我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的時空分異與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應
——基于ESDA—GIS與門檻回歸模型

王良健，蔣婷

（湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410079）

我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的時空分異與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應
——基于ESDA—GIS與門檻回歸模型

王良健，蔣婷

（湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410079）

運用2004-2013年31個省級行政區(qū)農(nóng)村環(huán)境相關數(shù)據(jù)，構建農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評價體系，利用ESDA—GIS探究時空分異規(guī)律，再運用門檻回歸模型探討農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的門檻效應。結果表明，我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在明顯時空分異特征：時間上，近10年來我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合評價指數(shù)由2004年的51.01上升至2013年的52.89，可見我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量總體改善，且東部及南方部分經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)近年農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量改善效果顯著；空間上，我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量自東向西趨好，存在空間集聚性，北方農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量普遍優(yōu)于南方。此外，我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展存在門檻效應：農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的影響呈先負向相關后正向相關的雙重門檻關系；工業(yè)發(fā)展水平負向影響農(nóng)村經(jīng)濟，跨過門檻值后，負向影響減小；農(nóng)戶收入與農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量呈先負向相關，跨過門檻值后正向相關的單門檻關系。從農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、工業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)戶收入3個方面來看，發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟對改善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量具有顯著的效果。因此，應著力圍繞“生產(chǎn)環(huán)境綠色高效、生活環(huán)境整潔舒適、生態(tài)環(huán)境山清水秀”目標，全方位多角度重點改善我國東部及南方地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量，并大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟，從而全面改善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量。

農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量；時空分異；農(nóng)村經(jīng)濟；探索性空間分析；門檻回歸模型

在我國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的同時，環(huán)境問題形勢嚴峻，已引起中央和地方政府的高度重視，近年來國務院及相關部委出臺了一系列改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的文件。因此，深入研究我國農(nóng)村環(huán)境時空分異特征，探討農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量的非線性關系具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)學者運用不同方法研究我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的區(qū)域特征，如陳敏鵬等[1]利用清單分析方法發(fā)現(xiàn)長三角地區(qū)和東南沿海地區(qū)是我國農(nóng)業(yè)污染主要集中區(qū)域，梁流濤[2]、黃英和黃娟[3]分別利用突變級數(shù)模型和聚類分析，基于構建的農(nóng)村環(huán)境壓力指標體系測算我國農(nóng)村生態(tài)環(huán)境。劉彥隨[4]和武國勝[5]從地學角度出發(fā)，分別利用遙感、GIS方法及生態(tài)環(huán)境時空格局信息圖譜，分析生態(tài)環(huán)境空間結構形態(tài)及時空演變規(guī)律。黃英等[6]學者運用超效率EDA，測算我國農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理效率存在“效率高—經(jīng)濟強”、“效率低—經(jīng)濟強”、“效率高—經(jīng)濟弱”和“效率低—經(jīng)濟弱”4種區(qū)域類型。

國內(nèi)外諸多學者研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展的存在非線性關系。一方面，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展初期粗放式的經(jīng)營模式給環(huán)境帶來負面影響，Zilberman等[7]和Van Meijl等[8]認為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟直接導致農(nóng)村環(huán)境問題，國內(nèi)學者如杜江和羅珺[9]、李飛等[10]、梁流濤[11]從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展角度測算區(qū)域環(huán)境壓力，現(xiàn)行粗放式經(jīng)營的農(nóng)村工業(yè)化加劇環(huán)境污染；另一方面，村域經(jīng)濟整體實力的提升為保護環(huán)境提供資金支持[12]，因此經(jīng)濟高增長不一定導致高污染。此外，自Grossman和Krueger[13]于1991年首次定量驗證環(huán)境質(zhì)量與人均收入存在倒U型曲線關系后，Shafk和Bandyopadhyay[14]、Stern等[15]得出相同結論。基于環(huán)境庫茲涅茲曲線理論，Mohapatra等[16]認為經(jīng)濟發(fā)展通過技術及時間變化動態(tài)影響環(huán)境質(zhì)量，Wang等[17]認為可在保持低增長率的經(jīng)濟發(fā)展的同時保護環(huán)境，并且環(huán)境的保護及修復有助于經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

以上研究成果具有現(xiàn)實意義，但傳統(tǒng)農(nóng)村環(huán)境區(qū)域差異評價方法將區(qū)域視為獨立主體，忽視空間極化或擴散效應對農(nóng)村環(huán)境的影響，且鮮有學者針對我國農(nóng)村環(huán)境與經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實情況，定量研究二者的非線性關系。因此，本文采用ESDA（探索性空間數(shù)據(jù)分析），以空間關聯(lián)測度為核心，從空間自相關角度定量分析農(nóng)村環(huán)境的時空分異特征。為進一步探討農(nóng)村經(jīng)濟與環(huán)境質(zhì)量的門檻效應，首先將環(huán)境變量納入效用函數(shù)，從理論上推導兩者的關系，再進一步從農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)戶收入3個方面進行實證分析，以期為改善我國農(nóng)村環(huán)境提供理論依據(jù)。

