劉 濱，詹 晶，陳 鳴

(南華大學經濟管理與法學學院，湖南 衡陽 421001)

所謂鄉(xiāng)村，是指城市建成區(qū)以外具有自然、社會、經濟特征和生產、生活、生態(tài)、文化等多重功能的地域綜合體，包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)和村莊等[1]。改善鄉(xiāng)村人居環(huán)境，建設美麗宜居鄉(xiāng)村，是鄉(xiāng)村振興的重要內容，事關廣大農民根本福祉和鄉(xiāng)村社會和諧。早在2005年，在黨的十六屆五中全會上就已正式提出要按照“生產發(fā)展、生活富裕、鄉(xiāng)風文明、村容整潔、管理民主”的要求，扎實推進社會主義新農村建設。之后陸續(xù)出臺了《關于改善農村人居環(huán)境的指導意見》(2014年)、《農村人居環(huán)境整治三年行動方案》(2018年)和《農村人居環(huán)境整治工作要點(2020年)》等。在2018年由中共中央、國務院印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》中更是把“建設生態(tài)宜居的美麗鄉(xiāng)村”作為一個獨立的重要篇章。2021年中央一號文件再次提出要實施“農村人居環(huán)境整治提升五年行動”。要進一步有效推動鄉(xiāng)村人居環(huán)境建設與國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略高度契合，必須掌握當前中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境的真實水平，闡明不同地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的區(qū)域差異和演化特征，并解構其驅動因素，才能因地制宜、“對癥下藥”。

目前探究鄉(xiāng)村人居環(huán)境測度及驅動因素的文獻相對較少。國外文獻主要是基于Doxiadis于1968年確立的人居環(huán)境理論來研究鄉(xiāng)村聚落的區(qū)位、景觀格局、土地利用等方面的變化規(guī)律[2-4]，剖析逆城市化下移居引發(fā)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境空間差異及演化機理[5]，解析鄉(xiāng)村人居環(huán)境規(guī)劃、整治的作用機制及可持續(xù)發(fā)展[6-7]。隨著我國城鄉(xiāng)發(fā)展失衡、農村環(huán)境污染等問題的逐步顯現(xiàn)，國內學者們對鄉(xiāng)村人居環(huán)境問題日益重視。吳良鏞[8]基于系統(tǒng)觀念將人居環(huán)境科學劃分為居住系統(tǒng)、支持系統(tǒng)、人類系統(tǒng)、社會系統(tǒng)及自然系統(tǒng)5個大系統(tǒng)，構建了中國人居環(huán)境學的基本學術框架，為接下來的中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境研究打下堅實的理論基礎。其后，為了確切評估中國現(xiàn)階段鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平，純粹的理論分析已無法滿足定量評價的現(xiàn)實需要，關于鄉(xiāng)村人居環(huán)境的指標評估體系及評價分析也嶄露頭角。在指標評估體系的構建方面，多數(shù)學者從“美麗鄉(xiāng)村”的具體要求出發(fā)，初步構建了與鄉(xiāng)村人居環(huán)境相關的評價指標體系[9-10]。筆者在參考以上研究的基礎上，緊密圍繞農業(yè)、農村、農民3個層面對指標進行篩選，并基于軟、硬環(huán)境的角度對指標重新整合。在評價分析方法的選擇方面，主要包括指標篩選、指標權重確定及綜合評價3個部分。其中，對于指標篩選，多采取德爾菲法及主成分分析法[11-12]，前者偏主觀，重在凸顯關鍵指標，后者偏客觀，但可能會遺漏重要變量。指標權重的確定方法主要包括專家打分法及熵權法[13-14]，前者通過專家一致性意見進行賦權，后者則根據(jù)數(shù)據(jù)本身的分異程度進行指標賦權。為了彌補以上單一方法的不足，越來越多的學者傾向于將主客觀方法相結合以確保評價指標體系的科學性[15]。綜合評價方面，常見的方法有模糊綜合評價、加權求和法及綜合指數(shù)法[16-17]。

目前，國內關于鄉(xiāng)村人居環(huán)境問題的研究范式大多建立在微觀和宏觀兩大框架之下：一是基于鄉(xiāng)村部落級視角的鄉(xiāng)村人居環(huán)境自然適宜性研究，分析的重點在于影響鄉(xiāng)村人居環(huán)境自然適宜性水平的主導因素，諸如水文條件、氣候條件、地形條件及自然災害等[18-20]，偏向于揭示鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的自然演化規(guī)律，這類研究范式多采取調查問卷的方式獲取相關資料[21]。近年來，隨著GIS技術的不斷成熟，部分學者也基于GIS柵格數(shù)據(jù)對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的自然演化進行綜合評價[22]。二是基于省市區(qū)縣級視角的鄉(xiāng)村人居環(huán)境綜合評價研究，其目的是為了把握區(qū)域性鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平改進空間及演化趨勢，多采用各大統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫及各類跟蹤調查報告數(shù)據(jù)進行分析，主要內容從時空維度出發(fā)，橫縱向比較區(qū)域性鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的時空演化及分異格局[23]。

