非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的影響研究

鞠海琴,張紅霄,陳 甲,吉 星

(南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,江蘇 南京 210037)

農(nóng)村生活污水問題作為當前人居環(huán)境整治中最突出的短板阻礙著治理目標的實現(xiàn)[1]。根據(jù)對中國22省396村的調(diào)研結(jié)果發(fā)現(xiàn),農(nóng)村生活污水難以治理的根源在于農(nóng)戶參與治理的積極性不高,農(nóng)戶隨意分散的排放行為加大了污水源頭治理的困難[2]。如何提升農(nóng)戶污水治理參與的熱情,引導(dǎo)規(guī)范農(nóng)戶的排污行為已成為農(nóng)村人居環(huán)境治理中迫在眉睫的問題。

當前學(xué)界對于農(nóng)戶環(huán)境治理參與行為影響因素的探討主要包括:外部環(huán)境因素,如經(jīng)濟激勵、政策約束以及非正式制度均會對農(nóng)戶環(huán)境治理參與行為產(chǎn)生一定影響[3-5]。內(nèi)部因素影響,如農(nóng)戶稟賦特征、風(fēng)險偏好、環(huán)境認知以及非農(nóng)就業(yè)特征也會對農(nóng)戶環(huán)境治理參與行為產(chǎn)生顯著影響[6-9]。隨著城鎮(zhèn)化程度的不斷加深,農(nóng)村人口向城市聚集的趨勢還在繼續(xù),同時農(nóng)村第三產(chǎn)業(yè)的興起也為村莊勞動力提供了大量的本地就業(yè)機會。非農(nóng)就業(yè)所帶來的農(nóng)戶職業(yè)類型或就業(yè)區(qū)域的持續(xù)性轉(zhuǎn)變不但改變了農(nóng)戶家庭的資源配置,還不可避免地影響到農(nóng)戶的環(huán)境治理參與[10]。因此,從非農(nóng)就業(yè)角度切入探究農(nóng)戶污水排放行為對于積極提升農(nóng)戶的污水治理參與具有一定現(xiàn)實意義。

有學(xué)者認為非農(nóng)就業(yè)帶來的收入效應(yīng)可以促進農(nóng)戶環(huán)境治理方面的資金投入,進而提升其環(huán)境治理參與[11]。對于有非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷的農(nóng)戶而言,城市的工作和生活有助于培養(yǎng)農(nóng)戶的環(huán)境素養(yǎng),顯著提升其環(huán)境認知水平。環(huán)境認知水平較高的農(nóng)戶,其參與環(huán)境治理的積極性也相對較高[9, 12]。但也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力人口的大量流出不僅降低了農(nóng)戶的村莊歸屬感,還帶來了農(nóng)村空心化問題。而村莊的環(huán)境治理屬于公共事務(wù),環(huán)境治理目標的實現(xiàn)離不開農(nóng)戶的共同參與,長時間的外出務(wù)工削弱了農(nóng)戶與村莊間的聯(lián)系,從而弱化農(nóng)戶參與環(huán)境治理的動力[13-15]。

另外,非農(nóng)就業(yè)所引起的家庭從業(yè)結(jié)構(gòu)的變化使得農(nóng)戶在資本稟賦上的表現(xiàn)產(chǎn)生了明顯的異質(zhì)性。資本稟賦是指農(nóng)戶所擁有的能夠直接影響其行為決策的資源與能力,現(xiàn)有研究主要從人力資本、社會資本、金融資本與物質(zhì)資本4個維度進行討論[16-18]。資本稟賦的異質(zhì)性使得不同農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境的需求產(chǎn)生分化,因此環(huán)境治理行動無法達成一致[19]。事實上,農(nóng)戶作為行為主體在進行決策時往往會面臨資本稟賦的約束。這意味著農(nóng)戶可能會因為稟賦要素的不足而選擇放棄參與環(huán)境治理[20-23]。

本研究基于江蘇省農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù),以資本稟賦作為中介變量,通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型驗證各維度的資本稟賦在非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)戶污水排放行為中的中介效應(yīng)。從資本稟賦視角揭示了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的影響,為理解農(nóng)戶污水排放方式的選擇,推進農(nóng)村污水治理提供理論依據(jù)。

