社會(huì)信任與農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿——以農(nóng)村生活垃圾處理為例

盧秋佳1,徐龍順1,黃森慰1,魏遠(yuǎn)竹

(1.福建農(nóng)林大學(xué) 公共管理學(xué)院,福建 福州 350002;2.寧德師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,福建 寧德 352100)

1 問題的提出

農(nóng)村生態(tài)環(huán)境是農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要載體,為城鄉(xiāng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的整體可持續(xù)發(fā)展提供資源和環(huán)境支撐。受思想認(rèn)識(shí)、發(fā)展理念和科學(xué)技術(shù)等主客觀條件的制約,目前我國(guó)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境總體情況不容樂觀,經(jīng)濟(jì)發(fā)展中環(huán)境的“瓶頸”制約問題不斷凸顯。在此背景下,探尋有效可行的農(nóng)村環(huán)境公共治理模式是解決當(dāng)前我國(guó)環(huán)境問題的重要途徑。

從現(xiàn)有的文獻(xiàn)資料可知,學(xué)者主要從公眾參與、政府責(zé)任、治理模式等角度探討了環(huán)境治理問題。在公眾參與對(duì)政府環(huán)境治理行為的影響方面,有學(xué)者認(rèn)為公眾是廣泛主動(dòng)的維權(quán)者與監(jiān)督者[1],公眾的環(huán)境關(guān)注度[2]和公眾的環(huán)保訴求[3]能有效推動(dòng)地方政府更加關(guān)注環(huán)境治理問題,采取更多的環(huán)保舉措。在公眾和政府對(duì)環(huán)境治理的認(rèn)知方面,有學(xué)者認(rèn)為公眾的環(huán)保意識(shí)[4]和政府對(duì)環(huán)保的重視程度[5]會(huì)影響環(huán)境治理效率。在協(xié)同治理方面,嚴(yán)燕等認(rèn)為發(fā)揮政府主導(dǎo)作用和公眾主體作用,能保障協(xié)同治理機(jī)制的有效運(yùn)行[6]，但楊立華等認(rèn)為協(xié)同聯(lián)結(jié)模式與治理結(jié)果之間無顯著關(guān)系[1];黃森慰等根據(jù)公民參與階梯理論,認(rèn)為我國(guó)農(nóng)村環(huán)境治理的公眾參與最多只停留在前四個(gè)階段,即操縱、治療、告知和咨詢,農(nóng)村環(huán)境治理缺乏真正意義上的公眾參與[7]。由于公眾參與在環(huán)境治理中的作用突出,因此在政府對(duì)公眾參與的激勵(lì)和回應(yīng)方面,有學(xué)者認(rèn)為應(yīng)構(gòu)建靈活的激勵(lì)制度并賦予公眾環(huán)境損害索賠權(quán)[8]，暢通訴求表達(dá)機(jī)制和完善矛盾化解調(diào)處機(jī)制[9],建立環(huán)境治理中“政府—公眾—企業(yè)”有效的對(duì)話協(xié)商機(jī)制[10]。部分學(xué)者從生態(tài)認(rèn)知[11]、社會(huì)資本[12]、支付意愿[13]等角度分析了不同區(qū)域、不同類型環(huán)境污染情形下的公眾參與治理意愿和行動(dòng)策略,不僅考慮公眾參與環(huán)境治理的外部因素,也考慮人力資本、物力資本、社會(huì)資本等個(gè)體因素[14]。

已有研究顯示,社會(huì)資本在環(huán)境治理領(lǐng)域作用顯著,但社會(huì)資本包括多個(gè)維度,測(cè)量維度及具體指標(biāo)之間存在著較大的差異,且測(cè)量難度大?；诖?為保護(hù)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境,在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上,選取“社會(huì)信任”這一非正式制度作為自變量,以農(nóng)戶生活垃圾處理為例,分析新常態(tài)下社會(huì)信任在農(nóng)戶參與環(huán)境治理決策中的作用機(jī)理。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

