作者简介：杨丹，西南大学经济管理学院的现任院长、教授、博士生导师；周健，西南大学经济管理学院的博士研究生；王乔冉，西南大学经济管理学院博士研究生
文献来源：《农业技术经济》2026年第4期
摘要：本文基于公共物品理论和AMO理论，从优质环境供给视角构建农村人居环境整治影响农户收入的理论分析框架，采用2020年中国乡村振兴调查(CRRS)数据，实证检验农村人居环境整治对农户收入的影响机理和作用机制。本文发现：(1)农村人居环境整治能够推动农户收入增加，具有增收效应；(2)农村人居环境整治的增收效应对不同类型收入存在差异，对农户非农经营收入和工资性收入具有显著正向影响，但降低了农户的农业经营收入和转移支付收入；(3)农村人居环境整治通过增强农户可行能力、催生其内生动力、拓展其发展机会从而提升农户收入；(4)异质性分析表明，对于非贫困村庄、经济精英治理村庄和东西部地区的农户，农村人居环境整治的增收效应更大；(5)进一步通过构建不平等指数和分位数回归发现，农村人居环境整治能够缩小收入不平等，具有追赶效应。因此，应持续推进农村人居环境整治和公共物品供给，激发乡村精英治村的积极性，提升农村基层组织的治理能力，促进农户收入增加和收入差距缩小，以加快实现共同富裕目标。
关键词：公共物品；农村人居环境整治；农户收入；共同富裕
一、引言
治国之道，富民为始。中国共产党第二十次全国代表大会强调扎实推进共同富裕。习近平总书记也指出“促进共同富裕，最艰巨最繁重的任务仍然在农村”。在经济增速趋缓的背景下，农村居民内部收入差距仍有扩大趋势（罗楚亮等，2025）。将农村居民人均可支配收入五等份分组（见图1），2013—2024年，高收入组家庭人均可支配收入增长152.32%，低收入组家庭人均可支配收入仅提升87.98%。2013年高低收入组家庭人均可支配收入差值为18446元，比值为7.41；而2024年该差值已扩大至48395元，比值达9.95。在共同富裕目标下，提高农村居民收入尤其是农村低收入群体的收入是当前亟需解决的问题（黄季焜，2025）。
2024年中央“一号文件”指出，浙江省“千村示范、万村整治”工程，从农村人居环境整治入手，由点及面、迭代升级，创造了推进乡村全面振兴的成功经验和实践范例。2025年中央“一号文件”也强调，深入学习运用“千万工程”经验，千方百计推动农民增收入。实际上，“千万工程”主要是一项人居环境整治工程（黄祖辉等，2025）。例如，径山村以“千万工程”为牵引，通过改造房屋立面，增铺村庄绿道，提升农村人居环境，促进文旅融合，从贫困村嬗变成了全国乡村特色产业产值超亿元村注，2024年村人均收入达6.17万元；棠棣村通过拆除露天粪坑、修宽道路、整治杆线，激活花木旅游功能，推动农文旅融合发展，大力发展“美丽经济”，2024年村人均收入达13万元。这一系列政策文件和实践表明，农村人居环境整治可以改善乡村生产生活环境，从而推动产业发展、带动农户增收。那么在理论层面，农村人居环境整治何以影响农户收入?深入探析农村人居环境整治对农户收入的影响及其作用机制，对于制定更加有效的农村人居环境整治政策体系，促进农户收入持续增长具有重要的现实意义。
近年来，学界从宏观政策、人力资本、数字经济等角度，对如何促进农户收入增长和收入不平等缩小进行了系统研究。扶贫政策虽对农户增收效果明显，但造血式扶贫政策更有利于禀赋优渥的家庭，一定程度上也加剧了收入差距（周强，2021）。农村集体经济发展能够创造非农就业和创业机会，有利于农户收入持续增长和收入不平等缩小（张浩等，2025）。在人力资本方面，健康水平和技能培训对农户收入增长具有显著作用（程名望等，2016），提升人力资本也是扶贫政策长期有效的关键（李芳华等，2020）。此外，农户参与数字经济提升了其议价能力和经营效率，能够提高农户收入和缩小收入不平等（苏岚岚等，2024），但信息化红利更多被中高收入群体所获取，反而可能加剧数字鸿沟和收入分层（平卫英等，2025）。
农村人居环境是农户进行生产、生活、娱乐和社交的空间（Nelson， 2001），中国农村人居环境总体仍处于较低水平（彭超等，2019），且各区域农村环境质量不平等、不均衡（Hu等，2020），农村人居环境整治面临“政府干、农民看”等诸多困境（李冬青等，2025）。随着环境日益受到重视，部分研究关注到了农村人居环境对农户收入的影响。农村卫生厕所建设可以改善农户健康、提高农村儿童受教育水平，从而有利于农村人力资本积累（董杰等，2022；梁超等，2022）。交通设施建设能够带动返乡创业和农村企业发展（Garg等，2024）、提升农业全要素生产率（程名望等，2025）；通讯设施建设有利于增强农户信息获取能力，拓展其有效销售渠道，促进农户收入增加（Khan等，2022）。同时，农村人居环境整治能够提高社会资本和就业机会，助推农户参与非农就业，进而促进其收入增长（刘泽宇，2024）。
综上，已有研究为本文奠定了良好的理论基础，但也存在进一步研究的空间。（1）既有文献鲜少从环境变化的角度探讨农户增收问题，针对农村人居环境整治对农户收入及其不平等的影响研究更是缺乏；（2）关于农村人居环境外部效应的研究侧重于对农业农村的影响，对农户增收的关注则多停留在理论推理层面，且缺乏基于微观大样本数据的实证研究和系统性考量；（3）部分研究分析了单一人居环境要素改善对农户收入的影响，但忽视了人居环境的整体性与系统性，难以全面反映农村人居环境整治的影响效应和作用机制。因此，本文聚焦农村人居环境整治对农户收入的影响，在理论分析的基础上，利用2020年中国乡村振兴调查（CRRS）数据，采用工具变量法等方法实证研究农村人居环境整治对农户收入的影响和机制，并进一步分析农村人居环境整治对农户收入不平等的作用效应，旨在系统全面考察农村人居环境整治对农户的经济效应，以期为持续推进农村环境治理提供坚实的理论基础和实证依据，为健全完善相关政策提供参考。
