生態振興指標體系建構、影響因素及其作用效應的空間分異

高 鵬，白福臣，鄭沃林

（1.廣東海洋大學 管理學院，廣東 湛江 524088；2.廣東金融學院 信用管理學院，廣東 廣州 510520）

一、引 言

黨的二十大報告強調：“必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發展?！鄙鷳B振興是推動綠色發展、促進人與自然和諧共生的關鍵舉措，其內涵可以概括為：完善鄉村污染治理體系和各產業生態監管體系，增強從源頭控制污染，提升鄉村污染治理水平，改善鄉村人居環境，為綠色發展打下良好的生態基礎。構建科學、有效的評價指標體系是推進生態振興的重要基礎。一方面，能夠協調生態各要素有效配置，科學度量生態振興的進展，為各地政府提供量化管理依據；另一方面，能夠監測、評價不同地區鄉村生態振興成果，總結發現鄉村振興進程中的經驗和問題，并提出對策和建議。

以往研究在指標體系構建和評價方法選擇上往往以黨的十九大關于農村生態文明建設相關舉措為依據，即重視綠色發展、整治突出環境問題，并堅持山水林田湖草沙一體化保護和系統治理、健全生態文明制度體系，出臺“大氣十條”“水十條”“土十條”等一系列有針對性、具體化的綜合治理、系統治理、源頭治理舉措等。在指標體系構建方面，一些研究從自然環境宜居、人工環境宜居和社會環境宜居等層面展開［1］：黃華（2021）等基于投入—產出理論，構建了包括國土生態安全、人居環境安全和生物多樣性安全在內的效率評價指標體系［2］；王曉君等（2017）從農村生態環境質量壓力系統、狀態系統以及人文響應系統等方面構建PSM 評價體系［3］；張董敏和齊振宏（2020）從生態產業、生態人居、生態文化和能力保障等4 個方面構建了包括9 個二級指標及34 個三級指標在內的評價體系［4］。在評價方法運用方面，主要包括選取指標層面、確定指標權重層面及測算績效層面。其中，在選取指標層面，部分學者運用德爾菲法及層次分析法對生態振興評價指標進行選?。?］；在確定指標權重層面，學者往往基于熵權法、專家打分法、層次分析法對評價指標進行賦權［6-7］；在測算績效層面，學者們采用PSM 模型、灰色關聯度法、熵權-TOPSIS分析法、多級模糊評價法等［8-10］。隨著生態治理成果逐漸凸顯，中華民族永續發展的生態根基更加穩固。因此，黨的二十大提出“中國式現代化是人與自然和諧共生的現代化”的科學論斷。這一論斷的理論依據是：作為自然存在物的人必然有其自然屬性。一是自然界是人類賴以生存的基礎；二是人是自然界的一部分；三是人與自然界始終處于持續不斷的交互作用中［11］。這意味著人受自然界的支配，而人支配自然的前提是合理運用自然規律，否則就會受到自然的懲罰。盡管黨的十九大提出了“人與自然是生命共同體”，但是在實踐中注重對突出環境問題的治理，重在綠色發展，即“量”的積累。黨的二十大則重點強調要站在人與自然和諧共生的高度謀劃發展，在注重對包括環境污染防治、推進碳達峰、碳中和在內的重大、突出環境問題治理的同時，更注重經濟發展方式綠色轉型以及維護生態系統多樣性、穩定性和持續性，即在持續推進環境治理的“量”的積累的同時，注重人與自然和諧共生的“質”的轉變。

因此，基于黨的二十大報告中“推動綠色發展，促進人與自然和諧共生”的新論述，結合我國鄉村生態振興中存在的實際問題以及實際效果，從“三生空間”視角構建我國鄉村生態振興的綜合評價指標體系，對我國30個省級行政區（不包含西藏和港澳臺地區）的生態振興績效進行實證分析；基于“社會互構論”，從政府引導、村莊支撐、農戶參與等維度，利用地理加權回歸模型識別區域生態振興核心驅動因子及其作用效應的空間分異。

