秦小迪，吳海濤，侯小遠

（中南財經(jīng)政法大學工商管理學院，湖北 武漢 430073）

一、引言與文獻綜述

黨的十九大報告指出，生態(tài)環(huán)境保護任重道遠，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距依然較大。同時，脫貧攻堅成果需要進一步鞏固拓展。在此背景下，要實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，聚焦經(jīng)濟、社會、生態(tài)的可持續(xù)發(fā)展。同時，包容性綠色增長為我國尋求新增長方式提供契機和方向，使得兼顧經(jīng)濟增長、社會公平和環(huán)境保護成為可能。包容性綠色增長于2012年“里約+20”峰會提出，兼具包容性增長和綠色增長的特質(zhì)。在“十四五”時期，包容性綠色增長意味著經(jīng)濟、社會、生態(tài)的統(tǒng)籌推進，即在充分發(fā)揮增長潛力的同時，明顯改善分配結(jié)構(gòu)，鞏固拓展脫貧攻堅成果，并持續(xù)改善生態(tài)環(huán)境，由此實現(xiàn)更高質(zhì)量、更有效率、更加公平、更可持續(xù)、更為安全的發(fā)展。

若說包容性綠色增長為中國經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)型指明方向，那么基礎設施建設則能為實現(xiàn)包容性綠色增長提供不竭動力［1-3］。當前，城市基礎設施建設日趨成熟，對其進行建設以推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的操作空間逐漸變小，而農(nóng)村基礎設施建設則具有較大潛力。與此同時，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，能打通資本、技術、人才、信息等資源在城鄉(xiāng)間雙向流動的通道，加速要素向農(nóng)村聚集，推動農(nóng)村灌溉、交通基礎設施建設的良性循環(huán)。農(nóng)村基礎設施建設具有高成本、不可逆、外部性等特點，其對包容性綠色增長的影響是促進還是抑制？不同類型的農(nóng)村基礎設施對包容性綠色增長的影響是否存在差異？其影響路徑如何？深入研究這些問題有利于尋求我國實現(xiàn)高質(zhì)量、可持續(xù)發(fā)展的可行路徑。為此，本文試圖考察農(nóng)村交通基礎設施影響包容性綠色增長的理論機制并對其進行實證檢驗，進一步考察不同類型農(nóng)村基礎設施對包容性綠色增長的影響。

目前涉及包容性綠色增長的研究主要分為兩類：一類是包容性綠色增長的測度，另一類是農(nóng)村基礎設施與包容性綠色增長的關系。就包容性綠色增長的測度而言，現(xiàn)有研究基本采用綜合指標集及復合指標指數(shù)，從經(jīng)濟、社會和環(huán)境三大層面出發(fā)構(gòu)建指標體系對包容性綠色增長進行測算［4-6］，如吳武林和周小亮［7］利用熵權法構(gòu)建包容性綠色增長指標體系。無論是采用綜合指標集、復合指標指數(shù)，還是采用熵權法對包容性綠色增長進行測算，均帶有一定的主觀性，為減輕這種主觀性，本文從經(jīng)濟、社會和環(huán)境三大層面出發(fā)，利用SBM-DEA 模型測度包含期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出的包容性綠色增長效率值［8］。此外，就基礎設施對包容性綠色增長的影響而言，已有研究表明，基礎設施水平上升將顯著提高當?shù)匕菪跃G色增長水平，但未探討其具體影響機制［9］。更多的研究則單獨探討基礎設施對包容性增長或綠色增長的影響，一方面，已有研究發(fā)現(xiàn)基礎設施建設能夠兼顧效率與公平，有利于包容性增長［10］。張勛和萬廣華［3］基于DID 效果評估方法，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)村基礎設施投資能促進包容性增長；另一方面，基礎設施建設對綠色增長的影響而言，部分學者認為基礎設施能促進綠色增長［11］，而彭小輝和王靜怡［12］利用PSM-DID 發(fā)現(xiàn)高鐵等基礎設施建設具有虹吸效應，不利于小城市綠色全要素生產(chǎn)率的提升。

現(xiàn)有關于包容性綠色增長測度以及基礎設施對包容性增長和綠色增長影響方面的研究，存在以下局限需要突破：第一，包容性綠色增長測度存在一定主觀性；第二，雖有文獻聚焦基礎設施對包容性增長和綠色增長的影響，但直接研究農(nóng)村基礎設施對包容性綠色增長的文章尚不多見，其影響機制有待進一步厘清。鑒于此，本文采用SBM-DEA 模型測度包容性綠色增長，試圖厘清農(nóng)村基礎設施對包容性綠色增長的影響機制，并對其進行驗證。

