農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的扶貧質(zhì)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(zhàn)的全面推進，絕對貧困完全消除。農(nóng)村地區(qū)生態(tài)扶貧兼顧脫貧攻堅、污染防治問題引起黨中央廣泛關(guān)注。一些地方政府結(jié)合村莊規(guī)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(xué)規(guī)劃和安排農(nóng)村人居環(huán)境整治工作，形成一道以生態(tài)環(huán)境保護的“防止返貧”鏈條，穩(wěn)定脫貧成果，提高脫貧質(zhì)量。

農(nóng)村人居環(huán)境整治具有改善貧困地區(qū)農(nóng)村公共服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施，提升貧困農(nóng)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(zhì)量的有效途徑。2021年3月22日，《中共中央國務(wù)院關(guān)于實現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的意見》明確提出要“生態(tài)環(huán)境改善持續(xù)，美麗宜居鄉(xiāng)村建設(shè)扎實推進”作為鞏固脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的重點工作。因此，厘清農(nóng)村人居環(huán)境整治是否能提高扶貧質(zhì)量具有現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有文獻較少關(guān)注農(nóng)村人居環(huán)境整治提升扶貧質(zhì)量，主要聚焦環(huán)境整治是否有助于實現(xiàn)脫貧(程欣等,2018)，分為三種清晰理論淵源與研究脈絡(luò)：第一，認為環(huán)境整治與貧困之間存在負向關(guān)系，主要是受到“貧困陷阱”與“環(huán)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(huán)境質(zhì)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(yīng)進一步加劇貧困和社會經(jīng)濟不平等。第二，認為環(huán)境與扶貧存在正向關(guān)系，兩者可以協(xié)同發(fā)展。祁新華等(2013)認為技術(shù)進步可以保護生態(tài)環(huán)境，同時又能解決扶貧問題。何春等(2021)研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度提升有利于城鎮(zhèn)貧困緩解。第三，對環(huán)境與貧困之間關(guān)系秉持中立態(tài)度，認為環(huán)境整治成敗與否受到復(fù)雜因素的影響，貧困狀態(tài)優(yōu)劣與生態(tài)環(huán)境呈現(xiàn)線性關(guān)系過于簡單化和武斷化。主要原因在于人口、經(jīng)濟、文化、制度、市場和生計能力在貧困與環(huán)境整治中相互關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用(胡倫等，2019)。Agudelo C等(2003)指出生態(tài)環(huán)境惡化主要與農(nóng)戶擁有資產(chǎn)類型密切相關(guān)，與貧困并無直接聯(lián)系。

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

綜上所述，學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的扶貧質(zhì)量機制尚未進行定量分析，難以有效服務(wù)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的脫貧攻堅“涓滴效應(yīng)”政策制定。同時，現(xiàn)有研究關(guān)于脫貧質(zhì)量尚處于初步探索階段，并未提及如何定量評估農(nóng)戶脫貧質(zhì)量及解決兩者內(nèi)生性問題，更沒有分析兩者在不同農(nóng)戶資源稟賦之間的異質(zhì)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(chǔ)上，從生活質(zhì)量、發(fā)展質(zhì)量、公共服務(wù)質(zhì)量和社會治安質(zhì)量構(gòu)建脫貧質(zhì)量評價指標(biāo)體系，并運用熵權(quán)值法評價農(nóng)戶脫貧質(zhì)量；二是，從解決內(nèi)生性和群體異質(zhì)性視角考察農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的脫貧效應(yīng)；三是，進一步探究農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治通過何種路徑影響脫貧質(zhì)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(huán)境變化與貧困之間存在的非線性關(guān)系，為本文研究農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治與脫貧質(zhì)量之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系奠定了理論基礎(chǔ)。該理論認為自然環(huán)境資源稟賦只能承載一定數(shù)量的人口，人口數(shù)量無限制增加會導(dǎo)致環(huán)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(huán)境惡化活動如砍伐森林雖然會獲取金錢收益但會導(dǎo)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(huán)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(chǎn)率→高產(chǎn)出→高收入的高水平均衡穩(wěn)態(tài)點，高水平穩(wěn)態(tài)均衡點能夠減少貧困人口發(fā)生，主要原因是人類為改善生態(tài)環(huán)境做出了較多努力，環(huán)境改善的同時又減少貧困人口發(fā)生。如Song(2014)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶實施退耕還林可以改善生態(tài)環(huán)境，還能作為貧困家庭陷貧的最后一公里屏障。Wang(2015)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶實施水土保持既改善了生態(tài)環(huán)境，又減少了貧困發(fā)生，穩(wěn)固了脫貧質(zhì)量。那么，農(nóng)戶是農(nóng)村人居環(huán)境整治的受益者和參與者，農(nóng)戶實施廁所衛(wèi)生改造，垃圾和污水的處理，可以幫助改善或者平衡生態(tài)環(huán)境，減輕環(huán)境惡化進而幫助減少貧困人口，進一步提升脫貧質(zhì)量。由此，農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為能顯著促進貧困人口減少，進而提升脫貧質(zhì)量，因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為具有顯著的促進脫貧質(zhì)量提升效應(yīng)。

