收入、生態與農民共富：來自農戶的證據

鄭沃林 李尚蒲

一、引言

農民問題一直是中國革命和現代化進程中的根本問題。中國農民問題包括“翻身解放”和“共同富裕”兩個偉大的歷史性進程(龔云，2014)。新中國的成立，農民獲得了翻身解放，從而徹底解決了中國農民問題的第一步。此后，經過艱難的探索，進而通過農村改革開放成果的積累，尤其是黨的十八大后開展的脫貧攻堅戰，到2020年底徹底解決了絕對貧困問題(張遠新，2021)。這為解決中國農民問題的第二步提供了堅實基礎，并跨入到逐步實現共同富裕的新征程。推進農民共富必須深刻理解共同富裕的本質。習近平總書記在中央財經委員會第十次會議上強調，“共同富裕是全體人民的共同富裕，是人民群眾物質生活和精神生活都富裕”。實現共同富裕的實質是增進人民幸福感。因此，理解增進幸福感的內在機理有助于為推進農民共富提供切實可行的實施策略。

已有研究表明，更高收入意味著更多的選擇，從而能夠有效地滿足個體的偏好及需求。考慮到幸福感與效用的耦合關系，在分配制度和政策給定的前提下，促進收入增長將是提升幸福感并推進共同富裕的關鍵(1)在《中共中央國務院關于支持浙江高質量發展建設共同富裕示范區的意見》中，評價示范區實質性進展的重要指標是人均GDP和城鄉居民收入水平。可見，促進人均收入增長是實現共同富裕的前提條件。。Veenhoven(1991)發現，富裕國家的國民幸福感遠高于貧窮國家的國民幸福感，而且各國人均GNP與主觀幸福感的系數高達0.84。Natali et al.(2018)在贊比亞農村進行的隨機對照試驗表明，在高收入環境下，農民幸福感更高。Diener(2000)也證明了經濟收入與主觀幸福感的顯著正相關關系。這一結論得到了羅必良等(2021)、尤亮等(2018)等對中國農民幸福感研究的實證支持。

被忽略的是，改革開放以來，隨著工業化與城鎮化的快速推進，農村的管制放松與扶農強農政策的實施，賦予了農民更為充分的經濟自主權、要素處置權與自由擇業權，農民收入不斷提高且來源逐步多樣化。收入增加盡管增進了農民的幸福感，但卻表現出結構性差異。在農民收入來源中，非農工資性收入和農業經營性收入構成了農民收入的核心部分，但這兩類性質不同的收入隱含著不同的“代價”，并對幸福感產生異質性影響。通常來說，非農工資性收入來源于外出務工，而外出務工隱含著“人戶分離”的問題，并伴隨著職業身份扭曲、地域歧視及與之關聯的親情缺失、身處異地的孤獨感。這不可避免地造成農民幸福感損傷。相反，隨著農村稅費改革、“惠農”政策實施及農地確權頒證，農業增收效果越明顯，對幸福感產生積極影響。因而，增進農民幸福感并推進共同富裕必須重視農業收入的作用。

探討農業增收的內生機理需要深刻地理解農業活動。農業活動的根本特征是，利用有構造的生命自然力進而利用其它自然力的活動。在這里，生命構造力包括溫度、濕度、水分、土壤等生態環境。考慮到任何其它自然力的利用方式與利用程度受到生命自然力構造的支配，農業活動及其收入與生態環境密切相關。例如，微生物對農作物生長有著決定性影響。當土壤中含有害物質較多，并超出土壤自凈能力時，土壤的結構和功能將發生改變。這在很大程度上降低了微生物的活性，使之難以通過生物學作用為農作物提供養分，并導致農作物的產量與質量下降，最終造成農業收入下降。換言之，經濟系統的發展必須建立在生態系統承載力的基礎上才具有可持續性。2013年，習近平總書記提出“既要綠水青山，也要金山銀山。寧要綠水青山，不要金山銀山。而且綠水青山就是金山銀山”；“良好生態環境是最公平的公共產品，是最普惠的民生福祉”。2017年，習近平總書記指出“既要創造更多物質財富和精神財富以滿足人民日益增長的美好生活需要，也要提供更多優質生態產品以滿足人民日益增長的優美生態環境需要”。這無疑說明了生態環境不僅是資源，也是生產力與經濟發展的基礎元素。以往研究從生態約束性，討論了生態污染對農業收入的抑制效應，卻缺乏從生態振興的角度，討論生態要素如何轉變為生產要素，進而實現農業增收效應(鄭沃林等，2021)。后者往往更有價值，不僅為“兩山理論”提供深層次的理論基礎，更為我國在后小康時期中構建農民共富政策提供依據。

