西藏農戶參與農村人居環境整治意愿的影響因素研究

孫前路

(1.中國農業大學經濟管理學院，北京 100083；2.西藏農牧學院，西藏 林芝 860000)

2015年，我國糧食生產實現“十二連增”，且自2013年以來產量一直維持在6億 t以上。然而，在糧食逐年增產的同時，農村人居環境污染問題日益突出，主要表現在畜禽糞便、農藥化肥、生活垃圾、秸稈焚燒及工業污染等方面[1]，其中生活垃圾與污水成為農村人居環境臟、亂、差的源頭。2017年1月18日國務院新聞辦公室就改善農村人居環境工作進展舉行的發布會表明，2016年農村生活垃圾處理率僅有60%，農村污水治理率也僅為22%，農村人居環境改善效果不盡人意。為了優化農村人居環境，十八屆五中全會將“村容整潔”列為新農村建設的主要內容，鄉村振興戰略提出“農村人居環境整治”目標，各省(自治區、直轄市)也針對農村人居環境改善制定了專項政策，然而農村人居環境改善的難度仍然較大。一方面，農村基礎設施不完備導致生活垃圾與污水處理成本較高。以污水處理為例，每戶污水處理設施建設費用約1萬元，目前全國有1.6億戶的污水未得到處理，設施建設費用約1.6萬億元，資金缺口較大。另一方面，農村生活和生產垃圾規模大但較為分散，垃圾收集、轉運、處理體系尚未形成。農村生活垃圾以廚房殘料、生活用品附屬物等為主，農業生產垃圾以秸稈及牲畜糞便為主，農戶對生活和生產垃圾已經司空見慣，垃圾處理意識較弱，垃圾收集的積極性不高。同時，農村垃圾處理發展較為滯后，尚未形成類似于城市的垃圾轉運、處理模式。2018年2月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《農村人居環境整治三年行動方案》，將行動目標設定為“到2020年，實現農村人居環境明顯改善，村莊環境基本干凈整潔有序”，這為農村人居環境改善提供了良好的機會。

農村人居環境整治必須使農戶由污染主體轉變成整治主體[2]，如何提高農戶的參與度成為農村人居環境整治研究的熱點之一。已有研究表明，農村環境屬于公共物品，具有非排他性和非競爭性特征，農戶在排污中“不合作”，在整治中“搭便車”現象明顯[3-5]。然而實驗經濟學認為，公共物品供給參與者的選擇偏好具有異質性[6]，這不僅體現在不同農戶對農村環境供給的差異上，還反映在農戶對農村環境需求與邊際收益的不對稱性上[7-8]，這使得農戶在農村環境整治參與意愿中表現出從“非常愿意”到“非常不愿意”的階梯差異。在農戶參與農村環境整治實證分析方面，文化程度、家庭收入、環境認知和基礎設施等因素受到廣泛關注。如ZHANG等[9]通過對我國30個省份4 638個家庭的調查，對農戶垃圾處理意愿進行了分析，發現40.54%的樣本農戶不愿意參與農村垃圾整治，其原因在于家庭收入水平低、對政府不信任等；ZENG等[10]依據我國518例調查數據，分析了農戶對垃圾處理的認知情況，發現農戶垃圾處理的主要障礙是處理意識薄弱和處理設施不足，而年齡、家庭年收入對農戶的垃圾處理支付意愿存在正向影響。閔繼勝等[11]研究發現設置固定垃圾點有利于提高農戶生活污染治理意愿，而治理污染的機會成本越高，農戶的積極性也就越低；高電玻[12]利用275個村莊5 948戶調查數據，從農戶行為角度分析了農村生活污染的影響因素，認為個體特征、環境認知、村莊公共設施及環保教育對農戶環保參與存在顯著的正向影響。黃森慰等[13]研究表明，戶主文化程度、是否是村干部和環境認知對農村環境污染整治存在正向影響。