然而，對于宏觀層面的鄉(xiāng)村人居環(huán)境研究，仍然存在著進一步深化研究的空間。其一，部分文獻將研究格局人為劃分為東、中、西部等地區(qū)，得出了我國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平呈東—中—西階梯式遞減的基本共識[24-26]，但容易掩蓋地區(qū)內部鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的空間分異規(guī)律，需從整體視閾出發(fā)，探究各地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的空間聚類及分化。其二，從實證方法的選擇層面看，多采用全局回歸模型對影響因素進行分析，缺少對鄉(xiāng)村人居環(huán)境建設過程中地區(qū)內部聯(lián)系及相互作用的考慮，如依托面板數(shù)據(jù)的多元線性回歸模型、Tobit模型及二元Logit模型等[26-28]，但在現(xiàn)實情況下，地理時空數(shù)據(jù)具有強烈的時空異質性特征，不同地區(qū)或不同時間下的變量關系往往存在著結構性差異，進一步的研究必須深入研判影響因素的時空效應。

鑒于此，在借鑒前人研究的基礎上，從鄉(xiāng)村人居硬環(huán)境和軟環(huán)境2個方面構建中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的系統(tǒng)評價體系，測度中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平，并采用探索性空間數(shù)據(jù)分析方法(exploratory spatial data analysis，ESDA)識別現(xiàn)階段中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的空間聚類模式。最后，利用納入了時空效應的時空地理加權回歸模型(geographically and temporally weighted regression，GTWR)解構影響省域鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的主要因素，厘清其驅動機制及時空分異規(guī)律，為我國現(xiàn)階段因地制宜、梯次推進鄉(xiāng)村人居環(huán)境建設提供決策參考。

1 研究對象與評價指標體系構建

鄉(xiāng)村人居環(huán)境是指農民在日常生產生活中所面臨的集自然、經濟、社會和人文環(huán)境于一體的綜合社會系統(tǒng)[29]。中國有5億多鄉(xiāng)村人口，鄉(xiāng)村幅員遼闊，不同地區(qū)自然地理和社會經濟等方面的差異較大，各地鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平不盡相同[30]?；凇掇r村人居環(huán)境整治三年行動方案》以及《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》的具體要求，把鄉(xiāng)村人居環(huán)境劃分為鄉(xiāng)村人居硬環(huán)境和鄉(xiāng)村人居軟環(huán)境2個部分。

中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平評價指標體系見表1。

表1 中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平評價指標體系

鄉(xiāng)村人居硬環(huán)境是指鄉(xiāng)村人居物質環(huán)境，是作為農民生產生活載體的所有物質設施，是空間要素和自然要素的統(tǒng)一，包括基礎設施環(huán)境和生態(tài)建設環(huán)境2個維度。其中，基礎設施環(huán)境是鄉(xiāng)村人居環(huán)境的基本物質保障，代表鄉(xiāng)村公共服務水平，選取農村用電量、鄉(xiāng)用水普及率、鄉(xiāng)燃氣普及率、鄉(xiāng)排水管道暗渠密度、村衛(wèi)生室、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率、鄉(xiāng)人均住宅建筑面積、鄉(xiāng)人均道路面積、機械化強度及農業(yè)灌溉效度共10個正向指標評價。生態(tài)建設環(huán)境是鄉(xiāng)村賴以可持續(xù)發(fā)展的基本條件，也是鄉(xiāng)村生態(tài)文明程度的表征，選取化肥施用強度、農膜施用強度、農藥施用強度、農村衛(wèi)生廁所普及率、每萬人擁有鄉(xiāng)生活垃圾中轉站及鄉(xiāng)綠化覆蓋率共6個指標表征。由于目前我國農業(yè)投入品使用嚴重過剩，利用率低下，成為農業(yè)面源污染的主要來源，因此，將化肥施用強度、農膜施用強度和農藥施用強度定為負向指標，其余均為正向指標。

