中国乡村产业结构演进的环境效应研究

王传荣，冯秀菊

(山东财经大学 经济学院，山东 济南 250014)

一、引 言

绿色发展是乡村振兴的内在要求。乡村产业振兴必须以绿色为底色、底线。近四十年中国农业产值长期保持较高速度增长态势，但飞速增长的背后没有或较少考虑其对环境造成的负面影响[1]，农业农田的可持续能力下降，化肥利用率、畜牧业禽粪便有效处理率与国际通行标准差距较大；农村工业长时期粗放式增长，大量排放工业污染物，对农村环境造成了极大冲击[2-4]。可见，产业结构不合理与乡村环境污染息息相关[5]。乡村产业结构从内容上涵盖产业结构高度化和合理化两个维度[6]，二者共同构成乡村产业结构演进的整个链条[7]。中国是一个农业大国，产业兴则乡村兴，乡村兴则国家兴。从产业结构高级化和合理化维度出发，研究其对乡村环境的影响，对于优化农村产业布局，促进“美丽乡村”建设具有重要现实意义。

学术界对于乡村产业结构演进的环境效应研究主要聚焦于产业结构与环境污染关系，相关研究大体分为两个方面:一方面是三次产业结构与环境污染之间关系的研究。Grossman和Krueger[8]于1991年提出环境库茨涅茨曲线，描述了经济增长和污染物排放量之间的关系。已有研究文献表明，产业结构对于改善环境污染具有关键作用[9-12]并且存在一定的非线性关系[13]。伴随产业结构由二产主导向三产主导的转换，产业结构优化升级能够在一定程度上促进地区环境优化，特别是产业结构调整的两个维度合理化和高级化、产业结构升级与能源效率及两者的交互项均能显著促进经济绿色增长；而另一些研究则认为经济增长与环境污染之间的关系不显著或者受污染物类型的影响[14-15]。还有一些学者认为二者之间存在双向关系，即环境质量也会对产业结构产生“倒逼式”效应[16-17]。另一方面是单一产业结构与环境污染的关系研究:(1)农业结构方面，国外部分研究认为经济增长与农业污染之间可能存在EKC关系[18]，其中对于农业碳排放、粮食作物占比贡献最高[19]。还有一部分研究从影响农业碳排放或农业面源污染的影响因素出发，逆向探讨了农业产业结构对环境的影响[20]，其中多数研究结果都证实了农业经济增长是推动农业碳排放量激增的最主要因素，而农业结构因素具有抑制农业碳排放增长的积极作用，并且存在省际差异[21-22]。(2)工业结构方面，研究认为工业活动对环境的影响是至关重要的[23-24]，但是由于区域发展阶段、产业结构、技术水平和污染控制的不同，工业规模与工业污染物排放的关系也会有所不同。随着20世纪90年代传统乡镇企业的异军突起，乡村地区工业污染态势日趋恶化[25]，其中数量增长较快的重金属、重化工污染企业对农民健康、粮食安全和乡村可持续发展都形成了巨大的威胁[26-27]。特别是中西部乡村地区，污染密集行业仍是乡村经济的支柱产业，工业结构亟须绿色转型[28-29]。

已有研究对于理解乡村产业结构演进对环境的影响具有重要启示，但仍有以下方面有待进一步思考:首先，关于产业结构环境效应的研究多集中于宏观层面，对乡村产业结构的考察较少；其次，现有研究多侧重从影响农业碳排放或者面源污染的因素着手，逆向研究产业结构因素在其中的作用，未能就乡村产业结构对环境的作用机理和实现机制进行深入挖掘。有鉴于此，本研究试图从以下方面做出努力:第一，从乡村产业结构高级化和合理化两个维度出发，深入探讨其对环境污染防治的理论机制；第二，增加核心解释变量，同时涵盖乡村产业结构合理化和高级化及空间加权项，考察其对本地区及其他地区环境效应的影响，以期更加严谨地剖析中国乡村产业结构与环境污染的互动机理。

二、乡村产业结构演进对环境污染的作用机理

产业的内部构成很大程度上决定一个经济单位的资源消耗强度，从而对污染物的排放起关键性作用[30-31]。从产业结构合理化来讲，通过资源的合理配置，使生产要素在不同部门之间流动，按照流动方向筛选出产业集聚、集群形成条件及经济增长核心力量的主导产业[32]。具体来看，乡村产业结构合理化从以下三个方面来影响农村环境:(1)乡村振兴战略下，农业结构不断优化，通过要素的重新配置，催生出如智慧农业、生物农业、订单农业等新型业态，提高了整个产业链的生产效率；(2)通过产业结构调整，重组供应链上游和下游的投资结构和供给结构，乡村产业逐步向生态环境友好和资源友好型靠拢，提高要素生产率，推动形成农业绿色生产方式，从而促进乡村生态环境优化；(3)培育农业高新技术企业，利用技术溢出效应引领支撑农业、工贸、服务业转型升级和提质增效，逐步实现产业链的环境优化[33-34]。此外，乡村产业结构合理化程度越高，产业之间资源配置效率越高，生产率越高，对污染物排放的抑制作用越大。

