农村环境治理、健康人力资本与居民减贫增收——基于省级地区的面板数据分析

董 苏, 徐金海

(1.南京财经大学红山学院国际经贸系,江苏镇江 212413; 2.扬州大学商学院,江苏扬州 225125)

我国作为生态环境脆弱的发展中大国,环境恶化导致的贫困问题不仅是脱贫攻坚时期需要解决的重点问题,也是乡村振兴战略实施过程中的焦点。随着2020年脱贫攻坚战的圆满收官,如何进一步解决相对贫困问题,妥善处理环境与贫困之间的关系,是确保脱贫攻坚向乡村振兴过渡的关键。中共中央、国务院发布的《关于打赢脱贫攻坚战的决定》明确指出,牺牲生态环境以换取经济增长的做法是饮鸩止渴,难以持久,唯有走保护生态环境、坚持绿色发展之路,才能促使贫困人口从环境治理中获得更多益处,实现生态恢复和经济可持续发展的双赢。而根据2023年中央一号文件《关于做好2023年全面推进乡村振兴重点工作的意见》可知,农业农村污染治理和农村人居环境整治作为新农村建设的重要组成部分,是乡村振兴战略实施、农村生态文明建设的关键举措。可见,无论是在精准扶贫或是乡村振兴战略的实施过程中,都坚定不移地肯定了生态修复、环境治理的重要性。农村环境治理是否能在改善环境质量的同时促进居民减贫增收?其具体影响如何呈现?为了解决这些问题有必要单独审视环境治理的重要性,深入探讨农村环境治理对于居民减贫增收的影响。另一方面,我国已进入后扶贫治理时代,如何在巩固脱贫攻坚成果的同时,实现农村居民自我造血,完成脱贫向致富的转变,提升农村居民的健康人力资本水平至关重要。根据阿马蒂亚·森的能力贫困理论,生存能力、强健体魄及寿命长短等健康能力的匮乏是贫困群体难以脱贫的深层次原因,而健康人力资本的提升对于改善农村居民生活质量、提升农村地区经济发展水平具有重要作用。由此可见,健康人力资本的提高有利于居民脱贫增收,而现有的研究结果也表明农村环境治理有助于居民降低患病概率,提高健康人力资本水平[1]。农村环境治理、健康人力资本与居民减贫增收三者之间存在怎样的关系,健康人力资本是否在农村环境治理发挥减贫增收效应的过程中起到中介作用?这是值得探讨并具有现实意义的问题。因此,本研究利用2004—2020年我国30个省份(西藏自治区、香港特别行政区、澳门特别行政区、中国台湾除外)农村地区的面板数据,分析农村环境治理与居民减贫增收之间的关系,探究农村环境治理通过健康人力资本进而发挥减贫增收效应的传导机制。与以往的研究相比,本研究的创新之处在于:第一,构建农村环境质量评价体系,以准确识别我国各地区农村环境治理水平的变化趋势。第二,在检验农村环境治理减贫增收效应的基础上,深入探究农村环境治理对不同来源收入的影响,对比分析农村环境治理与农业收入以及非农业收入之间的关系,并进行阶段性和区域性异质性分析。第三,基于健康人力资本视角,分析农村环境治理发挥减贫增收效应的作用机制,明确健康人力资本在农村环境治理发挥增收作用中的中介效应。本研究对于我国制定环境扶贫、健康扶贫政策,推动脱贫攻坚与乡村振兴的有效衔接具有重要的时代意义和理论价值。

