生態補償何以促進生態保護紅線區農戶共同富裕？

劉格格　周玉璽　葛顏祥

關鍵詞 生態補償；生態保護紅線區；富民效應；共同富裕

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

長期以來，生態環境保護的環境效益與經濟成本之間的空間不匹配是一個全球性難題［1-2］。生態財政轉移支付機制應運而生，并在中國、巴西、葡萄牙、法國等國家得到廣泛應用［3］。其中，生態補償作為中國推進生態文明建設與主體功能區戰略的重要制度創新，因能兼顧經濟發展與環境保護的雙重目標成為精準扶貧方略的實施手段之一，為中國減貧事業做出重要貢獻，被世界各國廣為關注［4-5］。2020 年，中國脫貧攻堅戰取得全面勝利，歷史性地消除了絕對貧困，開啟扎實推進共同富裕的新征程。城鄉間、區域間差距較大成為推進共同富裕的重點和難點［6］。值得關注的是，在具有特殊生態功能的生態保護紅線區，受限于最嚴格生態空間用途管制約束，當地經濟發展的機會成本要明顯高于其他區域，這不僅制約了經濟快速全面發展［7］，也限制了農戶生計選擇空間［8］，使得生態保護紅線區農戶成為緩解相對貧困和推進共同富裕的重點關注群體。2021年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳頒布的《關于深化生態保護補償制度改革的意見》明確提出，在新發展階段不僅要繼續對生態脆弱脫貧地區給予生態保護補償，還要加大對生態保護紅線覆蓋比例較高地區的支持力度，為生態脆弱地區跳出“綠色抑制”、實現穩定致富提供了解決思路。在此背景下，深入分析生態補償對生態保護紅線區的富民效應及其作用機制成為實現共同富裕的題中應有之義。

1 文獻綜述

回溯關于生態補償對農戶減貧效應的研究發現，隨著巴西雨林保護計劃、厄瓜多爾森林保護項目、哥斯達黎加環境服務付款項目、南非水資源保護項目等的逐步推進，國外學者率先圍繞生態補償的貧困識別［9-10］、多元化補償手段［11-12］、差別化補償［11-12］、生計發展影響［13-14］、項目績效評估和退出機制［15-16］等開展了一系列研究工作。其中，對農戶生計發展影響的研究發現，生態補償的實施會在一定程度上改變農戶原有的農業生產方式，為避免農戶因生計選擇空間受限而陷入更加貧困的境地，各國在生態補償項目實踐中允許農戶進行可持續性的替代性農業生產方式，使得農戶獲得環境效益的同時也獲得顯著的經濟效益，并最終促使農戶土地利用方式向可持續的方向轉變。盡管國內關于生態補償減貧效應的研究起步較晚，但是隨著生態文明建設的持續推進，研究熱潮興起，特別是在脫貧攻堅時期，學者們聚焦生態補償目標瞄準成效［17-18］、生態補償減貧作用［3，19-20］和生態補償減貧衍生作用［21］三方面問題開展較為豐富的研究。其中，關于生態補償對農戶減貧作用的研究發現，生態補償通過提高貧困農戶家庭收入水平發揮了較好益貧作用［19-20］，尤其是在政策從“輸血型”轉向“造血型”后，生態補償在促進收入和增加就業方面呈現顯著的正效應且逐漸增強［3］。綜合上述分析，國內外對生態補償減貧效應已基本達成共識，即生態補償在緩解貧困、改善人類福祉等方面頗具潛力，生態補償減貧效應的發揮關鍵在于，是否綜合考量當地的有利條件和具體情況，并設計構建出能發揮協同作用的補償方案。

然而，以往研究主要是針對生態補償對農戶收入貧困的影響，未涉及生態補償多維富民效應的分析。當前中國已由絕對貧困治理轉向相對貧困治理和實現共同富裕新階段，慮及一維的減貧到多維的共同富裕之間的差異，有必要進一步探討生態補償對促進農戶共同富裕的作用機制。鑒于此，本研究基于對山東省生態保護紅線區的微觀調查數據，研究生態補償對生態保護紅線區農戶共同富裕水平的影響效果、作用渠道及異質性影響。主要解答以下問題：①生態補償能否促進生態保護紅線區農戶實現共同富裕？不同類型生態補償對農戶共同富裕的促進效應是否存在差異？②如果生態補償能夠促進生態保護紅線區農戶共同富裕的實現，那么其作用渠道是什么？③這種促進效應在不同條件下是否具有異質性？與已有研究相比，本研究可能的邊際貢獻在于：第一，從研究視角看，立足于生態保護紅線區農戶這一特殊群體，實證考察生態補償在提升生態保護紅線區農戶共同富裕水平方面的作用，為實現全體人民共同富裕的研究提供了一個新的視角。第二，從研究內容看，本研究揭示了生態補償對生態保護紅線區農戶多維共同富裕的促進效應、作用渠道及異質性影響，可為制定地區和群體差異化的生態補償政策提供科學依據。