二、理論分析與研究假說

參照吳武林和周小亮［7］對包容性增長的定義，本文所指包容性綠色增長包含經(jīng)濟增長、貧困、收入分配以及環(huán)境保護四大關鍵要素，本部分從這四大關鍵要素切入，從理論方面構(gòu)建農(nóng)村基礎設施影響包容性綠色增長的分析框架。

就經(jīng)濟增長要素而言，巴羅的經(jīng)濟增長理論指出，農(nóng)村基礎設施作為一種生產(chǎn)要素，對其進行投資能增加生產(chǎn)函數(shù)中的產(chǎn)出。農(nóng)村基礎設施能改善農(nóng)村生產(chǎn)生活環(huán)境，促進人力資本的積累，降低生產(chǎn)和運輸成本，從而間接帶來經(jīng)濟增長［13］。基于此，提出第一個研究假說：

H1：農(nóng)村基礎設施對經(jīng)濟增長具有正向促進影響。

就減貧要素而言，交易成本理論強調(diào)，農(nóng)村基礎設施建設能夠降低生產(chǎn)和運輸成本，并進一步提高農(nóng)戶生產(chǎn)能力，由此促進農(nóng)戶增收［14-15］。另一方面，農(nóng)村基礎設施建設能提高勞動力交易效率，釋放農(nóng)村勞動力，增加農(nóng)戶收入［16］。此外，農(nóng)村基礎設施能通過促進經(jīng)濟增長間接帶動減貧，即涓滴效應［17-18］?；诖耍岢龅诙€研究假說：

H2：農(nóng)村基礎設施對農(nóng)村貧困具有負向抑制作用。

就收入分配要素而言，農(nóng)村基礎設施能幫助農(nóng)戶增加生產(chǎn)性和非生產(chǎn)性機會，并惠及較難接觸到私人物品的低收入群體［19］。此外，中國是典型的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，農(nóng)村基礎設施建設能夠為農(nóng)村帶來人、財、物等要素高速流動，對農(nóng)村居民的邊際貢獻呈現(xiàn)遞增趨勢，而城市居民本就擁有比農(nóng)村居民更為豐裕的要素，其遞增效應不如農(nóng)村顯著，這亦與劉曉光等［10］、楊茜和石大千［20］的研究結(jié)論相一致?；诖耍岢龅谌齻€研究假說：

H3：農(nóng)村基礎設施對收入差距具有負向抑制作用。

就環(huán)境保護要素而言，農(nóng)村基礎設施的完善能促進鄉(xiāng)村要素非農(nóng)化，在此過程中導致部分工業(yè)及城市污染向農(nóng)村轉(zhuǎn)移。與此同時，農(nóng)村剩余勞動力逐步向城市工業(yè)部門轉(zhuǎn)移，為維持原有產(chǎn)出水平，留守農(nóng)戶被迫擴大化肥和農(nóng)藥等生產(chǎn)要素使用量以替代流失的人力資本，這將進一步加劇農(nóng)村點源與面源污染［21］。由此，轉(zhuǎn)移的工業(yè)污染和農(nóng)業(yè)污染將破壞農(nóng)村生態(tài)環(huán)境?；诖?，提出第四個研究假說：

H4：農(nóng)村基礎設施對生態(tài)環(huán)境具有負向影響。

由前述分析可知，農(nóng)村基礎設施一方面能促進經(jīng)濟增長，緩解農(nóng)村貧困狀況，改善收入分配格局促進包容性綠色增長，另一方面可能通過破壞生態(tài)環(huán)境抑制包容性綠色增長?；诖?，提出如下研究假說：

H5：如果農(nóng)村基礎設施對促進經(jīng)濟增長、減貧、改善不均等正向促進作用占主導，那么農(nóng)村基礎設施對包容性綠色增長具有正向影響；

H6：如果農(nóng)村基礎設施對生態(tài)環(huán)境的負向抑制作用占主導，那么農(nóng)村基礎設施對包容性綠色增長具有負向影響。

基于以上分析，構(gòu)建農(nóng)村基礎設施影響包容性綠色增長的分析框架（圖1）。

圖1 理論分析框架

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文采用中國30 個?。ㄊ?、自治區(qū)）2003—2016 年的面板數(shù)據(jù)，其主要來源于2004—2017年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局年度數(shù)據(jù)，其中，人力資本存量數(shù)據(jù)來源于2004—2017年各省（市、自治區(qū)）統(tǒng)計年鑒，物質(zhì)資本存量參考單豪杰［22］提出的永續(xù)盤存法進行測算。