1 研究方法

1.1 我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評價體系的構建及測評

農(nóng)村環(huán)境由生產(chǎn)環(huán)境、生態(tài)環(huán)境及生活環(huán)境構成[3]。生產(chǎn)環(huán)境主要從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)角度衡量，由有效灌溉率、農(nóng)藥、化肥施用量、塑料薄膜、地膜覆蓋率等指標表征；生態(tài)環(huán)境主要由自然保護區(qū)、林業(yè)重點生態(tài)工程等表征生態(tài)資源和除澇面積、水土流失治理面積等表征農(nóng)村抵御災害能力兩個角度衡量；生活環(huán)境主要從便民、衛(wèi)生、可再生能源利用三個角度衡量，分別由改水、改廁、污水處理、沼氣池、太陽能、太陽房、太陽灶來表征[18-19]。

本文從生產(chǎn)環(huán)境、生態(tài)環(huán)境和生活環(huán)境構建我國農(nóng)村環(huán)境評價指標體系（表1），運用層次分析法確定指標權重，權重確定依據(jù)為：農(nóng)村粗放式的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特別是農(nóng)藥、化肥、塑料薄膜等農(nóng)用品的濫用為農(nóng)村環(huán)境帶來巨大壓力，黃英和黃娟[3]通過主成分分析法得出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中僅農(nóng)藥使用量一項便可解釋農(nóng)村環(huán)境的30%，可見農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是影響農(nóng)村環(huán)境最大的因素；生態(tài)環(huán)境是是人類賴以生存的基礎，霍雨和王臘春[19]評價農(nóng)村環(huán)境時認為生態(tài)環(huán)境質(zhì)量僅次于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境；隨著人類生活質(zhì)量的不斷提高，生活環(huán)境已成為衡量農(nóng)村環(huán)境的重要組成部分，諸多學者將其納入評價體系，權重略小于生產(chǎn)環(huán)境和生態(tài)環(huán)境[19-20]。

利用層次分析法確定指標權重時，首先基于上述依據(jù)通過專家評判構建判斷矩陣，在層次單排序中利用和積法計算確定最大特征根λmax和特征向量Wi，最后進行判斷矩陣一致性檢驗。判斷矩陣、最大特征根λmax、判斷矩陣一致性指標（CI）、平均一致性指標（RI）、隨機一致性比率（CR）、特征向量（W）見表2至表5，總排序權重見表1。其中CI=(λmax-n)/(n-1)，CR=CI/RI，n代表判斷矩陣階數(shù)，當n＜3時，判斷矩陣具有完全的一致性，當CR＜0.1時，判斷矩陣具有滿意的一致性。

基于以上我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評價體系各因子權重，本文采用綜合測評法評價，為消除量綱的影響，先對因子層各指標進行極差標準化，正向指標計算方法為：

表1 我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評價指標體系Table 1 Evaluation index system of rural environmental quality in China

表2 農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量—指標層判斷矩陣Table 2 Judgment matrix of rural environmental quality-index layer

表3 生產(chǎn)環(huán)境—因子層判斷矩陣Table 3 Judgment matrix of production environment-factor layer

表4 生態(tài)環(huán)境—因子層判斷矩陣Table 4 Judgment matrix of ecological environment-factor layer

逆向指標計算方法為：

式中：Xi為標準化后數(shù)值，xi為原始數(shù)值，xmax和xmin分別為極大值和極小值。用標準化數(shù)值乘以權重后相加，即可得農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)（CEQ）計算方法為：式中：Xi為標準化后各因素數(shù)值；Wi為總排序權重；為方便計算乘以100。農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)越高表示農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量越好；綜合指數(shù)越低表示農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量越差。

表5 生活環(huán)境—因子層判斷矩陣Table 5 Judgment matrix of living environment-factor layer

1.2 探索性空間數(shù)據(jù)分析方法（E S D A）

為進一步探討我國省域農(nóng)村環(huán)境的空間極化效應或擴散效應，采用ESDA方法結合GIS軟件探索農(nóng)村環(huán)境的空間自相關性，探討其空間集聚特征。本文參考國內(nèi)外學者空間統(tǒng)計方法[21-22]，采用距離權重，用GeoDa軟件計算我國農(nóng)村環(huán)境全局Moran’s I指數(shù)和局域自相關LISA值。

全局空間自相關指數(shù)Moran’s I的取值范圍為-1到1，當Moran’s I＜0，代表空間負相關；當Moran’s I＞0，代表空間正相關；當Moran’s I=0，代表空間不相關；局域空間自相關用Moran散點圖衡量，Moran散點圖四個象限按其性質(zhì)分為“高—高”（第一象限）、“低—高”（第二象限）、“低—低”（第三象限）、“高—低”（第四象限），其中“高—高”和“低—低”表明存在空間正相關，“低—高”和“高—低”表明存在空間負相關。