已有文獻從多個視角對農村人居環境整治參與度進行了分析，為筆者提供了較好的借鑒，但至少在以下3個方面尚需進一步探討：其一，理論方面缺乏農戶家庭稟賦差異對農村人居環境整治的影響研究，而農戶家庭稟賦差異正是農戶參與人居環境整治的異質性的體現，忽略該因素不僅會造成農戶參與意愿的偏差，甚至會造成理論分析與實證對策脫節；其二，盡管家庭特征視角的研究將家庭稟賦納入農戶農村人居環境整治參與框架，但鮮有文獻對農戶家庭稟賦進行系統分析，將外出務工與家庭稟賦結合起來分析農戶參與意愿的研究更為鮮見，而具有城鎮生活經歷的農戶對城市污染問題具有感性認識，更容易關注農村環境污染[14]；其三，已有農戶參與環境污染整治相關研究的區域尺度較大，較少關注少數民族地區，而少數民族地區在政治、經濟、文化等方面與其他地區差異明顯，隨著鄉村振興戰略的推進，政策制定部門亟需農村人居環境整治參與的相關研究結論作為決策參考。該研究以西藏農戶為研究對象，從家庭稟賦和外出務工的視角分析農戶農村人居環境參與意愿及影響因素，以期為少數民族地區人居環境提升提供理論借鑒。

1 理論分析與研究方法

1.1 理論分析

實踐理論認為人們的實踐活動是“主觀建構”和“客觀結構”共同作用的結果，且在實踐活動中，人們的活動受場域、習慣和資本的交互影響[15]174-178。筆者將農戶農村人居環境整治參與視為一種經濟行為，即農戶通過村莊環境整治參與方面投入資本要素，以期獲得由于村莊環境改善給自己和家庭帶來的愉悅感，在參與村莊環境改善的同時也提高了自己在村莊的形象。因而，農戶是否參與環境整治與家庭稟賦聯系密切。

BOURDIEU等[15]161認為，資本是“社會物理學的能力”，包括經濟資本、文化資本和社會資本3個方面。經濟資本是家庭稟賦的基礎，是能夠物化的資本，通過形成人們“理性”的習慣影響其實踐活動的參與意愿。謝先雄等[16]認為，家庭收入和牲畜數量對牧民減畜意愿有顯著影響，而承包草場面積抑制牧民減畜意愿；李曉平等[17]發現農戶經濟資本中的家庭收入、耕地面積等因素與農戶耕地面源污染受償意愿存在顯著的正相關關系。孫前路等[18]認為與區外相比，西藏農戶家庭經濟模式存在較高的特殊性，但經濟資本對農戶經濟行為的影響也較為明顯?；诖?，筆者提出假說H1：經濟資本越優越，農戶農村人居環境整治參與的意愿越強烈。

BOURDIEU等[15]116-124認為，在一個交易系統中，資本扮演著一種社會關系，而文化資本是包含了可以賦予權利和地位的積累文化知識的一種社會關系，影響著人們的思維方式和行為決策[19]。在實證分析中，文化資本對農戶行為意愿的影響基本形成共識。李曉平等[17]發現，農戶文化資本越豐富，參與耕地面源污染的機會成本也越高；傅才武等[20]研究表明文化資本的各種形態對居民文化消費支付意愿均有顯著影響。西藏文化具有較高的特殊性，但農戶家庭文化資本存量在家庭經濟生活中的重要性已經形成共識[21]。基于此提出假說H2：文化資本資本越豐富，農戶農村人居環境整治參與的意愿越強烈。

社會資本是嵌入個體的關系網絡，是存在于人際關系和社會結構中能夠為個體行為提供便利的生產性資源[22]，在很大程度上反映了農戶家庭在當地社會中地位的高低，但其對農戶的參與意愿影響并未取得共識。如ANDERSON等[23]認為社會資本的增強有助于農戶低碳參與意愿的提高；謝先雄等[16]也發現社會資本是影響牧民減畜的關鍵；而邱黎源等[24]認為，社會資本對農民工家庭城鎮定居意愿的影響并不顯著，且會稀釋家庭自我地位認知的解釋力度。西藏農戶社會資本范圍狹小、結構單一，這對農戶的價值取向影響很大[25]?；诖颂岢黾僬fH3：社會資本資本越豐富，農戶農村人居環境整治參與的意愿越強烈。

