資源稟賦、家鄉(xiāng)認同與農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇

李雨柯,羅小鋒①,唐 林

(1.華中農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院/ 湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心,湖北 武漢 430070;2.湖北生態(tài)文明建設研究院,湖北 武漢 430070;3.武漢工程大學法商學院,湖北 武漢 430205)

推動農(nóng)村環(huán)境治理事關農(nóng)民群眾健康和美麗鄉(xiāng)村建設。繼2018年《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》實施后,2021年中共中央辦公廳、國務院辦公廳又印發(fā)《農(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動方案(2021—2025年)》,力圖顯著改善農(nóng)村人居環(huán)境,為全面推進鄉(xiāng)村振興、建設美麗中國提供有力支撐。2022年習近平總書記在黨的二十大報告中強調(diào)要“建設宜居宜業(yè)和美鄉(xiāng)村”,而建設宜居宜業(yè)和美鄉(xiāng)村的一個重要方面就是要改善農(nóng)村環(huán)境?，F(xiàn)階段,農(nóng)村人居環(huán)境“臟亂差”局面得到一定程度改善,但仍存在“治理效率低”和“治理效果難以持續(xù)”等問題。農(nóng)戶作為鄉(xiāng)村社會主體,其參與的積極程度與農(nóng)村環(huán)境治理效率息息相關,然而現(xiàn)實中“政府干、百姓看”的現(xiàn)象仍屢見不鮮[1]。農(nóng)戶作為農(nóng)村環(huán)境治理的主力軍,如何有效引導其積極主動參與農(nóng)村環(huán)境整治,是當前我國面臨的重要挑戰(zhàn)。

現(xiàn)有文獻圍繞如何推動農(nóng)戶參與環(huán)境治理問題展開了積極探討,主要包括以下幾個方面:一是著眼于從農(nóng)戶“能不能”參與的角度出發(fā)。孫慧波等[2]基于農(nóng)戶付費制度的實踐案例指出,現(xiàn)階段隨著農(nóng)村經(jīng)濟社會的發(fā)展,部分地區(qū)農(nóng)戶已能進行垃圾治理小額支付。史恒通等[3]以黑河流域為例,指出社會資本能夠顯著促進農(nóng)戶做出參與流域生態(tài)治理的行為。二是聚焦于從農(nóng)戶“愿不愿”參與的角度出發(fā)。唐林等[4]基于內(nèi)外部影響視角,發(fā)現(xiàn)政府的環(huán)境規(guī)制和農(nóng)戶的環(huán)境認知會對農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿產(chǎn)生顯著正向影響。趙新民等[5]依據(jù)計劃行為理論框架指出,新疆北疆地區(qū)農(nóng)民環(huán)境治理參與意愿和支付意愿會隨政府政策補貼力度和媒體信息傳播力度的加大而增強。三是側(cè)重于從農(nóng)戶環(huán)境治理“參與意愿與行為的悖離”視角出發(fā),探討影響農(nóng)戶意愿與行為相悖的重要因素。石志恒等[6]研究發(fā)現(xiàn),同群效應對農(nóng)戶地膜回收意愿與行為悖離有負向影響,其中來自鄰居的同群效應最強。郭利京等[7]依據(jù)親環(huán)境行為決策模型,發(fā)現(xiàn)除經(jīng)濟因素外,質(zhì)疑心理、施用習慣等個人因素也是造成農(nóng)戶“說一套,做一套”的重要原因。

以上成果對推動農(nóng)戶環(huán)境治理參與研究具有重要的理論借鑒價值。但事實上,農(nóng)戶參與村域環(huán)境治理行為的產(chǎn)生不僅需要考慮農(nóng)戶“能不能”參與,還應重視農(nóng)戶“愿不愿”參與以及愿意以“何種方式”參與的問題。村域環(huán)境治理需要農(nóng)戶投入一定的人力、財力和時間。資源稟賦不同的農(nóng)戶投入同等價值的金錢或勞動獲得的效用是不同的[8],進而其參與方式選擇也會存在很大差異。有研究[9]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶社會資本稟賦與農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與意愿呈“倒U型”非線性關系,即存在有能力參與卻未參與環(huán)境治理的農(nóng)戶群體。而造成這一現(xiàn)象的原因可能在于對于一些資本稟賦條件較為優(yōu)越的農(nóng)民來說,當其資本條件可以支撐其離開村莊時,那么這筆環(huán)境治理投入顯然就會遵循“能省則省”的原則。但值得注意的是,對于有著深厚鄉(xiāng)土情結的中國農(nóng)民來說,“安土重遷”“落葉歸根”等家鄉(xiāng)認同情感在短期內(nèi)仍難以消除且依舊具備其獨特作用[10]。對此,家鄉(xiāng)認同作為一種積極的“人-地關系”[11],在資源稟賦影響農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇(“出錢”或“出力”)過程中,可能會對那些有能力參與卻未參與的農(nóng)戶起到意愿改善作用,但目前尚未有文獻對此進行深入探討和檢驗。