本文利用中山大學2018年中國勞動力動態調查數據(CLDS)，探討經濟收入及其結構性差異對農民家庭幸福感的影響，闡明農業經營性收入的重要作用，并進一步從生態振興的角度揭示農業增收的內在機理。特別地，考慮到生態振興改善土地、勞動力和資金的配置狀態，由此形成的規模化、專業化、機械化所實現的農業增收效應，文章構建“農民收入—要素配置—生態環境”的分析線索，以期闡釋和檢驗生態振興對農業增收的影響，從而為提升農民家庭幸福感并推進農村共富的政策選擇提供依據。

二、理論推導及其假說

(一)收入與農民家庭幸福感：伊斯特林悖論

以斯密為代表的古典經濟學家認為：“勞動報酬優厚，是國民財富增進的必然結果，同時又是國民財富增進的自然征候。相反，人們的生活維持費不足，是社會停滯不進的征候，而他們處于饑餓狀態，乃是社會急速退步的征候”(亞當·斯密，1974)。“對于需要依靠勞動而活的個體來說，工資至少能夠維持他們的生活，甚至需要超過足夠維持生活的程度，否則影響到家庭生計的穩定性”，從而加劇對生活狀態的消極評價，導致幸福感損傷。顯然，收入增長提高了農民對生活狀態的滿意度，強化他們對未來生活的樂觀預期，并增進幸福感。不過，人們總是從自己所處的社會收入結構相對地位出發，將自己的生活狀態與他人進行比較，人們更關心的是自己有沒有被“相對剝奪”。如果某個人的收入與周邊的人的收入同比增長，這個人的幸福感不一定提升。相反，這個人的收入盡管提高，但提高幅度不如周邊的人，這個人的幸福感不僅不會增加，反而會下降(Duesenberry，1967)。現實中，農民往往處于社會階層的底端；他們被動地接受既定的分配制度，難以享有付出努力的成果，或者是付出努力的成果被他人剝奪。隨著收入增長，農民面臨的資源匱乏且努力成果被剝奪的狀態不斷顯現，從而導致收入對幸福感的邊際效用遞減。而且人們的物質占有欲是無止境的。即使在收入分配絕對平均的情景下，自身收入的提升也會引致對商品和勞務的大量消費訴求；由此擴大了物質占有欲，使得幸福感難以“被感知”(Shmotkin，1990)。顯然，當收入水平低于某個“拐點”時，收入增長會迅速地提高農民幸福感。當收入水平超過這個“拐點”時，收入增長對幸福感呈現邊際效用遞減的特征。