产业结构高级化的过程则表现为资源要素向技术、知识密集型产业集聚，这本身也是绿色发展的实现路径[35]。乡村产业振兴过程中，随着乡村新型业态的发展，一方面，其经济地位会逐步取代一些传统的重污染工业；另一方面，通过打造农业科技创新平台基地，面向绿色兴农重大需求，与科研机构、高校等开展合作，加大绿色技术供给，推动清洁生产、污染治理技术的广泛运用，从而实现污染防治。但是产业结构高级化的推进模式、推进速度与演进阶段对于能源节约与污染减少的作用程度也不一致[36]。乡村产业结构高级化实现程度越好的地区，第三产业越发达，对传统的重污染行业的依赖就越少，越有利于环境的优化。鉴于此，本文认为乡村产业结构合理化进程有利于环境污染物的减排，产业结构合理化程度越高，越有利于环境污染防治。产业结构高级化进程会抑制环境污染物的排放，产业结构高级化实现程度越好的地区，越有利于环境污染的防治。

此外，产业结构优化还会产生空间外部性。早在19世纪初期，马歇尔就提出产业集聚会在时间和空间上产生知识扩散与互动效应，即动态外部性[37]。新古典经济学派的内生经济增长理论认为资本、知识、技术等生产要素都会产生外溢效应[38]。中国各个省份之间在经济资源、地理位置、文化乃至产业政策等方面有着诸多不同，产业结构存在着一定的省际差异，但是又不可避免地受到邻近地区的影响[39]。在生产要素能够合理流动的条件下，一个地区的产业结构优化升级会必然会产生空间溢出效应，对周边地区形成辐射，拉动其产业活动，形成正外部效应。但是，由于农村生产力发展相对落后，资本、技术等生产要素的流动存在一定的障碍，加上地方保护等现实原因的存在，产业结构外部性的实现存在一定的障碍。

三、模型设定与数据说明

(一)模型设定

1.基础模型

为考察乡村产业结构对环境污染的影响，先设定未考虑空间效应的面板模型，根据研究目标，本文分析的是全国29个省级地区，个体较少，因此将个体效应视为固定效应较为合适。借鉴Grossman和Krueger[40]的分析框架，构建面板模型如公式(1):

公式(1)中，env代表乡村环境污染物排放，tl表示乡村产业结构合理化指数，ts表示乡村产业高级化指数，Xcontrol为一系列控制变量，包括农村人均收入水平(income)，对外开放水平(open)以及机械化水平(tech)等，εit为独立同分布的随机误差项。

2.空间效应模型

为了考察和测度可能的空间效应，本研究借鉴白俊红等[41]的方法，按照SAR-SEM-SAC-SDM这一路径对模型进行设定和检验，公式(2)(3)分别为相应的SDM和SAC模型。

当λ＝0时，就是相应的SAR模型:

当δ＝0时，则为空间SEM模型:

一般来说，最常用的空间权重矩阵有一阶邻接矩阵和逆距离矩阵[42-43]。此外，基于经济相关性的空间权重矩阵也得到了广泛的应用[44]。本文采用一阶邻接矩阵作为空间权重矩阵。

(二)变量选取

1.被解释变量

根据«中国环境年鉴》编制说明，从1998年开始，环境统计数据依据行业排污系数对乡镇工业污染进行测算。本文利用各省份“三废”排放量，采用熵值法来计算环境污染综合指数作为环境污染的替代变量，步骤如下:

(1)将指标无量纲化处理。对第t年农村工业废水、废气及固体废物排放量进行归一化处理，将不同量纲的指标无量纲化，处理公式为:

公式(6)中，x′ij为标准化后的无量纲化值，i为年份，j为环境污染指标，xij为环境污染物的初始值，max{x1j，…，xnj}为第j项污染指标的最大值，min{x1j，…，xnj}为第j项污染指标的最小值。

(2)计算第j项指标下第i个地区的比重:

(3)计算第j项指标的熵值:

(4)计算信息熵冗余度:

(5)计算第j项指标权重:

