城中村居民參與生態(tài)修復(fù)的意愿研究
——基于廣州的調(diào)查數(shù)據(jù)分析

◎ 吳興華

一、引言

城中村是指伴隨城市郊區(qū)化、產(chǎn)業(yè)分散化以及鄉(xiāng)村城市化的迅猛發(fā)展，為城建用地所包圍或納入城建用地范圍的原有農(nóng)村聚落，是鄉(xiāng)村向城市轉(zhuǎn)型不完全、具有明顯城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的地域?qū)嶓w①（閆小培，魏立華，周銳波，2004）。廣州的城中村在中國有著很強的典型性，全市共有304個城中村，面積約716平方公里，占全市面積的10%以上，居住著約600萬人，而其中約500萬為外來人員②（孫林，2016）。城中村快速發(fā)展雖然極大促進了社會經(jīng)濟發(fā)展，但負面效果日益顯現(xiàn)，尤為突出的就是自然生態(tài)系統(tǒng)破壞嚴重，大量的工業(yè)和生活污染物破壞了城中村生態(tài)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)和平衡。黨的十八大對人與自然社會的和諧相處有了更深的認識，明確提出建設(shè)生態(tài)文明，這是關(guān)系人民福祉、關(guān)乎民族未來的長遠大計，生態(tài)修復(fù)的理念逐步得到理論和實踐的認可。2017年3月6日住建部印發(fā)了《關(guān)于加強生態(tài)修復(fù)城市修補工作的指導(dǎo)意見》，提出從2017年到2020年開展生態(tài)修復(fù)、城市修補（即“城市雙修”）目標任務(wù)，鼓勵公眾參與城市雙修。因而，進行城中村生態(tài)修復(fù)的研究與實踐恰逢其時，具有現(xiàn)實的意義。

二、文獻綜述與研究假說

“生態(tài)修復(fù)”一詞首先由日本學(xué)者提出。生態(tài)修復(fù)主要指對那些在自然突變和人類活動影響下受到破壞的自然生態(tài)系統(tǒng)的恢復(fù)與重建工作，對受損的生態(tài)系統(tǒng)停止人為干擾，減輕負荷壓力，依靠生態(tài)系統(tǒng)的自我調(diào)節(jié)能力與自組織能力，使其向有序的方向演化，或者利用生態(tài)系統(tǒng)的自我恢復(fù)能力，輔以人工措施，使遭到破壞的生態(tài)系統(tǒng)逐步恢復(fù)或使生態(tài)系統(tǒng)向良性循環(huán)方向發(fā)展③（李永紅，2010）。

生態(tài)修復(fù)理念遠非種植綠化或防止水土流失這類簡單內(nèi)容，而是輔以人工措施加速自然演化進程，使受損的自然生態(tài)系統(tǒng)得以恢復(fù)，讓生態(tài)、經(jīng)濟、社會復(fù)合系統(tǒng)得以良性循環(huán)。因此，城中村生態(tài)修復(fù)就是要將受損的生態(tài)系統(tǒng)加以恢復(fù)或修補改造。針對城中村生態(tài)環(huán)境破壞與修復(fù)中出現(xiàn)的問題，理論和實踐中已經(jīng)有較為全面深入的研究，在宏觀層面，研究者（焦居仁，2003；張新時，2010；王如松， 歐陽志云，2012等）主要從生態(tài)修復(fù)對促進生態(tài)文明和生態(tài)可持續(xù)發(fā)展的角度分析其內(nèi)在邏輯；在中觀層面，研究者（王治國，2003；李洪遠，2005；李明傳，2007；呂永鵬，2010等）則分別探討了政府、非政府組織等不同類型的社會組織在其中的角色與功能；在微觀層面，研究者（周啟星，魏樹和，2006；邢祥娟，2008；鄧小芳，2015等）主要探討了不同參與主體在生態(tài)修復(fù)活動中的行為與角色、生態(tài)修復(fù)的技術(shù)手段與方法等。

反思以上既有研究，學(xué)者們在生態(tài)修復(fù)的宏觀中觀和微觀等方面都進行了細致且卓有成效的研究，但相比之下，他們對城中村最基本的主體——居民的關(guān)注并不充分，居民更多的是作為參與性主體被動地納入分析范疇中。無視或忽視居民的主體地位，城中村生態(tài)修復(fù)就難以真正取得成效。推動城中村生態(tài)修復(fù)的發(fā)展，必須高度重視居民這一重要的主體，研究居民參與城中村生態(tài)修復(fù)的意愿及其影響因素。而這正是本文的目的。

