何寿奎，刘 浩

(重庆交通大学经济与管理学院，重庆 400074)

0 引 言

改革开放40年来，中国农村经济的发展取得了长足的进步，但同时也存在环境污染严重、资源消耗过度、劳动生产率不高等问题，如畜禽粪类导致的面源污染是工业有机污染的4.1倍，粮食作物化肥利用率仅为37.8%，82.6%的生活污水没有集中处理或者部分集中处理，2016年非农产业劳动生产率12.13 万元，农业产业劳动生产率仅为2.96 万元。随着中国经济步入新常态，过去的资源消耗型发展模式已经难以适应新时代下的经济发展要求。推动农村产业升级，引导农村经济增长从粗放型转向集约型，实现高质量发展是我国农村经济与社会发展的必由之路。同时，面对日趋严峻的水环境问题，我国正不断加大农村水环境治理力度，生态环境状况有所改善。十八大提出了建设社会主义生态文明的总体要求，十九大报告更是将人与自然和谐共生纳入新时代坚持和发展中国特色社会主义的基本方略。近年来为促进农业绿色发展和农村环境治理，国家出台了多项文件，2017年9月国务院办公厅印发《关于创新体制机制推进农业绿色发展的意见》，2018年2月国务院印发了《农村人居环境整治三年行动方案》，2018年7月农业农村部关于印发《农业绿色发展技术导则(2018-2030年)》的通知。因此，研究水污染治理能否促进农村地区的绿色产业升级，实现环境保护和产业升级的双重目的，对引导农村地区建设社会主义生态文明和实现农村经济高质量发展具有重要意义。

国内外学者做出了很多有价值的研究，主要可以分为以下3个方面：

第一，从国家或地区的角度分析环境规制对整体产业升级的影响。Chen等[1]分析了长江经济带内各省的生态效率、环境监管机会成本和区域间产业转移战略之间的关系，认为长江经济带各省市必须保持一定程度的法规差异，以协调经济和环境发展。Zhang等[2]建立计量经济学模型，研究了京津冀地区环境规制政策对区域产业结构升级的影响，研究认为，环境法规对产业结构升级具有长期促进作用，而经济措施往往比非经济措施更加有效。

第二，从农业产业结构的角度分析影响农业产业升级的因素。陈银娥和陈薇[3]构建了农业机械化、产业升级和农业碳排放相互关系的联立方程，分析三者之间的关系，研究认为农业机械化对产业升级和减少碳排放有促进作用。蒋江林[4]通过GMM方法研究了农村劳动力转移与产业升级的内生性关系，结果显示第二、三产业的发展对农村劳动力转移有促进作用，第一产业则相反，同时，农村劳动力转移对产业升级存在正向作用。刘立平[5]采用了灰色关联分析法研究了河南省农业机械化与农业产业结构之间的关系，认为农业产业结构调整与农业机械化之间存在较强关联度。许标文等[7]基于省际面板数据，通过联立方程分析了环境规制与农业增长之间的关系，认为环境规制对农业增长的影响从促进向制约转化。Fan等[6]针对印度的农村基础设施进行研究，道路、电力等基建投资对农业产出的增长起到促进作用，并且落后地区的投资边际效益高于发达地区。

第三，从污染治理的角度分析了环境规制对农业技术进步和农业面源污染的影响。陶群山[8]和冯卓[9]分别以安徽省和辽宁省为研究对象，分析了污染治理对农业科技进步的影响，二者均基本认为环境规制对农业科技进步存在促进作用，但短期内效果不明显。秦天等[10]认为水污染治理与农业面源污染之间存在绿色悖论，仅提高环境规制不会减小农业面源污染产生的健康风险，反而会而扩大隐形经济规模。赵丽娟等[11]利用超对数SFA模型和门槛检验分析了水污染治理对农业科技创新效率的影响，结果显示环境规制对农业科技创新效率具有促进作用，但存在显著的门槛效应。

