邵 帥，李寶禮

一、引 言

改革開放以來，中國農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展在取得突出成就的同時，也付出了生態(tài)環(huán)境日益惡化的代價。據(jù)中國村級環(huán)境污染情況的調(diào)查研究顯示，農(nóng)村地區(qū)的環(huán)境污染呈現(xiàn)出不斷惡化的趨勢，2001—2010年間出現(xiàn)環(huán)境惡化的農(nóng)村地區(qū)占比達(dá)44%[1]。中國的農(nóng)村環(huán)境污染已經(jīng)成為影響農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展和廣大農(nóng)村居民健康的首要問題，同時也成為了制約中國生態(tài)文明建設(shè)的關(guān)鍵瓶頸。

目前，學(xué)界對中國農(nóng)村環(huán)境污染問題的研究主要聚焦于以下三個方面：一是從農(nóng)村公共物品供給和環(huán)境規(guī)制經(jīng)濟(jì)學(xué)角度出發(fā)進(jìn)行分析[2][3]；二是從新農(nóng)村建設(shè)的角度出發(fā)進(jìn)行討論[4]；三是圍繞鄉(xiāng)村空間規(guī)劃和區(qū)域生態(tài)布局開展探討[5]。然而，上述研究均忽視了改革開放以來，中國大規(guī)模的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移這一特征性事實(shí)對農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的沖擊，進(jìn)而對農(nóng)村環(huán)境污染產(chǎn)生的重要影響。此外，很多現(xiàn)有研究將農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)村勞動力流動視為等同的概念，但事實(shí)上，農(nóng)村勞動力流動與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的含義并不相同。前者強(qiáng)調(diào)了農(nóng)村勞動力的空間位置變動，主要反映于就業(yè)由戶籍地向非戶籍地的轉(zhuǎn)移，而后者除表明農(nóng)村勞動力流動的狀態(tài)，更強(qiáng)調(diào)了農(nóng)村勞動力就業(yè)形式的改變[6]。本文專門考察農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村環(huán)境污染的影響，基于對農(nóng)村環(huán)境污染特征性事實(shí)的觀察，可將農(nóng)村污染物的來源區(qū)分為農(nóng)村工業(yè)污染、農(nóng)村生活污染和農(nóng)業(yè)面源污染三類[1]。這三方面污染來源均與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移存在著密切的聯(lián)系。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是我國農(nóng)村居民提高收入的一種重要生計(jì)策略[7]，同時，勞動力轉(zhuǎn)移還是一種可行的能力，勞動力轉(zhuǎn)移及其帶來的匯款能夠改變農(nóng)村家庭所擁有的生計(jì)資本，突破農(nóng)戶面臨的資本約束，實(shí)現(xiàn)生計(jì)策略的多樣性[8]。因此，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移及其引致的農(nóng)戶生計(jì)策略的改變，在客觀上重構(gòu)了農(nóng)村居民的生產(chǎn)和生活方式與農(nóng)村環(huán)境之間的聯(lián)系。

首先，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)引領(lǐng)的農(nóng)村工業(yè)化運(yùn)動吸納了大量的農(nóng)業(yè)剩余勞動力，而農(nóng)村勞動力的數(shù)量和“質(zhì)量”稟賦決定了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)大多從事高污染、高排放的勞動密集型低端制造業(yè)[9]。Wang等指出，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的污染排放是中國農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量惡化的主要根源[10]。本文認(rèn)為，勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村工業(yè)污染的影響方向取決于農(nóng)村剩余勞動力是省內(nèi)就地轉(zhuǎn)移還是跨區(qū)轉(zhuǎn)移。一方面，農(nóng)村剩余勞動力的就地轉(zhuǎn)移必然會造成其居住地農(nóng)村工業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的增加，進(jìn)而導(dǎo)致當(dāng)?shù)氐霓r(nóng)村工業(yè)污染排放增加；另一方面，如果農(nóng)村剩余勞動力流向城市部門或跨區(qū)域向原住地以外的農(nóng)村工業(yè)部門轉(zhuǎn)移，那么就會引致原住地農(nóng)村勞動力資源的流失，不利于原住地農(nóng)村工業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，進(jìn)而降低原住地的農(nóng)村工業(yè)污染，相應(yīng)地，農(nóng)村勞動力的跨區(qū)域流動會導(dǎo)致遷入地的農(nóng)村工業(yè)污染排放增加。

其次，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移減少了農(nóng)村青壯年勞動力的數(shù)量，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式由勞動密集型轉(zhuǎn)向更加依賴資本要素投入的資本密集型生產(chǎn)方式[8]，導(dǎo)致出現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中農(nóng)藥和化肥施用量的增加和施用效率低下并存的現(xiàn)象[11]。饒靜等指出，隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的機(jī)械化水平和化學(xué)農(nóng)藥使用量的提高，中國農(nóng)業(yè)面源污染日益嚴(yán)重[12]。同時，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移導(dǎo)致的農(nóng)業(yè)勞動力短缺也造成了農(nóng)村耕地的大量拋荒和閑置。這一現(xiàn)象在中西部勞動力輸出大省尤為明顯，引起了政府和學(xué)界的關(guān)注[13]?？陀^而言，盡管耕地拋荒造成了土地資源的浪費(fèi)，但對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的恢復(fù)和改善卻具有積極作用[14]。

最后，盡管農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移能夠顯著提高農(nóng)村居民的非農(nóng)收入，但是戶籍制度的存在阻礙了農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力融入遷入地，限制了農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力在遷入地的消費(fèi)，導(dǎo)致農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力將在遷入地獲得的非農(nóng)收入以匯款形式回流到其原住地[15]，從而提高了其原住地家屬的生活消費(fèi)水平，使得農(nóng)村居民的消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)方式逐漸與城市居民趨同。在農(nóng)村環(huán)境治理設(shè)施不完善的現(xiàn)實(shí)背景下，農(nóng)村居民的生活用能和食品等生活消費(fèi)的污染排放就會增加，導(dǎo)致農(nóng)村生活垃圾等污染排放成為了農(nóng)村環(huán)境污染的重要來源[1]。此外，大規(guī)模的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移同樣也減少了農(nóng)村常住人口的規(guī)模，降低了農(nóng)村居民生產(chǎn)和生活行為的密度及其對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的破壞，從而有助于農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的改善和恢復(fù)。

