董 蘇, 徐金海

(1.南京財經(jīng)大學紅山學院國際經(jīng)貿(mào)系,江蘇鎮(zhèn)江 212413; 2.揚州大學商學院,江蘇揚州 225125)

我國作為生態(tài)環(huán)境脆弱的發(fā)展中大國,環(huán)境惡化導致的貧困問題不僅是脫貧攻堅時期需要解決的重點問題,也是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施過程中的焦點。隨著2020年脫貧攻堅戰(zhàn)的圓滿收官,如何進一步解決相對貧困問題,妥善處理環(huán)境與貧困之間的關系,是確保脫貧攻堅向鄉(xiāng)村振興過渡的關鍵。中共中央、國務院發(fā)布的《關于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決定》明確指出,犧牲生態(tài)環(huán)境以換取經(jīng)濟增長的做法是飲鴆止渴,難以持久,唯有走保護生態(tài)環(huán)境、堅持綠色發(fā)展之路,才能促使貧困人口從環(huán)境治理中獲得更多益處,實現(xiàn)生態(tài)恢復和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的雙贏。而根據(jù)2023年中央一號文件《關于做好2023年全面推進鄉(xiāng)村振興重點工作的意見》可知,農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染治理和農(nóng)村人居環(huán)境整治作為新農(nóng)村建設的重要組成部分,是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施、農(nóng)村生態(tài)文明建設的關鍵舉措?？梢?無論是在精準扶貧或是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施過程中,都堅定不移地肯定了生態(tài)修復、環(huán)境治理的重要性。農(nóng)村環(huán)境治理是否能在改善環(huán)境質量的同時促進居民減貧增收?其具體影響如何呈現(xiàn)?為了解決這些問題有必要單獨審視環(huán)境治理的重要性,深入探討農(nóng)村環(huán)境治理對于居民減貧增收的影響。另一方面,我國已進入后扶貧治理時代,如何在鞏固脫貧攻堅成果的同時,實現(xiàn)農(nóng)村居民自我造血,完成脫貧向致富的轉變,提升農(nóng)村居民的健康人力資本水平至關重要。根據(jù)阿馬蒂亞·森的能力貧困理論,生存能力、強健體魄及壽命長短等健康能力的匱乏是貧困群體難以脫貧的深層次原因,而健康人力資本的提升對于改善農(nóng)村居民生活質量、提升農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平具有重要作用。由此可見,健康人力資本的提高有利于居民脫貧增收,而現(xiàn)有的研究結果也表明農(nóng)村環(huán)境治理有助于居民降低患病概率,提高健康人力資本水平[1]。農(nóng)村環(huán)境治理、健康人力資本與居民減貧增收三者之間存在怎樣的關系,健康人力資本是否在農(nóng)村環(huán)境治理發(fā)揮減貧增收效應的過程中起到中介作用?這是值得探討并具有現(xiàn)實意義的問題。因此,本研究利用2004—2020年我國30個省份(西藏自治區(qū)、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、中國臺灣除外)農(nóng)村地區(qū)的面板數(shù)據(jù),分析農(nóng)村環(huán)境治理與居民減貧增收之間的關系,探究農(nóng)村環(huán)境治理通過健康人力資本進而發(fā)揮減貧增收效應的傳導機制。與以往的研究相比,本研究的創(chuàng)新之處在于:第一,構建農(nóng)村環(huán)境質量評價體系,以準確識別我國各地區(qū)農(nóng)村環(huán)境治理水平的變化趨勢。第二,在檢驗農(nóng)村環(huán)境治理減貧增收效應的基礎上,深入探究農(nóng)村環(huán)境治理對不同來源收入的影響,對比分析農(nóng)村環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)收入以及非農(nóng)業(yè)收入之間的關系,并進行階段性和區(qū)域性異質性分析。第三,基于健康人力資本視角,分析農(nóng)村環(huán)境治理發(fā)揮減貧增收效應的作用機制,明確健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理發(fā)揮增收作用中的中介效應。本研究對于我國制定環(huán)境扶貧、健康扶貧政策,推動脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興的有效銜接具有重要的時代意義和理論價值。

