城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為影響研究

何興邦　周葵

摘要

改革開放以來，伴隨中國經濟的迅速增長和工業(yè)化進程提速，我國城鎮(zhèn)化速度明顯加快，之前較多的研究關注了城鎮(zhèn)化對于我國資源和環(huán)境的壓力，而較少有研究者從城鎮(zhèn)化影響進城人口環(huán)保行為的微觀視角來探討城鎮(zhèn)化對于降低環(huán)境壓力的正向效應。采用中國社會綜合調查2013年數(shù)據(jù)，本研究通過比較進城農民和留守農民環(huán)保行為的差異驗證了城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為的影響，考慮到由選擇性誤差引起的內生性問題，本研究采用傾向值匹配的方法對內生性問題進行了修正，結果支持城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為的改善效應。另外，本研究發(fā)現(xiàn)進城農民和留守農民在私人領域的環(huán)保行為參與程度差距較大，而在公共領域環(huán)保行為參與程度差距較小。最后本研究提出了兩個城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的中間機制并進行了初步驗證：一是農村戶籍居民進城后通過媒體接觸，與城市居民互動獲得更多環(huán)境知識進而改善自身環(huán)保行為，二是農民通過改善了環(huán)境關注水平，環(huán)境重要性認知等環(huán)境態(tài)度進而改善自身環(huán)保行為。本研究認為城鎮(zhèn)化對于進城農民環(huán)保行為的正向影響對于降低城市環(huán)境壓力有著積極的作用，因此公共決策部門應繼續(xù)利用城市載體對規(guī)模人群的輻射效應，并不斷通過政府引導、媒體宣傳和社會參與來提升公眾環(huán)保意識，營造出全民保護環(huán)境的城市社會環(huán)境進而不斷改善公眾環(huán)保行為。另外，針對進城農民在公共領域環(huán)保行為參與率較低的現(xiàn)狀，城市政府既要不斷提升進城農民的城市融入水平以改善進城農民對融入城市的環(huán)境關心水平，也應不斷健全公共領域環(huán)保行為的參與機制以保障其參與渠道暢通。

關鍵詞 城鎮(zhèn)化；環(huán)保行為；進城農民；環(huán)保知識；環(huán)境態(tài)度

中圖分類號 F205 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104（2016）08-0070-09 doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.08.011

近年來中國城鎮(zhèn)化進程持續(xù)加快，城鎮(zhèn)化率已由1978年的17.9%提升到2014年54.77%。但城鎮(zhèn)化的一個中心問題就是確保城鎮(zhèn)化與資源、環(huán)境相協(xié)調。李佐軍和盛三化認為城鎮(zhèn)化帶來生活廢水排放、大氣污染、固體廢棄物污染等巨大環(huán)境破壞的隱憂[1]。而根據(jù)中國的《城鎮(zhèn)化國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014-2020年）》內容，2020年中國常住人口城鎮(zhèn)化率要達到60%左右，以中國2014年城鎮(zhèn)化率54.77%的水平計算，要實現(xiàn)這個目標，到2020年，約有7 000萬農村人口進城市生活，如此龐大的人口轉移，他們的生產、生活、消費必將對能源消費和環(huán)境帶來較大的壓力。而本研究將主要研究城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為的影響。研究這個問題的積極意義為以下： 一是多數(shù)研究都認為農村居民進入城市將對環(huán)境保護產生較大的壓力，但本研究從遷移者微觀環(huán)保行為改善的角度來研究城鎮(zhèn)化對環(huán)境的改善效應。即本文認為在城鎮(zhèn)化過程中，城市化的生活方式可能會改善農村遷移人口的環(huán)保行為，而城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的程度對于降低城鎮(zhèn)化對環(huán)境造成的壓力有一定的積極作用，這是城鎮(zhèn)化對于促進環(huán)境保護的正向效應。二是當前我國的農村也面臨著日益嚴重的環(huán)境問題?？紤]到部分農村遷移人口未來返鄉(xiāng)就業(yè)或生活的可能，回流人口環(huán)保意識和環(huán)保行為的提升可能對于改善農村環(huán)境問題具有重要作用。因此研究其環(huán)保行為對農村環(huán)境的改善也具有一定現(xiàn)實意義。

