生态补偿何以促进生态保护红线区农户共同富裕？

刘格格　周玉玺　葛颜祥

关键词 生态补偿；生态保护红线区；富民效应；共同富裕

中图分类号 X321 文献标志码 A 文章编号 1002-2104（2024）04-0197-13 DOI：10. 12062/cpre. 20230913

长期以来，生态环境保护的环境效益与经济成本之间的空间不匹配是一个全球性难题［1-2］。生态财政转移支付机制应运而生，并在中国、巴西、葡萄牙、法国等国家得到广泛应用［3］。其中，生态补偿作为中国推进生态文明建设与主体功能区战略的重要制度创新，因能兼顾经济发展与环境保护的双重目标成为精准扶贫方略的实施手段之一，为中国减贫事业做出重要贡献，被世界各国广为关注［4-5］。2020 年，中国脱贫攻坚战取得全面胜利，历史性地消除了绝对贫困，开启扎实推进共同富裕的新征程。城乡间、区域间差距较大成为推进共同富裕的重点和难点［6］。值得关注的是，在具有特殊生态功能的生态保护红线区，受限于最严格生态空间用途管制约束，当地经济发展的机会成本要明显高于其他区域，这不仅制约了经济快速全面发展［7］，也限制了农户生计选择空间［8］，使得生态保护红线区农户成为缓解相对贫困和推进共同富裕的重点关注群体。2021年，中共中央办公厅、国务院办公厅颁布的《关于深化生态保护补偿制度改革的意见》明确提出，在新发展阶段不仅要继续对生态脆弱脱贫地区给予生态保护补偿，还要加大对生态保护红线覆盖比例较高地区的支持力度，为生态脆弱地区跳出“绿色抑制”、实现稳定致富提供了解决思路。在此背景下，深入分析生态补偿对生态保护红线区的富民效应及其作用机制成为实现共同富裕的题中应有之义。

1 文献综述

回溯关于生态补偿对农户减贫效应的研究发现，随着巴西雨林保护计划、厄瓜多尔森林保护项目、哥斯达黎加环境服务付款项目、南非水资源保护项目等的逐步推进，国外学者率先围绕生态补偿的贫困识别［9-10］、多元化补偿手段［11-12］、差别化补偿［11-12］、生计发展影响［13-14］、项目绩效评估和退出机制［15-16］等开展了一系列研究工作。其中，对农户生计发展影响的研究发现，生态补偿的实施会在一定程度上改变农户原有的农业生产方式，为避免农户因生计选择空间受限而陷入更加贫困的境地，各国在生态补偿项目实践中允许农户进行可持续性的替代性农业生产方式，使得农户获得环境效益的同时也获得显著的经济效益，并最终促使农户土地利用方式向可持续的方向转变。尽管国内关于生态补偿减贫效应的研究起步较晚，但是随着生态文明建设的持续推进，研究热潮兴起，特别是在脱贫攻坚时期，学者们聚焦生态补偿目标瞄准成效［17-18］、生态补偿减贫作用［3，19-20］和生态补偿减贫衍生作用［21］三方面问题开展较为丰富的研究。其中，关于生态补偿对农户减贫作用的研究发现，生态补偿通过提高贫困农户家庭收入水平发挥了较好益贫作用［19-20］，尤其是在政策从“输血型”转向“造血型”后，生態补偿在促进收入和增加就业方面呈现显著的正效应且逐渐增强［3］。综合上述分析，国内外对生态补偿减贫效应已基本达成共识，即生态补偿在缓解贫困、改善人类福祉等方面颇具潜力，生态补偿减贫效应的发挥关键在于，是否综合考量当地的有利条件和具体情况，并设计构建出能发挥协同作用的补偿方案。

然而，以往研究主要是针对生态补偿对农户收入贫困的影响，未涉及生态补偿多维富民效应的分析。当前中国已由绝对贫困治理转向相对贫困治理和实现共同富裕新阶段，虑及一维的减贫到多维的共同富裕之间的差异，有必要进一步探讨生态补偿对促进农户共同富裕的作用机制。鉴于此，本研究基于对山东省生态保护红线区的微观调查数据，研究生态补偿对生态保护红线区农户共同富裕水平的影响效果、作用渠道及异质性影响。主要解答以下问题：①生态补偿能否促进生态保护红线区农户实现共同富裕？不同类型生态补偿对农户共同富裕的促进效应是否存在差异？②如果生态补偿能够促进生态保护红线区农户共同富裕的实现，那么其作用渠道是什么？③这种促进效应在不同条件下是否具有异质性？与已有研究相比，本研究可能的边际贡献在于：第一，从研究视角看，立足于生态保护红线区农户这一特殊群体，实证考察生态补偿在提升生态保护红线区农户共同富裕水平方面的作用，为实现全体人民共同富裕的研究提供了一个新的视角。第二，从研究内容看，本研究揭示了生态补偿对生态保护红线区农户多维共同富裕的促进效应、作用渠道及异质性影响，可为制定地区和群体差异化的生态补偿政策提供科学依据。