1 理论基础与研究假设

1.1 理论基础

环境与贫困之间的关系备受国内外学者关注。现有研究结果表明,环境与贫困互为因果,相互交织[2]。在经济发展初期,人们倾向于牺牲环境以换取经济增长[3];在经济发展中后期,政府更注重经济发展与环境治理的并驾齐驱。此时经济向可持续、高质量发展模式转变,产业结构优化调整逐步推进,政府环境治理力度不断加强,环境质量极大改善[4]。对于农村环境治理的减贫增收效应,往往呈现多渠道、高成效特征。钟文等从土地减贫的角度进行研究,发现政府通过土地整理、复垦和开发等整治手段,可以增加土地的可利用面积,提高土地的开垦质量,在确保土地生态效益的同时,也会促使居民增产增收[5]。谢晨等从退耕还林减贫的角度进行研究,发现退耕还林补助可以显著降低农户贫困发生率,并打破生态环境恶化与贫困加剧的恶性循环[6]。李海东等基于生态-经济转化效益评估体系,聚焦环境治理发挥的经济效益进行研究,发现生态环境治理可以显著促进贫困县域的绿色经济发展,2018年江西省崇义县生态环境改善所带来的经济效益约是2013年的4倍[7]。可见,环境治理对提高居民收入,促进区域经济发展具有重要作用[8]。

对于健康人力资本与环境、贫困之间的关系,国内外大部分学者持一致观点。首先,健康人力资本与环境质量息息相关。崔恩慧等认为,环境治理有利于改善居民的健康状况,而环境污染加剧则会提高居民的患病概率,导致健康人力资本降低,健康成本增加[9-12]。Chen等认为,我国供暖政策在服务民生的同时也造成了空气污染加剧,导致居民死亡率上升[13]。此外,大部分学者肯定了健康人力资本的减贫增收效应。汪三贵等认为,在所有致贫因素中,因病致贫占首位[14]。Wagstaff等认为,一旦农村居民受到疾病冲击,庞大的医疗支出将超出其经济负担能力,导致居民陷入因病致贫、因病返贫、贫病交加的困境[15-16]。而健康、教育等人力资本的提升则有助于提高劳动生产率,促使居民摆脱贫困、提高收入。

梳理相关文献,发现国内外学者对环境治理、健康人力资本和贫困之间的两两关系已经进行了大量研究,大部分学者肯定了环境治理、健康人力资本对减贫增收的积极作用,并表明环境治理是提高居民健康人力资本水平的有效途径。但很少有文献聚焦农村地区,探讨环境治理对居民减贫增收以及不同来源收入的影响,且对于农村环境治理、健康人力资本与居民增收之间的关系缺乏深入分析,忽视了健康人力资本在农村环境治理影响居民增收过程中发挥的中介作用。因此,本研究基于2004—2020年我国30个省份(西藏自治区、香港特别行政区、澳门特别行政区、中国台湾除外)农村地区的面板数据,实证检验农村环境治理的减贫增收效应以及该影响的收入结构性差异,综合考察环境治理、健康人力资本与减贫增收之间的关系,明确农村环境治理通过健康人力资本发挥减贫增收效应的中介作用,力求为后扶贫时代农村居民生活质量的改善、新农村建设的推进提供一些有益的思考与建议。

1.2 研究假设

1.2.1 农村环境治理对居民减贫增收的作用机理 减贫增收效应表现为居民贫困减缓、收入增加。农村环境治理的减贫增收效应在宏观和微观2个层面均有所体现。在宏观上,农村环境治理作为政府民生建设的重点,离不开公共财政的大力支持。由于公共财政的资源配置职能、收入分配职能以及稳定发展经济职能本身就具有减贫效应[17]。因此,依托财政手段的农村环境治理,能够实现公共资源的优化配置,缓解农村发展的物质瓶颈,增加当地居民的就业机会,进而起到减缓贫困、增加收入的效果。在微观上,政府通过防控种植业、养殖业污染以及推进生活垃圾、污水、厕所粪污治理等措施,全方面整治并改善农村地区的生态、生产以及生活环境。而区域土壤、水源以及空气质量的改善,在优化种植业、畜牧业、水产养殖业等农林牧渔业发展环境的同时还能促使居民增产增收。可见农村环境治理本身带来的就业机会增加而导致的居民非农业收入的提高,以及环境质量改善而导致的居民农业收入的提高共同构成农村环境治理的减贫增收效应。但同时也要意识到农村环境治理对居民减贫增收的积极作用并非一成不变。随着政府对农村环境治理力度的不断加大,生态效益与经济效益之间的矛盾也会逐步显现,若政府一味强调环境治理而忽视经济增长,也易造成环境治理与经济增长之间的关系失衡。因此,农村环境治理与居民减贫增收之间并非单一正相关关系,而是非线性的倒“U”形关系。因此,本研究提出假说1:农村环境治理与居民减贫增收之间存在倒“U”形的非线性关系,且该关系存在收入结构性差异。

