劉格格　周玉璽　葛顏祥

關(guān)鍵詞 生態(tài)補(bǔ)償；生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)；富民效應(yīng)；共同富裕

中圖分類號 X321 文獻(xiàn)標(biāo)志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）04-0197-13 DOI：10. 12062/cpre. 20230913

長期以來，生態(tài)環(huán)境保護(hù)的環(huán)境效益與經(jīng)濟(jì)成本之間的空間不匹配是一個全球性難題［1-2］。生態(tài)財政轉(zhuǎn)移支付機(jī)制應(yīng)運(yùn)而生，并在中國、巴西、葡萄牙、法國等國家得到廣泛應(yīng)用［3］。其中，生態(tài)補(bǔ)償作為中國推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)與主體功能區(qū)戰(zhàn)略的重要制度創(chuàng)新，因能兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的雙重目標(biāo)成為精準(zhǔn)扶貧方略的實施手段之一，為中國減貧事業(yè)做出重要貢獻(xiàn)，被世界各國廣為關(guān)注［4-5］。2020 年，中國脫貧攻堅戰(zhàn)取得全面勝利，歷史性地消除了絕對貧困，開啟扎實推進(jìn)共同富裕的新征程。城鄉(xiāng)間、區(qū)域間差距較大成為推進(jìn)共同富裕的重點和難點［6］。值得關(guān)注的是，在具有特殊生態(tài)功能的生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)，受限于最嚴(yán)格生態(tài)空間用途管制約束，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)會成本要明顯高于其他區(qū)域，這不僅制約了經(jīng)濟(jì)快速全面發(fā)展［7］，也限制了農(nóng)戶生計選擇空間［8］，使得生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶成為緩解相對貧困和推進(jìn)共同富裕的重點關(guān)注群體。2021年，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳頒布的《關(guān)于深化生態(tài)保護(hù)補(bǔ)償制度改革的意見》明確提出，在新發(fā)展階段不僅要繼續(xù)對生態(tài)脆弱脫貧地區(qū)給予生態(tài)保護(hù)補(bǔ)償，還要加大對生態(tài)保護(hù)紅線覆蓋比例較高地區(qū)的支持力度，為生態(tài)脆弱地區(qū)跳出“綠色抑制”、實現(xiàn)穩(wěn)定致富提供了解決思路。在此背景下，深入分析生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的富民效應(yīng)及其作用機(jī)制成為實現(xiàn)共同富裕的題中應(yīng)有之義。

1 文獻(xiàn)綜述

回溯關(guān)于生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶減貧效應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn)，隨著巴西雨林保護(hù)計劃、厄瓜多爾森林保護(hù)項目、哥斯達(dá)黎加環(huán)境服務(wù)付款項目、南非水資源保護(hù)項目等的逐步推進(jìn)，國外學(xué)者率先圍繞生態(tài)補(bǔ)償?shù)呢毨ёR別［9-10］、多元化補(bǔ)償手段［11-12］、差別化補(bǔ)償［11-12］、生計發(fā)展影響［13-14］、項目績效評估和退出機(jī)制［15-16］等開展了一系列研究工作。其中，對農(nóng)戶生計發(fā)展影響的研究發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤谝欢ǔ潭壬细淖冝r(nóng)戶原有的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，為避免農(nóng)戶因生計選擇空間受限而陷入更加貧困的境地，各國在生態(tài)補(bǔ)償項目實踐中允許農(nóng)戶進(jìn)行可持續(xù)性的替代性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，使得農(nóng)戶獲得環(huán)境效益的同時也獲得顯著的經(jīng)濟(jì)效益，并最終促使農(nóng)戶土地利用方式向可持續(xù)的方向轉(zhuǎn)變。盡管國內(nèi)關(guān)于生態(tài)補(bǔ)償減貧效應(yīng)的研究起步較晚，但是隨著生態(tài)文明建設(shè)的持續(xù)推進(jìn)，研究熱潮興起，特別是在脫貧攻堅時期，學(xué)者們聚焦生態(tài)補(bǔ)償目標(biāo)瞄準(zhǔn)成效［17-18］、生態(tài)補(bǔ)償減貧作用［3，19-20］和生態(tài)補(bǔ)償減貧衍生作用［21］三方面問題開展較為豐富的研究。其中，關(guān)于生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶減貧作用的研究發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補(bǔ)償通過提高貧困農(nóng)戶家庭收入水平發(fā)揮了較好益貧作用［19-20］，尤其是在政策從“輸血型”轉(zhuǎn)向“造血型”后，生態(tài)補(bǔ)償在促進(jìn)收入和增加就業(yè)方面呈現(xiàn)顯著的正效應(yīng)且逐漸增強(qiáng)［3］。綜合上述分析，國內(nèi)外對生態(tài)補(bǔ)償減貧效應(yīng)已基本達(dá)成共識，即生態(tài)補(bǔ)償在緩解貧困、改善人類福祉等方面頗具潛力，生態(tài)補(bǔ)償減貧效應(yīng)的發(fā)揮關(guān)鍵在于，是否綜合考量當(dāng)?shù)氐挠欣麠l件和具體情況，并設(shè)計構(gòu)建出能發(fā)揮協(xié)同作用的補(bǔ)償方案。

然而，以往研究主要是針對生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶收入貧困的影響，未涉及生態(tài)補(bǔ)償多維富民效應(yīng)的分析。當(dāng)前中國已由絕對貧困治理轉(zhuǎn)向相對貧困治理和實現(xiàn)共同富裕新階段，慮及一維的減貧到多維的共同富裕之間的差異，有必要進(jìn)一步探討生態(tài)補(bǔ)償對促進(jìn)農(nóng)戶共同富裕的作用機(jī)制。鑒于此，本研究基于對山東省生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平的影響效果、作用渠道及異質(zhì)性影響。主要解答以下問題：①生態(tài)補(bǔ)償能否促進(jìn)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶實現(xiàn)共同富裕？不同類型生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)是否存在差異？②如果生態(tài)補(bǔ)償能夠促進(jìn)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕的實現(xiàn)，那么其作用渠道是什么？③這種促進(jìn)效應(yīng)在不同條件下是否具有異質(zhì)性？與已有研究相比，本研究可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，從研究視角看，立足于生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶這一特殊群體，實證考察生態(tài)補(bǔ)償在提升生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平方面的作用，為實現(xiàn)全體人民共同富裕的研究提供了一個新的視角。第二，從研究內(nèi)容看，本研究揭示了生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶多維共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)、作用渠道及異質(zhì)性影響，可為制定地區(qū)和群體差異化的生態(tài)補(bǔ)償政策提供科學(xué)依據(jù)。