1 理論基礎與研究假設

1.1 理論基礎

環(huán)境與貧困之間的關系備受國內(nèi)外學者關注。現(xiàn)有研究結果表明,環(huán)境與貧困互為因果,相互交織[2]。在經(jīng)濟發(fā)展初期,人們傾向于犧牲環(huán)境以換取經(jīng)濟增長[3];在經(jīng)濟發(fā)展中后期,政府更注重經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境治理的并駕齊驅。此時經(jīng)濟向可持續(xù)、高質量發(fā)展模式轉變,產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化調整逐步推進,政府環(huán)境治理力度不斷加強,環(huán)境質量極大改善[4]。對于農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應,往往呈現(xiàn)多渠道、高成效特征。鐘文等從土地減貧的角度進行研究,發(fā)現(xiàn)政府通過土地整理、復墾和開發(fā)等整治手段,可以增加土地的可利用面積,提高土地的開墾質量,在確保土地生態(tài)效益的同時,也會促使居民增產(chǎn)增收[5]。謝晨等從退耕還林減貧的角度進行研究,發(fā)現(xiàn)退耕還林補助可以顯著降低農(nóng)戶貧困發(fā)生率,并打破生態(tài)環(huán)境惡化與貧困加劇的惡性循環(huán)[6]。李海東等基于生態(tài)-經(jīng)濟轉化效益評估體系,聚焦環(huán)境治理發(fā)揮的經(jīng)濟效益進行研究,發(fā)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境治理可以顯著促進貧困縣域的綠色經(jīng)濟發(fā)展,2018年江西省崇義縣生態(tài)環(huán)境改善所帶來的經(jīng)濟效益約是2013年的4倍[7]。可見,環(huán)境治理對提高居民收入,促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有重要作用[8]。

對于健康人力資本與環(huán)境、貧困之間的關系,國內(nèi)外大部分學者持一致觀點。首先,健康人力資本與環(huán)境質量息息相關。崔恩慧等認為,環(huán)境治理有利于改善居民的健康狀況,而環(huán)境污染加劇則會提高居民的患病概率,導致健康人力資本降低,健康成本增加[9-12]。Chen等認為,我國供暖政策在服務民生的同時也造成了空氣污染加劇,導致居民死亡率上升[13]。此外,大部分學者肯定了健康人力資本的減貧增收效應。汪三貴等認為,在所有致貧因素中,因病致貧占首位[14]。Wagstaff等認為,一旦農(nóng)村居民受到疾病沖擊,龐大的醫(yī)療支出將超出其經(jīng)濟負擔能力,導致居民陷入因病致貧、因病返貧、貧病交加的困境[15-16]。而健康、教育等人力資本的提升則有助于提高勞動生產(chǎn)率,促使居民擺脫貧困、提高收入。

梳理相關文獻,發(fā)現(xiàn)國內(nèi)外學者對環(huán)境治理、健康人力資本和貧困之間的兩兩關系已經(jīng)進行了大量研究,大部分學者肯定了環(huán)境治理、健康人力資本對減貧增收的積極作用,并表明環(huán)境治理是提高居民健康人力資本水平的有效途徑。但很少有文獻聚焦農(nóng)村地區(qū),探討環(huán)境治理對居民減貧增收以及不同來源收入的影響,且對于農(nóng)村環(huán)境治理、健康人力資本與居民增收之間的關系缺乏深入分析,忽視了健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理影響居民增收過程中發(fā)揮的中介作用。因此,本研究基于2004—2020年我國30個省份(西藏自治區(qū)、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、中國臺灣除外)農(nóng)村地區(qū)的面板數(shù)據(jù),實證檢驗農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應以及該影響的收入結構性差異,綜合考察環(huán)境治理、健康人力資本與減貧增收之間的關系,明確農(nóng)村環(huán)境治理通過健康人力資本發(fā)揮減貧增收效應的中介作用,力求為后扶貧時代農(nóng)村居民生活質量的改善、新農(nóng)村建設的推進提供一些有益的思考與建議。