以上分析農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對脫貧質(zhì)量的顯著促進提升效應(yīng)，其影響機制可從以下四個方面體現(xiàn)。

第一，參與農(nóng)村人居環(huán)境整治有助于增加生物多樣性可能性，進而提升農(nóng)村脫貧質(zhì)量。

首先，農(nóng)村人居環(huán)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(jīng)過密封、厭氧、發(fā)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(nóng)田或澆灌果園、菜地，糞渣糞皮能夠生產(chǎn)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(tài)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(huán)境和物理結(jié)構(gòu)，保持農(nóng)田生態(tài)平衡，改善地表徑流和大氣循環(huán)系統(tǒng)，增加有益生物種類數(shù)量(劉慶生等，2021)。

其次，農(nóng)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(tài)工藝組合進行污水處理能有效凈化環(huán)境，給有益微生物提供極大的生存空間，提高農(nóng)村綠色可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)村生活污水主要分為生物處理階段和生態(tài)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(yīng)能力，維持穩(wěn)定的處理效果，降低運維難度、簡化設(shè)施、削減建設(shè)成本。第二階段，運用生態(tài)處理方法，從農(nóng)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(tài)系統(tǒng)良性循環(huán)，增加生物棲息地的多樣性，進而提升農(nóng)村脫貧質(zhì)量。

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

第三，參與農(nóng)村人居環(huán)境整治通過減少污染性要素產(chǎn)品使用，減少對生態(tài)環(huán)境破壞進而提升農(nóng)村脫貧質(zhì)量水平。首先，中國是世界上施用化肥及農(nóng)藥最大的國家之一(Qiu等，2020)，污染性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素主要包括化肥、農(nóng)藥，其廣泛使用會破壞農(nóng)村生態(tài)環(huán)境。農(nóng)村人居環(huán)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(jié)，能提升農(nóng)作物產(chǎn)量和質(zhì)量，增加農(nóng)戶收入，提升脫貧質(zhì)量。其次，推行適合農(nóng)村特點的垃圾分類和資源利用化成為農(nóng)村人居環(huán)境整治的重點任務(wù)，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(nóng)村生活垃圾有序回收，有利于農(nóng)村生態(tài)環(huán)境改善，進而提升農(nóng)戶脫貧質(zhì)量。