2 理論分析與研究假說

通過對以往文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們較少直接、系統(tǒng)地分析生態(tài)補(bǔ)償與農(nóng)戶共同富裕之間的邏輯關(guān)系，尤其對二者之間作用渠道還有待進(jìn)一步厘清。因此，本研究從提高非農(nóng)就業(yè)率、增強(qiáng)內(nèi)生動力、提高政府信任度等角度分析生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕的作用渠道及其影響。

2. 1 生態(tài)補(bǔ)償、非農(nóng)就業(yè)率與農(nóng)戶共同富裕

非農(nóng)就業(yè)是指農(nóng)業(yè)勞動力從傳統(tǒng)低收入農(nóng)業(yè)部門流向了收入更高的現(xiàn)代部門［22］。提高非農(nóng)就業(yè)率不僅可以加快農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)、提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率，還豐富了收入來源、發(fā)揮顯著增收效應(yīng)，最終起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距和增進(jìn)共同富裕的重要作用［23］。理論上，生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率的提升路徑主要體現(xiàn)在以下兩方面：一是生態(tài)補(bǔ)償通過影響當(dāng)?shù)貏趧恿κ袌鲂枨蟮淖兓?，從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中釋放農(nóng)村勞動力，進(jìn)而加速當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶流向非農(nóng)部門。例如，部分地方政府實施退耕還林、封山育林、化肥農(nóng)藥禁用等生態(tài)建設(shè)，促使當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶對勞動力生產(chǎn)要素進(jìn)行重新調(diào)整，使其更多集中在優(yōu)勢生產(chǎn)部門以增加生產(chǎn)要素的邊際回報率。二是在提高生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)自然資源規(guī)模和環(huán)境質(zhì)量的基礎(chǔ)上，當(dāng)?shù)卣浞掷昧己蒙鷳B(tài)環(huán)境的外部效應(yīng)，因地制宜探索包括特色旅游、農(nóng)產(chǎn)品加工等在內(nèi)的多樣化可持續(xù)的發(fā)展模式，增加了非農(nóng)就業(yè)和創(chuàng)業(yè)機(jī)會，從而提升了生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率。因此，生態(tài)補(bǔ)償可能會通過提升生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率，從而促進(jìn)共同富裕。

2. 2 生態(tài)補(bǔ)償、內(nèi)生動力與農(nóng)戶共同富裕

內(nèi)生動力源于個體對外界信息的綜合評價、行為偏好，以及通過信息接收與處理形成的主觀感受、心理態(tài)度和行為驅(qū)動力，是個體控制和改變行為決策的重要前提［24］。管睿等［25］指出，內(nèi)生動力是農(nóng)戶發(fā)展的根本力量，只有將外部推力轉(zhuǎn)化為內(nèi)生動力，才能在保障農(nóng)戶增收的同時，激發(fā)其發(fā)展致富的主動性、積極性和創(chuàng)造性，進(jìn)而從物質(zhì)和精神的雙重視角推動實現(xiàn)共同富裕。理論上，生態(tài)補(bǔ)償可以通過以下兩條路徑激發(fā)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶內(nèi)生動力：一是“成本共擔(dān)、效益共享、合作共治”的多元化生態(tài)補(bǔ)償模式的建立，為地方政府提升生態(tài)補(bǔ)償執(zhí)行力度提供有力資金保障的同時，也將當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶參與生態(tài)補(bǔ)償提升到更加深入和全面的程度，極大地強(qiáng)化了其發(fā)展致富內(nèi)生動力。二是隨著“輸血式”補(bǔ)償方式逐步向“造血式”補(bǔ)償方式的轉(zhuǎn)化，生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)地方政府探索實施了包括技術(shù)型補(bǔ)償、智力型補(bǔ)償、產(chǎn)業(yè)型補(bǔ)償?shù)仍趦?nèi)的多樣化補(bǔ)償方式，在充分發(fā)揮農(nóng)戶致富主體作用的同時，使得部分農(nóng)戶真正掌握致富技能，并通過先富群體的帶動作用和示范效應(yīng)，激勵當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶將關(guān)注點和生計策略逐步轉(zhuǎn)變?yōu)閺?qiáng)化內(nèi)生動能狀態(tài)。因此，生態(tài)補(bǔ)償可能會通過增強(qiáng)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶內(nèi)生動力，從而促進(jìn)共同富裕。

2. 3 生態(tài)補(bǔ)償、政府信任度與農(nóng)戶共同富裕

政府信任度是指公眾對政府運(yùn)行行政權(quán)力從事公共管理和公共服務(wù)活動的信任程度［26］。丁從明等［27］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對政府部門的信任度越高，參與政府推行公共政策的可能性就越大，相應(yīng)的政策實施效果就越好。生態(tài)補(bǔ)償作為一項解決環(huán)境問題的公共政策工具集，因其在兼顧發(fā)展與保護(hù)雙重目標(biāo)上的突出表現(xiàn)而備受公眾青睞。隨著生態(tài)脆弱地區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)補(bǔ)償積極性不斷提高，生態(tài)補(bǔ)償不但發(fā)揮了良好的環(huán)境改善效應(yīng)，而且為農(nóng)戶發(fā)展提供了較好的物質(zhì)福利效應(yīng)和心理福利效應(yīng)［28］，進(jìn)而起到了推動農(nóng)戶實現(xiàn)共同富裕的積極作用。理論上，生態(tài)補(bǔ)償影響農(nóng)戶政府信任度的主要路徑包括：一是通過財政政策和資金的導(dǎo)向作用，實現(xiàn)生態(tài)補(bǔ)償?shù)氖芤嬲吆捅Ｗo(hù)者之間以及代際之間的成本收益共擔(dān)共享，體現(xiàn)了較好的公平性，進(jìn)而強(qiáng)化農(nóng)戶對政府的信任程度。二是考慮到不同地區(qū)的實際情況存在差異，對補(bǔ)償主客體、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)、補(bǔ)償方式以及補(bǔ)償效果評價實行差異化管理，保障生態(tài)補(bǔ)償?shù)目刹僮餍院涂茖W(xué)性，從而提高農(nóng)戶對政府的信任度。因此，生態(tài)補(bǔ)償可能會通過提高生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶政府信任度，從而促進(jìn)共同富裕。

