朱芬华 鲁学生

收稿日期：2023-06-30

基金项目：安徽省高校人文社科重大项目（2022AH040341）；安徽省高校人文社科重大项目（SK2021ZD0114）；安徽商贸职业技术学院技术技能创新服务平台项目（2021ZDG09）

作者简介：朱芬华（1983－  ），女，安徽绩溪人，安徽商贸职业技术学院金融科技学院副教授，硕士；鲁学生（1980－  ），男，安徽天长人，安徽商贸职业技术学院会计学院教授，硕士，主要从事乡村振兴研究。

DOI：10.13685/j.cnki.abc. 000713

摘  要：选取5个一级指标和14个二级指标对2002—2021年中国乡村生态环境进行因子分析，结果显示：从2002年到2011年，乡村生态环境较差，从2012年到2021年，乡村生态环境逐渐改善。格兰杰因果关系检验结果显示，现阶段乡村居民生活水平是乡村生态环境的单向格兰杰原因，当前阶段中国经济发展能促进乡村生态环境改善，这符合经济发展过程中人与自然的关系。

关键词：生态环境；乡村居民；耦合关系；实证研究

中图分类号：F299.27；F327     文献标识码：A        文章编号：1671-9255（2023）04-0016-05

乡村振兴战略在中国农村发展史上具有划时代的里程碑意义。乡村生态振兴是乡村振兴的重要组成部分，乡村生态振兴目标是让乡村拥有清新的空气、洁净的水源、肥沃的土地，实现人与自然和谐共生。好的生态环境蕴藏着无尽的经济价值，能绵绵不断创造综合效益，推动乡村可持续发展。乡村生态振兴以农民生活、农业生产和生态环境协调为导向，以建设绿水青山生态宜居乡村为战略目标，契合人民群众的美好生态生活需要，有助于化解“不平衡不充分发展”问题，补乡村生态环境的短板和弱项，缩小城乡不平衡发展的差距，推进城乡融合，实现共同富裕。在美丽乡村建设过程中，要推动乡村居民生活和生态振兴同向发展，形成生态环境和乡村居民生活良性循环。基于生态环境和乡村居民生活正向发展的重要性，文章对生态环境与乡村居民生活的耦合关系进行实证研究。

一、文献综述

（一）国外研究

居民生活水平取决于经济发展程度，生态环境与经济发展是重要且复杂的问题。随着经济发展阶段的变化，其研究范围和深度不断拓展。最早研究经济与生态环境的经济学家是英国Boulding（1960）。[1]随着学者研究不断深入，生态环境作为变量被部分学者引入增长模型，揭示生态环境与经济增长之间的诸多相互作用的动态关系。20世纪70年代起， DArge and Kogiku（1973）、Becker（1982）等在新古典生产函数和效用函数中纳入经

济增长和生态环境变量，但未考虑技术进步等因素[2-3]，研究结果欠合理。内生增长理论学者Romer（1986）等为经济和环境的研究打开了新思路。[4]20世纪90年代，Bovenberg and Smulders（1995）首次在Romer模型生产函数中引入污染程度。[5]1993年，Panayotou借用库兹涅茨（Kuznets）界定的“倒U型关系”，首次将环境质量与人均收入间的“倒U型关系”称为环境库兹涅茨曲线（EKC）。[6]21世纪初，Grimaud and Rouge（2005）将环境外部性纳入新Schumpeter模型，探索经济均衡增长的路径。[7]很显然，在新古典增长模型和内生增长模型中，国外学界认可生态环境作为内生变量能正向促进经济发展。

（二）国内研究

相较于国外学者的研究，中国国内关于经济与生态环境的研究起步较晚。从地域范围看，有学者以大区和省域范围进行研究，如史宝娟等（2023）运用耦合协调度模型实证分析河北省區域内经济增长与生态环境二者之间的耦合关系。[8]王奕淇等（2022）运用系统动力学方法，探寻实现黄河流域生态环境与社会经济可持续发展的最优方案。[9]有学者以城市群和单个城市展开研究，如张盉儆（2022）运用耦合协调度模型研究安康市生态环境保护与农业经济发展，得出由勉强协调逐步转化为良好协调的结论。[10]周珂等（2022）通过实证研究发现武汉市社会经济发展呈现持续健康发展态势。[11]有学者以生态示范区、功能区为研究对象，如刘潭等（2022）通

过实证测算，得出黄河流域经济发展与生态环境的耦合协调度逐年递增，空间上呈“中上游落后、下游发达”的分布格局。[12]

综上研究，现有研究得出中国不同空间范围内经济发展与生态环境耦合发展程度总体提高的结论，但实证过程中指标选取的标准并不完全一致，研究结论具有一定不确定性，研究亟待深入。本文以生态环境与乡村居民生活耦合协调关系为研究对象，从实证角度对二者的联系进行研究，一定程度上丰富了乡村振兴的研究成果，为人与自然和谐共存的生态现代化奠定基础，具有一定的理论意义和现实意义。