（二）變量選取與描述性統(tǒng)計分析

1.因變量 本文因變量包括包容性綠色增長以及其四大關鍵要素（經(jīng)濟增長、貧困、收入分配和環(huán)境保護）。借鑒Tone［23］、錢爭鳴和劉曉晨［8］、周小亮和吳武林［24］的做法，采用SBM-DEA 模型測算包含期望產(chǎn)出（經(jīng)濟增長）和非期望產(chǎn)出（貧困、收入差距和環(huán)境污染）的包容性綠色增長效率指數(shù)。

2.自變量 借鑒彭代彥［25］的定義，將農(nóng)村基礎設施分為三類：第一類是以農(nóng)村水利基礎設施為代表的生產(chǎn)服務設施，第二類是以農(nóng)村醫(yī)療基礎設施為代表的生活服務設施，第三類是以農(nóng)村交通基礎設施為代表的生產(chǎn)生活類服務設施。其中與包容性綠色增長具有緊密聯(lián)系的為農(nóng)村交通和農(nóng)田水利基礎設施，因此，本文采用農(nóng)村交通基礎設施和農(nóng)田水利基礎設施表征農(nóng)村基礎設施。

3.控制變量 根據(jù)經(jīng)典的生產(chǎn)函數(shù)，增長主要取決于以下因素：技術創(chuàng)新、物質(zhì)資本投入、人力資本投入、經(jīng)濟制度變遷等。同理，包容性綠色增長亦主要由以上四方面因素決定，其中物質(zhì)資本可用基礎設施建設進行反映。因此，本文將除物質(zhì)資本外的技術創(chuàng)新、人力資本投入以及經(jīng)濟制度變遷等均作為控制變量放入模型中［24］。

模型中各變量說明與描述性統(tǒng)計如表1 所示。進一步保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，同時削弱模型共線性和異方差等誤差，在實證過程中將對農(nóng)村交通基礎設施和農(nóng)田水利基礎設施進行取對數(shù)處理。此外，為保證回歸變量數(shù)據(jù)在同一數(shù)量級上，對控制變量均乘以100進行放大處理。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

（三）模型選擇

借鑒張旭和萬廣華［3］的思路，以“4 萬億”投資為準自然實驗，采用雙重差分法考察農(nóng)村基礎設施建設對包容性綠色增長的影響研究。Liu等［26］指出，即使政策對所有群體均有沖擊，只要某一群組受到的影響較大，其對照組受到影響較小，在滿足共同趨勢的前提下，依然能夠使用DID 模型。本文選取非民族地區(qū)為實驗組、民族地區(qū)①本文所指民族地區(qū)為民族八省區(qū)：民族地區(qū)通常指民族八省(區(qū))，包括內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)和廣西壯族自治區(qū)五大少數(shù)民族自治區(qū)和貴州省、云南省、青海省。為對照組，構(gòu)建模型如下：

式（1）為基礎DID 模型，du為分組虛擬變量，若個體i受政策實施的影響，則個體i屬于處理組，對應的du取值為1；若個體i不受政策實施的影響，則個體i屬于對照組，對應的du取值為0。鑒于2008—2009 年4 萬億投資中約3 700 億元投向農(nóng)村基礎設施，設置政策實施時間虛擬變量dt2009，2009 年之前dt2009取值為0，政策實施之后dt2009取值為1。（du×dt2009）為分組虛擬變量與政策實施時間虛擬變量的交互項，其系數(shù)α3反映政策實施的凈效應；λi為省份固定效應，νt是時間固定效應。此外，利用式（2）進行平行趨勢檢驗。若政策實施前，時間虛擬變量和實驗組的回歸系數(shù)αk不顯著，則滿足平行趨勢假定。為進一步考察不同類型農(nóng)村基礎設施對包容性綠色增長的影響路徑，采用式（3）進行考察，其中分組虛擬變量du被連續(xù)型變量Xit（農(nóng)田灌溉基礎設施或農(nóng)村交通基礎設施）所替代。

