農戶參與農村人居環境整治的扶貧質量機制研究*
——基于傾向得分匹配法的實證研究

胡 倫 謝晶晶 廖文梅

一、引言

隨著我國脫貧攻堅戰的全面推進，絕對貧困完全消除。農村地區生態扶貧兼顧脫貧攻堅、污染防治問題引起黨中央廣泛關注。一些地方政府結合村莊規劃積極治理生活垃圾、污水改道、改廁糞污等(Bowen Wang等，2021;李瀟,2020)，科學規劃和安排農村人居環境整治工作，形成一道以生態環境保護的“防止返貧”鏈條，穩定脫貧成果，提高脫貧質量。

農村人居環境整治具有改善貧困地區農村公共服務和基礎設施，提升貧困農戶精神面貌，強化基層整體脫貧能力的功能(李冬青等，2021；刀永思等，2020;張誠，2020)，是全面提升扶貧質量的有效途徑。2021年3月22日，《中共中央國務院關于實現鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的意見》明確提出要“生態環境改善持續，美麗宜居鄉村建設扎實推進”作為鞏固脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的重點工作。因此，厘清農村人居環境整治是否能提高扶貧質量具有現實意義。

現有文獻較少關注農村人居環境整治提升扶貧質量，主要聚焦環境整治是否有助于實現脫貧(程欣等,2018)，分為三種清晰理論淵源與研究脈絡：第一，認為環境整治與貧困之間存在負向關系，主要是受到“貧困陷阱”與“環境庫茲涅曲線”的影響(Burke等，2010；Lee L，2012；Cohen A等，2010；Pu Liao等，2020)。祁毓等(2015)認為環境質量惡化會通過影響健康、教育等人力資本積累而具有拖累效應進一步加劇貧困和社會經濟不平等。第二，認為環境與扶貧存在正向關系，兩者可以協同發展。祁新華等(2013)認為技術進步可以保護生態環境，同時又能解決扶貧問題。何春等(2021)研究發現環境規制強度提升有利于城鎮貧困緩解。第三，對環境與貧困之間關系秉持中立態度，認為環境整治成敗與否受到復雜因素的影響，貧困狀態優劣與生態環境呈現線性關系過于簡單化和武斷化。主要原因在于人口、經濟、文化、制度、市場和生計能力在貧困與環境整治中相互關系起到調節作用(胡倫等，2019)。Agudelo C等(2003)指出生態環境惡化主要與農戶擁有資產類型密切相關，與貧困并無直接聯系。

那么，新時期農戶參與人居環境整治也可能對脫貧質量產生影響。一方面，現有文獻從村級特征、勞動力整體素質、集體經濟組織投資、社會政策、正規借貸和非正規借貸(郭軍等，2021；王增文等，2021；王漢杰等，2019)等角度探究脫貧質量影響因素；另一方面，Tingting Zhang等(2022)研究農村人居環境整治滿意度對農戶福祉有顯著正向影響。但關于農村人居環境整治的扶貧質量研究頗少，僅張博穎(2021)指出新時代開拓經濟高質量發展新路子要注重推進生態環境與綠色高質量協調發展。賀燦飛等(2021)也得到類似結論。

綜上所述，學術界關于農戶參與人居環境整治的扶貧質量機制尚未進行定量分析，難以有效服務農戶參與人居環境整治的脫貧攻堅“涓滴效應”政策制定。同時，現有研究關于脫貧質量尚處于初步探索階段，并未提及如何定量評估農戶脫貧質量及解決兩者內生性問題，更沒有分析兩者在不同農戶資源稟賦之間的異質性和作用機制。鑒于此，本文有以下三方面貢獻：一是，基于前人研究基礎上，從生活質量、發展質量、公共服務質量和社會治安質量構建脫貧質量評價指標體系，并運用熵權值法評價農戶脫貧質量；二是，從解決內生性和群體異質性視角考察農戶參與農村人居環境整治的脫貧效應；三是，進一步探究農戶參與農村人居環境整治通過何種路徑影響脫貧質量，明晰兩者之間的作用機制。