图1 2002—2024年中国农村居民五等份分组人均收入趋势
注：2012年及以前为农村居民人均纯收入，2012年以后为农村居民人均可支配收入；全国居民五等份收入分组是指将所有调查户按人均收入水平从低到高顺序排列，平均分为五个等份，处于最低20%的收入家庭为低收入组，依此类推依次为中间偏下收入组、中间收入组、中间偏上收入组、高收入组数据来源：国家统计局
本文可能的边际贡献如下：（1）从微观视角切入，深入探讨农村人居环境整治对农户收入的影响，并基于AMO理论框架揭示农村人居环境整治对农户收入的作用机理和逻辑链条，丰富了农村人居环境整治政策效果的研究；（2）区别于单一环境要素影响农户收入的研究，本文遵循人居环境是一个整体的原则，构建农村人居环境整治指标体系，更加全面地揭示了农村人居环境整治对农户收入的影响效应；（3）进一步分析了农村人居环境整治对农户收入不平等的影响，并通过分位数回归验证其在促进农户增收过程中的追赶效应。本文不仅有助于理解农村人居环境整治如何影响农户收入，也为持续推进农村人居环境整治提供了理论支撑和政策启示。
二、理论分析与研究假说
（一）农村人居环境整治的农户增收效应
从理论层面来看，农村人居环境作为农村居民生产生活的基本空间载体，是农户生计活动的基础条件，其核心内容包括环境健康与基础设施两个方面（Hu等，2020；李裕瑞等，2022）。根据公共物品理论，农村人居环境整治具有显著的正外部性和公共性。从实践层面来看，浙江“千万工程”的演进历程体现了人居环境整治在乡村发展中的系统性作用：第一阶段“千村示范、万村整治”强调改善人居卫生、治理脏乱差，突出健康和安全基础；第二阶段“千村精品、万村美丽”注重村容村貌和公共设施提升，突出整体美学价值和宜居性；第三阶段“千村共富、万村未来”则进一步将人居环境整治与数字化、现代化发展目标相结合（黄祖辉等，2025）。因此，无论理论逻辑还是实践经验，农村人居环境整治均并非单纯的生活环境与生活设施改善，更是一个兼具公共物品供给、制度安排优化与农户福利提升的系统性过程。
从发展经济学视角看，低收入人群长期陷入贫困的根本原因在于其可行能力与发展机会的结构性匮乏（Schultz， 1961；Sen， 1999），且这种结构性劣势严重影响其心理资本，如心态、信念与信心等（罗必良等，2021）。广义而言，个体的经济收入可被视为其行为绩效的一种外在体现。行为绩效模型认为行为绩效由个体所具备的可行能力（Ability）与内生动力（Motivation）共同决定（Vroom， 1964），随着情境心理学和组织行为学发展，学界进一步将“发展机会”（Opportunity）纳入分析，形成了“能力—动力—机会”（Ability-Motivation-Opportunity， AMO）理论框架。该理论强调个体可行能力与内生动力虽为行为绩效生成的核心要素，但在缺乏相应发展机会时，个体可行能力和内生动力也难以转化成实际绩效（Boselie等，2005）。作为系统性改善农村生活环境与基础设施的公共物品供给过程，农村人居环境整治不仅有利于提升整体社会福利，也有助于增强农户的可行能力，使其具备更多可选择的发展路径和发展机会，并能进一步激发其主观能动性和内生动力，从而能够促进农户收入增长。综上所述，本文提出如下研究假说：
假说1:农村人居环境整治能够提高农户收入水平。
（二）农村人居环境整治对农户收入的影响机制
1.农村人居环境整治通过增强可行能力促进农户收入增加。
推动农户收入提升的重点在于增强其可行能力，其中健康水平与知识技能是可行能力的核心要素。一方面，农村人居环境整治，尤其是卫生治理措施，有助于减少细菌和病毒等滋生与传播，降低疾病的发生概率和传染风险，从而有助于提升农户及家庭成员的健康水平；青壮年劳动力的健康状况改善，有助于延长劳动投入时间、提升劳动效率，从而直接推动家庭收入的增长。同时，儿童健康水平的提升有利于家庭长期人力资本积累，对中长期收入增长具有重要意义（梁超等，2022）；此外，老人和儿童健康水平的提升，能够减轻青壮年劳动力在家庭内部的照护负担，释放其参与经济活动的时间与精力，从而间接促进家庭收入提升。另一方面，村庄道路、自来水、快递服务等基础生活设施的完善，不仅节约了农户在外出取水、采购等日常家务中的时间消耗（Poignant， 2025），也为其参加技能培训提供了时间可能性。同时，网络通讯设施的普及提升了信息传播的效率和广度，拓展了农户获取知识与技能的渠道，为农户提供了更多元化、便利化的学习方式，有助于增强其知识储备和技术掌握水平（Chiebonam等，2023）。综上所述，农村人居环境整治能够通过改善健康水平和提升知识技能增强农户可行能力，为其经济收入提升奠定坚实基础。因此，本文提出如下研究假说：
假说2:农村人居环境整治通过增强可行能力促进农户收入增加。
2.农村人居环境整治通过激发内生动力促进农户收入增加。
