生態(tài)認(rèn)知、政府補貼與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿

黃 華,姚順波

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

一、引 言

農(nóng)村是農(nóng)民生產(chǎn)生活的重要場所。改善農(nóng)村人居環(huán)境,建設(shè)美麗宜居鄉(xiāng)村,堅持人與自然和諧共生,走農(nóng)村綠色發(fā)展之路,是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中生態(tài)宜居的重要任務(wù)。隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略推進,以及物質(zhì)生活水平的改善,農(nóng)村居民對美好生活的需求日益增長,但農(nóng)村地區(qū)人居環(huán)境依然較差,“臟亂差”問題依然突出[1]。農(nóng)村人居環(huán)境整治作為政府主導(dǎo)的一項生態(tài)型公共產(chǎn)品,2018年中央出臺并實施“農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案”,主攻方向為農(nóng)村生活垃圾治理、廁所糞污治理、農(nóng)村生活污水處理和村容村貌提升等。2021年中央一號文件進一步提出“實施農(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動”,對農(nóng)村廁所改造、污水處理、垃圾收運等任務(wù)做出詳細(xì)部署。政府支持和推動下的農(nóng)村人居環(huán)境整治是通過基礎(chǔ)設(shè)施、環(huán)境保護等農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給,保障并完善農(nóng)民生產(chǎn)生活空間,改善村莊居住環(huán)境,以提高農(nóng)民的生活質(zhì)量和幸福指數(shù)[2]。但生態(tài)型公共產(chǎn)品以政府為主導(dǎo)的整治模式忽視了農(nóng)戶參與的重要性,同時存在成本高、效率低等問題,農(nóng)戶作為農(nóng)村人居環(huán)境整治中的直接受益者,政府的推動工作需要農(nóng)戶深度參與其中[3]。受農(nóng)戶自身的知識結(jié)構(gòu)、傳統(tǒng)習(xí)慣、道德規(guī)范等稟賦條件所限,主觀參與意識有所欠缺,且普遍存在著“搭便車”的心理,農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知水平也影響其參與意愿。此外,農(nóng)村空心化、老齡化現(xiàn)象也使得農(nóng)村人居環(huán)境整治面臨巨大的現(xiàn)實挑戰(zhàn),即使農(nóng)戶有意愿參與,限于現(xiàn)實約束,也難以轉(zhuǎn)化為實際的參與行為[4]。因而,農(nóng)村人居環(huán)境整治應(yīng)把握政府支持與農(nóng)戶認(rèn)知之間的關(guān)系,厘清在政府主導(dǎo)和補貼下,農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知對其參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿及行為具有重要的指導(dǎo)與現(xiàn)實意義。

近年來,農(nóng)村人居環(huán)境整治也受到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。學(xué)者們針對農(nóng)村人居環(huán)境整治的不同側(cè)面展開了豐富研究,比如生活垃圾治理、生活污水排放處理、農(nóng)村廁所改革等[5-10]。王愛琴等的研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)村生活垃圾管理服務(wù)水平較低且不全面,且地區(qū)間的垃圾管理服務(wù)存在顯著差異[11];楊曉英等發(fā)現(xiàn)農(nóng)村污水處理項目建設(shè)資源浪費現(xiàn)象嚴(yán)重,且污水處理效果欠佳[12]。在農(nóng)村環(huán)境整治意愿方面,多數(shù)研究同樣基于人居環(huán)境整治的某一側(cè)面進行展開,賈亞娟等考察了環(huán)境關(guān)心和制度信任對農(nóng)戶參與農(nóng)村生活垃圾治理意愿的影響,發(fā)現(xiàn)環(huán)境關(guān)心對農(nóng)戶參與意愿及支付意愿均存在顯著正效應(yīng),制度信任不僅對農(nóng)戶參與意愿及支付意愿存在顯著促進作用,而且還正向調(diào)節(jié)了環(huán)境關(guān)心—農(nóng)戶支付意愿之間的關(guān)系[13];蘇淑儀等基于山東村級調(diào)研數(shù)據(jù)分析了農(nóng)村生活污水處理的農(nóng)戶參與意愿及影響因素,并發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶自身文化程度、對周圍水質(zhì)的關(guān)心程度、所在村是否重視生活污水的處理、生活污水處理知識是否普及對農(nóng)戶參與生活污水處理意愿有顯著的正向影響[14]。許增巍等關(guān)注到農(nóng)村生活垃圾集中處理意愿與行為的悖理,農(nóng)戶的健康狀況、對環(huán)境改善的認(rèn)知、社會網(wǎng)絡(luò)等是農(nóng)戶支付意愿與支付行為產(chǎn)生悖理的主要因素[15];Zeng等分析中國農(nóng)戶對垃圾治理的認(rèn)知后發(fā)現(xiàn),影響農(nóng)戶垃圾治理的主要障礙是處理意識較低與處理設(shè)施不足[16]。另外,孫前路等基于社會規(guī)范和社會監(jiān)督的視角發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶參與意愿與行為的一致性較差,農(nóng)戶的文化程度、村民監(jiān)督及政府宣傳有利于農(nóng)戶參與意愿向參與行為轉(zhuǎn)化[4];王學(xué)婷等則從環(huán)境心理學(xué)視角下的人地關(guān)系出發(fā),探討了地方依戀對農(nóng)戶村莊環(huán)境治理參與意愿的影響[17]。