1.3 門檻回歸模型的理論基礎及設定

1.3.1 理論模型 假設經(jīng)濟體系中只存在一個消費主體，為“經(jīng)濟人”，追求自身效用最大化。該主體效用受消費影響，消費越多，效用越大，同時把環(huán)境看作一種商品，納入效用函數(shù)。當該主體收入很低，僅能解決溫飽問題時，不會考慮購買環(huán)境，環(huán)境的效用很低；只有當收入高于某一特定水平，該消費主體才會考慮購買環(huán)境。本文考察的是第二種情況，即該消費主體滿足了基本日常需求后，開始考慮環(huán)境質(zhì)量，環(huán)境對該主體產(chǎn)生效用。因此該主體的效用（U）受消費（C）和環(huán)境（E）影響，則效用函數(shù)可寫為：U(C, E)=v(C)+h(E)，該效用函數(shù)是連續(xù)、二階可微的擬凹函數(shù)[23]。

消費的效用函數(shù)表述的是個體效用與消費的相互依存關系，消費與效用正相關，同時滿足邊際效用遞減規(guī)律。即期消費效用函數(shù)的基本形式為[24]：

式中：σ＞0，表示的是消費主體對消費的期望系數(shù)，與該消費主體的心理、愛好等因素有關，消費的期望系數(shù)越大，消費一個單位帶來的效用越小，越不容易得到滿足，最終影響該主體決定將多少收入用于消費。

Gradus和Smulders[25]、Stoky[26]和Bella[27]等學者從環(huán)境污染角度和環(huán)境質(zhì)量角度設定的效用函數(shù)形式略有差異，但均為指數(shù)形式。本文從環(huán)境質(zhì)量角度設定效用函數(shù)，環(huán)境質(zhì)量越高，該主體效用越大且環(huán)境的邊際效用遞減，這和環(huán)境經(jīng)濟學及福利經(jīng)濟學相關理論假設一致，本文設定環(huán)境質(zhì)量的效用函數(shù)為：

式中：B＞0，表示環(huán)境E對效用的貢獻程度；ω＞1且ω為偶數(shù)，代表生態(tài)環(huán)境的維持功能，ω越大，生態(tài)維持功能越好，環(huán)境的效用越大。

假定該主體經(jīng)濟收入為M，全部用于消費和環(huán)境，收入水平越高，消費越高同時對環(huán)境質(zhì)量的要求也越高，因此收入M與消費C和環(huán)境E均正向相關。假定每單位消費和每單位環(huán)境的成本分別為P1和P2，則存在約束條件：

要求U(C, E)極大值，可構造拉格朗日函數(shù)：

式（5）即為主體效用最大時的消費和環(huán)境的關系函數(shù)，此時消費和環(huán)境的收入彈性相等。其意義在于，該主體在收入M既定的條件下，在遵循效用最大化原則的基礎上，將有限的收入分配于消費和環(huán)境的最佳安排。再將約束條件式（4）代入式（5）得：

式（6）為滿足效用最大化時，環(huán)境和收入之間的關系，對M求導數(shù)得：

當M＜M*時，dE/dM＜0，此時經(jīng)濟對環(huán)境的影響為負效應，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展初期，粗放式地、以環(huán)境為代價的經(jīng)營模式會給農(nóng)村環(huán)境造成巨大壓力；當M＞M*時，dE/dM＞0，此時經(jīng)濟對環(huán)境的影響為正效應，當經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，農(nóng)戶注重環(huán)境質(zhì)量，傾向于采取對環(huán)境有利的行動或將一定收入用于治理農(nóng)村環(huán)境，此時環(huán)境質(zhì)量隨經(jīng)濟發(fā)展改善，因此經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境質(zhì)量的影響存在非線性關系。此外，降低經(jīng)濟發(fā)展水平臨界值M*，可使經(jīng)濟發(fā)展對環(huán)境的作用改善。當治理環(huán)境的單位成本P2越小，M*越小，因此可通過提高治理環(huán)境的技術，降低治理成本，從而降低M*；生態(tài)環(huán)境的維持功能ω越大，臨界值M*越小，因此提高環(huán)境的生態(tài)維持功能，可降低經(jīng)濟發(fā)展水平臨界值M*。

1.3.2 門檻回歸模型 傳統(tǒng)非線性關聯(lián)關系的研究方法多為分組檢驗或交叉項模型，前者分組過于主觀，后者要求指標單調(diào)遞增或單調(diào)遞減，門檻回歸模型克服以上缺點，通過數(shù)據(jù)特點內(nèi)生檢驗門檻值。本文參照王書華和楊有振[28]將核心變量作為門檻變量的做法，研究農(nóng)村經(jīng)濟對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的門檻回歸效應，Hansen[29]面板門檻模型表述為：

雙門檻模型和三門檻模型在（9）式單門檻模型的基礎上擴展，設定為：

式（9）、（10）、（11）中，CEQ為被解釋變量，即農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合值；Xit為門檻變量；Z為控制變量，即其他對CEQ有顯著影響的變量；γ為門檻值；I(·)為指示函數(shù)，滿足括號中的條件，則I=1否則I=0；εit為隨機擾動項；i表示省份；t表示年份。