推动农户收入提升的关键在于激发农户的内生动力（贾晋等，2024）。在AMO理论框架下，内生动力反映个体主动参与经济活动的心理倾向，而预期结果与积极情绪是其核心要素（Gerhart等，2015），对其创造力激发与行为绩效提升具有显著作用（Bledow等，2013）。同时，外部环境改善能够重塑个体心理认知结构，引发主观意识与行为方式的积极转变（曾永明等，2024）。一方面，农村人居环境整治直接改善农户生活质量，有助于提升农户对公共服务资源的获取能力，缩小城乡和群体差距，从而增强农户的生活满意度与社会公平感（Halik等，2011）。生活质量改善能够激发农户的正向情绪和内生发展动力，促使其设定更为明确的生活目标，并将其转化为具体的行动计划和实践路径，农户也会表现出更高的时间投入与心理投入，从而增强参与经济活动的积极性与持续性（解垩等，2022）。另一方面，农村人居环境整治在推进过程中高度重视农户的参与意愿与主体地位，鼓励农户参与村庄规划、建设和日常管理，这不仅有助于增强农户的主体意识与归属感，也有利于提升其对未来发展的信心。具备较强自信的农户在面临困境时，更容易坚信自身具备改变现状的能力与机会，主动寻求发展机遇，从而实现经济收入的提升（胡原等，2020）。综上所述，农村人居环境整治能够通过改善生活环境激发农户的内生动力，进而提升其参与经济活动的积极性，为收入增长提供心理与行为基础。因此，本文提出如下研究假说：
假说3:农村人居环境整治通过激发内生动力促进农户收入增加。
3.农村人居环境整治通过拓展发展机会促进农户收入增加。
推动农户收入提升的核心在于拓展其参与经济活动的发展机会。发展机会缺失，尤其是缺乏参与高收入经济活动的路径和渠道，严重约束了农户收入增长。农村人居环境不仅决定居民生活质量，也直接影响村庄的营商环境（黄祖辉等，2025）。农村人居环境整治作为系统性工程，涵盖生产空间、生活空间与生态空间的整体优化，其改善成效具有显著外溢效应，能够推动村庄产业结构升级与发展（于法稳等，2025）。从硬件条件改善的角度看，垃圾与污水处理等人居卫生治理有助于村庄物理空间有序清理和有机更新；道路硬化、供水系统建设及网络基础设施完善，不仅有利于提升村庄整体通达性与便利性，也有利于农村电商、小规模家庭作坊等本地创业活动开展。因此，农村人居环境整治不仅能够优化生产要素配置效率，也为产业资源引入和扩张奠定了基础，从而有助于拓展农户参与非农经营和就业的机会，间接促进其收入增长。另一方面，从需求拉动的角度看，随着城市生活节奏加快与心理压力加剧，越来越多自由职业者、退休人群和中产阶级倾向于追求亲近自然与休闲疗愈的生活方式，乡村旅游迎来前所未有的发展机遇和市场需求（Lewis等，2019）。农村人居环境整治能够提升村庄整体环境质量，有助于激活乡村生态资源与文化资源，强化乡村生态涵养与休闲体验功能。环境卫生改善和基础设施完善，不仅能够增强乡村旅游的吸引力与市场竞争力，也能够提升游客承载能力和服务能力（Moliterni等，2025），进而推动乡村旅游及相关服务业发展，为农户提供更多就业和创业机会。综上所述，农村人居环境整治有利于塑造良好的营商环境，促进农村各类经营活动与新兴产业发展，拓展农户参与经济活动的发展机会，从而提升农户收入水平。因此，本文提出如下研究假说：
假说4:农村人居环境整治通过拓展发展机会促进农户收入增加。
（三）农村人居环境整治对农户收入不平等的缓解效应
缓解收入不平等是实现共享繁荣和推动包容性增长的关键路径。当前，由于农村地区发展机会不平等与农业增长长期停滞，农户收入分布呈现日益加剧的分化趋势（Benjamin等，2017）。农村人居环境整治对农户收入不平等可能产生双重效应：一方面，资源禀赋较好的群体通常具备更强的信息获取能力、市场响应能力以及资本转换能力，能够更迅速地捕捉农村人居环境整治带来的增收机会，利用既有资本积累拓展经营空间，实现收入进一步增长，呈现“强者恒强”的“马太效应”；另一方面，农村人居环境整治能够提升农村整体基础设施与发展条件，为资源禀赋相对匮乏的低收入群体带来更高的边际收益，体现出“追赶效应”。本文认为，农村人居环境整治作为典型的公共物品供给，具有非竞争性和非排他性，其整治成果可为村庄内居民共享。这种普惠性特质使农村人居环境整治能够弥补资源匮乏群体在基础条件上的劣势，缩小低收入群体与高收入群体之间的资源差距，从而缓和收入不平等。首先，在公共服务资源获取上，农村人居环境整治尤其是人居设施建设投入，能够为低收入群体创造更公平和更多样化的学习与发展场景，有助于提升其知识积累与技能掌握，缩小与高收入群体间的可行能力差距，为实现收入赶超提供支撑（苏岚岚等，2024）。其次，在生活品质改善上，低收入群体原本生活条件处于劣势，对人居环境改善的感知更为敏感，农村人居环境整治能够显著增强其对未来生活的信心与希望，激发其产生强烈的主观能动性和内生动力，进而促进农户收入水平持续提升和收入不平等缩小。最后，农村人居环境整治通过优化空间环境与基础条件，为村庄内部经济结构多元化发展奠定了基础。乡村旅游、休闲农业、民宿经济等非农产业逐步兴起，为原本受限于资源禀赋、家庭照料责任的农户提供了在地就业与创业机会，能够提高低收入群体的经济参与度与经济收入，从而缓和收入不平等，呈现出“追赶效应”。综上所述，本文提出如下研究假说：
假说5:农村人居环境整治有利于低收入农户追赶高收入农户，缓解农户内部收入不平等。