國(guó)內(nèi)外已有不少學(xué)者探討了社會(huì)信任對(duì)公眾參與環(huán)境治理的積極作用。國(guó)內(nèi)方面,杜焱強(qiáng)等認(rèn)為社會(huì)信任水平降低將導(dǎo)致社會(huì)資本存量不足,會(huì)對(duì)環(huán)境治理造成負(fù)面效應(yīng)[15];楊銀川發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任對(duì)居民垃圾袋支付意愿有顯著性影響[16];蔡起華指出,社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施供給具有顯著的促進(jìn)作用[17]。國(guó)外方面,文金研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任對(duì)促進(jìn)公民環(huán)境責(zé)任行為有影響[18];佩措爾德等探討了社會(huì)信任對(duì)公眾參與應(yīng)對(duì)氣候變化有影響[19];多索分析發(fā)現(xiàn)環(huán)境商品支付意愿與社會(huì)資本呈正相關(guān)[20]。

農(nóng)村生活垃圾處理具有集體屬性,即農(nóng)村生活垃圾處理水平的提升需要所有農(nóng)戶的共同參與才能取得良好的收益，因此有必要從“集體行動(dòng)”的角度出發(fā)探討農(nóng)戶參與農(nóng)村生活垃圾處理意愿,而社會(huì)信任有助于解決集體行動(dòng)中的“搭便車”問題,也有助于打破生態(tài)環(huán)境保護(hù)中的“囚徒”困境,還有利于減少信息不對(duì)稱并降低交易費(fèi)用,從而提高農(nóng)戶的參與意愿,促成其參與環(huán)境治理活動(dòng)[21-23]。同時(shí),農(nóng)戶參與生活垃圾處理具有較高的環(huán)境效益,既有助于減輕農(nóng)村環(huán)境污染,又有利于建設(shè)美麗新農(nóng)村。這意味著每個(gè)農(nóng)戶為農(nóng)村生活垃圾處理的行動(dòng)將有利于改善和保護(hù)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境,即農(nóng)村生活垃圾處理具有利他性。利他行為的基本動(dòng)因是獲取社會(huì)資本,而社會(huì)信任作為社會(huì)資本的一部分是利他行為的社會(huì)動(dòng)力學(xué)基礎(chǔ)[24,25]?；谝陨蟽牲c(diǎn),本文以農(nóng)村生活垃圾處理為例,探討社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響。

社會(huì)信任包含多個(gè)維度:普特南將信任劃分為依賴于社會(huì)關(guān)系的厚信任和脫離社會(huì)聯(lián)系的薄信任[26];科爾曼將信任劃分為人際信任和制度信任[27];趙雪雁將信任劃分為普遍信任和制度信任[28]。本文所指的社會(huì)信任是農(nóng)戶在農(nóng)村生活垃圾治理參與過程中對(duì)他人所持有的一種符合自身利益的情感認(rèn)同,結(jié)合前人研究，將農(nóng)戶的社會(huì)信任劃分為人際信任、制度信任和一般信任。

人際信任是建立在家庭關(guān)系、血緣關(guān)系、鄰里交往等基礎(chǔ)上的信任,通常劃分為對(duì)親人的信任和對(duì)鄰居的信任。其中,對(duì)親人的信任是基于血緣關(guān)系對(duì)交往對(duì)象的信任,對(duì)親人的信任程度不同,農(nóng)戶在面對(duì)相同的決策時(shí),會(huì)采取不同的決策意向和行為。楊柳等指出,農(nóng)戶對(duì)親人的信任顯著正向地影響農(nóng)戶參與績(jī)效[29]。相對(duì)于親人信任,鄰居信任則是在日常交往的基礎(chǔ)上對(duì)交往對(duì)象的信任。已有研究表明,人際信任對(duì)農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿、參與環(huán)境項(xiàng)目行為、環(huán)保投資意愿、參與環(huán)境管護(hù)績(jī)效等具有顯著正向影響[12,14,25,29,30]。本文提出以下假說:H1——對(duì)親人的信任正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿;H2——對(duì)鄰居的信任正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿。