于是，本文提出假說1：收入對幸福感產生“倒U型”的影響；其中，在短期內，收入增進了幸福感，在長期內卻降低了幸福感。

(二)收入結構與農民家庭幸福感

羅必良等(2021)使用2013-2020年數據進行分析并發現，中國人均可支配收入對幸福感產生“倒U型”影響，拐點出現在人均可支配收入2.6萬元附近，即中國人均可支配收入超過2.6萬元后，收入增加反而會降低中國居民幸福感。根據國家統計局的數據顯示，2020年，我國農村居民人均支配收入不足1.8萬元，低于2.6萬元這一拐點值。顯然，促進農民收入增長是增進幸福感并推進共同富裕的重要措施。然而，農民收入存在著結構性差異。自改革開放以來，管制的放松、制度的演進賦予了農民較為充分的擇業權；這不僅改變了農民的就業結構，也推進了農民收入的結構轉型。農民收入表達為非農收入和農業收入。這兩種性質的收入所隱含的“代價”不盡相同，對幸福感產生異質性影響。通常來說，非農收入為農民獲得美好的生活提供了強大的物質支持；但農民主要從事低端的二、三產業(例如，建筑行業、制造行業或餐飲服務業)，企業本身的抗風險能力較低；在新冠肺炎疫情等風險的沖擊下，會出現經營困難的問題，并增加農民的失業風險(2)在新冠肺炎疫情的沖擊下，農民非農就業的失業率由2018年的2.15%升至2020年的3.63%，失業率較2018年上升了1.48個百分點(楊勝利、邵盼盼，2021)。。而且農民普遍缺乏人力資本優勢，一旦失業，很難及時獲得新的工作(3)相對于從事農業生產的農民而言，外出務工的農民和從事非農經營活動的農民受新冠肺炎疫情的影響程度更大，他們在承受非農收入減少的同時，也面臨難以持續性就業的問題(蘆千文等，2020)。。加之，農民非農就業權益一直得不到有效保障，包括企業不愿意為他們購買“五險一金”，甚至拖欠工資。從這個角度看，隨著非農收入占家庭收入比重不斷提高，農民需要承擔的失業風險提高，這降低了他們對未來生活的樂觀預期。同時，非農收入隱含著“人戶分離”的事實。非農收入不斷增長意味著家庭成員的長期分離(4)由于與父母長期分離，留守兒童存在情感缺失，從而表現出反社會行為。僅2013年，留守兒童犯罪占未成年人犯罪的70%；其中，侵犯財產類犯罪和暴力犯罪分別占61.6%和38.4%(劉文等，2021)。；這不僅引致農民關于愛與歸屬等情感缺失，強化了身處異地的孤獨感，甚至引致留守老人的自殺、留守兒童等反社會行為，由此進一步擴大了農民對未來生活的負面情緒。當負面情緒積累到一定程度后，就造成幸福感損傷。

于是，本文提出假說2：非農收入對幸福感產生“倒U型”的影響；其中，在短期內，非農收入增進了幸福感，在長期內卻降低了幸福感。

在全面推進農村家庭聯產承包責任制之后，農民依據集體成員資格的天賦性和公平性，以家庭為單位依法享有土地承包經營權。農民擁有的是嵌入“農地集體所有權”之中的“準所有權”，即無法“賣斷”“買斷”土地；這不僅杜絕了永久性“失地”問題，還構成了對農民生存權益的強制性保障。對于農民來說，農業收入具有“兜底性”作用，從而在很大程度上增強了安全感和自信心，并增進了幸福感。而且隨著鄉村振興戰略推進，大量工商資本到農村發展企業化經營的現代農業。農民專業合作社、家庭農場等新型農業經營主體得到顯著發展。農民依附于其中，不僅學習到新的技術和管理方式，還參與到一二三產業融合，從而實現農業增收，為獲得美好的生活提供了物質支持，增加了幸福感。然而，農業天然具有弱質性，而且均田承包制決定的“風險自負”特征，使得農業增收受自然風險與市場風險的約束。顯然，政策性農業保險能夠為農民提供風險轉移的作用。例如，2019年，農業保險覆蓋了超過70%的種植面積，承保了超過270種農作物，為1.8億戶次農民提供風險保障。與此同時，農業電子商務的發展突破了買賣雙方的時空限制，使之聚合在虛擬的平臺上。平臺記錄著所有的信息，減少了信息不對稱性，并避免機會主義行為。這在很大程度上實現了“以銷定產”，降低了市場風險，并削弱了農業收入與市場風險的正相關性。可以認為，農業保險、農業電子商務等新事物的發展，降低了農業增收伴隨的風險，并由此保障了未來生活的樂觀預期，從而增進農民家庭幸福感。

