農村人居環境改善何以促進農戶共同富裕？

引用格式：，.農村人居環境改善何以促進農戶共同富裕？[J].新疆農墾經濟，2025（06）：13-24.

一、引言

“草木植成，國之富也”。在國家全面推進鄉村振興戰略的宏觀背景下，農村人居環境整治已成為推動農業農村現代化、實現共同富裕的重要實踐路徑。近年來，黨中央、國務院高度重視農村人居環境改善，將其納入《農村人居環境整治提升五年行動方案（2021—2025年）》等政策框架，明確提出“接續實施農村人居環境整治提升行動”，聚焦廁所革命、污水治理、垃圾處理等關鍵領域。據農業農村部統計，截至2023年，全國農村衛生廁所普及率超 73% 90% 以上行政村實現生活垃圾集中收運，環境改善的直接效益已初步顯現。然而，隨著脫貧攻堅戰取得全面勝利，如何在“后脫貧時代\"破解農民可持續增收難題，仍需深入探索環境治理與經濟賦能的協同機制。

既有研究多從健康風險降低、土地利用效率提升等直接路徑論證人居環境優化對農民收入的影響，但對環境整治與共同富裕的深層聯動機制關注不足。一方面，共同富裕不僅體現為收入水平的普遍增長，更需關注分配結構的公平性優化；另一方面，農村人居環境整治的增收效應可能通過創業激活、集體經濟振興等間接路徑實現，其作用機制及異質性特征亟待實證檢驗。然而，既有的研究較少提及人居環境整治促進農民共同富裕的作用機制。

基于此，本文利用2022年中國土地經濟調查（CLES）數據，系統考察農村人居環境整治對共同富裕的影響路徑及異質性效應。研究聚焦三大核心問題：一是人居環境改善能否直接提升農民收入并縮小收入差距？二是創業參與和集體經濟發展是否為環境整治賦能共同富裕的關鍵機制？三是數字素養、環境素養、村莊類型等異質性因素如何影響政策效果？通過因子分析、穩健性檢驗及內生性處理，本文揭示了環境治理通過“環境治理一家庭創業一集體經濟一雙通道長效機制\"的多維路徑促進共同富裕的實踐邏輯，并進一步提出差異化政策設計建議，為鄉村振興與共同富裕戰略的有機銜接提供理論支撐與實踐參考。

二、理論分析與研究假設

（一）農村人居環境改善與共同富裕直接影響

近年來，國家層面通過政策引導和資源投入，持續推進農村人居環境整治工作。農村人居環境整治是促進共同富裕的重要實踐維度。國家通過政策引導持續推進“戶廁改造”\"污水管網建設\"等工程，為農村地區農民增收提供基礎設施條件。人居環境整治通過政策執行和公共服務均等化，直接提升農村居民生活質量，并縮小城鄉公共資源配置差距。從基本概念上來講，共同富裕主要包括“共同\"和“富裕\"兩個層面，其不僅表現為直接的收入增長，還體現在對收入分配結構的優化。因此，本文借鑒馬太超等的做法從收入水平和收入差距兩方面分析農村人居環境改善對農村地區共同富裕的影響。

1.農村人居環境整治能直接推動收入水平提高，促進共同富裕。第一，農村人居環境整治可以為農民持續增收構建可持續發展的基礎。農村人居環境改善這一過程不僅能夠滿足農民生活品質提升需求，更能通過生態、人力與社會資本的協同增值構建可持續發展基礎。并且由于農村人居環境條件的改善，公共服務設施與衛生環境的優化拓展了農民生計選擇空間，為非農就業創造條件[4。第二，人居環境整治有助于增強相鄰地區之間的經濟聯動性，促進資源的有效配置，從而幫助農民拓展非農就業機會。通過增強數字基礎設施的建設，可以更高效地實現資源管理和環境監測，進一步推動生態保護與經濟發展的協調。提升農民生活質量的同時也為其提供了更多的就業機會和收入來源，進而實現脫貧和可持續發展，論證了系統化環境治理對突破生態約束型貧困的關鍵作用。第三、農村人居環境整治不僅有利于鄉村產業振興，并且有助于城鄉融合發展。農村人居環境改善后各地區生態旅游、特色農家樂等產業蓬勃發展，最終實現綠水青山和金山銀山的有機統一

