生計(jì)資本、生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿
——基于江西省588份農(nóng)戶(hù)數(shù)據(jù)

○汪振 張曉玉 ，2劉濱

（1江西農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330045；2江西農(nóng)業(yè)大學(xué)“三農(nóng)”問(wèn)題研究中心，江西 南昌 330045）

一、引言

生態(tài)宜居是實(shí)現(xiàn)新農(nóng)村生態(tài)建設(shè)的樞紐，“宜居”的根基是生態(tài)環(huán)境，農(nóng)村環(huán)境治理是事關(guān)廣大農(nóng)民群眾福祉的民生工程?！掇r(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動(dòng)方案（2021—2025年）》指出：改善農(nóng)村環(huán)境，是從戰(zhàn)略和全局高度作出的重大決策部署，是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重點(diǎn)任務(wù)，事關(guān)廣大農(nóng)民根本福祉，事關(guān)美麗中國(guó)建設(shè)[1]。隨著與農(nóng)村環(huán)境治理相關(guān)政策的出臺(tái)，一定程度改善了農(nóng)村環(huán)境，但仍無(wú)法取得顯著成效，究其原因是農(nóng)村環(huán)境問(wèn)題成因復(fù)雜，其中主要有農(nóng)戶(hù)環(huán)保意識(shí)不足[2]、環(huán)境治理“溢出效應(yīng)”產(chǎn)生“搭便車(chē)”現(xiàn)象嚴(yán)重[1]、政策工具激勵(lì)與約束機(jī)制實(shí)用性欠缺[3]等原因，導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)主觀參與意愿薄弱、對(duì)環(huán)境治理認(rèn)識(shí)不足。這使得部分環(huán)保政策與農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)村環(huán)境治理工作脫節(jié)，農(nóng)村環(huán)境僅靠單方治理結(jié)果并不理想。因此，綜合分析農(nóng)戶(hù)資本稟賦特征，激發(fā)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理參與積極性，上下結(jié)合推動(dòng)農(nóng)村環(huán)境有效治理是亟待解決的問(wèn)題。

近年來(lái)，各方不斷探索多元化農(nóng)村環(huán)境治理新方式，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)作為“實(shí)踐參與者”和“既得利益者”在農(nóng)村環(huán)境治理過(guò)程中發(fā)揮著關(guān)鍵力量[4]，農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿是衡量農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境這類(lèi)公共物品的偏好以及參與治理邏輯的內(nèi)在標(biāo)尺[5]，然而受到生態(tài)環(huán)境認(rèn)知和主觀能動(dòng)性的共同影響，農(nóng)戶(hù)環(huán)境支付意愿是由農(nóng)戶(hù)所擁有的客觀資本稟賦特征決定[6]。學(xué)術(shù)界關(guān)于生態(tài)認(rèn)知、生計(jì)資本和農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿的研究已經(jīng)取得了顯著的成效。在生計(jì)資本對(duì)農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿方面，李坦等[7]通過(guò)實(shí)證研究山東、河南、河北三省756 份農(nóng)戶(hù)數(shù)據(jù)，得出生計(jì)資本中人力資本、金融資本、社會(huì)資本對(duì)治理支付意愿有顯著影響；段存儒等[8]基于結(jié)構(gòu)方程模型分析石家莊市529份居民調(diào)查數(shù)據(jù)，得出社會(huì)資本中社會(huì)信任和社會(huì)參與對(duì)支付意愿有直接顯著影響，影響效應(yīng)分別為0.912 和0.659；但是同時(shí)也有學(xué)者得出相反結(jié)果，張文娥等[9]通過(guò)構(gòu)建雙欄模型，得出人際信任、道德約束、家庭融資能力等對(duì)生態(tài)治理意愿有顯著負(fù)向影響。在生計(jì)資本對(duì)生態(tài)認(rèn)知方面，張瑤等[10]依據(jù)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論得出家庭生計(jì)資本水平高的農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知程度更高；蘇芳[11]在生計(jì)資本基礎(chǔ)上特別地引入信息資本，得出物質(zhì)資本提高可以提升感知，而金融資本提高卻產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)。在生態(tài)認(rèn)知和生計(jì)資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿方面，部分學(xué)者運(yùn)用SEM模型分析，得出生態(tài)認(rèn)知和生計(jì)資本的觀測(cè)變量對(duì)環(huán)境治理支付意愿路徑均顯著[12-14]，其中徐瑞璠等[14]研究表明，路徑系數(shù)中貢獻(xiàn)程度最大的分別為生態(tài)環(huán)境改善心理預(yù)期（0.739）和公共事務(wù)決策參與（0.594）。

縱觀以上文獻(xiàn)可知，農(nóng)村環(huán)境治理關(guān)鍵在于農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿，而農(nóng)戶(hù)參與環(huán)境治理支付意愿受其生計(jì)資本的影響，是基于生計(jì)資本水平衡量后，在理性及感性的綜合影響下做出的選擇，是權(quán)衡利益后的決策[7]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)環(huán)境治理支付意愿的研究聚焦在影響因素的探索上，仍有不足之處。首先，研究多從生計(jì)資本的某一個(gè)角度如社會(huì)資本或物質(zhì)資本進(jìn)行探討，較少?gòu)霓r(nóng)戶(hù)生計(jì)資本角度進(jìn)行研究；其次，在考慮生計(jì)資本衡量指標(biāo)時(shí)，存在采用指標(biāo)較少，衡量不充分問(wèn)題；最后，部分學(xué)者對(duì)支付意愿的衡量?jī)H有“愿意”和“不愿意”兩個(gè)方面，沒(méi)有考慮邊際影響。