而本文研究的主要內容主要為以下：一是相比留守在農村的居民，進城的農村戶籍居民是否表現(xiàn)出了更優(yōu)的環(huán)保行為，驗證兩者的差異有助于分析城鎮(zhèn)化對于進城農民環(huán)保行為的改善效應。按參與頻率的差異，本研究將CGSS（2013）數(shù)據(jù)中居民10類環(huán)保行為的表現(xiàn)加總為居民的個人環(huán)保行為綜合得分并作為被解釋變量。然后將其對農民進城與否的虛擬解釋變量和其他解釋變量回歸就可得到城鎮(zhèn)化對進城農民的環(huán)保行為的影響。不過，考慮到樣本選擇性誤差帶來的內生性問題，即那些選擇進城生活的農民可能有著更高的環(huán)保素養(yǎng)，因此進城的農民本身就有較好的環(huán)保行為。為了消除內生性，本研究采用了傾向值匹配方法對實證分析框架進行了修正。二是驗證了城鎮(zhèn)化對不同環(huán)保行為影響的異質性，本文實證考察了CGSS（2013）問卷中進城農民和農村留守居民涉及的10個環(huán)保行為參與頻率的差異。Stern對環(huán)保行為分類為公共領域激進的環(huán)境行為、公共領域非激進環(huán)境行為，個人環(huán)保行為和組織環(huán)保行為[2]。本研究按照Stern的分類分別驗證了城鎮(zhèn)化對10個環(huán)保行為的影響大小差異。三是提出了兩個城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的影響機制：一是城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保知識的提升進而影響其環(huán)保行為。二是城鎮(zhèn)化改善了進城農民的環(huán)境態(tài)度進而改善自身的環(huán)保行為。

1 文獻綜述和影響機制初析

1.1 文獻綜述

1.1.1 人口遷移與環(huán)保行為

國內研究城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為的影響較少。國外有一些學者研究的角度和本文類似，他們從人口遷移的角度研究了遷移者與遷入地居民的環(huán)保行為的差異及其影響因素。Hunter發(fā)現(xiàn)遷移者的環(huán)境行為與本地居民并沒有差異[3]。Brechin和Kempton認為遷移者的環(huán)保行為會逐漸向本地居民靠攏[4]。Max J. Pfeffer和J. Mayone Stycos認為遷移者和可以通過積極融入本地社會和接觸本地居民學習到更多環(huán)境知識而改善自身環(huán)保行為[5]。也有一些研究關注了遷移者的環(huán)保行為對環(huán)境的影響，Wolch 和Zhang認為遷移者對待遷入地的環(huán)境態(tài)度將顯著影響當?shù)氐沫h(huán)境[6]。Inglehart認為來自于較貧窮地區(qū)的移民者傾向表現(xiàn)出更為負面的環(huán)保行為，這對環(huán)境保護無疑是不利的[7]。不過，一些學者卻持反對意見，Ng認為遷移者對遷入地環(huán)境的影響程度并不如對經濟、政治結構和宗教信仰那么大[8]。Kidd和Lee認為美國的遷移人口的環(huán)保行為更優(yōu)，這是因為環(huán)境因素是選擇遷移的重要原因，所以選擇遷移的移民本身的環(huán)境素養(yǎng)就更高，因此不必過分擔心遷移者行為對環(huán)境的影響[9]。

1.1.2 環(huán)保行為影響要素

除了本文所研究的城鎮(zhèn)化對于居民環(huán)保行為的影響，國內外還有較多學者從居民的性別、年齡、居住地、環(huán)保知識、環(huán)保意識等角度來關注環(huán)保行為的差異。Brent采用美國公眾環(huán)保行為數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)性別差異顯著影響環(huán)保行為，女性更易采取環(huán)保行為且年紀較長的女性的環(huán)保行為更優(yōu)[10]。Stern等發(fā)現(xiàn)女性的環(huán)保意識更強，并且更加有動機參與更多環(huán)?；顒覽11]。王風采用陜西省公眾環(huán)保行為調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)受教育程度顯著影響環(huán)保行為，性別差異顯著影響環(huán)保行為，女性比男性更易采取環(huán)保行為。而年齡、收入對環(huán)保行為的影響不顯著[12]。Lee發(fā)現(xiàn)已婚女性且子女年齡較小的居民綠色消費的環(huán)保行為比較明顯[13]。 Barr發(fā)現(xiàn)環(huán)境價值觀將有利于居民的更重環(huán)保行為，尤其是影響居民的減量化環(huán)保行為[14]。Chan和Lau發(fā)現(xiàn)消費者的環(huán)保知識將顯著影響居民的綠色購買環(huán)保行為[15]。勞可夫和王露露關注了中國傳統(tǒng)文化價值觀對于環(huán)保行為的影響。他們發(fā)現(xiàn)中國傳統(tǒng)文化價值觀在一定程度上影響了居民的環(huán)保行為[16]。