目前国内外关于水污染治理对农村产业升级影响的研究成果较少。本文从农村视角出发，基于全国30个省级行政区面板数据，对分析了水污染治理下农村绿色产业升级机理，并对环境规制产生的作用效果进行定量分析。对农村地区的水污染治理政策的制定和引导绿色产业升级具有重要意义。

1 机理分析与研究假说

水污染治理对农村绿色产业升级的影响包括3个层面：第一，由于环境规制的作用，在同一产业内资源要素由低效率部门流向高效率部门。水环境规制加重了劳动生产率低的企业的成本负担，促使其减小生产，甚至退出市场[12]。并且，由于环境成本的增加，在淘汰技术落后、低效的企业的同时，也提高了行业准入门槛，新进入行业者必须具备先进的绿色生产技术，否则难以形成竞争优势，限制了新的经营者的进入[13]。第二，严格的环境治理措施使得被规制对象的环境成本提高，行业利润率下降，促使资源要素在产业间流转，从污染密集型产业流向环境友好型产业。在环境规制下，原本从事污染水平较高的种植、养殖、农产品加工等行业的企业需要为此付出更高的成本，可能转向开发乡村旅游、发展生态园区等污染水平较低的行业，使得清洁型产业占比增加。第三，“波特假说”认为适当的水环境污染治理可以促进绿色技术的发展，提高企业的生产力，抵消环境保护带来的成本。短期来看，环境规制会增加企业的环境成本，挤占技术研发的资源投入，但长期来看，水环境治理有利于倒逼农业企业及种植户进行技术创新，选择低污染生产技术，以弥补规制政策带来的额外成本，维持自己的竞争优势，从而实现产业升级。环境规制对产业转型升级的微观作用机理如图1所示。基于分析环境规制对农村绿色产业升级影响的机理，提出如下假设：

假设1：当其他因素保持不变时，水环境治理能够对农村绿色产业升级起到促进作用。

我国经济发展存在区域不平衡性，相关学者研究表明，环境规制的影响效果存在区域异质性[14,15]。经济发展水平较高的地区生态环保意识较强，往往对环境要求更高，产业升级的技术与经济基础较好，环保投资与技术创新的动力较为强劲；经济发展水平较低的地区为了吸引投资，可能在环境保护方面做出妥协，农业种植与养殖生产经营方式粗放，产业升级的技术支撑和经济基础相对薄弱，农业污染控制的技术经济能力比较弱。因此，提出如下假设：

假设2：相同的水环境治理水平在经济发展程度不同的地区对农村绿色产业升级的影响程度不同。

图1 水环境治理对产业转型升级的微观作用机理

2 研究设计

2.1 模型设定

除水环境治理外，农村绿色产业升级还受到多种因素影响，通过分析现有类似研究的结果，引入控制变量，结合机理分析，构建水环境治理对农村绿色产业升级影响的计量经济模型如下：

upgit=β0+β1envrit+β2Xit+ηi+μt+εit

(1)

式中：i表示地区；t表示年份；upg表示农村绿色产业升级；envr表示环境治理；X表示控制变量集合；β0为截距项；β1、β2为待估系数；ηi表示个体效应；μt为时间效应；εit为误差项。

本文以2012-2015年，全国30个省级行政区(除西藏)的面板数据作为研究依据。

2.2 变量选择

2.2.1 被解释变量

现有文献大多以制造业产业升级或农业产业升级为研究对象。相关学者通过计算高技术产业收入占制造业产业收入的比值来衡量制造业产业升级，对于农业产业升级，部分学者利用泰尔系数来度量农业产业结构的优化，或者构建评价指标体系，利用熵值法计算农业产业升级。目前已有研究以农村绿色产业升级为研究对象的较少，本文通过计算农村就业人口中，从事第二、三产业人口的占比来衡量农村绿色产业升级。