對于門檻模型的估計與檢驗原理及具體步驟，可參照Hansen[29]的研究。

關于變量的選取與數(shù)據(jù)說明如下：

1）核心變量。農(nóng)業(yè)發(fā)展水平（PIP），本文第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（基期2004年為100）進行平減處理后得到第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值真實值（億元），再除以鄉(xiāng)村人口數(shù)（萬人），得到人均第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值（萬元/人），代表農(nóng)業(yè)發(fā)展水平；農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平（IND），將鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值進行上述平減處理后得到鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值真實值（萬元）除以鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)從業(yè)人員（人）得到人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值（萬元/人），代表農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平；農(nóng)戶收入（INC），農(nóng)村居民純收入用農(nóng)村居民消費價格指數(shù)（基期2004年為100）進行平減處理，得到真實農(nóng)村居民純收入（萬元/人），作為表征農(nóng)村經(jīng)濟的指標之一。

2）控制變量。人口密度（DEN），由鄉(xiāng)村人口數(shù)與農(nóng)村面積的商算得；勞動力受教育程度（EDU），本文對勞動力受教育程度量化分析，以農(nóng)村勞動力人均受教育年限（年）探究其對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的影響，農(nóng)村居民勞動力文化程度可分為不識字（識字不多）、小學、初中、高中、中專、大專及大專以上，其受教育年限分別為0年、6年、9年、12年、12年和16年，則人均受教育年限為各文化程度與教育年限乘積之和；鄉(xiāng)村就業(yè)率（OCC），由就業(yè)人員除以鄉(xiāng)村人口數(shù)求得。

為防止多重共線性，本文采用以下三個模型（以單門檻值為例）分別從農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、工業(yè)發(fā)展水平和農(nóng)戶收入三個方面探究農(nóng)村經(jīng)濟對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的非線性影響。模型一：

模型二：

模型三：

1.4 數(shù)據(jù)來源

我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量評價體系所用數(shù)據(jù)主要來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（2005-2014年）、部分《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》未統(tǒng)計的年份數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、建成區(qū)面積來源于《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，省級行政區(qū)面積來源于《中國民政統(tǒng)計年鑒》。

門檻回歸模型中因變量為計算的各省農(nóng)村環(huán)境綜合指數(shù)，自變量第一產(chǎn)業(yè)貢獻率來源于各省統(tǒng)計年鑒，鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值及鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)從業(yè)人員來源于《中國農(nóng)業(yè)年鑒》，其余數(shù)據(jù)均來源于《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。某一年份數(shù)據(jù)缺失用插值法所得數(shù)據(jù)代替。

考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文分析對象為除香港、澳門、臺灣外的31個省級行政區(qū)。

2 結果與分析

2.1 我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量時空分異特征

從全國層面來看，各年農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)平均值由2004年的51.01上升至2013年的52.89（表6），可見近10年來我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量總體改善。各年農(nóng)村環(huán)境綜合指數(shù)平均值均西部大于中部，中部大于東部，我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量自東向西趨好。近年來我國東部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)平均值由2004年的43.21穩(wěn)步增長至2013年的46.55，中部地區(qū)2010年以前呈增長態(tài)勢，2013年略微下降至53.76，西部地區(qū)綜合值均在59-60之間（表7），可見東部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量改善最顯著，中部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量改善后近幾年又惡化，西部地區(qū)改善不明顯。

表6 2004-2013年中國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)（CEQ）Table 6 Comprehensive index of environmental quality in rural areas of China in 2004-2013

表7 我國東、中、西部農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)的平均值Table 7 Comprehensive value of rural environmental quality in the east, middle and west of China

表8 全局空間自相關系數(shù)Table 8 Full spatial autocorrelation coeffcient

再進一步利用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法（ESDA）分析我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的極化及擴散效應，可知近10年Moran’s I均為正且均通過顯著性水平檢驗（表8），可見我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在空間正相關關系，即我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在空間依賴性，具有空間集聚的特征，農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量好的省份與質(zhì)量好的省份鄰接，質(zhì)量差的省份與質(zhì)量差的省份鄰接。2013年Moran’s I值最小，僅為0.069 9，說明我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量正相關特征減弱，即近年空間集聚性減弱。

觀察2004、2007、2010和2013年我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)Moran散點圖（圖1），4個象限均有省份落入，農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在4種地域類型（表9）。

“高—高”區(qū)，即本身及周邊地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)均較高，農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量均比較高，是我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量最優(yōu)的集聚區(qū)，空間分異程度低。除西藏外，其余省份主要分布在我國北方。

“低—高”區(qū)，自身農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)較低，周邊地區(qū)較高。這一類型省份個數(shù)最少，散落于我國內(nèi)陸及東部沿海地區(qū)。

“低—低”區(qū)，本身及周邊地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境綜合指數(shù)均較低，聚集在我國東部及南部，主要為經(jīng)濟較發(fā)達的省份。

“高—低”區(qū)，即自身農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)較高，周邊地區(qū)較低。這一類地域類型的分布于“低—低”區(qū)旁。可見我國農(nóng)村經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量優(yōu)于東部沿海經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū)。

