hù)收入與區(qū)域環(huán)境質(zhì)量呈非線(xiàn)性的單一門(mén)檻關(guān)系。當(dāng)農(nóng)村居民人均收入低于11 606元，對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響，但這一影響并不顯著，當(dāng)跨越這一門(mén)檻值，產(chǎn)生顯著正向影響。除北京、天津、江蘇、浙江、上海和廣東6個(gè)省份跨過(guò)門(mén)檻值外，其余省份均未跨過(guò)農(nóng)戶(hù)收入的門(mén)檻值。

模型一、模型二、模型三中人口密度對(duì)環(huán)境質(zhì)量的影響均不顯著。人口壓力誘發(fā)并加劇農(nóng)村環(huán)境問(wèn)題，農(nóng)村人口對(duì)環(huán)境影響存在乘數(shù)效應(yīng)，人口數(shù)量的多少與其對(duì)自然干擾程度呈正比，我國(guó)農(nóng)村過(guò)量人口超過(guò)了生態(tài)承載力，是我國(guó)目前農(nóng)村環(huán)境惡劣的重要因素。唐麗霞和左停[30]、黃季焜和劉瑩[31]基于問(wèn)卷調(diào)查實(shí)證分析驗(yàn)證了人口密度對(duì)環(huán)境造成顯著負(fù)面影響。

受教育程度對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在顯著正向影響，農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限越長(zhǎng)，其保護(hù)環(huán)境意識(shí)越高，因此環(huán)境質(zhì)量越優(yōu)。農(nóng)戶(hù)受教育程度還通過(guò)影響環(huán)境知識(shí)掌握程度、環(huán)境態(tài)度積極程度以及環(huán)境行為自覺(jué)程度影響環(huán)境質(zhì)量[32]。

農(nóng)村居民就業(yè)率與農(nóng)村環(huán)境正向相關(guān)，就業(yè)率越高，農(nóng)村環(huán)境越好。因此促進(jìn)農(nóng)村居民就業(yè)率對(duì)改善農(nóng)村環(huán)境具有積極意義。

3 結(jié)論與政策啟示

3.1 結(jié)論

研究表明，近10年來(lái)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在明顯的時(shí)空分異特征，從時(shí)間的演進(jìn)來(lái)看，農(nóng)村環(huán)境總體改善，近年我國(guó)東部及南方部分經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量明顯改善；從空間上來(lái)看，我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量自東向西趨好，存在空間集聚性，北方環(huán)境質(zhì)量?jī)?yōu)于南方。

我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在門(mén)檻效應(yīng)：農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對(duì)我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的影響呈非單調(diào)的雙門(mén)檻關(guān)系，當(dāng)其低于第一個(gè)門(mén)檻值，對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響，當(dāng)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平跨過(guò)這一門(mén)檻，變?yōu)轱@著正向影響，當(dāng)跨越第二個(gè)門(mén)檻值，影響不顯著；工業(yè)發(fā)展水平負(fù)向影響農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量，跨過(guò)第一個(gè)門(mén)檻值后，負(fù)向影響減小，跨過(guò)第二個(gè)門(mén)檻值，負(fù)向影響再次減?。晦r(nóng)戶(hù)收入與農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量先負(fù)向相關(guān)，跨過(guò)門(mén)檻值之后正向相關(guān)。

3.2 政策啟示

從我國(guó)農(nóng)村環(huán)境的時(shí)空分異特征來(lái)看，東部及南方部分?。ㄊ校┺r(nóng)村環(huán)境質(zhì)量較差，因此應(yīng)著力圍繞“生產(chǎn)環(huán)境綠色高效、生活環(huán)境整潔舒適、生態(tài)環(huán)境山清水秀”目標(biāo)，全方位多角度改善我國(guó)東部及南方農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量。地方政府應(yīng)出臺(tái)鼓勵(lì)發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)的辦法，并進(jìn)一步完善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)體系，在目前試點(diǎn)監(jiān)測(cè)的基礎(chǔ)上，逐步增設(shè)和優(yōu)化監(jiān)測(cè)點(diǎn)位，并定期發(fā)布相關(guān)監(jiān)測(cè)結(jié)果等。對(duì)廣大中西部農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量較優(yōu)的省份，需進(jìn)一步鞏固農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)，加大對(duì)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量較優(yōu)地區(qū)的生態(tài)補(bǔ)償力度，特別是加大對(duì)高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田建設(shè)和補(bǔ)充耕地重點(diǎn)農(nóng)村的資金傾斜，完善基本農(nóng)田保護(hù)和生態(tài)保護(hù)的補(bǔ)償制度。