二、數據來源、指標體系構建與研究方法

（一）數據來源

本研究 以2010 年、2015 年 和2020 年我國30 個省級行政區的面板數據為實證樣本（鑒于數據的可得性，樣本未納入西藏和港澳臺地區）。其中，化肥和農藥施用量、農用塑料薄膜使用量、節水灌溉面積、耕地面積、農村家庭總數來源于相應年份的《中國農村統計年鑒》；空氣質量優良天數來源于中國環境監測總站發布的《空氣質量報告》；農村垃圾無害化處理量及垃圾總量、農村衛生廁所改造數量、農村太陽能和沼氣等新能源產生量來源于各省級行政區的農村統計年鑒；森林面積、自然保護區面積、濕地面積、轄區面積來源于《中國環境統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》；地理信息基礎數據來源于國家地理信息中心數據庫。為便于分析，對于缺失數據采用插值法進行插補。

（二）指標體系構建

馬克思在論述人與自然的關系時認為：“人是自然界的一部分，是屬于自然界、存在于自然界的?！币簿褪钦f，人是有生命的自然存在物，人的肉體生活和精神生活同自然界是緊密相關的。從1853年的歐洲霍亂到2019 年的新冠病毒，充分說明傷害自然就是傷害我們自己［12］。因此，人與自然應是和諧相處的關系，人們要有計劃地、有規律地利用自然界為一定目的服務，但不是單向地、過度地征服和改造，兩者之間的關系不是“開戰”，而是“合一”。但是，隨著鄉鎮工業化、城鎮化以及農民生產、生活方式的改變，不斷惡化的鄉村環境直接危害著農民健康與生活質量。例如，農村人口結核病等傳染病仍占有較大比例，惡性腫瘤等嚴重疾病的患者數量持續上升［13］。因此，黨的二十大報告明確指出，推動綠色發展，促進人與自然和諧共生。這意味著人類活動要充分尊重自然、順應自然、保護自然，堅定不移走生產發展、生活富裕、生態良好的文明發展道路，不斷開創生態文明建設新局面，建設人與自然和諧共生的現代化。生產發展、生活富裕、生態良好作為人類文明發展的三個維度與“三生空間”相契合?！叭臻g”包括生產、生活和生態空間，基本涵蓋了人們物質和精神生活中的空間活動范圍［14］，可以說，“三生空間”是人類活動與自然界不斷交互的基本載體?；诖?，結合我國鄉村生態振興實際，以黨的二十大強調的人與自然和諧共生為依據，并遵循指標選取的代表性、科學性以及可量化性原則，從“三生空間”視角構建鄉村生態振興績效評價指標體系。其中目標層為生態振興，準則層包含農村生產系統、農村生活系統和農村生態系統三個維度，每一準則層又分別選擇若干具體指標，詳見表1所列。

表1 生態振興績效評價指標體系

農村生產系統包括農業生產系統和非農業生產系統。農業生產系統是指鄉土社會中農業各部門或各種作物的生產要素按不同配比、通過各種方法組合而成的系統；農村非農業生產系統則強調農村中除農業生產系統之外的經濟生產系統［15］。在農業生產系統中，產量驅動下的化肥、農藥等農資過量投入是引起土壤板結、水資源污染等環境問題的根源［16］。在非農業生產系統中，企業為規避環境保護和治理的“合規成本”，往往由環境規制相對嚴苛的城市向寬松的農村轉移，在促進鄉村經濟增長的同時帶來了大量廢水、廢氣等環境污染問題［17］。無論是農業生產系統還是非農業生產系統，人們在利益的驅使下，總是單向地、過度地征服和改造自然，而不管其做法是否可持續甚至忽視自然對人地“反噬”。因此，黨的二十大強調深入推進環境污染防治，加強土壤污染源頭防控、加強污染物協同控制等。因此，選取化肥、農藥和塑料薄膜施用強度、節水灌溉面積、農村空氣質量達標率等指標來衡量農村農業生產系統生態振興水平。