綜合上述分析，生態(tài)補(bǔ)償能夠提升生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶家庭的非農(nóng)就業(yè)率、增強(qiáng)農(nóng)戶內(nèi)生動力和提高其政府信任度，進(jìn)而促進(jìn)實現(xiàn)共同富裕，由此提出如下待檢驗假說。

H1：生態(tài)補(bǔ)償能夠有效促進(jìn)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕。

H2a：生態(tài)補(bǔ)償通過提升生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)率，從而促進(jìn)共同富裕。

H2b：生態(tài)補(bǔ)償通過增強(qiáng)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶內(nèi)生動力，從而促進(jìn)共同富裕。

H2c：生態(tài)補(bǔ)償通過提高生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶政府信任度，從而促進(jìn)共同富裕。

3 研究設(shè)計

3. 1 數(shù)據(jù)來源

山東省是中國第4個批準(zhǔn)生態(tài)保護(hù)紅線劃定方案的省份，也是踐行綠色低碳高質(zhì)量發(fā)展的先行區(qū)。本研究所用數(shù)據(jù)來自課題組2022年2月—2022年3月對山東省生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)及其周邊地區(qū)農(nóng)戶的實地調(diào)查。樣本選擇具體步驟如下：①確定樣本地區(qū)。根據(jù)山東省生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)規(guī)劃圖，綜合考慮不同地區(qū)的生態(tài)補(bǔ)償實施情況、生態(tài)功能、生態(tài)系統(tǒng)類型、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及空間地理位置的差異，最終選擇15個樣本縣（區(qū)）進(jìn)行調(diào)查，包括黃河三角洲生物多樣性維護(hù)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的利津縣、河口區(qū)、墾利區(qū)；蒙山土壤保持生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的費(fèi)縣、沂南縣、蒙陰縣；蓮花山土壤保持生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的鋼城區(qū)、萊城區(qū)；太河水庫水源涵養(yǎng)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的淄川區(qū)、博山區(qū)；東平湖水源涵養(yǎng)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的東平縣；泰山生物多樣性維護(hù)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的泰山區(qū)、岱岳區(qū)；馬頰河-德惠河-貝殼堤島生物多樣性維護(hù)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的無棣縣；月湖水庫-霧蓿洼水庫水源涵養(yǎng)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的陽信縣。②確定樣本農(nóng)戶。為保證實地調(diào)研的可行性和便利性，在與各縣（區(qū)）政府部門協(xié)商后，每個縣（區(qū)）選取1～3個典型鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選擇2～4個行政村，采用分層逐級抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法選擇20～30個農(nóng)戶。③確定調(diào)查方式。調(diào)查方式采用調(diào)研人員與受訪農(nóng)戶一對一訪談的方式，由調(diào)查人員逐一對問卷的相關(guān)內(nèi)容進(jìn)行講解，使受訪農(nóng)戶能夠真正清楚問卷所需回答的問題。④設(shè)計調(diào)研問卷。調(diào)研問卷涉及的主要內(nèi)容為受訪農(nóng)戶家庭獲得的生態(tài)補(bǔ)償方式，包括資金補(bǔ)償、實物補(bǔ)償、技術(shù)補(bǔ)償和產(chǎn)業(yè)補(bǔ)償?shù)?；受訪農(nóng)戶家庭的共同富裕水平，包括物質(zhì)富裕、精神富裕和環(huán)境富裕三個維度；受訪農(nóng)戶家庭及地區(qū)特征，包括農(nóng)戶家庭情況（戶主性別、婚姻狀況、黨員身份等）、地區(qū)發(fā)展情況（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長）。⑤確定有效數(shù)據(jù)。調(diào)研共訪問了1 850 位農(nóng)戶，覆蓋15個縣（區(qū)）34個鄉(xiāng)鎮(zhèn)91個村，在剔除離群值和填寫有缺失的無效樣本后，最終獲得有效問卷1 762份，問卷有效率達(dá)95. 24%。為保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑一致，問卷調(diào)查內(nèi)容為2021年的農(nóng)戶信息。

從樣本農(nóng)戶個體特征來看（表1），女性居多，占比為54. 48%；樣本農(nóng)戶年齡主要分布在50 歲以上，占比為66. 86%，呈現(xiàn)老齡化特征；樣本農(nóng)戶受教育水平主要分布在初中及以下居多，占比為76. 11%；從家庭人口規(guī)模特征來看，樣本農(nóng)戶家庭人口規(guī)模主要集中在2～4人，占比為74. 46%；從收入水平來看，樣本農(nóng)戶家庭人均可支配收入均值在1萬元以下居多，占比為65. 44%。具體而言，樣本農(nóng)戶基本特征整體表現(xiàn)為留守婦女較多、年齡偏大、文化程度不高、家庭規(guī)模中等、收入水平較低。上述基本特征與山東省生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的實際情況相符。

3. 2 變量定義

3. 2. 1 被解釋變量：共同富裕水平

系統(tǒng)梳理相關(guān)文獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)，相對貧困與共同富裕的內(nèi)在耦合性體現(xiàn)在以下三方面：一是相對貧困治理作為新時期中國貧困治理的重點內(nèi)容，是驅(qū)動共同富裕實現(xiàn)的難點和關(guān)鍵所在，而城鄉(xiāng)間、農(nóng)村區(qū)域間和農(nóng)村內(nèi)部居民間差距較大成為推進(jìn)共同富裕的重點和難點。在空間層面，農(nóng)村相對貧困的消減通過提升欠發(fā)達(dá)地區(qū)在經(jīng)濟(jì)、社會、生態(tài)、文化等方面的發(fā)展水平，讓廣大農(nóng)民群眾能夠共享發(fā)展成果，有助于城鄉(xiāng)、區(qū)域和個體內(nèi)部差距縮小，進(jìn)而促進(jìn)整體共同富裕實現(xiàn)［29］。因而，相對貧困治理是實現(xiàn)共同富裕的必然要求，也是實現(xiàn)全體人民共同富裕最具標(biāo)志性和影響力的指標(biāo)。二是共同富裕作為社會主義的本質(zhì)要求，是相對貧困治理的終極目標(biāo)。黨的二十大對全面建成社會主義現(xiàn)代化強(qiáng)國作出了兩個階段的戰(zhàn)略安排，對推進(jìn)共同富裕也作出了相應(yīng)部署，檀學(xué)文［30］、張海霞等［29］等學(xué)者指出中國農(nóng)村相對貧困治理目標(biāo)必將從屬于新的“兩階段”發(fā)展戰(zhàn)略，服務(wù)于相對貧困人口福祉水平的提高及其差距的縮小，最終落腳于全體人民共同富裕。因而，共同富裕是相對貧困治理的目標(biāo)歸宿，也是相對貧困階段性目標(biāo)制定的主要依據(jù)。三是微觀層面的共同富裕在農(nóng)村體現(xiàn)為農(nóng)戶多維相對貧困的治理。共同富裕在微觀層面上的多維性主要體現(xiàn)在收入、健康、生態(tài)、教育、就業(yè)、保障和文化等方面［31］?；诳尚心芰碚摵突拘枰碚摚鄬ω毨У亩嗑S性主要包括反映經(jīng)濟(jì)維度的“貧”，也包含反映發(fā)展維度和環(huán)境維度的“困”［32］。就微觀層面而言，二者包含的內(nèi)容基本一致，相對貧困治理和推進(jìn)共同富裕實質(zhì)上是同一問題的兩個方面，農(nóng)戶多維相對貧困指標(biāo)體系可以代表農(nóng)戶共同富裕水平。綜上，不難發(fā)現(xiàn)相對貧困治理是實現(xiàn)共同富裕的必然要求，共同富裕是相對貧困治理的目標(biāo)歸宿，二者之間聯(lián)系緊密好比“一枚硬幣的正反兩面”，尤其在微觀層面農(nóng)戶多維相對貧困水平直接檢驗著共同富裕的實現(xiàn)程度。