1.2 影響機制初析

1.2.1 城鎮(zhèn)化與環(huán)保知識

本研究認為城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的第一個機制是通過環(huán)保知識的改善，即農村戶籍居民進入城市生活后，獲取更多的環(huán)保知識進而改善環(huán)保行為，而較多的文獻發(fā)現(xiàn)環(huán)保知識的提升有助于改善環(huán)保行為。Hayes對歐美等發(fā)達國家的調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，環(huán)境相關的知識改善了人們日常環(huán)保行為[17]。王鳳發(fā)現(xiàn)環(huán)保知識對于公共環(huán)保行為有顯著的促進作用[16]。

而城鎮(zhèn)化改善環(huán)保知識的渠道可能來自于以下：首先是城市有更多與電視、網絡等大眾媒體接觸的渠道，Chan認為公眾對于媒體的使用將有助于增加環(huán)境知識[18]。Stamm等認為公眾最先是通過媒體才了解氣候變暖，臭氧層空洞等環(huán)境知識，并進而注意自己的環(huán)境行為[19]。二是進城農民與城市居民的互動改善了農民的環(huán)保知識，由于城鎮(zhèn)居民在環(huán)保知識的信息優(yōu)勢，Banerjee和Bikhchandani研究表明只要行為人從被觀察人得到的信息比自己的信息豐富一點點，他就會選擇向被觀察人的學習[20]。因此，農民和城鎮(zhèn)居民的交往中可能學習到更多環(huán)保知識，比如垃圾的可回收屬性，廢棄電池的處置對環(huán)境的破壞，含磷洗衣粉的使用會造成水污染等等，這些環(huán)保知識的獲得都可能改善自身環(huán)保行為。

1.2.2 城鎮(zhèn)化與環(huán)境態(tài)度

本研究認為城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的第二個機制是通過進城農民環(huán)境態(tài)度的改善，即農村戶籍居民進入城市生活后通過更廣泛的媒體接觸，與城市居民互動等方式改善了自身的環(huán)境態(tài)度進而影響環(huán)保行為。目前有較多研究都驗證了環(huán)境態(tài)度對環(huán)境行為的顯著影響。Barr認為有更好環(huán)境態(tài)度的居民環(huán)保行為更優(yōu)[14]。Khalil等采用伊朗德黑蘭1 200名調查者環(huán)保行為調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)環(huán)境態(tài)度將顯著影響居民環(huán)保行為[21]。國外對于環(huán)境態(tài)度的測量有較多的方法，Grob從環(huán)境意識，環(huán)境哲學觀和環(huán)境情感三個維度來衡量居民的環(huán)境價值觀[22]。Stern將環(huán)境態(tài)度歸為三個變量：環(huán)境信念，環(huán)境行為自身規(guī)范和環(huán)境[2]?？傊?，之前的相關的文獻將環(huán)境態(tài)度主要可歸為：環(huán)境意識、環(huán)境關注、環(huán)境重要性認知等等。本研究將從環(huán)境重要性認知和環(huán)境關注兩個維度驗證環(huán)境態(tài)度是城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的中間機制。

2 數(shù)據(jù)和實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究實證分析的數(shù)據(jù)來源于2013年中國人民大學社會學系和香港科技大學聯(lián)合開展的中國總和社會調查（CGSS），該項目以隨機抽樣的方法在全國28各個省份抽樣，2013年共有11 483家庭樣本數(shù)據(jù)，其中每個家庭隨機采取1人，調查問卷涵蓋了年齡，教育背景，工作，戶籍，婚姻狀況，個人收入，以及環(huán)保態(tài)度、環(huán)保知識和環(huán)保行為等與本研究相關的信息。由于本文主要研究的是農村戶籍人口進城生活對環(huán)保行為的影響。因此我們在只選用了戶籍為農村的人口作為樣本，在刪除缺失值后，本研究共獲得5 416個有效樣本。

2.2 變量

2.2.1 被解釋變量：環(huán)保行為綜合得分

本研究的第一個主要被解釋變量為居民的環(huán)保行為綜合得分，正如上文所闡述，這是由CGSS（2013）問卷中10個環(huán)保行為參與量表加總得到的一個變量。這10個問題分別為：“垃圾分類投放”，“與自己的親戚朋友討論環(huán)保問題”，“采購日常用品時，自己帶購物籃或購物袋”，“對塑料包裝袋進行重復利用”，“為環(huán)境保護捐款”，“主動關注廣播，電視和報刊中報道的環(huán)境問題和環(huán)保信息”，“積極參加政府和單位組織的環(huán)境宣傳教育活動”，“積極參加民間環(huán)保團體舉辦的環(huán)?；顒印保百Y費養(yǎng)護樹林或綠地”，“積極參加要求解決環(huán)境問題的投訴，上訴”。且該環(huán)保行為量表的alpha系數(shù)為0.765，說明該量表有著較好的信度和內部一致性，于是本研究這10種環(huán)保行為的參與情況加總為居民的環(huán)保行為綜合得分以綜合反映受訪者日常環(huán)保行為表現(xiàn)。而按照參與頻繁，本研究將回答為“經?！眳⑴c某個環(huán)保行為的受訪者賦值為2，而回答“偶爾”參與某個環(huán)保行為的賦值為1，回答“從不”參加的賦值為0，然后將十項環(huán)保行為得分取均值得到居民的環(huán)保行為綜合得分。