居民參與生態(tài)修復(fù)是“公民參與”的一個具體研究領(lǐng)域。狹義的公民參與主要指公民參與政府決策制定和公共治理的制度性參與行為④（郭小聰，代凱，2014）。黨的十七大提出要依法保證全體社會成員平等參與，要健全公眾參與的社會管理格局，健全基層社會管理體制。一些學(xué)者對公民參與理論也有著深入的研究，主流和傳統(tǒng)的公民參與主要是從政府主導(dǎo)性視角“自上而下”分析，主要關(guān)注參與議題、參與者、參與程序和參與機制等四個關(guān)鍵元素⑤（郭小聰，代凱，2014）。但對于這些“原子化狀態(tài)”的“沉默公民”，公民參與為什么會產(chǎn)生？公民參與的意愿是什么？影響公民參與的個體心理因素有哪些？這些從微觀層面“自下而上”分析影響公民參與的研究則相對較少。

研究公民是否有參與意愿的原因，就是探究公民參與的內(nèi)在動力機制和外在實現(xiàn)條件，減少參與失靈，這主要有社會經(jīng)濟地位模型和理性選擇模型。公民參與意愿的動力來自于內(nèi)外部激勵，外部激勵不是為了展現(xiàn)自身，而是為了追求外部的目標而參與。內(nèi)部激勵是為了滿足自身一定程度的愉悅或挑戰(zhàn)而參與。社會經(jīng)濟地位模型認為內(nèi)外部激勵因素的發(fā)揮取決于特定社會經(jīng)濟地位，該模型由Verba et al.（1972）等人提出，他認為公民參與與其社會經(jīng)濟地位之間有著正相關(guān)關(guān)系。公民的受教育程度、收入、職業(yè)地位、家庭背景等因素衡量其社會經(jīng)濟地位并測量這些因素對公民個體參與意愿的影響。理性選擇模型以個人的行為動機作為切入點來考察公民個體的政治參與，即當(dāng)公民個人參與政治行為的收益大于其所支付的成本時，他才會有積極性參與政治活動，代表性的就是舒爾茨所述的“理性小農(nóng)”觀點。它在一定程度上解釋了公民個體政治參與意愿并對社會經(jīng)濟地位模型進行了補充，并在很大程度上與集體行為有本質(zhì)的區(qū)別。

上述兩個模型在公民參與的研究中起了重要作用，但都側(cè)重于從個體的角度來解析其參與意愿，前者側(cè)重于探索個體的社會經(jīng)濟地位對其參與意愿的影響，而后者側(cè)重分析個體的理性算計對其參與意愿的影響，它們都忽視了環(huán)境約束對公民參與意愿的影響。反觀之，迪爾凱姆認為個體參與意愿受社會環(huán)境約束，帕森斯宏提出了大社會行動理論和社會交換理論的觀點，本研究嘗試將個體的主觀感知與社會客觀環(huán)境約束結(jié)合起來探討影響居民參與生態(tài)修復(fù)意愿的因素。

社會化理論認為個體在學(xué)習(xí)社會規(guī)范、內(nèi)化社會價值的過程，就是其由生物人向社會人轉(zhuǎn)化的過程，個體一旦將社會規(guī)范與價值內(nèi)化為自身的感知，其在行為活動中就會自覺地遵循這些規(guī)范與價值。對于居民參與生態(tài)修復(fù)活動而言，其參與意愿首先受到自身的感知結(jié)構(gòu)的影響，即當(dāng)其所接受的規(guī)范與價值鼓勵他進行公民參與時，其參與生態(tài)修復(fù)的意愿才更強烈。據(jù)此，本文提出研究假說1：

H1：居民的個體感知影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿，即個體感知環(huán)境越差，參與生態(tài)修復(fù)的意愿就越強。

對于個體感知概念的具體操作化，本研究認為居民是否愿意參與以及參與程度，首先來自于其對目前生態(tài)環(huán)境的滿意狀況，只有當(dāng)其不滿意時，才會產(chǎn)生參與修復(fù)的意愿，在修復(fù)活動中，才會感知此修復(fù)活動的作用大小以及此活動的發(fā)起者是來自于何方。據(jù)此，本研究設(shè)置以下三個二級變量，即：是否滿意本村目前的生態(tài)環(huán)境狀態(tài)（x1）；是否滿意本村目前的生態(tài)環(huán)境修復(fù)活動（x2）；是否愿意參與生態(tài)環(huán)境修復(fù)活動的動力來自于上級命令（x3）。