江西既是生態(tài)大省，又是我國(guó)中部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境整治的重要省份之一，更是國(guó)家生態(tài)文明試驗(yàn)區(qū)建設(shè)首批試點(diǎn)省份，江西農(nóng)村環(huán)境治理成敗直接關(guān)系到江西農(nóng)村美、農(nóng)村全面振興的實(shí)現(xiàn)[12]。鑒于此，研究基于江西省588份農(nóng)戶(hù)問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，分析農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿的影響，同時(shí)利用生態(tài)認(rèn)知作為中介變量做進(jìn)一步拓展分析。研究的邊際貢獻(xiàn)在于：一是在研究方法上考慮熵值法，在盡可能多利用前人研究基礎(chǔ)上構(gòu)建了17個(gè)三級(jí)指標(biāo)來(lái)衡量生計(jì)資本；二是利用生態(tài)認(rèn)知作為中介變量綜合分析生計(jì)資本對(duì)支付意愿的作用機(jī)制。

二、理論基礎(chǔ)與研究假說(shuō)

（一）生計(jì)資本與農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿

可持續(xù)生計(jì)分析框架（Sustainable Livelihood Analysis，簡(jiǎn)稱(chēng)“SLA”）是由英國(guó)國(guó)際發(fā)展計(jì)劃署（DFID）提出的，其主要內(nèi)容包括生計(jì)策略、生計(jì)資本、生計(jì)結(jié)果和脆弱性背景等四部分，其中生計(jì)資本是指農(nóng)戶(hù)維持生存或求得發(fā)展所需各類(lèi)資本的總稱(chēng)?？蚣軐⑸?jì)資本分為人力資本、社會(huì)資本、物質(zhì)資本、金融資本和自然資本五個(gè)方面[15]。其中，人力資本作為嚴(yán)格經(jīng)濟(jì)學(xué)概念最早由經(jīng)濟(jì)學(xué)家SCHULTZ[16]提出，指體現(xiàn)在個(gè)體身上的知識(shí)、健康、技能、能力以及可以轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的其他“非物質(zhì)資本”屬性的統(tǒng)稱(chēng)，可以分為健康、教育、技術(shù)、勞動(dòng)力人力資本等內(nèi)容[17]；社會(huì)資本最早由BOURDIEU提出，指社會(huì)主體間緊密聯(lián)系的狀態(tài)和特征，對(duì)于化解“集體行為困境”有重大功能，由于社會(huì)資本涉及內(nèi)容廣泛，研究者們側(cè)重點(diǎn)各有不同，但總體都包含社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)參與、社會(huì)規(guī)范等幾個(gè)方面[18-20]；物資資本是指長(zhǎng)期存在的生產(chǎn)生活物資形式，在傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，物資資本占據(jù)主導(dǎo)地位，包括建筑物、設(shè)備、網(wǎng)絡(luò)條件等[21]；金融資本是指除物質(zhì)資產(chǎn)外農(nóng)戶(hù)可支配和可籌措的資金總和，決定了費(fèi)用支出能力[22]；自然資本主要指農(nóng)戶(hù)擁有的或轉(zhuǎn)入可長(zhǎng)期使用的土地等自然資源[23]。由人力、社會(huì)、物質(zhì)、金融、自然資本構(gòu)成的生計(jì)資本決定了農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)和生活的方式，生計(jì)資本的差異是農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境治理支付意愿差異化的主要原因。具體而言，首先，傳統(tǒng)意義上的經(jīng)濟(jì)人假設(shè)對(duì)農(nóng)戶(hù)不完全適用，農(nóng)戶(hù)會(huì)采取符合自身生計(jì)資本水平的生計(jì)策略；其次，生計(jì)資本是農(nóng)戶(hù)成長(zhǎng)的基礎(chǔ)和保障，農(nóng)戶(hù)的生計(jì)資本水平?jīng)Q定了環(huán)境治理費(fèi)用的承受能力。因此，農(nóng)戶(hù)的生計(jì)資本水平越高，生產(chǎn)和生活需求得以滿(mǎn)足后，對(duì)環(huán)境的關(guān)注程度和治理支付意愿也更高?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦卵芯考僬f(shuō)：

假說(shuō)H1：生計(jì)資本的提升對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿有積極影響

假說(shuō)H1a：人力資本的提升對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿有積極影響；

假說(shuō)H1b：社會(huì)資本的提升對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿有積極影響；

假說(shuō)H1c：物質(zhì)資本的提升對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿有積極影響；

假說(shuō)H1d：金融資本的提升對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿有積極影響；

假說(shuō)H1e：自然資本的提升對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿有積極影響。

（二）生計(jì)資本與環(huán)境治理支付意愿：生態(tài)認(rèn)知的中介效應(yīng)