1.2.2 健康人力资本发挥中介效应的作用机理 健康人力资本作为居民生存发展、减贫增收的内在基础,离不开农村环境治理的有力支撑。加强农村环境治理有助于改善环境质量,促使居民健康人力资本水平的提高[1],这不仅可以在短期内增加农村居民及其家庭成员的劳动参与率,保证劳动质量[18];减少医疗开支,增加家庭生产资料投入,最终促使居民收入增加;还可以在长期内推进农村劳动力流动,使得居民在增加就业机会,拓宽社会关系网络的同时,增加在教育、技术培训等方面的人力资本投资,进而起到减贫增收的效果[19-20]。可见农村环境治理有助于居民健康人力资本水平的提高,且健康人力资本的提升在短期和长期内均能促使农村居民减贫增收,即健康人力资本在农村环境治理的减贫增收效应中发挥中介作用(图1)。因此,本研究提出假说2:农村环境治理促进了居民健康人力资本水平的提高;假说3:健康人力资本在农村环境治理的减贫增收过程中发挥正向中介作用。

2 研究设计

2.1 模型构建

为检验农村环境治理的减贫增收效应,明确健康人力资本在环境治理促进居民增收过程中的中介作用,本研究根据Baron等的三阶段步骤检验法[21],构建如下3个计量模型进行中介效应检验。若模型1中农村环境治理对居民减贫增收的总效应α1、模型2中农村环境治理对健康人力资本的影响β1、模型3中健康人力资本对居民减贫增收的影响γ3均显著,且模型3中农村环境治理对减贫增收的直接效应γ1<总效应α1,则中介效应成立。此时,γ1显著则表明存在部分中介效应,否则为完全中介效应。

步骤1:检验农村环境治理对减贫增收的非线性影响。

(1)

步骤2:检验农村环境治理对健康人力资本的影响。

HEAi,t=β0+β1EGi,t-1+λXi,t+εi,t。

(2)

步骤3:检验健康人力资本在农村环境治理发挥减贫增收作用中的中介效应。

(3)

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量:减贫增收效应(lnPOVA) 本研究借鉴李慧玲等的做法[22-23],采用农村居民人均可支配收入来衡量减贫增收效应。农村居民人均可支配收入越高,减贫增收效应越大。此外,借鉴张艺璇等的做法[24],采用经营净收入代替农业收入(lnPOVB),用工资性收入代替非农业收入(lnPOVC),以探索农村环境治理对居民增收影响的结构性差异。

2.2.2 解释变量:农村环境治理(EG) 根据中共中央、国务院发布的《关于全面推进乡村振兴加快农业农村现代化的意见》,农村环境治理涉及农村生态环境治理、农业生产环境治理以及农民生活环境整治等3个方面。因此,本研究借鉴王良健等的做法[25],从生态环境治理、生产环境治理、生活环境整治3个角度构建农村环境质量评价体系(表1)。

表1 农村环境质量评价体系

由于各指标存在正负向之分,因此首先采用公式(4)和公式(5)对正负向指标进行标准化处理,以消除量纲影响。在此基础上,利用熵值法计算出各省份的农村环境质量综合指数得分,得分越高,意味着该地区的农村环境治理水平越高。2004—2020年我国东中西部地区农村环境质量综合指数得分的平均值见表2,2020年我国各省份农村环境质量综合指数得分见图2。

表2 2004—2020年我国东中西部地区农村环境质量综合指数得分的平均值

(4)

(5)

