乡村振兴战略背景下的村落保护与雾霾治理*

张晓晨 程 博 褚颖亚

○浙江农林大学经济管理学院 ○浙江农林大学暨阳学院

一、引言

传统村落承载着中华传统文化的精华，凝聚着中华民族的精神追求，是农耕文明不可再生的文化遗产，具有极高的文化价值、历史价值、美学价值和经济价值，是看得见的传统文化明珠，也是寄托乡愁的精神家园(刘先辉，2017；李伯华等，2017)。然而，随着工业化和城镇化的快速推进，传统村落出现生存、转型、消亡、活化以及重生等重大现实问题，很多传统的村落面临着萎缩甚至破坏的困境，仅在2000—2010年十年间，我国自然村总数减少90万个，引起了政府部门的高度重视。因此传统村落的保护迫在眉睫(任映红，2019)。2012年，国家推出了中国传统村落名录保护制度；2013年，中央一号文件要求制定专门规划，启动专项工程，加大力度保护有历史文化价值和民族、地域元素的传统村落和民居；2017年，十九大报告提出了乡村振兴战略，并将其作为“决胜全面建成小康社会、全面建设社会主义现代化强国”的战略之一。事实上，加强传统村落的保护不仅是为了留住“乡愁”以及对传统文化的保护与传承，而且也是改善农村人居环境、建设美丽宜居乡村，实施乡村振兴战略的一项重要任务。

毋庸置疑，村落的自然环境要素为村民提供了生活的保障，在敬畏、崇拜自然的思想作用下，人们的生活生产会适应自然界的发展规律。在这种朴素直觉主义的环境伦理思想指导下，村落及其环境要素与人进行能量交换，人也会对传统村落及组成环境要素存在道德责任(刘先辉，2017)。同时，传统村落给游客带来一种怀旧感，在这种认同感的促使下，人们会产生一种亲环境行为，更加自觉地热爱自然，更加积极地保护生态(贾衍菊和林德荣，2016；万基财等，2014) 。由此可知，对传统村落进行保护在一定程度上能改变环境污染、环境破坏的现状。

近年来，我国部分城市的大气质量有所改善，但总体情况并不理想，以二氧化硫、氮氧化物、可吸入颗粒物为特征的传统煤烟型污染依然严重，臭氧和颗粒物细粒子等二次污染问题又接踵而至，导致了臭氧层破坏、酸雨、淡水资源缺乏、水污染、生物多样性丧失以及极端性气候变化频发等不利后果，造成人居环境日益恶化(李荔等，2010)。环境治理问题的根源在于人的行为，人是环境问题产生的参与者，也理应成为环境治理参与者。本文将村落保护嵌于环境治理框架，以城市雾霾污染作为环境治理的代理变量，考察传统村落保护对雾霾治理的影响机理。本文的创新点在于以下两方面：一方面，以往关于雾霾治理的研究主要关注污染源头的治理、政府对企业排污的监管以及司法环节的制度化治理(蓝庆新和侯姗，2015；王波和郜峰，2015)。本文首次探究村落保护对雾霾治理的影响，为雾霾治理提供了新思路；另一方面，本文的研究着眼于乡村振兴战略的视野下，打破传统思维局限，获取了传统村落保护对环境治理的经验证据，为今后加强传统村落保护提供理论支撑。

二、研究方法、数据来源与统计描述

1.研究方法

为了考察村落保护对雾霾治理的影响机理，本文构建如下计量模型：

PM2.5i,t=α+β1×VPi,t+β2×GDPPi,t+β3×FISCALi,t+β4×POPi,t+∑YEAR+ζi,t

其中，下标i(i=1，2，…，266)和t(t=2007，2008，…，2016)分别代表第i个地级市和第t年，ζ代表误差项。模型中的被解释变量PM2.5代表城市雾霾污染情况，以城市细颗粒物(PM2.5)年度平均值的自然对数来衡量；VP为村落保护，根据住房城乡建设部、文化部和财政部联合公布的中国传统村落名单计算城市入选村落数量占城市行政村数量的比重作为村落保护的代理变量，该指标数值越大，说明该城市村落保护程度越高；GDPP为城市人均GDP的自然对数，表征城市经济发展情况；FISCAL为城市财政一般预算支出的自然对数，表征城市财政预算情况；POP为城市人口数的自然对数，表征城市人口密度。此外，模型中还控制时间固定效应(YEAR)。

2.数据来源

本文样本区间之所以设定为2007—2016年，主要是基于以下考虑：住房城乡建设部、文化部和财政部首批公布的中国传统村落名单源于2012年12月17日；目前《中国城市统计年鉴》公开可供查阅的数据为2016年，为了考察区间比较，将样本截至点设定在2016年，确保有10年期跨度的样本，因此以2007年作为样本数据收集的始点。模型中的雾霾浓度可运用Arcgis软件，结合行政区域矢量图对全球每年的PM2.5地表浓度数据提取得到年均值数据。文中PM2.5浓度变量根据美国哥伦比亚大学社会经济数据与应用中心提供的全球PM2.5地表浓度数据整理而成；村落保护数据源于住房城乡建设部网站手工整理；GDPP、FISCAL、POP等数据主要来源于《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》。