1 研究假說

1.1 非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的直接影響

基于非農(nóng)就業(yè)背景下污水排放主體的差異,非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的直接影響主要從本地就業(yè)與外地就業(yè)兩方面展開分析。①如果家庭成員主要通過本地就業(yè)滿足生計的需要,那么該農(nóng)戶家庭的污水排放主體主要為本地就業(yè)的農(nóng)戶,污水排放的行為決策也將受到本地非農(nóng)就業(yè)的影響。本地就業(yè)的影響一般表現(xiàn)為非農(nóng)收入的增加對污水治理參與的正向影響,并且相對于外出就業(yè)的農(nóng)戶,本地就業(yè)的農(nóng)戶更注重村莊內(nèi)部的聲譽、面子維護,面對村莊的污水治理行動一般更愿意參與其中,從而有利于其污水排放行為的采納[24]。②如果農(nóng)戶家庭成員大多選擇外地就業(yè)改善家庭生計,那么留在家鄉(xiāng)的家庭成員則成為污水排放的主體。盡管留鄉(xiāng)的農(nóng)戶未參與非農(nóng)就業(yè),但是這些農(nóng)戶家庭的資源配置在非農(nóng)就業(yè)的影響之下會得到極大的提升,進而積極作用于留鄉(xiāng)農(nóng)戶的污水排放行為。同時,隨著家庭外出就業(yè)人數(shù)的增加,留鄉(xiāng)農(nóng)戶在日常生活中會通過提高自身與外出就業(yè)農(nóng)戶的溝通交流頻率,學(xué)習(xí)吸收污水治理的知識及理念從而積極采納污水治理行為?；诖?提出第1個研究假說:非農(nóng)就業(yè)會顯著正向影響農(nóng)戶污水治理行為的采納(H1)。

1.2 非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的間接影響

非農(nóng)就業(yè)可能會通過影響農(nóng)戶的資本稟賦間接地影響農(nóng)戶的污水排放行為。外出務(wù)工改變了農(nóng)戶的生活環(huán)境以及生計方式,在一定程度上會對農(nóng)戶的資本稟賦產(chǎn)生影響[25]。農(nóng)戶作為村莊污水治理需求與采納的微觀主體,其行為決策往往受到家庭資本稟賦的影響。因此在分析農(nóng)戶污水排放行為時,除了從非農(nóng)就業(yè)角度進行分析,還可將資本稟賦納入分析框架進行探究。

1)非農(nóng)就業(yè)可以通過增強人力資本來影響農(nóng)戶的污水排放行為。外出務(wù)工可以培養(yǎng)農(nóng)戶文化素質(zhì)以及工作技能,農(nóng)戶通過這種地域間的遷移可以突破原有受教育水平的限制顯著提升其人力資本[26]。當農(nóng)戶實現(xiàn)了一定的人力資本積累后,外出務(wù)工期間所獲取的環(huán)保知識理念以及城市中培養(yǎng)的生活習(xí)慣均會對農(nóng)戶返鄉(xiāng)后的污水治理行為產(chǎn)生影響。農(nóng)戶外出務(wù)工期間掌握的知識技能越多,就越有能力參與村莊污水的治理。因此,人力資本的提升則會正向促進農(nóng)戶污水治理行為的采納?；诖?提出第2個研究假說: 非農(nóng)就業(yè)可以通過增強人力資本來間接影響農(nóng)戶污水治理行為的采納(H2)。

2)非農(nóng)就業(yè)可以通過強化社會資本來影響農(nóng)戶的污水排放行為。非農(nóng)就業(yè)對社會資本的影響主要表現(xiàn)為農(nóng)戶社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的進一步擴大。隨著勞動力的大量流出,由地緣、血緣關(guān)系構(gòu)建的傳統(tǒng)社會網(wǎng)絡(luò)格局被打破,在外出務(wù)工期間依托業(yè)緣、友緣關(guān)系的現(xiàn)代社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)被重新構(gòu)建[27]。廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)在促進農(nóng)戶參與村莊環(huán)境治理中起重要作用,具體表現(xiàn)為農(nóng)戶為維護其在村莊中的地位或聲譽往往選擇更為環(huán)保的污水排放方式。當農(nóng)戶的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越強時,污水治理行為的采納程度也就越高[28]。此外,由于污水治理屬于村莊的公共事務(wù),污水治理的成效離不開全體村莊成員的積極參與。而農(nóng)戶在外出就業(yè)過程中社會參與的提升,不僅可以彌補原有農(nóng)村社會網(wǎng)絡(luò)背景下公眾參與環(huán)境治理的內(nèi)部動力不足,有助于農(nóng)戶更加關(guān)注群體的利益,還能增強群體間的合作交流以此推進村莊污水治理。因此,社會資本的提升會正向促進農(nóng)戶污水治理行為的采納?；诖?提出第3個研究假說:非農(nóng)就業(yè)可以通過促進社會資本的積累來間接影響農(nóng)戶污水治理行為的采納(H3)。