哈貝馬斯（2001）認為，某一具體環(huán)境狀況也是某個特殊時空點存續(xù)著的知識和人生體驗，人們的判斷、態(tài)度嵌入該場景中并隨著場景的變化而變化。這些場景即布迪厄所說的“場域”維度，它約束身處其中的個體的偏好與選擇。狄金華（2013）提出環(huán)境約束作為一個結(jié)構(gòu)性力量對參與者的意愿產(chǎn)生影響。結(jié)合本研究而言，上述研究也適合居民對生態(tài)修復(fù)活動的參與意愿的決定，居民所處某一具體環(huán)境約束會影響其參與生態(tài)修復(fù)活動的意愿。據(jù)此，本文提出研究假說2：

H2：居民所處環(huán)境約束狀況影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿。

對于個體所處環(huán)境約束狀況概念的具體操作化，本研究認為居民所處環(huán)境約束狀況對生態(tài)修復(fù)的參與意愿，主要來自于城中村的經(jīng)濟發(fā)展狀況、本人收入狀況、人口構(gòu)成狀況和環(huán)保主體狀況。據(jù)此，本研究設(shè)置以下四個二級變量，即：您村的經(jīng)濟發(fā)展是否主要來自于工業(yè)生產(chǎn)（x4）；您村外來人口是否多于本地人口（x5）；您村村民的收入是否主要來自于房租收入（x6）；您認為政府行政機構(gòu)是否是您村環(huán)境保護工作的主體（x7）。它們與參與意愿之間的預(yù)期假設(shè)關(guān)系如表1所示。

另外，本研究中涉及居民的性別、年齡、學(xué)歷、居民角色四個人口學(xué)特征變量，這些變量都可能對居民參與生態(tài)修復(fù)的意愿產(chǎn)生影響，但并非本文關(guān)注的重點，故將這些變量設(shè)定為控制變量。

三、數(shù)據(jù)來源及變量描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究選擇了廣州市委組織部“羊城村官上大學(xué)”項目班學(xué)員作為問卷調(diào)查對象，問卷調(diào)查對象覆蓋廣州市白云區(qū)、黃埔區(qū)、番禺區(qū)、花都區(qū)、南沙區(qū)、增城區(qū)、從化區(qū)等七區(qū)各城中村、農(nóng)村及村改制后的社區(qū)。本研究主要負責(zé)人首先將問卷錄入問卷星網(wǎng)上平臺，在給他們課堂面授期間，要求學(xué)員以手機掃描二維碼，輸入自己的學(xué)號和姓名以實名進行問卷作答。本研究共獲得問卷1642份，問卷中變量的含義、賦值及描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表1所示。

（二）樣本特征

在表2中，居民的性別有比較明顯的差異，男性占66.02%，明顯高于女性33.98%，這或許是因為調(diào)查對象主要是村官班成員（47.01%），在基層行政機構(gòu)中，女性還是居于劣勢地位；從文化程度看，高中及以下學(xué)歷的居民占63.64%，說明城中村居民整體文化程度還是偏低；從居民角色來看，村官群體占的比重達47.01%，接近樣本總體的一半，這與我們選取在村官班范圍調(diào)查有關(guān)，另外還有過半的問卷對象為非村官人員，以便更好地反映其他社區(qū)群體的意見。

四、模型構(gòu)建與結(jié)果分析

（一）模型構(gòu)建

本研究的因變量為城中村居民參與生態(tài)修復(fù)的意愿，分為愿意和不愿意兩種情況，它是一個典型的二分類變量，不符合一般線性回歸分析的前提假設(shè)條件和因變量的取值條件要求，因而無法直接運用一般的回歸模型進行分析。另外，本研究的自變量既有數(shù)值型變量，也有分類型變量，所以適合以二項Logit模型進行分析（夏怡凡，2009）。假定P為居民參與意愿發(fā)生的概率，取值范圍為[1，0]；P/(1-P)即為有參與意愿的概率對無參與意愿的概率之比，即機會比。將Y/(1-Y)取自然對數(shù)得到ln[P/(1-P)]，稱為對P作Logit轉(zhuǎn)換，記作LogitP，可建立回歸方程式（1）：