綜上，勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶生計(jì)資本的改善并導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動力短缺，可能引致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)傾向于過度使用農(nóng)藥、化肥等其他污染型要素投入；資本約束的突破和社會網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)大可能推動農(nóng)村工業(yè)化水平的提高；收入水平的提升也可能提高農(nóng)村居民的能源消費(fèi)和生活用品消費(fèi)能力。同時，勞動力轉(zhuǎn)移引致的農(nóng)戶生計(jì)資本變化可能有助于農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量的改善，如減少對自然資源的索取，退耕還林、還草等。顯然，勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶的生計(jì)資本重構(gòu)使得農(nóng)戶生計(jì)策略的選擇趨于多元化，而勞動力轉(zhuǎn)移帶來的不同生計(jì)策略選擇形成了農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的新污染源或改善源。因此，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村環(huán)境污染的影響方向取決于農(nóng)戶生計(jì)策略選擇的綜合效果，存在著較大的不確定性。然而，既有研究并未對勞動力轉(zhuǎn)移引致的農(nóng)戶生計(jì)策略多元化的環(huán)境效應(yīng)予以關(guān)注，非常有必要從學(xué)理層面對此問題開展專門探討。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下四個方面：(1)本文根據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中報告的工業(yè)污染排放數(shù)據(jù)，估算出農(nóng)村工業(yè)污染排放數(shù)據(jù)，并以農(nóng)業(yè)化肥和農(nóng)藥施用強(qiáng)度反映農(nóng)村農(nóng)業(yè)污染程度，構(gòu)建了較為全面的農(nóng)村環(huán)境污染面板數(shù)據(jù)庫①隨著中國農(nóng)村生活水平的提高，生活垃圾排放已逐漸成為農(nóng)村生活污染的重要來源，但由于農(nóng)村生活污染統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺失，本文并未將其納入考察范圍。這也是本研究未來需要拓展的方向之一。；(2)考慮到農(nóng)村環(huán)境污染可能存在的空間溢出效應(yīng)，本文在同時采用地理距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣的條件下，利用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法首次對我國農(nóng)村環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)；(3)本文基于STIRPAT模型和環(huán)境庫茲涅茨曲線 (EKC)假說構(gòu)建了空間面板模型，對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行了科學(xué)、嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕?jīng)驗(yàn)考察，并利用廣義空間面板二階段最小二乘法 (GS2SLS)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)；(4)本文進(jìn)一步基于中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)村環(huán)境污染的作用機(jī)制，識別了其主要傳導(dǎo)途徑。

本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分對農(nóng)村環(huán)境污染數(shù)據(jù)進(jìn)行了估算并對其空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)；第三部分對采用的計(jì)量模型及變量指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行了說明；第四部分對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了討論并開展了穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分進(jìn)一步識別了勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)村環(huán)境污染的傳導(dǎo)機(jī)制；最后是總結(jié)性評論。

二、農(nóng)村環(huán)境污染估算及空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

(一)農(nóng)村環(huán)境污染的估算

目前官方公布的中國環(huán)境污染排放統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)大多為總量數(shù)據(jù)，并未對城市和農(nóng)村的環(huán)境污染排放予以區(qū)分，而現(xiàn)有文獻(xiàn)對農(nóng)村環(huán)境污染問題開展實(shí)證研究時所使用的數(shù)據(jù)主要來自于抽樣調(diào)查的截面數(shù)據(jù)。因此，大部分相關(guān)研究采用的數(shù)據(jù)樣本的空間廣度和時間跨度均不理想，使得研究結(jié)論缺乏空間層面的代表性和時間維度的動態(tài)性。鑒于此，我們以2000—2016年 《中國環(huán)境年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》中我國大陸30個省份的工業(yè)化學(xué)需氧量 (COD)排放總量構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，估算出該樣本期間內(nèi)的各省份農(nóng)村工業(yè)COD排放量，并以農(nóng)業(yè)化肥和農(nóng)藥施用強(qiáng)度作為農(nóng)業(yè)污染程度的代理指標(biāo)，構(gòu)建了農(nóng)村環(huán)境污染的省級面板數(shù)據(jù)庫。

根據(jù) 《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》的界定，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)是指農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織或農(nóng)民投資為主，在鄉(xiāng)鎮(zhèn)(包括所轄村)舉辦的承擔(dān)支援農(nóng)業(yè)義務(wù)的各類企業(yè)。根據(jù)這一事實(shí)，可以假定農(nóng)村工業(yè)污染排放主要來自于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)。基于 《中國環(huán)境年鑒》和 《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》中公布的工業(yè)污染排放數(shù)據(jù)，利用如下公式對農(nóng)村工業(yè)污染排放數(shù)據(jù)進(jìn)行估算：

其中，i表示省份截面單位；t表示年份；Ncod為農(nóng)村人均工業(yè)COD排放估算值；gyz和Ngyz分別為各省工業(yè)企業(yè)增加值和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)工業(yè)增加值；COD為全部工業(yè)COD排放統(tǒng)計(jì)值；Γ表示Ncod的估算參數(shù)；POP為農(nóng)村總?cè)丝?。需要說明的是，考慮到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)大多具有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低端的特征，且大多處于環(huán)境監(jiān)管較為薄弱的地區(qū)，所以鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的污染排放強(qiáng)度通常會高于工業(yè)企業(yè)整體污染排放強(qiáng)度，因此，我們將Γ的取值設(shè)定為不同省份制定并實(shí)施的工業(yè)COD排放標(biāo)準(zhǔn)最高值與平均值之比，對于沒有制定相應(yīng)地方排放標(biāo)準(zhǔn)的省份則按照國家相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行計(jì)算。

在上述變量數(shù)據(jù)中，工業(yè)污染排放數(shù)據(jù)來源于 《中國環(huán)境年鑒》和 《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》，各省份工業(yè)企業(yè)增加值來源于 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)工業(yè)增加值則來源于 《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》和 《中國農(nóng)業(yè)年鑒》。

同時，我們以各省份農(nóng)藥、化肥施用強(qiáng)度來反映農(nóng)業(yè)面源污染程度，以Npes表示每千公頃農(nóng)作物播種面積的農(nóng)藥和化肥施用總強(qiáng)度，其計(jì)算公式如下：

其中，ZNpesti和ZNfert分別表示農(nóng)藥和化肥施用總量 (單位：噸)，Npland為農(nóng)作物播種面積 (單位：千公頃)。(2)式中的數(shù)據(jù)均來源于 《中國農(nóng)業(yè)年鑒》和 《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)農(nóng)村環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

圖1 地理距離權(quán)重矩陣下部分年份中國省域農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染排放的空間相關(guān)性指數(shù)散點(diǎn)圖

圖2 經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下部分年份中國省域農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染排放的空間相關(guān)性指數(shù)散點(diǎn)圖

全局空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在W1和W2權(quán)重矩陣下，Moran's I指數(shù)均在5%的統(tǒng)計(jì)水平上大于0，表明農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放的分布均呈現(xiàn)出高-高型集聚和低-低型集聚的空間相關(guān)特征。圖1和圖2分別以地理距離權(quán)重矩陣 (W1)和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣 (W2)為例，給出了2000年、2008年和2016年三個代表性年份省域農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放的空間分布散點(diǎn)圖，其中，橫軸為農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放的測度值，縱軸為二者的空間滯后值。從中可以看出，大部分省份位于空間分布散點(diǎn)圖的第一象限和第三象限，進(jìn)一步表明了農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。