二、文獻綜述和理論分析

較早的貧困陷阱理論指出環境變化與貧困之間存在的非線性關系，為本文研究農戶參與農村人居環境整治與脫貧質量之間的關聯關系奠定了理論基礎。該理論認為自然環境資源稟賦只能承載一定數量的人口，人口數量無限制增加會導致環境惡化和枯竭，由此進入低水平均衡貧困陷阱中不斷強化。Boyce(1994)研究指出環境惡化活動如砍伐森林雖然會獲取金錢收益但會導致認知負荷，削弱人們的注意力而減少努力，窮人由此會從大自然中獲取資源進行金錢交易進一步破壞環境，使貧困加深。但貧困陷阱理論也指出高收入→高儲蓄能力→高資本形成→高生產率→高產出→高收入的高水平均衡穩態點，高水平穩態均衡點能夠減少貧困人口發生，主要原因是人類為改善生態環境做出了較多努力，環境改善的同時又減少貧困人口發生。如Song(2014)研究發現農戶實施退耕還林可以改善生態環境，還能作為貧困家庭陷貧的最后一公里屏障。Wang(2015)研究發現農戶實施水土保持既改善了生態環境，又減少了貧困發生，穩固了脫貧質量。那么，農戶是農村人居環境整治的受益者和參與者，農戶實施廁所衛生改造，垃圾和污水的處理，可以幫助改善或者平衡生態環境，減輕環境惡化進而幫助減少貧困人口，進一步提升脫貧質量。由此，農戶參與農村人居環境整治行為能顯著促進貧困人口減少，進而提升脫貧質量，因此，本文提出如下假設：

假設1：農戶參與農村人居環境整治行為具有顯著的促進脫貧質量提升效應。

以上分析農戶參與農村人居環境整治對脫貧質量的顯著促進提升效應，其影響機制可從以下四個方面體現。

第一，參與農村人居環境整治有助于增加生物多樣性可能性，進而提升農村脫貧質量。

首先，農村人居環境整治措施之一廁所糞污處理主要排入大三格化糞池進行集中處理，糞便經過密封、厭氧、發酵等無害化處理，保氨效果達95%以上，肥效增高2～3倍，用于灌溉農田或澆灌果園、菜地，糞渣糞皮能夠生產生物有機肥。一方面，生物有機肥可以有效降低碳氮，碳氮比較低，微生物的分解速率加快，且能降低土壤中的有效態氮素，保護稀有和瀕危物種。另一方面，生物有機肥可以抑制植物的病原菌，改善土壤中的微生物環境和物理結構，保持農田生態平衡，改善地表徑流和大氣循環系統，增加有益生物種類數量(劉慶生等，2021)。

其次，農村生活污水含有大量人畜排泄物，有機物含量極高，與生物生態工藝組合進行污水處理能有效凈化環境，給有益微生物提供極大的生存空間，提高農村綠色可持續發展。農村生活污水主要分為生物處理階段和生態處理兩個階段進而起到污水凈化作用(沈中心，2021)。第一階段，利用微生物的降解能力，分解水中的有機物，簡化處理流程，增強生物處理方法對水力負荷和有機負荷波動的適應能力，維持穩定的處理效果，降低運維難度、簡化設施、削減建設成本。第二階段，運用生態處理方法，從農作物中篩選出固氮能力或者吸收氮磷能力的作用，對污水進行深度處理，有利于生態系統良性循環，增加生物棲息地的多樣性，進而提升農村脫貧質量。