已有文獻取得了豐富的研究成果,但仍存在局限性與改進空間。一是在研究內(nèi)容上,多數(shù)文獻只關(guān)注到農(nóng)村人居環(huán)境整治的某個方面,或者關(guān)注環(huán)境整治的整體意愿,缺乏對農(nóng)村人居環(huán)境整治多個方面(比如污水處理、垃圾治理、廁所改革)的具體關(guān)注;二是農(nóng)戶的認(rèn)知水平與政府支持關(guān)系到農(nóng)村人居環(huán)境整治的參與意愿與行動的順利開展,各級地方政府也制定了相關(guān)的農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案,在生活污水排放、垃圾回收與集中處理及廁所改革等多方面給予政策與資金支持,但相關(guān)研究多以定性分析為主,鮮有研究關(guān)注到農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知、政府的資金支持對農(nóng)村人居環(huán)境整治農(nóng)戶參與意愿的影響,三者之間的影響關(guān)系有待于進一步檢驗。農(nóng)戶行為通常是內(nèi)部認(rèn)知和外部環(huán)境共同作用的結(jié)果[18]。本文基于農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知與政府補貼的雙重視角,以生活污水處理、農(nóng)村廁所改革、生活垃圾治理反映農(nóng)村人居環(huán)境整治的主要內(nèi)容,結(jié)合陜西省黃陵縣、黃龍縣、鎮(zhèn)巴縣和紫陽縣的調(diào)研數(shù)據(jù),采用二元Logit模型實證檢驗生態(tài)認(rèn)知、政府補貼對農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響,進一步考察政府補貼對生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng),以期為農(nóng)村人居環(huán)境整治行動的持續(xù)推進與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略深入實施提供理論與政策參考。

二、理論分析與假設(shè)

農(nóng)村人居環(huán)境整治一般包括基礎(chǔ)設(shè)施升級與公共服務(wù)改善等,具有非競爭性、非排他性的一般典型特征,因而,農(nóng)村人居環(huán)境可認(rèn)為是一種生態(tài)型的農(nóng)村公共產(chǎn)品。農(nóng)村居民的生產(chǎn)和消費過程會對人居環(huán)境產(chǎn)生負(fù)的外部性,但這種外部性很少計算在生產(chǎn)成本中,但是人居環(huán)境整治與改善,每個居民都會從中受益并產(chǎn)生積極的外部效應(yīng)。要有效實現(xiàn)農(nóng)村人居環(huán)境整治,滿足農(nóng)村生產(chǎn)與生活的基本公共需求是首要前提,農(nóng)戶作為重要參與者與直接受益者,其參與意愿和行為是農(nóng)村人居環(huán)境整治的重要基礎(chǔ),而政府作為重要推動者與實施者,其支持和補助力度是農(nóng)村人居環(huán)境整治的制度保障。

(一)生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿

農(nóng)戶人均環(huán)境整治的參與意愿受制度水平、經(jīng)濟條件、社區(qū)文化等外部因素,及認(rèn)知、動機、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等內(nèi)部因素的綜合影響。其中,農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知主要是農(nóng)戶對農(nóng)村人居環(huán)境現(xiàn)狀及改善的了解,個體行為對環(huán)境影響的認(rèn)識等。已有研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)戶的生態(tài)保護意愿和行為受其生態(tài)認(rèn)知的影響,其教育水平、社會關(guān)系、道德規(guī)范等因素的個體差異,會導(dǎo)致農(nóng)戶在人居環(huán)境整治上存在認(rèn)知偏差,進而影響其參與意愿[19]。