式中:Xi表示标准化后的数值;xi表示原始数值;xmax、xmin分别表示最大值和最小值。

由表2可知,我国农村环境质量综合指数得分的平均值从2004年的0.207上升至2020年的0.250,增长20.773%。分地区来看,东中西部地区的农村环境质量均有所改善,与2004年相比,2020年东中西部地区农村环境质量综合指数得分的平均值依次增长25.131%、26.131%、13.596%。由图2可知,2020年江苏省农村环境质量综合指数得分最高,约是得分最低的陕西省的3倍。而在得分排名前10名和后10名的省份中,东部地区的省份占比分别为30%、40%。可见在生态文明建设和环境保护工作的强劲推动下,各地政府均加强了对农村环境治理的重视程度,很大程度上攻克了农村环境治理过程中的痛点、难点、盲点,并有效提升了当地的环境质量,但各个区域之间以及区域内部的农村环境治理水平仍存在差异。

2.2.3 中介变量:健康人力资本(HEA) 学术界主要采用预期寿命衡量健康水平,预期寿命越长,健康人力资本水平越高。但囿于农村地区数据的可得性,本研究采用农村地区的老年抚养比作为预期寿命的替代指标。老年抚养比越高,意味着该地区的老龄人口占比越大,预期寿命越长,农村居民的健康人力资本水平越高。

2.2.4 控制变量 本研究从经济发展、文化教育、医疗养老3个角度选取6个控制变量。在经济发展方面,选取农业机械总动力(ED1)和农林牧渔业发展(lnED2);在文化教育方面,选取文化发展水平(CE1)和受教育程度(CE2);在医疗养老方面,选取医疗水平(ME1)以及养老服务水平(ME2)。各变量具体定义及描述性统计分别见表3、表4。

表3 变量定义与说明

表4 变量的描述性统计

2.3 数据来源

本研究所有变量的原始数据来源于历年的《中国农村统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国环境统计年鉴》。数据整理采用Excel,数据分析采用Stata 16.0。此外,根据国家统计年鉴的划分标准,东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等11个省份;中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省份;西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等11个省份。

3 实证分析

3.1 基准回归结果分析

本研究利用逐步回归法检验全国层面农村环境治理的减贫增收效应。根据F检验和Hausman检验结果,采用固定效应模型进行相应的结果分析。具体回归结果见表5、表6。

表5 全国层面农村环境治理影响居民减贫增收的逐步回归结果

表6 全国层面农村环境治理影响居民不同来源收入的全回归结果

表5反映了全国层面农村环境治理影响居民减贫增收的逐步回归结果。由模型1-A可知,当未考虑控制变量,仅分析农村环境治理对居民减贫增收的影响时,环境治理的一次项系数与减贫增收效应在1%水平上显著正相关,二次项系数与减贫增收效应在1%水平上显著负相关,即两者之间呈现先促进后抑制的倒“U”形关系。模型1-B至模型 1-F 对加入控制变量后农村环境治理的减贫增收效应再次进行检验,结果表明,随着控制变量的逐步增加,模型1-A至模型1-F回归方程的拟合优度R2逐渐增大,且农村环境治理与减贫增收效应的倒“U”形关系依旧成立,说明回归结果具有较高的合理可靠性。

表6反映了全国层面农村环境治理影响居民不同来源收入的全回归结果。当所有控制变量均引入方程后,农村环境治理与居民减贫增收之间的倒“U”形关系在1%水平上依旧显著。从收入结构来看,农村环境治理与农业收入在5%水平上显著正相关,与非农业收入在1%水平上呈极显著倒“U”形关系。且与农业收入相比,农村环境治理对非农业收入的促进效果更凸出,环境治理水平每增加1个单位,非农业收入平均增加7.697%。可见政府加强对农村地区的环境治理,有助于居民脱贫增收,且该促进作用存在收入结构性差异。若政府过度强调环境治理,将不利于非农业收入的增加,难以确保减贫增收效应的长效发挥。该检验结果可以印证假说1,即农村环境治理与居民减贫增收之间存在倒“U”形关系,且该关系在不同来源收入之间存在差异。