2.2.2 被解釋變量：10類環(huán)保行為參與頻率

除了采用居民環(huán)保行為綜合得分來驗證城鎮(zhèn)化對居民環(huán)保行為表現(xiàn)的影響外，本研究還采用了Probit模型驗證CGSS（2013）調查問卷中進城農民和農村留守居民在10個環(huán)保行為的參與頻率差異以檢驗城鎮(zhèn)化對進城農民各類環(huán)保行為影響。如受訪者回答“經常參與”某類環(huán)保行為，則被解釋變量取值為1，受訪者回答為“偶爾參與”和“從不參與”某類環(huán)保行為，則被解釋變量取0值。前者代表居民參與某個環(huán)保行為的頻率較為頻繁，而后者代表居民參與頻率不高。

如上文闡述，Stern將環(huán)境行為分為四類：公共領域激進的環(huán)境行為、公共領域非激進環(huán)境行為，私人領域的環(huán)保行為和組織環(huán)保行為。較多學者采用了Stern的分類研究不同類別環(huán)保行為差異，結合本文調查問卷情況，本研究也采用了Stern的分類方法來驗證城鎮(zhèn)化對10種不同環(huán)保行為的影響，按照Stern的分類標準，本研究把“垃圾分類投放”，“與自己的親戚朋友討論環(huán)保問題”，“采購日常用品時，自己帶購物籃或購物袋”，“對塑料包裝袋進行重復利用”，“主動關注廣播，電視和報刊中報道的環(huán)境問題和環(huán)保信息”五類環(huán)保行為劃分為私人領域的環(huán)保行為，把“為環(huán)境保護捐款”，“積極參加政府和單位組織的環(huán)境宣傳教育活動”，“積極參加民間環(huán)保團體舉辦的環(huán)?；顒印?和“資費養(yǎng)護樹林或綠地”劃分為公共領域非激進的環(huán)保行為，而把“積極參加要求解決環(huán)境問題的投訴，上訴”劃分到公共領域激進的環(huán)保行為。

2.2.3 主要解釋變量：農村戶籍居民是否進入城市生活的虛擬變量

本研究中主要的解釋變量是農村戶籍居民是否進入城市生活的虛擬變量。因此，本研究定義進城農民為戶籍不在本地，但目前在城市生活和居住的農村戶籍居民。而定義留守農民為戶籍在本地且在農村生活的居民。在CGSS（2013）數(shù)據(jù)中，我們通過匹配居民地類型和進城生活經歷來得到進城農民的樣本。居民按照其居住地可分為“市/縣城的中心地區(qū)”，“市/縣區(qū)的邊緣地區(qū)”，“市/縣城的城鄉(xiāng)結合部”和“/市/縣城區(qū)意外的鎮(zhèn)”和“農村”。回答前四類代表目前生活在城鎮(zhèn)，通過這個問題我們可以得到在城市生活的農村戶籍居民樣本。而CGSS（2013）調查數(shù)據(jù)有一個關于人口遷移的問題的設計：“您是哪一年來到本地（本區(qū)/縣/縣級市）居住的”。我們通過這個問題的回答得到農村戶籍居民的進城經歷。于是通過這兩個問題的篩選，我們得到進城農民和留守農民的樣本。然后我們將目前在城鎮(zhèn)生活的農村戶籍居民賦值為1，而留守的農村戶籍居民賦值為0。

2.2.4 其他解釋變量

為研究不同地區(qū)經濟文化發(fā)展程度對環(huán)保行為的影響，本研究將居民所在地區(qū)分為東、中、西地區(qū)，其中東部地區(qū)包括北京市、上海市、天津市、河北省、山東省等11個省市，中部地區(qū)包括山西省、河南省、湖北省、湖南省等11個省級行政區(qū)，西部地區(qū)包括云南、貴州、四川、重慶等10個省級行政區(qū)。同時，本文還引入了性別、年齡、婚姻狀況等人口學特征以分析其對環(huán)保行為的影響，其中值得注意的是，本文將居民的年齡分為30歲以下、30-40歲、40-50歲和50歲以上以分析不同年齡段人環(huán)保行為的差異。其他一些影響環(huán)保行為的控制變量中，為了分析教育程度對于環(huán)保行為的影響，我們將公眾最高教育程度分為小學以下、初中、高中和大專以上，國外一些研究認為個人的收入對于環(huán)保意識和環(huán)保行為有一定的影響，因此，我們在回歸中加入了個人的收入對數(shù)來控制收入對環(huán)保行為的影響。