本文综合运用公共物品理论与AMO理论，从宏观与微观两个互为补充的维度构建了“人居环境整治—发展条件改善—农户收入提升”理论分析框架（见图2）。前者从宏观层面解释农村人居环境整治如何通过基础设施供给和生活环境优化提升农户的可行能力和内生动力，并为农户创造普惠性的发展机会；后者则从微观视角剖析农户如何通过可行能力的增强、内生动力的激发和发展机会的拓展，实现经济活动参与增加和经济收入增长。
图2 农村人居环境整治影响农户收入的理论分析框架
三、数据说明与研究策略
（一）数据来源
本文数据源于2020年中国社会科学院农村发展研究所组织的中国乡村振兴调查（China Rural Revitalization Survey， CRRS）。在抽样上，该调查综合考虑经济发展水平、区域位置等情况，在全国东、中、西、东北地区的省份中随机抽取了山东、浙江、广东、河南、安徽、宁夏、陕西、四川、贵州和黑龙江等10个省份。基于全省的县级人均GDP，采用等距随机抽样方法抽取样本县（市），同时采用相同方式抽取样本乡（镇）和样本村。调查数据覆盖中国50个县（市）、150个乡（镇），共获得300余份村庄调查问卷和3800余份农户调查问卷。剔除了关键变量缺失、异常值的样本后，本文最终得到有效样本3641个。
（二）变量选取与测度
1.被解释变量。
首先，本文选取受访家庭年收入作为被解释变量，以检验农村人居环境整治对农户收入的影响。家庭收入以受访家庭总收入衡量，具体包括农业经营收入、非农经营收入、工资性收入、财产性收入和转移支付性收入，并使用家庭人均收入进行稳健性检验。为排除极端值对回归结果的影响，本文对家庭收入进行了双侧1%缩尾处理。
2.核心解释变量。
本文核心解释变量为农村人居环境整治。中国农村人居环境整治通常以整村推进的方式进行，村级层面人居环境整治能避免农户个体评价所带来的测量偏差（Pan等，2024）。因此，参考Hu等（2020）和黄祖辉等（2025）的研究，本文从村庄人居卫生治理、人居设施完善两个方面测度农村人居环境整治。人居卫生治理包括垃圾治理和污水治理两个方面；人居设施完善包括道路设施、饮水设施、网络设施和快递设施四个方面。此外，由于农村人居环境整治由多个不同变量构成，且各变量的量纲存在差异，故本文首先对农村人居环境整治的各个变量进行标准化处理，再利用等权重法得到农村人居环境整治的取值。
3.机制变量。
农村人居环境整治影响农户收入增加的机制包括增强可行能力、催生内生动力、拓展发展机会3个方面。本文采用健康水平、医疗支出、知识技能培训3个变量，反映农户的健康水平和知识能力，以检验增强可行能力的机制；以农户对未来生活水平的愿景，反映农户对生活改善的信心和志气，以检验催生内生动力的机制；选取非农就业、村庄产业发展、乡村旅游和旅游业规模4个变量，反映农户的增收机会，以检验拓展发展机会的机制。
4.控制变量。
本文从受访农户的个体特征、家庭特征、村庄特征3个方面选取控制变量。受访农户个体特征包括性别、年龄、受教育水平和婚姻状态等；受访家庭特征包括耕地面积、政治资本、社会资本、人力资本和老幼占比等；受访村庄特征包括村庄经济水平、地形特征和离乡（镇）的距离。
被解释变量、核心解释变量、机制变量和控制变量的定义、赋值与描述性统计结果如表1所示。
（三）计量模型设定
1.基准回归模型。
为估计农村人居环境整治对农户收入的影响，本文构建如下模型：
其中，Inci为被解释变量农户家庭收入；Rhri为核心解释变量农村人居环境整治；Coni为个体层面、家庭层面和村庄层面的控制变量；α0为模型的常数项，α1为农村人居环境整治对农户收入的影响程度，α2为控制变量的待估计系数；εi为随机误差项。
2.机制检验模型。
参考刘海等（2024）的做法，本文构建模型（2）和模型（3）分两步检验农村人居环境整治对家庭收入的影响机制。
其中，Meci为机制变量，包括可行能力、内生动力和发展机会；β0为模型的常数项，β1是核心解释变量的估计系数，衡量农村人居环境整治对机制变量的影响；β3是机制变量的估计系数，衡量机制变量对家庭收入的影响；β2和β4为控制变量的待估计系数；ωi和γi为随机误差项；其他变量含义同模型(1)。
3.分位数回归模型。
为全面检验农村人居环境整治对不同收入分位数水平上农户群体的增收效应，本文采用分位数回归，并构建模型（4）:
其中，
四、实证检验与结果分析
（一）农村人居环境整治的农户收入效应特征事实
本文首先运用散点图刻画了农村人居环境整治与农户家庭收入的特征事实，结果如图3所示。农村人居环境整治与家庭收入呈现一定的正相关关系，即农村人居环境整治能够促进农户家庭收入的提高，产生增收效应。这些特征事实与前文的理论假设一致，为进一步实证检验农村人居环境整治的增收效应提供了初步的统计证据。
图3 农村人居环境整治与家庭收入的特征事实
（二）农村人居环境整治对农户收入的影响
本文在回归分析之前先进行了多重共线性检验，结果显示所有变量的方差膨胀因子（VIF）介于1.0403～1.5771，平均值为1.2556，远低于临界值10，可认为模型的变量间不存在多重共线性。为尽可能地解决遗漏变量问题所导致的估计偏误，本文在回归时逐步加入受访者特征、家庭特征、村庄特征等控制变量，根据模型（1）采用最小二乘法进行回归分析，以检验农村人居环境整治对农户收入的影响，结果如表2所示。表2（4）列估计结果显示，农村人居环境整治在1%的水平上对农户收入具有显著的正向影响。这一结果表明，在控制其他影响因素的条件下，农村人居环境整治对农户收入具有显著增益效应，研究假说1得到验证。可能的原因是：一方面，农村人居环境整治过程本身伴随着公共投资增加、服务需求扩张和临时岗位创造，为农户提供了即时的收入增量（Pan等，2024）；另一方面，农村人居环境整治形成的清洁环境和现代化设施，提升了农村整体的宜居程度和营商环境，有利于吸引“人流、物流、资金流”持续向乡村汇聚，从而能够持续支撑农户收入增长。