農(nóng)村人居環(huán)境整治的行動任務(wù)主要包括生活垃圾治理、廁所糞污治理、生活污水處理等。農(nóng)戶是否參與到農(nóng)村人居環(huán)境整治是基于其生態(tài)認(rèn)知、成本收益權(quán)衡后作出的理性抉擇。根據(jù)計劃行為理論,農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的生態(tài)認(rèn)知水平由行為態(tài)度、主觀規(guī)范與感知行為三個方面的因素共同影響[20]。首先,行為態(tài)度指的是農(nóng)戶對參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行動的喜好程度與心理預(yù)期,當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為參與到農(nóng)村人居環(huán)境整治有利于改善自身生產(chǎn)生活環(huán)境、具有正向心理預(yù)期時,就會產(chǎn)生積極的行為態(tài)度,進而更有意愿參與到人居環(huán)境整治中,相反,負(fù)向的心理預(yù)期則會產(chǎn)生消極的參與意愿。其次,主觀規(guī)范是農(nóng)戶參與到農(nóng)村人居環(huán)境整治過程中感受到的外部社會壓力,包括政府部門的環(huán)保政策宣傳執(zhí)行、社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的鄰里示范效應(yīng)等。政府環(huán)保政策推廣宣傳、執(zhí)行監(jiān)督等,是農(nóng)戶獲取生態(tài)知識的重要途徑,對提升農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知水平具有積極影響,農(nóng)村居民群居的特性決定了農(nóng)戶的參與意愿容易受到“羊群效應(yīng)”的影響。當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)為環(huán)保政策、鄰里示范等規(guī)范有助于改善自身環(huán)境時,就會有意愿參與到農(nóng)村人居環(huán)境整治中。最后,感知行為是農(nóng)戶所感知到的參與農(nóng)村人居環(huán)境改善的難易程度,及自身參與對農(nóng)村人居環(huán)境是否改善的主觀認(rèn)知,反映農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的實際控制力,主要在于農(nóng)戶對自身能力、知識、資本、機會成本等稟賦能力的評估。農(nóng)戶擁有的稟賦能力越高,就會產(chǎn)生正向的心理預(yù)期,只有當(dāng)農(nóng)戶感知到自身參與農(nóng)村人居環(huán)境整治獲得的生態(tài)效益大于或等于參與成本時,其參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿才會越強。但當(dāng)不同地區(qū)的農(nóng)戶面對不同的行動任務(wù)時,參與意愿往往存在差異,比如某地區(qū)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施較完善,農(nóng)戶更多關(guān)注污水處理設(shè)施是否得到改善,而另一地區(qū)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施水平較差,農(nóng)戶可能更加關(guān)注自身的垃圾治理是否得到整治?？傮w而言,在行為態(tài)度、主觀規(guī)范及感知行為等三方面的作用下,農(nóng)戶積極的生態(tài)認(rèn)知能夠影響其參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿,但面對不同行動任務(wù)的參與意愿是不同的?；谝陨戏治?提出第一個假設(shè):

假設(shè)H1:農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知能夠顯著影響其農(nóng)村人居環(huán)境整治的參與意愿,但農(nóng)戶對不同整治任務(wù)的參與意愿存在差異。

(二)政府補貼發(fā)揮的作用

有效提供公共產(chǎn)品是現(xiàn)代社會的基本特征和政府的基本職責(zé),要處理好政府與市場、政府與農(nóng)戶不同主體間的關(guān)系。政府是農(nóng)村人居環(huán)境整治的主導(dǎo)者與實施者,政府在廁所革命、垃圾治理、污水處理等人居環(huán)境改善中發(fā)揮重要的推動作用,政府補助向外界傳遞支持農(nóng)村人居環(huán)境改善的信號。具體而言,政府通過財政支持來規(guī)范農(nóng)村人居環(huán)境整治的行動方向與重點,調(diào)節(jié)市場與農(nóng)戶等主體間的關(guān)系,進而配置社會資源[21]。政府通過財政資金或直接補助農(nóng)戶,或?qū)Υ寮w的項目實施加以補貼,政府補貼有助于激發(fā)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的積極性,但補貼的個體差異性會導(dǎo)致農(nóng)村人居環(huán)境整治效果產(chǎn)生差異。當(dāng)政府對于農(nóng)村人居環(huán)境整治的補助規(guī)模相對較小時,雖然補貼增加了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金,但此時補貼規(guī)模不足以覆蓋農(nóng)戶的參與成本,對農(nóng)戶參與的積極性帶動較有限,隨著資金補助規(guī)模擴大,充裕的補助資金能夠有力推動基建項目改造升級,集中優(yōu)勢資源,節(jié)約交易成本,帶動農(nóng)戶參與的積極性,從而實現(xiàn)農(nóng)村生產(chǎn)資源的合理配置,并改善農(nóng)戶的社會福祉。而當(dāng)政府補貼規(guī)模過大時,還可能會對社會資本的引入產(chǎn)生擠出效應(yīng),造成財政資金投入冗余等問題。此外,政府補貼還能夠表現(xiàn)出支持、鼓勵農(nóng)村人居環(huán)境改善的信號傳遞作用,讓農(nóng)戶意識到人居環(huán)境改善的重要性,增強農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知水平[22]。同樣地,政府補助對垃圾治理、廁所改革、污水處理等不同整治任務(wù)的側(cè)重程度不同也會引發(fā)農(nóng)戶形成不同的生態(tài)認(rèn)知,進而對農(nóng)戶的農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿產(chǎn)生不同的影響?？傊?政府補貼能夠在生態(tài)認(rèn)知影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的過程中發(fā)揮積極的作用?；谝陨戏治?提出第二個假設(shè):

假設(shè)H2:政府補助能夠在生態(tài)認(rèn)知影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用,但對不同整治任務(wù)的調(diào)節(jié)作用存在差異。