圖1 我國農(nóng)村環(huán)境綜合指數(shù)Moran散點圖Fig. 1 Rural environment comprehensive index Moran scatter plot of China

表9 農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量4種地域類型的具體省份Table 9 Specifc provinces of the four regional types of rural environmental quality in China

考慮農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量空間自相關的相關程度，研究滿足近似正態(tài)分布Z檢驗P≤0.05的顯著性水平下的省份（表9）。可知我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量“高—高”區(qū)省份均位于我國北方，“低—低”區(qū)呈塊狀集聚于我國南部，可見我國北方農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量優(yōu)于南方。四大地域類型具體變動情況如下：“高—高”區(qū)2010年由內(nèi)蒙古于增加吉林和遼寧，2013年為內(nèi)蒙古和遼寧；“低—高”區(qū)省份未改變，只有新疆；“低—低”區(qū)省份個數(shù)減少，2010年江蘇、山東變得不顯著，2013年浙江由“低—低”變?yōu)椤案摺汀保梢娊杲?jīng)濟較發(fā)達地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量改善。

2.2 我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量與經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應

1）門檻效果檢驗。首先需確定門檻個數(shù)，依次對農(nóng)村經(jīng)濟為不存在門檻值、存在單一門檻值、存在兩個門檻值的假設下對模型進行估計，所得F值及采用Bootstrap方法得到的P值見表10。以人均第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值表征的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平存在兩個門檻值，為5 145元/人和9 446元/人；農(nóng)村工業(yè)產(chǎn)值存在兩個門檻值，為23.45萬元/人和50.81萬元/人；農(nóng)戶收入只存在一個門檻值，為11 606元/人。

為保證面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性防止偽回歸，對模型一、模型二、模型三分別采用相同根單位根檢驗（LLC， Levin-Lin-Chu）檢驗）和不同根單位根檢驗（Fisher-ADF檢驗）知變量一階單整，再通過協(xié)整檢驗可知變量間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

2）關聯(lián)效應分析。農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對我國農(nóng)村環(huán)境的影響呈非單調(diào)的雙重門檻關系。當人均第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值低于5 145元時，農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量具有顯著負向影響，彈性系數(shù)為-2.283 0（表11）。當農(nóng)業(yè)發(fā)展水平跨過這一門檻值，變?yōu)轱@著正向影響，其彈性系數(shù)為2.265 3，且通過1%顯著性水平檢驗。當農(nóng)業(yè)發(fā)展水平高于9 446元/人時，負向影響不顯著。對各省份2013年數(shù)據(jù)進行比較，山西、貴州和西藏尚未跨越第一個門檻值，北京、天津、上海、安徽、江西、河南、湖南、廣東、四川、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏已然跨過第一個門檻值，尚未跨過第二個門檻值，河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、福建、山東、湖北、廣西、海南、重慶和新疆已經(jīng)跨過第二個門檻值。

表10 門檻效果檢驗Table 10 Threshold effect test

表11 模型估計結果Table 11 Estimation results

農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平呈現(xiàn)負向雙重門檻特征，當人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值低于23.48萬元時，對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的顯著負向彈性系數(shù)為-0.201 6，當工業(yè)產(chǎn)值跨過這一門檻，負向影響減小，彈性系數(shù)僅為-0.084 6。當人均鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)產(chǎn)值高于50.81萬元時，負向影響進一步減小，可見隨著工業(yè)水平的發(fā)展，其對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的負面影響減小。安徽、福建、廣西、海南、甘肅、青海尚未達到農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平的第一個門檻值。山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、江西、河南、湖南、廣東、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、寧夏和新疆已經(jīng)跨過第一個門檻值，但尚未跨過第二個門檻值。北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、湖北農(nóng)村工業(yè)發(fā)展水平較高，已成功跨越第二個門檻值。

農(nóng)戶收入與區(qū)域環(huán)境質(zhì)量呈非線性的單一門檻關系。當農(nóng)村居民人均收入低于11 606元，對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生負向影響，但這一影響并不顯著，當跨越這一門檻值，產(chǎn)生顯著正向影響。除北京、天津、江蘇、浙江、上海和廣東6個省份跨過門檻值外，其余省份均未跨過農(nóng)戶收入的門檻值。

模型一、模型二、模型三中人口密度對環(huán)境質(zhì)量的影響均不顯著。人口壓力誘發(fā)并加劇農(nóng)村環(huán)境問題，農(nóng)村人口對環(huán)境影響存在乘數(shù)效應，人口數(shù)量的多少與其對自然干擾程度呈正比，我國農(nóng)村過量人口超過了生態(tài)承載力，是我國目前農(nóng)村環(huán)境惡劣的重要因素。唐麗霞和左停[30]、黃季焜和劉瑩[31]基于問卷調(diào)查實證分析驗證了人口密度對環(huán)境造成顯著負面影響。

受教育程度對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在顯著正向影響，農(nóng)村勞動力受教育年限越長，其保護環(huán)境意識越高，因此環(huán)境質(zhì)量越優(yōu)。農(nóng)戶受教育程度還通過影響環(huán)境知識掌握程度、環(huán)境態(tài)度積極程度以及環(huán)境行為自覺程度影響環(huán)境質(zhì)量[32]。