2 理论分析与研究假说

通过对以往文献的梳理发现，学者们较少直接、系统地分析生态补偿与农户共同富裕之间的逻辑关系，尤其对二者之间作用渠道还有待进一步厘清。因此，本研究从提高非农就业率、增强内生动力、提高政府信任度等角度分析生态补偿对生态保护红线区农户共同富裕的作用渠道及其影响。

2. 1 生态补偿、非农就业率与农户共同富裕

非农就业是指农业劳动力从传统低收入农业部门流向了收入更高的现代部门［22］。提高非农就业率不仅可以加快农村土地流转、提高农业劳动生产率，还丰富了收入来源、发挥显著增收效应，最终起到了缩小城乡收入差距和增进共同富裕的重要作用［23］。理论上，生态补偿对农户非农就业率的提升路径主要体现在以下两方面：一是生态补偿通过影响当地劳动力市场需求的变化，从农业生产中释放农村劳动力，进而加速当地农户流向非农部门。例如，部分地方政府实施退耕还林、封山育林、化肥农药禁用等生态建设，促使当地农户对劳动力生产要素进行重新调整，使其更多集中在优势生产部门以增加生产要素的边际回报率。二是在提高生态保护红线区自然资源规模和环境质量的基础上，当地政府充分利用良好生态环境的外部效应，因地制宜探索包括特色旅游、农产品加工等在内的多样化可持续的发展模式，增加了非农就业和创业机会，从而提升了生态保护红线区农户非农就业率。因此，生态补偿可能会通过提升生态保护红线区农户非农就业率，从而促进共同富裕。

2. 2 生态补偿、内生动力与农户共同富裕

内生动力源于个体对外界信息的综合评价、行为偏好，以及通过信息接收与处理形成的主观感受、心理态度和行为驱动力，是个体控制和改变行为决策的重要前提［24］。管睿等［25］指出，内生动力是农户发展的根本力量，只有将外部推力转化为内生动力，才能在保障农户增收的同时，激发其发展致富的主动性、积极性和创造性，进而从物质和精神的双重视角推动实现共同富裕。理论上，生态补偿可以通过以下两条路径激发生态保护红线区农户内生动力：一是“成本共担、效益共享、合作共治”的多元化生态补偿模式的建立，为地方政府提升生态补偿执行力度提供有力资金保障的同时，也将当地农户参与生态补偿提升到更加深入和全面的程度，极大地强化了其发展致富内生动力。二是随着“输血式”补偿方式逐步向“造血式”补偿方式的转化，生态保护红线区地方政府探索实施了包括技术型补偿、智力型补偿、产业型补偿等在内的多样化补偿方式，在充分发挥农户致富主体作用的同时，使得部分农户真正掌握致富技能，并通过先富群体的带动作用和示范效应，激励当地农户将关注点和生计策略逐步转变为强化内生动能状态。因此，生态补偿可能会通过增强生态保护红线区农户内生动力，从而促进共同富裕。

2. 3 生态补偿、政府信任度与农户共同富裕

政府信任度是指公众对政府运行行政权力从事公共管理和公共服务活动的信任程度［26］。丁从明等［27］研究发现，农户对政府部门的信任度越高，参与政府推行公共政策的可能性就越大，相应的政策实施效果就越好。生态补偿作为一项解决环境问题的公共政策工具集，因其在兼顾发展与保护双重目标上的突出表现而备受公众青睐。随着生态脆弱地区农户参与生态补偿积极性不断提高，生态补偿不但发挥了良好的环境改善效应，而且为农户发展提供了较好的物质福利效应和心理福利效应［28］，进而起到了推动农户实现共同富裕的积极作用。理论上，生態补偿影响农户政府信任度的主要路径包括：一是通过财政政策和资金的导向作用，实现生态补偿的受益者和保护者之间以及代际之间的成本收益共担共享，体现了较好的公平性，进而强化农户对政府的信任程度。二是考虑到不同地区的实际情况存在差异，对补偿主客体、补偿标准、补偿方式以及补偿效果评价实行差异化管理，保障生态补偿的可操作性和科学性，从而提高农户对政府的信任度。因此，生态补偿可能会通过提高生态保护红线区农户政府信任度，从而促进共同富裕。