鄉(xiāng)村人居軟環(huán)境是指鄉(xiāng)村人居人文環(huán)境，是農民在生產生活過程中能切身感受到的一切非物質形態(tài)環(huán)境，包括經濟生產環(huán)境和文化制度環(huán)境2個維度。其中經濟生產環(huán)境是鄉(xiāng)村人居環(huán)境建設的動力來源，代表了鄉(xiāng)村經濟及農民生產狀況，選取城鄉(xiāng)收入比、農村居民消費水平、農村居民家庭人均可支配收入、鄉(xiāng)人均農業(yè)產值、糧食生產能力及鄉(xiāng)村就業(yè)率共6個指標，其中城鄉(xiāng)收入比為負向指標，其余均為正向指標。文化制度環(huán)境是鄉(xiāng)村振興和進步的基石，代表著鄉(xiāng)村精神底蘊，事關鄉(xiāng)村未來可持續(xù)發(fā)展，選取鄉(xiāng)村生均義務教育經費支出、鄉(xiāng)村小學師生比、農村每萬人擁有成人文化技術培訓學校數(shù)共3個正向指標表征鄉(xiāng)村精神文化環(huán)境，選取每萬人擁有村民委員會單位數(shù)表征鄉(xiāng)村制度文化環(huán)境。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可獲得性及完整性，選取2006—2018年除西藏自治區(qū)、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)和臺灣省之外的30個省份的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分析同期中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平及其影響因素。

借鑒《中國統(tǒng)計年鑒》的劃分方式，將30個省份的鄉(xiāng)村劃分為四大地區(qū)進行研究。其中，東部地區(qū)包括10個省份，分別是北京市、天津市、上海市、河北省、山東省、江蘇省、浙江省、福建省、廣東省、海南??；中部地區(qū)包括6個省份，分別是山西省、河南省、湖北省、安徽省、湖南省、江西??；西部地區(qū)包括11個省份，分別是內蒙古自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、重慶市、四川省、廣西壯族自治區(qū)、貴州省、云南??；東北地區(qū)包括黑龍江省、吉林省、遼寧省。

所用數(shù)據(jù)主要來自2007—2019年各大統(tǒng)計年鑒，如《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》《中國教育經費統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國民政統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國固定資產投資統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒，個別缺失的數(shù)據(jù)采用線性插值法和均值法補齊。

2.2 研究方法

2.2.1熵值法

運用熵值法確定指標權重。熵值法作為一種客觀賦權法，根據(jù)數(shù)據(jù)本身的信息量來確定指標權重，能夠較好地克服人為主觀性，越來越多地被運用到綜合評價指標體系當中[31-33]?？紤]到不同時段鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的可比較性，采用熵值法并以研究期內多個時點的數(shù)據(jù)信息量作為基準進行指標賦權，最后采用加權求和的方法測算各省份的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平，具體計算步驟見文獻[34-36]。

2.2.2莫蘭(Moran′sI)指數(shù)

運用莫蘭指數(shù)檢驗中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的空間相關性。首先，采用全局莫蘭指數(shù)(Global Moran′sI)檢驗中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平是否存在空間關聯(lián)性。若空間關聯(lián)顯著，則運用局部莫蘭指數(shù)(Local Moran′sI)對中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平存在的空間異質性進行分析，相關公式見文獻[36-38]。

2.2.3空間權重矩陣

運用經濟地理距離空間權重矩陣表征中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平之間的空間聯(lián)系?，F(xiàn)有文獻多基于人均GDP差額構建經濟距離空間權重矩陣，該矩陣能夠較好地反映地理單元間社會經濟的空間關聯(lián)程度，有效規(guī)避了基于空間鄰近關系的0—1矩陣和地理距離的空間權重矩陣不能很好描述社會經濟之間復雜空間聯(lián)系的局限性。但對于研究對象而言，人均GDP內包含著三大產業(yè)的所有細分行業(yè)，其內涵范圍對于鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平而言或許太過廣泛，鄉(xiāng)村地區(qū)與農業(yè)生產活動聯(lián)系十分緊密，而與工業(yè)、服務業(yè)等第二、三產業(yè)之間的聯(lián)系相對較少，此外，鄉(xiāng)村地區(qū)的建設活動也會因地理位置的影響而產生空間外溢性。因此，根據(jù)經濟地理距離權重矩陣的構成原理[39]，將人均GDP置換為人均農業(yè)產值，地理距離方面以各省份省會(首府)城市的經緯度為衡量標準，以更貼切鄉(xiāng)村人居環(huán)境改善過程中的空間關聯(lián)，權重矩陣W表達式為

(1)

(2)

W=w1×w2。

(3)

2.2.4時空地理加權回歸模型

運用時空地理加權回歸模型測度中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平影響因素的時空異質性。時空地理加權模型將時間加權回歸模型與地理加權回歸模型有機結合，為同時處理時空效應提供了條件，其基本公式[40]為

Yi=β0(ui,vi,ti)+∑βk(ui,vi,ti)Xik+εi。

(4)