1.2 研究假設

1.2.1 農(nóng)村環(huán)境治理對居民減貧增收的作用機理 減貧增收效應表現(xiàn)為居民貧困減緩、收入增加。農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應在宏觀和微觀2個層面均有所體現(xiàn)。在宏觀上,農(nóng)村環(huán)境治理作為政府民生建設的重點,離不開公共財政的大力支持。由于公共財政的資源配置職能、收入分配職能以及穩(wěn)定發(fā)展經(jīng)濟職能本身就具有減貧效應[17]。因此,依托財政手段的農(nóng)村環(huán)境治理,能夠實現(xiàn)公共資源的優(yōu)化配置,緩解農(nóng)村發(fā)展的物質瓶頸,增加當?shù)鼐用竦木蜆I(yè)機會,進而起到減緩貧困、增加收入的效果。在微觀上,政府通過防控種植業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)污染以及推進生活垃圾、污水、廁所糞污治理等措施,全方面整治并改善農(nóng)村地區(qū)的生態(tài)、生產(chǎn)以及生活環(huán)境。而區(qū)域土壤、水源以及空氣質量的改善,在優(yōu)化種植業(yè)、畜牧業(yè)、水產(chǎn)養(yǎng)殖業(yè)等農(nóng)林牧漁業(yè)發(fā)展環(huán)境的同時還能促使居民增產(chǎn)增收?？梢娹r(nóng)村環(huán)境治理本身帶來的就業(yè)機會增加而導致的居民非農(nóng)業(yè)收入的提高,以及環(huán)境質量改善而導致的居民農(nóng)業(yè)收入的提高共同構成農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應。但同時也要意識到農(nóng)村環(huán)境治理對居民減貧增收的積極作用并非一成不變。隨著政府對農(nóng)村環(huán)境治理力度的不斷加大,生態(tài)效益與經(jīng)濟效益之間的矛盾也會逐步顯現(xiàn),若政府一味強調環(huán)境治理而忽視經(jīng)濟增長,也易造成環(huán)境治理與經(jīng)濟增長之間的關系失衡。因此,農(nóng)村環(huán)境治理與居民減貧增收之間并非單一正相關關系,而是非線性的倒“U”形關系。因此,本研究提出假說1:農(nóng)村環(huán)境治理與居民減貧增收之間存在倒“U”形的非線性關系,且該關系存在收入結構性差異。

1.2.2 健康人力資本發(fā)揮中介效應的作用機理 健康人力資本作為居民生存發(fā)展、減貧增收的內(nèi)在基礎,離不開農(nóng)村環(huán)境治理的有力支撐。加強農(nóng)村環(huán)境治理有助于改善環(huán)境質量,促使居民健康人力資本水平的提高[1],這不僅可以在短期內(nèi)增加農(nóng)村居民及其家庭成員的勞動參與率,保證勞動質量[18];減少醫(yī)療開支,增加家庭生產(chǎn)資料投入,最終促使居民收入增加;還可以在長期內(nèi)推進農(nóng)村勞動力流動,使得居民在增加就業(yè)機會,拓寬社會關系網(wǎng)絡的同時,增加在教育、技術培訓等方面的人力資本投資,進而起到減貧增收的效果[19-20]?？梢娹r(nóng)村環(huán)境治理有助于居民健康人力資本水平的提高,且健康人力資本的提升在短期和長期內(nèi)均能促使農(nóng)村居民減貧增收,即健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應中發(fā)揮中介作用(圖1)。因此,本研究提出假說2:農(nóng)村環(huán)境治理促進了居民健康人力資本水平的提高;假說3:健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收過程中發(fā)揮正向中介作用。

2 研究設計

2.1 模型構建

為檢驗農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應,明確健康人力資本在環(huán)境治理促進居民增收過程中的中介作用,本研究根據(jù)Baron等的三階段步驟檢驗法[21],構建如下3個計量模型進行中介效應檢驗。若模型1中農(nóng)村環(huán)境治理對居民減貧增收的總效應α1、模型2中農(nóng)村環(huán)境治理對健康人力資本的影響β1、模型3中健康人力資本對居民減貧增收的影響γ3均顯著,且模型3中農(nóng)村環(huán)境治理對減貧增收的直接效應γ1<總效應α1,則中介效應成立。此時,γ1顯著則表明存在部分中介效應,否則為完全中介效應。

步驟1:檢驗農(nóng)村環(huán)境治理對減貧增收的非線性影響。

(1)

步驟2:檢驗農(nóng)村環(huán)境治理對健康人力資本的影響。

HEAi,t=β0+β1EGi,t-1+λXi,t+εi,t。

(2)

步驟3:檢驗健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理發(fā)揮減貧增收作用中的中介效應。

(3)

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量:減貧增收效應(lnPOVA) 本研究借鑒李慧玲等的做法[22-23],采用農(nóng)村居民人均可支配收入來衡量減貧增收效應。農(nóng)村居民人均可支配收入越高,減貧增收效應越大。此外,借鑒張藝璇等的做法[24],采用經(jīng)營凈收入代替農(nóng)業(yè)收入(lnPOVB),用工資性收入代替非農(nóng)業(yè)收入(lnPOVC),以探索農(nóng)村環(huán)境治理對居民增收影響的結構性差異。