(6)计算各地区环境污染指数综合得分:

envi为第i年的环境污染综合评价指数，j为环境污染指标，wj为第j种污染物排放量的权重值。为便于计算，我们将其扩大103倍。环境污染综合评价指数越大，表示环境污染越严重。

2.核心解释变量

乡村产业结构合理化(tl):产业结构合理化是指农村地区各产业之间协调能力的加强和关联水平的提高，是一个动态过程[45]。本文引入干春晖等[46]关于产业结构合理化程度的泰尔指数，对其做如下定义:

y表征三次产业的产值，l表征三次产业的就业人数。从公式看，tl代表了产业结构和就业结构的离散程度，tl越大，偏离度越大，产业结构越趋于不合理。此外，本研究中乡村产业结构高级化(ts)用乡村第三产业产值占三大产业产值的比重表示。ts越大，产业结构高级化处于上升状态，说明乡村产业结构在升级。

3.控制变量

乡村人均收入(income):经济增长是影响环境质量的重要因素[47-48]，本研究以各省份乡村人均收入表示；地区开放程度(open):以各地区乡镇企业实际利用外资额来衡量；乡村机械化水平(tech):农业机械化的进步提高了劳动生产率，但是由此产生的废气等污染也不容忽视。本文中以各省份农业机械年末拥有量作为机械化水平的替代变量。

(三)数据说明

本文相关数据主要来源于«中国农村统计年鉴》(1994—2016)、«中国乡镇企业年鉴》(1994—2006)、«中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》(2007—2012)、«中国农产品加工业年鉴》(2014)以及«中国环境年鉴》(1994—2016)。由于部分乡村地区的数据存在缺失，为了保持数据的完整性，在不改变模型分析结果的前提下，为实现面板数据的平衡化，对于极个别缺失的数据采用均值法或零值填补；对于缺失的1997年以前重庆的少数样本数据，赋值为1，以便于取对数后不改变数据原有属性。部分省份(地区)由于乡村地区数据缺失严重，包括上海、西藏、香港特别行政区、澳门特别行政区、台湾地区，本文不将上述省份(地区)纳入研究范围。最终纳入分析的省份单元为29个。为降低异方差的影响，对控制变量取对数。数据的样本量、均值、标准差、最大值和最小值等信息如表1所示。

表1 变量描述性统计

四、实证分析

(一)面板单位根检验

基于前述模型设定和检验思路，依次进行实证检验。本文选取样本时间为1994—2015年，时间跨度较长。为避免伪回归，在此之前有必要进行单位根检验。常用的单位根检验方法有LLC、IPS、ADF-Fisher等，检验结果如表2所示。从结果来看，本文的各个变量总体是平稳的。

表2 面板单位根检验结果

(二)普通面板回归

根据公式(1)进行面板回归，结果如表3。从控制变量看，乡村人均收入二次项与环境污染呈显著正相关，说明样本期内，农村经济快速增长的背后是对环境资源的忽视，这一时期农村经济的发展还没有达到环境库茨涅茨曲线拐点。同样，农村机械化水平在各个模型中均在1%水平上呈显著正相关，对污染物排放起了助推作用。对外开放水平在1%水平上显著负相关，说明通过引进国外资金，产生技术、知识等效应的溢出，一定程度上抑制了环境污染。对于本文重点考察的产业结构变量，研究结果表明其与环境污染物排放具有极大相关性。在控制了地区效应和时间效应的情况下，各个模型中的产业结构合理化系数为正，且至少在1%水平上显著，即产业结构合理化程度与环境污染排放量负相关，乡村产业结构合理化的演进能够在一定程度上对污染物排放起到抑制作用，符合预期。产业结构高级化的环境效应为负，且均在1%水平上显著，说明观察期内乡村产业结构的高级化进程抑制了环境污染物的排放，符合预期。

表3 普通面板回归结果

续表3

(三)空间计量回归分析

在进行空间回归之前，常用莫兰指数法检验经济单位的空间相关性。首先，采用全局莫兰指数进行检验，Moran’s I取值为正时，表明存在正相关；反之，则为负相关；取值为0时，说明此时空间相关性不存在[49]。部分结果如表4所示。产业结构与环境污染的空间自相关检验表明，空间自相关显著存在。虽然环境污染的Moran’s I表现出一定的波动，但总体保持在0.15左右的水平，具有较强的空间自相关。产业结构合理化和高级化的Moran’s I虽然呈波动下降趋势，但总体表现出显著的正相关关系。