第二，參與農村人居環境整治通過獲得一定現金或實物補貼，進而提升農戶脫貧信心，從而提高農村脫貧質量水平。首先，農村人居環境整治包括公共環境設施和私人環境設施兩方面，實質上，私人環境設施的良好運行也需要配套公共設施和管護服務的制約，進而離不開政府的公共排污管道和維修服務(李冬青等，2021)。因此，政府部門給農戶建造私人環境設施提供現金或實物改廁補貼，替代了私人部分或全部投資，進而降低農戶人居環境整治成本，間接增加參與農村人居環境整治的農戶收入，進而提升脫貧質量。再者，鄉村旅游也是農戶參與農村人居環境整治的重要途徑之一，鄉村旅游既能提升農戶收入，又能降低農戶參與人居環境整治支付成本帶來的效用損失激勵農戶積極參與其中，進而提升脫貧質量。

第三，參與農村人居環境整治通過減少污染性要素產品使用，減少對生態環境破壞進而提升農村脫貧質量水平。首先，中國是世界上施用化肥及農藥最大的國家之一(Qiu等，2020)，污染性農業生產要素主要包括化肥、農藥，其廣泛使用會破壞農村生態環境。農村人居環境整治過程中采用糞肥有利于減少化肥施用，特別是減少氮肥施用，土壤難以板結，能提升農作物產量和質量，增加農戶收入，提升脫貧質量。其次，推行適合農村特點的垃圾分類和資源利用化成為農村人居環境整治的重點任務，生活垃圾有序回收利用改善塑料材料滿天飛的狀況，塑料成為難以分解的高分子化合物，若在無法回收的情況下，殘留塑料將成為永久性的白色垃圾。農村生活垃圾有序回收，有利于農村生態環境改善，進而提升農戶脫貧質量。

第四，參與農村人居環境整治通過改變廢棄物使用方式，進而提升脫貧質量水平。秸稈還田是廢棄物處理的一種方式，也是農村環境整治的重要手段，具有公共物品屬性，政府主導自上而下的環境整治模式，在一定程度上規制農戶行為，改變農戶以傳統方式焚燒秸稈的習性，減少區域性重霾污染事件，降低對區域農戶身體健康的危害(朱佳雷等，2012)，提升作物產量，進而提升農戶脫貧質量。

三、數據來源與描述性統計

(一)數據來源

本文樣本數據來源于2021年7月中旬至8月底江西農業大學經濟管理學院開展的“江西鄉村振興跟蹤調查”實驗班小組對江西省8個縣，12個鎮，25個鄉進行暑期“鄉村振興”專項調查。為了保證調查數據的有效性，鄉村振興實驗班組對調查員組成調查團隊進行數據調查培訓，培訓內容包括，農村人居環境與脫貧質量的概念與范疇、詢問舉例、訪談技巧等方面。此次調研內容包括農戶個人特征、家庭特征、村域特征、農村人居環境、脫貧質量等方面內容。此次調查共發放652份問卷，剔除無效及缺失問卷后，收回有效問卷501份，有效回收率達76.84%。

(二)評價指標選擇

1.被解釋變量：脫貧質量測度

國際標準化組織定義的質量核心是滿足要求。本文借鑒郭軍等(2021)和王漢杰等(2020)的研究結果，從生活質量、發展質量、公共服務質量和社會治安質量四個維度測度農戶脫貧質量。王漢杰等(2020)指出生活質量、發展質量、公共服務質量和社會治安質量分別反映農戶基本生活條件，自我發展能力或內生發展動力的滿足、社會權利的滿足、公共安全和村莊治安情況。各維度指標的選取如表1所示。本文將運用熵權值法度量脫貧質量指標體系權重，測度的權重指標如表1所示。

表1 脫貧質量指標體系構建

2.核心解釋變量和控制變量

(1)核心解釋變量。農戶參與農村人居環境整治主要是根據《農村人居環境整治三年行動方案》指出的重點任務，選擇幾項代表性強，且農村普遍存在環境整治行為的元素：農村生活垃圾整治、廁所糞污整治、農村生活污水整治進行測度。若農戶沒有參與其中任何一種環境整治行為，則認為該農戶沒有參與農村人居環境整治行為；反之，若農戶參與其中一種或多種環境整治行為，則認為該農戶參與農村人居環境整治行為。