2 理論分析與研究假說

通過對以往文獻的梳理發現，學者們較少直接、系統地分析生態補償與農戶共同富裕之間的邏輯關系，尤其對二者之間作用渠道還有待進一步厘清。因此，本研究從提高非農就業率、增強內生動力、提高政府信任度等角度分析生態補償對生態保護紅線區農戶共同富裕的作用渠道及其影響。

2. 1 生態補償、非農就業率與農戶共同富裕

非農就業是指農業勞動力從傳統低收入農業部門流向了收入更高的現代部門［22］。提高非農就業率不僅可以加快農村土地流轉、提高農業勞動生產率，還豐富了收入來源、發揮顯著增收效應，最終起到了縮小城鄉收入差距和增進共同富裕的重要作用［23］。理論上，生態補償對農戶非農就業率的提升路徑主要體現在以下兩方面：一是生態補償通過影響當地勞動力市場需求的變化，從農業生產中釋放農村勞動力，進而加速當地農戶流向非農部門。例如，部分地方政府實施退耕還林、封山育林、化肥農藥禁用等生態建設，促使當地農戶對勞動力生產要素進行重新調整，使其更多集中在優勢生產部門以增加生產要素的邊際回報率。二是在提高生態保護紅線區自然資源規模和環境質量的基礎上，當地政府充分利用良好生態環境的外部效應，因地制宜探索包括特色旅游、農產品加工等在內的多樣化可持續的發展模式，增加了非農就業和創業機會，從而提升了生態保護紅線區農戶非農就業率。因此，生態補償可能會通過提升生態保護紅線區農戶非農就業率，從而促進共同富裕。

2. 2 生態補償、內生動力與農戶共同富裕

內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、心理態度和行為驅動力，是個體控制和改變行為決策的重要前提［24］。管睿等［25］指出，內生動力是農戶發展的根本力量，只有將外部推力轉化為內生動力，才能在保障農戶增收的同時，激發其發展致富的主動性、積極性和創造性，進而從物質和精神的雙重視角推動實現共同富裕。理論上，生態補償可以通過以下兩條路徑激發生態保護紅線區農戶內生動力：一是“成本共擔、效益共享、合作共治”的多元化生態補償模式的建立，為地方政府提升生態補償執行力度提供有力資金保障的同時，也將當地農戶參與生態補償提升到更加深入和全面的程度，極大地強化了其發展致富內生動力。二是隨著“輸血式”補償方式逐步向“造血式”補償方式的轉化，生態保護紅線區地方政府探索實施了包括技術型補償、智力型補償、產業型補償等在內的多樣化補償方式，在充分發揮農戶致富主體作用的同時，使得部分農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，激勵當地農戶將關注點和生計策略逐步轉變為強化內生動能狀態。因此，生態補償可能會通過增強生態保護紅線區農戶內生動力，從而促進共同富裕。

2. 3 生態補償、政府信任度與農戶共同富裕

政府信任度是指公眾對政府運行行政權力從事公共管理和公共服務活動的信任程度［26］。丁從明等［27］研究發現，農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，相應的政策實施效果就越好。生態補償作為一項解決環境問題的公共政策工具集，因其在兼顧發展與保護雙重目標上的突出表現而備受公眾青睞。隨著生態脆弱地區農戶參與生態補償積極性不斷提高，生態補償不但發揮了良好的環境改善效應，而且為農戶發展提供了較好的物質福利效應和心理福利效應［28］，進而起到了推動農戶實現共同富裕的積極作用。理論上，生態補償影響農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向作用，實現生態補償的受益者和保護者之間以及代際之間的成本收益共擔共享，體現了較好的公平性，進而強化農戶對政府的信任程度。二是考慮到不同地區的實際情況存在差異，對補償主客體、補償標準、補償方式以及補償效果評價實行差異化管理，保障生態補償的可操作性和科學性，從而提高農戶對政府的信任度。因此，生態補償可能會通過提高生態保護紅線區農戶政府信任度，從而促進共同富裕。