二十世紀(jì)六十年代開(kāi)始，與環(huán)境相關(guān)的各學(xué)科學(xué)者逐步建立了人與環(huán)境的關(guān)系模式和社會(huì)價(jià)值觀范式，認(rèn)為農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知是識(shí)別與改變環(huán)境行為動(dòng)力的根本因素[24]。農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知指農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)村環(huán)境現(xiàn)狀及改善效能的認(rèn)識(shí)，個(gè)體行為對(duì)環(huán)境的影響等。認(rèn)知—情感—意動(dòng)理論和計(jì)劃行為理論闡述了生態(tài)認(rèn)知影響農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿的機(jī)理，認(rèn)為個(gè)體的意愿由認(rèn)知決定且通常受行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺(jué)行為控制等綜合決定[13,25]。首先行為態(tài)度指的是農(nóng)戶(hù)對(duì)參與環(huán)境治理的效能認(rèn)同感，當(dāng)農(nóng)戶(hù)認(rèn)為環(huán)境治理有助于提升自身生產(chǎn)生活和健康水平時(shí)，往往會(huì)產(chǎn)生積極的行為態(tài)度，從而促進(jìn)環(huán)境治理支付意愿。其次主觀規(guī)范指的是農(nóng)戶(hù)參與環(huán)境治理時(shí)會(huì)受到的外部影響，由于農(nóng)村環(huán)境治理具有明顯的外部性，周邊農(nóng)戶(hù)均能從中受益，因而村內(nèi)周邊農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境治理的態(tài)度與氛圍會(huì)帶動(dòng)其他農(nóng)戶(hù)參與進(jìn)來(lái)。同時(shí)，政府對(duì)環(huán)境治理表現(xiàn)好壞的獎(jiǎng)勵(lì)與懲罰機(jī)制是外部影響的重要來(lái)源，政府的獎(jiǎng)懲與周邊農(nóng)戶(hù)帶動(dòng)提升了農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知水平，從而影響環(huán)境治理支付意愿。最后，感知行為指農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)村環(huán)境治理的復(fù)雜程度的感知，受農(nóng)戶(hù)自身資本稟賦的影響，農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本水平越高，其對(duì)環(huán)境治理費(fèi)用支付的承受能力越強(qiáng)，當(dāng)農(nóng)戶(hù)認(rèn)為其對(duì)環(huán)境治理的投入成本低于治理的效益時(shí)，對(duì)環(huán)境治理的積極性也就越高?？傮w而言，農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知水平提升對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿有積極影響，而農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知水平由生計(jì)資本水平?jīng)Q定，即農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本提高可以通過(guò)促進(jìn)生態(tài)認(rèn)知進(jìn)而影響環(huán)境治理支付意愿?；谝陨戏治?，本文提出如下研究假說(shuō)：

假說(shuō)H2：生態(tài)認(rèn)知在農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿關(guān)系中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型方法

1.Ordered Probit 模型。研究因變量通過(guò)問(wèn)題“環(huán)境治理支付意愿”設(shè)計(jì)為5個(gè)選項(xiàng)，并對(duì)意愿由低到高依次取值為1、2、3、4、5，是典型的有序分類(lèi)變量，通過(guò)參考已有研究多采用Ordered Probit 模型進(jìn)行計(jì)量分析[26]，本文建立如下計(jì)量模型識(shí)別待估參數(shù)。

上式中，Willingi為因變量環(huán)境治理支付意愿，r1,r2,…,r5是截點(diǎn)，滿(mǎn)足r1

2.中介效應(yīng)模型。為進(jìn)一步驗(yàn)證生態(tài)認(rèn)知在生計(jì)資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿的中介效應(yīng)，參照溫忠麟和葉寶娟[27]的研究，采用逐步回歸法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，設(shè)定模型如下：

上式中，Willing表示因變量農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿，LC表示自變量農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本，EC表示中介變量生態(tài)認(rèn)知（Ecological Cognition），Control表示控制變量和工具變量，V表示常數(shù)項(xiàng)，e表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。（4）式中系數(shù)c表示農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿的總效應(yīng)。（5）式中a表示農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本對(duì)中介變量的影響效應(yīng)。（6）式中c′為考慮或控制中介變量后，自變量作用于因變量的直接效應(yīng)。將（5）式與（6）式得到ab為中介效應(yīng)也稱(chēng)間接效應(yīng)，在間接效應(yīng)顯著的基礎(chǔ)上檢驗(yàn)c′，如果c′顯著且ab與c′同號(hào)，則存在部分中介效應(yīng)，效應(yīng)值為ab/c；如果異號(hào)則存在遮掩效應(yīng)，效應(yīng)值為| |

ab/c′。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

此次數(shù)據(jù)來(lái)源于“江西農(nóng)業(yè)大學(xué)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院課題組”于2021年7月在江西省8個(gè)市開(kāi)展的農(nóng)戶(hù)調(diào)查，其中包括高安、景德鎮(zhèn)、九江、宜春等市，隨機(jī)選取共36個(gè)行政村，采取簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣的方法選取樣本農(nóng)戶(hù)。該調(diào)查收集了樣本農(nóng)戶(hù)過(guò)去一年內(nèi)的相關(guān)信息，該數(shù)據(jù)庫(kù)主要涉及鄉(xiāng)村振興發(fā)展產(chǎn)業(yè)興旺、生活富裕、生態(tài)宜居、治理有效、鄉(xiāng)風(fēng)文明等方面。樣本數(shù)據(jù)時(shí)效性較強(qiáng)且能夠基本反映江西各地農(nóng)戶(hù)特征。調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷700份，有效回收652份，回收率為93.1%，符合調(diào)研預(yù)期相關(guān)要求，根據(jù)研究驗(yàn)證需要，剔除矛盾、無(wú)效問(wèn)卷后，最終使用有效問(wèn)卷588份，問(wèn)卷使用率90.18%。

