...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．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［Ｊ］．江苏农业科学，２０２３，５１（１８）：２４２－２５３．
ｄｏｉ：１０．１５８８９／ｊ．ｉｓｓｎ．１００２－１３０２．２０２３．１８．０３５
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１，徐金海２
（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）
  摘要：重视农村环境治理、健康人力资本的减贫增收效应对于后扶贫时代巩固脱贫攻坚成果，推动新农村建设至关重要。为厘清农村环境治理、健康人力资本与居民减贫增收之间的关系，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、台湾省除外）农村地区的面板数据，采用固定效应模型实证检验农村环境治理对居民减贫增收及不同来源收入的影响，探究其影响的阶段性差异和区域性差异，并利用中介效应模型对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进行检验。结果表明，从全国层面看，农村环境治理对居民减贫增收存在倒“
Ｕ”形影响，在２００４—２００８年及２０１９—２０２０年这２个阶段均显著。从收入结构来看，农村环境治理对农业收入存在促进作用，在２００９—２０１８年这一阶段更明显；对非农业收入存在倒“Ｕ”形影响，在２００４—２００８年及２０１９—２０２０年这２个阶段均有所体现。从区域层面来看，农村环境治理对东、西部地区居民减贫增收起到倒“Ｕ”形影响，对中部地区的影响不显著。农村环境治理与东、中、西部地区农业收入均显著正相关；与非农业收入在东部地区呈倒“
Ｕ”形关系，中部地区呈正相关关系，西部地区无显著相关关系。综上，农村环境治理对居民减贫增收及不同来源收入的影响存在阶段性差异和区域性差异。此外，健康人力资本在农村环境治理促进居民增收过程中发挥正向部分中介效应，且与农业收入相比，在农村环境治理促进非农业收入增加过程中发挥的中介作用更大。因此，建议因地制宜落实相关政策，加强各地区农村环境治理，提高健康人力资本水平，拓宽农村居民增收渠道，推进农村环境治理和经济发展的良性循环。
  关键词：农村居民；环境治理；健康人力资本；减贫增收效应
  中图分类号：Ｆ３２３．８；Ｄ４２２．７  文献标志码：Ａ  文章编号：１００２－１３０２（２０２３）１８－０２４２－１２
收稿日期：２０２３－０４－１７
基金项目：教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目子课题（编号：
２０ＪＺＤ０３１）。作者简介：董　苏（１９９５—），女，江苏扬州人，硕士，助教，主要从事农业经济管理研究。Ｅ－ｍａｉｌ：８１１０７２０７６＠ｑｑ．ｃｏｍ。
通信作者：徐金海，博士，教授，博士生导师，主要从事农业经济管理研究。Ｅ－ｍａｉｌ：ｘｕｊｈ＠ｙｚｕ．ｅｄｕ．ｃｎ。
  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、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、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γ
１
＜总效应α
１
，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。
ｌｎＰＯＶＸ
ｉ，ｔ
＝α
０
＋α
１
ＥＧ
ｉ，ｔ
＋α
２
ＥＧ２
ｉ，ｔ
＋λＸ
ｉ，ｔ
＋ε
ｉ，ｔ
。
（１）  步骤２：检验农村环境治理对健康人力资本的影响。
ＨＥＡ
ｉ，ｔ
＝β
０
＋β
１
ＥＧ
ｉ，ｔ－１
＋λＸ
ｉ，ｔ
省级行政区
＋ε
ｉ，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。
ｌｎＰＯＶＸ
ｉ，ｔ
＝γ
０
＋γ
１
ＥＧ
ｉ，ｔ－１
＋γ
２
ＥＧ２