綜合上述分析，生態補償能夠提升生態保護紅線區農戶家庭的非農就業率、增強農戶內生動力和提高其政府信任度，進而促進實現共同富裕，由此提出如下待檢驗假說。

H1：生態補償能夠有效促進生態保護紅線區農戶共同富裕。

H2a：生態補償通過提升生態保護紅線區農戶非農就業率，從而促進共同富裕。

H2b：生態補償通過增強生態保護紅線區農戶內生動力，從而促進共同富裕。

H2c：生態補償通過提高生態保護紅線區農戶政府信任度，從而促進共同富裕。

3 研究設計

3. 1 數據來源

山東省是中國第4個批準生態保護紅線劃定方案的省份，也是踐行綠色低碳高質量發展的先行區。本研究所用數據來自課題組2022年2月—2022年3月對山東省生態保護紅線區及其周邊地區農戶的實地調查。樣本選擇具體步驟如下：①確定樣本地區。根據山東省生態保護紅線區規劃圖，綜合考慮不同地區的生態補償實施情況、生態功能、生態系統類型、經濟發展水平及空間地理位置的差異，最終選擇15個樣本縣（區）進行調查，包括黃河三角洲生物多樣性維護生態保護紅線區的利津縣、河口區、墾利區；蒙山土壤保持生態保護紅線區的費縣、沂南縣、蒙陰縣；蓮花山土壤保持生態保護紅線區的鋼城區、萊城區；太河水庫水源涵養生態保護紅線區的淄川區、博山區；東平湖水源涵養生態保護紅線區的東平縣；泰山生物多樣性維護生態保護紅線區的泰山區、岱岳區；馬頰河-德惠河-貝殼堤島生物多樣性維護生態保護紅線區的無棣縣；月湖水庫-霧蓿洼水庫水源涵養生態保護紅線區的陽信縣。②確定樣本農戶。為保證實地調研的可行性和便利性，在與各縣（區）政府部門協商后，每個縣（區）選取1～3個典型鄉鎮，每個鄉鎮選擇2～4個行政村，采用分層逐級抽樣和隨機抽樣相結合的方法選擇20～30個農戶。③確定調查方式。調查方式采用調研人員與受訪農戶一對一訪談的方式，由調查人員逐一對問卷的相關內容進行講解，使受訪農戶能夠真正清楚問卷所需回答的問題。④設計調研問卷。調研問卷涉及的主要內容為受訪農戶家庭獲得的生態補償方式，包括資金補償、實物補償、技術補償和產業補償等；受訪農戶家庭的共同富裕水平，包括物質富裕、精神富裕和環境富裕三個維度；受訪農戶家庭及地區特征，包括農戶家庭情況（戶主性別、婚姻狀況、黨員身份等）、地區發展情況（產業結構、經濟增長）。⑤確定有效數據。調研共訪問了1 850 位農戶，覆蓋15個縣（區）34個鄉鎮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95. 24%。為保證數據統計口徑一致，問卷調查內容為2021年的農戶信息。