2.2.2 解釋變量:農(nóng)村環(huán)境治理(EG) 根據(jù)中共中央、國務院發(fā)布的《關于全面推進鄉(xiāng)村振興加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見》,農(nóng)村環(huán)境治理涉及農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境治理以及農(nóng)民生活環(huán)境整治等3個方面。因此,本研究借鑒王良健等的做法[25],從生態(tài)環(huán)境治理、生產(chǎn)環(huán)境治理、生活環(huán)境整治3個角度構建農(nóng)村環(huán)境質量評價體系(表1)。

表1 農(nóng)村環(huán)境質量評價體系

由于各指標存在正負向之分,因此首先采用公式(4)和公式(5)對正負向指標進行標準化處理,以消除量綱影響。在此基礎上,利用熵值法計算出各省份的農(nóng)村環(huán)境質量綜合指數(shù)得分,得分越高,意味著該地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境治理水平越高。2004—2020年我國東中西部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質量綜合指數(shù)得分的平均值見表2,2020年我國各省份農(nóng)村環(huán)境質量綜合指數(shù)得分見圖2。

表2 2004—2020年我國東中西部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質量綜合指數(shù)得分的平均值

(4)

(5)

式中:Xi表示標準化后的數(shù)值;xi表示原始數(shù)值;xmax、xmin分別表示最大值和最小值。

由表2可知,我國農(nóng)村環(huán)境質量綜合指數(shù)得分的平均值從2004年的0.207上升至2020年的0.250,增長20.773%。分地區(qū)來看,東中西部地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境質量均有所改善,與2004年相比,2020年東中西部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質量綜合指數(shù)得分的平均值依次增長25.131%、26.131%、13.596%。由圖2可知,2020年江蘇省農(nóng)村環(huán)境質量綜合指數(shù)得分最高,約是得分最低的陜西省的3倍。而在得分排名前10名和后10名的省份中,東部地區(qū)的省份占比分別為30%、40%。可見在生態(tài)文明建設和環(huán)境保護工作的強勁推動下,各地政府均加強了對農(nóng)村環(huán)境治理的重視程度,很大程度上攻克了農(nóng)村環(huán)境治理過程中的痛點、難點、盲點,并有效提升了當?shù)氐沫h(huán)境質量,但各個區(qū)域之間以及區(qū)域內(nèi)部的農(nóng)村環(huán)境治理水平仍存在差異。

2.2.3 中介變量:健康人力資本(HEA) 學術界主要采用預期壽命衡量健康水平,預期壽命越長,健康人力資本水平越高。但囿于農(nóng)村地區(qū)數(shù)據(jù)的可得性,本研究采用農(nóng)村地區(qū)的老年撫養(yǎng)比作為預期壽命的替代指標。老年撫養(yǎng)比越高,意味著該地區(qū)的老齡人口占比越大,預期壽命越長,農(nóng)村居民的健康人力資本水平越高。

2.2.4 控制變量 本研究從經(jīng)濟發(fā)展、文化教育、醫(yī)療養(yǎng)老3個角度選取6個控制變量。在經(jīng)濟發(fā)展方面,選取農(nóng)業(yè)機械總動力(ED1)和農(nóng)林牧漁業(yè)發(fā)展(lnED2);在文化教育方面,選取文化發(fā)展水平(CE1)和受教育程度(CE2);在醫(yī)療養(yǎng)老方面,選取醫(yī)療水平(ME1)以及養(yǎng)老服務水平(ME2)。各變量具體定義及描述性統(tǒng)計分別見表3、表4。

表3 變量定義與說明

表4 變量的描述性統(tǒng)計

2.3 數(shù)據(jù)來源

本研究所有變量的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)整理采用Excel,數(shù)據(jù)分析采用Stata 16.0。此外,根據(jù)國家統(tǒng)計年鑒的劃分標準,東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個省份;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省份;西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等11個省份。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果分析

本研究利用逐步回歸法檢驗全國層面農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應。根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗結果,采用固定效應模型進行相應的結果分析。具體回歸結果見表5、表6。