隨著鄉城勞動力轉移規模的擴大，農戶外出務工已經成為常態化的生計選擇方式[26]，實踐上，農民外出務工改變了生活狀態，減少了農業收入約束。環境轉變使得農民工對城鄉發展的環境變化能夠產生對比性的認知感受，進而認識到農村人居環境問題；同時，相對于農業收入而言，工資性收入成為務工者的主要收入來源，在農業收入約束減少的同時也改變了農戶的收入結構，農戶整體收入提高的同時也對村莊環境有了更高的要求。也有學者認為，外出務工人員進城生活意愿的增強會降低其對農村人居環境治理的支付意愿[27]。筆者認為，“落葉歸根”思想在我國農村根深蒂固，即使務工者準備或已經在城市長期居住，暫時性回歸農村的情況仍較為常見?；诖颂岢黾僬fH4：外出務工對農戶農村人居環境整治參與意愿影響顯著。

1.2 研究方法

與Logit或Probit模型相比，最大熵估計法除沒有強參數假設外，其估計效果更優，同時對樣本數量、協方差相關性和矩陣特征等要求更低。鑒于被解釋變量“農戶農村人居環境整治參與意愿”為二元變量，為了更好地擬合實際，采用最大熵估計法開展研究。設Y為農戶人居環境整治參與意愿觀測值矩陣，X為各影響因素觀測值矩陣，若令表示第i個樣本愿意參與人居環境整治的概率，模型可表示為

(2)

式(2)中，eij為增加的自然噪聲，取值范圍為[-1，1]。依據GGOLAN等[29]的研究，對自然噪聲eij作如下界定：

(3)

(4)

(5)

通過構造拉格朗日函數，利用最優解理論的KKT條件得到唯一最優解為

(6)

(7)

為了構造GME Logit模型，考慮到傳統Logit模型解釋形式的便利性，將廣義最大熵的對數發生比率比[31]定義為

(8)

各影響因素的平均邊際效應(AMEs)計算公式為

(9)

式(9)中，EAM,k為第k個解釋變量的平均邊際效應系數；βk為GME Logit模型擬合的第k個解釋變量的系數;T為樣本容量;pi為由參數和解釋變量組成的向量組通過映射關系表示的第i個樣本參與人居環境整治意愿的概率。

2 數據來源與變量描述

2.1 數據來源與特征

為了分析少數民族地區農戶農村人居環境參與意愿的影響因素，課題組選擇宗教信仰濃厚的藏族同胞為研究對象。2018年7—8月，課題組對西藏下轄日喀則和那曲兩市的農戶開展實地調查。日喀則市位于西藏南部，平均海拔3 840 m，農業以青稞、小麥種植和牦牛養殖為主，有“西藏糧倉”的美譽；那曲市位于西藏北部，平均海拔4 500 m以上，多數縣以畜牧業為主，是藏北羌塘草原的主體，調查區域具有一定代表性。西藏地廣人稀，農戶總體抽樣框難以獲取，在具體樣本區域選擇上，首先，根據各下轄鄉(鎮)農業產業類型和經濟發展水平確定調查范圍；然后，以已選預調查鄉(鎮)為依據，在農牧學院農林經濟管理專業招募藏族調查員，并對調查員進行調查培訓；再次，按照每個調查區域人口分布情況對調查員發放問卷，每名調查員利用暑假對調查區域進行一對一隨機抽樣調查；最后，為了保證數據錄入的可回憶性，調查數據錄入也均由調查員分別完成。調查共發放問卷800份，收回有效問卷721份，有效率達90.13%。樣本基本情況如表1所示。

表1 樣本基本情況Table 1 The basic situation of the sample

2.2 變量抓取與說明

2.2.1主要變量

依據研究重心與研究假說確定主要變量：農戶農村人居環境整治參與意愿、社會資本、文化資本、經濟資本以及外出務工。為了提高調查量表的信度與效度，量表設計主要參考已有相關研究成果且被證明有效的指標，并結合調查區域實際進行調整。