關(guān)于共同富裕評價標(biāo)準(zhǔn)的制定大致可分為宏觀和微觀兩個層面。就宏觀層面而言，學(xué)者們基于對共同富裕內(nèi)涵的不同理解構(gòu)建了多樣化省際共同富裕水平評價指標(biāo)體系，例如李瑞松等［33］從經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會發(fā)展、收入消費(fèi)、文化發(fā)展和生態(tài)環(huán)境５個方面構(gòu)建了省際共同富裕發(fā)展水平指標(biāo)體系。就微觀層面而言，現(xiàn)有研究主要構(gòu)建以收入水平、收入差距等單一維度和包含物質(zhì)富裕、精神富裕等多維耦合的評價指標(biāo)［34］。然而，宏觀層面的指標(biāo)體系側(cè)重于概括反映區(qū)域內(nèi)總體的富裕水平，往往會模糊個體之間差異，難以反映微觀個體的真實發(fā)展情況，而共同富裕要求惠及全體人民，因而本研究在借鑒上述研究成果的基礎(chǔ)上，參考張金林等［31］從微觀層面構(gòu)建多維耦合的共同富裕指標(biāo)，結(jié)合生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶的實際情況進(jìn)行改進(jìn)后，從物質(zhì)富裕、精神富裕和環(huán)境富裕三個維度嘗試構(gòu)建了反映農(nóng)戶共同富裕水平指標(biāo)體系。測算個體共同富裕水平（CPL）的具體計算公式如下：

式中：n 代表共同富裕指標(biāo)體系包含的維度個數(shù)，m代表不同維度下對應(yīng)的指標(biāo)個數(shù)，F(xiàn)_ij是標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)值，W_ij是具體指標(biāo)權(quán)重，W_i則代表不同維度的權(quán)重。其中，在物質(zhì)富裕維度上，本研究主要考察收入水平、消費(fèi)情況和財富存量3個方面的指標(biāo)。根據(jù)汪三貴等［35］的研究及數(shù)據(jù)可得性考慮，分別以2022年中國農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)、農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出均值和農(nóng)戶樣本家庭總資產(chǎn)中位數(shù)的40%作為收入水平、消費(fèi)支出和財富存量指標(biāo)的臨界值。在精神富裕維度上，除考慮農(nóng)戶的教育水平、社會保障和健康狀況外，還加入集體活動參與和幸福感兩方面的指標(biāo)。在環(huán)境富裕維度上，本研究主要考察了生態(tài)治理、環(huán)境質(zhì)量和生態(tài)認(rèn)知3個方面的指標(biāo)。此外，為提高共同富裕水平評價體系的科學(xué)性和可靠性，避免出現(xiàn)指標(biāo)選取重復(fù)問題，研究采用R 聚類-變異系數(shù)方法篩選16項指標(biāo)候選集，表2列示了最終確定的11個測度指標(biāo)。

此外，回溯既往研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前關(guān)于共同富裕指標(biāo)體系權(quán)重的測度方法尚未達(dá)成一致，因而在沒有找到絕對優(yōu)于等權(quán)重賦值法的情況下，參考多數(shù)學(xué)者的做法，本研究采用聯(lián)合國開發(fā)計劃署（UNDP）和牛津大學(xué)貧困與人類發(fā)展研究中心（OPHI）建議的等權(quán)重賦值法對具體指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)。表2列示了共同富裕指標(biāo)的權(quán)重。

3. 2. 2 核心解釋變量：生態(tài)補(bǔ)償

補(bǔ)償方式多元化水平的提高是推進(jìn)生態(tài)補(bǔ)償?shù)墓ぷ髦匦模彩窃u估生態(tài)補(bǔ)償政策實施成效的關(guān)鍵指標(biāo)［36］。研究對象享受的補(bǔ)償方式越多，多元化水平越高，則生態(tài)補(bǔ)償政策的實施對其影響越大?；诖耍瑸樵u估農(nóng)戶享受生態(tài)補(bǔ)償?shù)亩嘣?，本研究設(shè)置訪談問題如下：“目前您及家庭成員享受了哪些補(bǔ)償方式？”結(jié)合靳樂山［37］對生態(tài)補(bǔ)償方式的劃分，本研究將生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶享受的補(bǔ)償方式歸納為實物、資金、技術(shù)和產(chǎn)業(yè)4種類型，核心解釋變量的具體取值范圍為［0， 4］。

3. 2. 3 中介變量：非農(nóng)就業(yè)率、內(nèi)生動力與政府信任度

參考尹志超等［22］、李玉山等［38］的研究，本研究設(shè)置中介變量指標(biāo)如下：①非農(nóng)就業(yè)率指標(biāo)使用非農(nóng)從業(yè)人數(shù)與家庭人口總數(shù)的比值來測度，取值范圍為［0， 1］。②內(nèi)生動力指標(biāo)設(shè)置問題“您及家庭成員符合哪一種生活狀態(tài)呢？”進(jìn)行測度，將備選答案“主要依賴政府幫扶”“依托于政府幫扶積極進(jìn)行自我發(fā)展”和“致力于自力更生、回饋社會”分別賦值為0、1、2，取值范圍為［0，2］。③政府信任度指標(biāo)采用受訪農(nóng)戶對當(dāng)?shù)卣闹饔^信任程度進(jìn)行測度，按照農(nóng)戶對當(dāng)?shù)卣湃味葎澐譃楹懿粷M意、不太滿意、一般、比較滿意、非常滿意5個層級，并按照順序依次賦值為0、1、2、3、4，取值范圍為［0，4］。