2.2.2 核心解释变量

对于如何度量水环境治理水平，目前学术界尚无定论，综合相关文献，常见的方法包括以下3种：

一是选择某一种具有代表性的污染物，计算单位污染物排放量治理投资来度量环境规制强度。

二是计算水环境治理投资额占GDP的比重，利用政府在水环境治理方面的资金投入力度来衡量环境规制水平。

三是直接以污染物排放量来衡量环境规制，认为污染越严重，政府越需要制定严格环境治理标准，因此水环境规制强度越高。

相关研究表明，由于大量使用化肥农药所产生的农业面源污染是农村地区生产活动的主要污染来源。在实际情况中，并非所有的水环境治理投入都能够完全发挥出其规制作用，因此使用单位污染物排放量治理投资或者环境治理投资占GDP比重来度量环境治理强度存在偏差；认为政府会出于社会效益最大化，随着污染物排放量的增加会加大水环境治理强度的观点过于理想化，现实中地方政府为了实现经济增长目标而选择牺牲环境的情况并不少见。本文从水环境治理的实际效果出发，认为水环境规制强度越大，对应的污染物排放减少量越高即规制成效越明显。基于数据的可获得性，借鉴傅京燕和李丽莎[15]的方法，将来自农业源的化学需氧量(COD)和氨氮两种主要污染物排放量的减少量综合为环境规制度量指标。首先，计算两种指标的权重。以各省份某一污染物排放量占全部省份的总排放量的比重除以该省份农林牧渔业产值占全部省份的总产值的比重作为该项污染物指标的权重，公式如下：

(2)

式中：i表示省份；j表示污染物类别；pij为第i个省份第j项污染物的排放量；ai为第i个省份农林牧渔业总产值；ωij表示第i个省份第j项水污染的权重。

其次，计算污染物排放量的减少量。以2011年农业源的COD和氨氮排放量为基础，计算2012-2015年各年份两种污染物排放量的减少量。由于两种类型的数据不能直接计算，在此度两项数据进行归一化，公式如下：

(3)

最后，将归一化后的两项指标分别与各自对应的权重相乘并求和，综合为一项指标来对环境规制的强度进行度量，公式如下：

(4)

2.2.3 控制变量

王海平等[16]基于福建省县域面板数据的研究得出结论：县域经济发展程度越高，农民收入越高。收入水平的提高会使人民对生活环境的要求和环保意识随之提高。同时，由于收入提高所带来的充沛的资金，有利于农村绿色产业的发展。因此，本文选择各省级行政区人均国民生产总值作为经济发展水平和衡量指标，预计其对农村绿色产业升级起正向影响。

人口基础是实现农村产业升级必不可少的因素。城镇化率表示城镇人口占总人口的比重，反映了农村地区人口向城市的转移情况，城镇化率越高的地区，农村人口规模越小，经济通常活力较弱，农村绿色产业升级推进会相对困难。因此，预计城镇化率对农村绿色产业升级起负面作用。

农村能源与交通基础设施的建设水平有利于带动当地乡村旅游业的发展以及其他相关行业的协同发展，促进产业结构升级。江艳军和黄英[17]研究认为各种类型的农村交通基础设施中，农村交通和能源基础设施对产业结构升级的影响最为显著。因此，本文选择农村能源基础设施和农村交通基础设施作为控制变量，并以农村人均用电量和人均道路面积分别为作为上述两个变量的度量指标，并且预计农村能源和交通基础设施建设对农村绿色产业升级会产生正向影响。

技术进步是驱动产业升级的重要因素。孙志红和吴悦[18]认为技术的进步有利促进于产业升级。在环境规制条件下，技术先进的企业相对于技术落后的企业更容易在竞争中生存。农业技术先进的地区所需要投入农业生产的劳动力越少，相对而言从事其他行业的人员越多，越有利于该地区产业升级。本文选择农业植物新品种权申请和授权来衡量农业技术水平，预计其对农村绿色产业升级起正向影响。

