村規(guī)民約、鄰里效應(yīng)與農(nóng)村人居環(huán)境整治參與
——基于浙江省的農(nóng)戶調(diào)查

謝 巍

（河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 工程管理與房地產(chǎn)學(xué)院，河南 鄭州 450002）

農(nóng)村作為農(nóng)民生產(chǎn)生活的重要場(chǎng)所，其環(huán)境的好壞直接關(guān)系到農(nóng)民生活質(zhì)量水平和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。隨著物質(zhì)生活的改善和消費(fèi)能力的增加，農(nóng)村出現(xiàn)了“垃圾圍城”等環(huán)境問(wèn)題，農(nóng)村人居環(huán)境面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。改善農(nóng)村人居環(huán)境，建設(shè)美麗宜居鄉(xiāng)村，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要內(nèi)容。2018年12月，中央農(nóng)村工作會(huì)議強(qiáng)調(diào)“要抓好農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動(dòng)，從農(nóng)村實(shí)際出發(fā)，重點(diǎn)做好垃圾污水處理、廁所革命、村容村貌提升”。2021年，中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《農(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動(dòng)方案（2021—2025年）》，要求進(jìn)一步改善農(nóng)村人居環(huán)境、加快建設(shè)生態(tài)宜居美麗鄉(xiāng)村。農(nóng)戶作為美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的直接參與者和受益者，是人居環(huán)境整治的核心主體，研究農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治問(wèn)題，對(duì)于推進(jìn)農(nóng)村環(huán)境改善、建設(shè)美麗農(nóng)村具有重要的指導(dǎo)意義和啟示。

關(guān)于農(nóng)村人居環(huán)境整治問(wèn)題，許多學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了不同角度的探索。從整治效果來(lái)看，農(nóng)村生活垃圾管理服務(wù)水平仍然較低，且區(qū)域間存在顯著差異[1]，農(nóng)村污水處理效果欠佳，資源浪費(fèi)現(xiàn)象嚴(yán)重[2]；從農(nóng)戶整治參與行為和意愿來(lái)看，環(huán)境意識(shí)、制度信任、受教育程度、社會(huì)規(guī)范和地方依戀等因素對(duì)農(nóng)戶參與具有顯著的正向影響[3-5]?，F(xiàn)有研究已經(jīng)取得了豐富的研究成果，但仍可以從以下兩方面加以拓展：第一，現(xiàn)有研究多關(guān)注農(nóng)村人均環(huán)境整治中的某個(gè)方面問(wèn)題，少有研究從兩個(gè)及以上方面來(lái)總體考察農(nóng)村人居環(huán)境整治問(wèn)題；第二，現(xiàn)有研究多從認(rèn)知和政策角度來(lái)分析農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的行為邏輯，從非正式制度和社會(huì)交互的角度來(lái)進(jìn)行探討的還不多見(jiàn)。

基于此，本文運(yùn)用浙江省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，以生活垃圾分類處理和生活污水處理排放兩種農(nóng)村人居環(huán)境整治行為為例，將村規(guī)民約和鄰里效應(yīng)納入同一分析框架，探討農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的行為邏輯，以期為農(nóng)村環(huán)境治理提供理論依據(jù)，為美麗鄉(xiāng)村建設(shè)提供政策啟示。

1 理論分析與研究假說(shuō)

1.1 村規(guī)民約與人居環(huán)境整治參與

自開(kāi)展農(nóng)村人居環(huán)境整治行動(dòng)以來(lái)，各地均對(duì)農(nóng)村廁所改造、污水處理、垃圾收運(yùn)等任務(wù)作出詳細(xì)部署。政府支持和推動(dòng)下的農(nóng)村人居環(huán)境整治實(shí)質(zhì)是通過(guò)基礎(chǔ)設(shè)施、環(huán)境保護(hù)等公共產(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[6]。政府主導(dǎo)的整治模式忽略了農(nóng)戶參與的重要性，同時(shí)存在效率低、成本高的問(wèn)題[7]。