3. 2. 4 控制變量：戶主、家庭及地區(qū)層面控制變量

微觀層面的共同富裕還受到其他因素的影響，所以需要進(jìn)一步控制其余變量對農(nóng)戶共同富裕水平的影響?；谝延形墨I(xiàn)，本研究從戶主、家庭及地區(qū)三方面選取多個控制變量以提高實證分析結(jié)果的可靠性。表3列示了變量定義和描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。

3. 3 模型設(shè)定

本研究的內(nèi)生性主要有兩個來源：一是遺漏變量問題，地區(qū)層面可能存在推動或阻礙農(nóng)戶享受補(bǔ)償?shù)恼呋蛑贫纫约半y以預(yù)測的文化因素等，因而研究控制了區(qū)縣級固定效應(yīng)及其他可能影響生態(tài)補(bǔ)償政策實施的政策因素、其他難以觀測的因素。二是聯(lián)立偏誤問題，即生態(tài)補(bǔ)償會促進(jìn)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕，而農(nóng)戶共同富裕水平的提高也可能引起他們對生態(tài)保護(hù)的迫切需求，從而影響生態(tài)補(bǔ)償?shù)墓┙o水平。本研究采用工具變量法修正上述偏誤以保證結(jié)果穩(wěn)健性。

3. 3. 2 中介效應(yīng)模型

如何科學(xué)識別因果關(guān)系中的作用渠道是當(dāng)前學(xué)術(shù)界討論的熱點問題。越來越多學(xué)者指出傳統(tǒng)三段式逐步檢驗法可能存在明顯缺陷［39-40］。具體來說，三段式逐步檢驗法包括的三個模型涉及三組變量的估計，所以可能存在三個內(nèi)生性問題，那么至少需要兩個工具變量，并且要求三個誤差項之間互不相關(guān)。然而當(dāng)前實證研究多用觀察數(shù)據(jù)，要同時解決所有可能存在的內(nèi)生性問題會大幅增加研究的復(fù)雜性。對此，本研究參考Aguinis等［39］、江艇［40］和牛志偉等［41］的研究思路：一方面，增加使用Bootstrap推導(dǎo)的基于百分比的置信區(qū)間，這可以通過使用非參數(shù)測試程序來放寬Sobel檢驗中有關(guān)中介效應(yīng)是建立在假設(shè)系數(shù)的乘積是正態(tài)分布的基礎(chǔ)之上的問題。另一方面，為增強(qiáng)實證鏈條的完備性，在中介效應(yīng)研究中考慮中介變量與被解釋變量之間的關(guān)系?；诖耍瑯?gòu)建如下四段式中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗：

式中：Mediator_k分別代表非農(nóng)就業(yè)率、政府信任度和內(nèi)生動力三個中介變量，α、β、γ、δ 是待估參數(shù)，τ是殘差項，其余設(shè)定與式（2）保持一致。

4 實證分析結(jié)果

4. 1 生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕的影響

表4列示了生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中，列（1）是不加任何控制變量的OLS回歸結(jié)果，生態(tài)補(bǔ)償?shù)南禂?shù)為正且通過了1% 的顯著性水平檢驗。列（2）納入了個體、家庭和地區(qū)層面可能影響農(nóng)戶共同富裕的控制變量，由于部分影響共同富裕的因素被控制變量吸收，所以生態(tài)補(bǔ)償?shù)挠绊懴禂?shù)減小，但顯著性不變。列（3）進(jìn)一步用縣區(qū)固定效應(yīng)替換地區(qū)特征后，結(jié)果仍支持生態(tài)補(bǔ)償促進(jìn)農(nóng)戶共同富裕水平的有效性，且生態(tài)補(bǔ)償平均提高一個標(biāo)準(zhǔn)差，生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶的共同富裕水平提升約22. 62%（0. 083 0×0. 712 9/0. 261 6）。此外，為規(guī)避核心變量指標(biāo)恒定可能引起的偽回歸問題，參考Günther等［42］的處理方式，將被解釋變量轉(zhuǎn)換為二分變量，即農(nóng)戶共同富裕水平均值以上取值為1，反之取值為0，并選擇Probit模型進(jìn)行檢驗，最終列（4）和列（5）結(jié)果顯示，生態(tài)補(bǔ)償?shù)南禂?shù)均為正且通過了1%的顯著性水平檢驗。綜合上述分析，生態(tài)補(bǔ)償能夠顯著促進(jìn)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕，符合假說H1預(yù)期。

進(jìn)一步地，依據(jù)對農(nóng)戶后續(xù)發(fā)展能力影響的不同，將生態(tài)補(bǔ)償劃分為輸血型生態(tài)補(bǔ)償和造血型生態(tài)補(bǔ)償兩種，并分別考察兩種不同類型生態(tài)補(bǔ)償分別對不同維度共同富裕水平的影響，回歸結(jié)果見表5。整體而言，輸血型生態(tài)補(bǔ)償和造血型生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶物質(zhì)富裕、精神富裕和環(huán)境富裕均有顯著的正向影響，這一結(jié)果進(jìn)一步驗證了輸血型生態(tài)補(bǔ)償和造血型生態(tài)補(bǔ)償?shù)亩嗑S富民效應(yīng)。具體而言，輸血型生態(tài)補(bǔ)償和造血型生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶物質(zhì)富裕和環(huán)境富裕的推動作用較大，對精神富裕的推動作用較小。這與現(xiàn)實情況相符，無論是輸血型生態(tài)補(bǔ)償還是造血型生態(tài)補(bǔ)償均能通過財政轉(zhuǎn)移支付或市場交易等途徑給予生態(tài)環(huán)境保護(hù)者合理補(bǔ)償，在實現(xiàn)環(huán)境保護(hù)經(jīng)濟(jì)外部性內(nèi)部化的同時充分激發(fā)生態(tài)環(huán)境保護(hù)者的積極性，保障了生態(tài)補(bǔ)償有效運(yùn)行和持續(xù)推進(jìn)［43］，進(jìn)而起到促進(jìn)生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶物質(zhì)富裕和環(huán)境富裕的作用。就教育水平、社會保障、健康狀況和集體活動參與而言，盡管兩種類型的生態(tài)補(bǔ)償可能通過增加農(nóng)戶可支配收入、提高家庭資產(chǎn)存量及改善周邊環(huán)境質(zhì)量等途徑對其產(chǎn)生一定積極作用，但仍主要取決于中央政府出臺的針對性政策和地方政府的政策執(zhí)行力度，受生態(tài)補(bǔ)償?shù)挠绊懴鄬^小；就幸福感而言，由于其屬于一種個體的主觀感受，所以農(nóng)戶幸福感的提升不僅源于收入水平的提高，也依賴個體積極的情感和良好的家庭環(huán)境，生態(tài)保護(hù)政策對其產(chǎn)生影響相對較小。因此，輸血型生態(tài)補(bǔ)償和造血型生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶精神富裕的影響要弱于對物質(zhì)富裕和環(huán)境富裕的影響。