式(4)中，Yi為被解釋變量，該研究中為鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平；ui、vi、ti分別為第i個地理單元的經度、緯度及年份，為便于分析，將ui、vi分別簡化為第i個省會(首府)城市的經緯度，(ui,vi,ti)則為第i個省會(首府)城市的時空坐標；β0(ui,vi,ti)為截距項；βk(ui,vi,ti)為第i個省會(首府)城市第k個驅動因素的回歸系數(shù)；Xik為第k個驅動因素在第i點的值；εi為殘差。

時空權重矩陣與帶寬是時空地理加權回歸模型的兩大核心要素。確定時空權重矩陣常用的方法為固定閾值法與自動優(yōu)化法，考慮到省會(首府)城市之間的空間分布密度不一致，因此采用自動優(yōu)化法決定時空權重矩陣。帶寬選擇常用固定距離法與自適應法，為生成更加平滑的核表面，采用固定距離法選擇帶寬[41]，并采用AIC準則法確立最佳帶寬[42]。

3 中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的時空演化及聚類特征

3.1 鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的時空演化

從全國整體看，中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的增長態(tài)勢明顯(圖1)，由2006年的0.422上升到2018年的0.585，漲幅達38.63%。其中，2006—2012年全國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平增速較快，期間漲幅高達22.99%；2012—2018年增速放緩，期間漲幅僅為12.72%。從硬環(huán)境水平看，中國鄉(xiāng)村人居硬環(huán)境水平由2006年的0.283上升到2018年的0.332，增長了17.31%，增長幅度相對較小。從軟環(huán)境水平看，中國鄉(xiāng)村人居軟環(huán)境水平由2006年的0.139提升至2018年的0.253，增長了82.01%，增勢迅猛。考察期內中國鄉(xiāng)村人居硬環(huán)境水平長期優(yōu)于鄉(xiāng)村人居軟環(huán)境水平，且兩者差距比較明顯。但隨著鄉(xiāng)村人居軟環(huán)境水平的快速提升，兩者間的差異性逐步收斂，這主要是由于中國鄉(xiāng)村地區(qū)在進一步加強交通、水利工程、電力設施等建設的同時，也在大力改進鄉(xiāng)村公共服務，改善鄉(xiāng)村辦學條件，實施鄉(xiāng)村惠民工程，完善鄉(xiāng)村治理，人才回流帶動鄉(xiāng)村文化、制度等軟環(huán)境水平的大幅改善，形成軟硬環(huán)境互促共進的良性循環(huán)發(fā)展機制。

圖1 2006—2018年中國及四大地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平變化趨勢Fig.1 Changing trends of RHSEL in China and its four regions from 2006 to 2018

分四大地區(qū)看，東部、中部、西部和東北地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平呈現(xiàn)明顯的協(xié)同增長特征，且存在顯著的梯度差異。東部地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平由2006年的0.511上升到2018年的0.638，且在研究期間均處于大幅領先的地位。其中，2006年東部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平排名前3位的省份分別為上海(0.639)、北京(0.636)及浙江(0.576)，2018年則轉變?yōu)樯虾?0.703)、江蘇(0.679)及浙江(0.677)。近年來，中部地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境建設成效顯著，鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平由2006年的0.406上升到2018年的0.582，2006年排名前3位的省份分別為湖南(0.435)、山西(0.426)及江西(0.409)，2018年則轉變?yōu)楹?0.599)、河南(0.586)及江西(0.586)。究其原因，隨著中部地區(qū)崛起戰(zhàn)略的不斷推進，中部地區(qū)成為全國現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展核心區(qū)及全國生態(tài)文明建設示范區(qū)，其鄉(xiāng)村人居環(huán)境質量得到了明顯改善，已逐步接近全國平均水平。此外，西部和東北地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平低于全國平均水平，這與彭超等[27]利用農業(yè)農村部《全國農村固定觀察點2018年村莊基線調查數(shù)據(jù)》得出的結論高度一致，能夠在一定程度上體現(xiàn)出微觀數(shù)據(jù)與宏觀數(shù)據(jù)在鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平測度方面的相互印證。2006年西部與東北地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平分別為0.359和0.395，其中，西部與東北地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的最高值與最低值分別位于新疆(0.404)和云南(0.283)、遼寧(0.423)和黑龍江(0.370)。2018年西部與東北地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平得到明顯改善，分別為0.547和0.558。但兩地區(qū)間的增長速度存在明顯的分化態(tài)勢，西部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平增長迅猛，東北地區(qū)增長動能略顯疲軟。究其原因，西部地區(qū)受益于西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施，在農民增收、生態(tài)環(huán)境、產業(yè)結構及科技教育等方面都得到了巨大改善，極大地促進了西部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境質量的提升，而東北地區(qū)作為老工業(yè)基地，其經濟發(fā)展模式具有明顯的“路徑依賴”性，不利于當?shù)剜l(xiāng)村人居環(huán)境的長期健康發(fā)展。