三、數(shù)據(jù)來源與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自課題組2019年8月在陜西省黃陵縣、黃龍縣、鎮(zhèn)巴縣和紫陽縣四個縣進行的調(diào)研,調(diào)研采用一對一問卷調(diào)查以及訪談的方式,通過分層抽樣方法,在每個縣抽取一定比例數(shù)量的鄉(xiāng)鎮(zhèn),每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取8～10個行政村,每個村選擇15～20個農(nóng)戶,共605份問卷,刪除無效樣本后,最終獲得522份有效問卷,樣本有效率為86.28%,其中,黃龍縣87份、黃陵縣106份、紫陽縣173份、鎮(zhèn)巴縣156份。調(diào)研內(nèi)容重點關(guān)注農(nóng)村生活污水處理、農(nóng)村廁所革命現(xiàn)狀、農(nóng)村生活垃圾治理等涉及農(nóng)村人居環(huán)境中整治的供給與需求現(xiàn)狀。此外,問卷還涉及農(nóng)戶家庭的基本情況(受教育程度、民族等)、地理特征等。所獲數(shù)據(jù)有助于了解并研究農(nóng)村人居環(huán)境整治的農(nóng)戶參與意愿的基本情況。樣本選擇的依據(jù)是:黃陵縣位于陜西省中部偏西,縣域自然條件良好,人居環(huán)境整治力度不斷加大,城鄉(xiāng)環(huán)境面貌顯著提升。黃龍縣位于陜西省北部,是國家重點生態(tài)功能區(qū),生態(tài)資源得天獨厚,著力于農(nóng)村人居環(huán)境綜合整治,鄉(xiāng)村面貌發(fā)生了巨大變化。鎮(zhèn)巴縣位于陜西省南部,地處大巴山腹地,是全國首批、陜南唯一的國家生態(tài)保護與建設(shè)示范區(qū),也屬于革命老區(qū)、國家扶貧開發(fā)重點縣,政府堅持把人居環(huán)境整治與脫貧攻堅、鄉(xiāng)村振興試點有機結(jié)合,目前取得初步成效。紫陽縣位于陜西南部,地處國家主體功能區(qū)限制開發(fā)區(qū)、南水北調(diào)中線工程重要水源涵養(yǎng)區(qū)、秦巴集中連片特困地區(qū)、川陜革命老區(qū)“四區(qū)疊加”的核心區(qū)域,是國家扶貧開發(fā)重點縣、深度貧困縣,也是陜西自然條件最惡劣、脫貧攻堅任務(wù)最重、貧困程度最深的地區(qū),但是脫貧成效較為顯著的地區(qū)。

(二)受訪者基本特征

表1報告了受訪者的基本特征。受訪者中男性明顯多于女性,77.01%為男性,22.99%為女性;被訪者年齡集中在45～60歲之間,占比48.47%,接近半數(shù),樣本農(nóng)戶的年齡偏大;被訪者的受教育程度以初中學(xué)歷居多,占比57.08%,超過半數(shù),小學(xué)和中專(或高中)的比例幾乎相當(dāng),樣本農(nóng)戶的受教育程度較低;被訪者政治面貌大多數(shù)為群眾,占比65.33%;被訪者中有69.54%沒有外出務(wù)工經(jīng)歷;被訪者家庭年收入集中在3萬元以下,占到總數(shù)的83.72%,收入水平仍比較低?？傮w而言,被訪者年齡、受教育程度與家庭年收入的正態(tài)分布態(tài)勢明顯,能夠反映較大多數(shù)農(nóng)村居民的基本特征,并為后續(xù)的實證檢驗提供良好的基礎(chǔ)。

表1 被訪者的基本特征描述

(三)研究方法

參照2018年中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》,結(jié)合調(diào)研內(nèi)容,本文涉及農(nóng)戶參與的農(nóng)村人居環(huán)境整治的行動任務(wù)主要包括農(nóng)村生活污水處理、農(nóng)村廁所革命、農(nóng)村生活垃圾治理。被解釋變量為農(nóng)戶參與這3類人居環(huán)境整治的意愿,即農(nóng)戶是否有意愿為農(nóng)村人居環(huán)境整治進行支付,愿意參與賦值為1,反之賦值為0。問卷中設(shè)定的這3個變量均為二分類的選擇變量,故采用二元Logit選擇模型進行檢驗,模型的具體形式如下[23]:

(1)

其中,Y=1表示農(nóng)戶對3類人居環(huán)境整治的支付意愿高,p為農(nóng)戶參與意愿高的概率,1-p則為農(nóng)戶不參與的概率。進一步,對農(nóng)戶參與意愿高和參與意愿低的概率之比取對數(shù),根據(jù)變換可得到如下形式:

(2)

其中,p/(1-p)為事件的發(fā)生比,簡稱為odds,Xi表示可能影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的多層面因素,α、βi為待估參數(shù)。