從表1可以看出，高-高型農(nóng)業(yè)污染區(qū)域集中分布在江蘇、浙江、山東、河南、安徽、福建、江西、湖北等省份。從動態(tài)演變情況來看，2000—2004年，中國高農(nóng)業(yè)污染集聚區(qū)主要分布在華東地區(qū)的江蘇、浙江、山東、安徽、福建、江西，以及華中地區(qū)的河南；2006—2008年，江西取代福建加入了高農(nóng)業(yè)污染 “俱樂部”；2010－2016年，湖北取代浙江加入了高農(nóng)業(yè)污染 “俱樂部”。高-高型農(nóng)村工業(yè)污染集聚區(qū)主要分布在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的江蘇、浙江、山東、福建、廣東等沿海地區(qū)，安徽和河南在2010年后也加入了高-高集聚區(qū)。從農(nóng)村工業(yè)污染的動態(tài)演變情況來看，2000—2008年，高農(nóng)村工業(yè)污染集聚區(qū)主要分布在東部沿海地區(qū)的山東、江蘇、浙江、福建和廣東；2010年，高農(nóng)村工業(yè)污染集聚區(qū)向西擴(kuò)展至安徽?。?012—2016年，河南取代廣東加入了高農(nóng)村工業(yè)污染“俱樂部”，使得高農(nóng)村工業(yè)污染集聚帶繼續(xù)向內(nèi)陸地區(qū)擴(kuò)展。

表1 地理距離權(quán)重矩陣下部分年份高-高型農(nóng)村環(huán)境污染省份

綜上可知，中國農(nóng)村環(huán)境污染的高-高集聚區(qū)主要分布在山東至廣東的東部沿海一線。從高污染集聚區(qū)的空間動態(tài)演變情況可以看出，無論是農(nóng)業(yè)污染還是農(nóng)村工業(yè)污染，高污染集聚區(qū)均呈現(xiàn)出自東向西擴(kuò)散的趨勢。我們認(rèn)為，中國農(nóng)村環(huán)境污染的空間集聚特征和動態(tài)演變趨勢與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間存在密切的內(nèi)在聯(lián)系。首先，東部沿海地區(qū)的江蘇、浙江、山東、福建等省份，無論在農(nóng)業(yè)污染還是在農(nóng)村工業(yè)污染方面均呈現(xiàn)出高-高集聚狀態(tài)，這與東部沿海地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)起步早、發(fā)展水平高引致的農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)人口比重較高有關(guān)。一方面，非農(nóng)就業(yè)人口占比的提高造成了農(nóng)業(yè)勞動力短缺，使得東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式由原有的勞動力密集型生產(chǎn)方式向資本密集型生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變，從而造成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中農(nóng)藥和化肥使用量的增加[16]，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)面源污染加劇。另一方面，東部地區(qū)的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)村工業(yè)發(fā)展之間存在著交互強(qiáng)化的 “耦合效應(yīng)”。東部地區(qū)農(nóng)村憑借鄰近經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市的區(qū)位優(yōu)勢和擁有大量農(nóng)村剩余勞動力的資源優(yōu)勢，承接了大量由城市轉(zhuǎn)移而來的勞動力密集型的高污染產(chǎn)業(yè)[17]。這些產(chǎn)業(yè)在解決了東部地區(qū)農(nóng)村勞動力就地轉(zhuǎn)移問題的同時，也造成了東部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境污染的不斷惡化。

同時，在東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的示范和帶動效應(yīng)作用下，中西部地區(qū)的農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)人口比重開始逐步提升，但與東部地區(qū)農(nóng)村勞動力的就地轉(zhuǎn)移 (省內(nèi)遷移)方式不同，中西部地區(qū)的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移分為省內(nèi)轉(zhuǎn)移和跨省轉(zhuǎn)移兩種模式，尤其以跨省轉(zhuǎn)移所占比重較大[18]。從局部空間相關(guān)性分析結(jié)果可以看出，中西部地區(qū)勞動力的跨省遷移模式對所在地農(nóng)村環(huán)境污染存在兩方面影響。一方面，與東部地區(qū)類似，隨著農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移，中西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)勞動力短缺同樣會造成中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式由勞動密集型向資本密集型轉(zhuǎn)變，從而使得靠近東部地區(qū)的部分中部省份的農(nóng)業(yè)污染隨著勞動力轉(zhuǎn)移從一開始就呈現(xiàn)出高-高集聚的態(tài)勢。另一方面，與東部地區(qū)不同，中西部地區(qū)農(nóng)村勞動力的跨省遷移模式，使得中西部地區(qū)的農(nóng)村勞動力減少，不利于中西部地區(qū)農(nóng)村工業(yè)的發(fā)展，從而在2008年之前，雖然這些地區(qū)的農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)比重在不斷提升，但農(nóng)村工業(yè)污染仍然呈低-低集聚的態(tài)勢。并且，隨著中西部地區(qū)農(nóng)村勞動力向東部的轉(zhuǎn)移，進(jìn)一步強(qiáng)化了東部地區(qū)農(nóng)村工業(yè)污染的高-高集聚態(tài)勢。2008年之后，由于東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級步伐的加快，以及農(nóng)村工業(yè)發(fā)展空間趨于飽和，東部地區(qū)的高污染落后產(chǎn)業(yè)開始跟隨中西部地區(qū)勞動力的回流而向中西部農(nóng)村地區(qū)轉(zhuǎn)移[19]，由此導(dǎo)致農(nóng)村工業(yè)污染高-高集聚區(qū)逐漸向中西部內(nèi)陸地區(qū)擴(kuò)展。

三、實(shí)證策略

STIRPAT模型除了可以將各系數(shù)作為參數(shù)進(jìn)行估計(jì)外，還可以對模型進(jìn)行適當(dāng)?shù)姆纸夂透倪M(jìn)[21]。就本文而言，在考慮到農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染存在空間溢出效應(yīng)的情況下，需要將農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放的空間依賴關(guān)系引入 (3)式。根據(jù)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，可以將(3)式擴(kuò)展為空間自相關(guān)模型和空間誤差模型兩種基本形式，以表征農(nóng)村環(huán)境污染排放的空間溢出效應(yīng)。此外，為了刻畫農(nóng)村勞動力的跨省轉(zhuǎn)移所引致的農(nóng)村環(huán)境污染排放的空間傳導(dǎo)效應(yīng)，還需要將農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的空間滯后項(xiàng)引入模型，以期反映勞動力轉(zhuǎn)移對相鄰省份農(nóng)村環(huán)境污染排放的空間傳導(dǎo)效應(yīng)。這樣，我們最終將 (3)擴(kuò)展為 (4)式和 (5)式的空間杜賓模型形式：

(4)式和 (5)式分別為包含空間自回歸項(xiàng)和空間誤差項(xiàng)的空間杜賓模型。其中，I即農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放；rlabor為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移；ωij為空間權(quán)重矩陣的元素；Z為控制變量；ε和δ為隨機(jī)擾動項(xiàng)。對于 (4)式和 (5)式中農(nóng)村農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放的影響因素及其度量指標(biāo)的選取說明如下。