3.2 鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的聚類模式

運用Stata 15.1軟件計算中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的全局Moran′sI指數(shù)值，以探討其全局空間集聚特征。Moran′sI指數(shù)介于[-1，1]之間，當指數(shù)大于0時表示空間正相關，值越大表明其空間相關性越明顯，當指數(shù)小于0時表示空間負相關，等于0則表示呈空間隨機分布。由表2可知，2006—2018年中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平Moran′sI指數(shù)均為正值且均通過了1%的顯著性水平檢驗，說明各省份的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平存在明顯的空間依賴性，即鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平較高的省份相互接近，較低的省份也相互接近。以經濟地理距離權重矩陣為分析基準，鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的Moran′sI指數(shù)均大于0.1，且數(shù)值呈現(xiàn)波動下降態(tài)勢，表明鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平存在顯著的空間正相關性，但其空間集聚強度正逐步減弱，地區(qū)間呈現(xiàn)協(xié)調發(fā)展趨勢。

表2 不同空間距離權重矩陣下鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的全局Moran′s I指數(shù)

全局空間自相關只能從總體角度解釋地理單元間的空間聯(lián)系特征及變化，并不能體現(xiàn)出變量在局部的空間關聯(lián)及演變。為深入探究中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的局部空間關聯(lián)類型及演化規(guī)律，運用Stata 15.1軟件計算其局部Moran′sI指數(shù)，2006、2010、2014和2018年中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的局部空間自相關LISA集聚結果見表3。由表3可知，中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的空間集聚特征明顯，主要以高-高(H-H)集聚與低-低(L-L)集聚為主，即鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平較高地區(qū)或較低地區(qū)在地理空間上的分布較為集中。

表3 2006—2018年中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的LISA集聚結果

分年度看，2006年高-高集聚區(qū)主要分布在河北、北京、天津、山東、江蘇、上海及浙江，而低-低集聚區(qū)則主要分布在貴州及云南。2010年高-高集聚區(qū)保持不變，表現(xiàn)出較為穩(wěn)定的空間結構，但新增安徽為低-高(L-H)集聚區(qū)，低-低集聚區(qū)則新增廣西。2014年高-高集聚區(qū)剔除河北，低-低集聚區(qū)則剔除廣西，新增青海。到2018年，高-高集聚區(qū)進一步剔除北京，低-低集聚區(qū)則僅剩云南?？傮w而言，高-高集聚區(qū)主要位于天津、山東、江蘇、上海及浙江等東部省份，社會經濟條件與自然條件都十分優(yōu)越，且城鎮(zhèn)化率相對較高，當?shù)剞r戶能夠借助非農產業(yè)提升自身收入，進而改善鄉(xiāng)村人居環(huán)境條件；而低-低集聚區(qū)主要位于云南等西部省份，屬于欠發(fā)達地區(qū)，相比東部地區(qū)而言農業(yè)生產要素較為匱乏，自然條件較差，且當?shù)亟洕鲩L緩慢，城鎮(zhèn)化與工業(yè)化水平較低，對鄉(xiāng)村人居環(huán)境建設的“溢出效應”較弱，使得當?shù)氐泥l(xiāng)村人居環(huán)境水平表現(xiàn)出低水平集聚特征。由以上分析可知，2006—2018年中部與東部地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平空間結構較為穩(wěn)定，并呈現(xiàn)出一定程度的“俱樂部收斂”特征，而西部地區(qū)則存在著明顯的分化，說明西部地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平在總體改善的過程中存在著“馬太效應”而非“攜手共進”。

4 中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平演化的驅動因素解構

4.1 驅動因素選擇及模型結果對比

綜合考慮中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的空間分異規(guī)律及數(shù)據(jù)可獲得性，在參考已有研究的基礎上，從基礎驅動、核心驅動以及外部驅動3個方面選取5個指標進行分析。產業(yè)結構(IS)采用第二、三產業(yè)占比表征[43-44]；城鎮(zhèn)化率(UR)采用城鎮(zhèn)人口占比表征[45-46]；財政扶持(GOV)采用財政用于農林水事務的支出表征[47]；路網密度(RND)采用每平方公里交通線路里程數(shù)表征(包含公路里程與鐵路里程)[48]；開放程度(FDI)采用利用外資占地區(qū)生產總值的比例表征[49]。此外，為降低異方差造成的模型偏誤，便于比較變量間的作用大小，對各變量進行標準化處理。最后，將處理后的各變量作為模型的解釋變量，鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平作為模型的被解釋變量(表4)。