二、指标选取、分析方法与数据来源

（一）指标选取

影响乡村生态环境的因素很多，考虑数据资料的可获性，本着真实性、科学性、代表性和客观性等原则，文章选取5个一级指标和14个二级指标，如表1所示。其中，农药使用量、化肥施用折纯量、农业能源消费总量、农用塑料薄膜使用量、农用柴油使用量是逆向指标，数值越大意味着乡村生态环境越不理想，与乡村生态环境成反比；节水灌溉面积、水土流失治理面积、除涝面积、堤防保护面积、太阳能热水器、太阳灶是正向指标，数值越大，表明乡村生态环境越理想，与乡村生态环境成正比。

（二）分析方法和数据来源

考虑乡村生态环境的评价指标较多，因子分析法非常适合用于此次量化实证研究。因子分析把众多指标凝练成几个代表性指标，既简化运算，减少工作量，又很好地保留原始信息，维持指标较高解释能力。因子分析模型如下：

（1）

上式中，，，...，为个可观测的隨机向量，，，...，为因子载荷，，，...，为随机向量的相互独立的公共因子，，，...，为随机向量的相互独立的特殊因子。

文章选取的14个指标数据来源于《中国统计年鉴》（2003—2022年版）、《中国生态环境统计年报》（2002-2021年）和中国研究数据服务平台，其中少量缺失指标采用期望最大值算法进行处理。

三、因子分析过程及结果

在对变量进行因子分析之前，采用巴特利特对变量进行相关性检验，结果如表2所示。

从表2可知，中国乡村生态环境的巴特利特球形检验的显著性为0，小于0.05，故拒绝各变量独立的假设，说明原始变量间具有较强的相关性。KMO检验值为0.714，一般认为KMO检验值在0.7以上因子分析效果比较好，说明指标数据适合做因子分析。

从表3可知，14个初始指标的初始特征值有三个大于1，分别为8.449、3.418和1.188，这3个因子累计解释93.248%的初始指标信息，远远高于85%。依据特征值大于1的公因子提取原则，用这3个主因子替代14个初始指标来分析中国乡村生态环境的现状，效果比较理想。以3个主因子的贡献率为基础，结合2002—2021年3个主因子的得分情况，计算中国乡村生态环境的总得分，因子总得分模型如下：

（2）

通过上式计算2002—2021年中国乡村生态环境的因子总得分，结果如表4所示。

从表4可知，从2002到2011年，中国乡村生态环境因子得分均小于0，意味着这10年中国乡村生态环境较差；从2012到2021年，中国乡村生态环境因子得分均大于零，意味着这10年中国乡村生态环境逐渐改善。21世纪以来，随着经济的快速发展，环境污染日益严重，国家对环境保护的重视程度也越来越高，政府每年投入巨额资金用于环境污染治理。《中共中央、国务院关于全面加强生态环境保护坚决打好污染防治攻坚战的意见》《国务院办公厅关于改善农村人居环境的指导意见》等文件陆续出台，为农村生态环境保护指明了行动方向，完善了农村生态环境保护的政策保障。另外，阶段性规划方案《农村人居环境整治提升五年行动方案》《“十四五”土壤、地下水和农村生态环境保护规划》的制定与实施，为农村生态环境保护提供了行动方案参考，使生态环境保护工作有法可依、有据可循。随着乡村振兴战略的实施，在追求经济发展的同时不断改善治理污染，乡村生态环境状况逐年改善。

四、生态环境与乡村居民生活水平

关系的回归分析

（一）格兰杰因果关系检验

乡村居民生活水平的决定因素是乡村居民人均可支配收入，因此，以乡村居民人均可支配收入（RLS）代表乡村居民生活水平，剖析乡村生态环境（REE）和乡村居民生活水平（RLS）之间的关系，在平稳性检验通过的前提下，利用统计分析软件EVIEWS8.0对2002—2021年两者进行格兰杰因果关系检验，结果如表5所示。

从表5可知，当滞后阶数为1阶时，乡村居民生活水平（RLS）不是乡村生态环境（REE）的格兰杰原因P值为0.0313，小于0.05，则拒绝乡村居民生活水平不是乡村生态环境的格兰杰原因的原假设，说明乡村居民生活水平是乡村生态环境的格兰杰原因；乡村生态环境（REE）不是乡村居民生活水平（RLS）的格兰杰原因P值为0.0836，大于0.05，则接受乡村生态环境不是乡村居民生活水平的格兰杰原因的原假设，说明乡村生态环境不是乡村居民生活水平的格兰杰原因，两者存在单向因果关系。

（二）回归分析

检验显示乡村居民生活水平是乡村生态环境的格兰杰原因，文章以乡村居民生活水平（RLS）为自变量，乡村生态环境（REE）为因变量，对乡村居民生活水平促进乡村生态环境做回归分析。