將方程（1）進行變形，可得到式（2）:

式（2）即Logit回歸模型，其中，β0為常數(shù)項，β1，…，βn為回歸系數(shù)，χ1，…，χn為自變量；共有n個自變量，分別表示城中村居民參與生態(tài)修復(fù)意愿的n個影響因素。

表1 變量的含義、賦值及描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

表2 樣本的基本特征描述

（二）模型估計結(jié)果

本研究運用SPSS19.0構(gòu)建4個回歸模型。前三個模型均采用二項Logit強行進入法，其中，模型一是僅包括個體特征（4個）控制變量；模型二是在模型一的基礎(chǔ)上加入個體感知（3個）變量；模型三在模型二的基礎(chǔ)上加入環(huán)境約束（4個）變量；模型四是運用逐步篩選法（向前：LR）構(gòu)建。各模型的整體檢驗結(jié)果及Logit回歸結(jié)果分別見表3和表4。

如表3所示，四個模型的p值都小于0.05，說明都具有統(tǒng)計學(xué)意義，差異顯著。從模型一到模型三，-2倍對數(shù)似然值在逐步變小，表明模型的擬合度在逐步增強。Hosmer-Lemeshow（簡稱H-L）也是一種檢驗Logit回歸模型擬合優(yōu)度指標的方法，卡方統(tǒng)計量越大越好，表示模型擬合優(yōu)度越佳。四個模型的擬合優(yōu)度可以從H-L看出，模型四的H-L介于模型二和模型三之間，卡方從模型一到模型三逐步變大（24.881），Sig.數(shù)值提高（0.061），大于0.05，表明模型三的擬合程度最佳，適合Logit分析。對于Cox&SnellR2和NagelkerkeR2參數(shù)而言，模型四的數(shù)值介于模型一和模型二之間，Cox&SnellR2和NagelkerkeR2都在逐步提升，說明模型的解釋力在一步步增強。模型四的所有檢驗結(jié)果都介于模型一和模型三之間。綜合考慮上述參數(shù)，模型三的整體擬合效果最佳，下文將就模型三的回歸結(jié)果進行分析。

表3 二項Logit回歸模型整體檢驗結(jié)果

（三）結(jié)果分析

模型三在控制了性別、年齡、學(xué)歷、角色四個變量以后，個體感知的x1、x2、x3三個自變量都通過了顯著性檢驗，對居民參加生態(tài)修復(fù)活動具有顯著負向影響，假設(shè)1獲得驗證。環(huán)境約束的x4、x5、x6、x7四個變量除x7不顯著外，其他三個變量都通過了顯著性檢驗，可見假設(shè)2基本獲得驗證。

1.個體感知

自變量x1回歸結(jié)果顯示居民對本村目前的生態(tài)環(huán)境狀態(tài)滿意程度顯著負向影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿。其Exp(B)值為0.466（e-0.763），說明當(dāng)x1以“不滿意”為參照組，其他因素不變時，認為滿意本村目前的生態(tài)環(huán)境狀態(tài)相對于不滿意本村目前的生態(tài)環(huán)境狀態(tài)，參與意愿的概率下降了46.6%。交叉表分析結(jié)果也顯示，自變量x1“不滿意”的居民中，愿意參與生態(tài)環(huán)境修復(fù)活動的人所占比例為91.90%。可見，居民越不滿意目前的生態(tài)環(huán)境狀態(tài)，其參與生態(tài)修復(fù)的意愿越高。當(dāng)城中村居民感受到生存環(huán)境的惡劣足以影響其生活時，才會有驅(qū)動力參與生態(tài)環(huán)境修復(fù)活動。在此，為何居民不是越滿意生態(tài)環(huán)境參與意愿越強烈，這或許與舒爾茨的“理性小農(nóng)”觀點吻合，他認為，農(nóng)民具有資本家一樣的經(jīng)濟理性行為意識，他們并不懶散愚昧和不思進取，相反，他們會仔細計算自己的勞動成本收益，總是企圖尋找投入成本最低，收益最大的路徑，尋求任何可能的賺錢機會，一旦有了投資機會和經(jīng)濟利益刺激，他們將會義無反顧。所以，只有當(dāng)居民深刻地感受到生活環(huán)境的壓力時，他才會投入時間和物質(zhì)資源參與其中，否則，若他認為預(yù)期回報低于投入的成本，便沒有參與的積極性。因此，我們要改善生態(tài)環(huán)境，首先還是需要有經(jīng)濟利益驅(qū)動。