在控制变量方面,农村地区的经济发展水平、文化教育程度以及医疗养老水平均对居民增收存在显著影响。其中,农业机械总动力、文化发展水平、受教育程度、医疗水平的提高均有助于改善农村居民的贫困状况,促使居民农业收入和非农业收入增加。

3.2 内生性检验结果分析

考虑到农村环境治理与居民收入水平之间可能存在内生性问题,本研究采用滞后1阶的系统GMM方法对样本数据重新进行估计。根据表7的检验结果可知,3个方程均通过自相关检验和过度识别检验,说明模型设定较合理。此外,收入水平的一阶滞后均正向作用于当期收入,农村环境治理显著促进了居民农业收入的提高,且与居民减贫增收、非农业收入均呈现倒“U”形关系。该结论与基准回归检验结果保持一致。

表7 内生性检验结果

3.3 稳健性检验结果分析

由表5可知,逐步加入控制变量并不影响农村环境治理与减贫增收之间的关系,说明研究结果具有一定的可靠性。同时,本研究对实证过程进行如下更改,以进一步验证实证结果的稳健性。(1)缩小样本区间并使用聚类稳健标准误重新进行检验,剔除的省份包括环境治理水平较高的江苏省、黑龙江省,环境治理水平较低的山西省、陕西省。(2)替换模型中的控制变量重新进行检验:在经济发展方面,用农村投资规模(ED3)代替农林牧渔业发展(lnED2),农村投资规模=农村住户固定资产投资完成额/农林牧渔业总产值。在医疗养老方面,用乡村医生和卫生员人数取对数(lnME3)代替平均每千农村人口村卫生室人员(ME1)。检验结果见表8、表9。

表8 稳健性检验结果1

表9 稳健性检验结果2

由表8、表9可知,农村环境治理对居民减贫增收存在倒“U”形影响,与农业收入显著正相关,与非农业收入呈现先促进后抑制的显著关系。在控制变量方面,其检验结果与原始结论也保持一致。可见,基准回归结果具有可靠性。

3.4 分样本回归结果分析

考虑到我国资源禀赋、产业结构、政策导向、收入结构等均存在差异[26],也会使得农村环境治理对居民收入的影响在不同阶段、不同区域下呈现不同状态。因此,本研究对不同阶段、不同区域农村环境治理与居民减贫增收之间的关系进行检验,并进一步分析分样本下农村环境治理对居民不同来源收入的影响。

3.4.1 分阶段回归结果分析 回顾我国农村环境治理历程,1979年《中华人民共和国环境保护法(试行)》推出,国家开始系统开展农村农业环境保护以及农村生态环境治理工作;2008年第一次全国农村环境保护工作会议顺利召开标志着我国农村环境治理工作全面启动;2018年《农业农村污染治理攻坚战行动计划》和《农村人居环境整治三年行动方案》发布,又进一步推动了农村环境治理工作。基于这几个重要节点,本研究对农村环境治理与居民收入之间的关系进行分阶段检验。考虑到本研究采用滞后1期的环境治理水平。因此,本研究分别检验2004—2008年、2009—2018年、2019—2020年等3个阶段全国层面农村环境治理对居民增收的影响(表10)。

表10 分阶段全国层面农村环境治理影响居民不同来源收入的全回归结果

由表10可知,农村环境治理对居民减贫增收的影响在2004—2008年以及2019—2020年这2个阶段呈现倒“U”形;2009—2018年农村环境治理的二次项系数与居民减贫增收在1%水平上显著正相关。该结果在印证农村环境治理政策有效性的同时,也再次表明环境治理与居民减贫增收之间是一个彼此磨合、相互协调的过程。一味追求生态效益或一味追求经济效益都不利于农村地区的长期发展,唯有把握好彼此发展的“度”,才能在促使农村环境质量改善的同时,真正全面发挥绿水青山的经济价值。