1.農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移 (rlabor)?；诒疚牡难芯磕康?，將 (3)式中的P替換為各省份農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模。很多現(xiàn)有研究將農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)村勞動力流動視為等同的概念，并且通常以農(nóng)村戶籍人口與常住人口之間的差值度量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移[22]。然而，農(nóng)村勞動力流動與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移并非同一概念，二者的內(nèi)涵并不相同，前者強(qiáng)調(diào)了農(nóng)村勞動力的空間位置變動，即就業(yè)由戶籍地向非戶籍地的轉(zhuǎn)移，而后者除涵蓋了農(nóng)村勞動力流動的狀態(tài)，更強(qiáng)調(diào)了農(nóng)村勞動力就業(yè)形式的改變。本文中的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移則主要強(qiáng)調(diào)農(nóng)村勞動力由農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門的就業(yè)轉(zhuǎn)換。因此，選取更符合本文概念界定的農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)人口占農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎貙r(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移予以度量①本文中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的度量指標(biāo)——非農(nóng)就業(yè)占比包含了勞動力的就地轉(zhuǎn)移和跨區(qū)轉(zhuǎn)移兩類情況。受數(shù)據(jù)可得性的限制，我們無法考察勞動力跨區(qū)轉(zhuǎn)移與就地轉(zhuǎn)移對農(nóng)村環(huán)境污染的異質(zhì)性影響。但是，從中國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的特征性事實(shí)來看，不難發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)省份的農(nóng)村勞動力以省內(nèi)就地轉(zhuǎn)移為主，而中西部地區(qū)的勞動力以跨區(qū)轉(zhuǎn)移為主。在這一現(xiàn)實(shí)背景下，我們以非農(nóng)就業(yè)占比作為核心解釋變量得到的結(jié)論仍具有現(xiàn)實(shí)意義。。為了對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)村環(huán)境污染之間是否存在非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，我們將rlabor的一次方項(xiàng)、平方項(xiàng)和立方項(xiàng)同時引入模型，以期對二者的關(guān)系進(jìn)行更全面的實(shí)證考察。

2.人均純收入 (incom)。我們以農(nóng)村人均純收入表征 (3)式中的人均財富，并以居民消費(fèi)價格指數(shù)對其進(jìn)行了平減以消除通貨膨脹的影響。較高的農(nóng)村人均純收入通常會促使農(nóng)民加大對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本性投入，通過提高化肥和農(nóng)藥的使用量以達(dá)到增產(chǎn)和節(jié)省勞動力投入的目的，從而造成農(nóng)業(yè)面源污染增加。此外，人均純收入的提高也為農(nóng)村私人企業(yè)的創(chuàng)辦提供了資本積累和抗風(fēng)險能力保障，有助于促進(jìn)農(nóng)村工業(yè)發(fā)展，進(jìn)而加劇農(nóng)村工業(yè)污染。另外，根據(jù)肖挺的研究，居民的收入水平與其對污染的耐受性之間通常呈反向關(guān)系[23]，即當(dāng)收入達(dá)到一定水平后，民眾會更加關(guān)注生活質(zhì)量而排斥污染。因此，該變量對農(nóng)村環(huán)境污染的最終影響方向并不確定。

3.研發(fā)投入 (rd)。我們以農(nóng)村固定資產(chǎn)投資中用于科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)的支出總額度量。該指標(biāo)數(shù)值越大，表明農(nóng)村科技投入水平越高，農(nóng)業(yè)技術(shù)和工業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新能力越強(qiáng)，從而越有助于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村工業(yè)生產(chǎn)的要素利用效率并降低農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染排放強(qiáng)度，因此，我們預(yù)期該變量的系數(shù)符號為負(fù)。

4.受教育程度 (edu)。我們以農(nóng)村高中及以上文化程度人口占農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎刈鳛樵撟兞康亩攘恐笜?biāo)。農(nóng)村居民受教育程度越高，越有助于農(nóng)村突破傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)耕種方式，接受現(xiàn)代化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，從而增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的化石能源的使用量，造成農(nóng)業(yè)面源污染擴(kuò)大。農(nóng)村居民受教育程度的提高，也會加速農(nóng)村勞動力的就業(yè)形式由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變，提高農(nóng)村地區(qū)的工業(yè)化水平。當(dāng)然，居民的環(huán)保意識和環(huán)保行為也與其受教育水平正關(guān)系[24]，因此，受教育程度對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染的影響方向取決于上述兩種相反作用的綜合作用力。

5.農(nóng)村公共設(shè)施投資 (pi)。我們以人均農(nóng)村水利和公共設(shè)施投資額作為該變量的度量指標(biāo)。通常而言，農(nóng)村農(nóng)業(yè)公共設(shè)施建設(shè)越完善，越有利于開展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本化運(yùn)作，從而會造成農(nóng)業(yè)面源污染增加。同時，農(nóng)村道路、電力等公共設(shè)施的改善可為農(nóng)村工業(yè)的發(fā)展提供有力保障，有助于促進(jìn)農(nóng)村工業(yè)化水平提升，進(jìn)而加劇農(nóng)村工業(yè)污染。因此，我們預(yù)期農(nóng)村公共設(shè)施投資對農(nóng)村農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染具有正向影響。

6.閑置耕地 (fl)。我們以當(dāng)年耕地面積與單季農(nóng)作物種植面積之間的差額作為該變量的度量指標(biāo)。農(nóng)村耕地的閑置和拋荒能夠促進(jìn)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的修復(fù)和改善[14]，因此，我們將閑置耕地變量引入農(nóng)業(yè)污染回歸模型，并預(yù)期其系數(shù)符號為負(fù)。

7.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) (sec)。來自鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的污染排放無疑是農(nóng)村工業(yè)污染的重要來源。中國農(nóng)村地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相較于城市地區(qū)而言，尚處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的低端狀態(tài)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)大多為勞動力密集型的低端制造業(yè)，具有較高的污染排放強(qiáng)度[16]。因此，我們選取鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)工業(yè)增加值占所在地區(qū)工業(yè)增加值總額的比重來度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并引入農(nóng)村工業(yè)污染回歸模型，并預(yù)期其系數(shù)符號為正。

本文的數(shù)據(jù)樣本由2000—2016年中國大陸除西藏外的30個省級行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)組成，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于 《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》、《中國環(huán)境年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省份各年統(tǒng)計(jì)年鑒。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

前文建立的基準(zhǔn)回歸模型 (4)式和 (5)式分別為空間滯后模型和空間誤差模型，在對其進(jìn)行參數(shù)估計(jì)前，我們需要借助 (robust)LM檢驗(yàn)來對這兩個競爭性模型進(jìn)行比選，其判斷準(zhǔn)則為：LM統(tǒng)計(jì)量更顯著的模型為最優(yōu)模型；若兩種模型的LM統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平相同，則需要借助穩(wěn)健 (robust)的LM統(tǒng)計(jì)量的顯著性來確定最優(yōu)的模型形式[25]。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，在地理距離權(quán)重矩陣 (W1)和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣 (W2)設(shè)定下，空間滯后模型的LM檢驗(yàn)值和穩(wěn)健 (robust)的LM檢驗(yàn)值均優(yōu)于空間誤差模型。因此，在下文的回歸結(jié)果中，我們僅報告了包含空間滯后項(xiàng)的空間杜賓模型的回歸結(jié)果。

表3 空間面板模型的LM檢驗(yàn)