(2)控制變量。綜合已有研究及相關文獻，本文從個人特征、家庭特征、村莊特征和環境整治參與情況四方面選取17個控制變量，個人特征變量包括性別、年齡、教育程度、政治面貌、是否是村干部；家庭特征變量包括家庭規模、家庭從事純農業人數、非農收入占家庭總收入比重、家庭經濟狀況在村里處于何種水平；村莊特征變量包括村距離縣城距離、所在行政村地形、是否為脫貧村、村道路狀況和村衛生環境狀況；環境整治參與情況變量包括環境整治參與氛圍、環境整治了解程度。其描述性統計具體見表2。

參與人居環境整治農戶和未參與人居環境整治農戶之間變量差異性對比分析見表2。從表2中可以看出，參與人居環境整治農戶脫貧質量均值顯著高于未參與人居環境整治農戶。兩組樣本在性別、年齡、教育程度、是否是村干部、家庭經濟狀況水平、村距離縣城距離、所在行政村地形、是否為脫貧村、村道路狀況表現出顯著差異性。參與農村人居環境整治家庭多是男性為主，且年齡更輕，受教育程度更高，家庭經濟狀況較好；而在政治面貌、家庭規模、從事純農業人數、非農收入占家庭總收入比重、村衛生環境狀況、環境整治參與氛圍、環境整治了解程度方面，兩組樣本并未表現出顯著的差異性。

表2 樣本描述性統計

四、研究方法

一是，選擇控制變量。為了厘清農戶參與人居環境整治與脫貧質量之間的關系，在借鑒前人研究的基礎上，選擇個人特征、家庭特征、村莊特征及環境整治參與情況作為本文控制變量。

二是，計算傾向得分值PSi。運用Logit模型計算每個農戶參與人居環境整治的傾向得分值：

PSi=Pr[Di=1|Xi]=E[Di=0|Xi]

(1)

式中，Di=1表示i農戶參與人居環境整治；Di=0表示i農戶未參與人居環境整治；Xi表示可觀測的控制變量。

三是，進行傾向得分匹配。本文采用局部線性回歸匹配、近鄰匹配、半徑匹配和核匹配4種比較有代表性的匹配方法。其中本文采用半徑匹配的卡尺為0.03，在進行以上四種匹配方法后，即采用平衡性檢驗以檢驗參與組與未參與組匹配后控制變量是否存在顯著性差異，如果不存在顯著性差異，則進一步估計模型。

四是，計算平均處理效應。本文研究主要在于測度農戶參與人居環境整治對脫貧質量的影響效果，主要關注參與人居環境整治行為對脫貧質量的影響，因此，選用ATT進行分析，其估計量的一般表達式為：

(2)

五、實證分析

(一)基礎回歸及內生性檢驗

表3中(1)～(3)列為農戶參與人居環境行為的脫貧質量的促進效應及內生檢驗。(1)～(2)列的OLS模型回歸結果表明，在未考慮內生性的情況下，農戶參與人居環境整治顯著提升了脫貧質量。考慮內生性問題，本文將農戶所在村參與環境整治平均人數作為工具變量，因為農戶所在村的人均參與數量與農戶參與人居環境行為密切相關，越多農戶參與人居環境整治，表明村莊人均參與農村人居環境整治的數量越多，但村莊人均參與農村人居環境整治數量與脫貧質量沒有關系，進一步使用兩階段最小二乘法進行實證檢驗，回歸結果如表3中(3)列所示。從內生性檢驗結果可以看出，Hausman內生性檢驗結果在5%的顯著性水平下拒絕了原假設，即存在內生性問題，Durbin檢驗結果在5%的顯著性水平下拒絕原假設，由此可以斷定農戶參與人居環境整治存在一定內生性。工具變量村莊人均參與人居環境整治數量的t值為1.93，且一階段估計的F值為11.16大于10的臨界值，其中弱工具變量Minimum eigenvalue statistic的值為6.814，大于 Stock-Yogo(2010)給出15%水平上的臨界值6.66。因此，本文選擇的工具變量不是弱工具變量，且能夠有效解決內生性問題。