四、結(jié)果與分析

（一）包容性綠色增長測量結(jié)果分析

基于SBM-DEA 測算的中國30 個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）2003—2016 年均包容性綠色增長效率指數(shù)如表2所示。其中年均包容性綠色增長指數(shù)較高的省份為北京、天津、海南、青海、寧夏等地，較低的省份為貴州、云南、甘肅、廣西等地。綜合而言，2003—2016 年均省際包容性綠色增長指數(shù)具有以下特征：第一，以北京、天津、江浙為主的東部地區(qū)包容性綠色增長指數(shù)整體較高，這應當?shù)靡嬗谄湓谧非蠼?jīng)濟增長的同時，也注重環(huán)境保護，同時這些地區(qū)資源較為豐富、分配較為合理，因此在經(jīng)濟、社會、環(huán)境3個層面上總體表現(xiàn)較好。第二，中西部地區(qū)的包容性綠色增長指數(shù)多落后于東部地區(qū)，但也有如青海、寧夏等表現(xiàn)較好的省份，這與當?shù)厮菩姓哂嘘P。青海自2010 年便開始探索生態(tài)補償機制以尋求綠色發(fā)展，而寧夏是我國西部重要的生態(tài)屏障，2008 年《國務院關于進一步促進寧夏經(jīng)濟社會發(fā)展的若干意見》，強調(diào)寧夏應著力加強基礎設施建設和保護生態(tài)環(huán)境。

表2 各省主要年份及年均包容性綠色增長指數(shù)

（二）基準模型估計結(jié)果分析

根據(jù)式（1）所示的基準DID模型，采用包容性綠色增長指數(shù)作為被解釋變量，以估計2008—2009年4 萬億投資中針對農(nóng)村基礎設施的政策，對包容性綠色增長的影響，估計結(jié)果如表3所示。

表3 基于基準DID模型的回歸結(jié)果 n=420

模型（1）中未加入控制變量，關鍵變量（du×dt）為地區(qū)虛擬變量和時間虛擬變量的交互項，模型（2）在模型（1）的基礎上加入控制變量，以增強其穩(wěn)健性。模型（2）中，（du×dt2009）的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平上正向顯著，其值為0.023，說明2008—2009 年國家加大對農(nóng)村基礎設施投入的政策，有效促進了包容性綠色增長?；诖耍琀5成立，H6被拒絕。

（三）作用機制檢驗分析

考慮到農(nóng)村交通基礎設施和農(nóng)田水利基礎是農(nóng)村基礎設施的最主要組成成分，分別考察農(nóng)村交通基礎設施和農(nóng)田水利基礎設施對經(jīng)濟增長、貧困、收入分配、環(huán)境保護四大要素的具體影響，從而厘清農(nóng)村基礎設施對包容性綠色增長的影響機制。同時，為體現(xiàn)不同程度農(nóng)村交通和農(nóng)田水利基礎設施建設對包容性綠色增長各子因素的影響差異，采用連續(xù)型DID進行回歸，結(jié)果如表4所示。

表4 基于連續(xù)DID模型的回歸結(jié)果n=420

如表4所示，列（1）～列（4）為用連續(xù)型DID模型驗證農(nóng)村交通基礎設施對經(jīng)濟增長、貧困、收入不均等和環(huán)境污染的影響；列（5）～列（8）則為用連續(xù)型DID 模型驗證農(nóng)田水利基礎設施對經(jīng)濟增長、貧困、收入不均等和環(huán)境污染的影響。

列（1）中，2009 年農(nóng)村基礎設施建設以后，農(nóng)村交通基礎設施與時間的交互項系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，說明農(nóng)村交通基礎設施建設能有效促進經(jīng)濟增長。列（5）中，農(nóng)田水利基礎設施與時間的交互項系數(shù)亦顯著為正，說明農(nóng)田水利基礎設施建設也能夠有效促進經(jīng)濟增長?；诖?，H1得以驗證，即：農(nóng)村基礎設施對經(jīng)濟增長具有正向促進影響。

列（2）和列（6）中，農(nóng)村交通基礎設施和農(nóng)田水利基礎設施與2009 年的交互項均顯著為負，說明農(nóng)村交通和農(nóng)田水利基礎設施建設能夠有力促進農(nóng)村減貧。基于此，H2得證，農(nóng)村基礎設施對農(nóng)村貧困具有負向抑制作用。

列（3）中，農(nóng)村交通基礎設施與2009 年的交互項系數(shù)為負，在1%的水平上顯著，說明農(nóng)村基礎設施建設能減少城鄉(xiāng)差距。列（6）中，農(nóng)田水利基礎設施與2009 年的交互項系數(shù)在統(tǒng)計學意義上不顯著，尚未發(fā)現(xiàn)農(nóng)田水利基礎設施影響城鄉(xiāng)收入差距的有力證據(jù)。盡管如此，由農(nóng)村交通基礎設施帶來的收入分配改善效應仍能作用于包容性綠色增長，由此，H3得以驗證，農(nóng)村基礎設施能夠完善收入分配格局。