農村生活系統是生活系統在農村區域的延伸，反映農村的地理空間、生活狀況與社會之間的關系，是一個相互依存和相互影響的有機整體［18］。在農村生活系統中，部分農村取暖、炊事以及能源仍以煤炭為主，新能源的開發利用率較低，能源消費結構不合理，二氧化碳排放量大［19-20］。同時，農村生活污水排放總量大，處理率低，生活垃圾的處理方式對經濟條件存在依賴性以及區域局限性，特別是對廣大山區、丘陵地區的適應性不足［21］。值得注意的是，隨意排放的廢氣、生活垃圾、糞便等污染物對大氣、水源產生污染，引起細菌滋生，在降低農村生活環境質量的同時，農民的患病率不斷增加［22］。因此，黨和政府積極推進碳達峰、碳中和，并針對性地提出控制化石能源消費、加強煤炭清潔高效利用，加快開發利用新能源；同時，提升環境基礎設施建設水平，構建廢棄物循環利用體系等。因此，選取清潔能源利用量、生活垃圾無害化處理率、衛生廁所普及率作為農村生活系統生態振興的衡量指標。

農村生態系統是農村地域范圍內，相互作用的生命與非生命共同有機體的總稱，具體表現為“山水林田湖草生命共同體”［23］。但是，在農村生態系統中，雖然工業化為解決農村勞動力就業、緩解農村勞動力過剩、增加農民收入做出了巨大貢獻，但是，鄉鎮工業化進程中盲目開發自然生態資源對農村的可持續發展造成了巨大阻礙。例如，為滿足廠區建設需要而隨意砍伐森林、占用草地等破壞自然生態資源的行為。自然保護區、草原和森林等生態資源不僅對地區生態系統維護、氣候調節、生物多樣性維護具有突出貢獻，而且反映出某地區自然生態價值的高低［24］。以經濟發展為目的而犧牲自然生態資源的行為使農業生態系統總體萎縮退化，使地區生態環境的氣候調節、維護功能不斷向破碎化方向演進，使農村失去可持續發展的生態資源支撐。因此，黨的二十大提出要提升生態系統多樣性、穩定性和持續性，促進人與自然和諧共生的深層次、具體化轉變，具體包括實施生態系統保護和修復重大工程、實施生物多樣性保護重大工程、科學開展大規模國土綠化行動、建立生態產品價值實現機制等深化舉措。因此，選取森林覆蓋率、自然保護區面積占轄區面積比重、濕地面積占轄區面積比重作為農村生態系統生態振興的衡量指標。

（三）研究方法

1.熵權-TOPSIS評價模型

熵權-TOPSIS 評價模型是一種多屬性賦權評價方法，它結合了熵值法與逼近理想點排序法。該方法不受主觀因素和參考序列選擇的干擾，直觀、簡潔并充分利用原始數據信息［25］。因此，本文利用該方法測算生態振興績效的綜合評價指數，具體測算步驟如下：

（1）數據標準化：

其中，正向指標處理采用公式（1），負向指標處理采用公式（2），xij為第i個省級行政區的第j個評價指標的原始數據。

（2）計算指標權重：

其中，0 ≤wi≤1,，ei是第i個指標的熵，，wi是第i個指標的熵權。

（3）計算最優解、最劣解：

其中，Fij為加權矩陣，為最優解、最劣解。

（4）計算綜合評價指數（貼近度）：

2.地理加權回歸模型

地理加權回歸（Geographically Weighted Regression，GWR）為研究區域內的每個單元構建獨立的方程，用于組合每個目標要素帶寬內要素的因變量和自變量［26］。該方法將數據的空間屬性納入回歸模型，使變量間的關系可以隨空間位置的變化而變化，從而反映參數在不同區域的空間非平穩性。模型結構如下：

其中，y 為樣本i的因變量，（ui，vi）為樣本i的空間坐標，xpi為樣本i的第p個自變量，βs（ui，vi）為樣本i的第s個自變量的系數，εi為隨機誤差項，β0為截距。

三、結果分析

（一）生態振興時空演變分析

基于構建的生態振興績效評價指標體系，運用熵權-TOPSIS評價模型計算我國30個省級行政區的生態振興績效以及農村生產、生活和生態系統的生態振興績效指數，并借助ArcGIS軟件，采用自然斷點法對計算結果按從低到高劃分為低等級、較低等級、中等級、較高等級和高等級五個層級（如圖1—圖4所示），并對各等級省級行政區的個數進行統計，詳見表2所列。

