水環境治理下農村綠色產業升級機理研究

何壽奎，劉 浩

(重慶交通大學經濟與管理學院，重慶 400074)

0 引 言

改革開放40年來，中國農村經濟的發展取得了長足的進步，但同時也存在環境污染嚴重、資源消耗過度、勞動生產率不高等問題，如畜禽糞類導致的面源污染是工業有機污染的4.1倍，糧食作物化肥利用率僅為37.8%，82.6%的生活污水沒有集中處理或者部分集中處理，2016年非農產業勞動生產率12.13 萬元，農業產業勞動生產率僅為2.96 萬元。隨著中國經濟步入新常態，過去的資源消耗型發展模式已經難以適應新時代下的經濟發展要求。推動農村產業升級，引導農村經濟增長從粗放型轉向集約型，實現高質量發展是我國農村經濟與社會發展的必由之路。同時，面對日趨嚴峻的水環境問題，我國正不斷加大農村水環境治理力度，生態環境狀況有所改善。十八大提出了建設社會主義生態文明的總體要求，十九大報告更是將人與自然和諧共生納入新時代堅持和發展中國特色社會主義的基本方略。近年來為促進農業綠色發展和農村環境治理，國家出臺了多項文件，2017年9月國務院辦公廳印發《關于創新體制機制推進農業綠色發展的意見》，2018年2月國務院印發了《農村人居環境整治三年行動方案》，2018年7月農業農村部關于印發《農業綠色發展技術導則(2018-2030年)》的通知。因此，研究水污染治理能否促進農村地區的綠色產業升級，實現環境保護和產業升級的雙重目的，對引導農村地區建設社會主義生態文明和實現農村經濟高質量發展具有重要意義。

國內外學者做出了很多有價值的研究，主要可以分為以下3個方面：

第一，從國家或地區的角度分析環境規制對整體產業升級的影響。Chen等[1]分析了長江經濟帶內各省的生態效率、環境監管機會成本和區域間產業轉移戰略之間的關系，認為長江經濟帶各省市必須保持一定程度的法規差異，以協調經濟和環境發展。Zhang等[2]建立計量經濟學模型，研究了京津冀地區環境規制政策對區域產業結構升級的影響，研究認為，環境法規對產業結構升級具有長期促進作用，而經濟措施往往比非經濟措施更加有效。

第二，從農業產業結構的角度分析影響農業產業升級的因素。陳銀娥和陳薇[3]構建了農業機械化、產業升級和農業碳排放相互關系的聯立方程，分析三者之間的關系，研究認為農業機械化對產業升級和減少碳排放有促進作用。蔣江林[4]通過GMM方法研究了農村勞動力轉移與產業升級的內生性關系，結果顯示第二、三產業的發展對農村勞動力轉移有促進作用，第一產業則相反，同時，農村勞動力轉移對產業升級存在正向作用。劉立平[5]采用了灰色關聯分析法研究了河南省農業機械化與農業產業結構之間的關系，認為農業產業結構調整與農業機械化之間存在較強關聯度。許標文等[7]基于省際面板數據，通過聯立方程分析了環境規制與農業增長之間的關系，認為環境規制對農業增長的影響從促進向制約轉化。Fan等[6]針對印度的農村基礎設施進行研究，道路、電力等基建投資對農業產出的增長起到促進作用，并且落后地區的投資邊際效益高于發達地區。

第三，從污染治理的角度分析了環境規制對農業技術進步和農業面源污染的影響。陶群山[8]和馮卓[9]分別以安徽省和遼寧省為研究對象，分析了污染治理對農業科技進步的影響，二者均基本認為環境規制對農業科技進步存在促進作用，但短期內效果不明顯。秦天等[10]認為水污染治理與農業面源污染之間存在綠色悖論，僅提高環境規制不會減小農業面源污染產生的健康風險，反而會而擴大隱形經濟規模。趙麗娟等[11]利用超對數SFA模型和門檻檢驗分析了水污染治理對農業科技創新效率的影響，結果顯示環境規制對農業科技創新效率具有促進作用，但存在顯著的門檻效應。