(1)農戶農村人居環境整治參與意愿，采用農戶對農村人居環境整治參與意愿自我報告的方法衡量。具體而言，采用李克特五等選項量表，統計受訪農戶對調查問題“您是否愿意參與到農村人居環境整治的活動中來？”的回答情況。

(2)家庭稟賦。借鑒BOURDIEU等[15]161對資本稟賦的研究，將農戶家庭稟賦分為經濟資本、文化資本和社會資本3個方面。借鑒謝先雄等[16]、李曉平等[17]以及孫前路等[32]對農戶家庭資本稟賦相關變量的選取情況，對以上3類指標測度如下：經濟資本指標包括家庭收入、勞動力數量和耕地(草地)面積；文化資本指標為被調查者的文化程度；社會資本指標包括村干部經歷、參加物資交流會次數及參加農貿市場次數。

(3)外出務工。借鑒姚懿桐等[33]和孫前路等[32]對勞動力外出指標的測量，將勞動力外出指標設定為務工人次、務工收入。

被解釋變量及解釋變量的問卷題項、含義說明、賦值及描述性統計結果見表2。由表2可知，農戶參與村莊環境整治的意愿并不高，愿意參與比例僅為57%，這表明西藏農牧區僅半數以上居民認識到了農村環境污染問題，西藏農牧區很多居民對參與村莊環境整治的積極性不高。在經濟資本方面，農戶家庭平均勞動力在3人以上，表明西藏農牧區家庭規模較大，調查中發現四世同堂類家庭較多；農戶家庭草地承包平均在66.67～200 hm2之間，耕地面積平均在6.67～20 hm2之間。文化資本方面，農戶文化程度普遍較低，以文盲和小學為主。社會資本方面，農戶參與市場的次數較少，接近一半的農戶2017年未參加過物資交流會，市場銷售的平均次數僅為1.37次，說明西藏市場氛圍相對薄弱。外出務工方面，2017年樣本平均務工接近2人次，說明務工也慢慢成為西藏農戶提高生計水平的渠道之一。

表2 被解釋變量及解釋變量的賦值及描述性統計結果Table 2 The questionnaire items，assignments and descriptive statistical results of the explained variables and explanatory variables

調查中，部分牧民家庭也擁有耕地，部分農戶家庭也擁有草地，為了保持指標的一致性，在耕地(草地)面積劃分時按照家庭核心生產資料為主要指標，即牧民樣本以草地進行劃分，農戶樣本以耕地指標劃分。+表示對應的解釋變量預期對被解釋變量存在正向影響。

2.2.2控制變量

為了更為準確地分析家庭稟賦與外出務工對農戶農村人居環境整治參與的影響，引入被調查者個人特征變量、家庭特征變量及地區虛擬變量作為控制變量。

(1)被調查者個人特征變量。被調查者的性別、年齡及婚姻狀況反映了被調查者的生活生產交際范圍，交際范圍較為狹窄的農戶傾向于對環境污染的感知不敏感，更容易接受農村環境現狀，其參與環境整治的可能性較低；同時，不同健康狀況的被調查者勞動能力存在差異，而家務或生活負擔重的調查對象需要為家庭生活付出更多的時間與精力，從而減少參與環境整治的時間，這可能對其環境整治參與意愿存在負向影響。因此，根據數據的可得性，選取性別、年齡、婚姻狀況及健康狀況4個變量來描述被調查者的個人特征。

(2)家庭特征變量。在村莊維度上，家庭特征可在一定程度上反映農戶在村莊內的經濟實力和社會地位，對被調查者行為意愿有重要影響；在區域緯度上，家庭位置反映了村莊居民與外界聯系的頻次與難易程度，區域經濟學理論認為，距離城市不同距離的村民思維方式有很大不同，偏僻村莊的居民對環境認知的敏感性可能較弱。鑒于家庭收入等變量在解釋變量中有所體現，將家庭人口數和距集鎮距離指標作為家庭特征變量。