表3 農戶參與人居環境行為的脫貧質量促進效應及內生性檢驗

續表3

需要說明的是，加入工具變量對參與人居環境整治的脫貧促進效應增大了3.3倍。存在兩種可能的解釋：其一，由于遺漏變量和反向因果等問題，OLS回歸可能低估了真實的參與人居環境的脫貧促進效應；其二，當因果效應具有個體異質性時，工具變量法所估計的其實是“局部平均因果效應”(local average treatment effect，LATE)(Angrist等，1996；Angrist 等，2009)。表明本文工具變量估計參與人居環境整治的脫貧促進效應可能反映的是總體中農戶參與決策受到了村莊參與群體平均因果效應的影響，這些農戶參與人居環境整治更易受到外界的影響，由此推測他們對農村人居環境整治的認知評價及參與的脫貧質量效應提升也相對更敏感，更易受到社會環境因素的影響。因此，參與農村人居環境的脫貧促進效應在參與者中更強烈和明顯，也就是說本研究結果不宜直接推廣到所有農戶，而是更傾向于那些參與人居環境整治易受到他人或周遭環境影響的農戶。但工具變量和OLS回歸雖然在量上區別較大，但從脫貧質量促進效應方向和顯著性上并沒有質的差別。

(二)傾向得分匹配結果

1.農戶參與農村人居環境整治行為決策估計

為了進一步驗證表3中農戶參與人居環境行為的脫貧質量促進效應，本部分進一步用傾向得分匹配法估計其促進效應大小。表Logit方程估計了農戶參與農村人居環境整治行為的傾向得分值，結果如表4所示，受訪者性別、年齡、是否為脫貧村、村道路狀態與農戶參與農村人居環境整治行為均顯著，其余控制變量不顯著。具體是性別對農戶參與農村人居環境整治行為有顯著正向影響，表明相比女性而言，男性更加傾向參與農村人居環境整治；年齡對農戶參與農村人居環境整治行為有顯著負向影響，表明農戶年齡越大其越不參與農村人居環境整治；是否為脫貧村對農戶參與農村人居環境整治行為有顯著正向影響，表明越是貧困村的農戶越是傾向參與農村人居環境整治；村道路狀態對農戶參與農村人居環境整治行為有顯著正向影響，表明村道路狀態越好，農戶更加可能參與農村人居環境整治。

2.平衡性檢驗

表5整體檢驗了在近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配四種方法下匹配是否滿足平衡性假定。從表4可以看出，四種方法下，除了半徑匹配之外，其他匹配 Pseudo-R2值由匹配前的0.575顯著下降到匹配后的0.296～0.195；χ2統計量由匹配前的131.75顯著下降到匹配后的 33.70～20.52，解釋變量偏差均值由匹配前的53.0 減少到19.4～38.9。上述檢驗結果表明，傾向得分估計和樣本匹配是成功的，匹配后農村人居環境整治的參與戶和未參與戶特征基本一致。

3.參與農村人居環境整治對脫貧質量影響效應PSM估計

表6顯示了利用四種傾向得分匹配法所得到的農村人居環境整治行為對脫貧質量總指數影響平均處理效應的ATT值。回歸結果表明，近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性回歸匹配得到的結果基本一致，且ATT分別在1%、1%、1%和5%水平上顯著。從ATT值來看，如果農戶不參與人居環境整治，則脫貧質量為3.725～16.679，當農戶參與人居環境整治時，其脫貧質量為48.875～55.745，ATT提高了32.687～52.020，且平均處理效應均值為42.274，表明農村人居環境整治行為對脫貧質量有顯著促進作用。