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

三、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文樣本數(shù)據(jù)來源于2021年7月中旬至8月底江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院開展的“江西鄉(xiāng)村振興跟蹤調(diào)查”實驗班小組對江西省8個縣，12個鎮(zhèn)，25個鄉(xiāng)進行暑期“鄉(xiāng)村振興”專項調(diào)查。為了保證調(diào)查數(shù)據(jù)的有效性，鄉(xiāng)村振興實驗班組對調(diào)查員組成調(diào)查團隊進行數(shù)據(jù)調(diào)查培訓(xùn)，培訓(xùn)內(nèi)容包括，農(nóng)村人居環(huán)境與脫貧質(zhì)量的概念與范疇、詢問舉例、訪談技巧等方面。此次調(diào)研內(nèi)容包括農(nóng)戶個人特征、家庭特征、村域特征、農(nóng)村人居環(huán)境、脫貧質(zhì)量等方面內(nèi)容。此次調(diào)查共發(fā)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(biāo)選擇

1.被解釋變量：脫貧質(zhì)量測度

國際標(biāo)準(zhǔn)化組織定義的質(zhì)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(jié)果，從生活質(zhì)量、發(fā)展質(zhì)量、公共服務(wù)質(zhì)量和社會治安質(zhì)量四個維度測度農(nóng)戶脫貧質(zhì)量。王漢杰等(2020)指出生活質(zhì)量、發(fā)展質(zhì)量、公共服務(wù)質(zhì)量和社會治安質(zhì)量分別反映農(nóng)戶基本生活條件，自我發(fā)展能力或內(nèi)生發(fā)展動力的滿足、社會權(quán)利的滿足、公共安全和村莊治安情況。各維度指標(biāo)的選取如表1所示。本文將運用熵權(quán)值法度量脫貧質(zhì)量指標(biāo)體系權(quán)重，測度的權(quán)重指標(biāo)如表1所示。

表1 脫貧質(zhì)量指標(biāo)體系構(gòu)建

2.核心解釋變量和控制變量

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

(2)控制變量。綜合已有研究及相關(guān)文獻，本文從個人特征、家庭特征、村莊特征和環(huán)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(guī)模、家庭從事純農(nóng)業(yè)人數(shù)、非農(nóng)收入占家庭總收入比重、家庭經(jīng)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(wèi)生環(huán)境狀況；環(huán)境整治參與情況變量包括環(huán)境整治參與氛圍、環(huán)境整治了解程度。其描述性統(tǒng)計具體見表2。

參與人居環(huán)境整治農(nóng)戶和未參與人居環(huán)境整治農(nóng)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(huán)境整治農(nóng)戶脫貧質(zhì)量均值顯著高于未參與人居環(huán)境整治農(nóng)戶。兩組樣本在性別、年齡、教育程度、是否是村干部、家庭經(jīng)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(xiàn)出顯著差異性。參與農(nóng)村人居環(huán)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(jīng)濟狀況較好；而在政治面貌、家庭規(guī)模、從事純農(nóng)業(yè)人數(shù)、非農(nóng)收入占家庭總收入比重、村衛(wèi)生環(huán)境狀況、環(huán)境整治參與氛圍、環(huán)境整治了解程度方面，兩組樣本并未表現(xiàn)出顯著的差異性。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

四、研究方法

一是，選擇控制變量。為了厘清農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治與脫貧質(zhì)量之間的關(guān)系，在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，選擇個人特征、家庭特征、村莊特征及環(huán)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(nóng)戶參與人居環(huán)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(nóng)戶參與人居環(huán)境整治；Di=0表示i農(nóng)戶未參與人居環(huán)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(yīng)。本文研究主要在于測度農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治對脫貧質(zhì)量的影響效果，主要關(guān)注參與人居環(huán)境整治行為對脫貧質(zhì)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(chǔ)回歸及內(nèi)生性檢驗