基于此,與以往文獻從意愿或行為角度研究農(nóng)戶的參與情形不同,該文從農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式角度出發(fā),旨在從以下2個方面進行拓展:一是了解現(xiàn)階段農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇(“出錢”或“出力”)現(xiàn)狀,測定不同資源稟賦條件下農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇差異;二是基于雙變量Probit模型實證方法分析資源稟賦對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的影響,并探討家鄉(xiāng)認同在這一過程中對有能力參與卻未參與農(nóng)戶的調(diào)節(jié)作用,以期完善現(xiàn)有研究成果和助力政府制定相關政策。

1 理論分析與研究假說

農(nóng)村環(huán)境治理作為準公共產(chǎn)品供給需要依賴于村社居民的集體參與。在借鑒已有研究成果[12]的基礎上,結合農(nóng)戶“出錢”或“出力”參與村域環(huán)境治理所需要的資源要素特點,將農(nóng)戶家庭資源稟賦劃分為人力資源稟賦、經(jīng)濟資源稟賦和社會資源稟賦。

1.1 人力資源稟賦對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的影響

人力資源稟賦象征家庭成員在環(huán)境治理方面所擁有的知識儲備和勞動能力[8]。參考西奧多·舒爾茨的人力資本理論[13],從質(zhì)量和數(shù)量2個角度出發(fā),選取受教育水平和勞動力數(shù)量2個指標。一是受教育水平。農(nóng)戶的受教育水平越高,其收入來源越豐富,越有可能在環(huán)境治理中產(chǎn)生支付意愿[14]。同時文化程度高的農(nóng)戶,其對環(huán)境治理的重要性認知也越深,越容易產(chǎn)生以宣傳或教授環(huán)保知識等方式參與村域環(huán)境治理的意愿。二是勞動力數(shù)量。勞動力數(shù)量反映了農(nóng)戶在村域環(huán)境治理中的參與能力?，F(xiàn)階段我國農(nóng)村環(huán)境治理常處于無人參與的尷尬境地,很大原因就在于當前農(nóng)村勞動力大量外流而導致農(nóng)村勞動力資源不足[15]。對于家庭勞動力數(shù)量少的農(nóng)戶來說,由于其能夠參與生產(chǎn)經(jīng)營的勞動力數(shù)量原本就少,故其家庭收入水平和投入勞力參與村域環(huán)境治理的概率較低,且可能出現(xiàn)既不愿意出錢又不愿意出力參與村域環(huán)境治理的情況。而對于家庭勞動力數(shù)量多的農(nóng)戶來說,其在完成家庭生產(chǎn)經(jīng)營任務之外,存在富余勞動力的概率較高,因此相較于勞動力數(shù)量少的農(nóng)戶家庭來說,其參與環(huán)境治理的概率更大,且相較于出錢其可能更愿意以投入富足資源即投入勞動力的方式參與村域環(huán)境治理。

對此,提出假說H1:人力資源稟賦能夠正向促進農(nóng)戶參與村域環(huán)境治理,且受教育水平越高的農(nóng)戶越傾向于以出錢或出力的方式參與,勞動力數(shù)量越多的農(nóng)戶越傾向于以出力的方式進行參與。

1.2 經(jīng)濟資源稟賦對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的影響

經(jīng)濟資源稟賦反映農(nóng)戶參與環(huán)境治理的資金實力。隨著經(jīng)濟的發(fā)展,農(nóng)戶收入水平不斷分層,個體行為偏好特征也出現(xiàn)差異,農(nóng)戶收入水平?jīng)Q定其在環(huán)境治理參與過程中的努力程度和積極性[16]。由Maslow的需求層次理論可知,農(nóng)戶只有在自身家庭生理需求得到一定程度滿足時,才會有投入資金以提高生活品質(zhì)和追求宜居環(huán)境的需求[17]。務工收入作為農(nóng)戶收入來源的重要組成部分,是衡量農(nóng)戶經(jīng)濟資源稟賦高低的重要因素。務工收入占比反映務工收入在整個家庭經(jīng)濟收入中的比例,由于農(nóng)戶收入渠道極為有限,務工收入占比越高的農(nóng)戶,其家庭總收入水平往往越高,有富余資金參與村域環(huán)境治理的概率也越大。而對于以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作為主要經(jīng)濟來源的農(nóng)戶,由于其更加關注經(jīng)濟投入所獲得的直接收益,故其有富余資金且可用于參與村域環(huán)境治理的概率較低。同時,對于外出務工的農(nóng)戶來說,由于其遠離村莊或長時間不在村莊,導致很難有時間和余力參與村莊環(huán)境治理,故其以投入勞力的方式參與村域環(huán)境治理的可能性較低。相比較而言,務工收入占比越高的農(nóng)戶越偏好于以出錢方式參與村域環(huán)境治理。