制度信任建立在契約一般化的制度環(huán)境之上,能促進(jìn)個(gè)體與權(quán)威層級(jí)之間的合作,通?？蓜澐譃閷?duì)政府的信任和對(duì)村干部的信任[31,32]。其中,對(duì)政府的信任是基于個(gè)體對(duì)政府部門及其工作人員可靠程度的期望,人們的參與意向和行為與政府信任之間具有密切關(guān)系[33]。村干部作為管理村莊公共事務(wù)和提供村莊公共服務(wù)的人員,農(nóng)戶對(duì)村干部的信任是村莊環(huán)境治理有效性的前提。農(nóng)戶對(duì)村干部的信任被視為對(duì)制度的信任,農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的概率會(huì)隨著對(duì)村干部信任程度的提升而提高[12]。已有研究表明,制度信任對(duì)農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿、環(huán)保投資意愿、參與環(huán)境項(xiàng)目行為具有顯著正向影響[12,14,25,30]。本文提出以下假說:H3——對(duì)制度的信任正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿;H4——對(duì)村干部的信任正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿。

一般信任是人們對(duì)社會(huì)其他人的信任,是社會(huì)成員對(duì)社會(huì)的信心和公平合作的期望,是普特南意義上的薄信任,通常包括對(duì)德高望重老人的信任和對(duì)外鄉(xiāng)人的信任[34,26]。農(nóng)戶對(duì)德高望重老人的高信任度能增強(qiáng)農(nóng)戶的參與意愿,普遍信任也與環(huán)境影響顯著正相關(guān)[28,35]。因此,本文提出下列假說:H5——對(duì)德高望重老人的信任正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿;H6——對(duì)外鄉(xiāng)人的信任正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿。

3 數(shù)據(jù)來源、模型選擇與變量定義

3.1 數(shù)據(jù)來源

為檢驗(yàn)人際信任、制度信任和一般信任是否顯著地影響農(nóng)戶參與環(huán)境污染治理意愿,本文使用課題組在福建省農(nóng)村地區(qū)的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)。由接受過系統(tǒng)培訓(xùn)的本科生和研究生在福州、寧德、三明、南平、龍巖抽取298戶農(nóng)村家庭,之后在被選中的農(nóng)村家庭中選取1名熟悉家庭狀況的成員作為被調(diào)查者進(jìn)行“一對(duì)一”的問卷調(diào)查。共獲取問卷298份,根據(jù)研究目的,剔除信息不完整和內(nèi)容前后矛盾的問卷后共獲得有效問卷269份,有效回收率90.27%。問卷內(nèi)容包括:①村莊基本特征。受訪村莊多通水泥路,設(shè)有垃圾集中收集點(diǎn)；農(nóng)戶居住地離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所在地的平均距離為6km,最遠(yuǎn)距離為37km;農(nóng)戶住處到垃圾固定收集點(diǎn)的平均距離為79m,最遠(yuǎn)距離為1000m;農(nóng)戶的生活飲水來源以井水和山泉水為主。②農(nóng)戶基本特征。受訪農(nóng)戶以男性為主,共142位,占比為52.79%;以初中文化程度為主,占比為35.58%,小學(xué)文化程度占比為27.34%。調(diào)查結(jié)果與2017年《福建省統(tǒng)計(jì)年鑒》中的相關(guān)信息接近,可認(rèn)為本次調(diào)查的樣本具有良好的代表性。

3.2 模型選擇

本文主要分析社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響,因變量為“農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿(Y)”,取值為0或1。根據(jù)模型的擬合效果,選擇Logistic模型來分析影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的主要因素。假設(shè)農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿由以下方程式?jīng)Q定:

logit(Yi=1)=Φ(αitrusti+βiindividuali+γihouseholdi+λiperceptioni)

(1)

式中,下標(biāo)i表示第i個(gè)受訪的農(nóng)戶。被解釋變量Y是一個(gè)關(guān)于農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的0—1變量,若農(nóng)戶愿意參與環(huán)境污染治理,其取值為1,反之則為0。

3.3 變量定義

因變量:因變量是農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿,本文最終選定的衡量農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的指標(biāo)來自于課題組采用“一對(duì)一”的農(nóng)戶問卷調(diào)查,受訪農(nóng)民對(duì)調(diào)查問題“您是否愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理？”的回答,樣本分布見表1。從表1可見,有65.06%的農(nóng)戶愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理,有34.94%的農(nóng)戶表示不愿意參與,可見農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿總體水平較高。從樣本分布地區(qū)看,龍巖的農(nóng)戶環(huán)境治理意愿最高,占地區(qū)樣本數(shù)的88.68%,南平次之(83.33%),三明最低(31.46%),可見受訪農(nóng)戶的環(huán)境治理參與意愿存在著較為明顯的地區(qū)差異。進(jìn)一步調(diào)查發(fā)現(xiàn),龍巖和南平在2017年初開展了“拆豬欄”行動(dòng),通過大力宣傳環(huán)境治理的生態(tài)作用,該地區(qū)農(nóng)戶對(duì)環(huán)境治理的認(rèn)知度普遍較高,表現(xiàn)出較強(qiáng)的環(huán)境治理參與意愿。