表4 Logit方程估計結果

表5 平衡性檢驗

上述結果表明農村人居環境整治行為能夠顯著促進脫貧質量提升。可能的原因是，一方面，從國家戰略層面，“十四五”時期強調充分尊重農民主體地位，要不斷增強農村居民幸福感和滿意度，為此，國家投入較多經費打造更加優美整潔文明的農村人居環境，僅對改廁措施有補貼、有配套措施的村莊占比為22%(李冬青等，2021)，大大降低了農戶參與人居環境整治成本，農戶幸福感隨著村容村貌的改善而增加，進而村莊脫貧質量整體得到提升。另一方面，從農戶微觀個體角度而言，垃圾拖運及清理需要一些農村勞動力進行入戶收集，進而這個過程中增加了農村非農就業機會，間接增加農戶收入渠道，同時，農戶在改造或新建衛生廁所時獲得一定現金或實物補貼增加了農戶改廁需求，進而提升農戶脫貧質量。

表6顯示農戶參與農村人居環境整治對生活質量、發展質量、公共服務質量和社會治安質量，但各個質量影響的平均處理效應ATT值不顯著。農戶參與農村人居環境整治對生活質量不顯著的主要原因，雖然農村飲用水潔凈滿足基本生活需求，但農村5G信息技術并沒有全面覆蓋，村內道路曲曲折折、寬窄不一，耐用品比較低劣且易損壞，因此，參與人居環境整治對生活質量提升并不顯著。

表6 參與農村人居環境整治的脫貧質量影響PSM估計

農戶參與農村人居環境整治對發展質量不顯著，可能的原因是：一方面，人居環境整治陷入“梁漱溟之困”，處在“別人動而農民不動”狀態(陶鈺，2021)，農戶參與程度較低，村民之間沒有形成良好的互動關系；另一方面，有可能村莊基礎教育比較落后，幼兒教育體系并不完善，使得農戶參與人居環境整治發展質量的促進效應不顯著。

農戶參與農村人居環境整治對公共服務質量不顯著的主要原因可能是：一方面，村莊雖然有衛生所，但醫療設施不健全，難以滿足村民的醫療需求，另一方面，農村醫療救助標準遠低于城鎮居民，且農村養老法律制度不健全，農村老人維權困難，因此，農戶參與人居環境整治對公共服務質量影響不顯著。

農戶參與農村人居環境整治對社會治安質量不顯著的主要原因可能是村民安全防范力薄弱，對村民委員會組織法不了解，導致其參與人居環境整治的社會治安質量促進效應不顯著。

4.異質性回歸

上文考察農戶參與農村人居環境整治對脫貧質量的影響，并得到農戶參與農村人居環境整治有助于提升脫貧質量的結論。但上述結論并沒有考慮不同農戶之間性別、年齡、文化教育水平與處于村落狀況之間的差異。因此，此部分考察異質性視角下農戶參與農村人居環境整治對脫貧質量的影響，按照性別、年齡、文化教育水平與是否屬于貧困村進行分組，估計結果如表7所示。

從性別樣本來看，男性樣本使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配法，得到脫貧效應分別是32.665、40.571、15.128、20.358，分別在1%、1%、10%和5%的水平上顯著。同理，女性脫貧效應僅在核匹配、局部線性回歸匹配法上顯示為34.863和38.357，分別在5%和10%水平上顯著。相比女性，男性農戶參與農村人居環境整治行為有助于提升脫貧質量效應要強，可能的原因是男性身強體壯，精力充沛，勞動供給能力較強，參與人居環境整治行動動力較強，男性由此參與人居環境帶來的脫貧效應越大。

表7 異質性回歸

從年齡樣本來看，年齡大于60歲使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配法，得到脫貧效應分別是4.764、4.494、2.997、3.045，分別在1%、1%、5%和5%的水平上顯著。相比年齡小于60歲的樣本使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配法，得到脫貧效應顯著為正，分別是50.782、52.351、44.496和38.986，均高于年齡大于60歲樣本農戶的脫貧效應，說明農戶參與人居環境整治行為帶來的脫貧效應對年齡小于60歲的樣本農戶更加顯著。可能的原因是：年齡小于60歲樣本農戶頭腦清醒，具有年輕化特征，較理性，且參與環境整治能力較強，因而其參與環境整治帶來脫貧質量提升效應越顯著。