對此,提出假說H2:經(jīng)濟資源稟賦能夠正向促進農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與,且家庭總收入和務工收入占比越高的農(nóng)戶越傾向于以出錢方式進行參與。

1.3 社會資源稟賦對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的影響

社會資源稟賦是影響農(nóng)戶集體行動的關鍵因素。一般而言,顯赫的社會聲望、寬泛的社會網(wǎng)絡和高度的社會信任能夠促進公眾參與村域環(huán)境治理,并激勵個體為集體行動積極貢獻力量。社會聲望是評價一個人社會經(jīng)濟地位的重要標準。在農(nóng)村中,環(huán)境治理屬于利他主義的親社會行動,出于“面子”、聲譽機制或?qū)ξ磥砻篮蒙瞽h(huán)境的追求,社會聲望高的人往往會以捐款、投資或憑個人威望動員組織大家的方式積極參與村域環(huán)境治理[9]。社會網(wǎng)絡是社會個體成員之間聯(lián)系與互動所形成的相對穩(wěn)定的關系體系。作為鄉(xiāng)土社會信息傳遞的重要載體,社會網(wǎng)絡水平高的農(nóng)戶獲得和傳播環(huán)保信息的能力往往越強[18],越容易在村域環(huán)境治理過程中以宣傳或動員組織大家的方式參與集體行動。同時在鄉(xiāng)土社會互動網(wǎng)絡中建立的社會信任,也能促進農(nóng)戶形成互惠合作的利益共同體[19],減少因個體理性而損害他人利益帶來的合作中斷問題,降低農(nóng)戶在村域環(huán)境治理中出現(xiàn)道德風險的概率,并就“出錢”還是“出力”參與村域環(huán)境治理問題形成集體的一個治理體系。

對此,提出假說H3:社會資源稟賦能夠正向促進農(nóng)戶參與村域環(huán)境治理,且社會聲望、社會網(wǎng)絡和社會信任水平越高的農(nóng)戶越傾向于以既出錢又出力的方式參與村域環(huán)境治理。

1.4 家鄉(xiāng)認同在資源稟賦對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇影響過程中的調(diào)節(jié)作用

家鄉(xiāng)認同是指農(nóng)戶在家鄉(xiāng)生活或成長過程中對家鄉(xiāng)所形成的認同、歸屬等情感聯(lián)結關系[11]。家鄉(xiāng)認同能夠促進農(nóng)戶更加關注環(huán)境保護,并加大對環(huán)境治理的投入力度[20]。人文地理學觀點曾指出,由家鄉(xiāng)認同等形成的“人-地關系”可調(diào)節(jié)人們對環(huán)境的態(tài)度和行為,如高家鄉(xiāng)認同水平的農(nóng)戶更容易主動作出保護環(huán)境的行動[21];外出創(chuàng)業(yè)成功的首席執(zhí)行官(CEO)對家鄉(xiāng)的情感認同會促使其更多地對家鄉(xiāng)進行投資等[22]。具體表現(xiàn)為,當農(nóng)戶具備能夠參與環(huán)境治理的稟賦條件并對家鄉(xiāng)存有高情感聯(lián)結關系時,會自覺主動增加對村莊環(huán)境治理的資金投入或勞力投入。而當農(nóng)戶對所在家鄉(xiāng)的情感聯(lián)結關系較弱時,即使其有能力參與,也會將自己的資源投入到其他更能給自己帶來效用的地方[23]。同時對于一些有能力“出錢”或“出力”參與卻未參與的農(nóng)戶群體來說,因家鄉(xiāng)身份認同的存在,也會改變其想要“搭便車”的自利心態(tài)[20],而最終選擇以最合適的方式參與本村的環(huán)境治理行動。