此外，受访者婚姻状态、家庭耕地面积、家庭政治资本、家庭人力资本、村庄经济水平均对农户家庭收入具有显著正向影响，而家庭老幼占比对农户家庭收入具有显著负向影响，这表明家庭人力资本与社会资源仍是影响农户收入的关键因素。
进一步地，本文检验了农村人居环境整治对农户家庭不同类型收入的影响效应，结果如表3所示，农村人居环境整治对农户非农经营收入和工资性收入具有显著正向影响。这表明农村人居环境整治并非单纯的生活环境改善，还能通过营造良好的营商环境和就业环境，重塑农户与市场的嵌入方式（黄祖辉等，2025）。一方面，农村人居环境整治改善了农户的信息获取和交通条件，使其更容易进入非农经营与劳动力市场，也为其开展民宿、餐饮、手工艺等非农经营提供了现实可能；另一方面，农村人居环境整治增强了村庄承接外来投资与产业项目的能力，带动了农村二、三产业的集聚发展，为农户提供了更多的本地化就业岗位，从而显著提高其工资性收入。值得注意的是，农村人居环境整治对农户农业经营收入和转移支付收入存在显著负向效应，这体现了农户在资源再配置过程中的理性选择。即非农产业发展和就业机会增多时，农户会将有限的劳动力和资本从收益较低、风险较高的农业经营中转移出来，对农业经营产生“挤出效应”，随着农业投入和规模的缩减，相关的农业补贴收入也随之减少。
（三）内生性问题讨论
前文发现农村人居环境整治对农户收入有显著正向影响，但该结果的稳健性可能受到内生性问题的影响。一是反向因果，农户收入可能会影响农村人居环境整治，家庭收入高的农户会主动进行人居卫生治理，也对人居设施有更高的需求，可能会推动所在村庄人居环境整治，从而引发反向因果问题。二是遗漏变量，尽管前文已尽可能控制了受访者特征、受访家庭特征、受访村庄特征对估计结果的影响，但仍可能存在个体和区域不可观测特征带来的遗漏变量问题。因此，本文采用工具变量法、变动系数估计和安慰剂检验等方法，以尽量降低内生性问题所导致的估计偏误。
1.工具变量法。
第一，本文根据学界对农村人居环境整治工具变量的普遍做法（李冬青等，2021；Pan等，2024），选取县级区域中除农户所在村庄以外其他村庄人居环境整治的平均水平作为工具变量（IV_1）。一方面，农村人居环境整治在同一县域内具有同一性，差异在于不同村庄开展人居环境整治的时间有先后，因此本县域内其他村庄人居环境整治的平均水平与本村人居环境整治存在相关性；另一方面，其他村庄人居环境整治与本村农户家庭收入无直接联系，满足工具变量的排他性。第二，利用误差项中存在的异方差性来构建工具变量，具体参考王伟光等（2024）的做法，选取村庄人居环境整治与其所在县域农村人居环境整治平均水平差额的三次方作为本文的第二个工具变量（IV_2）。
采用两阶段最小二乘法（2SLS）回归得到工具变量法的估计结果如表4所示，Kleibergen-Paaprk LM统计量的P值均小于0.001，拒绝不可识别假设；工具变量弱识别检验显示，Kleibergen-Paaprk Wald F统计量均大于Stock-Yogo弱识别检验在10%水平上的临界值（16.3800），说明两个工具变量选取合理。表4（1）列和（3）列分别汇报了两个工具变量第一阶段的估计结果，估计系数在1%水平上显著为正，说明两个工具变量均与农村人居环境整治相关；表4（2）列和（4）列分别汇报了两个工具变量第二阶段的估计结果，核心解释变量农村人居环境整治均在1%水平上显著。两个工具变量的估计结果表明，在处理内生性问题后，农村人居环境整治依然能促进农户增收，与基准回归的结果一致。
虽然前文对所选工具变量满足排他性约束进行了定性讨论，但这难以从统计上确保工具变量的严格外生，基于此本文进一步采用“近乎外生”（Plausibly Exogenous）工具变量法，通过放松工具变量的严格外生性要求，检验工具变量估计结果的稳健性（Conley等，2012）。具体而言，本文利用置信区间集合法（UCI）绘制了随着工具变量排他性约束的变动，内生变量农村人居环境整治估计系数的稳健区间，如图4所示。从检验结果可知，随着工具变量严格外生性假设违背程度（δ）逐渐增大，农村人居环境整治估计系数的置信区间也相应扩大，但估计系数符号与基准回归、工具变量法的结果一致。图4的检验结果说明两个工具变量的选取具有合理性，即使考虑工具变量存在非严格外生性的情况下，农村人居环境整治能够促进农户增收的结论依然可靠。
2.变动系数估计法。
对于可能存在遗漏变量所导致的内生性问题，本文根据Altonji等（2005）衡量遗漏变量重要性的思路，设计两组回归模型计算其变动系数注，计算方式如（5）式所示：
为完全控制模型的核心解释变量估计系数。本文设计了两个受约束模型和两个完全控制模型，受约束模型1只纳入核心解释变量农村人居环境整治，完全控制模型1纳入核心解释变量、受访者特征和家庭特征变量；受约束变量模型2纳入核心解释变量和受访者特征变量，完全控制模型2纳入核心解释变量、受访者特征、家庭特征和村庄特征等全部控制变量。两组回归模型的变动系数计算结果如表5所示，Ratio1和Ratio2分别为129.7895、4.4040，这表明遗漏变量对模型的潜在影响至少要达到现有模型中控制变量影响的4.4040倍，结果才可能因遗漏变量而产生估计偏误。表5的检验结果说明基准回归估计结果稳健，即农村人居环境整治正向影响农户收入。