农村环境治理对农业收入的影响在2004—2008年呈现倒“U”形关系,2009—2018年农村环境治理的二次项系数与农业收入在1%水平上显著正相关,2019—2020年两者无显著关系但影响系数为正。可见农村环境治理政策的持续推进极大改善了农林牧渔业的生产环境,并促使绿色高效的农业生产技术模式得以推广。尽管在该过程中部分农村居民会因为调整高施肥、低技术的生产方式而暂时减产减收,但从长期来看,农村环境治理使得粮食生产、畜牧养殖等提质增效,进而使得农村居民农业收入得到提高。

农村环境治理对非农业收入的促进作用在2004—2008年以及2019—2020年这2个阶段均显著,在2009—2018年无显著影响。表明环境污染治理工作的大力推进为农村地区带来了部分就业机会,使得农村居民可以直接投身于相关工作,进而提升家庭收入。但也要意识到,环境污染治理工作本身带来的就业机会相对有限,如何在未来妥善利用农村环境质量改善所带来的生态福利,为当地居民谋求更多的就业机会,赚取更多的非农业收入,是生态效益和经济效益协同发展的关键。

3.4.2 分地区回归结果分析 由表11可知,在东部地区,农村环境治理对减贫增收、非农业收入均存在倒“U”形影响,对农业收入起到积极促进作用。在中部地区,农村环境治理的一次项系数对居民收入均无显著影响,二次项系数与农业收入以及非农业收入分别在5%、10%水平上显著正相关。在西部地区,农村环境治理与减贫增收效应呈现倒“U”形关系,与农业收入显著正相关,与非农业收入无显著关系。此外,农业机械总动力、文化发展水平、受教育程度以及医疗水平对于各地区居民增收具有显著促进作用。

表11 分地区农村环境治理影响居民不同来源收入的全回归结果

可见农村环境治理对居民增收的影响存在区域性差异。从减贫增收效应来看,农村环境治理对居民总收入的影响在东西部地区起到先促进后抑制的倒“U”形趋势,在中部地区的影响并不显著。从收入结构来看,农村环境治理的一次项系数与东西部地区农业收入显著正相关,二次项系数与中部地区农业收入显著正相关。农村环境治理与非农业收入在东部地区呈现倒“U”形关系,其二次项系数与中部地区非农业收入显著正相关,与西部地区非农业收入无显著关系。导致该差异的原因可能是对于东部地区而言,较大的财政倾斜力度一方面使得地方政府能够对农村地区的环境治理予以更多关注,进而发挥增收效应;另一方面也使得农村产业多元化发展,环境治理与经济发展之间的矛盾导致环境治理对农村居民总收入以及非农业收入的促进作用难以长期保持。因此,东部地区的农村环境治理与居民总收入、非农业收入之间均呈现倒“U”形关系。而对于中部地区而言,农村环境治理强度相对不足,其对于居民增收的积极作用具有一定的滞后性,仍需要政府乃至社会各界人力、财力、物力的长期投入,才能确保“绿水青山就是金山银山”的实现。此外,相较于东中部地区,西部农村地区的生态、生产以及生活环境都更加恶劣,且居民的主要收入来源于农业生产。因此,一旦政府加强对西部地区农村环境的整治力度,便能极大改善生产环境,在短期内促使农作物、水产品以及畜牧家禽等产量提高、质量提升,使得依靠传统农业生产来获取基本生活来源的农村居民增加农业收入。但由于西部农村第二、三产业占比较小,发展较慢,且环境治理对于非农产业的影响有限。因此,农村环境治理对于西部居民非农业收入的影响并不明显。

3.5 影响机制分析

综上分析可知,农村环境治理可以通过提高健康人力资本进而起到增加居民收入的效果。因此,为了进一步探究“农村环境治理-健康人力资本提高-居民减贫增收”这条传导路径,本研究对农村环境治理促进居民增收过程中健康人力资本的中介效应进行检验。具体检验结果见表12。