表4 二項logit回歸分析結(jié)果

自變量x2回歸結(jié)果顯示居民對本村目前的生態(tài)環(huán)境修復(fù)活動滿意程度顯著負向影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿。其Exp（B）值為0.406（e-0.903），說明當(dāng)x2以“不滿意”為參照組，其他因素不變時，認為滿意本村目前的生態(tài)修復(fù)活動相對于不滿意本村目前的生態(tài)修復(fù)活動，參與意愿的概率降低了40.6%。交叉表分析結(jié)果也顯示，自變量x2“不滿意”的居民中，愿意參與生態(tài)修復(fù)的人所占比例為91.10%。可見，居民對本村目前的生態(tài)修復(fù)活動越不滿意，農(nóng)民參與生態(tài)修復(fù)的意愿越高。這再次印證舒爾茨“理性小農(nóng)”觀點。這也說明，居民的主人翁意識有待加強，培養(yǎng)起自發(fā)主動的維護環(huán)境的責(zé)任。

自變量x3回歸結(jié)果顯示居民對生態(tài)環(huán)境修復(fù)活動的動力是否來自于上級命令顯著正向影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿。其Exp（B）值為2.465（e0.902），說明當(dāng)x3以“否”為參照組，其他因素不變時，當(dāng)居民認為生態(tài)環(huán)境修復(fù)活動的動力是來自于上級命令時，參與意愿的概率上升2.465倍。交叉表分析結(jié)果也顯示，自變量x3為“是”的居民中，愿意參與生態(tài)修復(fù)的人所占比例為97.20%。可見，當(dāng)居民認為生態(tài)環(huán)境修復(fù)活動的動力來自于上級命令時，農(nóng)民參與生態(tài)修復(fù)的意愿越高。這也再次證明，我們的環(huán)境公共治理還是更多地依靠政府推動，民眾中“大政府，小社會”的思想影響還廣泛存在，民眾對政府的依賴心理短期無法消除，如果政府缺位，將會導(dǎo)致生態(tài)環(huán)境治理的“空心化”。構(gòu)建政府—市場—社會協(xié)調(diào)互動的多元共治社會治理模式還需要一個漫長的過程。

2.環(huán)境約束

自變量x4回歸結(jié)果顯示居民對本村的經(jīng)濟發(fā)展不是主要來自于工業(yè)生產(chǎn)顯著負向影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿，其Exp（B）值為0.569（e-0.564），說明當(dāng)x4以“否”為參照組，其他因素不變時，當(dāng)居民認為本村的經(jīng)濟發(fā)展是主要來自于工業(yè)生產(chǎn)時，參與意愿的概率下降了56.9%。交叉表分析結(jié)果顯示，自變量x4“否”的居民中，愿意參與生態(tài)修復(fù)的人所占比例為95.80%。可見，當(dāng)居民認為本村的經(jīng)濟發(fā)展不是主要來自于工業(yè)生產(chǎn)時，農(nóng)民參與生態(tài)修復(fù)的意愿越高。或許這也說明，城中村生態(tài)環(huán)境的破壞還是主要來自于工業(yè)污染和破壞，居民認為即使是改善了生態(tài)環(huán)境，但不從根本上改變城中村過度依賴工業(yè)生產(chǎn)的格局，污染源沒有消除，環(huán)境問題就難以得到根本改善，即使參與生態(tài)修復(fù)，也是治標不治本的辦法，而且也不符合“誰污染，誰治理”的理念，故而居民參與生態(tài)修復(fù)的意愿不高。

自變量x5回歸結(jié)果顯示居民認為外來人口多于本地人口顯著負向影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿，其Exp（B）值為0.654（e-0.424），說明當(dāng)x5以“否”為參照組，其他因素不變時，當(dāng)居民認為外來人口多于本地人口，參與意愿的概率減少了65.4%。交叉表分析結(jié)果顯示，自變量x5為“否”的居民中，愿意參與生態(tài)修復(fù)的人所占比例為96.60%。可見，當(dāng)居民認為外來人口多于本地人口時，農(nóng)民參與生態(tài)修復(fù)的意愿就越低。這或許是本地人認為當(dāng)花費巨資修復(fù)生態(tài)，而結(jié)果卻讓外來人口來坐享其成時，生態(tài)修復(fù)的意愿就降低。這一方面說明他們更多的是看到眼前利益，沒有意識到生態(tài)修復(fù)和改善會給自己帶來更大的長遠收益，另一方面也說明農(nóng)民的參與意愿還是來自于理性算計的結(jié)果，當(dāng)參與能夠帶來看得見、摸得著的實在好處時，他們才會去參與，否則不會去做費力不討好的事情。