為確保選取的數(shù)據(jù)有效，利用SPSS22.0 軟件對(duì)選取的數(shù)據(jù)進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，KMO 值為0.727，大于0.6，Bartlett球形度檢驗(yàn)近似卡方值6 749.623，顯著性水平小于0.001，說(shuō)明采用的數(shù)據(jù)具備良好的信效度。

（三）變量選取

1.被解釋變量

本文選擇農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿為被解釋變量，在具體問(wèn)卷中以“您愿意支付一定的合理費(fèi)用嗎？”進(jìn)行表征，且依照支付意愿程度的由弱到強(qiáng)將農(nóng)戶(hù)“非常不愿意”到“非常愿意”分別賦值為1-5，如表1 所示。進(jìn)一步分析農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿水平發(fā)現(xiàn)，雖然農(nóng)戶(hù)整體的支付意愿較好，但仍有部分農(nóng)戶(hù)（24.66%）意愿不足，可能的原因是目前部分農(nóng)戶(hù)受教育程度低，環(huán)保意識(shí)不足，同時(shí)經(jīng)濟(jì)收入仍然處于國(guó)民收入的較低層次等原因，導(dǎo)致農(nóng)戶(hù)的支付意愿較低。由此可見(jiàn)，樣本農(nóng)戶(hù)的支付意愿仍有待提高，探究其影響因素以激發(fā)其支付積極性具有一定意義。

表1 樣本農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿水平

2.核心解釋變量

研究探討的是農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本對(duì)農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿的影響，故農(nóng)戶(hù)的生計(jì)資本為研究的核心解釋變量。根據(jù)上文理論分析，農(nóng)戶(hù)生計(jì)資分為人力資本、社會(huì)資本、金融資本、物質(zhì)資本和自然資本。參考張化楠等[13]、王學(xué)琪等[23]、黃華[25]等學(xué)者的研究，結(jié)合選取的樣本數(shù)據(jù)，設(shè)置各資本具體選項(xiàng)與賦值情況如表2所示。

由于研究的主題是生計(jì)資本對(duì)支付意愿的影響，因此應(yīng)將各資本指標(biāo)賦權(quán)并最終形成單一綜合指標(biāo)。考慮各資本三級(jí)指標(biāo)的量綱級(jí)別、單位等存在差異，應(yīng)先進(jìn)行無(wú)量綱化等處理，借鑒吳孔森等[28]、王奕淇等[29]的做法，本文使用熵值法對(duì)生計(jì)資本各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)。熵值法作為一種客觀賦權(quán)法，通過(guò)計(jì)算指標(biāo)的信息熵來(lái)判斷數(shù)據(jù)的離散程度，進(jìn)而為指標(biāo)的評(píng)價(jià)提供依據(jù)，可有效避免指標(biāo)權(quán)重確定的主觀性。采用MIN-MAX 極差標(biāo)準(zhǔn)化法消除指標(biāo)之間的量綱影響，經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化、賦權(quán)公式等處理，分別計(jì)算出三級(jí)指標(biāo)權(quán)重，從而得出二級(jí)指標(biāo)各資本綜合值，再通過(guò)二次熵值法計(jì)算出二級(jí)指標(biāo)各資本權(quán)重，最終形成生計(jì)資本單一維度的變量①考慮到篇幅原因，對(duì)具體公式不做詳細(xì)介紹，可參考引用文獻(xiàn)。。具體權(quán)重情況如表2所示。

表2 農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本指標(biāo)體系說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

3.中介變量

中介變量為生態(tài)認(rèn)知，農(nóng)戶(hù)提高生計(jì)資本可以通過(guò)提升生態(tài)認(rèn)知從而對(duì)環(huán)境治理支付意愿產(chǎn)生影響。依照前文，分別以“本村村民參與人居環(huán)境整治的氛圍如何？”“參與整治有助于促進(jìn)您的身體健康”“對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治參與表現(xiàn)好的村民是否給予物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)？”和“對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治參與表現(xiàn)不好的村民是否給予經(jīng)濟(jì)處罰？”作為生態(tài)認(rèn)知中治理氛圍、效能認(rèn)識(shí)、政府的獎(jiǎng)勵(lì)和懲罰的代理變量，具體選項(xiàng)與賦值情況見(jiàn)表3。由表3可知，村內(nèi)農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境治理的氛圍和效能認(rèn)同感均值分別為3.779和4.060，表明大多數(shù)農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境治理較為認(rèn)同，在物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)和經(jīng)濟(jì)懲罰方面，經(jīng)濟(jì)懲罰均值較小為0.187，說(shuō)明現(xiàn)階段政府對(duì)環(huán)境治理監(jiān)督更側(cè)重獎(jiǎng)勵(lì)形式，而懲罰作為輔助手段且可能對(duì)農(nóng)戶(hù)產(chǎn)生抵觸心理因而采用較少。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