3)非農(nóng)就業(yè)可以通過提升金融資本來影響農(nóng)戶的污水排放行為。農(nóng)戶出于生計的需要選擇外出務(wù)工提升家庭的經(jīng)濟實力。伴隨著非農(nóng)收入的增加,農(nóng)戶的金融資本相應(yīng)增強。金融資本存量較高的家庭往往擁有足夠的資金參與村莊的環(huán)境治理,并且這些家庭為了維護自身聲譽會更愿意參與污水治理以此提升在村中的影響力[28]。因此,豐富的金融資本能正向促進農(nóng)戶污水治理行為的采納。基于此,提出第4個研究假說:非農(nóng)就業(yè)可以通過豐富金融資本來間接影響農(nóng)戶污水治理行為的采納(H4)。

4)非農(nóng)就業(yè)可以通過增強物質(zhì)資本來影響農(nóng)戶的污水排放行為。農(nóng)戶通過非農(nóng)就業(yè)的收入效應(yīng)滿足其生存需求后,出于對美好生活的向往會努力改善其生活條件,提升物質(zhì)資本水平,主要表現(xiàn)為住房條件的改善、基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)以及物資設(shè)備的購置[17]。由于生活污水的有序排放更有助于人居環(huán)境的改善,物質(zhì)資本存量較高的農(nóng)戶為獲取更好的生活環(huán)境一般會更關(guān)注污水治理,也更愿意購置安裝污水治理所需的設(shè)備。因此,物質(zhì)資本可以正向促進農(nóng)戶污水治理行為的采納?；诖?提出第5個研究假說:非農(nóng)就業(yè)可以通過強化物質(zhì)資本來間接影響農(nóng)戶污水治理行為的采納(H5)。

2 研究數(shù)據(jù)與模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

所用數(shù)據(jù)來自南京農(nóng)業(yè)大學(xué)2020年在江蘇省13個地級市展開的中國土地經(jīng)濟調(diào)查(CLES)。江蘇省地處長江、淮河流域下游,水資源豐富,農(nóng)村人均污水排放量較高,生活污水排放問題較為突出。為全面推進農(nóng)村污水治理工作,截至2021年底,全省1.54萬個行政村已有1.28萬個開展了治理,治理區(qū)域覆蓋近400萬戶農(nóng)戶,農(nóng)村生活污水治理率達37%,治理水平位居全國前列,但治理成效仍需進一步提升。此外,江蘇省勞動力資源豐富且非農(nóng)就業(yè)機會較多,因而農(nóng)村人口流動性較大,選擇江蘇省作為樣本省份具有一定典型性以及區(qū)域代表性。為保障數(shù)據(jù)的有效性及可靠性,該數(shù)據(jù)庫采用分層隨機抽樣方法。樣本內(nèi)容中的家庭基本信息、資產(chǎn)生計情況、家庭開支情況能為本研究提供有力的數(shù)據(jù)支撐。通過剔除樣本中的異常值和缺失值,最終得到2 330份有效調(diào)查數(shù)據(jù)。

2.2 變量選取

2.2.1 因變量

因變量為農(nóng)戶生活污水治理行為的采納程度。CLES的問卷中設(shè)置了“您家的生活污水是怎么排放的”這一問題,若農(nóng)戶選擇隨意排放至室外及露天溝渠賦值為0,選擇排放至下水道賦值為1,選擇用專門的污水收集桶收集賦值為2。從0到2意味著從低等級到高等級的排序,代表了農(nóng)戶生活污水治理行為的采納程度由低到高。

2.2.2 自變量

選取家庭非農(nóng)就業(yè)比例作為自變量,這是由于家庭是農(nóng)業(yè)微觀研究的基本單位,污水排放行為一般也是以家庭為決策單元。陳媛媛等[29]認為家庭外出務(wù)工決策主要用家庭外出務(wù)工人口數(shù)量來表示,因此,使用家庭中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)比例表示農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)的情況[30]。