表1 不同地區(qū)農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿調(diào)查結(jié)果的分布情況

自變量:自變量是農(nóng)戶的社會(huì)信任。在回歸方程右邊,trust是可能影響參與意愿的社會(huì)信任變量。本研究對(duì)人際信任變量的選擇包括對(duì)親人的信任(T1)、對(duì)鄰居的信任(T2);制度信任變量的選擇包括對(duì)村干部的信任(T3)、對(duì)政府的信任(T4);一般信任變量的選擇主要包括對(duì)來村里的外鄉(xiāng)人的信任(T5)、對(duì)德高望重老人的信任(T6)。在實(shí)地調(diào)研中,“一對(duì)一”的農(nóng)戶問卷調(diào)查將T1表述為“對(duì)親人十分信任,如果親人建議我參與生活垃圾治理,我愿意嘗試”,將T2表述為“對(duì)鄰居十分信任,如果鄰居建議我參與生活垃圾治理,我愿意嘗試”;將T3表述為“對(duì)村干十分信任,如果村干部建議我參與生活垃圾治理,我愿意嘗試”,將T4表述為“對(duì)政府十分信任,如果政府建議我參與生活垃圾治理,我愿意嘗試”,將T5表述為“對(duì)外鄉(xiāng)人十分信任,如果外鄉(xiāng)人建議我參與生活垃圾治理,我愿意嘗試”,將T6表述為“對(duì)德高望重的老人十分信任,如果村里德高望重的老人建議我參與生活垃圾治理,我愿意嘗試”。

控制變量:選取農(nóng)戶的個(gè)體特征、家庭特征和環(huán)境認(rèn)知特征作為控制變量。其中,農(nóng)戶個(gè)體特征為:性別(I1)、年齡(I2)、受教育程度(I3)、是否村干部(I4)、是否兼業(yè)(I5)，農(nóng)戶家庭特征為“家庭經(jīng)濟(jì)狀況在當(dāng)?shù)氐乃健?H)，環(huán)境認(rèn)知用“政府、村委會(huì)應(yīng)當(dāng)是環(huán)境治理的主體”(C)來衡量。變量賦值和描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 變量賦值與描述性統(tǒng)計(jì)

4 實(shí)證結(jié)果與分析

在進(jìn)行回歸分析之前,考慮到農(nóng)戶對(duì)親人、鄰居、村干部、政府、外鄉(xiāng)人、村里德高望重老人的信任等變量之間可能存在內(nèi)部相關(guān),限于篇幅，本研究?jī)H選擇“對(duì)親人的信任(T1)”作為被解釋變量,其他變量作為解釋變量,對(duì)自變量進(jìn)行多重共線性診斷,方差膨脹因子(VIF)均小于2,最高為1.398,可見各變量之間的共線性程度在合理的范圍之內(nèi),能滿足Logistic回歸的要求。

運(yùn)用Stata12.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic回歸處理，結(jié)果見表3,模型整體擬合效果良好。為進(jìn)一步探討農(nóng)戶生活垃圾治理參與意愿影響因素的貢獻(xiàn)程度,本文對(duì)邊際效應(yīng)進(jìn)行分析,輸出結(jié)果顯示T1、T2、T3、T4、T5、T6六個(gè)變量的邊際效應(yīng)均較高。從方程回歸結(jié)果看,社會(huì)信任的六個(gè)變量均通過顯著性檢驗(yàn),說明人際信任、制度信任和一般信任中的對(duì)外鄉(xiāng)人的信任均在農(nóng)戶生活垃圾處理決策中作用顯著。

表3 社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的Logistic回歸模型

(續(xù)表3)