4.控制變量與工具變量

在上述自變量和中介變量基礎(chǔ)上，為初步緩解遺漏變量造成的測(cè)量誤差，在借鑒司瑞石等[30]、楊朔等[31]的研究基礎(chǔ)上，引入農(nóng)戶(hù)的個(gè)體特征中的性別、年齡、是否戶(hù)主、婚姻情況；家庭特征中的家庭交通便利程度；村莊特征中的所在村是否有產(chǎn)業(yè)政策幫扶和村地形狀況等變量加以控制，從以上三個(gè)維度以探討控制變量對(duì)因變量的影響。

考慮到測(cè)量誤差、樣本選擇與反向因果等原因，即模型可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，選擇“合作組織參與”和“政治面貌”作為生計(jì)資本工具變量。工具變量的選擇需滿(mǎn)足兩個(gè)條件，即與內(nèi)生變量高度相關(guān)性和嚴(yán)格外生性條件。第一，農(nóng)民合作社作為農(nóng)民集體經(jīng)濟(jì)組織不但可以整合農(nóng)村土地資源，提高生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)效率，而且具有一定的資金融通、擴(kuò)大社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等功能，對(duì)農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本水平有顯著促進(jìn)作用，借鑒陳莉等[32]的研究，也得到相似結(jié)論，但無(wú)論是否參加農(nóng)民合作社對(duì)環(huán)境治理支付意愿并沒(méi)有直接關(guān)系。第二，農(nóng)戶(hù)的政治面貌為黨員的個(gè)體往往比非黨員擁有更高的文化素質(zhì)，其在社會(huì)關(guān)系中也更為活躍，從而提升其生計(jì)資本水平，但環(huán)境治理支付作為一種經(jīng)濟(jì)的付出，政治面貌并不足以對(duì)農(nóng)村環(huán)境治理的個(gè)體意愿產(chǎn)生直接影響，同時(shí)，參考賈亞娟等[33]、齊瑩[20]等的研究，也得出政治面貌對(duì)環(huán)境治理支付意愿影響并不顯著。因此，上述兩個(gè)變量符合工具變量的初步條件，但仍需進(jìn)一步驗(yàn)證。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果

進(jìn)行各個(gè)模型回歸前，首先對(duì)模型涉及的變量進(jìn)行多重共線性診斷。估計(jì)結(jié)果表明，變量間的方差膨脹因子VIF 中，Max-VIF 為1.71，Mean-VIF 為1.33，Max-VIF 遠(yuǎn)低于10 的臨界值，可以判定研究中變量間的共線程度在合理范圍內(nèi)。接著運(yùn)用stata16軟件，采用Ordered Probit模型分析農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本及各資本對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿的影響，模型一和模型三分別為生計(jì)資本及各資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿的結(jié)果，模型二和模型四分別為加入控制變量和工具變量后的結(jié)果（見(jiàn)表4）。

表4 生計(jì)資本及各資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿估計(jì)結(jié)果

模型一和模型二和表5結(jié)果表明，無(wú)論是否引入控制變量，農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本總指標(biāo)的估計(jì)系數(shù)為正，且均通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了假說(shuō)H1。模型三和模型四和表6 結(jié)果表明，在引入控制變量和工具變量后，農(nóng)戶(hù)各資本指標(biāo)中，社會(huì)資本、物質(zhì)資本和金融資本估計(jì)系數(shù)均為正，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了假說(shuō)H1b、H1c、H1d。這表明生計(jì)資本總指標(biāo)和各資本中社會(huì)資本、物質(zhì)資本和金融資本的提升對(duì)環(huán)境治理支付意愿有積極影響?？赡艿脑蚴牵荷鐣?huì)資本水平更高的農(nóng)戶(hù)，在村內(nèi)事務(wù)的響應(yīng)更加活躍，更加注重關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的溝通與交流，能夠廣泛參與農(nóng)村各項(xiàng)活動(dòng)，這部分的農(nóng)戶(hù)能夠更迅速地掌握到相應(yīng)的環(huán)境治理知識(shí)與信息，從而顯著地提升環(huán)境治理支付意愿；物質(zhì)資本水平更高的農(nóng)戶(hù)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生活資料更為豐富，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中更愿意增加投資，進(jìn)而提升其自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，這對(duì)農(nóng)村生產(chǎn)環(huán)境的要求更高，所以環(huán)境治理意愿也更加顯著；金融資本代表了農(nóng)戶(hù)的經(jīng)濟(jì)水平，農(nóng)戶(hù)經(jīng)濟(jì)水平直接影響費(fèi)用支付的意愿，當(dāng)生產(chǎn)和生活水平相對(duì)富足后，農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境這類(lèi)公共產(chǎn)品的關(guān)注度也會(huì)更高；但是人力資本則沒(méi)有表現(xiàn)出顯著影響，可能的原因是，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的青壯年勞動(dòng)力要素大量轉(zhuǎn)移，間接導(dǎo)致農(nóng)村的勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，導(dǎo)致農(nóng)村人力資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿不顯著；同時(shí)自然資本通過(guò)了5%水平上的負(fù)向顯著，這與假說(shuō)H1e相悖，可能的原因是，農(nóng)戶(hù)賴(lài)以生存的自然資本容易受到環(huán)境變化的影響，自然資本水平高的農(nóng)戶(hù)可以利用土地規(guī)模實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖，而自然資本水平低的農(nóng)戶(hù)受到環(huán)境破壞風(fēng)險(xiǎn)更大，對(duì)環(huán)境變化更為敏感，因此治理支付意愿更強(qiáng)烈[34]。