2.農村人居環境整治有助于縮小農村地區的收人差距，從而推動共同富裕。第一，農村人居環境改善的過程中，環境治理收益的“共享性分配”，從而促進農民收入差距縮小。農村集體產權的清晰界定可以通過制度性約束確保環境治理成果的普惠性，同時，農村人居環境治理衍生的生態資源價值可通過股權量化方式讓全體村民共享增值收益，避免資源壟斷導致的分配失衡。第二，農村人居環境改善過程中的基礎設施均等化削弱弱勢群體的資源獲取壁壘，進而推動收入差距縮小。弱勢群體在衛生服務、數字接入等領域的“機會缺口”明顯收窄。第三，社會資本重塑與包容性治理模式的協同增效促進農戶之間收入差距縮小。例如，社會資本重塑強化治理包容性，村民議事制度完善提升弱勢群體政策參與度。但需警惕“數字鴻溝”等新型分化風險，技術應用能力差異可能加劇群體間發展機會不平等[]。同時，人居環境改善的分配效應受治理模式影響，政府主導型較市場驅動型更有利于縮小收入差距[]。

基于以上分析，本文提出研究假設H1：農村人居環境改善可以直接推動共同富裕。

（二）農村人居環境改善與共同富裕的間接影響

1.農村人才創業是農戶提升收入水平和縮小收入差距的重要途徑。第一，農村人居環境整治與基礎設施優化對創業門檻的降低作用。農村公共服務體系的完善通過降低創業準入門檻與運營成本，有效促進了農民創業決策[12]。而資源稟賦的區域差異曾是阻礙農民創業的關鍵因素，但環境治理可通過彌補土地、基礎設施等資源短板形成替代效應[13]，為農民創業掃清了傳統資源約束。第二，農村人居環境整治過程中產生多維經濟與社會效應，從而帶動創業就業，進而實現收入水平提高和收入差距縮小。農戶參與環境治理的意愿受環保意識與制度信任的協同影響，其參與過程本身亦創造垃圾清運、設施維護等本地就業崗位，進而直接或間接促進農民就業和創業[14]。而環境治理作為鄉村振興的重要抓手，通過構建宜居的創業投資環境與生態資源稟賦，為農民返鄉創業注入長期動力[15]。第三，農村人居環境改善帶動政策支持與金融創新的驅動機制，促進農民創業就業實現收人水平提高和收入差距縮小。政策性金融支持通過優化創業者的資本配置與風險管理，顯著改善其生計結構并引導收入增長[。而政府政策傾斜則通過強化創業者預期進一步激活創業市場活力[7]。

2.人居環境整治通過重構資源要素配置關系，為集體經濟發展注入新動能，進而形成“環境優化一集體增收一成果共享\"的共富實現路徑。首先，人居環境整治過程中的污水管網、衛生廁所等基礎設施完善顯著提升村莊資源吸附能力，推動集體資產通過“資源發包 + 居間服務\"模式實現增值，其中土地流轉中介服務成為集體經濟增收的重要路徑8。其次，村容美化與生態修復促使閑置宅基地盤活效率提升，集體通過資產參股工商資本形成穩定分紅機制[19]。這種“物理空間治理一要素市場化一集體產權顯化\"的傳導鏈條，也在其他案例研究中得到印證，其發現生態景觀改造推動鄉村旅游發展成為集體經濟核心收益來源[2?？偟膩碚f，集體經濟增值通過三重機制轉化為共同富裕動能。其一，公共服務供給均等化機制，通過強調集體經濟收益優先投向教育、醫療等領域，顯著提升弱勢群體公共服務可及性2；其二，發展機會再分配機制，集體培訓項目有效激活低收入家庭創業潛能22；其三，收益共享制度化機制，集體經濟通過“保底分紅 + 按股分配\"模式強化分配公平性[23]。然而，集體經濟益貧效應存在區域異質性，數字治理水平差異可能影響成果共享的普惠程度，提示技術賦能需與制度設計協同優化[24]。

基于以上分析，本文提出研究假設H2和H3。

假設H2：農村人居環境改善可以通過促進農戶創業，進而促進共同富裕。

假設H3：農村人居環境改善可以促進集體經濟發展，促進共同富裕。

綜合上述分析，本文構建農村人居環境改善促進共同富裕的理論框架如圖1所示。

三、研究設計

（一）模型設定

基于本文的研究目的，本文設定如下基準回歸模型：

式（1）中， Y_i 表示因變量，包括收入水平與收入差距， Envi_i 表示農戶所在村莊的環境治理水平， X_ji 表示個人、家庭、村莊層面的控制變量， 表示隨機誤差項，本文主要關注 β₁ ，當被解釋變量為收入水平時，系數要顯著為正；同時，當被解釋變量更換為收入差距時，系數要顯著為負，此時可以證明本文的研究假設。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本研究的核心解釋變量是共同富裕，本文借用馬太超等的做法，將共同富裕定義為收入水平提高和收入差距縮小兩個層面的內容，相應地，本文的被解釋變量也有兩個。首先是收入水平，CLES數據從多個層面描述了農戶的家庭收入情況，包括家庭資產收入、租賃收入、務工收入和政府補貼收入等。為更好地刻畫收入情況，本文將家庭收入匯總為家庭總收人來作為收人水平，因為人居環境整治對農戶帶來的收益是全面的，總收入更為全面，能夠體現人居環境整治的作用。其次是收入差距，農村地區的共同富裕在目標上不光要提高全體農戶的收入，縮小農戶之間的收入差距也同樣重要。根據已有相關研究，本研究使用衡量收入不平等程度的Kakwani指數作為農戶收入差距的代理變量。通過農戶總收入水平來計算收人差距，該指數的計算公式如下：