家庭特征家庭經(jīng)濟(jì)水平H 0.606?? 2.33 11.849%?? (2.33)社會(huì)信任對(duì)親人的信任T1 0.643??? 4.50 12.571%??? (4.59)對(duì)鄰居的信任T2 0.302?? 2.01 5.897%?? (2.04)對(duì)村干部的信任T3 0.335?? 2.47 6.557%?? (2.46)對(duì)政府的信任T4 0.273?? 2.26 5.334%?? (2.22)對(duì)外鄉(xiāng)人的信任T5 0.452??? 3.60 8.834%??? (3.70)對(duì)德高望重的老人的信任T6-0.242?-1.78-4.736%? (-1.78)環(huán)境認(rèn)知政府、村委會(huì)是環(huán)境治理的主體C 0.735??? 4.26 14.362%??? (4.18)常數(shù)項(xiàng)-10.717???-5.62—Log likelihood-106.949——LR chi2(13) 134.240——Prob>chi2 0.000——Pseudo R2 0.386——

注:表中* 、 **、*** 分別表示10%、5%、1%的顯著性水平;括號(hào)中為Z值。

根據(jù)邊際效應(yīng)分析可見,社會(huì)信任在農(nóng)戶生活垃圾治理參與決策中的貢獻(xiàn)度相對(duì)于其他變量處于較高水平。社會(huì)信任的三個(gè)維度六個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理參與意愿的貢獻(xiàn)程度分別為:T1>T5>T3>T2>T4>T6,即依次為對(duì)親人的信任、對(duì)外鄉(xiāng)人的信任、對(duì)村干部的信任、對(duì)鄰居的信任、對(duì)政府的信任、對(duì)村里德高望重老人的信任。

具體分析為:①對(duì)親人的信任(T1)在1%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿,且邊際效應(yīng)為12.571%。即在其他條件不變的情況下,農(nóng)戶對(duì)親人的信任程度每增加1個(gè)單位,愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理的概率會(huì)提升12.571%,假說1得到驗(yàn)證。可能的解釋是:我國(guó)農(nóng)村社會(huì)是以血緣為紐帶的家族關(guān)系為基礎(chǔ),容易形成情感認(rèn)同和相互信任,加之日常的密切往來使親人之間掌握的信息較為對(duì)稱,達(dá)成合作契約的可能性更高,更愿意一同參與農(nóng)村生活垃圾處理。②對(duì)鄰居的信任(T2)在5%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿,且邊際效應(yīng)為5.897%。即在其他條件不變的情況下,農(nóng)戶對(duì)鄰居的信任程度每增加1個(gè)單位,愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理的概率會(huì)提升5.897%,假說2得到驗(yàn)證?？赡艿慕忉屖?當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村社會(huì)關(guān)系是費(fèi)孝通先生講述的“差序格局”[36],這種“熟人社會(huì)”中所形成的“熟人信任”降低了農(nóng)戶之間生活垃圾處理的信息搜尋成本和達(dá)成一致環(huán)境治理行動(dòng)的交易成本,且這些便利條件切實(shí)增強(qiáng)了農(nóng)戶對(duì)生活垃圾治理合作的期望。③對(duì)村干部的信任(T3)在5%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿,且邊際效應(yīng)為6.557%。即在其他條件不變的情況下,農(nóng)戶對(duì)村干部的信任程度每增加1個(gè)單位,愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理的概率會(huì)提升6.557%,假說3得到驗(yàn)證。可能的解釋是:村級(jí)治理機(jī)制作為聯(lián)結(jié)農(nóng)戶和基層政府的紐帶,在農(nóng)村環(huán)境治理方面發(fā)揮著重要作用,農(nóng)戶對(duì)村干部的信任有助于增強(qiáng)其參與生活垃圾處理的意愿。④對(duì)政府的信任(T4)在5%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿,且邊際效應(yīng)為5.334%。即在其他條件不變的情況下,農(nóng)戶對(duì)政府的信任程度每增加1個(gè)單位,愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理的概率會(huì)增加5.334%,假說4得到了驗(yàn)證?？赡艿慕忉屖?近年來我國(guó)多項(xiàng)惠農(nóng)政策的實(shí)施,有助于增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)政府的信任感,而這種信任實(shí)際上是對(duì)環(huán)境治理政策制定者的信任,且在農(nóng)戶參與生活垃圾治理的意愿中體現(xiàn)出來。具體體現(xiàn)為愿意對(duì)生活垃圾進(jìn)行分類處理,在遇到別人出現(xiàn)破壞環(huán)境的行為時(shí)會(huì)予以制止,也愿意參與到環(huán)境宣傳和保護(hù)的行動(dòng)中去,從而有利于農(nóng)村環(huán)境治理工作的有序穩(wěn)步推進(jìn)。⑤對(duì)外鄉(xiāng)人的信任(T5)在1%的顯著水平上正向影響著農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿,且邊際效應(yīng)為8.834%。即在其他條件不變的情況下,農(nóng)戶對(duì)外鄉(xiāng)人的信任程度每增加1個(gè)單位,愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理的概率會(huì)增加8.834%,假說5得到驗(yàn)證。可能的解釋是:隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展,農(nóng)戶觀念正悄然發(fā)生變化,具體表現(xiàn)為農(nóng)戶的信任不再局限于“地緣性”,而這種情況更有利于第三方參與到農(nóng)村生活垃圾治理中。⑥對(duì)德高望重老人的信任(T6)在10%的顯著水平上負(fù)向影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿,且邊際效應(yīng)為-4.736%。即在其他條件不變的情況下,農(nóng)戶對(duì)村子里德高望重老人的信任程度每增加1個(gè)單位,愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理的概率會(huì)降低4.736%,假說6未得到驗(yàn)證?？赡艿慕忉屖?在當(dāng)前網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá)的社會(huì)背景下,農(nóng)戶獲取環(huán)境治理的信息不再局限于生活經(jīng)驗(yàn)的積累,更多地依賴電腦、手機(jī)、電視等的環(huán)境治理信息傳播,農(nóng)戶可通過上述現(xiàn)代環(huán)境治理信息載體的運(yùn)用獲得所需的信息。