對此,提出假說H4:家鄉(xiāng)認同在資源稟賦對農(nóng)戶以出錢或出力方式參與村域環(huán)境治理的影響過程中起調(diào)節(jié)作用。

2 材料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

農(nóng)戶數(shù)據(jù)由課題組于2021年7月赴湖北省開展農(nóng)村居民調(diào)查獲得?；谝韵?個方面考慮,課題組選取湖北省仙桃市、荊門市、潛江市、荊州市、襄陽市和黃岡市6個地區(qū)作為調(diào)研地點。一是環(huán)境質(zhì)量狀況。2019年黃岡、襄陽、荊門、荊州、仙桃和潛江生態(tài)環(huán)境狀況指數(shù)(EI)分別為67.60、67.22、65.33、59.92、56.40和55.84,環(huán)境質(zhì)量狀況良好[24],有助于環(huán)境治理經(jīng)驗的推廣。二是經(jīng)濟發(fā)展水平。2020年各市GDP由高到低排序為襄陽>荊州>黃岡>荊門>仙桃>潛江,其中,襄陽和荊州為湖北省經(jīng)濟發(fā)展水平較高的2個市,黃岡和荊門處于中等水平,而仙桃和潛江經(jīng)濟發(fā)展水平則較弱,這6個地區(qū)農(nóng)村常住居民經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大[25],有助于全面分析湖北農(nóng)村環(huán)境治理問題。

調(diào)研采用隨機抽樣方式選擇農(nóng)戶樣本。以6個地區(qū)為初級抽樣單位,依據(jù)市(縣)經(jīng)濟發(fā)展水平隨機挑選3～4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)。接著,在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機挑選5～6個村。最后,依據(jù)村莊住戶信息,隨機抽取8～12名農(nóng)戶進行問卷調(diào)研訪談。在去除信息填寫遺漏、前后回答矛盾等不合格樣本后,最終獲得有效問卷1 168份,樣本有效率達97.90%。為確保問卷填寫的可靠性和有效性,問卷數(shù)據(jù)均通過入戶調(diào)查,與農(nóng)戶進行一對一訪談獲得。問卷內(nèi)容主要包括受訪者的家庭資源稟賦狀況、家鄉(xiāng)認同特征、農(nóng)戶環(huán)境狀況感知及村域環(huán)境治理參與方式選擇狀況。

從樣本統(tǒng)計結果(表1)來看,此次調(diào)查樣本中以男性居多,占比達82.02%;受訪者平均年齡為59.91歲,平均受教育年限為7.32 a;受訪者中非干部人群居多,為1 004人,占比達85.96%;平均每戶家庭勞動力數(shù)量約為2.27個;多數(shù)家庭勞動力數(shù)量在1～2人之間,占比為50.00%;樣本農(nóng)戶家庭總收入水平處于>1萬～5萬元的居多,占比達39.90%?？傮w來看,這與我國農(nóng)村現(xiàn)階段情況基本相符,所獲樣本具有一定代表性。

表1 樣本農(nóng)戶的基本特征

從樣本農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇狀況(表2)來看,(1)目前樣本農(nóng)戶的村域環(huán)境治理參與意愿較高,68.58%的農(nóng)戶表示愿意以出錢或出力方式參與村域環(huán)境治理。(2)樣本農(nóng)戶的村域環(huán)境治理參與方式選擇偏好存在差異,其中,僅愿意以“出錢”方式參與的樣本農(nóng)戶占樣本農(nóng)戶總數(shù)的10.70%,僅愿意以“出力”方式參與村域環(huán)境治理的樣本農(nóng)戶占比為38.36%,既愿意出錢又愿意出力的樣本農(nóng)戶占比為19.52%。

2.2 模型選擇

農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇存在2個不可分割的決策過程:首先,農(nóng)戶面臨是否愿意參與村域環(huán)境治理;其次,在愿意參與的基礎上選擇哪種方式進行參與?？紤]到農(nóng)戶除只選擇一種參與方式之外,也可同時選擇一種及以上參與方式進行村域環(huán)境治理,故設置“是否僅愿意出錢”“是否僅愿意出力”“是否愿意出錢又出力”3個選項供農(nóng)戶選擇。由于農(nóng)戶是否愿意參與村域環(huán)境治理和愿意采取哪種方式參與均為二分值變量,且兩個決策之間并不完全獨立。因此,考慮使用雙變量Probit模型進行回歸估計。雙變量Probit模型能在考慮2個決策隨機項之間相關性的前提下同時估計2個方程[26],即該模型所對應的2個因變量是2種相關的選擇,且2個方程具有相同的解釋變量,誤差項也是相關的。這意味著這2種相關選擇之間是相互影響的,而不像獨立Probit模型那樣誤差項的協(xié)方差為0。因此,為避免出現(xiàn)樣本選擇性偏誤,采用雙變量Probit模型進行回歸估計。