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

3. 2 變量定義

3. 2. 1 被解釋變量：共同富裕水平

系統梳理相關文獻后發現，相對貧困與共同富裕的內在耦合性體現在以下三方面：一是相對貧困治理作為新時期中國貧困治理的重點內容，是驅動共同富裕實現的難點和關鍵所在，而城鄉間、農村區域間和農村內部居民間差距較大成為推進共同富裕的重點和難點。在空間層面，農村相對貧困的消減通過提升欠發達地區在經濟、社會、生態、文化等方面的發展水平，讓廣大農民群眾能夠共享發展成果，有助于城鄉、區域和個體內部差距縮小，進而促進整體共同富裕實現［29］。因而，相對貧困治理是實現共同富裕的必然要求，也是實現全體人民共同富裕最具標志性和影響力的指標。二是共同富裕作為社會主義的本質要求，是相對貧困治理的終極目標。黨的二十大對全面建成社會主義現代化強國作出了兩個階段的戰略安排，對推進共同富裕也作出了相應部署，檀學文［30］、張海霞等［29］等學者指出中國農村相對貧困治理目標必將從屬于新的“兩階段”發展戰略，服務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歸宿，也是相對貧困階段性目標制定的主要依據。三是微觀層面的共同富裕在農村體現為農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在收入、健康、生態、教育、就業、保障和文化等方面［31］。基于可行能力理論和基本需要理論，相對貧困的多維性主要包括反映經濟維度的“貧”，也包含反映發展維度和環境維度的“困”［32］。就微觀層面而言，二者包含的內容基本一致，相對貧困治理和推進共同富裕實質上是同一問題的兩個方面，農戶多維相對貧困指標體系可以代表農戶共同富裕水平。綜上，不難發現相對貧困治理是實現共同富裕的必然要求，共同富裕是相對貧困治理的目標歸宿，二者之間聯系緊密好比“一枚硬幣的正反兩面”，尤其在微觀層面農戶多維相對貧困水平直接檢驗著共同富裕的實現程度。

關于共同富裕評價標準的制定大致可分為宏觀和微觀兩個層面。就宏觀層面而言，學者們基于對共同富裕內涵的不同理解構建了多樣化省際共同富裕水平評價指標體系，例如李瑞松等［33］從經濟發展、社會發展、收入消費、文化發展和生態環境５個方面構建了省際共同富裕發展水平指標體系。就微觀層面而言，現有研究主要構建以收入水平、收入差距等單一維度和包含物質富裕、精神富裕等多維耦合的評價指標［34］。然而，宏觀層面的指標體系側重于概括反映區域內總體的富裕水平，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上，參考張金林等［31］從微觀層面構建多維耦合的共同富裕指標，結合生態保護紅線區農戶的實際情況進行改進后，從物質富裕、精神富裕和環境富裕三個維度嘗試構建了反映農戶共同富裕水平指標體系。測算個體共同富裕水平（CPL）的具體計算公式如下：

式中：n 代表共同富裕指標體系包含的維度個數，m代表不同維度下對應的指標個數，F_ij是標準化后的指標值，W_ij是具體指標權重，W_i則代表不同維度的權重。其中，在物質富裕維度上，本研究主要考察收入水平、消費情況和財富存量3個方面的指標。根據汪三貴等［35］的研究及數據可得性考慮，分別以2022年中國農村居民人均可支配收入中位數、農村居民人均消費支出均值和農戶樣本家庭總資產中位數的40%作為收入水平、消費支出和財富存量指標的臨界值。在精神富裕維度上，除考慮農戶的教育水平、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。在環境富裕維度上，本研究主要考察了生態治理、環境質量和生態認知3個方面的指標。此外，為提高共同富裕水平評價體系的科學性和可靠性，避免出現指標選取重復問題，研究采用R 聚類-變異系數方法篩選16項指標候選集，表2列示了最終確定的11個測度指標。

此外，回溯既往研究發現，當前關于共同富裕指標體系權重的測度方法尚未達成一致，因而在沒有找到絕對優于等權重賦值法的情況下，參考多數學者的做法，本研究采用聯合國開發計劃署（UNDP）和牛津大學貧困與人類發展研究中心（OPHI）建議的等權重賦值法對具體指標進行賦權。表2列示了共同富裕指標的權重。

3. 2. 2 核心解釋變量：生態補償

補償方式多元化水平的提高是推進生態補償的工作重心，也是評估生態補償政策實施成效的關鍵指標［36］。研究對象享受的補償方式越多，多元化水平越高，則生態補償政策的實施對其影響越大。基于此，為評估農戶享受生態補償的多元化水平，本研究設置訪談問題如下：“目前您及家庭成員享受了哪些補償方式？”結合靳樂山［37］對生態補償方式的劃分，本研究將生態保護紅線區農戶享受的補償方式歸納為實物、資金、技術和產業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：非農就業率、內生動力與政府信任度