圖1 2010 年、2015 年、2020 年生態振興績效的時空分布

圖2 2010、2015、2020 年農村生產系統生態振興績效的時空分布

圖3 2010 年、2015 年、2020 年農村生活系統生態振興績效的時空分布

圖4 2010 年、2015 年、2020 年農村生態系統生態振興績效的時空分布

表2 生態振興及各系統振興績效等級統計

（1）生態振興績效。時間維度上，2010—2020年我國生態振興績效整體呈上升趨勢。低等級和較低等級的省級行政區數量由2010 年14 個下降到2020 年的9 個，中等級、較高等級和高等級的省級行政區由2010年16個增長到2020年的21個?？臻g維度上，由2010 年的“黃河沿線及東部沿海高”向2020年的“東部沿海高”轉變，呈東中西部“階梯式遞減”態勢，其中較高、高等級地區存在向中西部地區延伸的趨勢，如圖1所示。但不同時間具有不同的特點，2010年生態振興績效以較低等級為主，處于高等級的地區有新疆、北京、山東、上海等地區，而處于低等級的地區有內蒙古、貴州、重慶、江西等地區；2015年生態振興績效轉變為以較低等級和中等級為主，高等級地區有河北、北京、山東、江蘇、浙江和上海等地區，而處于較低等級的僅剩貴州一地；2020 年生態振興績效與2015 年保持一致，福建上升為高等級，而低等級地區仍為貴州。值得注意的是，2015—2020 年，較高等級主要集中于中部地區，高等級地區存在由東部向中西部延伸的趨勢。

（2）農村生產系統生態振興績效。時間維度上，2010—2020 年我國農村生產系統生態振興績效整體呈下降趨勢。低等級和較低等級的省級行政區數量增加，而中等級、較高等級和高等級的地區數量在下降。究其原因在于：各地為提高農村居民收入，大力發展鄉鎮企業而忽視環境效益，而鄉鎮往往淪落為落后產業規避環境成本的有效“避風港”，致使環境不斷惡化；加之農戶兼業經營現象十分普遍，使得農業生產出現粗放式經營，進而加重了農業面源污染；盡管農業生態環境治理上升為國家戰略，但我國強調糧食自給，在耕地資源有限的條件下，只能通過投入更多的化肥農藥來提高糧食產量，從而形成短期化農業生產的“慣性”?？臻g維度上，由2010年的“中部高，南北低”向2020年的“東部高，中西部低”態勢轉變，如圖2所示。究其原因主要是東部沿海地區為我國經濟發展的核心，中西部地區則作為東部沿海地區落后產業轉移的承接地，在促進其經濟發展的同時加重了環境污染。加之東部地區科技創新水平較高，先進的農業生產技術應用于農業生產，推動農業生產由粗放型向集約型轉變。

（3）農村生活系統生態振興績效。時間維度上，2010—2020 年，我國農村生活系統振興績效整體呈上升態勢。低等級、較低等級和高等級的地區數量降低，而中等級和較高等級的地區數量在上升。究其原因在于：農村居民人均可支配收入不斷提高，人們對于美好生活環境的需求也在隨之增長；同時政府出臺了改善農村人居環境整治的行動計劃，扭轉了農村地區長期以來存在的臟亂差局面?？臻g維度上，2010—2020年間基本維持“東部高，中西部低”態勢，如圖3所示，基本與我國城鄉收入差距的分布格局保持一致。究其原因，東部地區農村居民的人均可支配收入高于中西部地區，而家庭收入與農戶對生活環境改善的支付意愿和支付行為呈正相關，使得農村生活系統的生態振興績效呈現此種態勢。

（4）農村生態系統生態振興績效。時間維度上，2010—2020 年我國農村生態系統生態振興績效整體呈上升態勢。較低等級、中等級和高等級省級行政區的數量基本保持不變，低等級的數量減小而較高等級省級行政區的數量在升高。究其原因，黨的十八大以來，中共中央首次把生態文明建設置于中國特色社會主義“五位一體”總體布局的戰略高度，提出大力促進區域生態功能恢復、生物多樣性保護、自然保護區建設等舉措并在財政支出、法制建設等方面給予傾斜?？臻g維度上，2010—2020年基本保持“東部高、中西部低”態勢，如圖4所示。究其原因在于，東部地區經濟發展水平較快，地區粗放型工業企業為規避高昂的環境規制成本逐漸向中西部地區轉移，因此擠占的生態環境空間得以釋放，且政府出臺相關政策進行治理保護，使東部地區的生態環境得以改善，而中西部地區作為產業轉移的“承接地”，往往以犧牲生態環境而換取經濟的高速發展。