2.2.5 描述性統(tǒng)計

在做實證分析之前，本研究對主要的變量進行了描述性統(tǒng)計，表1為描述性統(tǒng)計結果。

表1的描述性統(tǒng)計簡單描述了各個變量的數(shù)學特征。表1顯示在被解釋變量中，居民的環(huán)保行為綜合得分的均值為0.415分，居民經常參與“垃圾分類投放”的概率為7.88%，經?！芭c自己的親戚朋友討論環(huán)保問題”的概率為3.8%，經常“采購日常用品時，自帶購物袋”概率為30.8%，經?！皩λ芰习b袋進行重復利用”的概率為42.6%，經?！盀榄h(huán)境保護捐款”占0.9%，經?！爸鲃雨P注廣播，電視和報刊中報道的環(huán)境問題和環(huán)保信息”占7.2%，“積極參加政府和單位組織的環(huán)境宣傳教育活動”占2%，經?！胺e極參加民間環(huán)保團體舉辦的環(huán)?；顒印闭?.4%，經?！百Y費養(yǎng)護樹林或綠地”占4.2%，經常“積極參加要求解決環(huán)境問題的投訴，上訴”的概率占1%。

解釋變量中，進城農民和留守農民分別占30.9%和69.1%。來自東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的分別占26.9%，42.7%和30.4%，女性和男性分別占比49.3%和50.7%，未婚和已婚的分別占比8.42%和91.6%，年齡為30歲以下，30-39歲，40-49歲和50歲以上的分別占比17.6%，18.4%，23.4%和40.7%，最高教育程度為小學及以下、初中、高中和大專及以上的分別占50.5%，35.9%，9.46%和4.3%。居民人均收入對數(shù)為10.01。

3 實證分析

在這一部分中，本研究將分別驗證城鎮(zhèn)化對居民環(huán)保行為綜合得分和各類環(huán)保行為參與頻率的影響，考慮到樣本選擇性誤差帶來的內生性問題，本研究還采用傾向值匹配的方法對農村戶籍是否選擇進入城市生活的選擇性誤差進行了修正。

3.1 城鎮(zhèn)化對居民環(huán)保行為綜合得分的影響

本研究首先采用簡單的0ls回歸驗證城鎮(zhèn)化對居民綜合環(huán)保行為得分的影響，如上文所闡述，本研究中被解釋變量居民環(huán)保行為綜合得分是一個由10個環(huán)保行為表現(xiàn)加權得到的一個變量，這個變量綜合反映了居民日常環(huán)保行為表現(xiàn)。而主要的解釋變量是為農村戶籍居民是否進入城市生活的虛擬變量，其中參照組為留守農民，其他的控制變量包括性別、教育程度、個人收入對數(shù)、婚姻狀況、年齡等，其中教育程度為大專以上，來自東部地區(qū)，性別為男性，年齡30歲以下，已婚的居民為參照組，表2為具體的回歸結果。

第一列只列出了城鎮(zhèn)化對居民環(huán)保行為的影響，結果顯示進城農民的環(huán)保行為綜合得分比留守農民高0.114分，第二列繼續(xù)加入所在地區(qū)、性別、婚姻狀況、年齡等控制變量，進城農民的環(huán)保行為綜合得分仍然比后者高0.081 8分，第三列加入了教育背景，雙方環(huán)保行為綜合得分的差距下降為0.062 6分，最后加入收入因素后，進城農民的環(huán)保行為綜合得分比留守農民高0.515分。另外，中部地區(qū)的農村戶籍居民的總分環(huán)保行為得分比東部地區(qū)的平均低0.053 8分，而西部地區(qū)農村戶籍居民環(huán)保行為綜合得分與東部地區(qū)的差異不顯著。已婚的農村戶籍居民的綜合環(huán)保行為得分比未婚農村戶籍居民高0.033 7分，30歲以下居民比50歲以上居民綜合行為更優(yōu)，而30-39歲居民，40-49歲居民和30歲以下居民的綜合環(huán)保行為差異不顯著。教育程度顯著影響了農村戶籍居民的環(huán)保行為綜合得分，大專以上學歷的農村戶籍居民的環(huán)保行為綜合得分分別比最高教育程度為小學及以下、初中和高中的農村戶籍居民高0.233分，0.160分和0.070 5分。收入程度顯著影響了農村戶籍居民的綜合環(huán)保行為得分，收入每增加1%，農村戶籍居民環(huán)保綜合行為得分就提高0.49%。