我們利用基于固定效應(yīng)模型的極大似然估計(jì)法對 (4)式進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)①本文對所有變量取自然對數(shù)后再進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。由于農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移、受教育程度、閑置耕地、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)四個變量的實(shí)際值均小于1，為了避免取自然對數(shù)后變量值變?yōu)樨?fù)數(shù)，我們對上述變量原值全部加1后再取自然對數(shù)。，結(jié)果如表4所示。表4中的第 (1)、(7)列為兩種空間權(quán)重矩陣下農(nóng)業(yè)污染的線性回歸方程；第 (4)、(10)列為兩種空間權(quán)重矩陣下農(nóng)村工業(yè)污染的線性回歸方程?？梢钥闯觯r(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染存在顯著的正向影響。以地理距離權(quán)重矩陣的回歸結(jié)果為例，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移每增加1%，將導(dǎo)致本地區(qū)的農(nóng)業(yè)污染平均提高約0.23%，農(nóng)村工業(yè)污染平均提高約1.7%。考慮到農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染可能存在的非線性影響，我們借鑒EKC假說的思想，分別將農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的二次方項(xiàng)和三次方項(xiàng)引入方程以進(jìn)行更加全面的考察。由表4的 (2)、(3)、(8)、(9)列可知，在兩種權(quán)重矩陣下，勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染的一次項(xiàng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，三次項(xiàng)系數(shù)為正，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著，表明農(nóng)業(yè)污染隨著農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的增加顯現(xiàn)出顯著的 “倒U”型曲線走勢。從其拐點(diǎn)值的大小來看，僅有少數(shù)發(fā)達(dá)省份的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移越過了拐點(diǎn)值，絕大多數(shù)省份仍處于拐點(diǎn)的左側(cè) (如表5所示)，這表明未來一段時間內(nèi)各省份的農(nóng)業(yè)污染與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間仍將處于正相關(guān)階段。從表4的 (5)、(6)、(11)、(12)列可以看出，在兩種權(quán)重矩陣下，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村工業(yè)污染的影響也呈顯著的 “倒U”型曲線走勢。

表4 基準(zhǔn)回歸模型估計(jì)結(jié)果

表5 越過拐點(diǎn)的省份

表5給出了不同空間權(quán)重矩陣下越過農(nóng)業(yè)污染方程拐點(diǎn)值的省份及其越過拐點(diǎn)值的年份?？梢钥闯觯竭^拐點(diǎn)值的省份全部位于東部地區(qū)，中西部省份和部分東部省份 (海南、河北、天津、山東、遼寧)則處于拐點(diǎn)的左側(cè)。造成這種差異的主要原因在于拐點(diǎn)值左右兩側(cè)省份的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移模式的不同。一方面，處于農(nóng)業(yè)污染方程拐點(diǎn)右側(cè)的東部省份全部為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份。這些省份的農(nóng)村剩余勞動力以 “離土不離鄉(xiāng)”的就地轉(zhuǎn)移模式為主。這一轉(zhuǎn)移模式規(guī)避了戶籍制度的約束，使得這些省份農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的市民化程度較高，從而隨著農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移，這些省份的農(nóng)業(yè)人口和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動隨之減少，進(jìn)而引致農(nóng)業(yè)污染排放的降低。另一方面，與東部發(fā)達(dá)省份的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移模式相反，中西部地區(qū)和部分東部省份由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，尤其是民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，難以吸納大量的農(nóng)村剩余勞動力實(shí)現(xiàn)就地轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致這些省份的農(nóng)村剩余勞動力以跨區(qū)域轉(zhuǎn)移為主，其農(nóng)村剩余勞動力主要流向東部農(nóng)村工業(yè)部門和城市[18]。同時，受戶籍制度的限制，這些省份的農(nóng)村剩余勞動力很難真正融入遷入地，其父母和子女通常會留在原住地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動[26]，并通過增加農(nóng)業(yè)資本投入來彌補(bǔ)因勞動力轉(zhuǎn)移而造成的農(nóng)業(yè)勞動力短缺，從而導(dǎo)致這些省份的農(nóng)業(yè)污染排放隨著農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的增加而增加。

通過表5還可以看出，近五年內(nèi)農(nóng)村工業(yè)最發(fā)達(dá)的東部沿海省份均已越過農(nóng)村工業(yè)污染方程的拐點(diǎn)值，而其他大部分省份仍然處于拐點(diǎn)的左側(cè)。我們認(rèn)為，這種差異主要是由農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段與農(nóng)村工業(yè)結(jié)構(gòu)的差異決定的。越過農(nóng)村工業(yè)污染方程拐點(diǎn)值的省份均是中國最早發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的地區(qū)，也是農(nóng)村工業(yè)經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的地區(qū)。這些地區(qū)的農(nóng)村工業(yè)在經(jīng)歷近40年的發(fā)展后，擁有了良好的資本和技術(shù)積累。要素稟賦結(jié)構(gòu)的改變使得這些地區(qū)的農(nóng)村工業(yè)結(jié)構(gòu)開始從最初的勞動力密集型高污染型低端制造業(yè)向資本和技術(shù)含量更高的新興制造業(yè)轉(zhuǎn)型[27]。此外，農(nóng)村環(huán)境監(jiān)管的缺失造成了東部發(fā)達(dá)省份在經(jīng)歷農(nóng)村工業(yè)蓬勃發(fā)展的同時，也面臨著日益惡化的農(nóng)村工業(yè)污染問題，環(huán)境承載力下降迫使這些地區(qū)不得不尋求工業(yè)發(fā)展路徑的轉(zhuǎn)型和升級，逐漸淘汰污染密集型產(chǎn)業(yè)，發(fā)展新興制造業(yè)[28]，從而推動這些地區(qū)過渡到農(nóng)業(yè)勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)村工業(yè)污染下降并存的、更加可持續(xù)的工業(yè)發(fā)展階段。與之相反，中西部省份農(nóng)村工業(yè)起步較晚、發(fā)展水平較低，隨著東部地區(qū)土地和環(huán)境成本的上升，東部地區(qū)的污染密集型低端產(chǎn)業(yè)開始向資本和技術(shù)要素稀缺而勞動力富余的中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移。這一過程在提高中西部地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的同時，也造成了中西部地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)村工業(yè)污染之間正在經(jīng)歷東部發(fā)達(dá)地區(qū)曾經(jīng)歷過的不可持續(xù)發(fā)展階段。