四、變量說明與描述性統(tǒng)計

(一)被解釋變量

被解釋變量為農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿,問卷以“農(nóng)戶是否有意愿為污水處理裝置的運行與維護進行支付?”“農(nóng)戶是否有意愿為廁所設(shè)施改造與維護進行支付?”“農(nóng)戶是否有意愿為生活垃圾治理基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與維護進行支付?”作為農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的代理變量,有意愿支付賦值為1,反之則賦值為0。觀察樣本發(fā)現(xiàn),受訪農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿整體一般,其中以生活污水處理的參與意愿為最高。

(二)核心解釋變量

1.政府補貼

政府支持是農(nóng)村人居環(huán)境整治的重要推手,也是激發(fā)農(nóng)戶參與意愿的關(guān)鍵因素,農(nóng)村人居環(huán)境公共設(shè)施建設(shè)與改進主要依賴于政府財政的補貼支持。結(jié)合當(dāng)?shù)卣{(diào)研情況,問卷中分別以“政府是否對家中污水處理設(shè)備進行補貼(實物或資金)?”“政府是否對家中改廁進行補貼(實物或資金)?”“政府是否對垃圾治理設(shè)施的建立與改進進行補貼(實物或資金)?”作為政府補貼的代理變量,政府有補貼賦值為1,反之賦值為0。

2.生態(tài)認(rèn)知

農(nóng)戶對人居環(huán)境的認(rèn)知對其參與到環(huán)境整治過程產(chǎn)生直接影響。根據(jù)調(diào)研情況,問卷中分別以“污水處理設(shè)備是否對水環(huán)境的改善發(fā)揮作用?”“農(nóng)村廁所有必要改進(由旱廁改為水沖式)嗎?”“垃圾分類處理對改善環(huán)境有幫助嗎?”作為生態(tài)認(rèn)知的代理變量,農(nóng)戶認(rèn)為有改善或有必要改進賦值為1,反之則賦值為0。

3.主要的控制變量

影響農(nóng)戶參與意愿的因素眾多,農(nóng)戶個人的社會經(jīng)濟特征、區(qū)位交通條件、地理環(huán)境等均會對農(nóng)民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿產(chǎn)生影響,故本文控制變量主要包括受訪者及其家庭的社會經(jīng)濟特征,主要包括年齡、性別、受教育程度、健康狀況、政治面貌、有無外出務(wù)工經(jīng)歷、家庭年收入;區(qū)位交通條件包括村到縣城的距離。此外,還控制了農(nóng)戶所在縣域的地區(qū)虛擬變量。表2報告了各變量的定義、賦值及描述性統(tǒng)計。

表2 相關(guān)變量的說明與描述性統(tǒng)計

五、結(jié)果與分析

(一)生態(tài)認(rèn)知、政府補貼對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響

自變量的方差膨脹因子VIF均明顯小于2,滿足獨立性原則,即不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。表3報告了生活污水處理、廁所改造、生活垃圾治理等不同層面農(nóng)戶對農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的Logit模型檢驗結(jié)果(模型(1)、(3)、(5))。結(jié)果顯示,農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知、政府補貼對不同行動任務(wù)參與意愿的影響存在顯著差異,具體而言:生態(tài)認(rèn)知對農(nóng)戶改進廁所和生活垃圾治理意愿的影響均通過了顯著性檢驗,而對農(nóng)戶生活污水處理意愿的影響未通過顯著性檢驗。生態(tài)認(rèn)知顯著正向影響了農(nóng)戶對廁所改造與生活垃圾治理的意愿,但未顯著負(fù)向影響農(nóng)戶生活污水處理的意愿,假設(shè)H1得到驗證。具體來說,農(nóng)戶對當(dāng)?shù)厝司迎h(huán)境現(xiàn)狀的認(rèn)知與評估,影響其參與治理的行為,農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知越高,即當(dāng)農(nóng)戶感知到自家?guī)斜匾倪M、生活垃圾有必要分類治理時,越有可能參與廁所改造與生活垃圾治理,原因可能在于,廁所使用與生活垃圾產(chǎn)生與農(nóng)戶自身的個人行為與生活習(xí)慣息息相關(guān)。農(nóng)戶對生活污水排放的認(rèn)知與評估,并未顯著影響其參與到污水處理的行為中,調(diào)研結(jié)果也顯示,農(nóng)戶在污水處理對水環(huán)境的改善方面存在一定的認(rèn)知,但由于農(nóng)戶自家污水的產(chǎn)水量本身相對較少,以隨意傾倒為主,所以認(rèn)為污水排放未影響到日常生活。