2.2.3 中介變量

選擇資本稟賦作為中介變量,將農(nóng)戶資本稟賦劃分為人力資本、社會資本、金融資本和物質(zhì)資本4個維度,并選取8個指標進行度量(表1)。

表1 變量描述性統(tǒng)計

具體指標選擇如下:①人力資本一般指農(nóng)戶家庭基于勞動力質(zhì)量及數(shù)量擁有的資源情況。家庭成員的文化程度會顯著促進農(nóng)戶的環(huán)境治理參與[24]。因此,采用家庭成員平均受教育程度、勞動力人數(shù)來表征人力資本。②社會資本是指個體或家庭在日常人際交往中所積累的并能由自己或家庭支配的社會關(guān)系資源。李芬妮等[22]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶家庭較高比例的人情支出或家中有人擔任村干部意味著該家庭具有較強的社會網(wǎng)絡(luò)資源,在環(huán)境治理過程中更易理解環(huán)境治理政策,參與環(huán)境治理的意愿也較為強烈。因此,采用人情往來支出占比、政治身份來表征社會資本。③金融資本是指家庭年收入以及家庭融資能力。伴隨著家庭年收入的提升,農(nóng)戶的環(huán)境支付能力以及抵御風(fēng)險的能力相應(yīng)增加,有利于農(nóng)戶參與村莊的環(huán)境治理[17]。因此,采用家庭收入、2019年末家庭存款總額來表征金融資本。④物質(zhì)資本是指農(nóng)戶實施環(huán)境治理行為需具備的環(huán)境治理設(shè)備,以此提升環(huán)境治理成效與便利。例如,水利基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)可以顯著提升農(nóng)戶參與,有序高效地推進農(nóng)村環(huán)境治理工作[31]。因此,采用廁所類型、住房條件來表征物質(zhì)資本。

借鑒相關(guān)研究[25],使用熵值法對上述指標賦予權(quán)重,再通過加權(quán)平均法確定農(nóng)戶各維度資本稟賦的綜合值,從而反映農(nóng)戶各維度資本稟賦的擁有水平。從農(nóng)戶資本稟賦各維度水平來看,農(nóng)戶所擁有的人力資本、社會資本、金融資本和物質(zhì)資本的均值分別為0.135、0.121、0.141、0.144。其中,金融資本和物質(zhì)資本的標準差較大,為0.161,說明農(nóng)戶之間擁有的金融資本和物質(zhì)資本差距相對較大。結(jié)果表明樣本農(nóng)戶各維度資本稟賦的測量值排序為物質(zhì)資本>金融資本>人力資本>社會資本。

2.2.4 控制變量

考慮到其他因素也會干擾到農(nóng)戶生活污水排放行為,本研究控制農(nóng)戶的家庭特征、環(huán)境感知、政策了解程度、政府宣傳、獎懲措施等方面的因素。農(nóng)戶家庭中女性成員占比較高意味著家庭事務(wù)由女性決策的概率較大[15]。在生活污水治理過程中,女性往往比男性更關(guān)注污水排放,對于生活污水排放產(chǎn)生的污染問題也更為關(guān)心。當農(nóng)戶感知到生活范圍內(nèi)可能出現(xiàn)一定的環(huán)境污染問題,而參與環(huán)境治理可以減少污染時,農(nóng)戶會更愿意進行相關(guān)的環(huán)境治理[32]。蘇淑儀等[33]利用山東省農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)探究農(nóng)戶污水治理參與意愿的影響因素,結(jié)果表明農(nóng)戶對于污水治理政策的了解程度以及政府是否宣傳污水處理知識均會促進農(nóng)戶污水治理的參與意愿。趙藝華等[34]基于江蘇省調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)受到獎懲政策制約的農(nóng)戶參與環(huán)境治理的概率高于未受制約的農(nóng)戶,獎懲措施也是影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與行為的重要因素之一。此外,基于江蘇省不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異性,進一步對地區(qū)虛擬變量進行控制。