控制變量的被調查者個人特征和家庭特征的問卷題項、含義說明、賦值及描述性統計結果見表3。

表3 控制變量賦值及描述性統計結果Table 3 The questionnaire items，assignments and descriptive statistical results of the control variables

1)單位為km。

3 模型估計結果及解釋

使用Stata 13.1統計軟件，基于前文分析方法和樣本數據對模型進行估計。首先分析控制變量對農戶農村人居環境整治參與意愿的影響效應，然后在考慮控制變量的基礎上分析家庭稟賦的影響，最后分析家庭稟賦和外出務工對農戶農村人居環境整治參與意愿的綜合效應(表4)。

表4 模型估計結果Table 4 The results of model estimations

***、**、*分別表示在1%、5%和10%統計水平顯著。模型整體檢驗統計結果：模型1，自由度=6，概率熵=464.4，標準熵=0.929 3，統計比率熵值=70.7，似然比檢驗的P值=0.000 0，偽R2=0.070 7，對數似然函數的標準F值=-2 048.470 2；模型2，自由度=13，概率熵=424.1，標準熵=0.848 5，統計比率熵值=151.4，似然比檢驗的P值=0.000 0，偽R2=0.151 5，對數似然函數的標準F值=-2 007.883 3；模型3，自由度=15，概率熵=410.6，標準熵=0.821 6，統計比率熵值=178.3，似然比檢驗的P值=0.000 0，偽R2=0.178 4，對數似然函數的標準F值=-1 994.312 5。

3個模型的P值均小于0.01，表明3個模型均通過整體顯著性性檢驗，擬合性較好。在方程解釋程度上，僅加入控制變量的偽R2較低，為0.070 7，隨著核心解釋變量的加入，偽R2值均有顯著提高，表明核心解釋變量具有較強的解釋力?；诒?中模型3估計結果，從以下3個角度分析農戶農村人居環境整治參與意愿的影響因素。

3.1 家庭稟賦變量

3.1.1經濟資本

表4中模型3的回歸結果顯示，農戶家庭收入對農戶參與人居環境整治存在顯著的負向影響，而耕地(草地)面積有顯著正向影響，農戶家庭勞動力數量的影響不顯著。造成這一現象的原因在于西藏農戶家庭以傳統農牧業為主，自給自足的比例較高，致使家庭貨幣收入比例較低，而家庭貨幣收入對農戶參與人居環境整治意愿的影響存在門檻效應，較低的收入水平難以對農戶意愿產生顯著影響。另外，由于收入相對較高的家庭往往以運輸、砂石場經營為主，經營過程中不可避免要破壞道路、增加粉塵，參與人居環境整治可能意味著要分攤更多的經費，因而其參與意愿也較低。同時，由于西藏自然資源相對貧瘠，農戶財富積累較為緩慢，農牧區分家氛圍不濃厚，耕地(草地)面積較為豐富的家庭非貨幣化財富往往占比較高，導致其對村莊生活環境的要求較高，故參與意愿較強。研究假說1部分得到印證。

3.1.2文化資本

文化程度對農戶參與人居環境整治影響不顯著，這可能與西藏農村居民文化程度嚴重偏低有關。統計結果表明，西藏農戶學歷以文盲和小學，分別占31.21%和53.12%，文化水平差距較小，故該因素未對農戶環境參與意愿產生顯著影響。研究假說2未得到印證。

3.1.3社會資本

與預計方向相反，參加物資交流會次數和參加農貿市場次數對農戶參與人居環境整治意愿存在顯著負向影響，說明參加物資交流會的次數越多，買賣農產品的次數越多，農戶越不愿意參與農村人居環境整治。其原因在于西藏市場經濟相對落后，農戶參與市場的次數普遍不高，而有經濟頭腦的農戶雖然家庭貨幣收入較高，但在農村人居環境整治方面有較強的“搭便車”傾向。村干部對農戶參與人居環境整治意愿存在顯著的正向影響，研究假說3部分得到印證。