雙變量Probit模型的2個方程均基于Probit模型的基本形式,由于存在2個相關方程,模型設定具體計算公式為

(1)

(2)

2.3 變量選取

(1)被解釋變量:農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式。在借鑒相關研究[27]基礎上,從“出錢”和“出力”2個角度對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式進行測度和定義。探討3種情形。一是探討受訪農(nóng)戶是否僅愿意出錢,若受訪農(nóng)戶參與方式選擇只有“出錢”,則賦值為1;反之,則賦值為0。二是探討受訪農(nóng)戶是否僅愿意出力,若受訪農(nóng)戶參與方式選擇只有“出力”,則賦值為1;反之,則賦值為0。三是探討農(nóng)戶是否愿意既出錢又出力,若農(nóng)戶參與方式既有“出錢”又有“出力”,則賦值為1;反之,則賦值為0。其中,出錢是指以投入資金方式進行參與,出力是指以投入勞動或通過宣傳、動員和組織村民等方式進行參與。

(2)核心解釋變量:家庭資源稟賦。在借鑒張童朝等[17]研究的基礎上,結合農(nóng)戶出錢或出力參與環(huán)境治理所需要的資源要素特點,從人力資源稟賦、經(jīng)濟資源稟賦和社會資源稟賦3個方面設定相應題項指標。其中,人力資源稟賦由受訪農(nóng)戶的受教育水平和勞動力數(shù)量構成;經(jīng)濟資源稟賦由受訪農(nóng)戶的家庭總收入水平和務工收入占比構成;社會資源稟賦由社會網(wǎng)絡、社會信任和社會聲望3個方面構成,具體含義及賦值見表3。

表3 主要變量含義及描述統(tǒng)計

(3)調(diào)節(jié)變量:家鄉(xiāng)認同。借鑒李芬妮等[28]指標設定方法,從“我認同并接受本村的習俗和文化”“我與其他村民的關系對我很重要”“這個村莊讓我感到很有歸屬感”“其他地方都沒在我們村里待著舒服”4個方面進行測度,測度方式見表3。同時,參照李芬妮等[28]的做法,對上述4項指標進行等權重加總?cè)∑骄?求得農(nóng)戶的總體“家鄉(xiāng)認同”。

(4)控制變量:除上述變量會影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與方式選擇之外,現(xiàn)實中還有諸多因素會對其產(chǎn)生影響,因此,為避免出現(xiàn)選擇性偏差問題,在借鑒相關研究成果[17,27]的基礎上,還控制了其他可能影響農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇意愿的變量。具體包括農(nóng)戶的性別、年齡、兼業(yè)情況和村莊環(huán)境狀況感知以及地區(qū)虛擬變量。相關變量的測量指標及描述性統(tǒng)計見表3。

3 結果與分析

3.1 農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的影響因素分析

為探析資源稟賦對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的影響,將樣本數(shù)據(jù)納入模型進行實證分析。在進行基準回歸前,采用Stata 16.0軟件對各自變量之間是否存在多重共線性進行診斷,綜合全部結果顯示,容差最小值為0.304,方差膨脹因子(VIF)最大值為3.290,均在合理范圍(VIF<10),表明該樣本不存在嚴重的多重共線性問題。采用雙變量Probit模型對不同家庭資源稟賦農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與意愿和參與方式選擇進行回歸估計,由基準回歸模型所得結果見表4。由模型1、模型2和模型3回歸結果可以看出,各模型估計的卡方值均在1%統(tǒng)計水平上拒絕原假設,說明模型擬合效果良好。同時由似然比檢驗(H0:ρ=0)回歸結果可知,基準回歸模型相關系數(shù)ρ均在1%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗,即均拒絕ρ=0的原假設,說明模型中2個方程的隨機擾動項具有相關性,有必要使用雙變量Probit模型。