表4 各解釋變量及其說明

已有研究通常假定各要素具有一致的作用模式，從全局回歸視角對其作用程度進行估計，但在現(xiàn)實中往往由于時空單元的不同，經濟社會以及自然地理條件會呈現(xiàn)出一定的差異，各要素的作用程度難免會產生時空異質性特征，而且經過空間相關性檢驗，中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平呈現(xiàn)出顯著的正相關性?；诖?，利用HUANG等[41]提出的時空地理加權回歸模型(GTWR)對2006—2018年中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平影響因素的空間異質性進行探究，實現(xiàn)局部參數(shù)效應的解構，進而分析各要素作用大小的空間分異規(guī)律，并與OLS、TWR及GWR模型的估計結果進行對比，以印證GTWR模型的適用性，相關模型參數(shù)估計結果見表5。

全局回歸模型的結果表明，開放程度與鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平呈負相關，產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化率、財政扶持及路網密度均與鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平呈正相關，且均通過了1%的顯著性水平檢驗，城鎮(zhèn)化率對提升鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的邊際效用最大。從另外3個模型看，OLS與TWR模型結果較為接近，GWR則與GTWR模型的結果較為相似。無論從擬合優(yōu)度(R2)、殘差平方和(RSS值)還是AICc準則值看，OLS與TWR模型的適用性均明顯差于GWR與GTWR模型，這是由于OLS與TWR模型均未考慮要素的空間異質性特征，進而導致了模型偏差。此外，GTWR模型的R2最高(0.958)、RSS值最小(0.132)且AICc準則值最小(-1 853.730)。由此可見，綜合考慮了時間非平穩(wěn)性及空間異質性的GTWR模型更為合適，能夠對各變量的局部作用有所修正。因此，最終選取GTWR模型對驅動因素進行分析。

表5 各模型參數(shù)估計結果及比較

4.2 驅動因素的時空異質性與機制探討

為進一步探究中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平影響因素的時空異質性，更直觀地表達各因素作用程度的空間分布格局，選取研究期內首尾2個年度的參數(shù)估計結果，并將其導入到GIS平臺進行可視化分析，為避免人為主觀分級可能造成的異常分類，利用Jenks自然斷點法對各影響因素的回歸系數(shù)進行分級處理。由圖2可見，各影響因素對鄉(xiāng)村人居環(huán)境的作用程度呈現(xiàn)出明顯的時空異質性特征，路網密度是鄉(xiāng)村人居環(huán)境改善的主要因素，產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化率與財政扶持也發(fā)揮了重要的支撐作用，開放程度阻礙了鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的提高。

4.2.1產業(yè)結構對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的影響

2006年產業(yè)結構回歸系數(shù)自東向西層級遞減，高值區(qū)主要集中在環(huán)渤海經濟圈與長江三角洲地區(qū)(圖2)，2018年產業(yè)結構回歸系數(shù)高值區(qū)逐步向山西、陜西、寧夏及四川等中西部地區(qū)延伸，分布態(tài)勢并無明顯變化，表明第二、三產業(yè)占比的提高對東部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的促進作用明顯高于其他地區(qū)，且正向作用逐步向中西部地區(qū)外溢。這主要是因為環(huán)渤海經濟圈與長江三角洲地區(qū)的經濟較為發(fā)達，且城鄉(xiāng)之間的交通基礎設施相對完善，鄉(xiāng)村農閑勞動力能夠較頻繁地流向城鎮(zhèn)地區(qū)，非農兼業(yè)呈現(xiàn)出一定的周期性特征，因此，提升第二、三產業(yè)占比能夠明顯改善當?shù)剜l(xiāng)村的經濟生產環(huán)境，進而有效推動鄉(xiāng)村人居環(huán)境的改善。此外，中西部的經濟欠發(fā)達地區(qū)生產結構中農業(yè)生產占比較高，且農業(yè)生產模式以勞動密集型的單一種植業(yè)為主。同時，城鄉(xiāng)間的交通基礎設施相對落后，難以實現(xiàn)勞動力要素向城鎮(zhèn)的快速流動，農村主體老弱化和空心化現(xiàn)象也較為突出，導致人力資本的積累相對薄弱，提高第二、三產業(yè)占比反而不能夠很好地輻射至鄉(xiāng)村地區(qū)，但隨著部分中西部地區(qū)城鄉(xiāng)建設的不斷發(fā)展與完善，同時也承接了部分來自東部地區(qū)的第二、三產業(yè)轉移，引導著勞動力資源向中西部地區(qū)回流，鄉(xiāng)村資源要素的配置效率進一步提升，因此，產業(yè)結構對中西部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的促進作用也逐步顯現(xiàn)。