從文化水平程度來看，初中及以上使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配法，得到脫貧效應分別是50.045、51.747、43.037、19.845，分別在1%、1%、10%和1%的水平上顯著。初中以下的樣本使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配法，得到脫貧效應顯著分別是41.366、43.863、21.464和18.471，均低于初中及以上樣本農戶脫貧效應，說明農戶參與人居環境整治帶來的脫貧效應對初中及以上樣本農戶更加顯著。可能的原因是：相比初中以下，初中及以上農戶接受較高正規教育，環保知識比較豐富，沉淀的豐厚環保知識更加促進其參與人居環境整治行為以提升脫貧質量。

從分區域貧困村來看，貧困村使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配法，得到脫貧效應分別是22.561、47.704、30.094、34.046，分別在1%、1%、10%和5%的水平上顯著。非貧困村的樣本使用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配和局部線性回歸匹配法，得到脫貧效應顯著分別是27.881、32.791、19.980和28.262，貧困村ATT均值高于非貧困村ATT均值，說明貧困村農戶參與人居環境整治帶來的脫貧效應對非貧困的樣本農戶更加顯著。可能的原因是：一方面，國家對貧困村比較重視，針對人居環境整治投入了較多的物質資源，幫助貧困村盡快脫貧，另一方面，貧困村農戶自身脫貧動機較強，有想借助人居環境整治獲得一定物質收益或者心理慰藉，進而提升脫貧質量。

5.作用機制分析

實證檢驗發現，參與人居環境整治對脫貧質量存在顯著的異質性，那么農戶參與人居環境整治提升農村脫貧質量的具體機制是什么？農戶參與人居環境整治可能從四個方面影響脫貧質量，一是參與人居環境整治提升對增加生物多樣性，幫助農戶提升居住生態環境質量，增加農戶脫貧質量；二是參與人居環境整治通過提供收益路徑，提升農戶獲得現金或實物補貼機會，從而達到提升脫貧質量目的；三是參與人居環境整治通過減少污染性要素產品使用，增加脫貧質量；四是參與人居環境整治能夠促進農戶改變廢棄物使用方式進而達到提高脫貧質量。

本文用“您認為參與整治有助于保護生物多樣性進而達到青山綠水嗎？”“非常不同意”取值為1，“比較不同意”取值為2，“一般”取值為3，“同意”取值為4，“非常同意”取值為5。用“是否給予物質補貼”表示現金或者實物補貼，“是”表示1，“否”表示0；用“農藥包裝亂丟棄在田間地頭”表示污染性要素產品使用，“從未”表示1，“偶爾”表示2，“經常”表示3；用“分類垃圾處理方式”表示改變廢棄物使用方式，“出售”表示1，“用作飼料”表示2，“用作燃料”表示3，“焚燒”表示4，“其他”表示5。表8顯示參與農村人居環境整治對生物多樣性、實物補貼、污染性要素產品使用和改變廢棄物使用方式的影響。從表8中A組第1列可以看出，參與農村人居環境整治確實提升了生物多樣性，提高了農戶對未來生態環境的預期；從表8第2列可以看出，參與農村人居環境整治對現金或實物補貼影響在1%水平上顯著，說明參與農村人居環境整治能正向影響物質獎勵；從表8第3列可以看出，參與農村人居環境整治降低污染性要素產品使用，進而改善環境達到提升脫貧質量目的；從表8第4列可以看出，參與農村人居環境整治可以通過積極改變廢棄物使用方式進而達到提升脫貧質量的目的。

從表8中B組第1列可以看出，生物多樣性對農戶脫貧質量在5%水平上顯著，說明參與農村人居環境整治通過促進生物多樣性提升了農戶脫貧質量通過實證檢驗；從表8中B組第2列可以看出，現金或實物補貼對農戶脫貧質量的影響在5%水平上顯著，說明參與農村人居環境整治通過增加實物補貼進而提升農戶脫貧質量；從表8中B組第3列可以看出，污染性要素產品使用農戶脫貧質量的影響在5%水平上顯著，說明參與農村人居環境整治降低污染性要素產品使用，進而影響到提升脫貧質量的目的；從表8中B組第4列可以看出，改變廢棄物使用方式對農戶脫貧質量影響在5%水平上顯著，說明參與農村人居環境整治可以通過積極改變廢棄物使用方式進而達到提升脫貧質量的目的。