于是，本文提出假說3：農業收入對幸福感沒有產生“倒U型”的影響，即農業收入持續穩定地增進了幸福感。

(三)生態環境、要素配置與農業收入增長

推進農村農民共同富裕，有必要重視農業收入的作用，并進一步挖掘農業增收的動能。農業的根本特征是通過利用有構造的生命自然力進而利用其它自然力的活動，生命構造力表達為溫度、濕度、水分、土壤等生態環境。因此，農業生產及其收入形成始終與生態環境有著耦合關系。以土壤生態環境為例，當污染物的累積超出土壤自凈能力時，土壤自然功能將失調，不僅部分農作物(尤其有機農作物)難以存活，而且廣大的農作物會吸收土壤中的污染物，導致產量或質量下降，最終造成農業利潤損失(Zheng et al.，2020)。可以認為，生態環境污染使得產品處置權(如農作物品種選擇)及收益權受到“稀釋”(羅必良，2021)。根據新古典經濟學中的廠商理論，生產者根據技術稟賦和行為能力對市場價格作出反應。在技術條件不變的情況下，他們通過改變要素配置結構，以規避損失。生態環境污染造成的損失具有可預見性；“止損”的關鍵在于，一是放棄耕種受污染的地塊；二是將有限的勞動力和資金集中到有著比較優勢的地塊。在現實農業生產中，生態污染具有受損上的非排他性，使得后者難以取得明顯的效果。例如，在田塊之間即使設有田埂或地表隔水裝置，也無法控制污染物通過灌溉水在田塊之間的底下滲透(陳晶中等，2003)；具有比較優勢的地塊會受到不同程度的污染，并出現地力折損的現象。因此，農民將有限的勞動力和資金集中到有著比較優勢的地塊種植效益高的農作物，也難以獲得行業的平均利潤；而且污染物的累積強化會導致土壤的理化性質持續惡化，農民無法通過轉入相鄰耕地實現平均可變成本下降的規模經濟狀態。顯然，環境污染造成的產品處置權及收益權的“管制”具有廣泛性，與此伴隨的是，農民減少對農業的土地、勞動力和資金要素投入，即約束了農業要素配置權的實現路徑。

生態環境改善意味著產品處置權及收益權“管制”的放松，農業要素配置權得到強化。農民依據自身稟賦與行為能力在農業領域配置生產要素進而實現收益最大化的自由空間同步擴大(羅必良、鄭沃林，2019)。由于農產品所凝結的價值要素來源于農業生產中勞動者所付出的勞動，而土地作為基本的生產要素，主要通過增強勞動要素來發揮作用的。因此“資本一旦合并了形成財富的兩個原始要素，即勞動力和土地，它便獲得了一種擴張的能力，這種能力使資本能把它積累的要素擴展到超出似乎是由它本身的大小所確定的范圍”(馬克思，1975)。為此，在生態環境不斷改善的空間層面上，農民投入等量的土地要素、勞動力要素、資金要素比在生態環境污染的空間層面上，所獲得的農產品數量更多、質量更好。這形成了前者個別生產價格低于后者個別生產價格決定的社會生產價格，并獲得超額利潤。這就是說，生態環境改善提高了全局意義上的土地產出能力；具有農業生產比較優勢的農民不必擔心相鄰地塊的地力折損所導致的單位產品內價值量差異巨大的問題，從而促進了土地轉入并獲得規模效益。與此同時，生態環境改善保障了產品(尤其是綠色有機經濟作物)處置權及收益權。盡管相對于糧食作物，經濟作物(尤其是綠色有機經濟作物)在生產中需要更多的勞動量，卻具有收益方面的比較優勢。這促使他們種植更多的經濟作物，并由此增加農業勞動力供給，進而實現收益最大化。再者，生態環境改善增加土地產出，提升農業投資回報率；這在很大程度上激勵農民對農業的長期投資，從而提高農業生產效率。

于是，本文提出假說4：生態環境改善通過擴大農地經營規模、增加農業勞動力供給、提高農業資金投入進而促進農業增收。

三、數據來源與變量選取

(一)數據來源

數據來自于2018年中山大學社會科學調查中心開展的中國勞動力動態調查(CLDS)。CLDS樣本覆蓋中國29個省、市和自治區(除港澳臺、西藏、海南之外)具有很好的全國代表性。在抽樣方法上，采用CLDS多階段、多層次且與勞動力規模成比例的概率抽樣方法，確保樣本選擇的隨機性和科學性。該數據涉及368個社區，初始樣本包含20313個城鄉住戶。在剔除缺失和無效樣本后，最終獲得12681個樣本住戶，其中樣本農戶7844個。