综合上述分析，生态补偿能够提升生态保护红线区农户家庭的非农就业率、增强农户内生动力和提高其政府信任度，进而促进实现共同富裕，由此提出如下待检验假说。

H1：生态补偿能够有效促进生态保护红线区农户共同富裕。

H2a：生态补偿通过提升生态保护红线区农户非农就业率，从而促进共同富裕。

H2b：生态补偿通过增强生态保护红线区农户内生动力，从而促进共同富裕。

H2c：生态补偿通过提高生态保护红线区农户政府信任度，从而促进共同富裕。

3 研究设计

3. 1 数据来源

山东省是中国第4个批准生态保护红线划定方案的省份，也是践行绿色低碳高质量发展的先行区。本研究所用数据来自课题组2022年2月—2022年3月对山东省生态保护红线区及其周边地区农户的实地调查。样本选择具体步骤如下：①确定样本地区。根据山东省生态保护红线区规划图，综合考虑不同地区的生态补偿实施情况、生态功能、生态系统类型、经济发展水平及空间地理位置的差异，最终选择15个样本县（区）进行调查，包括黄河三角洲生物多样性维护生态保护红线区的利津县、河口区、垦利区；蒙山土壤保持生态保护红线区的费县、沂南县、蒙阴县；莲花山土壤保持生态保护红线区的钢城区、莱城区；太河水库水源涵养生态保护红线区的淄川区、博山区；东平湖水源涵养生态保护红线区的东平县；泰山生物多样性维护生态保护红线区的泰山区、岱岳区；马颊河-德惠河-贝壳堤岛生物多样性维护生态保护红线区的无棣县；月湖水库-雾蓿洼水库水源涵养生态保护红线区的阳信县。②确定样本农户。为保证实地调研的可行性和便利性，在与各县（区）政府部门协商后，每个县（区）选取1～3个典型乡镇，每个乡镇选择2～4个行政村，采用分层逐级抽样和随机抽样相结合的方法选择20～30个农户。③确定调查方式。调查方式采用调研人员与受访农户一对一访谈的方式，由调查人员逐一对问卷的相关内容进行讲解，使受访农户能够真正清楚问卷所需回答的问题。④设计调研问卷。调研问卷涉及的主要内容为受访农户家庭获得的生态补偿方式，包括资金补偿、实物补偿、技术补偿和产业补偿等；受访农户家庭的共同富裕水平，包括物质富裕、精神富裕和环境富裕三个维度；受访农户家庭及地区特征，包括农户家庭情况（户主性别、婚姻状况、党员身份等）、地区发展情况（产业结构、经济增长）。⑤确定有效数据。调研共访问了1 850 位农户，覆盖15个县（区）34个乡镇91个村，在剔除离群值和填写有缺失的无效样本后，最终获得有效问卷1 762份，问卷有效率达95. 24%。为保证数据统计口径一致，问卷调查内容为2021年的农户信息。

从样本农户个体特征来看（表1），女性居多，占比为54. 48%；样本农户年龄主要分布在50 岁以上，占比为66. 86%，呈现老龄化特征；样本农户受教育水平主要分布在初中及以下居多，占比为76. 11%；从家庭人口规模特征来看，样本农户家庭人口规模主要集中在2～4人，占比为74. 46%；从收入水平来看，样本农户家庭人均可支配收入均值在1万元以下居多，占比为65. 44%。具体而言，样本农户基本特征整体表现为留守妇女较多、年龄偏大、文化程度不高、家庭规模中等、收入水平较低。上述基本特征与山东省生态保护红线区的实际情况相符。

3. 2 变量定义

3. 2. 1 被解释变量：共同富裕水平

系统梳理相关文献后发现，相对贫困与共同富裕的内在耦合性体现在以下三方面：一是相对贫困治理作为新时期中国贫困治理的重点内容，是驱动共同富裕实现的难点和关键所在，而城乡间、农村区域间和农村内部居民间差距较大成为推进共同富裕的重点和难点。在空间层面，农村相对贫困的消减通过提升欠发达地区在经济、社会、生态、文化等方面的发展水平，让广大农民群众能够共享发展成果，有助于城乡、区域和个体内部差距缩小，进而促进整体共同富裕实现［29］。因而，相对贫困治理是实现共同富裕的必然要求，也是实现全体人民共同富裕最具标志性和影响力的指标。二是共同富裕作为社会主义的本质要求，是相对贫困治理的终极目标。党的二十大对全面建成社会主义现代化强国作出了两个阶段的战略安排，对推进共同富裕也作出了相应部署，檀学文［30］、张海霞等［29］等学者指出中国农村相对贫困治理目标必将从属于新的“两阶段”发展战略，服务于相对贫困人口福祉水平的提高及其差距的缩小，最终落脚于全体人民共同富裕。因而，共同富裕是相对贫困治理的目标归宿，也是相对贫困阶段性目标制定的主要依据。三是微观层面的共同富裕在农村体现为农户多维相对贫困的治理。共同富裕在微观层面上的多维性主要体现在收入、健康、生态、教育、就业、保障和文化等方面［31］。基于可行能力理论和基本需要理论，相对贫困的多维性主要包括反映经济维度的“贫”，也包含反映发展维度和环境维度的“困”［32］。就微观层面而言，二者包含的内容基本一致，相对贫困治理和推进共同富裕实质上是同一问题的两个方面，农户多维相对贫困指标体系可以代表农户共同富裕水平。综上，不难发现相对贫困治理是实现共同富裕的必然要求，共同富裕是相对贫困治理的目标归宿，二者之间联系紧密好比“一枚硬币的正反两面”，尤其在微观层面农户多维相对贫困水平直接检验着共同富裕的实现程度。