農(nóng)村居民就業(yè)率與農(nóng)村環(huán)境正向相關，就業(yè)率越高，農(nóng)村環(huán)境越好。因此促進農(nóng)村居民就業(yè)率對改善農(nóng)村環(huán)境具有積極意義。

3 結論與政策啟示

3.1 結論

研究表明，近10年來我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量存在明顯的時空分異特征，從時間的演進來看，農(nóng)村環(huán)境總體改善，近年我國東部及南方部分經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量明顯改善；從空間上來看，我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量自東向西趨好，存在空間集聚性，北方環(huán)境質(zhì)量優(yōu)于南方。

我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展存在門檻效應：農(nóng)業(yè)發(fā)展水平對我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的影響呈非單調(diào)的雙門檻關系，當其低于第一個門檻值，對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量產(chǎn)生負向影響，當農(nóng)業(yè)發(fā)展水平跨過這一門檻，變?yōu)轱@著正向影響，當跨越第二個門檻值，影響不顯著；工業(yè)發(fā)展水平負向影響農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量，跨過第一個門檻值后，負向影響減小，跨過第二個門檻值，負向影響再次減小；農(nóng)戶收入與農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量先負向相關，跨過門檻值之后正向相關。

3.2 政策啟示

從我國農(nóng)村環(huán)境的時空分異特征來看，東部及南方部分省（市）農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量較差，因此應著力圍繞“生產(chǎn)環(huán)境綠色高效、生活環(huán)境整潔舒適、生態(tài)環(huán)境山清水秀”目標，全方位多角度改善我國東部及南方農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量。地方政府應出臺鼓勵發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)的辦法，并進一步完善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量動態(tài)監(jiān)測體系，在目前試點監(jiān)測的基礎上，逐步增設和優(yōu)化監(jiān)測點位，并定期發(fā)布相關監(jiān)測結果等。對廣大中西部農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量較優(yōu)的省份，需進一步鞏固農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量優(yōu)勢，加大對農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量較優(yōu)地區(qū)的生態(tài)補償力度，特別是加大對高標準基本農(nóng)田建設和補充耕地重點農(nóng)村的資金傾斜，完善基本農(nóng)田保護和生態(tài)保護的補償制度。

發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟是改善農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的長遠之計。首先，鼓勵發(fā)展家庭農(nóng)場、專業(yè)合作社、互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式，著力提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出效益；其次，避免“村村點火，戶戶冒煙”等粗放式農(nóng)村工業(yè)經(jīng)營方式，積極引導工業(yè)企業(yè)入園，園區(qū)要統(tǒng)一規(guī)劃和建設排污設施；再次，應發(fā)揮農(nóng)村集體經(jīng)濟組織的作用，將當?shù)氐馁Y源優(yōu)勢轉化為資產(chǎn)和資本優(yōu)勢，培育地方特色產(chǎn)業(yè)，千方百計增加農(nóng)民收入。

[1] 陳敏鵬, 陳吉寧, 賴斯蕓. 中國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村污染的清單分析與空間特征識別[J]. 中國環(huán)境科學, 2006, 26(6): 751-755.

Chen M P, Chen J N, Lai S Y. Inventory analysis and spatial distribution of Chinese agricultural and rural pollution[J]. China Environmental Science, 2006, 26(6): 751-755.

[2] 梁流濤. 基于突變級數(shù)模型的農(nóng)村生態(tài)環(huán)境壓力評價[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境, 2013, 27(7): 46-51.

Liang L T. Evaluation of rural eco-environmental stress based on Catastrophe progression method[J]. Journal of Arid Land Resources and Environment, 2013, 27(7): 46-51.

[3] 黃英, 黃娟. 農(nóng)村生態(tài)環(huán)境承壓能力區(qū)域差異與影響因素研究[J]. 廣東農(nóng)業(yè)科學, 2014(2): 157-161.

Huang Y, Huang J. Research on regional difference and infuence factors on pressure-bearing capacity of rural ecological environment[J]. Guangdong Agricultural Sciences, 2014(2): 157-161.

[4] 劉彥隨. 山地農(nóng)業(yè)資源的時空性與持續(xù)利用研究——以陜西秦巴山地為例[J]. 長江流域資源與環(huán)境, 1999, 8(4): 411-417.

Liu Y S. Studies on the space-time orderliness and sustainable use of agricultural resources in mountainous area[J]. Resources and Environment in the Yangtze Basin, 1999, 8(4): 411-417.

[5] 武國勝. 福建省生態(tài)環(huán)境時空格局信息圖譜研究[D]. 福州: 福建師范大學, 2006.

Wu G S. Study on the spatial-temporal patterns of ecoenvironment geo-information Tupu in Fujian Province[D]. Fuzhou: Fujian Normal University, 2006.

[6] 黃英, 周智, 黃娟. 基于DEA的區(qū)域農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理效率比較分析[J]. 干旱區(qū)資源與環(huán)境, 2015, 29(3): 75-80.