表5 生計(jì)資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿的邊際效應(yīng)分析估計(jì)結(jié)果

表6 各資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿的邊際效應(yīng)分析估計(jì)結(jié)果

從控制變量看。首先，交通便利程度對(duì)環(huán)境治理支付意愿負(fù)向顯著，可能的原因是，當(dāng)農(nóng)戶(hù)距離高速更近時(shí)，外出可能性更大，對(duì)環(huán)境治理的認(rèn)可度更高，從而表現(xiàn)較強(qiáng)的支付意愿；其次，村地形特征對(duì)環(huán)境治理支付意愿負(fù)向顯著，表明山地地區(qū)農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境治理支付意愿更強(qiáng)，可能的原因是，山地地區(qū)由于基礎(chǔ)設(shè)施較為薄弱，其對(duì)環(huán)境變化更加敏感，對(duì)環(huán)境治理更為認(rèn)同；最后，政治面貌和合作組織參與對(duì)環(huán)境治理支付意愿均沒(méi)有顯著影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了工具變量的選取符合外生性要求。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)定性，使用Ordered Logit對(duì)各個(gè)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)（見(jiàn)表7和表8）。結(jié)果表明，Ordered Logit 模型與Ordered Probit 模型估計(jì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果和邊際效應(yīng)大小有所差異，但各個(gè)系數(shù)的顯著性與方向并沒(méi)有發(fā)生明顯變化，表明研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表7 生計(jì)資本穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表8 各資本穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿是農(nóng)戶(hù)的一種意愿傾向，易因反向因果或遺漏變量等原因?qū)е麓嬖趦?nèi)生性問(wèn)題，盡管研究控制了三個(gè)維度變量，但仍然可能存在遺漏變量問(wèn)題。為進(jìn)一步緩解內(nèi)生性問(wèn)題導(dǎo)致的估計(jì)偏差，參考李樹(shù)等的相關(guān)研究[35]，針對(duì)因變量為有序分類(lèi)變量且自變量為連續(xù)變量時(shí)，常使用兩階段最小二乘法（2SLS）解決內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)將“合作組織參與”和“政治面貌”作為生計(jì)資本工具變量。2SLS 的做法為：第一階段利用原模型的內(nèi)生解釋變量對(duì)工具變量進(jìn)行OLS，得到解釋變量的擬合值；第二步，利用得到解釋變量的擬合值對(duì)原模型進(jìn)行最小二乘法，從而得到方程模型的估計(jì)值，這樣就可以緩解內(nèi)生性的影響②考慮到篇幅原因，對(duì)具體公式不做詳細(xì)介紹，詳情可參考引用文獻(xiàn)。。回歸結(jié)果（見(jiàn)表9）第一階段表明，政治面貌和合作組織參與均與農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本顯著且正相關(guān)，結(jié)合基準(zhǔn)回歸結(jié)果，進(jìn)一步表明這兩個(gè)變量符合自相關(guān)和外生性條件的工具變量，且F值大于10的臨界值，說(shuō)明不存在弱工具變量問(wèn)題；第二階段表明，相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，生計(jì)資本的系數(shù)估計(jì)值有所提升且仍在1%水平上對(duì)支付意愿正向顯著，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果p=0.791，并不顯著，接受政治面貌和合作組織參與外生的原假設(shè)，與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。由此可見(jiàn)，生計(jì)資本水平提高確實(shí)提升了農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿。

表9 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.對(duì)不同年齡段的異質(zhì)性檢驗(yàn)

由于不同年齡段的農(nóng)戶(hù)擁有的資本稟賦各不相同，一般來(lái)說(shuō)，處于青年階段的農(nóng)戶(hù)在資源積累階段，其面臨的房貸、車(chē)貸等壓力使得對(duì)環(huán)境治理支付保持一定的謹(jǐn)慎態(tài)度，而年紀(jì)較大的農(nóng)戶(hù)由于長(zhǎng)期的資本積累具備了一定的資源，且在當(dāng)?shù)厣顣r(shí)間較長(zhǎng)，對(duì)環(huán)境治理支付意愿往往更為強(qiáng)烈。因此，本研究根據(jù)聯(lián)合國(guó)世界衛(wèi)生組織的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將人群44 歲以下定義為青年，45 歲以上定義為中老年。由表10 結(jié)果表明，農(nóng)戶(hù)為中老年的生計(jì)資本對(duì)支付意愿促進(jìn)作用顯著，而對(duì)處于青年的農(nóng)戶(hù)并不顯著?？赡艿脑蚴?，青年人更多在外務(wù)工，受農(nóng)村環(huán)境影響較小，并且生計(jì)資本水平相比中老年人更低，而中老年人則更多常年留在村內(nèi)，受農(nóng)村環(huán)境影響更大，使得其生計(jì)資本對(duì)支付意愿的促進(jìn)作用顯著。