與正式制度不同的是，非正式制度會(huì)對(duì)集體行動(dòng)產(chǎn)生約束作用，這種不基于法理的約束機(jī)制會(huì)有效降低政策執(zhí)行的成本[8]，也能保證因個(gè)體參與集體行動(dòng)的動(dòng)機(jī)和態(tài)度的不同，促進(jìn)集體行動(dòng)內(nèi)部個(gè)體行動(dòng)的一致性和提高集體行動(dòng)的有效性[9]。村規(guī)民約作為一種非正式制度，通過(guò)價(jià)值引導(dǎo)和懲戒監(jiān)督等機(jī)制在對(duì)農(nóng)戶行為發(fā)揮著重要作用[10]。村規(guī)民約作為農(nóng)戶的行為準(zhǔn)則，反映的是主流價(jià)值觀，包含著社會(huì)公眾對(duì)農(nóng)戶行為的期望[11]。在推進(jìn)農(nóng)村人居環(huán)境整治的初始，農(nóng)戶對(duì)此并不了解，而村規(guī)民約中的環(huán)境行為規(guī)范，無(wú)論是強(qiáng)制性的還是自愿的，對(duì)農(nóng)戶而言是一種社會(huì)壓力，會(huì)迫使其服從村規(guī)民約、與他人環(huán)境行為保持一致?；谝陨戏治觯岢黾僬f(shuō)1：村規(guī)民約正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治。

1.2 鄰里效應(yīng)與人居環(huán)境整治參與

社會(huì)互動(dòng)理論認(rèn)為，個(gè)體決策受到共同社會(huì)群體其他成員的行為或特征的影響，而這種影響不是通過(guò)市場(chǎng)的價(jià)格機(jī)制或者非市場(chǎng)的合同機(jī)制進(jìn)行協(xié)調(diào)，而是直接通過(guò)個(gè)體之間的互動(dòng)來(lái)實(shí)現(xiàn)的[12-13]，這種他人行為或特征對(duì)個(gè)體決策的影響被稱為鄰里效應(yīng)[14]。

本文研究的鄰里效應(yīng)是指農(nóng)戶在參與人居環(huán)境整治上受周圍人影響所持有的一種符合自身利益的情感認(rèn)同或行為預(yù)期，體現(xiàn)了更高的一般化信任水平[15]。因?yàn)檗r(nóng)戶長(zhǎng)期生活在同一社區(qū)，他們擁有相似的價(jià)值體系和文化特征，并在長(zhǎng)期的實(shí)踐過(guò)程形成了一些特定的行為準(zhǔn)則和環(huán)境理念。當(dāng)人居環(huán)境整治要求周邊農(nóng)戶參與時(shí)，多數(shù)農(nóng)戶缺乏清晰認(rèn)知，但他們會(huì)和周圍人進(jìn)行信息交換并參照周圍人的行動(dòng)來(lái)決策。因此，當(dāng)周圍人積極參與人居環(huán)境整治時(shí)，農(nóng)戶也傾向于參與?；谝陨戏治觯岢黾僬f(shuō)2：鄰里效應(yīng)正向影響農(nóng)戶參與國(guó)家公園生態(tài)保護(hù)。

除此之外，農(nóng)戶的行為總是處在一定的社會(huì)環(huán)境下，受環(huán)境情景的影響[16]。就農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治而言，如果村規(guī)民約執(zhí)行松散，周圍人參與人居環(huán)境整治就少，因?yàn)檗r(nóng)戶選擇偷懶的社會(huì)成本非常低，農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治不具有一致性；如果村規(guī)民約執(zhí)行嚴(yán)格，農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治就有了外部壓力，周圍人參與的積極性也相應(yīng)提高，農(nóng)戶為了保持一致也會(huì)選擇服從相應(yīng)的村規(guī)民約，進(jìn)而促進(jìn)其參與人居環(huán)境整治。根據(jù)以上分析，提出假說(shuō)3：村規(guī)民約在鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響中起正向調(diào)節(jié)作用。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選擇和模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究基于2020年3—4月浙江省的實(shí)地農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)。以地理位置和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異等為依據(jù)，選擇蒼南、平湖、新昌、臨安4個(gè)縣市，按照典型抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的原則展開(kāi)調(diào)查。每個(gè)縣（市）根據(jù)人均可支配收入指標(biāo)分層抽取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取3個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取10戶農(nóng)戶，共收集223個(gè)樣本，剔除無(wú)效數(shù)據(jù)后，得到有效樣本215個(gè)。調(diào)查內(nèi)容主要包括農(nóng)戶家庭基本特征信息、對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治的認(rèn)知、參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為等方面。

2.2 變量選擇

2.2.1 因變量

根據(jù)上述分析，結(jié)合問(wèn)卷設(shè)計(jì)，人居環(huán)境改善分別用“是否進(jìn)行生活垃圾分類處理”和“是否進(jìn)行生活污水處理排放”兩個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量，指標(biāo)衡量標(biāo)準(zhǔn)為李克特量表（1～5分），分別代表“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”。