3.2 傾向值匹配和城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為的影響

考慮到本研究的內生性問題。農村戶籍居民選擇進入城市和不進入城市之間存在選擇性誤差，即可能存在

教育程度更高、環(huán)保意識更強的農村戶籍居民更傾向進入城市生活。因此，本研究采用了傾向值匹配（Propensity Score Matching）的方法對內生性問題進行了修正。具體的步驟如下：首先，根據(jù)哪些可觀測的個人特征，估計出每個農村戶籍居民的進入城市生活的概率，得到其傾向得分P（X），然后尋找與進城農民傾向得分最接近的留守的農村戶籍居民，然后比較兩組之間環(huán)保行為的差異。得到在城市生活對農村戶籍居民環(huán)保行為綜合得分的平均影響效應（ATT），如下式：

其中D=1代表進入城市生活的農村戶籍居民，而D=0代表留守的農村戶籍居民。behavior1代表進入城市生活的農民的環(huán)保行為綜合得分，behavior0代表在留守農民的環(huán)保行為綜合得分，在傾向值匹配滿足一些條件之后，于是我們可用[E（behavior0）|D=0，P（X）]來代替[E（behavior0）|D=1，P（X）]，因此本文采用的公式為如下：

傾向值匹配一般常用鄰近匹配和半徑匹配，鄰近匹配是指對于某一個進城的農村戶籍居民A，找出與其傾向值得分最接近的沒有進城的農民B匹配，而半徑匹配是以A的傾向值為中心，以某個數(shù)值為半徑，在這個范圍內所有沒有進入城市的個體與A匹配。相互比較后然后得到ATT結果。最終得到的結果見表3。

表3的結果顯示，采用傾向值匹配方法后進城的農村戶籍居民和留守農村戶籍居民的環(huán)保行為綜合得分差距仍然較為顯著，但兩者之間環(huán)保行為綜合得分的差異有所下降。在控制了其他影響因素后，進城農民與留守農民的環(huán)保行為綜合得分差距為0.048 3分。這個結果與之前0ls回歸的0.051 5分有一定下降。而半徑匹配與鄰近匹配的結果類似，兩者之間環(huán)保行為綜合得分差距為0.047 9分。因此傾向值匹配的結果仍然顯示進城農民和留守農民環(huán)保行為的差異性，這說明進入城市生活對進城農民環(huán)保行為的影響是顯著的。

3.3 進城農民和留守農民各類環(huán)保行為參與頻率差異驗證

為了驗證城鎮(zhèn)化對各類環(huán)保行為參與頻繁的影響，本研究還采用Probit回歸對CGSS（2013）數(shù)據(jù)中進城農民和留守農民10個環(huán)保行為的參與頻率差異進行了驗證。其中，被解釋變量為反映各類環(huán)保行為參與是否頻繁的0-1離散變量。

表4結果匯報了進城農民和留守農民在各類環(huán)保行為參與頻率的差異。按照Stern對于環(huán)保行為的分類，結果表明城鎮(zhèn)化對于居民私人領域的環(huán)保行為的影響較

大，而對于居民公共領域激進環(huán)保行為和非激進環(huán)保行

為影響則較小。在私人領域的環(huán)保行為中，進城農民經常垃圾分類的概率比留守農民高7.4%，經常討論環(huán)保問題的比留守農民高3.82%，經常采購物品經常自帶購物袋或購物籃的概率比留守農民高8.04%，經常對塑料包裝重復利用的概率比留守高5.63%。對比公共領域激進環(huán)保行為，進城的農村戶籍居民經常積極參加要求解決環(huán)境問題的投訴，上訴的概率與留守在農村的居民參與的差距不顯著。而在公共非激進環(huán)境行為上，進城農民積極為環(huán)境保護捐款的概率只比留守農民高0.9%，經常資費養(yǎng)護樹林和綠地的概率只比留守農民高1.44%，而兩者在經常積極參與政府組織的環(huán)?；顒雍兔耖g環(huán)保團體舉辦的環(huán)保活動的概率并無顯著差異。