參考尹志超等［22］、李玉山等［38］的研究，本研究設置中介變量指標如下：①非農就業率指標使用非農從業人數與家庭人口總數的比值來測度，取值范圍為［0， 1］。②內生動力指標設置問題“您及家庭成員符合哪一種生活狀態呢？”進行測度，將備選答案“主要依賴政府幫扶”“依托于政府幫扶積極進行自我發展”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政府信任度指標采用受訪農戶對當地政府的主觀信任程度進行測度，按照農戶對當地政府信任度劃分為很不滿意、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，所以需要進一步控制其余變量對農戶共同富裕水平的影響。基于已有文獻，本研究從戶主、家庭及地區三方面選取多個控制變量以提高實證分析結果的可靠性。表3列示了變量定義和描述性統計分析結果。

3. 3 模型設定

本研究的內生性主要有兩個來源：一是遺漏變量問題，地區層面可能存在推動或阻礙農戶享受補償的政策或制度以及難以預測的文化因素等，因而研究控制了區縣級固定效應及其他可能影響生態補償政策實施的政策因素、其他難以觀測的因素。二是聯立偏誤問題，即生態補償會促進生態保護紅線區農戶共同富裕，而農戶共同富裕水平的提高也可能引起他們對生態保護的迫切需求，從而影響生態補償的供給水平。本研究采用工具變量法修正上述偏誤以保證結果穩健性。

3. 3. 2 中介效應模型

如何科學識別因果關系中的作用渠道是當前學術界討論的熱點問題。越來越多學者指出傳統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。然而當前實證研究多用觀察數據，要同時解決所有可能存在的內生性問題會大幅增加研究的復雜性。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推導的基于百分比的置信區間，這可以通過使用非參數測試程序來放寬Sobel檢驗中有關中介效應是建立在假設系數的乘積是正態分布的基礎之上的問題。另一方面，為增強實證鏈條的完備性，在中介效應研究中考慮中介變量與被解釋變量之間的關系。基于此，構建如下四段式中介效應模型進行檢驗：

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

4 實證分析結果

4. 1 生態補償對生態保護紅線區農戶共同富裕的影響

表4列示了生態補償對農戶共同富裕影響的基準回歸結果。其中，列（1）是不加任何控制變量的OLS回歸結果，生態補償的系數為正且通過了1% 的顯著性水平檢驗。列（2）納入了個體、家庭和地區層面可能影響農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，所以生態補償的影響系數減小，但顯著性不變。列（3）進一步用縣區固定效應替換地區特征后，結果仍支持生態補償促進農戶共同富裕水平的有效性，且生態補償平均提高一個標準差，生態保護紅線區農戶的共同富裕水平提升約22. 62%（0. 083 0×0. 712 9/0. 261 6）。此外，為規避核心變量指標恒定可能引起的偽回歸問題，參考Günther等［42］的處理方式，將被解釋變量轉換為二分變量，即農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模型進行檢驗，最終列（4）和列（5）結果顯示，生態補償的系數均為正且通過了1%的顯著性水平檢驗。綜合上述分析，生態補償能夠顯著促進生態保護紅線區農戶共同富裕，符合假說H1預期。

進一步地，依據對農戶后續發展能力影響的不同，將生態補償劃分為輸血型生態補償和造血型生態補償兩種，并分別考察兩種不同類型生態補償分別對不同維度共同富裕水平的影響，回歸結果見表5。整體而言，輸血型生態補償和造血型生態補償對生態保護紅線區農戶物質富裕、精神富裕和環境富裕均有顯著的正向影響，這一結果進一步驗證了輸血型生態補償和造血型生態補償的多維富民效應。具體而言，輸血型生態補償和造血型生態補償對農戶物質富裕和環境富裕的推動作用較大，對精神富裕的推動作用較小。這與現實情況相符，無論是輸血型生態補償還是造血型生態補償均能通過財政轉移支付或市場交易等途徑給予生態環境保護者合理補償，在實現環境保護經濟外部性內部化的同時充分激發生態環境保護者的積極性，保障了生態補償有效運行和持續推進［43］，進而起到促進生態保護紅線區農戶物質富裕和環境富裕的作用。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補償可能通過增加農戶可支配收入、提高家庭資產存量及改善周邊環境質量等途徑對其產生一定積極作用，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行力度，受生態補償的影響相對較小；就幸福感而言，由于其屬于一種個體的主觀感受，所以農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境，生態保護政策對其產生影響相對較小。因此，輸血型生態補償和造血型生態補償對生態保護紅線區農戶精神富裕的影響要弱于對物質富裕和環境富裕的影響。