（二）生態振興影響因素識別及其作用效應分析

1.變量選取

“社會互構”理論認為，當代社會轉型期需要注重分析多元社會行動主體間的相互塑造、同構共生的關系［27］。與之相印證的是，2022 年“中央一號文件”明確指出生態文明建設要多主體、多舉措協同推進。生態振興不僅是鄉村振興的應有之義，而且對促進我國生態文明戰略轉型具有重大意義，要實現生態振興，需要形成政府引導、村莊支撐、農戶參與的多元協同格局［28］。政府引導表達的是政府的公共性，強調政府應通過制定各種公共政策，建立健全生態振興保障機制，明確生態振興的整體工作目標、方向和路徑，并發揮引導作用將其具體落實于實際［27］。其中，政府環境規制以地區政府工作報告和地區環境法中“農業污染治理”“農業生態”“農村生態”個數為測度項；政府財政支持以農業環境保護治理投資占GDP比重為測度項。村莊支撐表達的是村莊在農村社會發展中提供準公共產品的供給和支撐服務，在環境保護和其他公益性事業上履行職責，優化生態振興的實施效果［29］，其以農村人均擁有基礎設施量為測度項。農村人均擁有基礎設施量為該地區農村基礎設施擁有量與該地區農村常住人口數的比值，農村基礎設施擁有量通過選取生產性、生活性和生態性基礎設施相關指標并運用SPSS軟件進行主成分分析得出。其中，生產性基礎設施選取農村地區有效灌溉面積和農村公路通車里程數衡量；生活性基礎設施選取農村地區太陽能、沼氣產量、農村互聯網寬帶普及率和農村衛生機構床位數；生態性基礎設施選取人均自然保護區面積、造林總面積。農戶參與表達的是在生態振興過程中借助外力的同時，注重激發內生動力，這就要求充分發揮億萬農民的主體作用，充分釋放蘊藏在廣大農民群眾中的巨大創造力［30-33］，采用農村居民人均可支配收入和農村居民文化素質進行測量，其中，農村居民文化素質采用農村地區農戶平均受教育年限來衡量。以上數據來源于地方政府工作報告、北大法寶數據庫、《中國農村統計年鑒》和《中國交通與運輸統計年鑒》?；诖?，借鑒已有研究成果，結合我國區域實況，從政府引導、村莊支撐和農戶參與三個維度選取5個變量（見表3），對影響我國生態振興的主導因素及其作用效應的空間分異進行診斷分析。

表3 變量說明及描述性統計

2.模型選取及運算結果

普通最小二乘法（OLS）和地理加權回歸模型（GWR）較多應用于探索地理空間關系。然而，在運用ArcGIS 軟件對我國30個省級行政區進行全局自相關分析時發現，生態振興績效區域間存在空間自相關（Moran'sI指數為0.335 并通過0.01 水平的顯著性檢驗），因此運用普通最小二乘法則會存在估計偏差［26］。因此，本文選擇地理加權回歸模型，對影響生態振興的主導因素及其作用效應的空間分異進行診斷分析。

為了消除變量間多重共線性對模型運算結果的影響，首先使用逐步回歸模型對因變量和自變量進行初步擬合，再使用地理加權回歸模型進行擬合。以2020年中國30 個省級行政區的生態振興績效為因變量、表3 中的指標為自變量，在ArcGIS 軟件中利用逐步回歸模型對變量進行初步處理，表4 運行結果顯示：該模型整體R2為0.713，調整后的R2為0.893，并通過了0.01水平的顯著性檢驗，模型整體擬合效果較好；此外，5個自變量均通過了模型診斷，分別是政府環境規制、政府財政支持、農村基礎設施建設、農村居民人均可支配收入和農村居民文化素質。

表4 逐步回歸模型運算結果

以生態振興績效為因變量，以逐步回歸結果中的5 個變量為自變量，利用ArcGIS 中的地理加權回歸分析模塊進行模型擬合（核類型選擇固定核，模型帶寬采用修正的Akaike 信息準則），運算結果見表5所列。由表5可知，整體R2為0.713，調整后的R2為0.893，并通過了0.05 水平的顯著性檢驗，模型整體擬合效果較好。