3.安慰剂检验。
参考何可等（2023）的做法，本文将农村人居环境整治变量随机打乱重新分配到各个样本中，再代入基准回归模型进行检验。为增强安慰剂检验的稳健性，本文利用蒙特卡洛检验重复上述安慰剂检验步骤500次，得到估计系数分布和p值的核密度分布情况如图5所示。虚拟所得的估计系数集中分布于0附近呈正态分布，远小于真实估计系数0.7130，且大部分模拟估计系数的p值大于10%的显著性水平。这意味着，基于虚构事实的农村人居环境整治并不能提高农户收入，能够排除基准回归结果受到偶然因素影响。
（四）稳健性检验
1.替换被解释变量。
本文以家庭人均收入替换家庭收入。将家庭人均收入代入模型（1）中，估计结果如表6（1）列所示，农村人居环境整治对家庭人均收入的估计系数在1%水平上显著为正，这与基准回归的结果一致，农村人居环境整治仍呈现出提高农户收入的作用。
2.替换核心解释变量。
第一，更换核心解释变量的测度方式，前文使用等权重法构建核心解释变量农村人居环境整治，本部分进一步使用客观性更强的熵权法生成核心解释变量，估计结果如表6（2）列所示，农村人居环境整治对家庭收入的估计系数为0.2537，且保持较高的显著性，说明基准回归结果稳健。第二，以农户对本村生活环境的满意度来刻画农村人居环境整治情况，估计结果如表6（3）列所示，农村人居环境整治对家庭收入的估计系数在1%水平上显著，系数值为0.1086，与基准回归结果基本一致，表明基准回归结果具有稳健性。
3.剔除浙江省的样本。
浙江省作为“千万工程”起源之地，农村人居环境整治启动较早、持续较久，已经取得了较好的成效，与其他地区的村庄差别较大。为避免浙江省样本对回归结果的影响，本文剔除浙江省的调查样本后进行回归估计，结果如表6（4）列所示，农村人居环境整治对农户收入的估计系数为0.5845，且在1%水平上显著，说明基准回归结果稳健。
五、作用机制检验与异质性分析
（一）农村人居环境整治对农户收入的影响机制检验
为明晰农村人居环境整治通过何种机制促进农户增收，本文基于理论分析和计量模型，从增强可行能力、激发内生动力和拓展发展机会三个方面进行机制检验。
1.农村人居环境整治通过增强可行能力促进农户收入提升的机制检验。
第一，表7（1）列和（3）列的估计结果显示，农村人居环境整治显著提升农户健康水平、降低家庭医疗支出；表7（2）列和（4）列结果进一步表明，健康水平对家庭收入有显著正向作用，而医疗支出则对家庭收入存在显著负向作用。二者结合说明，农村人居环境整治通过改善农户健康水平、减少医疗负担，间接提升了农户家庭收入。这一结果体现了农村人居环境整治的正外部性，即农村人居环境整治改善了空气、水质和土壤条件，降低了疾病发生率，减少了农户的医疗支出和因病误工带来的机会成本，释放了更多劳动力用于生产经营活动，进而能够实现经济收入增长。第二，表7（5）列显示农村人居环境整治对农户知识技能学习具有显著正向影响，表7（6）列结果进一步说明，知识技能对家庭收入增加具有显著正向作用。这说明农村人居环境整治通过促进知识技能积累推动了农户收入增长。农村人居环境整治一方面减少了农户的家务劳动时间，为其学习和培训留出了“时间红利”；另一方面，人居设施完善也提高了农户获取教育、培训和市场信息的可及性，从而有助于增强其人力资本禀赋，扩大农户在非农经营与劳动力市场中的选择空间和议价能力，为农户实现多元化增收提供坚实支撑。
2.农村人居环境整治通过激发内生动力促进农户收入提升的机制检验。
根据表7（7）列的估计结果，农村人居环境整治对农户生活愿景具有显著正向影响；表7（8）列进一步表明，农村人居环境整治通过提升农户的生活愿景和内生动力，促进农户收入水平提高。可能的原因在于，农村人居环境整治通过改善居住条件，提升了农户的生活品质与生活尊严，降低了“环境贫困”对农户心理的压抑作用，进而激发农户对美好生活的追求和改善现状的内生动力，从而促使农户产生更积极的劳动供给与经济行为。同时，农村人居环境整治伴随公共服务供给的扩展，缩小了城乡差距，使农户在横向比较中获得“社会激励”，能够有效缓解“相对剥夺感”，增强农户的公平感与发展信心（Halik等，2011），促使其更愿意增加劳动投入和市场参与，从而实现其经济收入增长。
3.农村人居环境整治通过拓展发展机会提升农户收入的机制检验。
首先，从非农就业与村庄产业发展的路径来看，表8（1）列和（3）列的结果表明，农村人居环境整治显著提升农户非农就业水平和村庄产业发展水平；表8（2）列和（4）列进一步显示，两者均对家庭收入具有显著正效应。这说明农村人居环境整治不仅能够优化村庄的基础条件，还通过拓展产业平台和就业空间，为农户参加非农经营与就业提供了新机会。具体而言，农村人居环境整治改善了村庄卫生条件和设施质量，降低了非农产业落地和经营的成本，为农产品加工、电商经济、家庭手工业等农村新业态创造了发展空间；同时随着新产业集群的形成，农户的就业选择更加多元、劳动分工也更加灵活。这也说明，农村公共物品供给能够降低农户的市场进入壁垒，促进农业劳动力向高生产率的部门转移，从而实现农户的经济收入增长。从乡村旅游发展的路径来看，表8（5）列和（7）列的结果表明，农村人居环境整治对乡村旅游开展与规模扩大均具有显著正向作用；表8（6）列和（8）列进一步显示，乡村旅游及其规模扩大显著提升了农户收入。这一结果说明，农村人居环境整治不仅改善了村庄的内部生态，还在很大程度上“唤醒”了沉睡的自然景观和人文资源，使其具备可供开发的经济价值，从而推动了乡村旅游产业的兴起与壮大；另一方面，旅游产业具有典型的劳动密集特征和“乘数效应”（刘佳等，2025），能够创造大量适合不同群体的在地就业机会，促进农户收入来源的多元化，从而能够提高农户的整体收入水平。