2.3 数据来源

相较于城市，长期以来农村地区税环境污染的受重视程度不足，农村地区水环境污染物统计数据非常有限，现可获取的数据仅有2011-2015年来自农业源的化学需氧量和氨氮排放量。本文以2011年上述两种污染物排放量为基准计算各年污染物排放量的减少量，因此选择2012-2015年为研究年份。相关变量数据来自于《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国县域统计年鉴》以及《中国环境统计年鉴》。少量缺失数据采用插值法进行填补，西藏自治区数据缺失过多，故将其剔除。

3 实证分析

3.1 全样本估计结果与分析

首先对全国30个省级行政区相关变量进行描述性统计，结果如表1所示。

表1 变量描述性统计结果

由于可获取的面板数据的时间维度小于截面维度，此处不再进行单位根检验，直接利用数据进行分析[19]。利用Stata14进行霍斯曼检验，并判断是应该选择固定效应模型还是随机效应模型。检验结果显示P值为0.406 2，不拒绝原假设，此处应选择随机效应模型，基本回归结果见表2。

表2 全样本估计结果

由回归分析结果可知：

(1)水环境治理回归系数为0.041 289 4，并且通过了5%的显著性水平检验。即当水环境治理水平提升1%时，农村绿色产业升级水平将提高约0.041 3%，说明了水环境治理可以倒逼农村绿色产业升级，假设1得到证实。

(2)经济发展水平对农村绿色产业升级存在正向影响且结果显著，与预期相符，但回归系数较小，说明其在众多影响因素中能够发挥的作用有限。经济发展单独推动农村绿色产业升级的效果十分有限，产业升级需要采取诸如环境规制等措施来进行引导和驱动。

(3)城镇化率对农村绿色产业升级存在正向影响，且通过了1%的显著性检验，与预期结果相反。可能的原因是在城镇化率较高的地区，农村人口向城市流动，使得农村地区人口压力减小，经过土地流转，原本分散的土地使用权获得集中，土地利用效率得到提高，同时也为乡村旅游等农村二、三产业的发展提供了空间。

(4)农村能源基础设施在农村绿色产业升级中起正向影响且通过了1%的显著性检验，与预期结果相符。电力、燃气等能源是地区经济发展的基本保障，农村能源基础设施的发展降低了农村居民生活成本和乡镇企业的用电成本，乡镇企业的发展同时带动了周边服务业的协同发展，促进了农村产业升级。

(5)农村交通基础设施对农村绿色产业升级起负向作用，但回归系数较小，与预期结果想法。对此可能的解释是：农村道路交通条件的改善，加强了农村地区和周边城镇的联系，而农村地区能够提供服务的水平和质量有限，难以完全满足农村居民的需求。由于交通基础设施的改善，农村居民为了追求诸如更高质量的教育、医疗等服务，部分原本应该发生在农村地区的消费流向周边城镇，对农村地区的服务业发展产生了一定的挤压效应。

(6)农业技术水平对农村绿色产业升级存在正向影响且通过了1%的显著性检验，与预期作用方向相符，但回归系数较小，即作用效果不明显。其可能的原因是从技术原理转化为经济效果存在一定的损失，目前我国科技成果转化率相较于发达国家仍有较大差距，同时从技术转变为经济效益，促进农村绿色产业升级，其效果也需要较长的时间才能显现。

3.2 分区域样本估计结果与分析

由于我国经济发展的不平衡，水环境治理在不同经济发展水平的地区产生的效果可能存在差异。因此，以2012-2015年全国30个省级行政区(不含西藏)的平均人均国民生产总值作为评价标准，将排名前10的地区划分为经济发达地区，将排名在后20位的地区划分为经济欠发达地区，探讨水环境治理对农村产业升级的区域异质性。分区域变量描述性统计如表3所示。