表8 參與農村人居環境整治提升脫貧質量的作用機制分析

六、結論與政策啟示

本文利用2021年江西省鄉村振興跟蹤調查的501份微觀數據，采用熵權值法從生活質量、發展質量、公共服務質量和社會治安質量構建脫貧質量評價指標體系，并運用傾向得分匹配法分析了農戶參與農村人居環境整治對脫貧質量影響效應及群體異質性和作用機制，得到以下結論。

第一，農戶參與農村人居環境整治顯著能夠提升脫貧質量。從整體效應而言，若農戶不參與人居環境整治，則脫貧質量為3.725～16.679，農戶參與人居環境整治其脫貧質量為48.875～55.745，且平均處理效應均值為42.274，從分維度而言，農戶參與人居環境整治對生活質量、發展質量、公共服務質量和社會治安質量平均處理效應不顯著。

第二，農戶參與農村人居環境整治對脫貧質量提升效應因資源稟賦差異性呈現不同質、不等量狀態。男性參與農村人居環境整治脫貧質量提升效應要強于女性；年齡小于60歲農戶參與人居環境整治帶來的脫貧質量提升效應要大于年齡大于60歲農戶；初中及以上文化程度農戶參與人居環境整治帶來的脫貧質量提升效應大于初中以下文化程度農戶；貧困村農戶參與人居環境整治行為帶來的脫貧質量提升效應大于非貧困村農戶。

第三，農戶參與農村人居環境整治通過增加生物多樣性、獲得現金或實物補貼、減少污染性要素產品使用和改變廢棄物使用方式四種機制促進脫貧質量提升。

本文研究得到的啟示如下：一是，發揮人居環境整治在鄉村振興與脫貧攻堅有效銜接中的重要作用，基礎設施完善和環境提升需激發村莊和農戶內生動力，以高質量脫貧新發展理念為指導，激勵市場主體參與人居環境為載體，內外力量協同配合。特別是針對貧困村地區人居環境整治狀況，政府應該對其投入較多物質資金和政策傾斜，幫助貧困村長久持續脫貧，貧困村可考慮引入環衛公司參與農村環境設施維護和清潔服務供給，進一步拓寬農村就業渠道，切斷返貧的各種根源，建立貧困村健全人居環境整治與脫貧攻堅長效結合機制。二是，發揮農戶在人居環境整治中的主體地位，農村人居環境整治需要政府、市場和農戶三方共同參與完成，而農戶又是環境綜合整治的維護者、監督者和受益者，為避免“公共地悲劇”應提高農戶積極參與程度，營造良好的參與氛圍。針對男性、年齡較小者、接受初中及以上文化程度農戶，實施差異化人居環境參與措施，通過微信、微博、QQ等平臺，加大對其宣傳農村高質量脫貧和生態文明建設的重要性，提高其對高質量經濟發展與環境保護有效銜接的認知水平。三是，完善政府在農村人居環境建設與脫貧質量之間橋梁的關系作用。政府與農戶、農戶與農戶之間高質量防貧中存在競合關系，一方面，具有公共物品性質的農村人居環境建設促使政府探索多渠道籌措資金機制，加大對農村人居環境建設的財政傾斜力度，完善轉移支付制度，提升農戶參與人居環境整治的質量和深度，進一步提升脫貧質量。另一方面，政府通過激勵機制促進農戶之間競合，將散戶擰成吸引人才回歸鄉村安居樂業的“一致行動人”，共享脫貧信息和避免整治人居環境“搭便車”行為，形成合作機制，實現美麗鄉村建設和高產增收的高質量防貧目標。