（二）农村人居环境整治对农户收入的异质性影响分析
鉴于不同村庄人居环境整治的基础与进度存在差异，各个区域宏观经济发展水平也存在差距，这些差异均可能导致农村人居环境整治对农户收入的影响出现异质性，因此本文从受访村庄是否为贫困村、是否经济精英治村和村庄所处区域3个方面，探讨农村人居环境整治对农户收入的异质性影响，结果如图6所示。
1.是否为贫困村。
2014年以来，中国扶贫系统开展了贫困识别建档立卡工作，通过在全国范围逐村逐户开展贫困识别，共识别出12.8万个建档立卡贫困村注。与非贫困村相比，这些贫困村普遍面临发展基础薄弱、要素禀赋不足、市场联系不畅等制约条件，但也在基础设施建设、政策资源投入等方面享有相对的倾斜优势。为进一步检验农村人居环境整治在不同村庄属性下的效应差异，本文将样本划分为贫困村和非贫困村两组分别进行回归分析。由图6可知，农村人居环境整治对两类村庄农户收入均具有显著正向影响，表明其增收效应具有一定的普遍性。然而，非贫困村的估计系数高于贫困村，说明增收效果在非贫困村中更为突出。其可能的原因在于，农村人居环境整治作为公共物品供给，具备跨越发展水平差异的普惠性，有助于农村居民收入整体提升，体现了政策公平性；同时，非贫困村产业基础较好、治理水平较高，为农村人居环境整治带来的正外部性释放奠定了基础，从而强化了其增收效应。相对而言，贫困村的增收效应虽然略低，但农村人居环境整治仍显著改善了生活环境和人居设施，提升了农户的生活品质和内生发展动力，推动了资源整合与产业发展，从而为贫困村农户提供了重要的赋能和兜底保障。
2.是否经济精英治村。
在中国的基层治理实践中，以村党组织书记为核心的村干部队伍，长期在农村发展与治理中发挥关键作用（易裕元等，2025）。相较于普通村民，具备企业管理经验或经商背景的“经济精英”，通常在经营管理、资源网络等方面更具优势。为识别经济精英治村可能带来的差异效应，本文以村党组织书记是否具有生产经营大户、个体工商户或企业负责人经历作为划分标准，赋值为1者视为“经济精英治村”，赋值为0者视为“非经济精英治村”，分别进行回归分析。由图6可知，农村人居环境整治在两组样本中均对农户收入产生显著正向影响，但值得注意的是，经济精英治村组的估计系数接近非经济精英治村组的2倍，说明经济精英治村强化了农村人居环境整治对农户的增收效应。可能的原因在于，经济精英具备更强的资源整合和战略规划能力，能够高效引导公共物品供给，降低村庄治理中的交易成本，提升政策实施效率；同时，经济精英在组织动员及社会资本链接方面更具优势，能够更有效地引入政策资源和市场资源，放大农村人居环境整治的正外部性，从而更大幅度地推动农户收入增长。
3.东中西部区域差异。
中国各地区在自然地理条件、资源禀赋、经济基础及政策倾斜方面存在差异，这种区域不平衡可能导致农村人居环境整治在不同地区的实施效果存在异质性，从而影响其对农户的增收作用。为此，本文依据国家统计局的区域划分，将样本划分为东部（鲁、浙、粤）、中部（豫、皖）、西部（贵、川、陕、宁）三大区域，黑龙江省因属东北地区而未被纳入分析。由图6可知，农村人居环境整治在东部和西部地区对农户收入均具有显著正向影响，而在中部地区未呈现统计显著性。这一结果表明，农村人居环境整治的增收效应存在区域差异性。可能的原因是，一方面，东部地区经济发展水平高，绿色生态理念深入人心，农村人居环境整治启动早、推进力度大，其正外部性已开始释放；另一方面，西部地区经济发展基础薄弱，农村人居环境整治对其基础设施完善、生活便利性提高和产业发展机会创造的边际效应较高，从而能够显著推动农户收入增长。相比之下，中部地区农村人居环境整治水平尚未达到东部的“转化拐点”，且边际效应不及西部突出，因此其增收效应尚未呈现显著性。
六、进一步分析：农村人居环境整治对农户收入不平等的缓解效应
缓和收入不平等是扎实推进共同富裕的关键。为检验农村人居环境整治能否缓解农户收入不平等，本文选取Kakwani指数表征农户收入不平等。目前，对于个体收入不平等的常用衡量方法包括Yitzhaki指数、Podder指数和Kakwani指数。其中，Kakwani指数具有无量纲化、归一性和尺度不变性等优势（Walker等，2002），该指数的取值范围为0～1，数值越大表示个体受到社会资源相对剥夺程度越严重，内部收入不平等指数越高。参考苏岚岚等（2024）的做法，以样本内其他受访家庭作为参照，将受访家庭与其他样本家庭的收入进行对比，计算得到每个受访家庭的收入相对剥削指数，即收入不平等程度。测算公式如（6）式所示：
其中，下标i、j分别表示第i个、第j个样本家庭；Kakwanij表示样本家庭j的收入不平等程度；n为样本总量；μλ为样本家庭的收入均值；