農(nóng)戶個(gè)體特征和環(huán)境認(rèn)知變量也在不同程度上影響著農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿。具體而言,男性農(nóng)村環(huán)境治理參與意愿比女性高16.426%。同時(shí),擔(dān)任村干部顯著提高了自身參與環(huán)境治理的意愿,在其他條件不變的情況下,農(nóng)戶擔(dān)任村干部使其參與農(nóng)村環(huán)境治理的積極性提升了17.055%,可能的解釋是:村干部作為農(nóng)村發(fā)展的帶頭人,在農(nóng)村基層政府與農(nóng)戶之間的信息溝通、傳遞上起著橋梁的作用,且其接觸政策信息的渠道比一般村民更廣,這些在一定程度上提升了自身的環(huán)境認(rèn)知,如環(huán)境治理在農(nóng)村發(fā)展和美麗鄉(xiāng)村建設(shè)中的積極作用,進(jìn)而增強(qiáng)其獲取農(nóng)村生活垃圾處理政策支持和技術(shù)指導(dǎo)的期望和動(dòng)力。是否兼業(yè)對(duì)農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿的影響也比較顯著,純農(nóng)民的參與積極性比兼業(yè)農(nóng)民高21.246%,可能的解釋是:純農(nóng)民對(duì)農(nóng)村環(huán)境的依賴程度高于兼業(yè)農(nóng)民,使他們對(duì)農(nóng)村環(huán)境的期望更高,從而參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿比兼業(yè)農(nóng)民更強(qiáng)烈。家庭經(jīng)濟(jì)水平對(duì)農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿的影響顯著,可能的解釋是:經(jīng)濟(jì)水平相對(duì)較好的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的期望更高,他們參與生活垃圾處理的意愿更強(qiáng)烈。農(nóng)戶對(duì)環(huán)境責(zé)任主體認(rèn)知顯著正向影響其參與生活垃圾治理意愿,可能的解釋是:隨著社會(huì)的發(fā)展和農(nóng)戶環(huán)境責(zé)任意識(shí)的增強(qiáng),農(nóng)戶對(duì)環(huán)境有了更多的訴求和期望,也越來越關(guān)注與自己的生產(chǎn)和生活息息相關(guān)的農(nóng)村環(huán)境。因此,農(nóng)戶知悉農(nóng)村環(huán)境治理是系統(tǒng)復(fù)雜的事務(wù),不僅需要每個(gè)人的共同努力,更需要統(tǒng)籌者發(fā)揮重要的引導(dǎo)作用。