表4 資源稟賦對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的影響

(1)資源稟賦對農(nóng)戶僅愿意出錢參與村域環(huán)境治理的影響。影響農(nóng)戶僅愿意出錢參與村域環(huán)境治理的變量有人力資源稟賦中的受教育水平、經(jīng)濟資源稟賦中的務工收入占比和社會資源稟賦中的社會聲望。其中,受教育水平和務工收入占比分別在5%和10%統(tǒng)計水平上正向顯著影響農(nóng)戶僅愿意出錢參與,社會聲望在5%統(tǒng)計水平上顯著負向影響農(nóng)戶僅愿意出錢參與村域環(huán)境治理。這說明農(nóng)戶受教育水平越高,務工收入占比越大,越傾向于以出錢方式參與村域環(huán)境治理,這與預期相符。而社會聲望越高越不愿意以出錢方式參與的原因可能在于,在當前鄉(xiāng)土社會背景下,一般社會聲望高的人往往年齡也較大,因此其賺取工資的能力和收入水平可能較低,故傾向于以僅出錢方式參與村域環(huán)境治理的概率也較低。

(2)資源稟賦對農(nóng)戶僅愿意出力參與村域環(huán)境治理的影響。影響農(nóng)戶僅愿意出力參與村域環(huán)境治理的變量有經(jīng)濟資源稟賦中的家庭總收入、務工收入占比和社會資源稟賦中的社會網(wǎng)絡。其中,家庭總收入和務工收入占比分別在5%和10%統(tǒng)計水平上顯著負向影響農(nóng)戶僅愿意出力參與村域環(huán)境治理,這說明農(nóng)戶的家庭總收入和務工收入占比越高,越不愿意以出力方式參與村域環(huán)境治理。社會資源稟賦中,社會網(wǎng)絡顯著正向影響農(nóng)戶僅愿意出力參與村域環(huán)境治理,且在1%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗,即農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡水平越寬泛,越愿意以宣傳或動員組織大家的方式參與村域環(huán)境治理,這與預期相符。

(3)資源稟賦對農(nóng)戶愿意出錢又出力參與村域環(huán)境治理的影響。影響農(nóng)戶既愿意出錢又愿意出力參與村域環(huán)境治理的變量有經(jīng)濟資源稟賦中的家庭總收入和社會資源稟賦中的社會網(wǎng)絡、社會信任、社會聲望。其中,家庭總收入、社會信任和社會聲望分別在1%、5%和5%統(tǒng)計水平上顯著正向影響農(nóng)戶既愿意出錢參與又愿意出力參與村域環(huán)境治理,即家庭總收入越高、社會信任程度越強、社會聲望越顯赫的農(nóng)戶越愿意積極參與村域環(huán)境治理,并表現(xiàn)為出錢又出力參與村域環(huán)境治理的行為傾向,這與預期相符。這是因為家庭總收入水平越高的農(nóng)戶,其有閑暇時間和富余資金的概率較大,且家庭收入水平高的人對環(huán)境污染帶來的身體健康影響方面也更為關注,因此在村域環(huán)境治理方面,表現(xiàn)為出錢又出力的積極性較高。同時,對于社會信任和社會聲望水平高的農(nóng)戶來說,由于其行為和意識理念具有較高的權威性和示范性[29],因此在村域環(huán)境治理這樣的親社會活動中,出于“聲譽”機制或?qū)ν木S護,往往容易呈現(xiàn)出出錢又出力并帶頭組織大家參與的擔當形象。

(4)其他控制變量的影響。在控制變量方面,影響農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的顯著變量有性別和環(huán)境狀況感知。其中,性別在10%統(tǒng)計水平上正向顯著影響農(nóng)戶“是否僅愿意出力參與”,負向顯著影響農(nóng)戶“是否愿意出錢又出力參與”村域環(huán)境治理。這說明男性農(nóng)戶更愿意出力參與村域環(huán)境治理,女性農(nóng)戶更愿意既出錢又出力參與,其原因可能在于參與村域環(huán)境治理需要一定的勞動強度,而男性勞動力所能承受的勞動強度一般較女性大,因此表現(xiàn)為男性農(nóng)戶更愿意以出力方式參與村域環(huán)境治理。而女性農(nóng)戶更傾向于出錢又出力,可能的原因在于女性對生態(tài)環(huán)境改善往往有更高要求[30],且在當前男性勞動力大量外流的背景下,女性往往承擔著在村贍養(yǎng)老人和撫育小孩的角色,因此其較男性的在村時間更長,村域環(huán)境的好壞對其自身影響更大,故表現(xiàn)為女性農(nóng)戶參與積極性較大,且愿意以出錢和宣傳、組織大家等勞動強度較小的出力方式參與村域環(huán)境治理。環(huán)境狀況感知分別在1%和5%統(tǒng)計水平上正向顯著影響農(nóng)戶“是否僅愿意出力參與”和“是否愿意出錢又出力參與”村域環(huán)境治理,其原因可能在于以出力或出錢方式參與環(huán)境治理呈現(xiàn)的環(huán)境治理改善,使其更能切身體會到參與環(huán)境治理的成就感,而這種積極的效能和情感反饋能激勵農(nóng)戶更多地以出力或出錢方式參與環(huán)境治理[31]。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