为增强结论的稳健性，本文分别以家庭总收入和家庭人均收入为基础，基于（6）式计算得到农户收入不平等、家庭人均收入不平等，并进行回归分析，估计结果如表9所示。从表9（1）列可知，农村人居环境整治的估计系数为-0.1623，且在1%水平上显著，表明农村人居环境整治有助于缓解农户收入不平等。进一步地，表9（2）列中使用家庭人均收入不平等作为被解释变量，农村人居环境整治的估计系数依然显著为负，说明农村人居环境整治有助于缓解农户收入不平等的结论稳健。此外，考虑到收入不平等的取值区间位于0～1，属于双侧受限变量，本文进一步使用Tobit模型进行稳健性检验，以克服估计模型选择偏误对结论造成的干扰。表9（3）列和（4）列的结果显示，农村人居环境整治的系数均在1%水平上显著为负，这说明农村人居环境整治能够缓解农户内部收入不平等的结论稳健。以上结果说明，农村人居环境整治的增收效应在不同收入群体之间并不平均，其对中低收入农户具有更强的边际增益作用，具有明显的“追赶效应”。一方面，恶劣环境所导致的健康、信息劣势在农村人居环境整治过程中得到改善，使得中低收入群体能够提升人力资本积累和劳动供给能力，更好地参与本地经济发展和市场活动，从而加快其收入增长速度。另一方面，农村人居环境整治完善了基础设施，降低了中低收入家庭获取发展资源的门槛，有助于其向非农产业转移，拓宽了中低收入群体的就业与增收渠道。
为进一步验证农村人居环境整治在促进农户增收中的“追赶效应”，本文借鉴张衡等（2023）的研究思路，将分析视角聚焦于农村人居环境整治对不同收入水平农户的异质性影响。具体而言，采用分位数回归模型刻画农村人居环境整治对农户收入影响的分布规律。以家庭收入为被解释变量，将样本按照收入水平等距分为9个分位点（10%～90%），回归结果如图7所示。结果表明，农村人居环境整治在各分位点上均呈显著正向影响，但作用呈明显递减趋势：在10%～30%分位的低收入农户中，估计系数普遍高于0.7；在40%～50%分位的农户中，增收效应下降至约0.7；而在60%～90%分位的高收入农户中，该增收效应进一步减弱，估计系数低于0.7。由此可见，农村人居环境整治对中低收入农户的增收作用更为显著，这表明农村人居环境整治具有明显的边际收益递减特性，也符合公共物品供给的非排他性。低收入群体原本在优质生活设施和生活环境获取上处于劣势，而农村人居环境整治有利于改善其可行能力、内生动力及发展机会，从而能够促进其收入增长。相比之下，高收入群体原有资源禀赋较优越，故农村人居环境整治对其边际增益相对有限。这也说明，农村人居环境整治不仅通过改善居住条件提升了农户福利，更通过优化公共资源配置改善农村收入分配格局，体现了提升效率与促进公平的双重效应。
七、研究结论与政策启示
（一）研究结论
本文基于公共物品理论和AMO理论，利用2020年中国乡村振兴调查数据，系统研究了农村人居环境整治对农户收入的影响效应与作用机制，主要研究结论如下：一是农村人居环境整治显著促进农户增收，且该结论在克服内生性问题和多种稳健性检验后依然成立；二是农村人居环境整治对农户非农经营收入和工资性收入具有显著正向影响，降低了农户的农业经营收入和转移支付收入；三是农村人居环境整治通过提高农户可行能力、激发农户内生动力、拓展农户发展机会三个机制推动农户收入增长；四是农村人居环境整治的增收效应存在明显的群体与地区异质性，相较于贫困村、非经济精英治村、中部地区的村庄，农村人居环境整治对非贫困村、经济精英治村、东部和西部地区农户的增收作用更加突出；五是农村人居环境整治对中低收入农户的增收作用大于高收入农户，有助于促进中低收入农户追赶高收入农户，从而缓解收入不平等。
（二）政策启示
1.强化宣传动员，提升农户对环境整治的认知与参与度。应通过公益广告、乡村广播、抖音、微信公众号等多元传播手段，加强农村人居环境整治的宣传力度，提升农户对环境整治与自身利益之间的关系认识，增强农户参与人居环境整治的认同感和主动性。可利用农村医疗体检、村民议事等平台，将卫生行为习惯嵌入村民日常生活。同时，推广积分评比、“清洁家庭”“文明户”等村庄治理制度，设立村民自治监督小组，推动形成共建共治共享的良性格局，加快农村人居环境整治的正外部性培育与释放。
2.加强欠发达地区的公共物品供给，改善其基础发展条件。应持续加大对脱贫地区和中西部农村的政策倾斜与财政投入，完善以中央财政为主导、地方政府协同、社会力量参与的多元化投入机制，推动农村“水、电、网、路、物流”等基础设施提档升级。同时，应提升欠发达地区的农村医疗、教育等基本公共服务的可及性和质量，通过定期提供免费体检、职业技能培训等方式，提升农户参与非农就业与现代农业的能力，以缓解地区间、群体间的收入不平等。
3.构建外出人才返乡激励机制，鼓励引导其参与家乡建设。通过宗族谱系整理、村志编撰等方式唤醒外出人才对家乡的情感认同，利用春节、清明等返乡热潮，组织“村庄发展大会”，强化外出人才对家乡发展的使命感与责任感。通过设立“名誉村长”“村庄顾问”等荣誉性职务，赋予其参与乡村治理的制度性身份，鼓励其以理事会成员、村民代表等形式参与乡村建设。同时，应完善村民自治章程与监督机制，防止精英俘获与治理异化。
4.注重低收入群体的可行能力提升与发展机会拓展，确保乡村治理和发展的普惠性。应探索建立“治理参与—收益分享”的利益联结机制，将乡村治理效果与农户直接利益挂钩。通过财政补贴、就业岗位倾斜等方式，优先惠及中低收入群体。在乡村产业发展和项目实施过程中，优先向中低收入群体开放参与机会，鼓励其通过劳务、合作社或家庭作坊等多元渠道实现增收。