关于共同富裕评价标准的制定大致可分为宏观和微观两个层面。就宏观层面而言，学者们基于对共同富裕内涵的不同理解构建了多样化省际共同富裕水平评价指标体系，例如李瑞松等［33］从经济发展、社会发展、收入消费、文化发展和生态环境５个方面构建了省际共同富裕发展水平指标体系。就微观层面而言，现有研究主要构建以收入水平、收入差距等单一维度和包含物质富裕、精神富裕等多维耦合的评价指标［34］。然而，宏观层面的指标体系侧重于概括反映区域内总体的富裕水平，往往会模糊个体之间差异，难以反映微观个体的真实发展情况，而共同富裕要求惠及全体人民，因而本研究在借鉴上述研究成果的基础上，参考张金林等［31］从微观层面构建多维耦合的共同富裕指标，结合生态保护红线区农户的实际情况进行改进后，从物质富裕、精神富裕和环境富裕三个维度尝试构建了反映农户共同富裕水平指标体系。测算个体共同富裕水平（CPL）的具体计算公式如下：

式中：n 代表共同富裕指标体系包含的维度个数，m代表不同维度下对应的指标个数，F_ij是标准化后的指标值，W_ij是具体指标权重，W_i则代表不同维度的权重。其中，在物质富裕维度上，本研究主要考察收入水平、消费情况和财富存量3个方面的指标。根据汪三贵等［35］的研究及数据可得性考虑，分别以2022年中国农村居民人均可支配收入中位数、农村居民人均消费支出均值和农户样本家庭总资产中位数的40%作为收入水平、消费支出和财富存量指标的临界值。在精神富裕维度上，除考虑农户的教育水平、社会保障和健康状况外，还加入集体活动参与和幸福感两方面的指标。在环境富裕维度上，本研究主要考察了生态治理、环境质量和生态认知3个方面的指标。此外，为提高共同富裕水平评价体系的科学性和可靠性，避免出现指标选取重复问题，研究采用R 聚类-变异系数方法筛选16项指标候选集，表2列示了最终确定的11个测度指标。

此外，回溯既往研究发现，当前关于共同富裕指标体系权重的测度方法尚未达成一致，因而在没有找到绝对优于等权重赋值法的情况下，参考多数学者的做法，本研究采用联合国开发计划署（UNDP）和牛津大学贫困与人类发展研究中心（OPHI）建議的等权重赋值法对具体指标进行赋权。表2列示了共同富裕指标的权重。

3. 2. 2 核心解释变量：生态补偿

补偿方式多元化水平的提高是推进生态补偿的工作重心，也是评估生态补偿政策实施成效的关键指标［36］。研究对象享受的补偿方式越多，多元化水平越高，则生态补偿政策的实施对其影响越大。基于此，为评估农户享受生态补偿的多元化水平，本研究设置访谈问题如下：“目前您及家庭成员享受了哪些补偿方式？”结合靳乐山［37］对生态补偿方式的划分，本研究将生态保护红线区农户享受的补偿方式归纳为实物、资金、技术和产业4种类型，核心解释变量的具体取值范围为［0， 4］。

3. 2. 3 中介变量：非农就业率、内生动力与政府信任度

参考尹志超等［22］、李玉山等［38］的研究，本研究设置中介变量指标如下：①非农就业率指标使用非农从业人数与家庭人口总数的比值来测度，取值范围为［0， 1］。②内生动力指标设置问题“您及家庭成员符合哪一种生活状态呢？”进行测度，将备选答案“主要依赖政府帮扶”“依托于政府帮扶积极进行自我发展”和“致力于自力更生、回馈社会”分别赋值为0、1、2，取值范围为［0，2］。③政府信任度指标采用受访农户对当地政府的主观信任程度进行测度，按照农户对当地政府信任度划分为很不满意、不太满意、一般、比较满意、非常满意5个层级，并按照顺序依次赋值为0、1、2、3、4，取值范围为［0，4］。