Huang Y, Zhou Z, Huang J. The management effciency of rural ecological environment in different regions[J]. Journal of Arid Land Resources and Environment, 2015, 29(3): 75-80.

[7] Zilberman D, Templeton S R, Khanna M. Agriculture and the environment: An economic perspective with implications for nutrition[J]. Food Policy, 1999, 24: 211-299.

[8] Van Meijl H, Van Rheenen T, Tabeau A, et al. The impact of different policy environments on agriculture land use in Europe[J], Agriculture, Ecosystems and Environment, 2006, 114: 21-38.

[9] 杜江, 羅珺. 我國農(nóng)業(yè)環(huán)境污染的現(xiàn)狀和成因及治理對策[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究, 2013, 34(1): 90-94.

Du J, Luo J. Status and reasons of China’s agricultural environmental pollution and its countermeasures[J]. Research of Agricultural Modernization, 2013, 34(1): 90-94.

[10] 李飛, 董鎖成, 李宇, 等. 中國東部沿海地區(qū)農(nóng)業(yè)污染風險地域分異研究[J]. 資源科學, 2014, 36(4): 801-808.

Li F, Dong S C, Li Y, et al. Geographical differentiation of agriculture-related pollution risk in eastern coastal China[J]. Resources Science, 2014, 36(4): 801-808.

[11] 梁流濤. 農(nóng)業(yè)發(fā)展與環(huán)境協(xié)調(diào)性評價及其影響因素分析[J]. 中國環(huán)境科學, 2012, 32(9): 1702-1708.

Liang L T. Coordination of agricultural growth with environment[J]. China Environmental Science, 2012, 32(9): 1702-1708.

[12] 喬家君, 趙德華, 李小建. 工業(yè)發(fā)展對村域經(jīng)濟影響的時空演化——基于鞏義市回郭鎮(zhèn)21個村的調(diào)查分析[J]. 經(jīng)濟地理, 2008, 28(4): 617-622.

Qiao J J, Zhao D H, Li X J. Spatial-temporal change of infuence on village’s economy of rural industry development—Based on the investigation of 21 villages of Huiguo Town, Gongyi City, Henan Province[J]. Economic Geography, 2008, 28(4): 617-622.

[13] Grossman G M, Krueger A B. Environmental impacts of a North American free trade agreement[R]. NBER Working paper, 1991, No. 3914.

[14] Shafk N, Bandyopadhyay S. Economic Growth and Environmental Quality: Time Series and Cross-country Evidence[M]. World Bank Publication, 1992.

[15] Stern D I, Common M S, Barbier E B. The environmental Kuznets curve and sustainable development[J]. World Development, 1996, 24(7): 1151-1160.

[16] Mohapatra S, Adamowicz V, Boxall P. Dynamic technique and scale effects of economic growth on the environment[J]. Energy Economics, 2016, 57: 256-264.

[17] Wang L J, Zhou D Q, Wang Y Y, et al. An empirical study of the environmental Kuznets curve for environmental quality in Gansu Province[J]. Ecological Indicators, 2015, 56: 96-105.

[18] 田亞平, 李虹, 李超文. 新農(nóng)村建設的村級評價指標體系——以湖南省衡南縣工聯(lián)村為例[J]. 經(jīng)濟地理, 2007, 27(3): 366-369.

Tian Y P, Li H, Li C W. Study of the new rural construction assessment based on village level index system—Taken Gonglian village of Hengnan County as an example[J]. Economic Geography, 2007, 27(3): 366-369.

[19] 霍雨, 王臘春. 江蘇省新農(nóng)村建設評價指標體系初探——以大豐市南陽鎮(zhèn)為例[J]. 四川環(huán)境, 2007, 26(2): 79-83.

Huo Y, Wang L C. Discussion on assessment index system for new rural construction in Jiangsu Province—A case study of Nanyang[J]. Sichuan Environment, 2007, 26(2): 79-83.

[20] 徐學榮, 林雪嬌. 社會主義新農(nóng)村評價指標體系和評價方法研究[J]. 福建農(nóng)林大學學報(哲學社會科學版), 2007, 10(5): 1-4．

Xu X R, Lin X J. Study on the comprehensive evaluation index system and methods of building a new socialist countryside[J]. Journal of Fujian Agriculture and Forestry university (Philosophy and Social Sciences), 2007, 10(5): 1-4．

[21] 沈體雁, 馮等田, 孫鐵山. 空間計量經(jīng)濟學[M]. 北京: 北京大學出版社, 2010.

Shen T Y, Feng D T, Sun T S. Spatial Econometrics[M]. Beijing: Peking University Press, 2010.

[22] Anselin L. Local indicators of spatial association-LISA[J]. Geographical Analysis, 1995, 27(2): 93-115.

[23] Geoffrey A J, Philip J R, Reny J. Advanced Microeconomic Theory[M]. Bosto: Addison Wesley, 2001.

[24] Barro R J. Government spending in a simple model of endogenous growth[R], NBER working paper, 1988, No. 2588.