式（2中， i 和 k 分別表示本文樣本中的第 i 個和第 k 個農戶， _gapk 表示農戶 k 與其他農戶相比的收入差距， n 表示樣本總量。樣本家庭對應的收入向量在式子中設為 I，I=（I₁，I₂，…，I_n） ，按收入水平升序排列。 u_Ik⁺ 表示總樣本中家庭總收人超過 I_k 的農戶家庭總收入的均值， y_Ik⁺ 表示家庭總收人超過 I_k 的農戶占總樣本數量的比重。 u₁ 表示樣本農戶家庭總收入的均值。Kakwani指數的取值范圍是[0，1]，Kakwani指數的數值越大，表明該農戶與其他農戶的收入差距越大。

2.解釋變量：農村人居環境治理。本文依據李冬青等的研究，選取廁所治理、垃圾治理、污水治理三個方面作為評價標準來衡量農村人居環境的綜合治理水平，本文通過提取CLES問卷中的相應指標，并用熵權法來刻畫農村人居環境治理水平，詳見表1。

3.控制變量。農戶的收入水平與農戶收入差距不僅與家庭因素有關，也與村莊層面的因素有關，因此，本文從農戶、家庭和村莊三個層面選擇控制變量。在農戶層面，本文選取年齡、性別、文化程度、健康狀況等為控制變量。在家庭層面，選取家庭承包土地面積、家中常住人口數、家中有無村干部作為控制變量。在村莊層面，本文將村支書文化程度、村委會到縣政府的距離作為控制變量。

本文使用的核心解釋變量、被解釋變量以及控制變量數據均來源于2022年南京農業大學實施的中國土地經濟調查（CLES），涵蓋了村級和農戶層面的信息。該調查采用了概率比例規模抽樣方法（PPS），具體過程是從江蘇省的6個地級市中選取12個調研縣，每個縣選擇2個村，每個村隨機抽樣約50戶農戶作為調查對象。此次調查共涉及江蘇省24個村的1203戶農戶樣本。數據處理流程如下，首先，重新匹配村級問卷數據與農戶問卷數據；然后，排除所有缺失值；最后，為了減少異常值對分析結果的影響，家庭總收入進行了上下 1% 的縮尾處理。經過上述步驟，最終得到有效的農戶樣本數量為1105戶。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

農村人居環境整治對共同富裕的基準回歸結果如表3所示。表3中列（1）和列（3）為未加人控制變量的回歸結果，而列（2）和列（4）則包含了個人、家庭和村莊層面的控制變量。結果表明，無論控制變量是否被納入，農村人居環境的改善顯著提高了收入水平，在 1% 的顯著性水平下均表現出穩健的正向影響。在控制變量中，農戶的年齡、學歷、健康狀況、家庭承包土地面積、常住人口數以及村支書的文化程度均顯著促進了收入的增長。然而，村委會與縣政府之間的距離則顯著抑制了收入水平，可能是因為農村地區與行政中心的距離增加延長了政策傳導鏈，降低了公共資源的有效到達，阻礙了內生增長動力的形成。

在列（3）和列（4）的收入差距模型中，無論是否加人控制變量，環境治理水平都對收人差距具有顯著性并且系數為負，這表明農村人居環境整治有助于縮小農戶之間的收入差距，與前文假設一致。在控制變量中，家中有無村干部以及村委會到縣政府距離對收入差距的影響較為顯著。這可能是因為前者通過公共資源分配來調節收人之間的差距，而后者可能是因為偏遠地區的內部差距略有擴大的原因。

因此，無論是否添加控制變量，農村人居環境都對農民收入水平和收入差距具有顯著作用?；诖?，本文可以認為農村人居環境整治對農村共同富裕具有促進作用，假說H1得到驗證。

（二）穩健性檢驗

1.利用因子分析法重構自變量，因子分析是一種通過從大量變量中提取少數幾個代表性公共因子的統計方法，其前提是這些因子與原始變量之間具有較強的相關性，才能有效地概括原始數據的主要信息。因此，在開展因子分析之前，必須先對各項指標的相關性進行檢驗。