3. 2. 4 控制变量：户主、家庭及地区层面控制变量

微观层面的共同富裕还受到其他因素的影响，所以需要进一步控制其余变量对农户共同富裕水平的影响。基于已有文献，本研究从户主、家庭及地区三方面选取多个控制变量以提高实证分析结果的可靠性。表3列示了变量定义和描述性统计分析结果。

3. 3 模型设定

本研究的内生性主要有两个来源：一是遗漏变量问题，地区层面可能存在推动或阻碍农户享受补偿的政策或制度以及难以预测的文化因素等，因而研究控制了区县级固定效应及其他可能影响生态补偿政策实施的政策因素、其他难以观测的因素。二是联立偏误问题，即生态补偿会促进生态保护红线区农户共同富裕，而农户共同富裕水平的提高也可能引起他们对生态保护的迫切需求，从而影响生态补偿的供给水平。本研究采用工具变量法修正上述偏误以保证结果稳健性。

3. 3. 2 中介效应模型

如何科学识别因果关系中的作用渠道是当前学术界讨论的热点问题。越来越多学者指出传统三段式逐步检验法可能存在明显缺陷［39-40］。具体来说，三段式逐步检验法包括的三个模型涉及三组变量的估计，所以可能存在三个内生性问题，那么至少需要两个工具变量，并且要求三个误差项之间互不相关。然而当前实证研究多用观察数据，要同时解决所有可能存在的内生性问题会大幅增加研究的复杂性。对此，本研究参考Aguinis等［39］、江艇［40］和牛志伟等［41］的研究思路：一方面，增加使用Bootstrap推导的基于百分比的置信区间，这可以通过使用非参数测试程序来放宽Sobel检验中有关中介效应是建立在假设系数的乘积是正态分布的基础之上的问题。另一方面，为增强实证链条的完备性，在中介效应研究中考虑中介变量与被解释变量之间的关系。基于此，构建如下四段式中介效应模型进行检验：

式中：Mediator_k分别代表非农就业率、政府信任度和内生动力三个中介变量，α、β、γ、δ 是待估参数，τ是残差项，其余设定与式（2）保持一致。

4 实证分析结果

4. 1 生态补偿对生态保护红线区农户共同富裕的影响

表4列示了生态补偿对农户共同富裕影响的基准回归结果。其中，列（1）是不加任何控制变量的OLS回归结果，生态补偿的系数为正且通过了1% 的显著性水平检验。列（2）纳入了个体、家庭和地区层面可能影响农户共同富裕的控制变量，由于部分影响共同富裕的因素被控制变量吸收，所以生态补偿的影响系数减小，但显著性不变。列（3）进一步用县区固定效应替换地区特征后，结果仍支持生态补偿促进农户共同富裕水平的有效性，且生态补偿平均提高一个标准差，生态保护红线区农户的共同富裕水平提升约22. 62%（0. 083 0×0. 712 9/0. 261 6）。此外，为规避核心变量指标恒定可能引起的伪回归问题，参考Günther等［42］的处理方式，将被解释变量转换为二分变量，即农户共同富裕水平均值以上取值为1，反之取值为0，并选择Probit模型进行检验，最终列（4）和列（5）结果显示，生态补偿的系数均为正且通过了1%的显著性水平检验。综合上述分析，生态补偿能够显著促进生态保护红线区农户共同富裕，符合假说H1预期。

进一步地，依据对农户后续发展能力影响的不同，将生态补偿划分为输血型生态补偿和造血型生态补偿两种，并分别考察两种不同类型生态补偿分别对不同维度共同富裕水平的影响，回归结果见表5。整体而言，输血型生态补偿和造血型生态补偿对生态保护红线区农户物质富裕、精神富裕和环境富裕均有显著的正向影响，这一结果进一步验证了输血型生态补偿和造血型生态补偿的多维富民效应。具体而言，输血型生态补偿和造血型生态补偿对农户物质富裕和环境富裕的推动作用较大，对精神富裕的推动作用较小。这与现实情况相符，无论是输血型生态补偿还是造血型生态补偿均能通过财政转移支付或市场交易等途径给予生态环境保护者合理补偿，在实现环境保护经济外部性内部化的同时充分激发生态环境保护者的积极性，保障了生态补偿有效运行和持续推进［43］，进而起到促进生态保护红线区农户物质富裕和环境富裕的作用。就教育水平、社会保障、健康状况和集体活动参与而言，尽管两种类型的生态补偿可能通过增加农户可支配收入、提高家庭资产存量及改善周边环境质量等途径对其产生一定积极作用，但仍主要取决于中央政府出台的针对性政策和地方政府的政策执行力度，受生态补偿的影响相对较小；就幸福感而言，由于其属于一种个体的主观感受，所以农户幸福感的提升不仅源于收入水平的提高，也依赖个体积极的情感和良好的家庭环境，生态保护政策对其产生影响相对较小。因此，输血型生态补偿和造血型生态补偿对生态保护红线区农户精神富裕的影响要弱于对物质富裕和环境富裕的影响。