從空間維度上來看，在兩種空間權(quán)重矩陣下，農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染的空間滯后項(xiàng)系數(shù)ρ均在1%的水平上顯著為正，再次證明了中國省域農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染存在明顯的空間集聚特征。在區(qū)域間農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式和農(nóng)村工業(yè)發(fā)展模式的示范效應(yīng)和傳導(dǎo)效應(yīng)的作用下，本地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境污染與地理或經(jīng)濟(jì)地理相近地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境污染水平密切相關(guān)，表現(xiàn)出 “高-高聚集與低-低集聚”的特征。由表4可以看出，鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放每提高1%，本地區(qū)的農(nóng)業(yè)污染排放和農(nóng)村工業(yè)污染排放分別會提高約0.16%～0.24%和0.31%～0.61%。我們認(rèn)為，農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染在相鄰省域之間的空間溢出效應(yīng)與相鄰省份農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移模式的示范效應(yīng)和傳導(dǎo)效應(yīng)密切相關(guān)。當(dāng)相鄰省份農(nóng)村勞動力通過非農(nóng)就業(yè)提高收入水平時，必然會引起本地區(qū)農(nóng)村剩余勞動力的效仿，從而造成本地區(qū)農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移模式與相鄰地區(qū)趨同，進(jìn)而引致本地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式與農(nóng)村工業(yè)發(fā)展路徑與相鄰地區(qū)存在空間上的傳遞性。通過表4中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的空間滯后系數(shù)的回歸結(jié)果可以看出，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移空間滯后系數(shù)分別在10%和5%的水平上對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染具有顯著的正向影響。這表明在相鄰地區(qū)高農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的示范效應(yīng)作用下，本地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模將加大，從而如前文的分析，本地區(qū)勞動力轉(zhuǎn)移程度提高就會導(dǎo)致本地區(qū)農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染增加。

從表4中控制變量的回歸結(jié)果可以看出，農(nóng)村人均純收入在兩種空間權(quán)重矩陣下對農(nóng)業(yè)污染均存在顯著正向影響。平均而言，農(nóng)村人均純收入每提高1%，農(nóng)業(yè)污染排放會增加約0.17%～0.24%，從而證明了農(nóng)民收入水平越高，越傾向于增加農(nóng)藥和化肥的使用量。除了借此達(dá)到增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的目的外，農(nóng)藥和化肥使用量的增加也可以有效減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的勞動力投入量，將農(nóng)民從繁重的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中解放出來，以彌補(bǔ)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移后農(nóng)業(yè)勞動力的缺口。此外，與工業(yè)污染不同，農(nóng)業(yè)污染具有較強(qiáng)的 “隱蔽性”，不易被感觀察覺[29]。因此，居民收入水平提高對農(nóng)業(yè)污染產(chǎn)生的 “排斥力”較小，從而在兩種相反力量的綜合作用下，形成了農(nóng)業(yè)污染隨農(nóng)民人均收入水平的提高而上升的狀態(tài)。從表4還可以看出，兩種空間權(quán)重矩陣下，農(nóng)村人均純收入均在5%的水平上對農(nóng)村工業(yè)污染有顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)民收入水平越高，對自身的環(huán)境利益訴求也會越強(qiáng)。

表4中的研發(fā)投入對兩種權(quán)重矩陣下的農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染均具有顯著的正向影響，說明農(nóng)村研發(fā)投入更偏向于提高農(nóng)業(yè)和農(nóng)村工業(yè)生產(chǎn)率的技術(shù)創(chuàng)新，而非減排技術(shù)創(chuàng)新。因此，農(nóng)村研發(fā)投入的技術(shù)偏好決定了技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)村環(huán)境污染的影響方向。受教育程度對農(nóng)業(yè)污染的影響系數(shù)為正，但不顯著，這可能與目前中國絕大部分地區(qū)仍然以家庭聯(lián)產(chǎn)承包制下的農(nóng)戶個體經(jīng)營土地的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)制度有關(guān)。在這種制度下，由于無法實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)難以有效實(shí)施，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然停留在依靠增加農(nóng)藥和化肥投入以實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出增長的粗放式生產(chǎn)經(jīng)營階段，而這一階段對農(nóng)戶的受教育程度并無門檻限制。相反，表4的回歸結(jié)果表明，農(nóng)村居民受教育程度對農(nóng)村工業(yè)污染具有顯著的正向影響，農(nóng)民受教育程度的提高可能會通過促進(jìn)農(nóng)村工業(yè)發(fā)展而引致農(nóng)村工業(yè)污染增加。農(nóng)村公共設(shè)施投資對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染的影響系數(shù)顯著為正，這與本文的預(yù)期一致。閑置耕地對農(nóng)業(yè)污染在1%的水平上具有顯著的負(fù)向影響，說明耕地拋荒雖然造成了土地資源的浪費(fèi)，但卻有利于農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的修復(fù)和改善，與預(yù)期一致。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對農(nóng)村工業(yè)污染具有顯著的正向影響，從而表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的污染排放確實(shí)是農(nóng)村工業(yè)污染的主要來源。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述基準(zhǔn)回歸方程中，可能存在由反向因果關(guān)系及遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，從而造成核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏誤。對此，我們進(jìn)一步利用廣義空間兩階段最小二乘法 (GS2SLS)對基準(zhǔn)回歸方程重新進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。GS2SLS能夠在不引入外部工具變量的情況下，通過選取全部解釋變量及其空間滯后項(xiàng)作為工具變量對模型的參數(shù)進(jìn)行更加穩(wěn)健的估計(jì)，以削弱內(nèi)生性對估計(jì)結(jié)果造成的偏誤[30]。結(jié)果如表6所示①為了節(jié)省篇幅，我們沒有報告基于經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣GS2SLS的回歸結(jié)果，但其基本結(jié)論與表4及表6一致。有興趣的讀者可以向作者索取。。

表6 基于廣義空間兩階段最小二乘法的估計(jì)結(jié)果

從表6可以看出，地理距離權(quán)重矩陣下的農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染方程的Wald統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著，表明模型的整體擬合效果較為理想。表6中第 (1)和 (4)列的線性回歸結(jié)果表明，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移每增加1%，將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染分別平均提高約0.35%和1.93%。與表4對應(yīng)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，可以發(fā)現(xiàn)內(nèi)生性問題的存在使得基準(zhǔn)回歸低估了農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染的影響。GS2SLS估計(jì)結(jié)果同樣表明，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染存在非線性影響，且同樣呈 “倒U”型曲線關(guān)系。同時，內(nèi)生性問題使表4中農(nóng)業(yè)污染方程的拐點(diǎn)值高于表6，農(nóng)村工業(yè)污染方程的拐點(diǎn)值低于表6。GS2SLS估計(jì)結(jié)果表明，盡管前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果中核心解釋變量的系數(shù)大小存在一定程度的偏差，但核心解釋變量對被解釋變量的影響方向和顯著性與前文保持一致，說明本文的回歸結(jié)果是可信的。