政府補貼對農(nóng)戶廁所改造、生活垃圾治理意愿的影響均通過了顯著性檢驗,而對農(nóng)戶生活污水處理意愿的影響未通過顯著性檢驗。政府補貼對農(nóng)戶改進廁所的意愿存在顯著負(fù)向影響,對農(nóng)戶生活垃圾治理的意愿存在顯著正向影響,但未顯著正向影響到農(nóng)戶生活污水處理的意愿。具體來說,政府補貼越高,越能提高農(nóng)戶生活垃圾治理的意愿和積極性,降低農(nóng)戶亂扔生活垃圾、廚余垃圾等的可能性,政府對農(nóng)村生活垃圾治理主要為設(shè)置公共垃圾桶、建設(shè)公共的垃圾堆放點、垃圾集中處理、雇傭保潔員等,在這些方面給予一定的資金補助,加上媒介宣傳、監(jiān)督處罰等手段,對農(nóng)戶垃圾治理的意愿及積極性產(chǎn)生了正面的影響[24]。政府補貼并未有助于提高農(nóng)戶改進廁所的意愿、并轉(zhuǎn)化為使用水沖式廁所的行為,可能的原因為,當(dāng)前農(nóng)村居民家庭的廁所大部分仍是傳統(tǒng)旱廁,限于方便程度和用水條件,水沖式廁所尚未普及,且家庭中多為中老年人,生活方式已經(jīng)形成習(xí)慣,調(diào)研也發(fā)現(xiàn),多數(shù)農(nóng)戶對廁所改造的需求并不強烈。政府補貼并未顯著影響到農(nóng)戶生活污水處理意愿的原因是農(nóng)村家庭中污水處理設(shè)備并不普及,多數(shù)家庭未安裝污水處理設(shè)備,此外,產(chǎn)生的廚衛(wèi)和洗浴污水大都是直接排出,農(nóng)村污水處理方式有待于進一步改進。

控制變量中,受訪者性別為男性、年齡較小的農(nóng)戶,參與污水處理、廁所改造、垃圾治理等農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿更高,但顯著性水平較低。受教育程度越高的農(nóng)戶,參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿會更高,但對參與生活污水處理的意愿影響并不顯著。健康狀況并未顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿,在一定程度上,健康狀況良好的農(nóng)戶參與生活污水處理與生活垃圾治理的意愿更高,而患有疾病的農(nóng)戶則更有意愿參與廁所改造。政治面貌是黨員的農(nóng)戶,參與生活污水處理、廁所改造、垃圾治理等農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿更高。具有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶,參與到生活污水處理的意愿更高,但未影響其參與廁所改造、生活垃圾治理的意愿。家庭年收入越高的農(nóng)戶,參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿越高,但對參與廁所改造意愿的影響并不顯著。到縣城距離越遠(yuǎn)的農(nóng)戶,更傾向于參與廁所改造,而到縣城距離越近的農(nóng)戶,則更傾向于參與生活污水處理與生活垃圾治理,但顯著性水平較低。相對于鎮(zhèn)巴縣,黃龍縣與黃陵縣農(nóng)戶參與生活垃圾治理的意愿更高,參與廁所改造的意愿則更低,參與生活污水處理的意愿則差別不大;紫陽縣農(nóng)戶參與生活污水處理與生活垃圾治理的意愿更高,參與廁所改造的意愿則相差不大。

(二)政府補貼的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

政府在農(nóng)村人居環(huán)境整治中扮演著主導(dǎo)作用,除通過補助支持農(nóng)村人居環(huán)境整治外,還通過政策宣傳推廣、監(jiān)督懲罰等手段進行有效補充,但不同地區(qū)存在不同的政府運行效率與保障機制,導(dǎo)致政府補貼產(chǎn)生的人居環(huán)境整治效果也存在差異。此外,農(nóng)戶的認(rèn)知與參與意愿受到政策支持環(huán)境的影響[25]。因而,政府支持會影響生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治之間的關(guān)系,即政府補貼可能發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。在二元Logit模型中引入生態(tài)認(rèn)知與政府補助的交互項來考察政府補助的調(diào)節(jié)效應(yīng)(見表3中模型(2)、(4)和(6))。

研究結(jié)果顯示,政府補助對生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的關(guān)系存在顯著的調(diào)節(jié)作用,即政府補助不僅可以直接影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿,還能夠通過加深農(nóng)戶對生活環(huán)境的認(rèn)知,提高參與人居環(huán)境整治的意愿,但對不同的整治內(nèi)容產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用存在差異,假設(shè)H2得到驗證。廁所改造、生活垃圾治理下的政府補助與生態(tài)認(rèn)知的交互項通過了顯著性檢驗。政府補助顯著負(fù)向調(diào)節(jié)了生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與廁所改造意愿之間的關(guān)系,可見政府補貼雖然有助于加深農(nóng)戶對廁所整修必要性的認(rèn)知,但農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知并未有效轉(zhuǎn)化為廁所改造行為。政府補助顯著正向調(diào)節(jié)了生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與生活垃圾治理意愿之間的關(guān)系,政府補助水平越高,農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知越能轉(zhuǎn)化為生活垃圾治理行為。但政府補貼對生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與生活污水處理意愿之間關(guān)系的正向調(diào)節(jié)作用顯著性水平較低。