本文選用KMO檢驗和巴特利特球形檢驗來評估變量之間的相關程度。KMO值的范圍在0到1之間，數值越接近1表示變量間相關性越強，通常當KMO值大于0.6時，即可認為變量具備較好的相關性，適合進行因子分析。本文的檢驗結果顯示KMO值為0.642，表明所選指標之間的相關關系較為顯著。隨后，采用正交旋轉法對因子載荷進行了調整，結果顯示各測量題項的因子載荷均超過0.5，表明相關變量具有良好的收斂效度。最后，通過各公共因子得分系數乘以標準化后的指標數據加總獲得環境治理水平變量，將其作為替代自變量進行基準回歸，結果顯示，無論是收人水平還是收人差距，都與基準回歸結果保持一致。這表明，上文的分析結論是穩健的，環境治理水平可以提高農戶的收入水平和農戶之間的收入差距，從而推動農村地區的共同富裕。

2.加人更多控制變量。為了緩解遺漏變量的問題，本文在回歸中加入更多可能影響農村居民收入水平的因素。在家庭層面，加入了家庭成員是否有黨員。在村莊層面加入了本村集體經濟收入等變量。從表4中可以看出在加入更多控制變量后，研究結論依然穩健。

3.更換模型。為檢驗基準結果的穩健性，本文通過潛在變量框架來建模數據生成過程，利用極大似然估計修正因刪失所導致的偏誤來建立Tobit模型。結果顯示，核心變量系數方向及顯著性與基準回歸結果一致，均顯著促進收入提升，與基準回歸結果方向及顯著性一致，且潛在變量系數略高于基準回歸結果，符合理論預期，證實結論對模型設定具有穩健性。

（三）內生性分析

本研究雖然在基準回歸分析中加入了個人、家庭、村莊層面的控制變量。但依然可能存在遺漏變量的干擾，同時人居環境整治與農民收入提高可能存在雙向因果關系。農民在收入水平提高之后，有可能存在倒逼人居環境改善行為，向村莊捐贈人居環境整治專項資金或相關設備，從而提高農村人居環境水平。為緩解人居環境整治與農民收入水平及收入差距之間可能存在的內生性偏誤，本研究采用工具變量兩階段最小二乘法（IV-2SLS）進行估計。在工具變量選取上，結合“留一法\"（Leave-One-Out）構造策略，將縣域內除本村外其他村莊的人居環境指標均值作為本村人居環境水平的工具變量。首先，由于縣域內人居環境整治政策具有空間同步性，具體實施僅存在時序差異，因此其他村莊的人居環境均值與本村人居環境水平高度相關，滿足工具變量相關性條件。除此之外，縣域內其他村莊的人居環境指標均值僅通過本村人居環境水平這一渠道影響本村居民收入，而與農戶收入水平和分配機制無直接關聯，符合工具變量的外生性約束。該設計通過剝離區域政策共性特征與村莊個體異質性，有效緩解雙向因果或遺漏變量導致的內生性問題，滿足排他性假設。

如表5所示，第一階段回歸中工具變量對環境治理水平的系數為0.904，并在 1% 上水平顯著，F統計量高達228.613，遠超弱工具變量臨界值10，驗證了工具變量有效性，并且在模型中控制了相關變量以排除其他干擾路徑，模型調整后 R²=0.1983 ，工具變量獨立解釋力充足。而從第二階段結果中可以看出，在使用工具變量法進行內生性檢驗之后，回歸系數依然顯著為正。對本文的核心結論影響不大，進一步驗證了前文的穩健性。

（四）異質性分析

1.數字素養。在當前數字化迅速發展的背景下，數字素養的高低對個體獲取技術和經濟機會的能力產生了顯著影響。本研究依據杜鳳君等[25的做法，通過對常用數字設備的接入情況衡量技術獲取機會，并基于數字信息素養和數字金融素養評估技術應用質量，從而探討數字素養的異質性如何影響人居環境整治與收人之間的關系。通過采用權法對四項指標進行無量綱化處理，并加權合成為綜合指數，依據中位數將數字素養分為高低組進行實證檢驗。

由表6的結果來看，農村人居環境整治對共同富裕的影響具有數字素養異質性。具體來看，模型（1）和模型（4）的回歸系數與基準回歸保持一致，且分別在 5% 和10水平下顯著。農村人居環境整治能夠促進高數字素養人群的收入水平和低數字素養人群的收入差距。其中，對高數字素養水平的人群的影響較大?？赡艿慕忉屖?，數字素養對農戶的收入水平提升存在門檻效應，當農戶數字素養達到一定門檻時，對收入水平提升有一定明顯效果[2。同時，數字技術的優勢可能通過提高整體的生產效率，來緩解分配沖突。例如，數字素養較高的群體在農村人居環境改善與基礎設施的提高過程中，利用電商平臺等提高收人。而在數字素養較低的一組中，人居環境整治雖然對收入水平在系數上與基準回歸保持一致，但在統計學上無顯著作用。人居環境整治卻顯著縮小收入差距。這可能是因為低數字素養群體難以直接參與技術密集型活動。