發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)是改善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的長(zhǎng)遠(yuǎn)之計(jì)。首先，鼓勵(lì)發(fā)展家庭農(nóng)場(chǎng)、專(zhuān)業(yè)合作社、互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方式，著力提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效益；其次，避免“村村點(diǎn)火，戶(hù)戶(hù)冒煙”等粗放式農(nóng)村工業(yè)經(jīng)營(yíng)方式，積極引導(dǎo)工業(yè)企業(yè)入園，園區(qū)要統(tǒng)一規(guī)劃和建設(shè)排污設(shè)施；再次，應(yīng)發(fā)揮農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織的作用，將當(dāng)?shù)氐馁Y源優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為資產(chǎn)和資本優(yōu)勢(shì)，培育地方特色產(chǎn)業(yè)，千方百計(jì)增加農(nóng)民收入。

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（責(zé)任編輯：童成立）

Temporal and spatial differences of rural environmental quality in China and its relationship with the development of rural economy: Based on ESDA-GIS and threshold regression models

WANG Liang-jian, JIANG Ting
（College of Economics and Trade, Hunan University, Changsha, Hunan 410079, China）

Based on rural environmental data of 31 provincial administrative regions in China, this paper constructed a rural environmental quality evaluation system by the ESDA-GIS model to assess the temporal and spatial differences of rural environmental quality in China and analyzed its relationship with the development of rural economy by the threshold regression model. Results show that: from the temporal perspective, the comprehensive index of China’s rural environmental quality increased from 51.01 in 2004 to 52.89 in 2013, showing some improvement, especially the developed regions in southern and eastern regions. From the spatial perspective, China’s rural environmental quality has spatial agglomeration. The rural environmental quality in north China is better than that in south China and the rural environmental quality is getting better from east to west. Furthermore, the environment quality in rural China has the relationship with the development of rural economy. The analysis of the dual influences of agricultural development on rural environmental quality indicated that agricultural development has some positive influences on rural environmental quality during first stage and then changed to negative influences in next stage. The level of industrial development is negatively correlated to the rural economy, but the negative effect is reduced after crossing the threshold value. Farmers’ income also has negative impacts on the rural environmental quality before the threshold value but it has significant positive influences on rural environmental quality after crossing the threshold value. Furtherly, industrial development and farmers’ income, and the development of the rural economy have significant effects on improving the rural environmental quality. Therefore, to improve the rural environmental quality completely and realize the goals ofefficient and green production environment, clean and comfortable living environment, and beautiful and sustainable ecological environment, additional resources and great efforts should be directed to the development of rural economy and the improvement of the rural environmental quality in southern and eastern regions.

rural environmental quality; temporal and spatial differences; rural economy; exploratory spatial analysis; threshold regression model

WANG Liang-jian, E-mail: wangliangjian@hnu.edu.cn.

F323.22

A

1000-0275（2017）01-0128-10

10.13872/j.1000-0275.2016.0116

王良健, 蔣婷. 我國(guó)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的時(shí)空分異與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的門(mén)檻效應(yīng)——基于ESDA—GIS與門(mén)檻回歸模型[J]. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究, 2017, 38(1): 128-137.

Wang L J, Jiang T. Temporal and spatial differences of rural environmental quality in China and its relationship with the development of rural economy: Based on ESDA-GIS and threshold regression models[J]. Research of Agricultural Modernization, 2017, 38(1): 128-137.

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（12BGL102）。

王良健（1964-），男，博士，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)與土地經(jīng)濟(jì)研究，E-mail: wangliangjian@hnu.edu.cn。

2016-06-21，接受日期：2016-10-10

Foundation item: National Social Science Foundation of China (12BGL102).

Received 21 June, 2016;Accepted 10 October, 2016