五、機(jī)制分析

通過前文的分析，本文已經(jīng)得出農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染均具有顯著影響的結(jié)論。本節(jié)將進(jìn)一步基于中介效應(yīng)模型來考察農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村環(huán)境污染的作用機(jī)制。如前文所述，我們認(rèn)為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移主要可以通過改變農(nóng)村的人口結(jié)構(gòu)和農(nóng)戶生計(jì)資本，進(jìn)而影響農(nóng)村居民的生計(jì)策略選擇，并最終作用于農(nóng)村環(huán)境污染。因此，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村環(huán)境污染影響的傳導(dǎo)機(jī)制可概括為：勞動力轉(zhuǎn)移→農(nóng)戶生計(jì)資本→農(nóng)戶生計(jì)策略→農(nóng)村環(huán)境污染。首先，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移造成的勞動力短缺導(dǎo)致原有的勞動力密集型農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式發(fā)生轉(zhuǎn)變，逐漸轉(zhuǎn)向依靠增加農(nóng)藥、化肥和機(jī)械等資本性投入以維持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[11]，從而提高了農(nóng)業(yè)面源污染發(fā)生的可能性。但同時我們也注意到，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移后，農(nóng)村耕地拋荒、閑置現(xiàn)象無論在勞動力流入地還是流出地均廣泛存在[13]，而耕地拋荒、閑置無疑會對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的恢復(fù)和改善產(chǎn)生積極影響[14]。因此，勞動力轉(zhuǎn)移會通過上述兩種路徑對農(nóng)業(yè)污染產(chǎn)生方向相反的兩種影響，最終的影響方向取決于兩種力量的合力。我們以農(nóng)村住戶的農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資額作為農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生計(jì)資本的代理變量，來考察農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是否會通過農(nóng)業(yè)資本積累對農(nóng)村農(nóng)業(yè)污染產(chǎn)生影響；同時，還以閑置耕地比重作為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)業(yè)污染的另一個中介變量進(jìn)行檢驗(yàn)。其次，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移可能會通過兩條路徑影響農(nóng)戶生計(jì)資本進(jìn)而作用于農(nóng)村工業(yè)污染：一方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移有利于農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的非農(nóng)技能知識的積累，而非農(nóng)技能知識的積累將有利于農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力進(jìn)行回鄉(xiāng)投資創(chuàng)業(yè)，從而促進(jìn)農(nóng)村工業(yè)的發(fā)展，并影響農(nóng)村工業(yè)污染；另一方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提高了轉(zhuǎn)移勞動力的收入水平而有利于農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施改進(jìn)，并為轉(zhuǎn)移勞動力進(jìn)行投資創(chuàng)業(yè)提供了原始的資本積累。受數(shù)據(jù)可得性的限制，我們無法獲取轉(zhuǎn)移勞動力知識積累的相關(guān)數(shù)據(jù)，因此以農(nóng)村住戶的制造業(yè)固定資產(chǎn)投資額作為農(nóng)戶工業(yè)生計(jì)資本的代理變量，來檢驗(yàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是否會通過農(nóng)村工業(yè)資本積累對農(nóng)村工業(yè)污染產(chǎn)生影響。

根據(jù)Baron等提出的檢驗(yàn)中介變量因果效應(yīng)的逐步回歸法[31]，借鑒邵帥等的做法[32]，我們構(gòu)建了如下中介效應(yīng)模型：

在 (6)-(8)式中，Iit、rlaborit的含義及引入方程的形式與 (4)式相同，Zit為方程 (4)中的其他控制變量；mediator為可能的中介變量，包括農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生計(jì)資本 (acap)、閑置耕地比重(fl)和農(nóng)戶工業(yè)生計(jì)資本 (icap)。根據(jù)中介變量的檢驗(yàn)思路，首先需要對 (6)式進(jìn)行估計(jì)，如果農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的系數(shù)顯著，即可按照中介效應(yīng)立論。如果 (7)式中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對mediator具有顯著影響，則可將mediator引入 (6)式形成 (8)式，并對其進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。如果 (8)式中mediator的系數(shù)顯著，并且與方程 (6)相比，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的估計(jì)系數(shù)大小或 (和)顯著性有所變化，則表明mediator是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)村環(huán)境污染的傳導(dǎo)途徑?？紤]到前文回歸結(jié)果中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染存在空間異質(zhì)性影響，本節(jié)將分別對全樣本、東部地區(qū)和中西部地區(qū)的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)①限于篇幅，本文沒有給出基于經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，其基本結(jié)論與表7一致。有興趣的讀者可以向作者索取。。

中介效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果報告于表7。對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)業(yè)污染的作用機(jī)制1(acap)的回歸結(jié)果顯示，在全樣本、東部地區(qū)和中西部地區(qū)三組樣本下，模型 (6)-(8)的核心變量系數(shù)均在至少5%的水平上顯著，表明農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生計(jì)資本確實(shí)是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)業(yè)污染的傳導(dǎo)途徑。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移既是農(nóng)戶的生計(jì)策略也是一種可行能力。它改變了農(nóng)戶的生計(jì)資本存量規(guī)模和結(jié)構(gòu)，從而通過農(nóng)業(yè)生計(jì)資本的調(diào)整重構(gòu)了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，進(jìn)而作用于農(nóng)業(yè)環(huán)境污染排放。值得注意的是，全樣本與中西部地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染的影響系數(shù)與前文一致，而東部地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，這與前文得到的部分東部省份已越過 “倒U”型曲線拐點(diǎn)的結(jié)論一致。從表7還可以看出，無論對于全樣本還是分組樣本，農(nóng)業(yè)生計(jì)資本變量均對農(nóng)業(yè)污染具有顯著的正向影響。這主要可以歸因于，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式還處于技術(shù)含量較低的發(fā)展階段，農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資仍停留在水利設(shè)施、道路交通等基礎(chǔ)性建設(shè)方面。在中國現(xiàn)有的土地產(chǎn)權(quán)制度安排和農(nóng)業(yè)勞動力技能水平的現(xiàn)實(shí)背景下，農(nóng)業(yè)資本投入是否能夠?yàn)橹袊r(nóng)村帶來土地的集約經(jīng)營和現(xiàn)代化綠色農(nóng)業(yè)尚有待考察，但卻能引致對農(nóng)業(yè)化石能源使用的增多[33]。另外，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生計(jì)資本的影響系數(shù)對于全樣本和中西部地區(qū)樣本顯著為正，對于東部地區(qū)樣本則顯著為負(fù)，存在明顯的空間異質(zhì)性。這進(jìn)一步說明了，東部地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的“市民化”程度較高，農(nóng)村勞動力不僅可以實(shí)現(xiàn)就業(yè)方式的轉(zhuǎn)變，也較容易獲得戶籍身份的轉(zhuǎn)變。在這種條件下，東部地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移后無須依賴土地提供保障，使其對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資本投入相應(yīng)減少。與之相反，由于中西部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低，勞動力難以實(shí)現(xiàn)就地轉(zhuǎn)移，在戶籍制度的限制下，中西部地區(qū)的農(nóng)村勞動力更難融入流入地而實(shí)現(xiàn) “市民化”身份轉(zhuǎn)變，仍需借助土地為自己提供生計(jì)安全保障，因此，農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力會將更多的非農(nóng)就業(yè)收入用于農(nóng)業(yè)資本投入。

表7 勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)村環(huán)境污染的傳導(dǎo)機(jī)制

從表7中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)業(yè)污染的作用機(jī)制2(fl)的回歸結(jié)果可以看出，無論對于全樣本還是分地區(qū)樣本，核心解釋變量在模型 (6)-(8)中的系數(shù)均在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，說明閑置耕地比重在農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)業(yè)污染的過程中也充當(dāng)了中介變量的角色，并且在三組樣本下，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對閑置耕地比重均具有顯著的正向影響。同時，閑置耕地比重對農(nóng)業(yè)污染表現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響，表明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移會通過增加閑置耕地比重對農(nóng)業(yè)污染產(chǎn)生顯著的促降效應(yīng)。