表4 全局莫兰指数

为了进一步分析周边不同区域的环境污染，本文得到了1994年、2000年和2015年污染物排放的Moran’s I散点(见图1)。如图1所示，大部分省份落在高-高区域(HH)和低-低区域(LL)。高-高区域(HH)位于第一象限，意味着在这个象限中，高污染物排放区域被其他高污染物排放区域包围；低-高区域(LH)位于第二象限，排放较低的区域被污染物高的地区包围；低-低区域(LL)位于第三象限，表明污染物排放较低的区域被其他排放较低的区域包围；高-低区域(HL)位于第四象限，表明污染物排放高的区域被其他排放较低的区域包围。从图1可以看到，局部空间分析与全局空间分析的结果大体一致，即中国农村环境污染物排放呈现稳定的空间集聚效应。

图1 1994、2000、2015年农村污染物排放的莫兰指数散点图

在对环境污染进行了空间自相关检验后，根据公式(2)～(5)，本文依次对空间面板模型SAR、SEM、SAC和SDM进行估计，Hausman检验显示采用固定效应，回归估计结果见表5。从检验结果可以看到，空间项系数均非常显著，证实了产业结构的空间效应。从四类空间模型的回归效果看，SDM较之其他三类模型的回归系数更为显著。进一步，我们进行了Wald检验和LR检验，结果表明，SDM不能退化为SAR和SEM模型。从SDM模型回归结果看，各个变量的回归系数的基本方向与普通面板回归相同。不同的是SDM的产业结构演进指数系数的直接效应更小，这说明普通面板由于没有考虑空间效应而高估了产业结构的直接效应。此外，间接效应系数分别显著为正和负，说明其他农村地区的产业结构演进对本地区的环境污染起到了抑制作用。这与韩永辉等[50]认为的产业结构合理化和产业结构高度化在改进生态效率方面均存在空间外部性的结论存在一致性。

表5 空间面板计量回归结果

(四)稳健性检验

通过构建经济距离空间权重矩阵来代替空间距离矩阵，以检验上述结果是否平稳，如表5第6列所示。采用经济距离空间权重矩阵后，与采用空间距离矩阵相比，回归结果总体没有发生根本性改变，这表明我们的研究结果是稳健可靠的。

五、结论与建议

(一)研究结论

本研究表明:(1)环境污染物排放表现出显著的空间相关性，且大部分省份落在第一和第三象限，即高污染排放区域与高污染排放区域相邻，低污染排放区域与低污染排放区域相邻，呈现正的空间外溢效应。(2)乡村产业结构演进与乡村环境污染物排放具有极大的相关性。乡村产业结构合理化、高级化进程均在一定程度上抑制了环境污染物的排放。在空间效应下，产业结构演进指数系数的直接效应更小。(3)本地区乡村产业结构的演进对其他省份的环境污染具有一定的抑制作用，具有正外部性。

(二)政策建议

第一，把绿色发展作为乡村产业振兴的支撑点。长久以来，农村的发展过度依赖资源的开发，给环境造成了巨大消耗。乡村振兴战略下，必须要以绿色发展引领产业发展，积极探索生态产业发展的新途径，大力推进质量兴农、绿色兴农，依托乡镇工业园区，坚决遏制乡村工业中高耗能、高排放项目的盲目发展；倡导清洁生产、绿色生产，积极推动乡村产业绿色转型，尝试环境污染第三方治理模式，让乡村宜居宜业，走产业可持续发展的道路。同时各地方也要把生态环境作为一种经济资源进行经营，只有将生态环境搞好了，环境容量增大了，才会对生产要素产生吸引，形成凝聚力，构建自己独特的竞争力，地方产业的发展才会长久。

第二，优化乡村产业布局。要立足乡村当地特色资源，因地因时制宜，根据自身的资源禀赋和产业基础，从市场需求出发，探索从单一产业向一二三产业融合转变的新途径、新想法。有条件的地区可以根据本地的资源优势，大力支持科技发展，积极发展电子商务，发展生态旅游、休闲农业、健康养生等新型业态。科技兴农是振兴乡村经济的根本出路。针对现有乡村产业发展的短板，通过“产、学、研”的协作平台，加强科技兴农、智慧兴农，打通农村产业发展的薄弱环节，把技术服务与技能培训结合起来，让传统产业重新焕发生机。

第三，优化乡村空间布局，推进镇域产业集聚。考虑到乡村产业结构的空间效应，要加快要素集聚和业态创新，发挥其带动和辐射周边地区的效应。在产业基础较好、区位优势好的地区，通过示范村镇、乡村工业园区等方式，实现人才、资金、技术的集聚，培育乡村产业发展的“增长极”，厚植乡村经济发展新优势，为本地发展注入内生动力的同时，发挥其对周边地区的产业示范作用，助力提升其“造血”能力。