[25] Gradus R, Smulders S. The trade-off between environmental care and long-term growth pollution in three prototype growth models[J]. Journal of Economics, 1993, 58(1): 25-51.

[26] Stokey N L. Are there limits to growth[J]. International Economic Review, 1998, 39(1): 1-31.

[27] Bella G. Does pollution affect economic growth[J]. Political Economy of the Environment, 2003, 6: 1-31.

[28] 王書華, 楊有振. 信貸約束與我國農(nóng)戶收入差距的面板門限回歸——基于微觀面板數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 山西財經(jīng)大學學報, 2012, 34(9): 36-44.

Wang S H, Yang Y Z. Panel threshold regression on credit constrains and China’s household income gap—Analysis based on the micro-panel data[J]. Journal of Shanxi Finance and Economics University, 2012, 34(9): 36-44.

[29] Hansen B E. Threshold effects in non-dynamics panels: Estimation, testing and inference[J]. Journal of Econometrics, 1999, 93(2): 345-368.

[30] 唐麗霞, 左停. 中國農(nóng)村污染狀況調(diào)查與分析——來自全國141個村的數(shù)據(jù)[J]. 中國農(nóng)村觀察, 2008(1): 31-38.

Tang L X, Zuo T. Investigation and analysis of environmental pollution in rural China—Base on the data form 141 villages across the country[J]. China Rural Survey, 2008(1): 31-38.

[31] 黃季焜, 劉瑩. 農(nóng)村環(huán)境污染情況及影響因素分析——來自全國百村的實證分析[J]. 管理學報, 2010(11): 1725-1729.

Huang J K, Liu Y. Environmental pollution in rural China and its driving forces—Based on the empirical analysis from hundred of counties[J]. Chinese Journal of Management, 2010(11): 1725-1729.

[32] 宋言奇. 發(fā)達地區(qū)農(nóng)民環(huán)境意識調(diào)查分析——以蘇州市 714個樣本為例[J]. 中國農(nóng)村經(jīng)濟, 2010(1): 53-62.

Song Y Q. Study of farmer’s environmental awareness in developed area—Based on the study of Suzhou of 714 samples[J]. Chinese Rural Economy, 2010(1): 53-62.

（責任編輯：童成立）

Temporal and spatial differences of rural environmental quality in China and its relationship with the development of rural economy: Based on ESDA-GIS and threshold regression models

WANG Liang-jian, JIANG Ting
（College of Economics and Trade, Hunan University, Changsha, Hunan 410079, China）

Based on rural environmental data of 31 provincial administrative regions in China, this paper constructed a rural environmental quality evaluation system by the ESDA-GIS model to assess the temporal and spatial differences of rural environmental quality in China and analyzed its relationship with the development of rural economy by the threshold regression model. Results show that: from the temporal perspective, the comprehensive index of China’s rural environmental quality increased from 51.01 in 2004 to 52.89 in 2013, showing some improvement, especially the developed regions in southern and eastern regions. From the spatial perspective, China’s rural environmental quality has spatial agglomeration. The rural environmental quality in north China is better than that in south China and the rural environmental quality is getting better from east to west. Furthermore, the environment quality in rural China has the relationship with the development of rural economy. The analysis of the dual influences of agricultural development on rural environmental quality indicated that agricultural development has some positive influences on rural environmental quality during first stage and then changed to negative influences in next stage. The level of industrial development is negatively correlated to the rural economy, but the negative effect is reduced after crossing the threshold value. Farmers’ income also has negative impacts on the rural environmental quality before the threshold value but it has significant positive influences on rural environmental quality after crossing the threshold value. Furtherly, industrial development and farmers’ income, and the development of the rural economy have significant effects on improving the rural environmental quality. Therefore, to improve the rural environmental quality completely and realize the goals ofefficient and green production environment, clean and comfortable living environment, and beautiful and sustainable ecological environment, additional resources and great efforts should be directed to the development of rural economy and the improvement of the rural environmental quality in southern and eastern regions.

rural environmental quality; temporal and spatial differences; rural economy; exploratory spatial analysis; threshold regression model

WANG Liang-jian, E-mail: wangliangjian@hnu.edu.cn.

F323.22

A

1000-0275（2017）01-0128-10

10.13872/j.1000-0275.2016.0116

王良健, 蔣婷. 我國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的時空分異與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的門檻效應——基于ESDA—GIS與門檻回歸模型[J]. 農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究, 2017, 38(1): 128-137.

Wang L J, Jiang T. Temporal and spatial differences of rural environmental quality in China and its relationship with the development of rural economy: Based on ESDA-GIS and threshold regression models[J]. Research of Agricultural Modernization, 2017, 38(1): 128-137.

國家社會科學基金項目（12BGL102）。

王良健（1964-），男，博士，教授，博士生導師，主要從事區(qū)域經(jīng)濟與土地經(jīng)濟研究，E-mail: wangliangjian@hnu.edu.cn。

2016-06-21，接受日期：2016-10-10

Foundation item: National Social Science Foundation of China (12BGL102).

Received 21 June, 2016;Accepted 10 October, 2016