另外，無論在物質富裕維度、精神富裕維度還是環境富裕維度，造血型生態補償的促進效應均優于輸血型生態補償。究其原因，盡管輸血型生態補償的效果立竿見影，但其只能為受償農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］ 。與輸血型生態補償不同，以增加教育投資、改善農業生產水平及引導綠色現代化產業發展等為主導的造血型生態補償能夠增強農戶的自我持續發展能力，甚至產生超越政策預期的乘數效應，幫助受償農戶逐步擺脫對外部救濟的依賴，進而走向自我可持續發展的良性軌道［7］。因此，造血型生態補償較輸血型生態補償對農戶共同富裕水平發揮了更強的推動作用。

4. 2 內生性處理和穩健性檢驗

4. 2. 1 內生性處理

慮及微觀層面的共同富裕可能反向影響生態補償的實施，為避免聯立偏誤問題，本研究參考Ellis等［44］構造工具變量的做法，以“同一村莊或社區其他農戶享受生態補償指標的均值”作為工具變量。選擇此工具變量的原因是：首先，在鄰里關系非常緊密的農村地區不存在距離和制度障礙，農戶個體行為往往會受到周邊其他農戶的影響，即存在“同儕效應”，所以導致周圍農戶參加生態補償項目會通過拓業增收、享受政策紅利和人居環境改善等對農戶自身產生影響。其次，其他農戶享受的生態補償往往不會直接影響農戶自身的共同富裕水平，農戶也不能控制其他農戶享受的生態補償。因此，選擇“同一村莊或社區其他農戶享受生態補償指標的均值”作為工具變量能夠同時滿足相關性和外生性要求。表6列示了引入工具變量后的2SLS估計結果。IV?2SLS第一階段的結果發現，所選工具變量與核心解釋變量存在顯著正相關關系，滿足工具變量相關性要求。此外，由于F 統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第二階段結果發現，生態補償的系數為0. 085 3，且在1%統計水平上顯著，意味著生態保護紅線區農戶享受的生態補償每增加1個單位，對應的共同富裕水平會隨之提高8. 53%。上述研究結果與前文結果相比未發生實質性變化，從而進一步驗證了假說H1。

4. 2. 2 穩健性檢驗

為檢驗前文基準回歸結果的可靠性，除引入選定控制變量和工具變量進行回歸外，本研究進一步采用以下方式進行穩健性檢驗：第一，增加控制變量。由于政策執行力度與質量直接決定了生態補償的實施效果，進而影響農戶共同富裕水平，所以該研究借鑒莫永波等［45］構建的地方政府執行力評價指標體系，采用熵值法測度具體指標權重并計算得出地方政府執行力指數，進一步將其作為控制變量納入基準回歸模型。第二，數據縮尾處理。為降低極端數值對實證結果的干擾，對數據進行雙側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內沖突性和變異性來綜合衡量具體要素權重的科學評價方法。考慮到共同富裕評價指標體系的各指標之間屬于并列關系，且存在一定關聯關系，因此重新選擇CRITIC賦值法對共同富裕水平構成要素賦權，以重新核算農戶共同富裕水平。表6列示了基于控制政府執行力、縮尾處理和重新核算因變量的穩健性檢驗結果，核心解釋變量生態補償的系數仍顯著為正，估計結果與前文結論保持一致。

4. 3 生態補償對農戶共同富裕的影響機制檢驗

假說2認為，生態補償主要通過提升農戶家庭的非農就業率、增強其內生動力和提高政府信任度等渠道影響生態保護紅線區農戶的共同富裕水平，對此本研究使用前文所設四段式中介效應模型對其進行檢驗，中介效應的檢驗步驟如下：首先，檢驗核心解釋變量對被解釋變量的影響，若該結果顯著，則總效應顯著。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，才能繼續后續檢驗步驟。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，若中介變量系數顯著性得到驗證，說明中介效應存在；若此時核心解釋變量系數同樣顯著，說明直接效應顯著，即存在部分中介效應。最后，同時進行Sobel檢驗和Bootstrap（1 000）次抽樣檢驗，若均通過檢驗，將進一步驗證中介效應的存在。