3.2 外出務工情況

務工收入與務工人次對農戶參與人居環境整治存在顯著的正向影響，且分別通過了1%和5%水平的顯著性檢驗，表明外出務工有助于農戶提高農村人居環境整治參與意愿。這是因為一方面務工收入越高、務工次數越多的農戶務工時間越長，長期生活在城鎮導致其對城鎮生活環境較為依賴，對農村與城鎮環境的差距感受也更為明顯；另一方面，務工收入越高，務工人次越多，意味著其家庭工資性收入越高，務工返鄉后對自己家庭環境改善的動力越強，也更愿意參與到農村人居環境治理中來。假說4得到印證。

3.3 控制變量

3.3.1個人特征

樣本農戶受訪者的健康狀況對農戶參與人居環境整治存在顯著的正向影響。其原因是健康狀況較好的樣本往往以年輕人為主，在家庭中較為活躍，與外界聯系也相對緊密，因而對村莊環境污染認知也較為敏感，參與村莊環境治理的積極性較高。

3.3.2家庭特征

距集鎮距離對農戶參與人居環境整治意愿存在顯著的正向影響，這與筆者預期相反。這是因為西藏城鎮發展較為滯后，城鎮人口數量少、管轄面積小，城鎮基礎設施難以和區外相比，城鎮管理水平也較低，城鎮人居環境帶有濃厚的鄉村氣息，甚至存在牦牛逛大街現象。離集鎮較近的農牧民進城鎮的頻次較高，更了解城鎮人居環境的不足，已經形成了思維定勢，在不了解城鎮人居環境改善措施的情況下，對農村人居環境整治要求更容易產生抵觸情緒，因而參與的意愿較低。相反，遠離集鎮的農牧民進城頻次較低，相對較好的城鎮人居環境對生活在偏遠農牧區的居民更容易產生沖擊，促使其形成人居環境改善的愿景，導致其參與農村人居環境整治活動的積極性較強。

4 邊際效應分析及穩健性檢驗

利用前文設定的邊際效應公式，筆者進一步分析了家庭稟賦和外出務工對農戶參與人居環境整治意愿的邊際效應，結果見表5。

表5 邊際效應分析Table 5 Analysis results on the marginal effect

***、**、*分別表示通過1%、5%和10%水平顯著性檢驗。

由表5可知，農戶家庭收入達到平均數(37 343.41 元)時，參加物資交流會次數和參加農貿市場次數每增加1次，會使得農戶愿意參與農村人居環境的概率分別減少13.72%和2.32%；而耕地(草地)面積每增加1個檔次(耕地0.67 hm2，草地33.33 hm2)、家庭成員有擔任過村干部、務工收入達到平均數(22 287元)和務工人次每增加1人次，會使得農戶愿意參與農村人居環境的概率分別增加3.6%、10.21%、7.01%及6.05%。

為了檢驗模型3估計結果的穩健性，采用2種方法進行檢驗。其一，采用二元Logit方法對模型進行重新回歸(模型4)；其二，考慮到西藏地域廣闊，村莊距離縣城較遠，因而將村莊距縣城距離變量引入模型，發現影響并不顯著。以距離縣城平均距離(50 km)為分界點，將全樣本分為近郊村樣本和遠郊村樣本2個部分，分別運用廣義最大熵Logit模型進行模擬，得到模型5(1)和模型5(2)(表6)。對比表4和表6發現，模型4、模型5(1)、模型5(2)與模型3相比，結果較為一致，說明前文中的實證分析結果較為穩健。