表3中(1)～(3)列為農(nóng)戶參與人居環(huán)境行為的脫貧質(zhì)量的促進效應(yīng)及內(nèi)生檢驗。(1)～(2)列的OLS模型回歸結(jié)果表明，在未考慮內(nèi)生性的情況下，農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治顯著提升了脫貧質(zhì)量?？紤]內(nèi)生性問題，本文將農(nóng)戶所在村參與環(huán)境整治平均人數(shù)作為工具變量，因為農(nóng)戶所在村的人均參與數(shù)量與農(nóng)戶參與人居環(huán)境行為密切相關(guān)，越多農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治，表明村莊人均參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的數(shù)量越多，但村莊人均參與農(nóng)村人居環(huán)境整治數(shù)量與脫貧質(zhì)量沒有關(guān)系，進一步使用兩階段最小二乘法進行實證檢驗，回歸結(jié)果如表3中(3)列所示。從內(nèi)生性檢驗結(jié)果可以看出，Hausman內(nèi)生性檢驗結(jié)果在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，即存在內(nèi)生性問題，Durbin檢驗結(jié)果在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，由此可以斷定農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治存在一定內(nèi)生性。工具變量村莊人均參與人居環(huán)境整治數(shù)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(nèi)生性問題。

表3 農(nóng)戶參與人居環(huán)境行為的脫貧質(zhì)量促進效應(yīng)及內(nèi)生性檢驗

續(xù)表3

需要說明的是，加入工具變量對參與人居環(huán)境整治的脫貧促進效應(yīng)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(huán)境的脫貧促進效應(yīng)；其二，當(dāng)因果效應(yīng)具有個體異質(zhì)性時，工具變量法所估計的其實是“局部平均因果效應(yīng)”(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(huán)境整治的脫貧促進效應(yīng)可能反映的是總體中農(nóng)戶參與決策受到了村莊參與群體平均因果效應(yīng)的影響，這些農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治更易受到外界的影響，由此推測他們對農(nóng)村人居環(huán)境整治的認知評價及參與的脫貧質(zhì)量效應(yīng)提升也相對更敏感，更易受到社會環(huán)境因素的影響。因此，參與農(nóng)村人居環(huán)境的脫貧促進效應(yīng)在參與者中更強烈和明顯，也就是說本研究結(jié)果不宜直接推廣到所有農(nóng)戶，而是更傾向于那些參與人居環(huán)境整治易受到他人或周遭環(huán)境影響的農(nóng)戶。但工具變量和OLS回歸雖然在量上區(qū)別較大，但從脫貧質(zhì)量促進效應(yīng)方向和顯著性上并沒有質(zhì)的差別。

(二)傾向得分匹配結(jié)果

1.農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為決策估計

為了進一步驗證表3中農(nóng)戶參與人居環(huán)境行為的脫貧質(zhì)量促進效應(yīng)，本部分進一步用傾向得分匹配法估計其促進效應(yīng)大小。表Logit方程估計了農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為的傾向得分值，結(jié)果如表4所示，受訪者性別、年齡、是否為脫貧村、村道路狀態(tài)與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為均顯著，其余控制變量不顯著。具體是性別對農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)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(nóng)村人居環(huán)境整治；年齡對農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為有顯著負向影響，表明農(nóng)戶年齡越大其越不參與農(nóng)村人居環(huán)境整治；是否為脫貧村對農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為有顯著正向影響，表明越是貧困村的農(nóng)戶越是傾向參與農(nóng)村人居環(huán)境整治；村道路狀態(tài)對農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為有顯著正向影響，表明村道路狀態(tài)越好，農(nóng)戶更加可能參與農(nóng)村人居環(huán)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(tǒng)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(jié)果表明，傾向得分估計和樣本匹配是成功的，匹配后農(nóng)村人居環(huán)境整治的參與戶和未參與戶特征基本一致。

3.參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對脫貧質(zhì)量影響效應(yīng)PSM估計

表6顯示了利用四種傾向得分匹配法所得到的農(nóng)村人居環(huán)境整治行為對脫貧質(zhì)量總指數(shù)影響平均處理效應(yīng)的ATT值?；貧w結(jié)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(jié)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(nóng)戶不參與人居環(huán)境整治，則脫貧質(zhì)量為3.725～16.679，當(dāng)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治時，其脫貧質(zhì)量為48.875～55.745，ATT提高了32.687～52.020，且平均處理效應(yīng)均值為42.274，表明農(nóng)村人居環(huán)境整治行為對脫貧質(zhì)量有顯著促進作用。