另外，無論在物質(zhì)富裕維度、精神富裕維度還是環(huán)境富裕維度，造血型生態(tài)補(bǔ)償?shù)拇龠M(jìn)效應(yīng)均優(yōu)于輸血型生態(tài)補(bǔ)償。究其原因，盡管輸血型生態(tài)補(bǔ)償?shù)男Ч⒏鸵娪埃渲荒転槭軆斵r(nóng)戶提供短期和間斷式的收益，存在著不可忽視的“救助缺陷”［37］ 。與輸血型生態(tài)補(bǔ)償不同，以增加教育投資、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平及引導(dǎo)綠色現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)發(fā)展等為主導(dǎo)的造血型生態(tài)補(bǔ)償能夠增強(qiáng)農(nóng)戶的自我持續(xù)發(fā)展能力，甚至產(chǎn)生超越政策預(yù)期的乘數(shù)效應(yīng)，幫助受償農(nóng)戶逐步擺脫對外部救濟(jì)的依賴，進(jìn)而走向自我可持續(xù)發(fā)展的良性軌道［7］。因此，造血型生態(tài)補(bǔ)償較輸血型生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕水平發(fā)揮了更強(qiáng)的推動作用。

4. 2 內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗

4. 2. 1 內(nèi)生性處理

慮及微觀層面的共同富裕可能反向影響生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤?，為避免?lián)立偏誤問題，本研究參考Ellis等［44］構(gòu)造工具變量的做法，以“同一村莊或社區(qū)其他農(nóng)戶享受生態(tài)補(bǔ)償指標(biāo)的均值”作為工具變量。選擇此工具變量的原因是：首先，在鄰里關(guān)系非常緊密的農(nóng)村地區(qū)不存在距離和制度障礙，農(nóng)戶個體行為往往會受到周邊其他農(nóng)戶的影響，即存在“同儕效應(yīng)”，所以導(dǎo)致周圍農(nóng)戶參加生態(tài)補(bǔ)償項目會通過拓業(yè)增收、享受政策紅利和人居環(huán)境改善等對農(nóng)戶自身產(chǎn)生影響。其次，其他農(nóng)戶享受的生態(tài)補(bǔ)償往往不會直接影響農(nóng)戶自身的共同富裕水平，農(nóng)戶也不能控制其他農(nóng)戶享受的生態(tài)補(bǔ)償。因此，選擇“同一村莊或社區(qū)其他農(nóng)戶享受生態(tài)補(bǔ)償指標(biāo)的均值”作為工具變量能夠同時滿足相關(guān)性和外生性要求。表6列示了引入工具變量后的2SLS估計結(jié)果。IV?2SLS第一階段的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所選工具變量與核心解釋變量存在顯著正相關(guān)關(guān)系，滿足工具變量相關(guān)性要求。此外，由于F 統(tǒng)計值顯著高于臨界值10，所以并不存在弱工具變量的問題。IV?2SLS第二階段結(jié)果發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補(bǔ)償?shù)南禂?shù)為0. 085 3，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，意味著生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶享受的生態(tài)補(bǔ)償每增加1個單位，對應(yīng)的共同富裕水平會隨之提高8. 53%。上述研究結(jié)果與前文結(jié)果相比未發(fā)生實質(zhì)性變化，從而進(jìn)一步驗證了假說H1。

4. 2. 2 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，除引入選定控制變量和工具變量進(jìn)行回歸外，本研究進(jìn)一步采用以下方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：第一，增加控制變量。由于政策執(zhí)行力度與質(zhì)量直接決定了生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤┬ЧM(jìn)而影響農(nóng)戶共同富裕水平，所以該研究借鑒莫永波等［45］構(gòu)建的地方政府執(zhí)行力評價指標(biāo)體系，采用熵值法測度具體指標(biāo)權(quán)重并計算得出地方政府執(zhí)行力指數(shù)，進(jìn)一步將其作為控制變量納入基準(zhǔn)回歸模型。第二，數(shù)據(jù)縮尾處理。為降低極端數(shù)值對實證結(jié)果的干擾，對數(shù)據(jù)進(jìn)行雙側(cè)1%縮尾處理，將處于（1%，99%）范圍之外的觀察值分別替換為1%分位和99%分位的數(shù)值，并對處理后的新樣本重新回歸。第三，重新核算被解釋變量。CRITIC賦值法是一種能夠兼顧指標(biāo)內(nèi)沖突性和變異性來綜合衡量具體要素權(quán)重的科學(xué)評價方法。考慮到共同富裕評價指標(biāo)體系的各指標(biāo)之間屬于并列關(guān)系，且存在一定關(guān)聯(lián)關(guān)系，因此重新選擇CRITIC賦值法對共同富裕水平構(gòu)成要素賦權(quán)，以重新核算農(nóng)戶共同富裕水平。表6列示了基于控制政府執(zhí)行力、縮尾處理和重新核算因變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，核心解釋變量生態(tài)補(bǔ)償?shù)南禂?shù)仍顯著為正，估計結(jié)果與前文結(jié)論保持一致。

4. 3 生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕的影響機(jī)制檢驗

假說2認(rèn)為，生態(tài)補(bǔ)償主要通過提升農(nóng)戶家庭的非農(nóng)就業(yè)率、增強(qiáng)其內(nèi)生動力和提高政府信任度等渠道影響生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶的共同富裕水平，對此本研究使用前文所設(shè)四段式中介效應(yīng)模型對其進(jìn)行檢驗，中介效應(yīng)的檢驗步驟如下：首先，檢驗核心解釋變量對被解釋變量的影響，若該結(jié)果顯著，則總效應(yīng)顯著。其次，檢驗核心解釋變量對中介變量的影響，只有該影響顯著，才能繼續(xù)后續(xù)檢驗步驟。再次，檢驗中介變量對被解釋變量的影響，并將核心解釋變量和中介變量同時放入回歸模型，若中介變量系數(shù)顯著性得到驗證，說明中介效應(yīng)存在；若此時核心解釋變量系數(shù)同樣顯著，說明直接效應(yīng)顯著，即存在部分中介效應(yīng)。最后，同時進(jìn)行Sobel檢驗和Bootstrap（1 000）次抽樣檢驗，若均通過檢驗，將進(jìn)一步驗證中介效應(yīng)的存在。