為避免變量之間存在高度相關而出現的多重共線性問題，計算方差膨脹因子和相關系數對回歸模型中各個變量之間進行多重共線性檢驗，發現雖然各變量之間存在一定的相關性，但相關系數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嚴重的多重共線性問題。表7列示了生態補償對農戶共同富裕影響機制的檢驗結果。表7中非農就業率的中介效應檢驗結果顯示：列（1）中生態補償的系數顯著為正，與前文回歸結果一致，驗證了生態補償對生態保護紅線區農戶共同富裕水平有顯著的促進作用。列（2）中生態補償系數為正且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明生態補償的實施可促進農戶家庭非農就業率提升。列（3）和列（4）中非農就業率系數為正且在1%水平上顯著，且列（4）中使用逐步回歸法的結果顯示，核心解釋變量生態補償系數值與列（1）相比略有下降。在此基礎上，本研究繼續進行Sobel檢驗，結果顯示 Z 值統計量是3. 279 7，且在1%水平上顯著，同時，該Bootstrap（1 000）次抽樣檢驗，結果顯示置信度為95% 的中介效應置信區間是［0. 005 1，0. 009 2］，置信區間內未包含 0。綜合上述分析，農戶家庭非農就業率的提高起到了中介效應，即生態補償會提升農戶家庭非農就業率，從而提升其共同富裕水平，符合假說H2a預期。此外，表7列示了內生動力的中介效應檢驗結果和政府信任度的中介效應檢驗結果，同理可驗證生態保護紅線區農戶內生動力的增強和政府信任度的提高起到了中介效應。以上結果可以說明，非農就業率、內生動力和政府信任度在生態補償和農戶共同富裕水平之間發揮中介效應，假說 H2a、H2b、H2c均成立。

4. 4 生態補償對農戶共同富裕影響的異質性檢驗

4. 4. 1 農戶代際差異

由代際差異理論可知，處于不同年齡階段的農戶群體在價值觀念、知識技能、身體素質等方面存在一定差異，進而可能會影響到生態補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］的劃分標準，以1978年出生作為分界線，將樣本劃分為新生代農戶組和老一代農戶組進行異質性分析。表8列示了生態補償對農戶共同富裕水平影響的異質性檢驗結果。其中，基于農戶代際差異將樣本農戶劃分為新生代農戶和老一代農戶的分組回歸結果顯示，新生代農戶組的結果不顯著，而老一代農戶組中生態補償對農戶共同富裕水平的系數則顯著為正，費舍爾組合檢驗經驗P 值在1% 水平上顯著，說明生態補償的實施對老一代農戶共同富裕水平的推動作用更強。究其原因，相較于新生代農戶，老一代農戶不僅普遍存在知識技能不足、文化素養水平較低等問題，還表現出更濃厚的鄉土情結和安土重遷的價值觀念。在能力和感情的雙重限制下，老一代農戶面臨就業機會較少、返貧風險高和養老困難等現實問題，而生態補償的實施為其提供更多發展機會和就業渠道，有效提升了老一代農戶生計能力、收入水平和生活質量。因此，生態補償的實施對農戶共同富裕的促進效應在老一代農戶中更為明顯。

4. 4. 2 地區經濟發展程度差異

不同發展程度地區在經濟實力、發展渠道、勞動力市場活躍度等方面存在差異，因而生活在生態保護紅線區農戶行為決策及生活水平很大程度上會受地區發展程度的影響。基于地區經濟發展程度的差異，參考黃亮雄等［47］的研究，依據是否高于中國人均生產總值均值，將高于均值的一組劃分為地區經濟發展程度較高的一組，將小于均值的一組劃分為地區經濟發展程度較低的一組進行異質性分析。表8列示了基于地區經濟發展程度差異將樣本農戶劃分為經濟發展程度較高地區組和經濟發展程度較低地區組的分組回歸結果。研究發現，經濟發展程度較高組的結果不顯著，而經濟發展程度較低組中生態補償對農戶共同富裕水平的系數在1%水平上顯著為正，經驗P 值在5%水平上顯著，說明生態補償的實施對經濟發展程度較低地區農戶共同富裕水平的推動作用更強。究其原因，在發展程度較高的地區，高生活水平和勞動力市場活躍程度更容易產生聚集經濟效應，進而為增強當地農戶可行能力提供了多樣化渠道和發展機會。與之形成鮮明對比的是，對發展程度偏低地區農戶而言，盡管當地經濟發展潛力和需求均較大，但缺乏適應性政策和發展機會，所以發展水平低區域農戶對獲取生態補償的迫切程度更高。因而不難理解，地區發展程度越低，實施生態補償對當地農戶共同富裕水平的影響就越大，反之，則越小。