目前國內外關于水污染治理對農村產業升級影響的研究成果較少。本文從農村視角出發，基于全國30個省級行政區面板數據，對分析了水污染治理下農村綠色產業升級機理，并對環境規制產生的作用效果進行定量分析。對農村地區的水污染治理政策的制定和引導綠色產業升級具有重要意義。

1 機理分析與研究假說

水污染治理對農村綠色產業升級的影響包括3個層面：第一，由于環境規制的作用，在同一產業內資源要素由低效率部門流向高效率部門。水環境規制加重了勞動生產率低的企業的成本負擔，促使其減小生產，甚至退出市場[12]。并且，由于環境成本的增加，在淘汰技術落后、低效的企業的同時，也提高了行業準入門檻，新進入行業者必須具備先進的綠色生產技術，否則難以形成競爭優勢，限制了新的經營者的進入[13]。第二，嚴格的環境治理措施使得被規制對象的環境成本提高，行業利潤率下降，促使資源要素在產業間流轉，從污染密集型產業流向環境友好型產業。在環境規制下，原本從事污染水平較高的種植、養殖、農產品加工等行業的企業需要為此付出更高的成本，可能轉向開發鄉村旅游、發展生態園區等污染水平較低的行業，使得清潔型產業占比增加。第三，“波特假說”認為適當的水環境污染治理可以促進綠色技術的發展，提高企業的生產力，抵消環境保護帶來的成本。短期來看，環境規制會增加企業的環境成本，擠占技術研發的資源投入，但長期來看，水環境治理有利于倒逼農業企業及種植戶進行技術創新，選擇低污染生產技術，以彌補規制政策帶來的額外成本，維持自己的競爭優勢，從而實現產業升級。環境規制對產業轉型升級的微觀作用機理如圖1所示。基于分析環境規制對農村綠色產業升級影響的機理，提出如下假設：

假設1：當其他因素保持不變時，水環境治理能夠對農村綠色產業升級起到促進作用。

我國經濟發展存在區域不平衡性，相關學者研究表明，環境規制的影響效果存在區域異質性[14,15]。經濟發展水平較高的地區生態環保意識較強，往往對環境要求更高，產業升級的技術與經濟基礎較好，環保投資與技術創新的動力較為強勁；經濟發展水平較低的地區為了吸引投資，可能在環境保護方面做出妥協，農業種植與養殖生產經營方式粗放，產業升級的技術支撐和經濟基礎相對薄弱，農業污染控制的技術經濟能力比較弱。因此，提出如下假設：

假設2：相同的水環境治理水平在經濟發展程度不同的地區對農村綠色產業升級的影響程度不同。

圖1 水環境治理對產業轉型升級的微觀作用機理

2 研究設計

2.1 模型設定

除水環境治理外，農村綠色產業升級還受到多種因素影響，通過分析現有類似研究的結果，引入控制變量，結合機理分析，構建水環境治理對農村綠色產業升級影響的計量經濟模型如下：

upgit=β0+β1envrit+β2Xit+ηi+μt+εit

(1)

式中：i表示地區；t表示年份；upg表示農村綠色產業升級；envr表示環境治理；X表示控制變量集合；β0為截距項；β1、β2為待估系數；ηi表示個體效應；μt為時間效應；εit為誤差項。

本文以2012-2015年，全國30個省級行政區(除西藏)的面板數據作為研究依據。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量

現有文獻大多以制造業產業升級或農業產業升級為研究對象。相關學者通過計算高技術產業收入占制造業產業收入的比值來衡量制造業產業升級，對于農業產業升級，部分學者利用泰爾系數來度量農業產業結構的優化，或者構建評價指標體系，利用熵值法計算農業產業升級。目前已有研究以農村綠色產業升級為研究對象的較少，本文通過計算農村就業人口中，從事第二、三產業人口的占比來衡量農村綠色產業升級。