2.環境素養。環境素養在不同個體和群體中存在顯著的差異，這種差異影響了他們對農村人居環境整治的認知和參與程度。通過分析農戶的環境素養水平，可以揭示不同農戶在面對同一環境政策時的反應差異，例如高環境素養的農戶可能更積極主動地參與環保實踐，而低環境素養的農戶則可能依賴政策的引導和強制措施。這種多樣性反映了政策效果的異質性，揭示了環境整治措施對于不同群體的不同影響。因此，本研究依據問卷中“您是否了解農村人居環境整治？”“您是否了解農村生活垃圾分類？”和“您對自已環保行為的認定”等問題，構建了農戶的環境素養變量。通過熵權法生成環境素養指數，并依據中位數將其分為高低組，進而進行實證檢驗。

由表6的結果來看，農村人居環境整治對共同富裕同樣具有環境素養異質性，但環境素養的調節作用呈現非對稱特征。在高環境素養組中，農村人居環境整治對收入水平和收入差距均未通過統計顯著性檢驗。這可能是由于這些農戶已經具備較高的環保實踐能力，主動參與環境整治的意愿較強，因此環境整治的邊際增收效應趨于減弱。相反，在環境素養較低的群體中，農村人居環境整治行為顯著提升了收入水平，且在 10% 水平上通過檢驗。這可能是因為低環境素養群體通過政策強制干預（如政府主導的環境整治項目），獲得了更多就業機會或補償性收益。同時，農村人居環境整治還顯著降低了該群體的收入差距，可能是由于政策資源向低收入群體傾斜（例如生態補償、保潔員崗位等），實現了“補短板\"式的再分配。

3.村內是否有保護區。生態保護區通常伴隨著特定的政策支持和資源配置，這使得有生態保護區的村莊在進行人居環境整治時，能夠獲得更多的生態補償和政策扶持。通過分析是否有保護區，可以明確其對農村人居環境整治的資金來源與政策導向，揭示生態保護措施如何在促進經濟發展方面產生積極作用。因此，探索這一視角能夠更好地理解環境治理與經濟收益之間的關系。本研究依據問卷中“本村是否有上級劃定生態保護區或者自然保護區？\"對其進行分組后實證檢驗，實證結果如下。

由表7可以看出，村內有生態保護區或者自然保護區的村莊，其人居環境整治的行為對收入水平具有強正向效應，且在 5% 水平上顯著。這可能是因為有保護區的村莊更有可能通過生態補償、生態旅游等機制，將環境治理直接轉化為經濟效益。而在收入差距方面，環境治理對收入差距的影響較為微弱且不顯著，可能是因為政策紅利集中于特定的群體，例如護林員與參與保護區管理的農戶，未能進行普惠性分配。在村內無保護區的村莊中，農村人居環境整治仍然顯著提升收入水平，但系數比保護區村莊低，約為其 40% ，這可能是因為村莊缺乏保護區的配套設施與政策，主要還是依賴人居環境整治來帶動農戶增收。而在收入差距方面，農村人居環境整治顯著降低了收入差距，可能是因為政策資源更多向低收入農戶傾斜，縮小了收入差距。

4.本村垃圾與污水處理是否為公私合營PPP模式。PPP模式為農村環境治理引入了外部資本和技術支持，使環境治理項目能夠迅速實施并釋放經濟潛力。在這一模式下，政府與企業的合作有助于提升收入水平，分析這種模式下的經濟效益能夠揭示PPP合作在農村經濟發展中的積極作用。然而，單獨考察這一模式的優勢可能掩蓋其在收入差距改善上的不足，因此對比有無該模式的影響至關重要。本研究根據問卷中的“本村是否有農村生活垃圾治理與生活污水處理PPP模式？\"構建環境治理PPP合作模式變量，對其有無合作模式進行分組實證分析。