表12 农村环境治理发挥增收作用中的健康人力资本中介效应检验结果

根据中介效应的检验步骤,当农村环境治理对居民减贫增收的总效应显著时,便具备探讨中介效应的可能。表12模型1的检验结果表明,农村环境治理对居民减贫增收的促进作用在1%水平上显著。因此,可以继续检验健康人力资本的中介效应。由于模型2中农村环境治理对健康人力资本的促进作用、模型3中健康人力资本对减贫增收效应的促进作用均显著,且模型3中农村环境治理对减贫增收的直接效应6.552小于模型1中的总效应7.486。因此,健康人力资本在农村环境治理促进居民减贫增收过程中的正向部分中介作用成立,中介效应约为1.203(0.232×5.187)。该结果可以印证假说2和假说3,即环境治理有助于居民健康人力资本的提高,且农村环境治理在直接促进居民增收的同时,还能通过健康人力资本间接对居民增收起到积极作用。

从收入结构来看,农村环境治理对居民农业收入和非农业收入的总效应均显著。因此,可以进一步探讨健康人力资本在农村环境治理促进不同来源收入增加过程中的中介效应。由于模型2中农村环境治理对健康人力资本的促进作用、模型3中健康人力资本对农业收入、非农业收入的促进作用均显著,且农村环境治理对农业收入的直接效应2.333小于模型1中的总效应3.033,对非农业收入的直接效应6.762小于模型1中的总效应7.697。因此,健康人力资本在农村环境治理促进居民农业收入、非农业收入增加过程中的正向部分中介作用成立,中介效应分别约为0.902(0.232×3.889)、1.205(0.232×5.196)。

4 结论与政策建议

本研究利用2004—2020年我国30个省份(西藏自治区、香港特别行政区、澳门特别行政区、中国台湾除外)农村地区的面板数据,对农村环境治理影响居民减贫增收的作用机制以及健康人力资本发挥中介效应的作用机制进行理论分析。在此基础上实证检验农村环境治理对居民增收的影响以及该影响的阶段性差异和区域性差异,探究健康人力资本在农村环境治理影响居民增收过程中的中介效应。结果表明,第一,农村环境治理与居民减贫增收、非农业收入之间呈现倒“U”形关系,与农业收入显著正相关。第二,农村环境治理对居民增收的影响存在阶段性和区域性差异。第三,农村环境治理有助于居民健康人力资本水平的提高,而健康人力资本在农村环境治理的减贫增收效应中发挥正向中介作用,且与农业收入相比,健康人力资本在农村环境治理促进居民非农业收入增加过程中起到的中介效应更大。

综上,得到以下政策建议:第一,落实农村环境治理政策,提高农村环境治理水平。本研究结果表明,农村环境治理在提高居民健康人力资本的同时,还有助于居民减贫增收,尽管该促进作用在中部地区存在一定的滞后性,但从长期来看,唯有加强农村环境治理,坚持绿色可持续发展道路,才能为经济的转型升级提供动力,为经济发展和环境优化的齐头并进奠定基础,进而推动乡村振兴战略的实现以及美丽中国的建设。第二,加强健康人力资本重视程度,拓宽农村居民增收渠道。一方面,健康人力资本的提高在短期内可以增加农村居民的劳动时间,提升劳动质量,促使收入增加;在长期内可以加速农村劳动力流动,提升居民教育人力资本,进而起到减贫增收的效果。另一方面,由于健康人力资本在农村环境治理的增收效应中起到中介作用。因此,健康人力资本的提高有助于进一步释放农村环境治理的减贫增收效应,进而促成经济效益和生态效益的双赢。第三,加大中西部地区政策倾斜力度,推动环境与经济良性循环。相较于东部地区,中西部农村地区环境治理对于居民收入提高的积极作用仍需进一步挖掘。因此,政府应该在充分考虑区域差异的基础上,加强对中西部地区的政策倾斜力度,促使各个区域农村环境治理的增收效应充分释放,以推动区域农村经济的高质量发展,形成环境与经济的良性循环。