2.2.2 自變量

本文的第一個(gè)核心自變量是村規(guī)民約?？紤]到執(zhí)行的有效性，從農(nóng)戶角度出發(fā)，采用他們對(duì)執(zhí)行效果的直接評(píng)價(jià)來(lái)衡量當(dāng)?shù)氐拇逡?guī)民約狀況，農(nóng)戶對(duì)村規(guī)民約的效果感知，從低到高分別賦值為1～5分。

本文的第二個(gè)核心自變量為鄰里效應(yīng)。參考李濤等[13]的研究選擇“周圍人積極參與人居環(huán)境整治”來(lái)表示鄰里效應(yīng)，通過(guò)對(duì)此問(wèn)題的直接評(píng)價(jià)分別賦值為1～5分。

2.2.3 控制變量

除核心自變量外，參考相關(guān)研究[17-19]，農(nóng)戶個(gè)人的人力資本，包括年齡、性別、受教育水平、政治身份，農(nóng)戶的家庭規(guī)模、收入水平、家庭位置和對(duì)生態(tài)環(huán)境的認(rèn)知等都對(duì)其參與人居環(huán)境整治有一定影響。

具體變量定義及統(tǒng)計(jì)參見(jiàn)表1。

表1 變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 模型構(gòu)建

本文所研究的被解釋變量，兩種人居環(huán)境整治參與行為均為離散排序變量，選用OLS模型并不合適，因此本文采用常見(jiàn)處理有序被解釋變量的ologit（ordered logit）模型。模型設(shè)定如下：

式中：i為農(nóng)戶；Yi為被解釋變量，分別代表是否進(jìn)行生活垃圾分類處理和是否進(jìn)行生活污水處理排放；regul、nebour分別為研究中重點(diǎn)關(guān)注的村規(guī)民約、鄰里效應(yīng)的代理變量；X為其他控制變量；εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)；α1、α2、α3和γ為需要驗(yàn)證的待估系數(shù)。

F(·)為某非線性函數(shù)，具體形式為：

式中：Yi*為Yi背后不可觀測(cè)的連續(xù)變量；μ1、μ2、…、μJ-1為待估系數(shù)（μ1＜μ2＜…＜μJ-1）。

Yi*為潛變量，滿足：

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治行為的統(tǒng)計(jì)分析

表2顯示了農(nóng)戶參與兩種人居環(huán)境整治行為的狀況?？傮w上看，絕大多數(shù)農(nóng)戶都主動(dòng)參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行動(dòng)，僅有少數(shù)人沒(méi)有參與。具體來(lái)看，對(duì)“生活垃圾分類處理”持同意及以上意見(jiàn)的有160人，占比超過(guò)73%，而對(duì)“生活污水處理排放”持同樣意見(jiàn)的有132人，占比為61.40%。另一方面，對(duì)進(jìn)行生活污水處理排放持中庸意見(jiàn)的農(nóng)戶比進(jìn)行生活垃圾分類處理的農(nóng)戶多了12%左右，這可能與兩種不同行為的參與難度和參與成本有關(guān)。上述的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，自推進(jìn)農(nóng)村人居環(huán)境整治以來(lái)，大量農(nóng)戶參與了進(jìn)來(lái)，并已取得了一定的政策成效，然而農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的行為機(jī)制是什么，還需進(jìn)一步研究。

表2 農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治狀況

3.2 村規(guī)民約、鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響

表3匯總了村規(guī)民約和鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響情況。方程1結(jié)果顯示，鄰里效應(yīng)變量，即周圍人積極參與人居環(huán)境整治對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行生活垃圾分類處理有正向影響，且在10%水平下顯著。同樣地，方程3也表明，鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行生活污水處理排放也具有顯著的正向影響，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，驗(yàn)證了假說(shuō)1。從村規(guī)民約變量來(lái)看，方程1和方程3都證明，村規(guī)民約對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行生活垃圾分類處理和進(jìn)行生活污水處理排放均具有顯著的正向影響，且都在1%水平下顯著，也就是說(shuō)，農(nóng)戶對(duì)村規(guī)民約評(píng)價(jià)越高（村規(guī)民約執(zhí)行狀況越好），越容易參與人居環(huán)境整治，驗(yàn)證了假說(shuō)2。除此之外，方程2和方程4的模型估計(jì)結(jié)果表明，鄰里效應(yīng)和村規(guī)民約的交互項(xiàng)均對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治產(chǎn)生了顯著的正向影響，且通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明村規(guī)民約提升了鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的影響，驗(yàn)證了假說(shuō)3。從以上的模型結(jié)果可以看出，無(wú)論是進(jìn)行生活垃圾分類處理還是進(jìn)行生活污水處理排放，村規(guī)民約和鄰里效應(yīng)都是影響農(nóng)戶參與這兩種行動(dòng)的重要因素，同時(shí)村規(guī)民約在農(nóng)戶參與兩類生態(tài)保護(hù)行動(dòng)中發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。