表4 Logit方程估計結(jié)果

表5 平衡性檢驗

上述結(jié)果表明農(nóng)村人居環(huán)境整治行為能夠顯著促進脫貧質(zhì)量提升?？赡艿脑蚴牵环矫?，從國家戰(zhàn)略層面，“十四五”時期強調(diào)充分尊重農(nóng)民主體地位，要不斷增強農(nóng)村居民幸福感和滿意度，為此，國家投入較多經(jīng)費打造更加優(yōu)美整潔文明的農(nóng)村人居環(huán)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(nóng)戶參與人居環(huán)境整治成本，農(nóng)戶幸福感隨著村容村貌的改善而增加，進而村莊脫貧質(zhì)量整體得到提升。另一方面，從農(nóng)戶微觀個體角度而言，垃圾拖運及清理需要一些農(nóng)村勞動力進行入戶收集，進而這個過程中增加了農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)機會，間接增加農(nóng)戶收入渠道，同時，農(nóng)戶在改造或新建衛(wèi)生廁所時獲得一定現(xiàn)金或?qū)嵨镅a貼增加了農(nóng)戶改廁需求，進而提升農(nóng)戶脫貧質(zhì)量。

表6顯示農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對生活質(zhì)量、發(fā)展質(zhì)量、公共服務(wù)質(zhì)量和社會治安質(zhì)量，但各個質(zhì)量影響的平均處理效應(yīng)ATT值不顯著。農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對生活質(zhì)量不顯著的主要原因，雖然農(nóng)村飲用水潔凈滿足基本生活需求，但農(nóng)村5G信息技術(shù)并沒有全面覆蓋，村內(nèi)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(huán)境整治對生活質(zhì)量提升并不顯著。

表6 參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的脫貧質(zhì)量影響PSM估計

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

農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對公共服務(wù)質(zhì)量不顯著的主要原因可能是：一方面，村莊雖然有衛(wèi)生所，但醫(yī)療設(shè)施不健全，難以滿足村民的醫(yī)療需求，另一方面，農(nóng)村醫(yī)療救助標(biāo)準(zhǔn)遠低于城鎮(zhèn)居民，且農(nóng)村養(yǎng)老法律制度不健全，農(nóng)村老人維權(quán)困難，因此，農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治對公共服務(wù)質(zhì)量影響不顯著。

農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對社會治安質(zhì)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(dǎo)致其參與人居環(huán)境整治的社會治安質(zhì)量促進效應(yīng)不顯著。

4.異質(zhì)性回歸

上文考察農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對脫貧質(zhì)量的影響，并得到農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治有助于提升脫貧質(zhì)量的結(jié)論。但上述結(jié)論并沒有考慮不同農(nóng)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(zhì)性視角下農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對脫貧質(zhì)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(jié)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(yīng)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(yīng)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(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為有助于提升脫貧質(zhì)量效應(yīng)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(huán)境整治行動動力較強，男性由此參與人居環(huán)境帶來的脫貧效應(yīng)越大。

表7 異質(zhì)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(yīng)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(yīng)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(nóng)戶的脫貧效應(yīng)，說明農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治行為帶來的脫貧效應(yīng)對年齡小于60歲的樣本農(nóng)戶更加顯著?？赡艿脑蚴牵耗挲g小于60歲樣本農(nóng)戶頭腦清醒，具有年輕化特征，較理性，且參與環(huán)境整治能力較強，因而其參與環(huán)境整治帶來脫貧質(zhì)量提升效應(yīng)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(yīng)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(yīng)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(nóng)戶脫貧效應(yīng)，說明農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治帶來的脫貧效應(yīng)對初中及以上樣本農(nóng)戶更加顯著?？赡艿脑蚴牵合啾瘸踔幸韵?，初中及以上農(nóng)戶接受較高正規(guī)教育，環(huán)保知識比較豐富，沉淀的豐厚環(huán)保知識更加促進其參與人居環(huán)境整治行為以提升脫貧質(zhì)量。