表10 年齡與婚姻狀況的異質(zhì)性分析

2.對(duì)不同婚姻狀況的異質(zhì)性檢驗(yàn)。

農(nóng)戶(hù)婚姻狀況③未婚狀態(tài)包括未結(jié)過(guò)婚、離異、喪偶，已婚狀態(tài)指在婚狀態(tài)。處于已婚狀況的農(nóng)戶(hù)夫妻雙方比未婚狀況的農(nóng)戶(hù)擁有的資源更為豐富，對(duì)環(huán)境治理支付的認(rèn)可程度更強(qiáng)，而未婚狀況的農(nóng)戶(hù)往往年齡較小，在外務(wù)工或兼業(yè)時(shí)間長(zhǎng)，導(dǎo)致對(duì)農(nóng)村環(huán)境治理支付的意愿偏低。

表10 實(shí)證結(jié)果表明，已婚狀況下農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿促進(jìn)作用顯著，而未婚狀況不顯著，可能的原因是，處于在婚狀況的夫妻雙方的日常交流可以促進(jìn)對(duì)農(nóng)村環(huán)境治理效能的認(rèn)同感，且擁有的經(jīng)濟(jì)水平更高，因此對(duì)支付意愿影響更顯著。

（五）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了印證理論分析中所提出的生態(tài)認(rèn)知在這一影響過(guò)程中扮演了中介者的角色，深入分析生態(tài)認(rèn)知在農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本影響環(huán)境治理支付意愿的中介傳導(dǎo)機(jī)制，并對(duì)假說(shuō)H2進(jìn)行驗(yàn)證，以中介效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

第一，上文基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明生計(jì)資本對(duì)支付意愿總效應(yīng)結(jié)果顯著。第二，使用公式（5）考察生計(jì)資本對(duì)生態(tài)認(rèn)知的效應(yīng)，具體而言，對(duì)效能認(rèn)同、物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)和經(jīng)濟(jì)懲罰分別在1%、5%和5%水平上正向顯著，但對(duì)治理氛圍并不顯著，可能的原因是，農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理的氛圍容易受到周邊農(nóng)戶(hù)的“羊群效應(yīng)”帶動(dòng)，部分農(nóng)戶(hù)迫于周邊農(nóng)戶(hù)的壓力被動(dòng)表現(xiàn)出較好環(huán)境治理氛圍，并不完全出于生計(jì)資本水平的考量。第三，使用公式（6）引入自變量和中介變量發(fā)現(xiàn)，首先，氛圍感知、效能認(rèn)同和物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)均在1%水平上正向影響支付意愿，而經(jīng)濟(jì)懲罰在1%水平上負(fù)向影響支付意愿，可能的原因是經(jīng)濟(jì)懲罰作為一種處罰機(jī)制，農(nóng)民在被動(dòng)參與環(huán)境治理時(shí)容易產(chǎn)生抵觸心理，環(huán)境治理內(nèi)在積極性不足，當(dāng)沒(méi)有經(jīng)濟(jì)懲罰且農(nóng)戶(hù)自覺(jué)參與環(huán)境治理時(shí)，往往表現(xiàn)出更強(qiáng)的支付意愿；其次，相較于生計(jì)資本對(duì)環(huán)境治理支付意愿總效應(yīng)系數(shù)，直接效應(yīng)系數(shù)值有所降低，且生計(jì)資本仍然在1%水平上正向影響環(huán)境治理支付意愿，表明效能認(rèn)同、物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)和經(jīng)濟(jì)懲罰在其中發(fā)揮了中介效應(yīng)，部分驗(yàn)證了假說(shuō)H2，

通過(guò)上文結(jié)果可知，為進(jìn)一步分析生態(tài)認(rèn)知具體效應(yīng)值，研究構(gòu)建了“生計(jì)資本→氛圍感知→支付意愿”“生計(jì)資本→效能認(rèn)同→支付意愿”“生計(jì)資本→物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)→支付意愿”“生計(jì)資本→經(jīng)濟(jì)懲罰→支付意愿”共四條影響路徑（見(jiàn)表11）。結(jié)果表明：效能認(rèn)同、物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)發(fā)揮了部分中介作用，且效應(yīng)值分別為0.517和0.223；而由于經(jīng)濟(jì)懲罰對(duì)支付意愿負(fù)向顯著，則表明存在遮掩效應(yīng)，效應(yīng)值為0.265，說(shuō)明存在其他效應(yīng)更大的中介路徑；而由于生計(jì)資本對(duì)治理氛圍影響并不顯著，則不表現(xiàn)中介效應(yīng)。

表11 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

研究以江西省588份農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用Ordered Probit 模型分析生計(jì)資本、生態(tài)認(rèn)知對(duì)農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿的影響，結(jié)果表明：