另外，无论在物质富裕维度、精神富裕维度還是环境富裕维度，造血型生态补偿的促进效应均优于输血型生态补偿。究其原因，尽管输血型生态补偿的效果立竿见影，但其只能为受偿农户提供短期和间断式的收益，存在着不可忽视的“救助缺陷”［37］ 。与输血型生态补偿不同，以增加教育投资、改善农业生产水平及引导绿色现代化产业发展等为主导的造血型生态补偿能够增强农户的自我持续发展能力，甚至产生超越政策预期的乘数效应，帮助受偿农户逐步摆脱对外部救济的依赖，进而走向自我可持续发展的良性轨道［7］。因此，造血型生态补偿较输血型生态补偿对农户共同富裕水平发挥了更强的推动作用。

4. 2 内生性处理和稳健性检验

4. 2. 1 内生性处理

虑及微观层面的共同富裕可能反向影响生态补偿的实施，为避免联立偏误问题，本研究参考Ellis等［44］构造工具变量的做法，以“同一村庄或社区其他农户享受生态补偿指标的均值”作为工具变量。选择此工具变量的原因是：首先，在邻里关系非常紧密的农村地区不存在距离和制度障碍，农户个体行为往往会受到周边其他农户的影响，即存在“同侪效应”，所以导致周围农户参加生态补偿项目会通过拓业增收、享受政策红利和人居环境改善等对农户自身产生影响。其次，其他农户享受的生态补偿往往不会直接影响农户自身的共同富裕水平，农户也不能控制其他农户享受的生态补偿。因此，选择“同一村庄或社区其他农户享受生态补偿指标的均值”作为工具变量能够同时满足相关性和外生性要求。表6列示了引入工具变量后的2SLS估计结果。IV?2SLS第一阶段的结果发现，所选工具变量与核心解释变量存在显著正相关关系，满足工具变量相关性要求。此外，由于F 统计值显著高于临界值10，所以并不存在弱工具变量的问题。IV?2SLS第二阶段结果发现，生态补偿的系数为0. 085 3，且在1%统计水平上显著，意味着生态保护红线区农户享受的生态补偿每增加1个单位，对应的共同富裕水平会随之提高8. 53%。上述研究结果与前文结果相比未发生实质性变化，从而进一步验证了假说H1。

4. 2. 2 稳健性检验

为检验前文基准回归结果的可靠性，除引入选定控制变量和工具变量进行回归外，本研究进一步采用以下方式进行稳健性检验：第一，增加控制变量。由于政策执行力度与质量直接决定了生态补偿的实施效果，进而影响农户共同富裕水平，所以该研究借鉴莫永波等［45］构建的地方政府执行力评价指标体系，采用熵值法测度具体指标权重并计算得出地方政府执行力指数，进一步将其作为控制变量纳入基准回归模型。第二，数据缩尾处理。为降低极端数值对实证结果的干扰，对数据进行双侧1%缩尾处理，将处于（1%，99%）范围之外的观察值分别替换为1%分位和99%分位的数值，并对处理后的新样本重新回归。第三，重新核算被解释变量。CRITIC赋值法是一种能够兼顾指标内冲突性和变异性来综合衡量具体要素权重的科学评价方法。考虑到共同富裕评价指标体系的各指标之间属于并列关系，且存在一定关联关系，因此重新选择CRITIC赋值法对共同富裕水平构成要素赋权，以重新核算农户共同富裕水平。表6列示了基于控制政府执行力、缩尾处理和重新核算因变量的稳健性检验结果，核心解释变量生态补偿的系数仍显著为正，估计结果与前文结论保持一致。