表5 地理加權回歸模型運算結果

3.回歸結果分析

運用ArcGIS 軟件中自然斷點法對地理加權回歸模型結果中的自變量回歸系數進行可視化表達，如圖5 所示。政府環境規制、政府財政支持、農村基礎設施建設、農村人均可支配收入和農村居民文化素質對生態振興績效的影響程度各不相同，各因子影響程度的空間差異明顯。標準化殘差值范圍為［-0.969，1.349］，均落在［-2，2］，表明模型的整體效果較好。

圖5 地理加權回歸模型影響因素回歸系數的空間分布

（1）政府環境規制。由表5 可知，政府環境規制與我國生態振興績效整體呈現正相關關系，全樣本系數為0.273，即在其他因素一定時，政府環境規制對生態振興可能存在正向影響。政府環境規制強度的提高將導致資源利用效率的下降，但不可忽略的是，政府環境管理強度的提升有利于提高環境污染治理的有效性，即地方政府通過制定嚴格的生態污染治理法規，對農村地區不同類型的污染源提出了治理措施，例如化肥農藥登記制度、劃定禁限養區域、“以獎促治”“以獎代補”等，從源頭上對污染進行控制，引導生產主體朝著“親環境”生產生活方式轉變。從空間上來看，政府環境規制回歸系數的空間差異值為0.000 3，并呈“浙贛鄂為核心向四周輻射遞減”態勢。如圖5a所示，浙江、湖南和江西的回歸系數較高，在0.272 9～0.273 1之間；其次為山東、陜西、北京、寧夏、湖南、重慶、四川、貴州和海南等地區，在0.272 7～0.272 9 之間；最低為黑龍江、甘肅、青海和廣西等地區，在0.272 4～0.272 5之間。

（2）政府財政支持。由表5 可知，政府財政支持與我國生態振興績效整體呈現正相關關系，全樣本系數為0.149，即在其他因素一定時，政府財政支持對生態振興可能存在正向影響。政府財政收支既是財政資金的轉移過程，同時與國家治理的現代化目標密切相關，即融合了生態振興理念的公共財政收支具有資源節約、生態保育和環境治理的職能，通過對生態環境資源的跨時期、跨區域配置是實現綠色發展、推進生態振興的重要支撐和保障。從空間上來看，政府財政支持回歸系數的空間差異值為0.000 4，并呈“中部低、南北高”態勢。如圖5b所示，黑龍江、遼寧、吉林、山西、青海、甘肅、云南、廣西和上海的回歸系數較高，在0.148 6～0.148 7之間；其次為內蒙古、安徽、福建、廣東、四川和新疆等地區，在0.148 5～0.148 6之間；最低為湖北、江西和浙江等地區，在0.148 2～0.148 3之間。

（3）農村基礎設施建設。由表5 可知，農村基礎設施建設與我國生態振興績效整體呈現正相關關系，全樣本系數為0.070，即在其他因素一定時，農村基礎設施建設對生態振興可能存在正向影響。農村基礎設施建設和公共服務既是美麗鄉村建設的重要平臺，又是鄉村振興的“先行資本”。習近平總書記曾強調：“農村基礎設施建設是助推鄉村振興的必然要求和重要保障……要完善農村基礎設施建設機制?！币虼?，完善農村基礎設施建設是筑牢鄉村振興之基，消除鄉村振興掣肘的關鍵。從空間上來看，農村基礎設施建設回歸系數的空間差異值為0.002 8，并呈“浙贛鄂為核心向四周輻射遞減”態勢。如圖5c 所示，天津、陜西、湖北、湖南、江西和浙江的回歸系數較高，在0.070 1～0.070 2之間；其次為山東、江蘇、山西、四川、重慶、貴州、廣東和海南等地區，在0.070 0～0.070 1 之間；最低為黑龍江、內蒙古、遼寧和青海等地區，在0.069 9～0.067 0之間。