首先，社會(huì)資本、物質(zhì)資本、金融資本等生計(jì)資本占優(yōu)的農(nóng)戶(hù)，其對(duì)環(huán)境治理付費(fèi)的意愿較強(qiáng)，而自然資本占優(yōu)的農(nóng)戶(hù)，其支付環(huán)境治理費(fèi)用的意愿并不強(qiáng)烈；治理氛圍、效能認(rèn)同、物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)等生態(tài)認(rèn)知能力較強(qiáng)的農(nóng)戶(hù)，其對(duì)環(huán)境治理付費(fèi)的意愿更為強(qiáng)烈；而經(jīng)濟(jì)懲罰措施明顯降低了農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境治理付費(fèi)的意愿。

其次，生計(jì)資本占優(yōu)的農(nóng)戶(hù)，其生態(tài)認(rèn)知能力較強(qiáng)，從而體現(xiàn)在其支付環(huán)境治理費(fèi)用的意愿強(qiáng)烈；另一方面，經(jīng)濟(jì)懲罰的遮掩效用表明，其中存在一定的“暗箱”機(jī)制，有待進(jìn)一步的探討研究。

最后，生計(jì)資本在不同農(nóng)戶(hù)群體間作用存在差異，已婚農(nóng)戶(hù)相較于未婚農(nóng)戶(hù)，其支付環(huán)境治理費(fèi)用的意愿更為強(qiáng)烈；與此同時(shí)，中老年農(nóng)戶(hù)和青壯年農(nóng)戶(hù)相比，也呈現(xiàn)出類(lèi)似情形。

（二）政策啟示

基于以上研究結(jié)論，可以通過(guò)一系列措施促進(jìn)農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本積累和生態(tài)認(rèn)知水平，為打造美麗農(nóng)村，實(shí)現(xiàn)生態(tài)宜居目標(biāo)奠定基礎(chǔ)。

第一，鞏固農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本積累。廣泛提高農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本水平是提高環(huán)境治理支付意愿的著力點(diǎn)，一是政府應(yīng)當(dāng)樹(shù)立系統(tǒng)觀念，先規(guī)劃后建設(shè)，綜合提高農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本，同時(shí)還應(yīng)依據(jù)不同生計(jì)資本水平農(nóng)戶(hù)，分層次制定符合不同地區(qū)、不同產(chǎn)業(yè)特征的差異化政策，因地、因人、因事、因時(shí)制宜創(chuàng)造條件提升農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本水平。二是應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)戶(hù)物質(zhì)資本、金融資本、社會(huì)資本水平提高，對(duì)提升環(huán)境治理支付意愿有正向顯著影響，針對(duì)自然資本水平較低的農(nóng)戶(hù)，應(yīng)適當(dāng)給予政策扶持和保障，解決后顧之憂(yōu)。三是在關(guān)注農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本時(shí)不僅要提升短期效益，更要有長(zhǎng)遠(yuǎn)目光，優(yōu)化農(nóng)戶(hù)基礎(chǔ)信息數(shù)據(jù)庫(kù)建設(shè)，形成長(zhǎng)效機(jī)制。

第二，積極開(kāi)展農(nóng)村環(huán)境治理宣傳教育活動(dòng)，培育農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知。一是線上和線下多渠道組織開(kāi)展環(huán)境治理專(zhuān)題宣傳教育，發(fā)揮村干部、村集體作用，深入各村、社區(qū)散發(fā)宣傳單，廣泛宣傳環(huán)境治理與保護(hù)的重要意義，強(qiáng)化農(nóng)戶(hù)對(duì)環(huán)境治理的效能認(rèn)同感。二是對(duì)環(huán)境治理過(guò)程中有貢獻(xiàn)農(nóng)戶(hù)給予物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，在農(nóng)戶(hù)間營(yíng)造良好的環(huán)境治理氛圍，積極引導(dǎo)廣大農(nóng)民群眾轉(zhuǎn)變思想觀念，自覺(jué)革除生活陋習(xí)，提高農(nóng)戶(hù)生態(tài)認(rèn)知水平，以主人翁的態(tài)度積極參與到環(huán)境治理與保護(hù)中來(lái)。三是加強(qiáng)精神文明建設(shè)，推行健康文明生活方式作為其中重要一環(huán),把使用衛(wèi)生廁所、做好垃圾分類(lèi)、養(yǎng)成文明習(xí)慣等納入學(xué)校、家庭、社會(huì)教育，廣泛開(kāi)展形式多樣、內(nèi)容豐富的志愿服務(wù)。

（三）研究不足與展望

需指出的是，本研究試圖解答“生計(jì)資本如何影響農(nóng)戶(hù)環(huán)境治理支付意愿”這一核心問(wèn)題。雖在研究視角和方法上具有一定的創(chuàng)新性，但仍然存在不足之處：

其一，盡管研究采用17 個(gè)三級(jí)指標(biāo)用以衡量農(nóng)戶(hù)生計(jì)資本，但生計(jì)資本作為農(nóng)戶(hù)生活和生產(chǎn)的全部?jī)?nèi)涵，且由于樣本限制，尚不能做到完全衡量。

其二，考慮到調(diào)查地區(qū)僅局限在江西省，其他地區(qū)農(nóng)戶(hù)對(duì)生態(tài)認(rèn)知可能存在一定差異，因此，探討不同省份地區(qū)農(nóng)戶(hù)空間異質(zhì)性的環(huán)境治理支付意愿同樣具有重要意義，而研究尚未涉及，需要后續(xù)進(jìn)一步研究。