城鎮(zhèn)化對進城農民私人領域環(huán)保行為的影響較大，而對公共領域的環(huán)保行為影響較小可能有以下兩個原因：一是進城農民自身沒有較好的融入城市。由于對居住所在城市的身份認同感較低，因此他們并不關心所在城市的環(huán)境問題，所以并不愿意積極參與到公共領域的環(huán)保行為之中。第二個原因是城市并沒有為進城農民提供良好的環(huán)境領域公共事務參與渠道和機制。一些進城農民可能愿意積極參與到所在城市環(huán)保社團的活動，也愿意積極參與到環(huán)境治理的公共政策制定，但城市并沒有為進城農民提供合適的參與渠道或者提供的渠道比本地城市居民少，因此進城農民整體的參與度就較低，因此，結果顯示進城農民和留守農民的公共環(huán)保行為領域差異較小或不顯著。

3.4 城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為機制的初步經驗證據(jù)

3.4.1 城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保知識的影響

前文分析了城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的第一個機制是通過進城農民的環(huán)保知識的改善進而提升其環(huán)保行為，在這一部分本研究將首先驗證這種中間機制。CGSS（2013）數(shù)據(jù)中設計了一個包括10個項目的環(huán)保知識量表，本研究將CGSS（2013）數(shù)據(jù)10個環(huán)保知識問題的回答正確與否加權為一個居民的環(huán)保知識綜合得分作為被解釋變量，如果某個環(huán)保知識問題回答正確則賦值為1，如果答錯或許不知道答案則賦值為0。加總后得到一個均值為4.696，標準差2.862的反映環(huán)保知識綜合得分的變量，然后將其作為被解釋變量對農村戶籍居民是否進入城市生活的虛擬變量和其他被解釋變量回歸，而其它解釋變量處理與上文一致。表5為回歸結果，結果顯示進城生活的農村戶籍居民環(huán)保知識綜合得分比留守的農村戶籍居民高0.526分，這說明城鎮(zhèn)化的確改善了進城居民的環(huán)保知識進而影響居民環(huán)保行為，因此第一種影響機制得到初步驗證。

3.4.2 城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)境態(tài)度影響

如上文所述，本研究將從環(huán)境問題重要性認知和環(huán)境關注兩個維度來驗證兩者之間的差異。首先，CGSS（2013）數(shù)據(jù)中，有一個公眾對當今社會急需解決11個問

題的排序的問題，這11個問題包括“貧富問題”，“失

業(yè)問題”，“人口問題”，“社會治安問題”，“環(huán)境問題”等等。本研究設計了一個環(huán)境重要性認知變量，如受訪者認為“環(huán)境問題”應列為前三位優(yōu)先解決，則該變量取值為1，這一定程度上反映了居民對于環(huán)境問題重要性的認知。而剩下的取值為0。然后將環(huán)境重要性認知變量對農村戶籍居民是否進入城市生活的虛擬變量和其他被解釋變量回歸，其他解釋變量與上文處理方式一致。而表6匯報的回歸結果顯示進城農民把“環(huán)境問題”列為前三位優(yōu)先應解決的概率比留守農民高2.78%，這說明了農民進入城市生活提升了進城農民的環(huán)境重要性認知。另外在CGSS（2013）數(shù)據(jù)中，有一個對當?shù)丨h(huán)境狀況關注的問題：“以下各類環(huán)境問題在您所在地區(qū)您是否知道”，其中包括了空氣污染，水污染，土壤污染等十二類污染問題，如果受訪者回答“知道”某一個環(huán)境污染問題則賦值為1.如果受訪者“不知道”某一個環(huán)境污染問題的則賦值為0.加總12個問題后我們得到一個均值為8.1，標準差為3.95的環(huán)境關注綜合得分的變量，將該變量作為被解釋變量對農村戶籍居民是否進入城市生活的虛擬變量和其他被解釋變量回歸。同樣表6的結果顯示，進城農民的環(huán)境關注水平高于留守的農民，兩者環(huán)境關注得分差距約為0.269 1，這說明進入城市生活增加了農村戶籍居民的環(huán)境關注水平。

4 結論和討論

本研究通過比較進城農民與留守農民環(huán)保行為的差異來驗證城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為的影響，為了消除樣本選擇性偏誤，本研究采用傾向值匹配的方法對內生性問