(二)變量選取

被解釋變量：農戶幸福感。幸福感被定義為在一個積極到消極連續體上對其生活狀態的整體評價和情感體驗。借鑒已有研究成果，以農戶對生活狀況的感受及其評價作為其測度項(5級量表測度)。

核心解釋變量：農戶家庭總收入、農業收入、非農收入和生態環境。其中，農戶家庭總收入以2017年家庭總收入作為其測度項。農業收入以2017年家庭農業收入作為其測度項。非農業收入以2017年家庭非農工資性收入及非農經營性收入作為其測度項。生態環境以土壤污染的嚴重程度作為其測度項。

控制變量：包括性別、年齡、婚姻狀況、政治面貌、醫療保險、養老保險、家庭人數、恩格爾系數、村莊地形、村莊經濟水平。研究表明，女性比男性能夠更好地控制情緒，有助于抑制負面情緒對幸福感的影響。隨著年齡增長，人們對生活評價的積極情感不斷累積，會更多地保留讓自己滿意的事件從而引致幸福感提升。人們可以從配偶之間獲得信任、釋放壓力的渠道，促進幸福感。醫療與養老保險構成的風險保障增進農戶的幸福感。子女數量越多或恩格爾系數越低，人們的幸福感越高。具體描述見表1。

表1 變量說明與統計描述

(三)模型設置

第一，為了估計農戶家庭總收入對幸福感的影響，本文建立以下模型表達式：

happy=?0+?1income+γControl+ε

(1)

其中，happy表示幸福感，income表示家庭總收入，Control表示控制變量，?0是常數項，?1、?2和γ是待估計系數，ε是誤差項。

考慮到家庭總收入對幸福感的影響存在倒U型關系，所以在式(1)的基礎上引入絕對的二次項，并建立以下模型表達式：happy=?0+?1income+?2income2+γControl+ε

(2)

第二，為了估計收入結構對幸福感的異質性影響，所以在式(1)的基礎上，分別構建以下模型表達：

happy=?0+?3fincome+γControl+ε

(3)

其中，fincome表示農業收入。

happy=?0+?4ifincome+γControl+ε

(4)

其中，ifincome表示非農收入。

第三，為了估計生態環境對農業收入的影響，本文建立以下模型表達式：

fincome=?0+?5environment+γControl+ε

(5)

其中，environment表示生態環境。

上述模型均使用OLS模型進行回歸估計。

四、實證結果分析

(一)農戶家庭總收入對幸福感的影響

1.基礎回歸。表2匯報了家庭總收入對農戶幸福感的影響。結果表明，家庭總收入對幸福感產生顯著促進作用。但是，家庭總收入的平方項顯著為負，說明家庭總收入對農戶幸福感產生“倒U型”影響。顯然，在短期內，家庭總收入不僅滿足農戶物質需求，也強化了對未來生活的樂觀預期，從而促進了幸福感。長期而言，家庭總收入會激發農戶對物質的占有欲并降低絕對收入對幸福感的正向影響，即假說1得到檢驗。值得注意的是，相對于家庭總收入一次項的系數而言，其平方項的系數較低，從而計算出拐點的臨界值遠高于家庭總收入的現值。這說明，就現階段來說，促進經濟收入增長仍是提升農戶幸福感的重要措施。

表2 家庭總收入對幸福感的倒U型影響

2.穩健性檢驗。表3匯報了家庭經濟狀況對幸福感的影響。其中，模型3-1顯示，家庭經濟狀況對幸福感產生顯著促進作用；模型3-2卻顯示，家庭經濟狀況的平方項顯著為負，表明家庭經濟狀況對農戶幸福感產生“倒U型”影響。因此，基礎回歸結果具有穩健性。

表3 家庭經濟狀況對幸福感的倒U型影響

(二)家庭收入結構對幸福感的影響

表4匯報了非農收入對幸福感的影響。結果表明，在1%的統計水平上，非農收入對農戶幸福感的回歸系數為0.006，即非農收入對幸福感產生顯著促進作用。但是，非農收入的平方項顯著為負，說明非農收入對農戶幸福感產生倒U型影響，由此假說2得到檢驗。從這個角度看，非農收入難以持續地促進幸福感增長。