从表6可知，立方模型的R平方值为0.960，调整后的R平方为0.952，均高于线性模型和二次项模型，估算标准误差为0.154，低于线性模型和二次项模

型，说明立方模型的拟合优度最高。

图1为各个模型的拟合回归线，从中可以看出立方模型效果最好。

图1 各模型的拟合回归线

从表7可知，立方模型平方和总计是9.415，其中，回归平方和是9.038，残差平方和是0.377，回归平方和占据96%，说明模型具有很高的解释度。

从表8可知，回归模型的常量和自变量的显著性概率都是0，均小于0.05，显著性检验通过。依据表8写出回归模型如下：

（3）

乡村居民生活水平促进乡村生态环境改善的具体表现：乡村居民生活水平提高意味着经济进一步发展，可以为环境保护和治理提供资金支持，增加对环保设施的投资；技术进步能为环境保护提供技术支持，研发更多新能源技术，提高能源资源的利用率，降低污染物的产生量，改善乡村生态环境。

五、结论与启示

（一）结论

因子分析结论：从2002年到2011年，乡村生态环境较差。从2012年到2021年，乡村生态环境逐渐改善。格兰杰关系检验显示乡村居民生活水平是乡村生态环境的格兰杰原因，回归分析发现当前阶段中国经济发展能促进乡村生态环境改善，这符合经济发展过程中人与自然的关系。环境库兹涅茨曲线表明最初环境质量随着收入增加而下降，当收入水平达到一定程度后，环境质量随收入增加而改善，环境质量与收入呈倒U型关系。在人类社会发展进程中，人与自然展现“和谐—矛盾—和谐”的关系，人类与自然和谐相处是经济发展与环境保护和谐规律的客观反映。

（二）启示

对生态环境测度指标体系构建还存在分类模糊、指标遗漏等问题，未构建多元整体系统的理论基础，未能深入探讨科技创新、生态文明等对经济增长的拉动作用，研究还缺乏对乡村居民生活水平与环境耦合协调发展情况的分析预测。分析缺乏系统性探析，未能将生态环境与乡村振兴与人的全面发展结合起来考虑。

为深入推进生态环境与乡村居民生活研究，奠定坚实理论基础，建立现代化环境治理体系，应运用制度经济学、产业经济学、法学、管理学等多学科理论与方法，科学构建生态环境与乡村居民生活耦合发展的测度指标和评价体系，运用协调耦合度模型、DSGE模型等方法，从多空间尺度和多维层面来分析揭示不同区域生态环境与乡村居民生活的耦合协同机制，坚持国际化视野，结合各国实际国情等，加强对政策工具与实施绩效的分析提炼，优化经济生态化发展路径研究，促进生态环境与乡村居民生活耦合协调发展。

参考文献：

[1]BOULDING K E. The economics of the coming spaceship earth[M].Environmental Quality in a Growing Economy，  NewYork， Freeman， 1960.

[2]DARGE R C， KOGIKU K C. Economic growth and the environment[J].Review of Economic Studies， 1973， 40（1）： 61-77.

[3]BECKER R A. Intergenerational equity： the capital environment trade-off[J].Journal of Environmental Economics and Management， 1982， 9（2）： 162-185.

[4]LUCAS R. On the mechanics of economic  development[J].

Journal of Monetary Economics， 1988， 22（1）： 32-42.

[5]BOVENBERG A L， SMULDERS S A. Environmental qualityand pollution augmentin technological change in a two sector endogenous growth model[J].Journal of Public Economics， 1995， 57： 369-391.

[6]PANAYOTOU T. Empirical tests and policy analysis of environmental degradation at different stages of economic de-velopment[J].Working Paper WP238， 1993.

[7]GRIMAUD A， ROUGE L. Pollution non-renewable resources， innovation and growth： welfare and environmental policy[J].Resource and Energy Economics， 2005（2）：109-129.

[8]史寶娟，汪萍萍.高质量发展视角下河北省经济增长与生态环境耦合分析[J].华北理工大学学报，2023（1）：30-37.

[9]王奕淇，李国平.基于SD模型的黄河流域生态环境与社会经济发展可持续性模拟[J].干旱区地理，2022（5）：901-910.

[10]张盉儆.安康市生态环境保护与农业经济耦合协调发展评价研究[J].湖北农业科学，2022（4）：140-143.

[11]周珂，侯帮磊.武汉市社会经济发展与生态环境变化趋势分析[J].中国环境监测，2022（12）：144-151.

[12]刘潭，徐璋勇.黄河流域经济发展、绿色创新与生态环境的协同演变[J].统计与决策，2022（14）：105-109.

Empirical study on the relationship between ecological environment and rural residents lives： from 2002 to 2021

Zhu Fenhua1， Lu Xuesheng2

（1. College of Finance and Technology， Anhui Business College， Wuhu Anhui 241002；2. College of Accountancy， Anhui Business College， Wuhu Anhui 241002）

Abstract： Selecting 5 primary indicators and 14 secondary indicators for factor analysis of the rural ecological environment in China from 2002 to 2021， the results showed that from 2002 to 2011， the rural ecological environment was poor， and from 2012 to 2021， the rural ecological environment gradually improved. The regression analysis results of Glenmorangie distillery relationship test show that the living standard of rural residents at this stage is the one-way Glenmorangie distillery cause of rural ecological environment. At this stage， China's economic development can promote the improvement of rural ecological environment， which is consistent with the relationship between man and nature in the process of economic development. Finally， explore the limitations of the article and future research directions.

Key words： Ecological environment; Rural residents; Coupling relationship; Empirical research