從分區(qū)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(yīng)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(yīng)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(nóng)戶參與人居環(huán)境整治帶來的脫貧效應(yīng)對非貧困的樣本農(nóng)戶更加顯著?？赡艿脑蚴牵阂环矫?，國家對貧困村比較重視，針對人居環(huán)境整治投入了較多的物質(zhì)資源，幫助貧困村盡快脫貧，另一方面，貧困村農(nóng)戶自身脫貧動機較強，有想借助人居環(huán)境整治獲得一定物質(zhì)收益或者心理慰藉，進而提升脫貧質(zhì)量。

5.作用機制分析

實證檢驗發(fā)現(xiàn)，參與人居環(huán)境整治對脫貧質(zhì)量存在顯著的異質(zhì)性，那么農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治提升農(nóng)村脫貧質(zhì)量的具體機制是什么？農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治可能從四個方面影響脫貧質(zhì)量，一是參與人居環(huán)境整治提升對增加生物多樣性，幫助農(nóng)戶提升居住生態(tài)環(huán)境質(zhì)量，增加農(nóng)戶脫貧質(zhì)量；二是參與人居環(huán)境整治通過提供收益路徑，提升農(nóng)戶獲得現(xiàn)金或?qū)嵨镅a貼機會，從而達到提升脫貧質(zhì)量目的；三是參與人居環(huán)境整治通過減少污染性要素產(chǎn)品使用，增加脫貧質(zhì)量；四是參與人居環(huán)境整治能夠促進農(nóng)戶改變廢棄物使用方式進而達到提高脫貧質(zhì)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(zhì)補貼”表示現(xiàn)金或者實物補貼，“是”表示1，“否”表示0；用“農(nóng)藥包裝亂丟棄在田間地頭”表示污染性要素產(chǎn)品使用，“從未”表示1，“偶爾”表示2，“經(jīng)?！北硎?；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(nóng)村人居環(huán)境整治對生物多樣性、實物補貼、污染性要素產(chǎn)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(nóng)村人居環(huán)境整治確實提升了生物多樣性，提高了農(nóng)戶對未來生態(tài)環(huán)境的預(yù)期；從表8第2列可以看出，參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對現(xiàn)金或?qū)嵨镅a貼影響在1%水平上顯著，說明參與農(nóng)村人居環(huán)境整治能正向影響物質(zhì)獎勵；從表8第3列可以看出，參與農(nóng)村人居環(huán)境整治降低污染性要素產(chǎn)品使用，進而改善環(huán)境達到提升脫貧質(zhì)量目的；從表8第4列可以看出，參與農(nóng)村人居環(huán)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(zhì)量的目的。

從表8中B組第1列可以看出，生物多樣性對農(nóng)戶脫貧質(zhì)量在5%水平上顯著，說明參與農(nóng)村人居環(huán)境整治通過促進生物多樣性提升了農(nóng)戶脫貧質(zhì)量通過實證檢驗；從表8中B組第2列可以看出，現(xiàn)金或?qū)嵨镅a貼對農(nóng)戶脫貧質(zhì)量的影響在5%水平上顯著，說明參與農(nóng)村人居環(huán)境整治通過增加實物補貼進而提升農(nóng)戶脫貧質(zhì)量；從表8中B組第3列可以看出，污染性要素產(chǎn)品使用農(nóng)戶脫貧質(zhì)量的影響在5%水平上顯著，說明參與農(nóng)村人居環(huán)境整治降低污染性要素產(chǎn)品使用，進而影響到提升脫貧質(zhì)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(nóng)戶脫貧質(zhì)量影響在5%水平上顯著，說明參與農(nóng)村人居環(huán)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(zhì)量的目的。