表4 非農收入對幸福感的影響

表5匯報了農業收入對幸福感的影響。結果表明，在1%的統計水平上，農業收入對農戶幸福感的回歸系數為0.006，即農業收入對幸福感產生顯著促進作用。尤其是，農業收入的平方項盡管為負卻不顯著。因此，農業收入能夠持續地提高農戶幸福感，并不會隨著農業收入的增加而發生逆轉。可以認為，促進農業收入增長是提升幸福感的重要路徑。

表5 農業收入對幸福感的影響

(三)生態環境與農業收入

表6模型6-1匯報了生態環境對農業收入的影響。結果表明，在1%的統計水平上，生態環境對農業收入的回歸系數為0.083，即生態環境對農業收入產生顯著促進作用。

表6模型6-2將解釋變量替換為“村莊是否開展過土壤改造”，被解釋變量保持不變，從而進行穩健性檢驗。結果顯示，在1%的統計水平上，土壤改造對農業收入的回歸系數為0.201，即土壤改造對農業收入產生顯著促進作用，即表6模型6-1的結果具有穩健性。

表6 生態環境對農業收入的影響

(四)生態環境、要素配置與農業收入的關系

本部分借鑒溫忠麟等(2004)提出的中介效應檢驗方法，對生態環境、要素配置與農業收入的關系進行分析。

首先，檢驗生態環境(自變量)與農業收入(因變量)之間的關系。表7模型7-1、表8模型8-1和表9模型9-1的結果顯示，在1%的統計水平上，生態環境有效地促進了農業收入增長。

其次，將生態環境(自變量)與要素配置(中介變量)進行模型回歸。其中，表7模型7-2結果顯示，在5%的統計水平上，生態環境有效地促進了土地轉入。表8模型8-2的結果顯示，在1%的統計水平上，生態環境有效地促進了農業勞動力供給。表9模型9-2的結果顯示，在5%的統計水平上，生態環境有效地促進了農業資金投入。

表7 生態環境、土地轉入與農業收入

表8 生態環境、農業勞動力供給與農業收入

表9 生態環境、農業勞動力供給與農業收入

最后，同時將生態環境(自變量)、要素配置(中介變量)與農業收入(因變量)進行回歸估計。其中，表7模型7-3的結果顯示，在1%的統計水平上，生態改善促進土地轉入，從而提高了農業收入。表8模型8-3的結果顯示，在1%的統計水平上，生態改善促進了農業勞動力供給，從而提高了農業收入。表9模型9-3的結果顯示，在1%的統計水平上，生態改善促進了農業資金投入，從而提高了農業收入。

值得注意的是，將要素配置加入生態環境對農業收入的計量模型后，生態環境的估計系數有所下降；這表明要素配置在生態環境促進農業收入增長的過程中發揮部分中介效應；由此，假說4得到檢驗。

(五)進一步分析：生態環境與城鄉收入差距

1.模型構建

習近平生態文明思想為實現“經濟生態化”和“生態經濟化”提供了指引(沈滿洪，2021)。前者表明經濟增長不能建立在生態破壞的基礎之上，從而避免農村地區出現“經濟落后—犧牲環境促增長—加重經濟負擔—城鄉差距持續擴大”的問題，成為共同富裕的基礎；后者改善“生態資源無償使用”“生態產品低價”等資源錯配現象，并通過生態產品價值實現促進城鄉財富轉移，縮小城鄉收入差距，成為共同富裕的重要措施。可以認為，生態環境是生產力與經濟發展的關鍵性因素，不僅促進農業增收進而實現農民共富，而且縮小城鄉收入差距，實現全局意義上的共同富裕。

為檢驗生態環境對共同富裕的影響，本文以城鄉收入差距為被解釋變量，以生態環境為解釋變量，并使用全國地市級面板數據(2000-2019年)進行驗證(5)面板數據來源于2001-2020年的《中國統計年鑒》等各類統計年鑒。為節省篇幅，不一一注明。。建立以下模型表達式：