5 結論與政策啟示

5.1 結論

利用西藏自治區日喀則市和那曲市721戶農戶的微觀調查數據，從家庭稟賦和外出務工的視角分析了農戶農村人居環境整治的參與意愿。主要研究結論如下：第一，農戶參與村莊環境整治的積極性并不高，僅占57%，農戶環境污染意識有待加強；第二，家庭稟賦和外出務工變量的加入對農戶農村人居環境整治參與意愿的解釋力度明顯增強，這意味著提高農戶家庭稟賦豐富程度、拓展務工渠道有助于提高農戶農村人居環境參與的積極性。同時也發現，耕地(草地)面積、村干部經歷、外出務工情況等對農戶參與農村人居環境整治意愿存在顯著正向影響，而家庭總收入、參加物資交流會次數與參加農貿市場次數等因素對農戶參與農村人居環境整治有顯著的抑制作用。這意味著盡管農戶家庭稟賦的增加能夠提高農戶村莊環境整治的參與積極性，但由于農戶整體收入水平較低，一些有“經濟頭腦”的農戶具有強烈的“搭便車”傾向。第三，農戶健康狀況越好的農戶越愿意參與到農村人居環境整治中來，而距離集鎮越近的農戶參與的積極性越低。

表6 穩健性檢驗結果Table 6 Results of the robustness test

***、**、*分別表示分別表示通過1%、5%和10%水平顯著性檢驗。

5.2 政策啟示

(1)加強環境宣傳，增加設施供給。鑒于農戶村莊環境整治參與意愿不高，加大農村環境宣傳力度尤為重要。在農村環境宣傳中，不僅要宣傳農村人居環境相關政策，更需要宣傳農村人居環境污染的途徑與危害。在政策宣傳的同時，要加強農村人居環境認知的引導，將農戶既是農村人居環境的污染者也是環境的整治者的理念通過正式宣傳和非正式教育相結合的形式向農戶進行傳達，提高農村環境參與意識。在環境整治宣傳的同時，以鄉(鎮)為單位規劃垃圾收集設施的數量及轉運工作，這將在較少農村環境垃圾污染的同時，對農戶人居環境意識提高也有較好的促進作用。

(2)整合農牧經濟資源，提高農牧收入水平，豐富農戶家庭稟賦資源。傳統農牧業和政策補貼是西藏農戶收入的主要來源。西藏農牧資源類型較多但相對貧瘠，農牧區經濟發展較為滯后，農戶家庭稟賦積累較為緩慢，通過加強農牧資源流轉能有效提高農牧經濟發展動力，進而為農戶家庭稟賦積累創造條件。西藏政策補貼類型較多，但補貼標準增長幅度較慢，適當調整補貼標準能夠對農戶家庭稟賦提高起到重要作用，尤其在西藏集中連片貧困區，政策補貼對農戶家庭稟賦提高的作用更為明顯。

(3)推進技術培訓，拓展務工技能。務工收入與務工人次對農戶農村人居環境整治參與意愿均有顯著的正向影響，考慮到西藏農戶外出務工技能缺乏，工種選擇以體力類為主，務工的比例較低、時間較短，因而通過技能培訓能夠在提高農戶家庭收入的同時提高村莊環境整治參與意愿?？紤]到西藏地域廣闊，崗位信息傳達具有較強的時滯性，在技能培訓時還需考慮技能與用工單位的銜接。

(4)完善村規民約，規避“搭便車”傾向。農村屬于典型的“熟人社會”，農村公共物品供給除政府供給外，村規民約往往更為有效。將人居環境整治相關內容以村民協商的形式寫進村規民約中，更有利于提高農戶的參與約束力。同時，由于西藏農村農戶家庭收入水平較低，市場氛圍也不濃厚，一些經常參與市場的農戶思維較為活躍，在環境整治參與中也有“搭便車”傾向，因而，以村規民約的形式強化環境整治參與認知和支付意愿，對村莊整體環境改善也有重要意義。

致謝：參與調查的核心成員為西藏農牧學院2015級農林經濟管理專業1班的次仁瓊達、次旦央宗、貢卻拉姆和倉決同學，2015級農林經濟管理專業2班的明久次珠、扎多、瓊達和尼瑪片多同學，以及2015級農村區域發展專業的普歐珠和西熱群培同學，他們不僅深入農牧區進行了入戶調查，在數據錄入、有效問卷篩選中等工作中也付出了大量時間，在此表示感謝!