4. 4. 3 生態系統類型差異

考慮到不同類型生態保護紅線區實施的生態補償措施和力度可能存在一定差異，本研究按照生態系統類型的不同，將生態保護紅線區劃分為森林、濕地、草地和農田4種類型保護區進行異質性分析。表8中列示了基于生態系統類型差異將樣本劃分為森林、濕地、草地和農田的分組回歸結果。研究發現，分組回歸結果的生態補償的系數均顯著為正，6組費舍爾組合檢驗經驗P 值均不顯著，說明對居住在不同類型生態保護紅線區農戶而言，生態補償的實施對其共同富裕水平均會產生有效推動作用，但這種推動作用之間不存在明顯差異。究其原因，近年來，隨著生態文明建設的持續穩步推進，生態補償實施范圍和領域不斷擴大，針對不同生態系統類型的生態補償機制逐步完善，所以按生態系統類型分組回歸后，各組回歸結果之間并未存在顯著差異。

5 結論與啟示

5. 1 結論

本研究基于物質-精神-環境的三重視角，在綜合測度生態保護紅線區農戶共同富裕水平基礎上，實證探究了生態補償對當地農戶共同富裕實現的促進效應、作用渠道及異質性影響。研究發現，生態補償顯著促進了生態保護紅線區農戶共同富裕，這一作用主要是通過提升非農就業率、增強內生動力和提高政府信任度三種渠道來實現。進一步研究發現，雖然不同類型的生態補償均能夠發揮多維富民效應，但造血型生態補償對共同富裕各個維度的促進作用均優于輸血型生態補償，慮及農戶獲得造血型生態補償的均值還處于較低水平，意味著多元化造血型生態補償的實施具有較大的拓展空間及實踐意義。在異質性分析中，生態補償對生態保護紅線區農戶共同富裕的促進效應在經濟發展程度較低地區和老一代農戶群體中更為凸顯，這說明生態補償的推行應充分考慮地區和農戶群體的異質性特征。

5. 2 政策啟示

5. 2. 1 實現生態補償全覆蓋，制定差異化補償標準

生態補償作為一種能夠有效協調保護與發展之間矛盾的政策工具集，成為新發展階段實現共同富裕的重要保障。然而，雖然中國現行的要素補償和區域補償的覆蓋范圍與生態保護紅線存在較大面積的重合，但無論是補償范圍還是補償標準，均與生態保護紅線區的利益訴求相去甚遠。因而，未來應在整合相關生態補償的基礎上，開展生態綜合補償，致力于形成全覆蓋、不重復、能有機銜接的生態補償體系。同時，慮及機會成本異質性和生態服務異質性的客觀存在，需進一步制定差別化的補償標準，實現經濟效益和生態效益的辯證統一。

5. 2. 2 拓展生態補償方式種類，增加造血型補償供給水平

雖然地方政府積極探索并提出了一系列多元化的生態補償幫扶方式組合，但是現有的生態補償方式仍以輸血型補償為主，未能充分發揮造血型補償的富民效應。然而，研究表明，無論在物質富裕維度、精神富裕維度還是環境富裕維度，造血型生態補償的促進效應均優于輸血型生態補償。因而，建議進一步加大補償區綠色產業建設和扶持，如綠色農業、生態旅游等產業發展，強化對農戶的就業培訓與指導，提高農戶參與當地旅游業、綠色農業發展建設的分成比例，豐富生態補償方式的可選擇空間，以發揮不同類型生態補償的政策優勢。

5. 2. 3 關注農戶和地區異質性特征，適度提高生態補償瞄準性

生態補償的富民效應在經濟發展程度較低地區和老一代農戶群體中更為凸顯。對此，在資金和政策資源有限的情況下，建議在生態補償的范圍內設置優先級或傾斜值，賦予弱勢群體更多的選擇權，切實落實政策優先瞄準生態與發展問題交織地區，優先吸納有勞動能力的相對貧困人口參與生態建設項目。同時，通過引入社會資本、金融機構、環保公益組織等融資方式，消除貧困地區和農戶參與生態補償的資金壁壘，以創造弱勢群體可持續生計培育和發展的有利環境。

（責任編輯：王愛萍）