5 結(jié)論與啟示

研究表明,社會(huì)信任是影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿的重要因素,通過實(shí)證研究得出以下結(jié)論:①近年來,生態(tài)環(huán)境問題得到國(guó)內(nèi)外的廣泛關(guān)注,我國(guó)的農(nóng)村環(huán)境污染亟待解決,構(gòu)建農(nóng)戶之間的人際信任、制度信任和對(duì)外鄉(xiāng)人的信任是新時(shí)期建設(shè)美麗中國(guó)的重要舉措。②超過1/2(65.06%)的農(nóng)戶愿意參與環(huán)境治理,但農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿存在明顯的地區(qū)差異。③農(nóng)戶人際信任中對(duì)親人和對(duì)鄰居信任水平的提高對(duì)環(huán)境治理參與意愿有積極的促進(jìn)作用,貢獻(xiàn)度排序?yàn)?對(duì)親人的信任高于對(duì)鄰居的信任;農(nóng)戶制度信任中對(duì)村干部的信任水平和對(duì)政府的信任水平的提高對(duì)環(huán)境治理參與意愿有積極的促進(jìn)作用,貢獻(xiàn)度排序?yàn)?對(duì)村干部的信任高于對(duì)政府的信任;農(nóng)戶一般信任中對(duì)外鄉(xiāng)人的信任水平的提高對(duì)環(huán)境治理參與意愿有積極的促進(jìn)作用。三個(gè)維度六個(gè)變量的信任貢獻(xiàn)程度依次為:對(duì)親人的信任、對(duì)外鄉(xiāng)人的信任、對(duì)村干部的信任、對(duì)鄰居的信任、對(duì)政府的信任、對(duì)德高望重老人的信任。④農(nóng)戶的性別、是否村干部、兼業(yè)情況、家庭經(jīng)濟(jì)水平、環(huán)境認(rèn)知也在不同的程度上影響其環(huán)境治理參與意愿。

基于上述研究結(jié)論,可得到以下啟示:①人際信任方面。致力豐富農(nóng)戶人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò),通過定期舉辦文體活動(dòng),建立農(nóng)村基層社團(tuán)組織等模式為農(nóng)戶參與環(huán)境治理提供平臺(tái)和氛圍,促進(jìn)農(nóng)戶與家人、鄰居之間的溝通交流,增進(jìn)農(nóng)戶與家人、鄰居之間的情感,提高農(nóng)戶與家人、鄰居之間的相互信任度,減少農(nóng)戶在參與環(huán)境治理過程中的“搭便車”心理,促成農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的提升。②制度信任方面。完善農(nóng)村環(huán)境信息公開制度,加強(qiáng)環(huán)保信息公開程度,如組織由農(nóng)戶參與的環(huán)境管理委員會(huì)，公開環(huán)境資金使用標(biāo)準(zhǔn)和使用情況，規(guī)范政府部門相關(guān)人員和村干部的行為。同時(shí),健全村民自治制度、監(jiān)督制度,完善農(nóng)戶環(huán)境需求表達(dá)機(jī)制和參與環(huán)境治理決策機(jī)制,發(fā)揮村干部在農(nóng)戶參與環(huán)境治理中的模范帶頭作用,使政府部門的相關(guān)人員和村干部能“想農(nóng)戶之所想、急農(nóng)戶之所急”,切實(shí)為農(nóng)戶謀福利,從而提升農(nóng)戶對(duì)政府和村干部的信任水平,更好地促進(jìn)農(nóng)戶參與環(huán)境治理。③一般信任方面。探索第三方參與農(nóng)村環(huán)境治理機(jī)制,構(gòu)建由民間環(huán)保組織、環(huán)保志愿者、第三方環(huán)保公司等環(huán)境保護(hù)主體共同參與的農(nóng)村環(huán)境治理機(jī)制,提供農(nóng)戶參與環(huán)境治理必要的設(shè)備、咨詢及培訓(xùn)服務(wù);鼓勵(lì)社會(huì)資本成立集約化的第三方環(huán)保公司，明確第三方環(huán)保公司的市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻和監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn),以此促成農(nóng)戶參與環(huán)境治理,提高農(nóng)村環(huán)境治理效率,降低農(nóng)村環(huán)境治理成本。