3.统计描述

表1报告了主要研究变量的统计性描述。其中，PM2.5浓度的均值为3.475，最小值和最大值分别为1.953和4.332，中位数为3.509，这表明各城市PM2.5浓度差异非常明显。VP的均值为0.002，标准差为0.004，最大值为0.0242，这表明各城市村落保护程度差异较大。GDPP均值为10.339，最大值为12.167，最小值为8.126，标准差为0.753，说明各城市经济发展不均衡，存在一定程度的差异。FISCAL均值为14.315，最大值为16.661，最小值为11.272，标准差为0.811；POP均值为5.829，最大值为7.121，最小值为3.827，标准差为0.671。

表1 描述性统计

三、实证分析

1.模型估计结果

表2报告了村落保护与雾霾污染关系的回归结果，其中列(1)为OLS估计结果，列(2)为固定效应估计结果。列(1)的结果表明，村落保护与雾霾污染显著负相关(beta=-12.6380，p<0.01)，意味着城市村落保护可以减少雾霾污染，即城市村落保护程度越高，会减少该城市能源消耗和废气排放；列(2)的结果与列(1)类似，村落保护与雾霾污染显著负相关(beta=-8.76500，p<0.01)。

表2 村落保护与雾霾污染关系的检验结果

2.稳健性检验

为了增强估计结果的稳健性，我们以城市人均二氧化硫的自然对数来衡量雾霾污染情况，检验结果如表3所示。列(1)的结果表明，村落保护与雾霾污染显著负相关(beta=-26.7452，p<0.01)，列(2)的结果仍与列(1)类似，村落保护与雾霾污染显著负相关(beta=-38.4044，p<0.01)。以上结果表明，村落保护可以降低城市废气排放。

表3 更改雾霾污染变量的检验结果

进一步地，我们以村落保护程度的变化量来衡量该城市村落保护程度，检验结果如表4所示。列(1)的结果表明，村落保护的系数为-22.8224且在1%水平上显著，列(2)的结果与列(1)类似，村落保护的系数为-10.337且在1%水平上显著。以上结果依然表明，村落保护可以减少城市雾霾污染。

表4 更改村落保护变量的检验结果

之前的回归是选择2007-2016年的城市样本，鉴于住房城乡建设部、文化部和财政部首批公布的中国传统村落名单源于2012年12月17日，我们仅保留2012年及以后年份的样本，重新对全文模型进行估计，检验结果如表5所示。列(1)和列(2)的结果表明，村落保护与雾霾污染依然显著负相关，得到结论与前文一致。

表5 更改样本期间的检验结果

前文的估计是建立在均值回归之上的，模型估计结果反映了村落保护减少雾霾污染作用的平均效果。然而，根据前文表1的描述性统计结果可知，PM2.5的均值小于中位数，意味着雾霾污染变量的分布并不对称，呈左偏分布，这种基于均值回归的方法可能无法全面刻画村落保护对雾霾污染的影响。相比之下，分位数回归则不受异常值的影响，估计结果更稳健。接下来，本文在估计过程中重复抽样500次，选择q=0.25、0.50、0.75进行分位数回归。表6报告了使用自举法进行回归的检验结果，从中可以看出，各列中村落保护的回归系数均显著为负(p<0.01)，与前文结果基本一致，这说明虽然雾霾污染指标分布不对称，但对前文的结论影响不大。

表6 分位数估计的检验结果

四、结论及建议

本文基于乡村振兴战略背景，选取区间为2007-2016年的样本，考察了传统村落保护对雾霾治理的影响机理。实证结果表明，村落保护可以有效减少雾霾污染，表征为城市村落保护程度越高，该城市能源消耗和废气排放越少。

本文研究结论具有重要的现实价值和政策含义。

首先，加强对传统村落的保护，做好传统村落及其自然环境的保护工作。对村落保护要进行多维度思考，在现有的法制化保护和政府层面保护的基础上，发挥村落的内生动力，提高群众的思想意识。一方面通过宣传、教育等手段，激发村民对自然景观和古建筑的保护意识，增强村民对村落的自我认同感和自豪感，实现乡村的自我管理和治理；另一方面，发挥民间组织、个体志愿者和研究单位的作用，召开相关的研讨会，创建传统村落保护的宣传网站，多重主体共同参与传统村落保护，改善人居环境，加强环境治理。

其次，雾霾治理是一个系统工程，并非短期可以快速实现，雾霾防治工作需长期坚持。各地政府部门要从源头把控污染企业的排污状况，加大对污染企业的处罚力度，并且逐步淘汰产能落后和污染严重的产业。同时可以借鉴国外空气污染治理的经验，改善大气污染物监管机制，不断更新控制质量标准，并且加强对地方官员任职期间的环境审计，改变粗放式经济发展方式。

最后，将村落保护作为乡村振兴战略的重要抓手，在传统村落持续发展的情况下，推进城乡融合发展。积极引进社会资本，保证村落保护过程中的融资问题得到有效解决。通过建设城乡基础网、乡村振兴极和乡村发展区等多级目标体系，建立互利互惠机制，协调村落与社会不同力量的利益。