表5 全國層面農(nóng)村環(huán)境治理影響居民減貧增收的逐步回歸結果

表6 全國層面農(nóng)村環(huán)境治理影響居民不同來源收入的全回歸結果

表5反映了全國層面農(nóng)村環(huán)境治理影響居民減貧增收的逐步回歸結果。由模型1-A可知,當未考慮控制變量,僅分析農(nóng)村環(huán)境治理對居民減貧增收的影響時,環(huán)境治理的一次項系數(shù)與減貧增收效應在1%水平上顯著正相關,二次項系數(shù)與減貧增收效應在1%水平上顯著負相關,即兩者之間呈現(xiàn)先促進后抑制的倒“U”形關系。模型1-B至模型 1-F 對加入控制變量后農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應再次進行檢驗,結果表明,隨著控制變量的逐步增加,模型1-A至模型1-F回歸方程的擬合優(yōu)度R2逐漸增大,且農(nóng)村環(huán)境治理與減貧增收效應的倒“U”形關系依舊成立,說明回歸結果具有較高的合理可靠性。

表6反映了全國層面農(nóng)村環(huán)境治理影響居民不同來源收入的全回歸結果。當所有控制變量均引入方程后,農(nóng)村環(huán)境治理與居民減貧增收之間的倒“U”形關系在1%水平上依舊顯著。從收入結構來看,農(nóng)村環(huán)境治理與農(nóng)業(yè)收入在5%水平上顯著正相關,與非農(nóng)業(yè)收入在1%水平上呈極顯著倒“U”形關系。且與農(nóng)業(yè)收入相比,農(nóng)村環(huán)境治理對非農(nóng)業(yè)收入的促進效果更凸出,環(huán)境治理水平每增加1個單位,非農(nóng)業(yè)收入平均增加7.697%?？梢娬訌妼r(nóng)村地區(qū)的環(huán)境治理,有助于居民脫貧增收,且該促進作用存在收入結構性差異。若政府過度強調環(huán)境治理,將不利于非農(nóng)業(yè)收入的增加,難以確保減貧增收效應的長效發(fā)揮。該檢驗結果可以印證假說1,即農(nóng)村環(huán)境治理與居民減貧增收之間存在倒“U”形關系,且該關系在不同來源收入之間存在差異。

在控制變量方面,農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、文化教育程度以及醫(yī)療養(yǎng)老水平均對居民增收存在顯著影響。其中,農(nóng)業(yè)機械總動力、文化發(fā)展水平、受教育程度、醫(yī)療水平的提高均有助于改善農(nóng)村居民的貧困狀況,促使居民農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入增加。

3.2 內(nèi)生性檢驗結果分析

考慮到農(nóng)村環(huán)境治理與居民收入水平之間可能存在內(nèi)生性問題,本研究采用滯后1階的系統(tǒng)GMM方法對樣本數(shù)據(jù)重新進行估計。根據(jù)表7的檢驗結果可知,3個方程均通過自相關檢驗和過度識別檢驗,說明模型設定較合理。此外,收入水平的一階滯后均正向作用于當期收入,農(nóng)村環(huán)境治理顯著促進了居民農(nóng)業(yè)收入的提高,且與居民減貧增收、非農(nóng)業(yè)收入均呈現(xiàn)倒“U”形關系。該結論與基準回歸檢驗結果保持一致。

表7 內(nèi)生性檢驗結果

3.3 穩(wěn)健性檢驗結果分析

由表5可知,逐步加入控制變量并不影響農(nóng)村環(huán)境治理與減貧增收之間的關系,說明研究結果具有一定的可靠性。同時,本研究對實證過程進行如下更改,以進一步驗證實證結果的穩(wěn)健性。(1)縮小樣本區(qū)間并使用聚類穩(wěn)健標準誤重新進行檢驗,剔除的省份包括環(huán)境治理水平較高的江蘇省、黑龍江省,環(huán)境治理水平較低的山西省、陜西省。(2)替換模型中的控制變量重新進行檢驗:在經(jīng)濟發(fā)展方面,用農(nóng)村投資規(guī)模(ED3)代替農(nóng)林牧漁業(yè)發(fā)展(lnED2),農(nóng)村投資規(guī)模=農(nóng)村住戶固定資產(chǎn)投資完成額/農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值。在醫(yī)療養(yǎng)老方面,用鄉(xiāng)村醫(yī)生和衛(wèi)生員人數(shù)取對數(shù)(lnME3)代替平均每千農(nóng)村人口村衛(wèi)生室人員(ME1)。檢驗結果見表8、表9。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果1

表9 穩(wěn)健性檢驗結果2

由表8、表9可知,農(nóng)村環(huán)境治理對居民減貧增收存在倒“U”形影響,與農(nóng)業(yè)收入顯著正相關,與非農(nóng)業(yè)收入呈現(xiàn)先促進后抑制的顯著關系。在控制變量方面,其檢驗結果與原始結論也保持一致?？梢?基準回歸結果具有可靠性。