(5)

表10 變量說明與統計描述

2.實證結果

表11匯報了基于雙固定模型的基準回歸結果，表明生態環境改善在1%的統計水平上顯著縮小了城鄉收入差距。表12匯報了工具變量的回歸結果，并選擇“空氣流通系數”作為“保護區占比”“綠化覆蓋率”的工具變量，選擇“地形起伏度和天氣條件乘積”作為“污水再生利用”“播種面積占比”“天然草原占比”的工具變量。估計結果表明，生態環境顯著縮小了城鄉收入差距。可見，生態環境不僅是資源，也是生產力與經濟發展的重要組成部分，具有促進共同富裕的全局性意義。

表11 基準模型回歸結果

表12 面板工具變量模型回歸結果

五、結論與討論

(一)主要結論

共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征(習近平，2021)。當前，共同富裕的最大短板在于農村，推動共同富裕的著力點不僅需要縮小城鄉差距，更需要不斷增強廣大農民的幸福感。“綠水青山就是金山銀山”，良好的鄉村生態環境，既是自然財富，又是經濟財富，從而決定了生態振興成為緩解收入差距的重要抓手。但是，生態要素如何轉變為生產要素，進而成為“謀增收”“謀幸福”、“謀共富”的重要實現路徑，卻是值得關注的重要議題。

本文構建了“農民收入—要素配置—生態環境”的分析線索，使用2018年中國勞動力動態調查數據，考察了生態振興賦能共同富裕的實現路徑，分析結果表明：

(1)經濟收入對農戶家庭幸福產生倒U型影響。目前，“拐點”尚未來臨，促進經濟收入增長是提升幸福感并推進共同富裕的重要措施。

(2)經濟收入進一步劃分為非農收入和農業收入。其中，非農收入對農戶家庭幸福產生倒U型影響，即非農收入難以持續地促進農民家庭幸福感增長。農業收入對農民家庭幸福感沒有產生倒U型影響，即農業收入持續地提高農民家庭幸福感，并由此成為提升幸福感的重要路徑。

(3)生態環境的改善有效地促進了農業增收。特別地，生態環境不僅直接地促進農業收入增長，還通過促進土地轉入、農業勞動力供給和農業資金投入間接地促進農業增收。

(4)進一步的分析表明，生態環境顯著地縮小城鄉收入差距，成為逐步實現全體人民共同富裕的重要措施。

(二)進一步的討論

事實證明，生態環境是有望增進人民群體幸福感并促進共同富裕的重要驅動力。一方面，促進經濟收入和生態福利的協同發展，將經濟理性延伸到自然回歸與生態效用之中，促進生態要素轉變為生產要素，不僅緩解相對貧困及其相對剝奪感，而且能夠在一定程度上彌補收入不足引發的相對貧困問題，有效地提高農民群體的幸福感；另一方面，生態環境具有公共產品特征。生態環境改善意味著公共產品供給端改善，由此提供更多優質的生態環境或生態產品，從而縮小城鄉差距，促進共同富裕。

習近平總書記指出：“良好生態環境是最公平的公共產品，是最普惠的民生福祉”。這一重要論斷深刻揭示了生態振興與共同富裕的一致性。盡管生態振興提升了人民群體的幸福感，促進了全體人民共同富裕，但作為公共產品，生態環境具有非競爭性和非排他性，一直面臨機會主義行為的長期挑戰。減少機會主義行為，實現福利最大化，關鍵是要構建以生態振興為核心的共同富裕實現機制：第一，以省為單位，明晰生態治理的產權邊界及其制度安排，并據此構建生態補償匹配機制，實現區域內的橫向補償機制，避免短期行為并減少租金耗散；第二，以市為單位，健全生態產品價值核算體系，明確生態產品價值實現的產權主體地位，完善生態產品交易平臺，培養相對應的市場主體，進一步激勵生產性努力；第三，以縣為單位，鼓勵多樣化的實踐探索，發揮企業家功能，強化產權交易的價格發現、市場設計與制度服務(羅必良，2021)，促進生態價值實現與農村共富的協同發展。