題進行了修正，本研究得到的主要結論主要有以下：①本研究發(fā)現(xiàn)進城生活的農村戶籍的居民的和留守農民在環(huán)保行為的差距是顯著的，進城農民表現(xiàn)出更優(yōu)的環(huán)保行為，為了消除內生性，本研究采取了傾向值匹配的方法修正選擇性誤差。實證結果仍然支持上述結論，這驗證了城鎮(zhèn)化對于促進進城農民環(huán)保行為改善的積極效應。②對CGSS（2013）數(shù)據(jù)中10個環(huán)保行為分別考察，本研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對進城農民在私人領域的環(huán)保行為影響較大，而對公共領域的環(huán)保行為影響則相對較小。③本研究提出了兩個城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的中間機制并采用CGSS（2013）數(shù)據(jù)進行了初步經驗驗證：一是農村戶籍居民進入城市生活后獲得了更多了環(huán)保知識進而改善了自身的環(huán)保行為，二是農村戶籍居民進入城市生活后改善了自身的環(huán)境態(tài)度進而提升了環(huán)保行為。④通過對其他各個環(huán)保行為影響要素回歸發(fā)現(xiàn)，教育、收入和婚姻狀況程度都會影響農村戶籍居民的環(huán)保行為且教育程度對環(huán)保行為的影響較大。不過，不同年齡，性別的農村戶籍居民的環(huán)保行為并沒有表現(xiàn)出顯著的差異。

本研究結論主要包含了以下政策啟示：首先是較多的研究從宏觀角度關注了城鎮(zhèn)化對資源和環(huán)境的負向影響，而本研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為提升是顯著的，而居民的環(huán)保行為改變將對城市環(huán)境壓力的降低產生持續(xù)而深遠的影響。因此城市化對環(huán)境壓力的政策評估也應動態(tài)考察居民環(huán)保行為提升對環(huán)境改善的影響。另外，本研究認為應不斷提升城市載體對于居民環(huán)境行為的影響，公共決策部門應繼續(xù)利用城市載體對規(guī)模人群影響的輻射效應，并不斷通過政府引導、媒體宣傳和社會參與提升公眾環(huán)保意識，營造出全民保護環(huán)境的城市社會環(huán)境。比如政府可以通過社區(qū)垃圾分類規(guī)范，政府單位節(jié)能示范，個人環(huán)保行為的獎懲制度建立等影響公眾環(huán)保行為。大眾媒體可以通過環(huán)境信息曝光和環(huán)保知識宣傳等來影響居民環(huán)保行為，而社會團體可以積極組織各類的公共環(huán)保活動來提升公眾環(huán)境關注進而影響居民環(huán)保行為。最后，本研究認為進城農民城市融入不足和公共環(huán)境領域參與機制不健全是影響進城農民公共領域環(huán)保行為參與不足的重要原因。因此提升進城農民公共領域環(huán)境行為參與既要不斷提升進城農民對融入城市的身份認同以增加進城農民對融入城市的環(huán)境關注度，也要不斷健全城市的公共環(huán)境領域參與機制，讓進城農民可以更有效的參與城市公共領域環(huán)保事務。

不過，由于數(shù)據(jù)和理論假設框架局限等原因，本研究可能存在以下一些不足：一是本文通過比較進城農民和留守農民環(huán)保行為的差異來分析城鎮(zhèn)化對于農村戶籍居民環(huán)保行為的改善，但由于數(shù)據(jù)的局限，CGSS（2013）問卷中并沒有農民進城之前環(huán)保行為的數(shù)據(jù)，盡管本文采用了傾向值匹配的方法對樣本選擇性偏差問題進行了修正，但這并不能徹底解決本研究存在的內生性問題。因此，在未來的研究設計中如何更加準確的設計調查問卷使研究可以有效對比農村戶籍居民進入城市前和進入城市后的環(huán)保行為差異，這樣將更有助于分析城鎮(zhèn)化對進城農民環(huán)保行為的影響。本研究的第二個不足是研究只初步驗證了兩個城鎮(zhèn)化影響進城農民環(huán)保行為的中間機制：一是通過提高進城農民環(huán)保知識影響其環(huán)保行為，而另一個是通過改善環(huán)境態(tài)度影響其環(huán)境行為。但本研究并沒有進一步細化驗證媒體環(huán)境信息接觸，與城市居民交往等微觀機制對于居民環(huán)保行為的影響。這主要與本研究使用的問卷設計有關，一是媒體接觸的問題設計只包括公眾總體對各個媒體使用頻率的情況，而沒有與媒體環(huán)境信息接觸頻率等更加細分的問題。二是問卷中沒有與本地城市居民互動的問題設計，因此也無法探討進城農民與城市居民互動這一微觀機制對兩者間環(huán)境信息互動，環(huán)保知識分享和環(huán)保行為學習的影響。因此，如何在下一步研究中進一步細化分析媒體環(huán)境信息獲得，與城市居民的環(huán)境互動等微觀機制對環(huán)保行為的影響是需要改進的方向，而這有助于提出更加針對性的公共環(huán)境政策。

（編輯：劉呈慶）

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