4.2.2城鎮(zhèn)化率對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的影響

2006年城鎮(zhèn)化率回歸系數(shù)由西向東依次遞減(圖2)，表明城鎮(zhèn)化率對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的影響程度由西向東逐漸減小，2018年其空間分布格局無明顯變化，回歸系數(shù)高值區(qū)主要分布在青海、甘肅及云南等地區(qū)，說明現(xiàn)階段城鎮(zhèn)化率的提升對中國中西部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的促進作用要明顯大于其他地區(qū)。究其原因，中西部的經濟欠發(fā)達地區(qū)由于城鎮(zhèn)化還處于起步或成長階段，城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村從二元割裂的狀態(tài)逐步向城鄉(xiāng)融合發(fā)展，城鄉(xiāng)間生產要素相互流動的頻率與強度不斷提升，這有助于促進當?shù)氐姆寝r兼業(yè)進而提高農民收入水平，即當?shù)氐某擎?zhèn)化能夠對鄉(xiāng)村地區(qū)發(fā)揮較好的反哺作用。而經濟發(fā)達地區(qū)的城鎮(zhèn)化本身處于較為成熟的發(fā)展階段，城鎮(zhèn)化對鄉(xiāng)村建設帶來的邊際效用持續(xù)遞減，若繼續(xù)提高城鎮(zhèn)化水平，將有可能出現(xiàn)過度擠占鄉(xiāng)村資源的情況，從而對當?shù)剜l(xiāng)村人居環(huán)境造成負面影響。

4.2.3財政扶持對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的影響

2006年財政扶持回歸系數(shù)的高值區(qū)主要分布在寧夏、陜西、四川、重慶及貴州等西部地區(qū)，總體表現(xiàn)為內陸地區(qū)高于東部沿海地區(qū)。2018年的趨勢有所變化，高值區(qū)主要分布在東北地區(qū)、長江三角洲地區(qū)與西南地區(qū)。西部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境的問題主要集中在水、電、路、網等農業(yè)生產配套設施不完善，以及垃圾清運、污水處理、衛(wèi)生改廁等公益性生活設施不完備等方面，公共財政以更大力度向西部地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境整治傾斜，垃圾治理、農村改廁等項目大幅改善了西部地區(qū)的鄉(xiāng)村環(huán)境衛(wèi)生質量，有效提升了西部地區(qū)鄉(xiāng)村的生產生活條件。此外，2013年中央一號文件提出“要加強農村生態(tài)建設，努力建設美麗鄉(xiāng)村”，積極推進涉農資金管理模式改革，大力發(fā)展鄉(xiāng)村特色旅游產業(yè)，顯著推動了西部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境質量的提檔升級。

4.2.4路網密度對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的影響

2006—2018年路網密度對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的正向促進作用逐漸增強，空間分布格局呈現(xiàn)出高值區(qū)南移趨勢，整體表現(xiàn)為南北高、中間低的分布特征。2006年高值區(qū)主要分布在新疆，次高值區(qū)主要分布在黑龍江、吉林、遼寧及內蒙古等東北地區(qū)；2018年高值區(qū)不變，次高值區(qū)新增廣西、貴州及云南等西南地區(qū)。交通基礎設施作為一種準公共物品，政府在主導其投資建設的同時會重點考慮經濟效益、社會效益與生態(tài)環(huán)境效益。對于交通基礎設施存量較低的地區(qū)，對鄉(xiāng)村人居環(huán)境的影響主要表現(xiàn)為正向作用，存量較高的地區(qū)則相反。主要的原因可能有兩大方面：一是“要想富，先修路”，城鄉(xiāng)間的交通基礎設施完善能夠帶動當?shù)剞r村電商物流的發(fā)展，滿足鄉(xiāng)村居民日常的出行需求，因此在路網密度本身較低的區(qū)域對交通基礎設施進行投資，會對鄉(xiāng)村人居環(huán)境產生較為明顯的積極效益；二是交通基礎設施投資的“擠出效應”，過量的交通基礎設施投資可能會擠占對當?shù)剞r業(yè)部門的投資，從而間接阻礙鄉(xiāng)村地區(qū)的經濟發(fā)展，且無論是時間成本還是路程成本，路網密度高的地區(qū)均存在著較為明顯的比較優(yōu)勢，勞動力的轉移成本較低，從而對鄉(xiāng)村地區(qū)產生“虹吸效應”。