3.4 分樣本回歸結果分析

考慮到我國資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結構、政策導向、收入結構等均存在差異[26],也會使得農(nóng)村環(huán)境治理對居民收入的影響在不同階段、不同區(qū)域下呈現(xiàn)不同狀態(tài)。因此,本研究對不同階段、不同區(qū)域農(nóng)村環(huán)境治理與居民減貧增收之間的關系進行檢驗,并進一步分析分樣本下農(nóng)村環(huán)境治理對居民不同來源收入的影響。

3.4.1 分階段回歸結果分析 回顧我國農(nóng)村環(huán)境治理歷程,1979年《中華人民共和國環(huán)境保護法(試行)》推出,國家開始系統(tǒng)開展農(nóng)村農(nóng)業(yè)環(huán)境保護以及農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理工作;2008年第一次全國農(nóng)村環(huán)境保護工作會議順利召開標志著我國農(nóng)村環(huán)境治理工作全面啟動;2018年《農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染治理攻堅戰(zhàn)行動計劃》和《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》發(fā)布,又進一步推動了農(nóng)村環(huán)境治理工作?；谶@幾個重要節(jié)點,本研究對農(nóng)村環(huán)境治理與居民收入之間的關系進行分階段檢驗?？紤]到本研究采用滯后1期的環(huán)境治理水平。因此,本研究分別檢驗2004—2008年、2009—2018年、2019—2020年等3個階段全國層面農(nóng)村環(huán)境治理對居民增收的影響(表10)。

表10 分階段全國層面農(nóng)村環(huán)境治理影響居民不同來源收入的全回歸結果

由表10可知,農(nóng)村環(huán)境治理對居民減貧增收的影響在2004—2008年以及2019—2020年這2個階段呈現(xiàn)倒“U”形;2009—2018年農(nóng)村環(huán)境治理的二次項系數(shù)與居民減貧增收在1%水平上顯著正相關。該結果在印證農(nóng)村環(huán)境治理政策有效性的同時,也再次表明環(huán)境治理與居民減貧增收之間是一個彼此磨合、相互協(xié)調的過程。一味追求生態(tài)效益或一味追求經(jīng)濟效益都不利于農(nóng)村地區(qū)的長期發(fā)展,唯有把握好彼此發(fā)展的“度”,才能在促使農(nóng)村環(huán)境質量改善的同時,真正全面發(fā)揮綠水青山的經(jīng)濟價值。

農(nóng)村環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)收入的影響在2004—2008年呈現(xiàn)倒“U”形關系,2009—2018年農(nóng)村環(huán)境治理的二次項系數(shù)與農(nóng)業(yè)收入在1%水平上顯著正相關,2019—2020年兩者無顯著關系但影響系數(shù)為正?？梢娹r(nóng)村環(huán)境治理政策的持續(xù)推進極大改善了農(nóng)林牧漁業(yè)的生產(chǎn)環(huán)境,并促使綠色高效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術模式得以推廣。盡管在該過程中部分農(nóng)村居民會因為調整高施肥、低技術的生產(chǎn)方式而暫時減產(chǎn)減收,但從長期來看,農(nóng)村環(huán)境治理使得糧食生產(chǎn)、畜牧養(yǎng)殖等提質增效,進而使得農(nóng)村居民農(nóng)業(yè)收入得到提高。

農(nóng)村環(huán)境治理對非農(nóng)業(yè)收入的促進作用在2004—2008年以及2019—2020年這2個階段均顯著,在2009—2018年無顯著影響。表明環(huán)境污染治理工作的大力推進為農(nóng)村地區(qū)帶來了部分就業(yè)機會,使得農(nóng)村居民可以直接投身于相關工作,進而提升家庭收入。但也要意識到,環(huán)境污染治理工作本身帶來的就業(yè)機會相對有限,如何在未來妥善利用農(nóng)村環(huán)境質量改善所帶來的生態(tài)福利,為當?shù)鼐用裰\求更多的就業(yè)機會,賺取更多的非農(nóng)業(yè)收入,是生態(tài)效益和經(jīng)濟效益協(xié)同發(fā)展的關鍵。