4. 3 生态补偿对农户共同富裕的影响机制检验

假说2认为，生态补偿主要通过提升农户家庭的非农就业率、增强其内生动力和提高政府信任度等渠道影响生态保护红线区农户的共同富裕水平，对此本研究使用前文所设四段式中介效应模型对其进行检验，中介效应的检验步骤如下：首先，检验核心解释变量对被解释变量的影响，若该结果显著，则总效应显著。其次，检验核心解释变量对中介变量的影响，只有该影响显著，才能继续后续检验步骤。再次，检验中介变量对被解释变量的影响，并将核心解释变量和中介变量同时放入回归模型，若中介变量系数显著性得到验证，说明中介效应存在；若此时核心解释变量系数同样显著，说明直接效应显著，即存在部分中介效应。最后，同时进行Sobel检验和Bootstrap（1 000）次抽样检验，若均通过检验，将进一步验证中介效应的存在。

为避免变量之间存在高度相关而出现的多重共线性问题，计算方差膨胀因子和相关系数对回归模型中各个变量之间进行多重共线性检验，发现虽然各变量之间存在一定的相关性，但相关系数均低于共线性的临界值0. 7，且VIF均值也为1. 18，所以实证分析中不会出现严重的多重共线性问题。表7列示了生态补偿对农户共同富裕影响机制的检验结果。表7中非农就业率的中介效应检验结果显示：列（1）中生态补偿的系数显著为正，与前文回归结果一致，验证了生态补偿对生态保护红线区农户共同富裕水平有显著的促进作用。列（2）中生态补偿系数为正且通过了1%的显著性水平检验，说明生态补偿的实施可促进农户家庭非农就业率提升。列（3）和列（4）中非农就业率系数为正且在1%水平上显著，且列（4）中使用逐步回归法的结果显示，核心解释变量生态补偿系数值与列（1）相比略有下降。在此基础上，本研究继续进行Sobel检验，结果显示 Z 值统计量是3. 279 7，且在1%水平上显著，同时，该Bootstrap（1 000）次抽样检验，结果显示置信度为95% 的中介效应置信区间是［0. 005 1，0. 009 2］，置信区间内未包含 0。综合上述分析，农户家庭非农就业率的提高起到了中介效应，即生态补偿会提升农户家庭非农就业率，从而提升其共同富裕水平，符合假說H2a预期。此外，表7列示了内生动力的中介效应检验结果和政府信任度的中介效应检验结果，同理可验证生态保护红线区农户内生动力的增强和政府信任度的提高起到了中介效应。以上结果可以说明，非农就业率、内生动力和政府信任度在生态补偿和农户共同富裕水平之间发挥中介效应，假说 H2a、H2b、H2c均成立。

4. 4 生态补偿对农户共同富裕影响的异质性检验

4. 4. 1 农户代际差异

由代际差异理论可知，处于不同年龄阶段的农户群体在价值观念、知识技能、身体素质等方面存在一定差异，进而可能会影响到生态补偿对其共同富裕水平的推动作用。因此，基于户主年龄差异，参考林荣平等［46］的划分标准，以1978年出生作为分界线，将样本划分为新生代农户组和老一代农户组进行异质性分析。表8列示了生态补偿对农户共同富裕水平影响的异质性检验结果。其中，基于农户代际差异将样本农户划分为新生代农户和老一代农户的分组回归结果显示，新生代农户组的结果不显著，而老一代农户组中生态补偿对农户共同富裕水平的系数则显著为正，费舍尔组合检验经验P 值在1% 水平上显著，说明生态补偿的实施对老一代农户共同富裕水平的推动作用更强。究其原因，相较于新生代农户，老一代农户不仅普遍存在知识技能不足、文化素养水平较低等问题，还表现出更浓厚的乡土情结和安土重迁的价值观念。在能力和感情的双重限制下，老一代农户面临就业机会较少、返贫风险高和养老困难等现实问题，而生态补偿的实施为其提供更多发展机会和就业渠道，有效提升了老一代农户生计能力、收入水平和生活质量。因此，生态补偿的实施对农户共同富裕的促进效应在老一代农户中更为明显。

4. 4. 2 地区经济发展程度差异

不同发展程度地区在经济实力、发展渠道、劳动力市场活跃度等方面存在差异，因而生活在生态保护红线区农户行为决策及生活水平很大程度上会受地区发展程度的影响。基于地区经济发展程度的差异，参考黄亮雄等［47］的研究，依据是否高于中国人均生产总值均值，将高于均值的一组划分为地区经济发展程度较高的一组，将小于均值的一组划分为地区经济发展程度较低的一组进行异质性分析。表8列示了基于地区经济发展程度差异将样本农户划分为经济发展程度较高地区组和经济发展程度较低地区组的分组回归结果。研究发现，经济发展程度较高组的结果不显著，而经济发展程度较低组中生态补偿对农户共同富裕水平的系数在1%水平上显著为正，经验P 值在5%水平上显著，说明生态补偿的实施对经济发展程度较低地区农户共同富裕水平的推动作用更强。究其原因，在发展程度较高的地区，高生活水平和劳动力市场活跃程度更容易产生聚集经济效应，进而为增强当地农户可行能力提供了多样化渠道和发展机会。与之形成鲜明对比的是，对发展程度偏低地区农户而言，尽管当地经济发展潜力和需求均较大，但缺乏适应性政策和发展机会，所以发展水平低区域农户对获取生态补偿的迫切程度更高。因而不难理解，地区发展程度越低，实施生态补偿对当地农户共同富裕水平的影响就越大，反之，则越小。