由表7可知，在采用PPP模式的村莊中，環境治理對收入水平提升具有顯著正向效應，表明政府與企業合作模式通過資本投入和技術賦能快速釋放了環境治理的經濟潛力。然而，收入差距改善效應微弱。這種“高增長、低公平”的格局可能源于PPP模式的“制度剛性”，由于外部資本主導的治理模式壓縮了村民參與空間，導致增收紅利集中于企業合作方或特定群體（如旅游開發商），普通農戶難以共享收益，印證了國家嵌入過強可能抑制社會資本活力的理論假說，在無PPP模式的村莊中，環境治理的增收效應雖較緩慢，但收入差距顯著縮小，且常數項更低，表明村莊依賴內生動力驅動增長。這一結果與“社會響應彈性\"機制一致，村民通過自治組織和社會網絡自主參與環境治理，形成低成本、普惠式的增收路徑。盡管整體收入增速低于PPP模式村莊，但其公平性優勢凸顯了社會資本對資源匱乏村莊的補償效應，即通過集體行動彌補外部資本不足，實現更均衡的發展。

（五）機制分析

上文的理論分析表明，農戶參與創業和村內集體經濟發展是農村人居環境整治促進共同富裕的可能機制，為了驗證相關研究假設，根據CLES（2022）的問卷設計，本文構造了兩個機制變量，并借鑒江艇的兩步法來進行機制檢驗，以此驗證農村人居環境整治促進共同富裕的機制。

1.是否為創業戶。為了驗證農戶參與創業在人居環境整治影響共同富裕過程中的重要作用，本文根據問卷中的“當前是否為創業戶？\"若是創業戶，則賦值為1；若不是創業戶，則賦值為0。以是否為創業戶作為機制變量的回歸結果如表8列（1）所示。可以發現農村人居環境整治顯著提高了農民參與創業的概率。在這一過程中，農村人居環境整治不僅帶來生態環境上的改善，同時也完善了農村基礎設施建設，提供了更好的營商環境，進而促進了農民的創業熱情。隨著農民參與創業的比例增加，農村經濟的多樣性和韌性得到增強。農民通過創業獲得的收入，不僅改善了自身的生活水平，也為家庭及社區帶來了更多的就業機會，促進了財富的積累和分配。本文假設H2得到驗證。

2.農村集體經濟發展。農村集體經濟具有一定的普惠性，發展集體經濟是推動農村地區共同富裕的重要方式之一。因此，本研究參考董艷敏等學者的做法[9]，選取本村集體經濟2021年結轉收入作為集體經濟發展情況指標，并將其做自然對數處理進行實證檢驗。由表8列（2）結果可知，農村人居環境整治能夠提高村集體經濟收入，并且在 1% 水平上顯著。良好的居住環境能夠吸引外部投資與游客，催生生態旅游和農家樂等新興產業，提高了集體收入。當集體經濟擴展時，能通過合理的收益分配機制實現收入公平，縮小貧富差距，從而有效推動共同富裕的目標實現。由此，假設H3得到驗證。

五、結論與啟示

（一）研究結論

農村人居環境整治通過多維路徑顯著促進了共同富裕。實證研究表明，廁所革命、污水治理、垃圾處理等基礎設施改善直接提升了農民收入水平并縮小了收人差距，其核心機制在于優化公共資源配置與降低城鄉發展壁壘。間接效應方面，環境改善通過降低創業門檻促進非農就業增長，并通過集體經濟發展拓寬普惠增收渠道，二者協同驅動系統性增收。研究還進一步揭示了作用機制的異質性特征，在數字鴻溝的視角下，高數字素養群體更易將環境紅利轉化為經濟收益，而低素養群體依賴政策補償縮小收入差距；生態資源稟賦差異使得擁有生態保護區村莊通過旅游開發實現高增長，但分配公平性較弱。無保護區村莊則更依賴內生普惠政策；在人居環境整治的治理模式視角下，政府主導型治理雖增速較緩，但公平性優于市場驅動的PPP模式?？傮w而言，農村人居環境整治不僅是空間治理工程，更是通過重構生產要素配置、激活社會資本和優化制度設計，成為鄉村振興與共同富裕協同推進的重要抓手。

（二）政策啟示

第一，強化基礎設施均等化投入，重點推進衛生廁所改造、污水管網建設和垃圾處理體系完善，尤其向生態脆弱區和偏遠地區傾斜，以補齊公共服務短板。第二，優化政策設計，建立差異化激勵機制。針對低數字素養群體，通過生態補償、公益性崗位設置等直接惠農措施保障其收益；對高數字素養群體，推動數字技術賦能環境治理與產業融合，激活電商、智慧農業等新業態。第三，培育內生發展動力，通過村民議事制度和社會監督網絡增強治理包容性，鼓勵農戶參與環境整治項目決策，提升村莊認同感。第四，完善集體經濟收益共享機制，探索“保底分紅 + 按股分配\"模式，將集體資產增值優先用于教育、醫療等公共服務，并依托生態資源稟賦發展鄉村旅游、土地流轉等多元業態。第五，對PPP模式要平衡資本效率與社會公平，通過制度約束確保外部資本與村民利益共享，避免“高增長、低公平\"陷阱。第六，需構建“環境治理一家庭創業一集體經濟—雙通道長效機制\"三位一體的共富長效機制，實現生態效益、經濟效益與分配正義的協同發展。通過上述措施，人居環境整治將真正成為鄉村振興的“底色工程”，為共同富裕提供兼具生態效益與社會正義的實踐范本。唯有統籌生態效益與社會公平，方能實現“綠水青山\"向“共富之源\"的質變。

參考文獻：

[1]楊永海，曹海晶.農村人居環境軟法治理的理論邏輯與實踐路徑——基于蘇北Y村的田野調查[J].湖北社會科學，2024（09）：89-99.