2.3 描述性分析

由于江蘇省不同地區(qū)地理位置、經(jīng)濟發(fā)展水平上有一定差異,為了保證樣本數(shù)據(jù)能夠準確反映江蘇省污水治理現(xiàn)狀,同時便于討論不同區(qū)域發(fā)展水平下非農(nóng)就業(yè)對污水排放行為的影響,在進行計量分析之前,首先對樣本數(shù)據(jù)進行初步的統(tǒng)計分析(表2)。由表2可知,在蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)的樣本數(shù)量選擇上較為接近。通過不同區(qū)域的樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟水平較為發(fā)達的蘇南地區(qū)非農(nóng)化程度最高,相應(yīng)地該地區(qū)農(nóng)戶的污水處理水平也最高。相反,經(jīng)濟水平較低的蘇北地區(qū)非農(nóng)化程度最低,該地區(qū)的污水處理水平也處于偏低狀態(tài)。這在一定程度上體現(xiàn)了,非農(nóng)就業(yè)對于農(nóng)戶家庭污水排放治理行為的促進作用,從而初步驗證H1假說的影響機理。此外,結(jié)合表1與表2的統(tǒng)計結(jié)果,江蘇省不同區(qū)域的非農(nóng)化程度以及污水處理水平差異并不大,全省平均污水排放治理行為的采納率在44%左右,這一數(shù)據(jù)與江蘇省37%的治理率相差不大。因此,所選用的樣本數(shù)據(jù)可靠,考察農(nóng)戶污水排放行為也有助于提升農(nóng)戶的環(huán)境治理參與,促進污水治理成效。

表2 樣本地區(qū)分布情況

2.4 模型設(shè)定

2.4.1 基準回歸模型

Ordered Probit(簡稱“Oprobit”)模型。由于因變量為離散型排列數(shù)據(jù),選取Oprobit模型進行基準回歸的估計。為考察非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的影響,首先需要使用潛變量推導(dǎo)出極大似然估計(MLE)估計量。

(1)

(2)

假設(shè)εi～N(0,1)分布,X表示所有的解釋變量,Ф(·)表示累積分布函數(shù),p為概率函數(shù),則pi可以表示為:

p(Si=0)=Φ(C0-Xβ);

(3)

p(Si=1)=Φ(C1-Xβ)-Φ(C0-Xβ);

(4)

p(Si=2)=1-Φ(C1-Xβ)。

(5)

2.4.2 中介效應(yīng)模型

農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)程度通過影響資本稟賦(人力資本、社會資本、金融資本和物質(zhì)資本)進而影響農(nóng)戶生活污水治理行為的采納。為檢驗資本稟賦的中介效應(yīng),參考溫忠麟等[35]的中介效應(yīng)檢驗方法,建立以下中介效應(yīng)模型:

Si=β0+β1Mi+αZi+ε1;

(6)

(7)

(8)

3 結(jié)果與分析

3.1 非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的影響分析

家庭非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)戶生活污水排放行為的影響見表3。表3中,模型(1)為不加入控制變量的回歸估計;模型(2)為加入部分控制變量的回歸估計;模型(3)為加入全部控制變量的回歸估計。模型(4)分析了非農(nóng)就業(yè)每增加1個單位,發(fā)生隨意排放行為的概率變化情況;模型(5)分析了非農(nóng)就業(yè)每增加1個單位,從隨意排放行為到排放至下水道的概率變化情況;模型(6)分析了非農(nóng)就業(yè)每增加1個單位,從排放至下水道到使用污水收集桶收集的概率變化情況。

表3 非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的回歸結(jié)果

1)家庭非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)戶的生活污水排放行為產(chǎn)生正向影響,在5%的顯著性水平上顯著,H1假說得到證實。主要原因體現(xiàn)在以下兩個方面:一方面,當家庭中非農(nóng)就業(yè)人數(shù)不斷增加時,農(nóng)戶的物質(zhì)水平以及生活條件都會有一定程度的提升,對村莊環(huán)境的需求日益凸顯。伴隨著農(nóng)戶不斷提升的生態(tài)環(huán)境需求,農(nóng)戶對于村莊水環(huán)境越來越關(guān)注,參與污水治理的積極性也越來越高。另一方面,外出務(wù)工的經(jīng)歷對農(nóng)戶參與村莊污水治理起重要作用。城市的工作與生活更有助于農(nóng)戶排污行為習(xí)慣的培養(yǎng),以及環(huán)境素養(yǎng)的提升。在環(huán)境認知顯著提升后,農(nóng)戶在回村后采納污水治理行為的可能性就越大。