2.2.2 核心解釋變量

對于如何度量水環境治理水平，目前學術界尚無定論，綜合相關文獻，常見的方法包括以下3種：

一是選擇某一種具有代表性的污染物，計算單位污染物排放量治理投資來度量環境規制強度。

二是計算水環境治理投資額占GDP的比重，利用政府在水環境治理方面的資金投入力度來衡量環境規制水平。

三是直接以污染物排放量來衡量環境規制，認為污染越嚴重，政府越需要制定嚴格環境治理標準，因此水環境規制強度越高。

相關研究表明，由于大量使用化肥農藥所產生的農業面源污染是農村地區生產活動的主要污染來源。在實際情況中，并非所有的水環境治理投入都能夠完全發揮出其規制作用，因此使用單位污染物排放量治理投資或者環境治理投資占GDP比重來度量環境治理強度存在偏差；認為政府會出于社會效益最大化，隨著污染物排放量的增加會加大水環境治理強度的觀點過于理想化，現實中地方政府為了實現經濟增長目標而選擇犧牲環境的情況并不少見。本文從水環境治理的實際效果出發，認為水環境規制強度越大，對應的污染物排放減少量越高即規制成效越明顯。基于數據的可獲得性，借鑒傅京燕和李麗莎[15]的方法，將來自農業源的化學需氧量(COD)和氨氮兩種主要污染物排放量的減少量綜合為環境規制度量指標。首先，計算兩種指標的權重。以各省份某一污染物排放量占全部省份的總排放量的比重除以該省份農林牧漁業產值占全部省份的總產值的比重作為該項污染物指標的權重，公式如下：

(2)

式中：i表示省份；j表示污染物類別；pij為第i個省份第j項污染物的排放量；ai為第i個省份農林牧漁業總產值；ωij表示第i個省份第j項水污染的權重。

其次，計算污染物排放量的減少量。以2011年農業源的COD和氨氮排放量為基礎，計算2012-2015年各年份兩種污染物排放量的減少量。由于兩種類型的數據不能直接計算，在此度兩項數據進行歸一化，公式如下：

(3)

最后，將歸一化后的兩項指標分別與各自對應的權重相乘并求和，綜合為一項指標來對環境規制的強度進行度量，公式如下：

(4)

2.2.3 控制變量

王海平等[16]基于福建省縣域面板數據的研究得出結論：縣域經濟發展程度越高，農民收入越高。收入水平的提高會使人民對生活環境的要求和環保意識隨之提高。同時，由于收入提高所帶來的充沛的資金，有利于農村綠色產業的發展。因此，本文選擇各省級行政區人均國民生產總值作為經濟發展水平和衡量指標，預計其對農村綠色產業升級起正向影響。

人口基礎是實現農村產業升級必不可少的因素。城鎮化率表示城鎮人口占總人口的比重，反映了農村地區人口向城市的轉移情況，城鎮化率越高的地區，農村人口規模越小，經濟通常活力較弱，農村綠色產業升級推進會相對困難。因此，預計城鎮化率對農村綠色產業升級起負面作用。

農村能源與交通基礎設施的建設水平有利于帶動當地鄉村旅游業的發展以及其他相關行業的協同發展，促進產業結構升級。江艷軍和黃英[17]研究認為各種類型的農村交通基礎設施中，農村交通和能源基礎設施對產業結構升級的影響最為顯著。因此，本文選擇農村能源基礎設施和農村交通基礎設施作為控制變量，并以農村人均用電量和人均道路面積分別為作為上述兩個變量的度量指標，并且預計農村能源和交通基礎設施建設對農村綠色產業升級會產生正向影響。

技術進步是驅動產業升級的重要因素。孫志紅和吳悅[18]認為技術的進步有利促進于產業升級。在環境規制條件下，技術先進的企業相對于技術落后的企業更容易在競爭中生存。農業技術先進的地區所需要投入農業生產的勞動力越少，相對而言從事其他行業的人員越多，越有利于該地區產業升級。本文選擇農業植物新品種權申請和授權來衡量農業技術水平，預計其對農村綠色產業升級起正向影響。