為避免變量之間存在高度相關(guān)而出現(xiàn)的多重共線性問題，計算方差膨脹因子和相關(guān)系數(shù)對回歸模型中各個變量之間進(jìn)行多重共線性檢驗，發(fā)現(xiàn)雖然各變量之間存在一定的相關(guān)性，但相關(guān)系數(shù)均低于共線性的臨界值0. 7，且VIF均值也為1. 18，所以實證分析中不會出現(xiàn)嚴(yán)重的多重共線性問題。表7列示了生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕影響機(jī)制的檢驗結(jié)果。表7中非農(nóng)就業(yè)率的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示：列（1）中生態(tài)補(bǔ)償?shù)南禂?shù)顯著為正，與前文回歸結(jié)果一致，驗證了生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平有顯著的促進(jìn)作用。列（2）中生態(tài)補(bǔ)償系數(shù)為正且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤┛纱龠M(jìn)農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)率提升。列（3）和列（4）中非農(nóng)就業(yè)率系數(shù)為正且在1%水平上顯著，且列（4）中使用逐步回歸法的結(jié)果顯示，核心解釋變量生態(tài)補(bǔ)償系數(shù)值與列（1）相比略有下降。在此基礎(chǔ)上，本研究繼續(xù)進(jìn)行Sobel檢驗，結(jié)果顯示 Z 值統(tǒng)計量是3. 279 7，且在1%水平上顯著，同時，該Bootstrap（1 000）次抽樣檢驗，結(jié)果顯示置信度為95% 的中介效應(yīng)置信區(qū)間是［0. 005 1，0. 009 2］，置信區(qū)間內(nèi)未包含 0。綜合上述分析，農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)率的提高起到了中介效應(yīng)，即生態(tài)補(bǔ)償會提升農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)率，從而提升其共同富裕水平，符合假說H2a預(yù)期。此外，表7列示了內(nèi)生動力的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果和政府信任度的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，同理可驗證生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶內(nèi)生動力的增強(qiáng)和政府信任度的提高起到了中介效應(yīng)。以上結(jié)果可以說明，非農(nóng)就業(yè)率、內(nèi)生動力和政府信任度在生態(tài)補(bǔ)償和農(nóng)戶共同富裕水平之間發(fā)揮中介效應(yīng)，假說 H2a、H2b、H2c均成立。

4. 4 生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕影響的異質(zhì)性檢驗

4. 4. 1 農(nóng)戶代際差異

由代際差異理論可知，處于不同年齡階段的農(nóng)戶群體在價值觀念、知識技能、身體素質(zhì)等方面存在一定差異，進(jìn)而可能會影響到生態(tài)補(bǔ)償對其共同富裕水平的推動作用。因此，基于戶主年齡差異，參考林榮平等［46］的劃分標(biāo)準(zhǔn)，以1978年出生作為分界線，將樣本劃分為新生代農(nóng)戶組和老一代農(nóng)戶組進(jìn)行異質(zhì)性分析。表8列示了生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕水平影響的異質(zhì)性檢驗結(jié)果。其中，基于農(nóng)戶代際差異將樣本農(nóng)戶劃分為新生代農(nóng)戶和老一代農(nóng)戶的分組回歸結(jié)果顯示，新生代農(nóng)戶組的結(jié)果不顯著，而老一代農(nóng)戶組中生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕水平的系數(shù)則顯著為正，費(fèi)舍爾組合檢驗經(jīng)驗P 值在1% 水平上顯著，說明生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤弦淮r(nóng)戶共同富裕水平的推動作用更強(qiáng)。究其原因，相較于新生代農(nóng)戶，老一代農(nóng)戶不僅普遍存在知識技能不足、文化素養(yǎng)水平較低等問題，還表現(xiàn)出更濃厚的鄉(xiāng)土情結(jié)和安土重遷的價值觀念。在能力和感情的雙重限制下，老一代農(nóng)戶面臨就業(yè)機(jī)會較少、返貧風(fēng)險高和養(yǎng)老困難等現(xiàn)實問題，而生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤槠涮峁└喟l(fā)展機(jī)會和就業(yè)渠道，有效提升了老一代農(nóng)戶生計能力、收入水平和生活質(zhì)量。因此，生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤r(nóng)戶共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)在老一代農(nóng)戶中更為明顯。

4. 4. 2 地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度差異

不同發(fā)展程度地區(qū)在經(jīng)濟(jì)實力、發(fā)展渠道、勞動力市場活躍度等方面存在差異，因而生活在生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶行為決策及生活水平很大程度上會受地區(qū)發(fā)展程度的影響?；诘貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的差異，參考黃亮雄等［47］的研究，依據(jù)是否高于中國人均生產(chǎn)總值均值，將高于均值的一組劃分為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的一組，將小于均值的一組劃分為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低的一組進(jìn)行異質(zhì)性分析。表8列示了基于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度差異將樣本農(nóng)戶劃分為經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高地區(qū)組和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低地區(qū)組的分組回歸結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高組的結(jié)果不顯著，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低組中生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶共同富裕水平的系數(shù)在1%水平上顯著為正，經(jīng)驗P 值在5%水平上顯著，說明生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤?jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低地區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平的推動作用更強(qiáng)。究其原因，在發(fā)展程度較高的地區(qū)，高生活水平和勞動力市場活躍程度更容易產(chǎn)生聚集經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，進(jìn)而為增強(qiáng)當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶可行能力提供了多樣化渠道和發(fā)展機(jī)會。與之形成鮮明對比的是，對發(fā)展程度偏低地區(qū)農(nóng)戶而言，盡管當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿托枨缶^大，但缺乏適應(yīng)性政策和發(fā)展機(jī)會，所以發(fā)展水平低區(qū)域農(nóng)戶對獲取生態(tài)補(bǔ)償?shù)钠惹谐潭雀?。因而不難理解，地區(qū)發(fā)展程度越低，實施生態(tài)補(bǔ)償對當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶共同富裕水平的影響就越大，反之，則越小。