[2]馬太超，張春華，王乾坤.駐村第一書記與農村地區共同富裕—基于CRRS（2022）的實證分析[J].中南財經政法大學學報，2025（01）：109-120.

[3]王素霞，丁鑫.農村人居環境整治的現實問題與建議[J].環境保護，2022，50（15）：47-50.

[4]李冬青，侯玲玲，閔師，等.農村人居環境整治效果評估——基于全國7省農戶面板數據的實證研究[J].管理世界，2021，37（10）：182-195，249-251.

[5]周文慧，鈔小靜.黃河流域數字基礎設施、經濟發展韌性與生態環境保護的耦合協調發展分析一一基于三元系統耦合協調模型[J].干旱區資源與環境，2023，37（09）：1-9.

[6]王繼應，杜永康，杜焱強，邁向共同富裕的農村人居環境整治：實踐表征、面臨挑戰與推進策略[J].世界農業，2025（02）：117-129.

[7]欒健，張哲晰.兼顧效率與公平：農村集體經濟發展與農民農村共同富裕[J].經濟學家，2024（01）：118-128.

[8]邵俊杰，張凡，胡凌嘯，等，工商資本下鄉參與農村人居環境整治的理論邏輯與實證[J].資源科學，2024，46（01）：205-217.

[9]蔡元榕，黃翔，楊昌霖，等.社會監督、群體認同和村民參與人居環境治理行為研究——基于福建晉江市問卷調查的分析[J].云南農業大學學報（社會科學），2022，16

（05）：25-33.

版），2025，25（04）：63-71.

[10]母娜，王征兵.新型農村集體經濟與共同富?；谥袊l村振興綜合調查數據的實證檢驗[J」.經濟問題探索，2024（08）：1-17.

[11]郭東，李琳，龐國光，等.農民工返鄉創業何以縮小縣域城鄉收入差距——基于返鄉創業試點政策的考察[J].中國人口科學，2024，38（05）：50-65.

[12]賈鵬，莊晉財，李娟.農村公共品供給促進農民工返鄉創業了嗎？——基于CLDS數據的實證研究[J].云南財經大學學報，2021，37（06）：12-25.

[13]孔祥利，陳新旺.資源稟賦差異如何影響農民工返鄉創業——基于CHIP2013調查數據的實證分析[J].產經評論，2018，9（05）：112-121.

[14]賈亞娟，趙敏娟.環境關心和制度信任對農戶參與農村生活垃圾治理意愿的影響[J].資源科學，2019，41（08）：1500-1512.

[15]劉小春，李嬋，朱紅根.農民工返鄉創業扶持政策評價及其完善——基于江西省1145個返鄉農民工調查數據[J].農村經濟，2011（06）：101-104.

[16]李立，嚴立冬，陳玉萍，等.政策性金融支持對返鄉創業農戶生計改善的影響[J].華東經濟管理，2017，31（09）：129-135.

[17]侯俊華，顧新華.江西農民工回鄉創業意愿的影響因素分析——基于Probit模型的估計[J].東華理工大學學報（社會科學版），2012，31（02）：116-119.

[18]邵俊杰，周力，胡凌嘯.工商資本下鄉能促進農戶增收嗎？[J].中南財經政法大學學報，2024（02）：123-134.

[19]董艷敏，嚴奉憲，趙景魯.發展新型農村集體經濟如何縮小農村內部收入差距——基于湖北省1329份農村居民家庭調查數據的考察[J/OL].中國農業資源與區劃，1-13[2025-03-14].http：//kns.cnki.net/kcms/detail/11.3513.S.20250313.1550.026.html.

[20]江維國，伍科.農村集體經濟促進農民共同富裕的實踐理路——基于重慶市何家巖村“共富鄉村\"建設經驗[J].農村經濟，2024（10）：12-23.

[21]陳蕾，姚兆余.嵌入性視角下新型農村集體經濟發展的實踐機制——基于浙江省G村的案例分析[J].中國農業大學學報（社會科學版），2023，40（05）：24-39.