2.3 數據來源

相較于城市，長期以來農村地區稅環境污染的受重視程度不足，農村地區水環境污染物統計數據非常有限，現可獲取的數據僅有2011-2015年來自農業源的化學需氧量和氨氮排放量。本文以2011年上述兩種污染物排放量為基準計算各年污染物排放量的減少量，因此選擇2012-2015年為研究年份。相關變量數據來自于《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國縣域統計年鑒》以及《中國環境統計年鑒》。少量缺失數據采用插值法進行填補，西藏自治區數據缺失過多，故將其剔除。

3 實證分析

3.1 全樣本估計結果與分析

首先對全國30個省級行政區相關變量進行描述性統計，結果如表1所示。

表1 變量描述性統計結果

由于可獲取的面板數據的時間維度小于截面維度，此處不再進行單位根檢驗，直接利用數據進行分析[19]。利用Stata14進行霍斯曼檢驗，并判斷是應該選擇固定效應模型還是隨機效應模型。檢驗結果顯示P值為0.406 2，不拒絕原假設，此處應選擇隨機效應模型，基本回歸結果見表2。

表2 全樣本估計結果

由回歸分析結果可知：

(1)水環境治理回歸系數為0.041 289 4，并且通過了5%的顯著性水平檢驗。即當水環境治理水平提升1%時，農村綠色產業升級水平將提高約0.041 3%，說明了水環境治理可以倒逼農村綠色產業升級，假設1得到證實。

(2)經濟發展水平對農村綠色產業升級存在正向影響且結果顯著，與預期相符，但回歸系數較小，說明其在眾多影響因素中能夠發揮的作用有限。經濟發展單獨推動農村綠色產業升級的效果十分有限，產業升級需要采取諸如環境規制等措施來進行引導和驅動。

(3)城鎮化率對農村綠色產業升級存在正向影響，且通過了1%的顯著性檢驗，與預期結果相反。可能的原因是在城鎮化率較高的地區，農村人口向城市流動，使得農村地區人口壓力減小，經過土地流轉，原本分散的土地使用權獲得集中，土地利用效率得到提高，同時也為鄉村旅游等農村二、三產業的發展提供了空間。

(4)農村能源基礎設施在農村綠色產業升級中起正向影響且通過了1%的顯著性檢驗，與預期結果相符。電力、燃氣等能源是地區經濟發展的基本保障，農村能源基礎設施的發展降低了農村居民生活成本和鄉鎮企業的用電成本，鄉鎮企業的發展同時帶動了周邊服務業的協同發展，促進了農村產業升級。

(5)農村交通基礎設施對農村綠色產業升級起負向作用，但回歸系數較小，與預期結果想法。對此可能的解釋是：農村道路交通條件的改善，加強了農村地區和周邊城鎮的聯系，而農村地區能夠提供服務的水平和質量有限，難以完全滿足農村居民的需求。由于交通基礎設施的改善，農村居民為了追求諸如更高質量的教育、醫療等服務，部分原本應該發生在農村地區的消費流向周邊城鎮，對農村地區的服務業發展產生了一定的擠壓效應。

(6)農業技術水平對農村綠色產業升級存在正向影響且通過了1%的顯著性檢驗，與預期作用方向相符，但回歸系數較小，即作用效果不明顯。其可能的原因是從技術原理轉化為經濟效果存在一定的損失，目前我國科技成果轉化率相較于發達國家仍有較大差距，同時從技術轉變為經濟效益，促進農村綠色產業升級，其效果也需要較長的時間才能顯現。

3.2 分區域樣本估計結果與分析

由于我國經濟發展的不平衡，水環境治理在不同經濟發展水平的地區產生的效果可能存在差異。因此，以2012-2015年全國30個省級行政區(不含西藏)的平均人均國民生產總值作為評價標準，將排名前10的地區劃分為經濟發達地區，將排名在后20位的地區劃分為經濟欠發達地區，探討水環境治理對農村產業升級的區域異質性。分區域變量描述性統計如表3所示。

由表3可以看出，經濟發達地區的農村綠色產業升級水平和水環境治理力度明顯高于經濟欠發達地區。同時，在人均國民生產總值和農村能源基礎設施方面，經濟發達地區相對于經濟欠發達地區具有顯著優勢；在城鎮化率和農村交通基礎設施方面，經濟發達地區也高于經濟欠發達地區。對此，采用霍斯曼檢驗分別判斷上述兩類地區面板數據適用的模型類別，結果顯示，兩類地區的霍斯曼檢驗P值均大于0.05，因此均采用隨機效應模型。模型的估計結果如表4。