3.3 邊際效應(yīng)

由于ordered logit模型的參數(shù)含義不直觀，表3中的結(jié)果只能從顯著性和參數(shù)符號(hào)方面給出有限的信息。因此，通過(guò)進(jìn)一步的計(jì)算得出核心解釋變量對(duì)進(jìn)行生活垃圾分類處理和生活污水處理排放的邊際效應(yīng)。表4列出了相應(yīng)的模型估計(jì)結(jié)果。

表3 模型估計(jì)結(jié)果

表4 模型邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

以進(jìn)行生活垃圾分類處理為例，在不考慮調(diào)節(jié)效應(yīng)的情況下，當(dāng)所有其他控制變量處于均值時(shí)，農(nóng)戶對(duì)村規(guī)民約評(píng)價(jià)每增加一個(gè)單位，農(nóng)戶對(duì)“進(jìn)行生活垃圾分類處理”評(píng)價(jià)為一般的概率會(huì)下降16.3%，評(píng)價(jià)為同意的概率會(huì)下降0.7%，評(píng)價(jià)為非常同意的概率會(huì)增加16.9%。同樣地，鄰里效應(yīng)每增加一個(gè)單位，農(nóng)戶評(píng)價(jià)為一般、同意和非常同意的概率分別是下降0.7%、下降0.3%和增加7.3%。說(shuō)明隨著村規(guī)民約的執(zhí)行和鄰里效應(yīng)的增強(qiáng)，農(nóng)戶參與生態(tài)保護(hù)的概率會(huì)大大提升，而且同等條件下，鄰里效應(yīng)的影響程度比村規(guī)民約要低。若考慮政策支持調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響，不難發(fā)現(xiàn)，鄰里效應(yīng)每增加一個(gè)單位，農(nóng)戶對(duì)參與“生活垃圾分類處理”的評(píng)價(jià)為一般的概率會(huì)下降9.1%（0.091＞0.07），評(píng)價(jià)為同意的概率也由原來(lái)的-0.3%增加到0.8%，評(píng)價(jià)為非常同意的概率會(huì)增加到8.2%。類似地，在生活污水處理排放的行為中也有相同的影響。上述的結(jié)果再次表明，村規(guī)民約和鄰里效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治產(chǎn)生了正向的顯著影響，同時(shí)村規(guī)民約的存在使得鄰里效應(yīng)的影響作用增強(qiáng)。

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 結(jié) 論

本文基于浙江省215份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，從村規(guī)民約和鄰里效應(yīng)兩個(gè)角度考察了農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治行為。研究結(jié)果表明：① 在農(nóng)村人居環(huán)境整治中，村規(guī)民約和鄰里效應(yīng)均發(fā)揮了顯著的正向作用；② 鄰里效應(yīng)通過(guò)農(nóng)戶與周圍人之間的社會(huì)交往相互影響，從而保證了集體行動(dòng)的一致性，對(duì)農(nóng)戶參與行為有顯著的正向影響；③ 同等條件下，村規(guī)民約作為一種非正式制度，有很強(qiáng)的引導(dǎo)作用，而且能夠有效增強(qiáng)鄰里效應(yīng)的影響，在他們之間發(fā)揮著正向調(diào)節(jié)作用。

4.2 政策啟示

農(nóng)村人居環(huán)境整治，是建設(shè)“美麗鄉(xiāng)村”、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要任務(wù)。本文的研究可以提供以下政策啟示：① 重視鄰里效應(yīng)作為一種社會(huì)交往的重要力量，在合作社、村民小組等集體形式上大力宣傳以加強(qiáng)農(nóng)戶認(rèn)知和相互交流，并對(duì)參與人居環(huán)境整治行動(dòng)的農(nóng)戶給予正面反饋以形成良好的社會(huì)氛圍。② 強(qiáng)化村規(guī)民約的引導(dǎo)作用。進(jìn)一步完善村規(guī)民約的內(nèi)容和形式，重視村規(guī)民約的執(zhí)行，加強(qiáng)不同社區(qū)之間的合作，形成良好的社會(huì)監(jiān)督等。③ 加強(qiáng)宣傳，強(qiáng)化認(rèn)知。加大人居環(huán)境整治參與方式、案例等資訊的曝光，形成良好的保護(hù)氛圍；結(jié)合農(nóng)戶需求，給予合理補(bǔ)償，提升農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的信心。