3.4.2 分地區(qū)回歸結果分析 由表11可知,在東部地區(qū),農(nóng)村環(huán)境治理對減貧增收、非農(nóng)業(yè)收入均存在倒“U”形影響,對農(nóng)業(yè)收入起到積極促進作用。在中部地區(qū),農(nóng)村環(huán)境治理的一次項系數(shù)對居民收入均無顯著影響,二次項系數(shù)與農(nóng)業(yè)收入以及非農(nóng)業(yè)收入分別在5%、10%水平上顯著正相關。在西部地區(qū),農(nóng)村環(huán)境治理與減貧增收效應呈現(xiàn)倒“U”形關系,與農(nóng)業(yè)收入顯著正相關,與非農(nóng)業(yè)收入無顯著關系。此外,農(nóng)業(yè)機械總動力、文化發(fā)展水平、受教育程度以及醫(yī)療水平對于各地區(qū)居民增收具有顯著促進作用。

表11 分地區(qū)農(nóng)村環(huán)境治理影響居民不同來源收入的全回歸結果

可見農(nóng)村環(huán)境治理對居民增收的影響存在區(qū)域性差異。從減貧增收效應來看,農(nóng)村環(huán)境治理對居民總收入的影響在東西部地區(qū)起到先促進后抑制的倒“U”形趨勢,在中部地區(qū)的影響并不顯著。從收入結構來看,農(nóng)村環(huán)境治理的一次項系數(shù)與東西部地區(qū)農(nóng)業(yè)收入顯著正相關,二次項系數(shù)與中部地區(qū)農(nóng)業(yè)收入顯著正相關。農(nóng)村環(huán)境治理與非農(nóng)業(yè)收入在東部地區(qū)呈現(xiàn)倒“U”形關系,其二次項系數(shù)與中部地區(qū)非農(nóng)業(yè)收入顯著正相關,與西部地區(qū)非農(nóng)業(yè)收入無顯著關系。導致該差異的原因可能是對于東部地區(qū)而言,較大的財政傾斜力度一方面使得地方政府能夠對農(nóng)村地區(qū)的環(huán)境治理予以更多關注,進而發(fā)揮增收效應;另一方面也使得農(nóng)村產(chǎn)業(yè)多元化發(fā)展,環(huán)境治理與經(jīng)濟發(fā)展之間的矛盾導致環(huán)境治理對農(nóng)村居民總收入以及非農(nóng)業(yè)收入的促進作用難以長期保持。因此,東部地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境治理與居民總收入、非農(nóng)業(yè)收入之間均呈現(xiàn)倒“U”形關系。而對于中部地區(qū)而言,農(nóng)村環(huán)境治理強度相對不足,其對于居民增收的積極作用具有一定的滯后性,仍需要政府乃至社會各界人力、財力、物力的長期投入,才能確?！熬G水青山就是金山銀山”的實現(xiàn)。此外,相較于東中部地區(qū),西部農(nóng)村地區(qū)的生態(tài)、生產(chǎn)以及生活環(huán)境都更加惡劣,且居民的主要收入來源于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。因此,一旦政府加強對西部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境的整治力度,便能極大改善生產(chǎn)環(huán)境,在短期內(nèi)促使農(nóng)作物、水產(chǎn)品以及畜牧家禽等產(chǎn)量提高、質量提升,使得依靠傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)來獲取基本生活來源的農(nóng)村居民增加農(nóng)業(yè)收入。但由于西部農(nóng)村第二、三產(chǎn)業(yè)占比較小,發(fā)展較慢,且環(huán)境治理對于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的影響有限。因此,農(nóng)村環(huán)境治理對于西部居民非農(nóng)業(yè)收入的影響并不明顯。

3.5 影響機制分析

綜上分析可知,農(nóng)村環(huán)境治理可以通過提高健康人力資本進而起到增加居民收入的效果。因此,為了進一步探究“農(nóng)村環(huán)境治理-健康人力資本提高-居民減貧增收”這條傳導路徑,本研究對農(nóng)村環(huán)境治理促進居民增收過程中健康人力資本的中介效應進行檢驗。具體檢驗結果見表12。