表3 分區域描述性統計

表4 分區域樣本估計結果

根據分區域回歸結果得出：①水環境治理對不同經濟發展水平的地區的農村綠色產業升級的影響存在顯著差異。經濟發達地區水環境治理對農村綠色產業升級的促進效果高于經濟不發達地區，且前者通過了1%的顯著性檢驗，而后者不顯著，假設2得以證實。一般相較于欠發達地區，經濟發達地區的社會資本更加充沛，信息基礎設施、交通基礎設施條件較好，人民思想更加活躍，對水環境的治理措施提高了被規制產業的經營成本，資源要素更容易流向其他行業，從而推動農村綠色產業升級。②經濟發展在兩類地區對農村綠色產業升級的作用方向不同，且均不顯著。不論是經濟發達地區還是欠發達地區，其回歸系數均接近于0，雖然符號相反，但由于數值微小，說明不論是經濟發展水平如何的地區，僅依賴市場經濟要素自身調節而不施加環保政策與污染排放干預，農村綠色產業升級難以自然進行。城鎮化率在不同的經濟發展水平下對農村綠色產業升級的影響具有顯著差異，但均不顯著。農村能源基礎設施和交通基礎設施在經濟發展水平不同的地區對農村綠色產業升級的作用方向一致，但對經濟欠發達地區的影響更強，說明經濟發展較落后的地區基礎設施的重要性更高。農業技術水平對兩類地區農村綠色產業升級均起到正向影響，但在經濟發達地區的作用效果更強且顯著。反映經濟發達地區具有的人才和資金優勢對提高科技轉化為經濟效益的效率更加有益，更有利于推動產業升級。

4 結論和政策建議

我國正處于經濟發展的關鍵時期，在面對亟待解決的環境問題的同時，如何推進農村綠色產業升級，是建設社會主義生態文明、保持中國經濟持續增長、縮小城鄉差距的關鍵。本文通過對2012-2015年中國30個省級行政區面板數據的研究得出：水環境治理能夠推動農村綠色產業升級。分區域樣本研究表明，經濟發達地區的環境規制強度明顯高于經濟欠發達地區，并且經濟發達地區水環境治理對農村綠色產業升級的促進作用強于經濟欠發達地區。通過對研究結果進行分析，提出以下政策建議：

一是建立農村水環境治理與綠色發展融合機制。充分利用水環境治理對農村綠色產業的推動效果，制定有效合理的規制措施，在遏制環境污染的同時，利用水環境治理促使資源要素由污染密集型行業流向環境友好型行業，在治理農村水環境的同時發展綠色產業，發展生態農業和觀光農業，將鄉村旅游與農村環境治理有機融合，引導農村勞動力、生產資料及自然資源等要素由低效高污染產業流向高效低污染的綠色產業。

二是發揮政府在農村環保投入與環保政策規制方面的引領作用。研究表明僅依靠經濟自身的發展難以實現農村綠色產業升級，政府應當將行政規制手段和市場規制的手段相結合，通過政策與資金扶持農村發展綠色農業、加大水環境基礎設施財政投入、加大農村水環境污染治理力度、完善水環境監督政策，正確引導農村經濟向綠色產業方向發展。

三是加強經濟欠發達地區水環境規制強度。先污染后治理模式已經不能適應我國高質量發展的要求，在加強水環境治理的同時，對于欠發達地區社會資本有限，農村居民思想局限等問題，政府應當設置創業啟動資金，并提供創業指導，有針對性地引導農村綠色產業升級。

四是通過農業種植養殖技術革新，促進農業產業升級。研究開發低污染種植技術，發展低排放養殖技術，提高畜禽廢棄物資源化利用率，加強人才隊伍建設，加大資金投入力度，促進產學研合作，提高農業技術的科技成果轉化率，是農村綠色產業升級必不可少的環節。