（4）農村人均可支配收入。由表5可知，農村人均可支配收入與我國生態振興績效整體呈現正相關關系，全樣本系數為0.314，即在其他因素一定時，農村人均可支配收入對生態振興可能存在正向影響。環境經濟學認為，收入差距對環境質量的影響會因收入水平的不同而存在較大差異，其關鍵原因在于農業、農村、農民往往通過犧牲生態環境來提高農業產值及自身收入水平。從空間上來看，農村人均可支配收入回歸系數的空間差異值為0.000 5，并呈“中部低、南北高”態勢。如圖5d所示，黑龍江、內蒙古、遼寧和青海的回歸系數較高，在0.314 2～0.314 3之間；其次為遼寧、河北、河南、福建、廣西、新疆和寧夏等地區，在0.314 1～0.314 2 之間；最低為湖北、湖南、江西和浙江等地區，在0.313 8～0.313 9之間。

（5）農村居民文化素質。由表5 可知，農村居民文化素質與我國生態振興績效整體呈現正相關關系，全樣本系數為0.325。即在其他因素一定時，農村居民文化素質對生態振興可能存在正向影響。農民是鄉村振興的主體，也是鄉村生態振興的主力軍，基于此，鄉村生態振興需要強化農民生態文明意識，培育農民生態文明素養，讓生態文明素養成為新時代農民的必備素質。從空間上來看，農村居民文化素質回歸系數的空間差異最大，為0.212 6，并呈“南高北低”態勢。如圖5e所示，陜西、湖北、江西和浙江的回歸系數較高，在0.325 1～0.325 2之間；其次為貴州、海南、河南、山東、北京、天津、河北、陜西等地區，在在0.325 0～0.325 1 之間；最低為甘肅省，在0.000 1～0.324 6之間。

四、結論與政策啟示

本文以我國30個省級行政區作為研究區域（不包含西藏和港澳臺地區），基于“三生空間”視角探究我國生態振興績效的時空演變特征，并利用地理加權回歸模型，從政府引導、村莊支撐、農戶參與等維度識別區域生態振興核心驅動因子及其作用效應的空間分異，所得結論如下：

（1）2010—2020 年我國生態振興績效呈現持續上升的趨勢，低等級和較低等級地區逐漸減少，中等級、較高以及高等級地區逐漸增多。在空間上，我國生態振興績效空間分布整體呈現出東中西部“階梯式遞減”態勢，其中較高、高等級地區存在向中西部地區延伸的趨勢。

（2）農村居民文化素質（0.325）、農村居民人均可支配收入（0.314）和政府環境規制（0.273）三個因素是我國生態振興績效的主要影響因素；政府財政支持（0.149）和農村基礎設施建設（0.070）為次要影響因素。

（3）各因素對我國生態振興績效影響效應的空間分異明顯。其中，農村居民文化素質因素的空間分異最為顯著（0.212 6），呈現“南高北低”態勢。其他因素的空間分異的顯著性較弱，其中，政府環境規制和農村基礎設施建設回歸系數的空間差異值為0.000 3和0.002 8，并呈“浙贛鄂為核心向四周輻射遞減”態勢；政府財政支持和農村人均可支配收入回歸系數的空間差異值為0.000 4和0.000 5，并呈“中部低、南北高”態勢。

結合上述結論，本文得出如下政策啟示：

第一，提高農村居民的文化素質。要完善農民基礎教育和綠色生產技能培訓體系，加大農村基礎教育的投資力度。加強集約型農業科技推廣部門的人才隊伍建設，因地制宜制定培訓內容。

第二，繼續縮小城鄉居民收入差距，為推進生態振興奠定經濟基礎。建立促進農民持續增收長效機制，貫徹落實強農惠農富農政策，多渠道促進農民增收，縮小城鄉收入差距。不同地區城鄉收入差距對生態振興的影響存在較大異質性，政府在制定實施方案時，要考慮當地實際情況和收入分配因素，避免實行“一刀切”政策。

第三，激活微觀個體促進生態振興的動力。政府環保部門必須構建農村污染防治的城鄉長效聯動機制，消除權力分配差距導致的“搭便車”效應。發揮基層組織的“領頭羊”作用，引導城鄉居民采取綠色低碳的生產生活方式，完善鄉村自治機制，發揮農民主體作用。突出規范培育社會組織，發揮對生態振興的多元服務作用。