表12 農(nóng)村環(huán)境治理發(fā)揮增收作用中的健康人力資本中介效應檢驗結果

根據(jù)中介效應的檢驗步驟,當農(nóng)村環(huán)境治理對居民減貧增收的總效應顯著時,便具備探討中介效應的可能。表12模型1的檢驗結果表明,農(nóng)村環(huán)境治理對居民減貧增收的促進作用在1%水平上顯著。因此,可以繼續(xù)檢驗健康人力資本的中介效應。由于模型2中農(nóng)村環(huán)境治理對健康人力資本的促進作用、模型3中健康人力資本對減貧增收效應的促進作用均顯著,且模型3中農(nóng)村環(huán)境治理對減貧增收的直接效應6.552小于模型1中的總效應7.486。因此,健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理促進居民減貧增收過程中的正向部分中介作用成立,中介效應約為1.203(0.232×5.187)。該結果可以印證假說2和假說3,即環(huán)境治理有助于居民健康人力資本的提高,且農(nóng)村環(huán)境治理在直接促進居民增收的同時,還能通過健康人力資本間接對居民增收起到積極作用。

從收入結構來看,農(nóng)村環(huán)境治理對居民農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)業(yè)收入的總效應均顯著。因此,可以進一步探討健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理促進不同來源收入增加過程中的中介效應。由于模型2中農(nóng)村環(huán)境治理對健康人力資本的促進作用、模型3中健康人力資本對農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)業(yè)收入的促進作用均顯著,且農(nóng)村環(huán)境治理對農(nóng)業(yè)收入的直接效應2.333小于模型1中的總效應3.033,對非農(nóng)業(yè)收入的直接效應6.762小于模型1中的總效應7.697。因此,健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理促進居民農(nóng)業(yè)收入、非農(nóng)業(yè)收入增加過程中的正向部分中介作用成立,中介效應分別約為0.902(0.232×3.889)、1.205(0.232×5.196)。

4 結論與政策建議

本研究利用2004—2020年我國30個省份(西藏自治區(qū)、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、中國臺灣除外)農(nóng)村地區(qū)的面板數(shù)據(jù),對農(nóng)村環(huán)境治理影響居民減貧增收的作用機制以及健康人力資本發(fā)揮中介效應的作用機制進行理論分析。在此基礎上實證檢驗農(nóng)村環(huán)境治理對居民增收的影響以及該影響的階段性差異和區(qū)域性差異,探究健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理影響居民增收過程中的中介效應。結果表明,第一,農(nóng)村環(huán)境治理與居民減貧增收、非農(nóng)業(yè)收入之間呈現(xiàn)倒“U”形關系,與農(nóng)業(yè)收入顯著正相關。第二,農(nóng)村環(huán)境治理對居民增收的影響存在階段性和區(qū)域性差異。第三,農(nóng)村環(huán)境治理有助于居民健康人力資本水平的提高,而健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應中發(fā)揮正向中介作用,且與農(nóng)業(yè)收入相比,健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理促進居民非農(nóng)業(yè)收入增加過程中起到的中介效應更大。

綜上,得到以下政策建議:第一,落實農(nóng)村環(huán)境治理政策,提高農(nóng)村環(huán)境治理水平。本研究結果表明,農(nóng)村環(huán)境治理在提高居民健康人力資本的同時,還有助于居民減貧增收,盡管該促進作用在中部地區(qū)存在一定的滯后性,但從長期來看,唯有加強農(nóng)村環(huán)境治理,堅持綠色可持續(xù)發(fā)展道路,才能為經(jīng)濟的轉型升級提供動力,為經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境優(yōu)化的齊頭并進奠定基礎,進而推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實現(xiàn)以及美麗中國的建設。第二,加強健康人力資本重視程度,拓寬農(nóng)村居民增收渠道。一方面,健康人力資本的提高在短期內(nèi)可以增加農(nóng)村居民的勞動時間,提升勞動質量,促使收入增加;在長期內(nèi)可以加速農(nóng)村勞動力流動,提升居民教育人力資本,進而起到減貧增收的效果。另一方面,由于健康人力資本在農(nóng)村環(huán)境治理的增收效應中起到中介作用。因此,健康人力資本的提高有助于進一步釋放農(nóng)村環(huán)境治理的減貧增收效應,進而促成經(jīng)濟效益和生態(tài)效益的雙贏。第三,加大中西部地區(qū)政策傾斜力度,推動環(huán)境與經(jīng)濟良性循環(huán)。相較于東部地區(qū),中西部農(nóng)村地區(qū)環(huán)境治理對于居民收入提高的積極作用仍需進一步挖掘。因此,政府應該在充分考慮區(qū)域差異的基礎上,加強對中西部地區(qū)的政策傾斜力度,促使各個區(qū)域農(nóng)村環(huán)境治理的增收效應充分釋放,以推動區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟的高質量發(fā)展,形成環(huán)境與經(jīng)濟的良性循環(huán)。