2)在控制變量中,政策了解度以及政府宣傳會對農(nóng)戶污水治理行為的采納產(chǎn)生正向影響。農(nóng)戶在理解相關(guān)的環(huán)境保護政策后參與污水治理的可能性也會相應(yīng)提升。政府部門大力宣傳人居環(huán)境整治政策,這有利于農(nóng)戶理解環(huán)境保護的重要性,進而促使其污水治理行為的采納。

3)由于Oprobit模型的回歸結(jié)果并不直觀,因此有必要進一步分析非農(nóng)就業(yè)對于農(nóng)戶污水排放行為的邊際效應(yīng)。由表3中的模型(4)—(6)可知,當家庭非農(nóng)就業(yè)比例每增加1%時,農(nóng)戶污水排放行為“隨意排放”的概率下降5.1%,“排放至下水道”的概率上升3.4%,“污水收集桶收集”的概率上升1.7%?？傮w而言,隨著農(nóng)戶家庭非農(nóng)化程度的提高,農(nóng)戶采納污水排放的行為比例越來越高,隨意排放的情況越來越少。

3.2 內(nèi)生性討論

考慮到遺漏變量可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問題,利用條件混合過程估計法(CMP方法)進行進一步檢驗。一些難以衡量的遺漏變量,例如受訪者的心理因素、生活習(xí)慣或者主觀就業(yè)偏好,都有可能對農(nóng)戶的就業(yè)選擇以及污水排放行為產(chǎn)生影響,進而產(chǎn)生遺漏變量問題。解決內(nèi)生性問題通常需要選取一個合適的工具變量,本研究選取“村莊非農(nóng)就業(yè)比例”作為工具變量。一方面,村莊外出務(wù)工人數(shù)的增加有助于加強村莊與外界之間的聯(lián)系,為其他農(nóng)戶提供外出打工的機會。同時伴隨村莊非農(nóng)就業(yè)比例的提升這種外出打工的氛圍還會影響其他農(nóng)戶外出的選擇。另一方面,村級層面外出務(wù)工的比例并不會直接影響農(nóng)戶家庭的排污行為,故滿足工具變量外生性的要求。

首先使用CMP方法對Oprobit模型進行回歸,得到的回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果基本一致。此外,在確定工具變量后運用CMP方法對變法后的模型IV-Oprobit模型進行兩階段估計。非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的回歸分析見表4。

表4 非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的回歸結(jié)果

由表4可知,第1階段回歸結(jié)果表明村莊非農(nóng)就業(yè)比例對家庭非農(nóng)就業(yè)比例在1%的統(tǒng)計水平上顯著正相關(guān),工具變量與內(nèi)生變量之間具有一定的相關(guān)性。內(nèi)生性檢驗參數(shù)atanhrho_12在1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明家庭非農(nóng)就業(yè)比例為內(nèi)生解釋變量,即同樣使用CMP方法的前提下IV-Oprobit模型的結(jié)果要優(yōu)于Oprobit模型的結(jié)果。與基準回歸的結(jié)果相比,運用CMP方法的IV-Oprobit模型回歸結(jié)果更加顯著并且相關(guān)系數(shù)的絕對值也相對增加,進一步說明該工具變量能夠有效解決內(nèi)生性問題并且再次驗證了基準回歸結(jié)論的可靠性。