表8 參與農(nóng)村人居環(huán)境整治提升脫貧質(zhì)量的作用機制分析

六、結(jié)論與政策啟示

本文利用2021年江西省鄉(xiāng)村振興跟蹤調(diào)查的501份微觀數(shù)據(jù)，采用熵權(quán)值法從生活質(zhì)量、發(fā)展質(zhì)量、公共服務(wù)質(zhì)量和社會治安質(zhì)量構(gòu)建脫貧質(zhì)量評價指標(biāo)體系，并運用傾向得分匹配法分析了農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治對脫貧質(zhì)量影響效應(yīng)及群體異質(zhì)性和作用機制，得到以下結(jié)論。

第一，農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治顯著能夠提升脫貧質(zhì)量。從整體效應(yīng)而言，若農(nóng)戶不參與人居環(huán)境整治，則脫貧質(zhì)量為3.725～16.679，農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治其脫貧質(zhì)量為48.875～55.745，且平均處理效應(yīng)均值為42.274，從分維度而言，農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治對生活質(zhì)量、發(fā)展質(zhì)量、公共服務(wù)質(zhì)量和社會治安質(zhì)量平均處理效應(yīng)不顯著。

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

第三，農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治通過增加生物多樣性、獲得現(xiàn)金或?qū)嵨镅a貼、減少污染性要素產(chǎn)品使用和改變廢棄物使用方式四種機制促進脫貧質(zhì)量提升。

本文研究得到的啟示如下：一是，發(fā)揮人居環(huán)境整治在鄉(xiāng)村振興與脫貧攻堅有效銜接中的重要作用，基礎(chǔ)設(shè)施完善和環(huán)境提升需激發(fā)村莊和農(nóng)戶內(nèi)生動力，以高質(zhì)量脫貧新發(fā)展理念為指導(dǎo)，激勵市場主體參與人居環(huán)境為載體，內(nèi)外力量協(xié)同配合。特別是針對貧困村地區(qū)人居環(huán)境整治狀況，政府應(yīng)該對其投入較多物質(zhì)資金和政策傾斜，幫助貧困村長久持續(xù)脫貧，貧困村可考慮引入環(huán)衛(wèi)公司參與農(nóng)村環(huán)境設(shè)施維護和清潔服務(wù)供給，進一步拓寬農(nóng)村就業(yè)渠道，切斷返貧的各種根源，建立貧困村健全人居環(huán)境整治與脫貧攻堅長效結(jié)合機制。二是，發(fā)揮農(nóng)戶在人居環(huán)境整治中的主體地位，農(nóng)村人居環(huán)境整治需要政府、市場和農(nóng)戶三方共同參與完成，而農(nóng)戶又是環(huán)境綜合整治的維護者、監(jiān)督者和受益者，為避免“公共地悲劇”應(yīng)提高農(nóng)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(nóng)戶，實施差異化人居環(huán)境參與措施，通過微信、微博、QQ等平臺，加大對其宣傳農(nóng)村高質(zhì)量脫貧和生態(tài)文明建設(shè)的重要性，提高其對高質(zhì)量經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護有效銜接的認知水平。三是，完善政府在農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)與脫貧質(zhì)量之間橋梁的關(guān)系作用。政府與農(nóng)戶、農(nóng)戶與農(nóng)戶之間高質(zhì)量防貧中存在競合關(guān)系，一方面，具有公共物品性質(zhì)的農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)促使政府探索多渠道籌措資金機制，加大對農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)的財政傾斜力度，完善轉(zhuǎn)移支付制度，提升農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的質(zhì)量和深度，進一步提升脫貧質(zhì)量。另一方面，政府通過激勵機制促進農(nóng)戶之間競合，將散戶擰成吸引人才回歸鄉(xiāng)村安居樂業(yè)的“一致行動人”，共享脫貧信息和避免整治人居環(huán)境“搭便車”行為，形成合作機制，實現(xiàn)美麗鄉(xiāng)村建設(shè)和高產(chǎn)增收的高質(zhì)量防貧目標(biāo)。