自變量x6回歸結(jié)果顯示居民認為其收入主要來自于房租收入顯著正向影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿，其Exp（B）值為1.957（e0.672），說明當(dāng)x6以“否”為參照組，其他因素不變時，當(dāng)居民認為其收入主要來自于房租收入時，參與意愿的概率增加了1.957倍。交叉表分析結(jié)果顯示，自變量x6為“是”的居民中，愿意參與生態(tài)修復(fù)的人所占比例為96.6%。可見，當(dāng)居民認為其收入主要來自于房租收入時參與生態(tài)修復(fù)的意愿越高。這說明當(dāng)環(huán)境改善能夠帶來立竿見影的收入增加時，其參與意愿立即上升，其改善環(huán)境的意愿還是出于經(jīng)濟利益的考量，這也再次印證上面的觀點，同時從側(cè)面說明小農(nóng)意識仍然根深蒂固地存在。我們要改善生態(tài)環(huán)境，首先還是需要從改變意識出發(fā)。

對于自變量x7，回歸結(jié)果不顯著，假說未得到驗證。

五、結(jié)論與討論

本文基于廣州市七個區(qū)的“羊城村官上大學(xué)”項目班學(xué)員作為問卷調(diào)查對象，通過構(gòu)建二項logit回歸模型，從個體感知與環(huán)境約束兩個方面分析了城中村居民參與生態(tài)修復(fù)意愿的影響因素。研究結(jié)果顯示：第一，個體感知是影響城中村居民參與生態(tài)修復(fù)意愿的重要因素，農(nóng)民對目前生態(tài)環(huán)境和生態(tài)修復(fù)活動的滿意狀況以及此活動的發(fā)起者是來自于何方均顯著負向影響其參與生態(tài)修復(fù)的意愿；第二，在環(huán)境約束中，是否依賴工業(yè)生產(chǎn)、村外來人口數(shù)量顯著負向影響居民參與生態(tài)修復(fù)的意愿。房租占總收入的比重顯著正向影響居民參與生態(tài)修復(fù)的意愿。基于此，提出以下幾點政策建議：

第一，要從維護居民自身利益和生活環(huán)境的需要出發(fā)，通過利益機制引導(dǎo)居民選擇環(huán)境友好意識行為，完善城中村生態(tài)修復(fù)制度和生態(tài)補償機制。按照托克維爾所說，公民參與的目的是希望通過自己的付出，使自己獲益，在自利的過程中實現(xiàn)利他，最終使得個人利益與公共利益都得到提升。因此，要引導(dǎo)居民平衡公共需要與自我需要、眼前與長遠、自己與他人的利益觀念。

第二，要注重構(gòu)建居民與政府、企業(yè)、社會等多元主體間的互動性信息交流平臺，促進居民積極表達需求和主動獲取信息，積極創(chuàng)造居民親身實踐、直接感受生態(tài)修復(fù)所帶來的好處。

第三，逐步建立健全生態(tài)修復(fù)的居民全過程參與制度環(huán)境約束。雖然公眾在環(huán)保參與方面已有《環(huán)境保護公眾參與辦法》和《環(huán)境信息公開辦法》兩部規(guī)章，但在實踐中，如何讓居民真正實現(xiàn)從預(yù)案到末端，從過程到行為的全方位和全程參與，讓居民的意見和利益訴求盡早和多渠道表達出來，這對居民參與生態(tài)修復(fù)活動的真正落實具有重要作用。

本研究還需進一步改進。首先，模型估計可能存在內(nèi)生性問題而影響分析的準確性，如個體感知和環(huán)境約束可能影響到農(nóng)村居民的參與意愿，而農(nóng)村居民的參與意愿也有可能對個體感知和環(huán)境約束產(chǎn)生影響，從而給厘清個體感知和環(huán)境約束對居民參與意愿的影響增加了難度。對此，需運用傾向值匹配法（PSM）、工具變量法等方法弱化或消除內(nèi)生性的影響是將來研究的方向。其次，受限于截面數(shù)據(jù)，本文實際上分析的是個體感知和環(huán)境約束與居民參與意愿之間的關(guān)系，而仍未從深層次揭示出其中的因果效應(yīng)和因果機制，接下來需用縱貫數(shù)據(jù)來加以發(fā)掘探討。