4. 4. 3 生态系统类型差异

考虑到不同类型生态保护红线区实施的生态补偿措施和力度可能存在一定差异，本研究按照生态系统类型的不同，将生态保护红线区划分为森林、湿地、草地和农田4种类型保护区进行异质性分析。表8中列示了基于生态系统类型差异将样本划分为森林、湿地、草地和农田的分组回归结果。研究发现，分组回归结果的生态补偿的系数均显著为正，6组费舍尔组合检验经验P 值均不显著，说明对居住在不同类型生态保护红线区农户而言，生态补偿的实施对其共同富裕水平均会产生有效推动作用，但这种推动作用之间不存在明显差异。究其原因，近年来，随着生态文明建设的持续稳步推进，生态补偿实施范围和领域不断扩大，针对不同生态系统类型的生态补偿机制逐步完善，所以按生态系统类型分组回归后，各组回归结果之间并未存在显著差异。

5 结论与启示

5. 1 结论

本研究基于物质-精神-环境的三重视角，在综合测度生态保护红线区农户共同富裕水平基础上，实证探究了生态补偿对当地农户共同富裕实现的促进效应、作用渠道及异质性影响。研究发现，生态补偿显著促进了生态保护红线区农户共同富裕，这一作用主要是通过提升非农就业率、增强内生动力和提高政府信任度三种渠道来实现。进一步研究发现，虽然不同类型的生态补偿均能够发挥多维富民效应，但造血型生态补偿对共同富裕各个维度的促进作用均优于输血型生态补偿，虑及农户获得造血型生态补偿的均值还处于较低水平，意味着多元化造血型生态补偿的实施具有较大的拓展空间及实践意义。在异质性分析中，生态补偿对生态保护红线区农户共同富裕的促进效应在经济发展程度较低地区和老一代农户群体中更为凸显，这说明生态补偿的推行应充分考虑地区和农户群体的异质性特征。

5. 2 政策启示

5. 2. 1 实现生态补偿全覆盖，制定差异化补偿标准

生态补偿作为一种能够有效协调保护与发展之间矛盾的政策工具集，成为新发展阶段实现共同富裕的重要保障。然而，虽然中国现行的要素补偿和区域补偿的覆盖范围与生态保护红线存在较大面积的重合，但无论是补偿范围还是补偿标准，均与生态保护红线区的利益诉求相去甚远。因而，未来应在整合相关生态补偿的基础上，开展生态综合补偿，致力于形成全覆盖、不重复、能有机衔接的生态补偿体系。同时，虑及机会成本异质性和生态服务异质性的客观存在，需进一步制定差别化的补偿标准，实现经济效益和生态效益的辩证统一。

5. 2. 2 拓展生态补偿方式种类，增加造血型补偿供给水平

虽然地方政府积极探索并提出了一系列多元化的生态补偿帮扶方式组合，但是现有的生态补偿方式仍以输血型补偿为主，未能充分发挥造血型补偿的富民效应。然而，研究表明，无论在物质富裕维度、精神富裕维度还是环境富裕维度，造血型生态补偿的促进效应均优于输血型生态补偿。因而，建议进一步加大补偿区绿色产业建设和扶持，如绿色农业、生态旅游等产业发展，强化对农户的就业培训与指导，提高农户参与当地旅游业、绿色农业发展建设的分成比例，丰富生态补偿方式的可选择空间，以发挥不同类型生态补偿的政策优势。

5. 2. 3 关注农户和地区异质性特征，适度提高生态补偿瞄准性

生态补偿的富民效应在经济发展程度较低地区和老一代农户群体中更为凸显。对此，在资金和政策資源有限的情况下，建议在生态补偿的范围内设置优先级或倾斜值，赋予弱势群体更多的选择权，切实落实政策优先瞄准生态与发展问题交织地区，优先吸纳有劳动能力的相对贫困人口参与生态建设项目。同时，通过引入社会资本、金融机构、环保公益组织等融资方式，消除贫困地区和农户参与生态补偿的资金壁垒，以创造弱势群体可持续生计培育和发展的有利环境。

（责任编辑：王爱萍）