[22]鄒國良，何玟，歐陽倩.新型農村集體經濟高質量發展賦能共同富?！?0個革命老區的實證[J].統計與決策，2024，40（13）：28-33

[23]毛佩瑾.農村人居環境長效管護機制的功能定位與構建路徑[J].東南學術，2024（05）：149-159.

[24]母娜，王天宇，王征兵.新型農村集體經濟效率測度及其影響因素[J].西北農林科技大學學報（社會科學

[25]杜鳳君，趙曉穎，鄭軍，等.數字素養能否促進農戶綠色生產？——基于CLES數據[J].世界農業，2023（10）：97-109.

[26]李春霄，張藝婷.數字普惠金融助力農村共同富裕實現了嗎？——基于數字金融能力和農戶創業協同作用視角[J].新疆農墾經濟，2024（11）：1-12，22.

[27]江艇．因果推斷經驗研究中的中介效應與調節效應[J].中國工業經濟，2022（05）：100-120.

[28]杜焱強，詹昕穎.農村人居環境何以實現異質性治理？——基于外部資源和內在動力的解釋[J」.公共管理學報，2024，21（04）：151-165，176.

[29]盧春天，王辰光.論農村人居環境治理對社會空間的形塑——以西部典型村莊為例[J].江淮論壇，2024（05）：93-101.

[30]張凡，邵俊杰，周力.農村集體經濟對農戶人居環境整治行為的影響[J].中國人口·資源與環境，2024，34（01）：118-126.

[31]曾恒源，高強.新型農村集體經濟促進農民農村共同富裕：理論邏輯、制度優勢與實踐路向[J].農業經濟與管理，2023（02）：1-9.

[32]孫前路，房可欣，劉天平.社會規范、社會監督對農村人居環境整治參與意愿與行為的影響一基于廣義連續比模型的實證分析[J].資源科學，2020，42（12）：2354-2369.

[33]唐林，羅小鋒，黃炎忠，等.勞動力流動抑制了農戶參與村域環境治理嗎？——基于湖北省的調查數據[J].中國農村經濟，2019（09）：88-103.

[34]劉丁蓉，孫仕，楊新輝.數字產業集聚能否推動共同富裕？——兼論政府治理能力的調節效應［J].新疆農墾經濟，2025（02）：1-16，26.

[35]毛佩瑾.農村人居環境長效管護機制的功能定位與構建路徑[J].東南學術，2024（05）：149-159.

[36]DAMON A L.Agricultural land use and asset accumulation in migrant households：The case of El Salvador[M]//Migration，Transfers and Economic Decision Making among Agricultural Households.Routledge，2020：162-189.

[37]ZHANG J，XU L C.The long-run effectsof treated water on education：The rural drinking waterprogram in China[J].Journal of Development Economics，2016，122：1-15.

[38]CHENG S，LI Z，UDDIN S M N，et al.Toilet revolution in China[J].Journal of Environmental Management，2018，216：347-356.

責任編輯：李黎

On Improving theLiving Environment in Rural Areas toPromote Common ProsperityofFarmers

Wang Zhiqiang Chen Bin

（SchoolofPublicAdministration，Xi'anUniversityofFinanceandEconomics，Xi'an7Ooo，China）

Abstract：Againstthebackdropofpromotingcommonprosperityinthenewera，solvingtheproblemofsustainableincomegrowth inruralareashasbecomeanurgentissuethatneeds tobeaddressed.ThisarticleisbasedontheO22CLESsurveydtatoexaminetheimpactofruralivingenvironmentimprovementonthecommonprosperityoffarmers.Researchhasshown thatimproving the living environmentcansignificantlyincreasefarmers’incomeandnarrowtheincomegapbetween farmers，therebypromoting common prosperity.Afterusing factor analysisandaddingcontrolvariablesandchanging the modelforrobustness testing，the aboveconclusionstillholdstrueinthisstudy.Theimprovementofruralivingenvironmentcanformasystematicdrivingforcfor increasingincomethroughfarmers’participationinentrepreneurshipandactivationofcollctiveeconomy.Heterogeneityindicates thatinhouseoldsithghigitalitracyndlownvionentalliteracysellasinillagesithprotectedreasadiout public-private partnershipPPP models，the increase in farmers’incomelevels and the narowing of income gapsare more pronounced.Basedonthisthearticleproposestopromoteequalizationofinfrastructure，implementdiferentiatedincentivepolicies， improvecollectiveconomicsharing mechanisms，andbuildalong-termmechanismforcoordinateddevelopmentof“environmental governance—familyentrepreneurship-collctiveeconomy—dualchanellong-termmechanism”，promoting theorganicunity of ecology， economy，and distributive justice.

Key words： rural living environment; common prosperity; farmers’entrepreneurship; rural revitalization