(三)穩(wěn)健性檢驗

首先,生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與生活污水處理、廁所改造和生活垃圾治理意愿之間可能存在雙向因果關(guān)系,同時還可能遺漏其他變量,從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題。為弱化存在的內(nèi)生性問題,嘗試尋找生態(tài)認(rèn)知的工具變量(Instrumental variables,IV),并采用兩階段最小二乘法(IV-2SLS)估計生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的因果關(guān)系。工具變量的選擇需要滿足與內(nèi)生變量相關(guān)而與隨機擾動項不相關(guān)兩個條件,本文選擇“受訪者是否有其他社會資本(否=0;有=1(合作社、經(jīng)商、協(xié)會成員或其他))”作為生態(tài)認(rèn)知的工具變量,主要原因是,有一定社會資本的受訪者,能夠便利地接觸到良好的生活環(huán)境,具有改善個體生態(tài)認(rèn)知的能力,滿足工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)的條件;受訪者的社會資本并不直接影響其參與農(nóng)村人居環(huán)境改善的意愿,滿足工具變量的排他性約束,故社會經(jīng)歷作為工具變量具有合理性。

表4報告了2SLS的估計結(jié)果。兩階段最小二乘法第一階段的Wu-Hausman檢驗拒絕了生態(tài)認(rèn)知不存在內(nèi)生性的原假設(shè),原模型存在內(nèi)生性問題,說明2SLS的估計結(jié)果是可靠的,同時,不同人居環(huán)境整治類型下,KP WaldF統(tǒng)計量均高于Stock-YogoF弱工具變量檢驗的統(tǒng)計量,即“受訪者是否有社會經(jīng)歷”不是弱工具變量,選擇的工具變量是有效的。第一階段的結(jié)果顯示(模型(7)),“受訪者是否有社會經(jīng)歷”與生態(tài)認(rèn)知表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系。第二階段中,生態(tài)認(rèn)知對生活污水處理、廁所改造與生活垃圾治理參與意愿的影響系數(shù)雖然在顯著性水平上略有差異,但系數(shù)方向基本保持一致。農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知對廁所改造、生活垃圾治理的參與意愿存在顯著正向影響,而未顯著影響生活污水處理的參與意愿。整體上,內(nèi)生性檢驗支持本文假設(shè),研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表4 2SLS模型的重新估計

其次,為進一步確保檢驗結(jié)果的可靠性,采用普通OLS回歸模型替換二元Logit回歸、縮尾處理兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗,其中,縮尾處理是考慮到調(diào)研樣本中可能存在的異常值或極端值,此處通過尋找1%、99%所對應(yīng)的分位數(shù),對相應(yīng)數(shù)據(jù)進行替換,使數(shù)據(jù)更平滑。重新估計結(jié)果中核心變量的系數(shù)方向與顯著性與前文較一致,系數(shù)大小略有差異(詳見表5、表6),農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知依然對廁所改造、生活垃圾治理的參與意愿存在顯著正向影響,而未顯著影響生活污水處理的參與意愿;政府補貼依然對農(nóng)戶生活垃圾治理的參與意愿產(chǎn)生顯著正向影響,對農(nóng)戶廁所改造的參與意愿產(chǎn)生負(fù)向影響,而未顯著影響農(nóng)戶生活污水處理的參與意愿。此外,政府補助正向調(diào)節(jié)了農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知與生活垃圾治理參與意愿的關(guān)系,負(fù)向調(diào)節(jié)了農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知與廁所改造參與意愿的關(guān)系,而未顯著調(diào)節(jié)農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知與生活污水處理參與意愿的關(guān)系?？傮w而言,認(rèn)為本文的檢驗結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表5 普通OLS回歸模型的重新估計

表6 樣本縮尾處理后的二元Logit模型重新估計

六、結(jié)論與政策啟示

基于陜西省黃龍縣、黃陵縣、紫陽縣與鎮(zhèn)巴縣522戶農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù),本文從生活污水處理、廁所改造、生活垃圾治理3個方面反映農(nóng)村人居環(huán)境整治,采用二元Logit模型實證檢驗了生態(tài)認(rèn)知、政府補助對農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響,以及政府補助的調(diào)節(jié)效應(yīng)。主要的研究結(jié)論為:

第一,生態(tài)認(rèn)知顯著提高了農(nóng)戶對廁所改造與生活垃圾治理的參與意愿,但對農(nóng)戶生活污水處理參與意愿的負(fù)向影響并不顯著。政府補貼顯著降低了農(nóng)戶廁所改造的參與意愿,并顯著提高了農(nóng)戶生活垃圾治理的參與意愿,但未顯著正向影響到農(nóng)戶生活污水處理的意愿。

第二,政府補助能夠通過加深農(nóng)戶對生活環(huán)境的認(rèn)知而影響參與人居環(huán)境整治的意愿,但不同的整治內(nèi)容存在差異。政府補助顯著負(fù)向調(diào)節(jié)生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與廁所改造意愿之間的關(guān)系,并顯著正向調(diào)節(jié)生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與生活垃圾治理意愿之間的關(guān)系,但未顯著正向調(diào)節(jié)生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶參與生活污水處理意愿之間的關(guān)系。