ｉ，ｔ－１
＋γ
３
ＨＥＡ
ｉ，ｔ
＋λＸｉ，ｔ＋εｉ，ｔ。（３）
式中：ｌｎＰＯＶＸ
ｉ，ｔ
包括减贫增收效应（ｌｎＰＯＶＡ）、农业
收入（ｌｎＰＯＶＢ）和非农业收入（ｌｎＰＯＶＣ）。ＥＧ
ｉ，ｔ
、
ＥＧ２
ｉ，ｔ
分别表示农村环境治理水平及其二次项，考虑
到环境治理对居民收入、健康人力资本的影响具有
滞后性，即当期的环境治理水平不会立刻对当期的贫困状况以及健康水平产生影响。因此，本研究采取滞后１期的环境治理水平及其二次项进行相应的实证检验。此外，为避免多重共线性，对农村环境治理的二次项进行去中心化处理。ＨＥＡｉ，ｔ表示健康人力资本水平；Ｘｉ，ｔ表示一系列控制变量；εｉ，ｔ表示随机扰动项；ｉ和ｔ分别表示省份和时间。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
一级指标二级指标  指标解释  　
指标方向
生态环境治理
水土流失治理水土流失治理面积＋除涝治理除涝面积＋自然保护区治理
自然保护区面积
＋生产环境治理
地均农膜使用量农膜使用量／耕地灌溉面积－地均农药使用量农药使用量／耕地灌溉面积－地均化肥施用量
化肥施用量／耕地灌溉面积－生活环境整治
人均沼气池产气总量沼气池产气总量／乡村人口数＋人均太阳能热水器太阳能热水器／乡村人口数＋厕所整治
卫生厕所普及率
＋
  注：＋表示正向指标；－表示逆向指标。
  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。
Ｘｉ
＝ｘｉ－ｘｍｉｎ
ｘｍａｘ－ｘｍｉｎ；（４）Ｘｉ＝ｘｍａｘ－ｘｉ
ｘｍａｘ－ｘｍｉｎ
。（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
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
年份农村环境质量综合指数得分的平均值全国东部地区中部地区西部地区２００４０．２０７０．１９１０．１９９０．２２８２００５０．２１５０．１９８０．２１７０．２３１２００６０．２３４０．２１３０．２４１０．２５１２００７０．２４５０．２２４０．２５５０．２５８２００８０．２５１０．２３１０．２６４０．２６１２００９０．２４１０．２３２０．２５４０．２４２２０１００．２４８０．２３３０．２６１０．２５４２０１１０．２５００．２３４０．２６１０．２５９２０１２０．２５７０．２４３０．２６７０．２６５２０１３０．２５６０．２４３０．２６５０．２６２２０１４０．２５４０．２４２０．２６４０．２５９２０１５０．２５６０．２４５０．２６４０．２６１２０１６０．２５５０．２４４０．２６４０．２５９２０１７０．２４６０．２３００．２４８０．２６１２０１８０．２４５０．２２８０．２４５０．２６２２０１９０．２５２０．２３３０．２５２０．２７２２０２０
０．２５０
０．２３９
０．２５１
０．２５９
  注：原始数据来源于《中国农村统计年鉴》。图２同。
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
变量类型变量名称符号变量定义
被解释变量
减贫增收效应ｌｎＰＯＶＡ农村居民人均可支配收入取对数农业收入ｌｎＰＯＶＢ农村居民经营净收入取对数非农业收入
ｌｎＰＯＶＣ农村居民工资性收入取对数解释变量农村环境治理ＥＧ农村环境质量综合指数得分中介变量健康人力资本ＨＥＡ农村居民老年抚养比
控制变量
农业机械总动力ＥＤ１农业机械总动力／耕地灌溉面积
农林牧渔业发展ｌｎＥＤ２以上年为１００，按可比价格计算的农林牧渔总产值取对数文化发展水平ＣＥ１乡镇文化站／乡村人口数
受教育程度ＣＥ２１－文盲人口占１５岁及以上人口的比重医疗水平ＭＥ１平均每１０００个农村人口中村卫生室人员数养老服务水平
ＭＥ２
养老服务机构数／乡村人口数
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Ｓ
ｔａｔａ１６．０。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

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