由表3可以看出，经济发达地区的农村绿色产业升级水平和水环境治理力度明显高于经济欠发达地区。同时，在人均国民生产总值和农村能源基础设施方面，经济发达地区相对于经济欠发达地区具有显著优势；在城镇化率和农村交通基础设施方面，经济发达地区也高于经济欠发达地区。对此，采用霍斯曼检验分别判断上述两类地区面板数据适用的模型类别，结果显示，两类地区的霍斯曼检验P值均大于0.05，因此均采用随机效应模型。模型的估计结果如表4。

表3 分区域描述性统计

表4 分区域样本估计结果

根据分区域回归结果得出：①水环境治理对不同经济发展水平的地区的农村绿色产业升级的影响存在显著差异。经济发达地区水环境治理对农村绿色产业升级的促进效果高于经济不发达地区，且前者通过了1%的显著性检验，而后者不显著，假设2得以证实。一般相较于欠发达地区，经济发达地区的社会资本更加充沛，信息基础设施、交通基础设施条件较好，人民思想更加活跃，对水环境的治理措施提高了被规制产业的经营成本，资源要素更容易流向其他行业，从而推动农村绿色产业升级。②经济发展在两类地区对农村绿色产业升级的作用方向不同，且均不显著。不论是经济发达地区还是欠发达地区，其回归系数均接近于0，虽然符号相反，但由于数值微小，说明不论是经济发展水平如何的地区，仅依赖市场经济要素自身调节而不施加环保政策与污染排放干预，农村绿色产业升级难以自然进行。城镇化率在不同的经济发展水平下对农村绿色产业升级的影响具有显著差异，但均不显著。农村能源基础设施和交通基础设施在经济发展水平不同的地区对农村绿色产业升级的作用方向一致，但对经济欠发达地区的影响更强，说明经济发展较落后的地区基础设施的重要性更高。农业技术水平对两类地区农村绿色产业升级均起到正向影响，但在经济发达地区的作用效果更强且显著。反映经济发达地区具有的人才和资金优势对提高科技转化为经济效益的效率更加有益，更有利于推动产业升级。

4 结论和政策建议

我国正处于经济发展的关键时期，在面对亟待解决的环境问题的同时，如何推进农村绿色产业升级，是建设社会主义生态文明、保持中国经济持续增长、缩小城乡差距的关键。本文通过对2012-2015年中国30个省级行政区面板数据的研究得出：水环境治理能够推动农村绿色产业升级。分区域样本研究表明，经济发达地区的环境规制强度明显高于经济欠发达地区，并且经济发达地区水环境治理对农村绿色产业升级的促进作用强于经济欠发达地区。通过对研究结果进行分析，提出以下政策建议：

一是建立农村水环境治理与绿色发展融合机制。充分利用水环境治理对农村绿色产业的推动效果，制定有效合理的规制措施，在遏制环境污染的同时，利用水环境治理促使资源要素由污染密集型行业流向环境友好型行业，在治理农村水环境的同时发展绿色产业，发展生态农业和观光农业，将乡村旅游与农村环境治理有机融合，引导农村劳动力、生产资料及自然资源等要素由低效高污染产业流向高效低污染的绿色产业。

二是发挥政府在农村环保投入与环保政策规制方面的引领作用。研究表明仅依靠经济自身的发展难以实现农村绿色产业升级，政府应当将行政规制手段和市场规制的手段相结合，通过政策与资金扶持农村发展绿色农业、加大水环境基础设施财政投入、加大农村水环境污染治理力度、完善水环境监督政策，正确引导农村经济向绿色产业方向发展。

三是加强经济欠发达地区水环境规制强度。先污染后治理模式已经不能适应我国高质量发展的要求，在加强水环境治理的同时，对于欠发达地区社会资本有限，农村居民思想局限等问题，政府应当设置创业启动资金，并提供创业指导，有针对性地引导农村绿色产业升级。

四是通过农业种植养殖技术革新，促进农业产业升级。研究开发低污染种植技术，发展低排放养殖技术，提高畜禽废弃物资源化利用率，加强人才队伍建设，加大资金投入力度，促进产学研合作，提高农业技术的科技成果转化率，是农村绿色产业升级必不可少的环节。