按照同樣的分析思路，從表7中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村工業(yè)污染的作用機(jī)制 (icap)的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，農(nóng)村工業(yè)生計(jì)資本在全樣本和分地區(qū)樣本下均可被識別為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響農(nóng)村工業(yè)污染的中介變量。從回歸結(jié)果中可以看出，對于全樣本和中西部地區(qū)樣本，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村工業(yè)污染均具有顯著的正向影響，而對于東部地區(qū)樣本則表現(xiàn)出顯著的負(fù)向影響，從而表明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村工業(yè)污染的影響存在空間異質(zhì)性。這與前文得到的不同區(qū)域省份在 “倒U”型曲線上的分布結(jié)論一致。表7中農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移在不同樣本組中均對農(nóng)村工業(yè)生計(jì)資本具有顯著的正向影響。究其原因，我們認(rèn)為：一方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移提高了農(nóng)村居民的收入水平，有利于為農(nóng)村工業(yè)發(fā)展提供重要的資本積累；另一方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移能夠促進(jìn)農(nóng)村勞動力的人力資本提升和社交網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)大，有利于提高轉(zhuǎn)移勞動力的創(chuàng)業(yè)概率，進(jìn)而引致農(nóng)村工業(yè)生計(jì)資本投資的增加。此外，還可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)農(nóng)村工業(yè)生計(jì)資本對農(nóng)村工業(yè)污染的影響系數(shù)顯著為負(fù)，而在全本樣和西部地區(qū)樣本下對應(yīng)的系數(shù)顯著為正。這可能源于中國不同區(qū)域農(nóng)村工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差距。如前文所述，東部地區(qū)的農(nóng)村工業(yè)已經(jīng)過渡到較高的發(fā)展階段，要素結(jié)構(gòu)的變化和累積的環(huán)境壓力迫使東部地區(qū)的農(nóng)村工業(yè)逐漸由污染密集型的低端制造業(yè)向新興制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，同時農(nóng)村工業(yè)固定資產(chǎn)投資也由注重產(chǎn)出效率向追求創(chuàng)新和減排的方向轉(zhuǎn)變。相反，中西部地區(qū)的農(nóng)村工業(yè)發(fā)展還處于起步階段，農(nóng)村工業(yè)發(fā)展的首要目標(biāo)還停留在解決就業(yè)和提高收入方面，并且其農(nóng)村工業(yè)固定資產(chǎn)投資也成為了承接?xùn)|部污染密集型低端產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的載體。

六、結(jié)論與啟示

通過考察農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村環(huán)境污染的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制，我們得到如下主要結(jié)論：(1)探索性空間數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，中國農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染均存在顯著的空間集聚特征，農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染的高-高集聚區(qū)主要分布在山東至廣東的東部沿海一線。此外，不論是農(nóng)業(yè)污染還是農(nóng)村工業(yè)污染，高污染集聚區(qū)均呈現(xiàn)出自東向西擴(kuò)散的趨勢。農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染的空間集聚特征與動態(tài)演變趨勢均與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間存在密切的內(nèi)在聯(lián)系。(2)基于空間面板模型的實(shí)證分析結(jié)果表明，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染的影響均呈現(xiàn)出顯著的 “倒U”型曲線走勢，部分東部省份處于農(nóng)村環(huán)境污染隨農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移強(qiáng)度提高而下降的階段；并且農(nóng)業(yè)污染與農(nóng)村工業(yè)污染均具有顯著的空間溢出效應(yīng)?；趶V義空間二階段最小二乘法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步強(qiáng)化了這一結(jié)論。(3)機(jī)制分析結(jié)果表明，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移能夠通過改變農(nóng)業(yè)生計(jì)資本、閑置耕地比重和農(nóng)村工業(yè)生計(jì)資本對農(nóng)業(yè)污染和農(nóng)村工業(yè)污染產(chǎn)生影響，并且其影響存在空間異質(zhì)性。

上述研究結(jié)論具有重要的啟示與政策含義。首先，解決農(nóng)村工業(yè)污染問題的關(guān)鍵是如何破解農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與污染密集型低端制造業(yè)之間的 “耦合效應(yīng)”，否則隨著污染密集型產(chǎn)業(yè) “由東向西”逐漸轉(zhuǎn)移，東部農(nóng)村地區(qū)受工業(yè)污染之困的 “昨天”將會成為中西部農(nóng)村地區(qū)的 “明天”。這一現(xiàn)實(shí)難題的破解不能依賴簡單的關(guān)停、取締農(nóng)村工業(yè)企業(yè)的方式實(shí)現(xiàn)，畢竟農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的就業(yè)安置問題關(guān)系到數(shù)億農(nóng)民的生存和社會的和諧穩(wěn)定。本文認(rèn)為政策的著力點(diǎn)應(yīng)當(dāng)在于：一方面，加快城市化進(jìn)程，引導(dǎo)農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力流向城市服務(wù)業(yè)部門，同時加快推進(jìn)現(xiàn)有城鄉(xiāng) “二元”戶籍制度的突破性改革，增加城市的公共產(chǎn)品供給和社會保障支出，促使農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力能夠真正融入城市，從根本上實(shí)現(xiàn)其市民化轉(zhuǎn)變；另一方面，加強(qiáng)對農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力的技能培訓(xùn)，提高農(nóng)村工業(yè)企業(yè)的科技含量，引導(dǎo)農(nóng)村工業(yè)企業(yè)提高綠色技術(shù)進(jìn)步水平和環(huán)境績效，有效實(shí)現(xiàn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長與生態(tài)環(huán)境相互協(xié)調(diào)的可持續(xù)發(fā)展模式。

此外，要想徹底解決農(nóng)村農(nóng)業(yè)污染問題，除了需要在上述城市化發(fā)展和戶籍制度改革方面做出努力之外，還應(yīng)該通過改革現(xiàn)有的農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度和農(nóng)地經(jīng)營模式安排，有效解決農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移后農(nóng)村出現(xiàn)的土地拋荒和過度依賴農(nóng)藥及化肥的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)粗放式經(jīng)營問題。土地集中經(jīng)營應(yīng)該成為未來解決農(nóng)村勞動力短缺造成的農(nóng)地拋荒和粗放式經(jīng)營問題的必經(jīng)之路。而要實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，就必須在制度上明晰和保護(hù)土地產(chǎn)權(quán)，確保土地集中經(jīng)營后對土地的集約利用，避免出現(xiàn)在產(chǎn)權(quán)不明晰的情況下在土地集中經(jīng)營期內(nèi)對土地的過度索取而造成農(nóng)業(yè)污染加劇的局面。同時，明確土地產(chǎn)權(quán)、鼓勵土地流轉(zhuǎn)也有利于促使土地真正成為農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動力擁有的資產(chǎn)而不是負(fù)擔(dān)，為其融入城市、實(shí)現(xiàn)市民化轉(zhuǎn)變提供重要的資本支持。