在調(diào)研樣本中可能會存在一些離群值影響回歸結果,可以通過剔除這些離群值的方式進行穩(wěn)健性檢驗。由于年齡大的農(nóng)村居民,其體力勞作和賺取工資的能力會有所下降,故其以出力方式或投入資金方式參與村域環(huán)境治理的可能性均較小。對此,在對受訪者年齡按照5%到95%范圍進行縮尾處理后,對樣本數(shù)據(jù)重新進行回歸,回歸結果見表5。模型4、模型5和模型6基準回歸結果與模型1、模型2和模型3回歸結果相比并無明顯差異,說明估計結果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

3.3 調(diào)節(jié)效應檢驗

為進一步探討家鄉(xiāng)認同在資源稟賦影響農(nóng)戶以“出錢”還是“出力”方式參與村域環(huán)境治理的過程中,能否推動那些有能力參與卻未參與的農(nóng)戶群體參與,在農(nóng)戶愿意參與村域環(huán)境治理的基礎上,設置“是否愿意出錢參與”和“是否愿意出力參與”變量,并將農(nóng)戶參與方式選擇有出錢的歸為愿意出錢參與,賦值為1,反之,賦值為0;將農(nóng)戶參與方式選擇有出力的歸為愿意出力參與,賦值為1,反之,賦值為0。最后,將家鄉(xiāng)認同納入模型進行檢驗,在參照已有研究[32]的基礎上,將家鄉(xiāng)認同指標值低于均值的樣本劃分為低家鄉(xiāng)認同水平組,賦值為0;高于均值的樣本劃分為高家鄉(xiāng)認同水平組,賦值為1。由于家鄉(xiāng)認同是“0-1”型變量,農(nóng)戶資源稟賦為連續(xù)型變量,故采用分組回歸方法進行調(diào)節(jié)效應檢驗。另根據(jù)連玉君等[33]的研究,僅通過比較組間系數(shù)的大小判斷組間系數(shù)差異過于武斷,且容易與真實情況產(chǎn)生偏差,因此需要檢驗組間系數(shù)差異的顯著性。采用的方法主要包括交叉項檢驗、費舍爾組合檢驗和基于似無相關模型的檢驗。其中,引入交叉項的檢驗方法假設條件較為苛刻,即只允許某個或某幾個主要考察變量的系數(shù)存在差異,其他變量的系數(shù)不存在組別差異;費舍爾組合檢查方法假設條件較為寬松,但實現(xiàn)過程比較復雜;相比之下,基于似無相關模型的檢驗執(zhí)行起來較為便捷,且假設條件也允許所有變量的系數(shù)隨組別而發(fā)生變化。因此,綜合以上分析,采用似無相關模型進行組間系數(shù)差異檢驗,并利用Test命令比較不同組別變量間的系數(shù)差異,以檢驗家鄉(xiāng)認同的調(diào)節(jié)效應是否顯著,具體估計結果見表6。

表6 家鄉(xiāng)認同的調(diào)節(jié)作用

模型7和模型8分別為資源稟賦對不同家鄉(xiāng)認同水平組農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇影響的回歸結果。其中,經(jīng)濟資源稟賦中的家庭總收入對受訪農(nóng)戶“是否愿意出錢參與”村域環(huán)境治理產(chǎn)生顯著正向影響,且組間系數(shù)差異(Prob>chi2=0.035)在5%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗。人力資源稟賦中的勞動力數(shù)量在高家鄉(xiāng)認同組顯著正向影響農(nóng)戶“是否愿意以出力方式參與”村域環(huán)境治理,且組間系數(shù)差異(Prob>chi2=0.066)在10%統(tǒng)計水平上通過顯著性檢驗。這說明家鄉(xiāng)認同在家庭總收入對農(nóng)戶“是否愿意出錢參與”和勞動力數(shù)量對農(nóng)戶“是否愿意出力參與”村域環(huán)境治理的過程中存在調(diào)節(jié)作用,即通過培育和加強農(nóng)戶家鄉(xiāng)認同水平可提高低家鄉(xiāng)認同組中家庭總收入水平高的農(nóng)戶以出錢方式和低家鄉(xiāng)認同組中勞動力數(shù)量多的農(nóng)戶以出力方式參與村域環(huán)境治理的概率,進而有利于解決有經(jīng)濟能力和有富余勞動力參與村域環(huán)境治理的農(nóng)戶卻未參與村域環(huán)境治理的難題,提高基層環(huán)境治理效率。