列（4）中，農(nóng)村交通基礎設施與2009 年的交互項系數(shù)在5%的水平上正向顯著，說明農(nóng)村基礎設施建設加劇環(huán)境污染。列（8）中，農(nóng)田水利基礎設施與2009年的交互項系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)田水利基礎設施亦能加劇環(huán)境污染。基于此，H4得以驗證，即農(nóng)村基礎設施建設可能導致環(huán)境惡化。

基于以上分析，農(nóng)村交通基礎設施能夠通過促進經(jīng)濟增長、減緩貧困和改善收入分配促進包容性綠色增長，農(nóng)田水利基礎設施則主要通過促進經(jīng)濟增長和減貧推動包容性綠色增長。農(nóng)村交通和農(nóng)田水利基礎設施對生態(tài)環(huán)境有負向作用，因此也能抑制包容性綠色增長?？傮w而言，農(nóng)村基礎設施建設對包容性綠色增長的促進作用大于抑制作用。2009 年的農(nóng)村基礎設施建設促進包容性綠色增長為此結(jié)論提供證據(jù)。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.共同趨勢檢驗 從共同趨勢檢驗結(jié)果（表5）來看，在政策落實前，2003—2008年的時間虛擬變量和實驗組的回歸系數(shù)均不顯著，說明在2009 年對農(nóng)村基礎設施進行建設前，民族地區(qū)和非民族地區(qū)的包容性綠色增長呈現(xiàn)相同趨勢，理論上實驗組和對照組符合DID 模型的平行趨勢檢驗。事實上，據(jù)國家發(fā)改委統(tǒng)計，2008年第4季度至2010底，4萬億元投資中投向農(nóng)村水電路氣房等民生工程和基礎設施建設的達到約3 700億元。

表5 共同趨勢檢驗n=420

2.安慰劑檢驗 為進一步驗證前文所述政策實施時間節(jié)點的選取是否正確，此處選用2008年作為時間節(jié)點進行安慰劑檢驗。表6 中的模型（4），在模型（3）的基礎上加入控制變量，從模型（4）可知，du×dt2008的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗，說明2008 年農(nóng)村基礎設施相關政策還未落實到基層，同時進一步說明農(nóng)村基礎設施建設確實能促進包容性綠色增長。

表6 安慰劑檢驗n=420

3.工具變量估計 針對連續(xù)型DID模型可能存在的內(nèi)生性問題，采用兩階段最小二乘法對式（3）進行估計。其中最小二乘法中的工具變量分別選用農(nóng)村交通和農(nóng)田水利基礎設施的滯后項，結(jié)果如表7所示。表7結(jié)果顯示，采用兩階段最小二乘法解決式（3）的內(nèi)生性后，所得結(jié)果與表4一致，由此可知估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表7 基于兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果n=390

五、結(jié)論與啟示

基于2003—2016 年中國30 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的省級面板數(shù)據(jù)，借助SBM-DEA 模型測度包容性綠色增長效率指數(shù)，采用基準DID 模型探究農(nóng)村基礎設施建設對包容性綠色增長的影響，此后利用連續(xù)型DID 模型對農(nóng)村交通和農(nóng)田水利基礎設施影響包容性綠色增長的機制進行檢驗。得到主要結(jié)論如下：第一，整體而言，東部地區(qū)包容性綠色增長指數(shù)較高，中西部地區(qū)相對較低，并與東部地區(qū)在包容性綠色增長方面存在較大差距。第二，農(nóng)村基礎設施建設對包容性綠色增長的促進作用超過其抑制作用。其中農(nóng)村交通基礎設施通過促進經(jīng)濟增長、減緩貧困、縮小城鄉(xiāng)差距來促進包容性綠色增長，農(nóng)田水利基礎設施通過激發(fā)經(jīng)濟活力、緩解絕對貧困來推動包容性綠色增長。

基于上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：第一，在經(jīng)濟下行背景下，應乘著“鄉(xiāng)村振興”的東風，大力發(fā)揮農(nóng)村基礎設施促進包容性綠色增長的作用，在利用其乘數(shù)效應拉動經(jīng)濟增長、縮小城鄉(xiāng)差距、減貧的同時，應當兼顧“量”與“質(zhì)”，扭“虧”為“盈”。第二，可以適當進行以管護為主的農(nóng)村交通基礎設施建設，同時深化農(nóng)田水利基礎設施建設，充分發(fā)揮其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的促進作用，有助于鞏固其脫貧攻堅效果。與此同時，推進高質(zhì)量農(nóng)田水利基礎設施建設，從而實現(xiàn)包容性綠色增長。