3.3 資本稟賦的中介效應(yīng)分析

為檢驗資本稟賦的中介效應(yīng),分別采用逐步回歸法以及CMP方法進行中介效應(yīng)檢驗(表5)。表5中模型(7)(9)(11)(13)對應(yīng)公式(7),為非農(nóng)就業(yè)對中介變量的回歸結(jié)果;模型(8)(10)(12)(14)分別對應(yīng)公式(8),為加入中介變量后非農(nóng)就業(yè)對污水排放行為的影響結(jié)果。資本稟賦確實在非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)戶污水排放行為中起關(guān)鍵中介作用。具體分析如下:①從模型(7)(8)看出非農(nóng)就業(yè)對人力資本具有顯著的正向影響,在控制了非農(nóng)就業(yè)的直接影響后,人力資本對農(nóng)戶污水治理行為的采納具有顯著的正向影響。這說明了隨著非農(nóng)就業(yè)比例的提升,農(nóng)戶的人力資本相應(yīng)增強,從而導(dǎo)致其參與污水治理的積極性也顯著提升,H2假說得到驗證。②由模型(9)(10)可知非農(nóng)就業(yè)對社會資本具有顯著的正向影響,在控制了非農(nóng)就業(yè)的直接影響后,社會資本對農(nóng)戶污水治理行為的采納具有顯著的正向影響。這說明了隨著非農(nóng)就業(yè)人數(shù)的增加,農(nóng)戶為獲取更好的資源可能會通過擴大社會網(wǎng)絡(luò)的范圍,提升人際溝通頻率,進而實現(xiàn)社會資本的積累。社會資本較高的農(nóng)戶更容易獲取環(huán)境保護方面的信息,進而對污水治理的關(guān)注度就越高,也就越有可能采納污水治理行為,H3假說得到驗證。③模型(11)(12)的回歸結(jié)果顯示非農(nóng)就業(yè)對金融資本具有顯著的正向影響,在控制了非農(nóng)就業(yè)的直接影響后,金融資本對農(nóng)戶污水治理行為的采納具有顯著的正向影響。這說明了隨著非農(nóng)收入的增加,農(nóng)戶的金融資本顯著提升。在實施污水治理時農(nóng)戶更有經(jīng)濟能力承擔治理所需的成本,也更容易采納污水治理行為,H4假說得到驗證。④從模型(13)(14)看出非農(nóng)就業(yè)對物質(zhì)資本具有顯著的正向影響,在控制了非農(nóng)就業(yè)的直接影響后,物質(zhì)資本對農(nóng)戶污水治理行為的采納具有顯著的正向影響。這說明了隨著家庭非農(nóng)化程度的提高,農(nóng)戶更愿意通過購置污水治理相關(guān)的設(shè)備進而采納污水治理行為,以此滿足其生態(tài)環(huán)境方面的需求,H5假說得到驗證。

表5 資本稟賦的中介效應(yīng)

3.4 穩(wěn)健性檢驗

雖然使用CMP方法緩解了內(nèi)生性問題,但考慮到回歸中仍然可能存在測量誤差等問題,為了驗證回歸結(jié)果的可靠性,本研究采取以下兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗,結(jié)果見表6。

表6 穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果

①更換估計模型,除了Oprobit模型還運用了Probit模型研究非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的影響,將污水排放行為中的“排放至下水道”和“污水收集桶收集”兩個選項合并起來,與“隨意排放”組成兩分類變量,并利用模型(15)驗證回歸結(jié)果的穩(wěn)健。②替換自變量,建立模型(16)用“家庭非農(nóng)收入占比”替換“家庭非農(nóng)就業(yè)比例”?，F(xiàn)實中農(nóng)戶由于非農(nóng)就業(yè)的不穩(wěn)定性會出現(xiàn)兼業(yè)的情況,此時受訪農(nóng)戶在填寫問卷時會因為理解的偏差存在一定的主觀性。因此在問卷獲取中以人數(shù)作為衡量指標可能會產(chǎn)生一定的誤差。使用“家庭非農(nóng)收入占比”進行替換不僅可以衡量家庭非農(nóng)就業(yè)的程度,還有助于解決上述測量誤差的產(chǎn)生,以此保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性。表6中的估計結(jié)果再次驗證了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)戶生活污水排放行為的影響作用是顯著的,作用方向與基準回歸結(jié)果一致。這充分說明了實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

4 結(jié) 論

1)總體而言,在考慮到可能的內(nèi)生性問題后,家庭非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)戶污水排放行為促進作用較為明顯。通過邊際效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn),當農(nóng)戶家庭非農(nóng)就業(yè)比例每提升1%時,農(nóng)戶選擇將生活污水排放至下水道的概率上升3.4%。

2)非農(nóng)就業(yè)會通過人力資本、社會資本、金融資本以及物質(zhì)資本間接影響農(nóng)戶的污水排放行為。基于熵值法的測量結(jié)果顯示,樣本農(nóng)戶各維度資本稟賦的測量值排序為物質(zhì)資本>金融資本>人力資本>社會資本,整體而言各維度的資本稟賦水平相差不大。中介效應(yīng)模型回歸結(jié)果顯示各維度資本稟賦的中介作用并無較大差異,對農(nóng)戶污水排放行為的間接影響具有一致性。在非農(nóng)就業(yè)背景下,農(nóng)戶家庭的資本稟賦水平越高,對于污水治理重要性的認知以及生態(tài)環(huán)境方面的需求就越強,在一定程度上可促進農(nóng)戶積極采納污水治理行為。