第三,受教育程度越高的農(nóng)戶,參與廁所改造、生活垃圾治理的意愿會更高,政治面貌是共產(chǎn)黨員的農(nóng)戶,參與3個方面農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿更高。具有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)戶,參與到生活污水處理的意愿更高。家庭年收入越高的農(nóng)戶,參與生活污水處理、生活垃圾治理的意愿越高。相對于鎮(zhèn)巴縣,黃龍縣與黃陵縣農(nóng)戶參與生活垃圾治理的意愿更高,紫陽縣農(nóng)戶參與生活污水處理與生活垃圾治理的意愿更高。其他變量影響的顯著性水平較低。

針對以上研究結(jié)果,可得出以下啟示:

第一,雖然農(nóng)戶的生態(tài)認(rèn)知與政府補貼有助于提高農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿,但意愿與行為的偏離,使得農(nóng)村人居環(huán)境整治工作仍然任重而道遠(yuǎn)。應(yīng)抓住農(nóng)村人居環(huán)境整治過程中的薄弱環(huán)節(jié),充分利用手機、互聯(lián)網(wǎng)等多元化媒介工具,強化對農(nóng)戶環(huán)境整治的認(rèn)知,尤其是農(nóng)戶對生活污水處理的認(rèn)知程度,普及水環(huán)境的相關(guān)法律法規(guī),使其充分認(rèn)識到污水處理對改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的重要作用。此外,由于政府補貼并未顯著影響到農(nóng)戶生活污水處理的意愿,農(nóng)村污水處理還應(yīng)該根據(jù)農(nóng)村實際條件,基于治理手段、生態(tài)適應(yīng)、集中處理與自行維護相結(jié)合的原則來改進污水處理技術(shù)與設(shè)施,并探索“村民自治、政府補貼、合作運營”的管理模式確保污水處理設(shè)施的穩(wěn)定運行。

第二,政府補貼作為政府行動的直接方式,雖然提高了農(nóng)戶的參與意愿,但存在意愿與行為不一致問題。如何將農(nóng)戶參與人居環(huán)境中整治的意愿轉(zhuǎn)化為實際的行為,是政府部門思考的關(guān)鍵。一方面,要繼續(xù)加大政府的支持力度與監(jiān)督懲罰機制,減少農(nóng)戶“搭便車”行為;另一方面也要加強農(nóng)村社會規(guī)范與村規(guī)民約的引領(lǐng)與監(jiān)督,是有效彌補政府宣傳推廣、資金支持等制度不足的有效手段,通過樹立優(yōu)秀典型人物,通過示范效應(yīng)與引導(dǎo)作用,可以提高農(nóng)戶參與的積極性。此外,由于政府補貼在不同的環(huán)境整治行動中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用存在差異性,政府應(yīng)該在保障環(huán)境整治資金投入基礎(chǔ)上,根據(jù)不同行動任務(wù)的屬性差異,做到全局統(tǒng)籌,因地制宜,推出更具針對性、差異化的補貼手段和形式,比如采取以獎代補、先建后補、以工代賑等多樣化補貼支持方式,以提高補貼資金的使用效率與精準(zhǔn)性。

第三,農(nóng)戶的受教育程度與家庭收入對農(nóng)戶的參與意愿產(chǎn)生積極影響,提高農(nóng)戶的文化水平、增加農(nóng)戶的收入水平也是推動農(nóng)村人居環(huán)境整治農(nóng)戶意愿轉(zhuǎn)化為行為的有效途徑。除必要的宣傳手段外,可以通過對生活污水、傳統(tǒng)廁所、生活垃圾等人居生活帶來的污染問題進行培訓(xùn),普及相關(guān)知識,提高農(nóng)戶對環(huán)境問題的了解程度和認(rèn)知水平。另外,開展農(nóng)戶勞動技能培訓(xùn),拓寬務(wù)工渠道多元化,豐富農(nóng)戶的收入來源,提高農(nóng)戶的收入水平,才能有效推動農(nóng)戶積極參與農(nóng)村人居環(huán)境整治。

總之,中國當(dāng)前已消除了絕對貧困,并全面啟動鄉(xiāng)村建設(shè)行動,改善農(nóng)村人居環(huán)境、縮小城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施及“三生空間”的差距是推動鄉(xiāng)村振興的基礎(chǔ)。僅依靠政府公共產(chǎn)品供給與推進難以從根本上改善農(nóng)村人居環(huán)境,農(nóng)村居民必須參與其中,政府支持與農(nóng)戶參與良性互動才能全方位增強推動的勢能。政府方面的行動引導(dǎo)與教育宣傳、農(nóng)戶方面的認(rèn)知提高與精神文明建設(shè)必不可少,并建立健全政府與農(nóng)戶溝通的體制機制、信息公開機制、獎懲機制等,逐步強化農(nóng)戶參與環(huán)境整治的意愿。