4. 4. 3 生態(tài)系統(tǒng)類型差異

考慮到不同類型生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)實施的生態(tài)補(bǔ)償措施和力度可能存在一定差異，本研究按照生態(tài)系統(tǒng)類型的不同，將生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)劃分為森林、濕地、草地和農(nóng)田4種類型保護(hù)區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析。表8中列示了基于生態(tài)系統(tǒng)類型差異將樣本劃分為森林、濕地、草地和農(nóng)田的分組回歸結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，分組回歸結(jié)果的生態(tài)補(bǔ)償?shù)南禂?shù)均顯著為正，6組費(fèi)舍爾組合檢驗經(jīng)驗P 值均不顯著，說明對居住在不同類型生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶而言，生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤ζ涔餐辉Ｋ骄鶗a(chǎn)生有效推動作用，但這種推動作用之間不存在明顯差異。究其原因，近年來，隨著生態(tài)文明建設(shè)的持續(xù)穩(wěn)步推進(jìn)，生態(tài)補(bǔ)償實施范圍和領(lǐng)域不斷擴(kuò)大，針對不同生態(tài)系統(tǒng)類型的生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制逐步完善，所以按生態(tài)系統(tǒng)類型分組回歸后，各組回歸結(jié)果之間并未存在顯著差異。

5 結(jié)論與啟示

5. 1 結(jié)論

本研究基于物質(zhì)-精神-環(huán)境的三重視角，在綜合測度生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕水平基礎(chǔ)上，實證探究了生態(tài)補(bǔ)償對當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶共同富裕實現(xiàn)的促進(jìn)效應(yīng)、作用渠道及異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)，生態(tài)補(bǔ)償顯著促進(jìn)了生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕，這一作用主要是通過提升非農(nóng)就業(yè)率、增強(qiáng)內(nèi)生動力和提高政府信任度三種渠道來實現(xiàn)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，雖然不同類型的生態(tài)補(bǔ)償均能夠發(fā)揮多維富民效應(yīng)，但造血型生態(tài)補(bǔ)償對共同富裕各個維度的促進(jìn)作用均優(yōu)于輸血型生態(tài)補(bǔ)償，慮及農(nóng)戶獲得造血型生態(tài)補(bǔ)償?shù)木颠€處于較低水平，意味著多元化造血型生態(tài)補(bǔ)償?shù)膶嵤┚哂休^大的拓展空間及實踐意義。在異質(zhì)性分析中，生態(tài)補(bǔ)償對生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)農(nóng)戶共同富裕的促進(jìn)效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低地區(qū)和老一代農(nóng)戶群體中更為凸顯，這說明生態(tài)補(bǔ)償?shù)耐菩袘?yīng)充分考慮地區(qū)和農(nóng)戶群體的異質(zhì)性特征。

5. 2 政策啟示

5. 2. 1 實現(xiàn)生態(tài)補(bǔ)償全覆蓋，制定差異化補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)

生態(tài)補(bǔ)償作為一種能夠有效協(xié)調(diào)保護(hù)與發(fā)展之間矛盾的政策工具集，成為新發(fā)展階段實現(xiàn)共同富裕的重要保障。然而，雖然中國現(xiàn)行的要素補(bǔ)償和區(qū)域補(bǔ)償?shù)母采w范圍與生態(tài)保護(hù)紅線存在較大面積的重合，但無論是補(bǔ)償范圍還是補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，均與生態(tài)保護(hù)紅線區(qū)的利益訴求相去甚遠(yuǎn)。因而，未來應(yīng)在整合相關(guān)生態(tài)補(bǔ)償?shù)幕A(chǔ)上，開展生態(tài)綜合補(bǔ)償，致力于形成全覆蓋、不重復(fù)、能有機(jī)銜接的生態(tài)補(bǔ)償體系。同時，慮及機(jī)會成本異質(zhì)性和生態(tài)服務(wù)異質(zhì)性的客觀存在，需進(jìn)一步制定差別化的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益的辯證統(tǒng)一。

5. 2. 2 拓展生態(tài)補(bǔ)償方式種類，增加造血型補(bǔ)償供給水平

雖然地方政府積極探索并提出了一系列多元化的生態(tài)補(bǔ)償幫扶方式組合，但是現(xiàn)有的生態(tài)補(bǔ)償方式仍以輸血型補(bǔ)償為主，未能充分發(fā)揮造血型補(bǔ)償?shù)母幻裥?yīng)。然而，研究表明，無論在物質(zhì)富裕維度、精神富裕維度還是環(huán)境富裕維度，造血型生態(tài)補(bǔ)償?shù)拇龠M(jìn)效應(yīng)均優(yōu)于輸血型生態(tài)補(bǔ)償。因而，建議進(jìn)一步加大補(bǔ)償區(qū)綠色產(chǎn)業(yè)建設(shè)和扶持，如綠色農(nóng)業(yè)、生態(tài)旅游等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，強(qiáng)化對農(nóng)戶的就業(yè)培訓(xùn)與指導(dǎo)，提高農(nóng)戶參與當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)、綠色農(nóng)業(yè)發(fā)展建設(shè)的分成比例，豐富生態(tài)補(bǔ)償方式的可選擇空間，以發(fā)揮不同類型生態(tài)補(bǔ)償?shù)恼邇?yōu)勢。

5. 2. 3 關(guān)注農(nóng)戶和地區(qū)異質(zhì)性特征，適度提高生態(tài)補(bǔ)償瞄準(zhǔn)性

生態(tài)補(bǔ)償?shù)母幻裥?yīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低地區(qū)和老一代農(nóng)戶群體中更為凸顯。對此，在資金和政策資源有限的情況下，建議在生態(tài)補(bǔ)償?shù)姆秶鷥?nèi)設(shè)置優(yōu)先級或傾斜值，賦予弱勢群體更多的選擇權(quán)，切實落實政策優(yōu)先瞄準(zhǔn)生態(tài)與發(fā)展問題交織地區(qū)，優(yōu)先吸納有勞動能力的相對貧困人口參與生態(tài)建設(shè)項目。同時，通過引入社會資本、金融機(jī)構(gòu)、環(huán)保公益組織等融資方式，消除貧困地區(qū)和農(nóng)戶參與生態(tài)補(bǔ)償?shù)馁Y金壁壘，以創(chuàng)造弱勢群體可持續(xù)生計培育和發(fā)展的有利環(huán)境。

（責(zé)任編輯：王愛萍）