4.2.5開放程度對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的影響

2002年開放程度的回歸系數(shù)自西向東北、東南梯度減小，表明開放程度對鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的影響由西向東北、東南逐漸減小。2016年開放程度對鄉(xiāng)村人居環(huán)境影響的空間格局變化較大，呈由北向南逐步減小的趨勢。西部地區(qū)受到自然條件的限制，鄉(xiāng)村農業(yè)生產模式較為單一，農業(yè)發(fā)展所需的資金來源渠道較少，農產品多涉及初加工領域，因此，引進外資能夠為西部地區(qū)鄉(xiāng)村的農業(yè)發(fā)展提供資金支持，在一定程度上緩解了農業(yè)資金匱乏的問題。另一方面，外商投資主要涉及農產品深加工領域，能夠為投資地區(qū)帶來現(xiàn)代農業(yè)的經營理念與先進的農業(yè)加工技術，有效延伸農業(yè)產業(yè)鏈，從而增加當?shù)剞r民收入，改善鄉(xiāng)村經濟結構，發(fā)揮農業(yè)的關聯(lián)投資效應。但隨著農業(yè)外商直接投資規(guī)模的逐漸擴大，農村面源污染的排放量會增加，從而對鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境帶來損害。

審圖號： GS(2022)3757號

5 主要結論與對策建議

(1)2006—2018年中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平及其軟、硬環(huán)境水平均呈現(xiàn)出穩(wěn)步增長的趨勢，但整體還處于中等水平，提升潛力巨大。區(qū)域間發(fā)展的梯度差異明顯，東部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平處于領先地位，各區(qū)域鄉(xiāng)村人居軟環(huán)境水平長期低于鄉(xiāng)村人居硬環(huán)境水平。對于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，要進一步強化農業(yè)農村優(yōu)先發(fā)展投入保障，中央預算內投資進一步向農業(yè)鄉(xiāng)村傾斜；要加大公共基礎設施建設，健全人居環(huán)境設施管護機制；要建立城鄉(xiāng)公共資源均衡配置機制，強化鄉(xiāng)村基本公共服務供給，不斷改善鄉(xiāng)村教育、就業(yè)、醫(yī)療等環(huán)境，吸引更多優(yōu)秀人才回流鄉(xiāng)村，共同建設美麗鄉(xiāng)村。

(2)四大地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平均有所改善，東部與中部地區(qū)的鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平梯度差距逐漸縮小，西部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平增長迅猛，東北地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境的增長動能略顯疲軟。因此，要加強對東北地區(qū)農業(yè)鄉(xiāng)村高質量發(fā)展的政策傾斜；要充分發(fā)揮東北地區(qū)農業(yè)資源稟賦優(yōu)勢，協(xié)同糧食安全生產基地建設、重要畜產品生產基地建設，促進當?shù)鼗A設施環(huán)境和生態(tài)建設環(huán)境改善；要大力吸引有技術、有資金的外出務工農民回東北鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)，進一步改善當?shù)亟洕a環(huán)境和文化制度環(huán)境。

(3)中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平存在明顯的空間依賴性，從全局看，鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平較高的省份相互接近，較低的省份相互接近；從局部看，中部和東部地區(qū)“俱樂部收斂”特征明顯，而西部地區(qū)則存在明顯的分化。在今后的鄉(xiāng)村人居環(huán)境建設過程中要大力開展美麗宜居村莊和美麗庭院示范創(chuàng)建活動，充分發(fā)揮典型示范帶動作用；要注重西部地區(qū)鄉(xiāng)村人居環(huán)境的區(qū)域平衡發(fā)展。

(4)中國鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平受到產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化率、財政扶持、路網密度、開放程度等因素的綜合影響，各因素對鄉(xiāng)村人居環(huán)境的影響呈現(xiàn)出明顯的時空異質性特征。其中，路網密度是鄉(xiāng)村人居環(huán)境改善的主要因素，產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化率與財政扶持也發(fā)揮了重要的支撐作用，開放程度阻礙了鄉(xiāng)村人居環(huán)境水平的提高。要充分考慮地區(qū)人居環(huán)境建設正向驅動因素的差異，出臺差異化的鄉(xiāng)村人居環(huán)境改善政策措施；西部地區(qū)要更加重視城鎮(zhèn)化對鄉(xiāng)村人居環(huán)境改善的作用，實現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化與農業(yè)現(xiàn)代化的協(xié)調發(fā)展，此外，應充分依托“一帶一路”倡議提升交通基礎設施建設水平，擴大對外交流，提高外資利用水平；東北地區(qū)要進一步提升城鎮(zhèn)化水平以帶動當?shù)剜l(xiāng)村發(fā)展，發(fā)揮好財政資金的扶持作用，有效推進農村廁所改造、生活垃圾污水治理等村莊清潔行動；東部和中部地區(qū)則要進一步發(fā)揮產業(yè)結構對鄉(xiāng)村人居環(huán)境改善的積極推動作用。