而社會資源稟賦各要素對農(nóng)戶“是否愿意出錢參與”和“是否愿意出力參與”村域環(huán)境治理的組間系數(shù)差異均未通過顯著性檢驗,其原因可能在于社會資源稟賦具有短時間內(nèi)難以改變且需要農(nóng)戶長期積累的特性,而當稟賦未能達到參與村域環(huán)境治理的條件時,即使農(nóng)戶有心參與也很難實際進行治理,故表現(xiàn)為家鄉(xiāng)認同在這一影響過程中,調(diào)節(jié)作用不顯著。

4 結論與啟示

4.1 結論

利用湖北省1 168個農(nóng)村居民調(diào)查數(shù)據(jù),通過雙變量Probit模型實證方法分析了資源稟賦對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇的影響,并在此基礎上進一步探討了家鄉(xiāng)認同在資源稟賦影響農(nóng)戶以“出錢”還是“出力”方式參與村域環(huán)境治理過程中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn):(1)受訪農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇存在差異。其中,10.70%的農(nóng)戶僅愿意以出錢方式參與村域環(huán)境治理,38.36%的農(nóng)戶僅愿意以出力方式參與,19.52%的農(nóng)戶表示既愿意出錢又愿意出力參與。(2)人力資源稟賦和經(jīng)濟資源稟賦對農(nóng)戶“是否僅愿意出錢參與”村域環(huán)境治理產(chǎn)生顯著影響,經(jīng)濟資源稟賦和社會資源稟賦對農(nóng)戶“是否僅愿意以出力參與”和“是否愿意出錢又出力參與”村域環(huán)境治理產(chǎn)生顯著影響。其中,受教育水平、務工收入占比越高的農(nóng)戶,越偏好于以僅出錢的方式參與村域環(huán)境治理;家庭總收入和務工收入占比越低,社會網(wǎng)絡越寬泛的農(nóng)戶,越傾向于以僅出力方式參與;家庭總收入、社會信任、社會聲望和環(huán)境狀況感知水平越高且性別為女性的農(nóng)戶,越偏好于以出錢又出力方式參與。(3)家鄉(xiāng)認同在家庭總收入影響農(nóng)戶“是否愿意出錢參與”和勞動力數(shù)量影響農(nóng)戶“是否愿意出力參與”村域環(huán)境治理的過程中起到正向調(diào)節(jié)作用,即家鄉(xiāng)認同能夠推動有經(jīng)濟能力出錢參與和有富余勞動力出力參與卻未參與村域環(huán)境治理的農(nóng)戶群體參與。

4.2 意義及啟示

筆者研究豐富了農(nóng)村環(huán)境治理中關于村民參與的研究,對農(nóng)村環(huán)境自主治理進行了有益探索,同時將農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式選擇作為研究變量,拓展了農(nóng)村公共事務治理的研究思路,有助于進一步厘清村民參與村莊公共事務的影響路徑和作用機理?；诖?提出以下政策啟示:(1)要立足農(nóng)戶實際家庭資源稟賦,根據(jù)不同農(nóng)戶特征制定村域環(huán)境治理參與內(nèi)容。通過滿足不同農(nóng)戶的村域環(huán)境治理參與需求,提高農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與積極性。(2)要注重對農(nóng)戶人力資源稟賦、經(jīng)濟資源稟賦和社會資源稟賦水平的整體提升,進而在不斷提升資源稟賦水平的基礎上,進一步增強農(nóng)戶出錢或出力參與村域環(huán)境治理的能力和本領。(3)要注重培育和加強對有能力出錢或出力參與卻未參與農(nóng)戶的家鄉(xiāng)認同感,從而在提高其村域環(huán)境治理參與意愿的基礎上,實現(xiàn)農(nóng)村環(huán)境治理的可持續(xù)發(fā)展。一方面,可通過宣傳農(nóng)戶所在村莊的歷史文化、風俗習慣及特色美食等激發(fā)農(nóng)戶思鄉(xiāng)愛鄉(xiāng)的積極情感;另一方面,要推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展,提高農(nóng)村公共教育、醫(yī)療、文化和人才等資源配備條件,通過“留住人”避免出現(xiàn)有能力出錢或出力參與村域環(huán)境治理卻未參與的農(nóng)戶群體。