二是激發(fā)多元主體參與城中村生態(tài)修復(fù)的積極性，形成持續(xù)參與的動力機制。包括有針對性地做好生態(tài)修復(fù)知識宣傳，形成生態(tài)修復(fù)的科學(xué)思維，激發(fā)參與生態(tài)修復(fù)制度創(chuàng)新動力；算好生態(tài)環(huán)境賬，比較生態(tài)惡化和生態(tài)平衡兩種情況下對各主體的直接利益和間接利益的影響，形成生態(tài)修復(fù)的經(jīng)濟理性思維，激發(fā)參與生態(tài)修復(fù)的利益驅(qū)動力；積極開展城中村生態(tài)修復(fù)實踐活動，創(chuàng)造多元主體參與的機會，形成投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)機制，既凸顯參與主體的個體價值，又讓參與主體獲得參與的利益，形成可持續(xù)的參與動機；消除不利于生態(tài)修復(fù)的資源不對稱、信息不對稱的政策環(huán)境，創(chuàng)造公平的參與生態(tài)修復(fù)的機會，降低參與成本和阻礙，激發(fā)居民的參與動機。

三是采取現(xiàn)代運作方式，提高生態(tài)修復(fù)工作的有效性。這就要開放、優(yōu)化城中村生態(tài)修復(fù)的投資環(huán)境，以市場運作的方式推進生態(tài)修復(fù)的進程。構(gòu)建市場化、多元化的生態(tài)環(huán)境建設(shè)資源的劃撥、投資、補貼、捐款、付費、補償、募集等資源獲得及運作決策，提高資源運作管理效率和效能。

注釋：

①閆小培,魏立華,周銳波.快速城市化地區(qū)城鄉(xiāng)關(guān)系協(xié)調(diào)研究：以廣州市“城中村”改造為例[J].城市規(guī)劃,2004,28(3):30-38.

②孫林.城中村的存續(xù)與再生[J].開放導(dǎo)報,2016(5)總第188期:73-76.

③李永紅,楊倩.杭州西溪濕地植物園——基于有機更新和生態(tài)修復(fù)的設(shè)計[J].中國園林,2010(7):31-35.

④郭小聰,代凱.公民參與的爭辯與經(jīng)驗研究——十五年來海外相關(guān)研究述評[J].廈門大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版）,2014(3):29-41.

參考文獻：

[1]塞繆爾·亨廷頓,瓊·納爾遜.難以抉擇發(fā)展中國家的政治參與[M].汪曉壽,吳志華,項繼權(quán)譯,華夏出版社,1989.

[2]羅伯特.默頓.社會理論與社會結(jié)構(gòu)[M].唐少杰,齊心,等譯,譯林出版社,2008.

[3]吳鵬.論生態(tài)修復(fù)的基本內(nèi)涵及其制度完善[J].東北大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）,2016(6).

[4]周志家.環(huán)境保護群體壓力還是利益波及廈門居民PX環(huán)境運動參與行為的動機分析[J]. 社會2011(1):1-34.

[5]石洪景.基于Logistic模型的城市居民低碳消費意愿研究[J].北京理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）,2015(5):25-35.

[6]吳云青,張再生,蔡為民.農(nóng)民移居中心村集中居住的意愿及影響因素——基于對天津農(nóng)民的問卷調(diào)查[J].現(xiàn)代財經(jīng)（天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報）,2013(3):46-55.

[7]吳九興,楊鋼橋.農(nóng)民參與評價農(nóng)地整理項目的意愿及其影響因素[J].中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報,2013(6):198-206.

[8]郭小聰,代凱.近十年國內(nèi)公民參與研究述評[J].學(xué)術(shù)研究, 2013(6):29-35.

[9]陳利頂,齊鑫,李芬,等.城市化過程對河道系統(tǒng)的干擾與生態(tài)修復(fù)原則和方法[J].生態(tài)學(xué)雜志, 2010(4):805-811.

[10]何可,張俊飚,張露,等.人際信任、制度信任與農(nóng)民環(huán)境治理參與意愿——以農(nóng)業(yè)廢棄物資源化為例[J].管理世界,2015(5):75-88.