基于計劃行為理論的農村居民參與人居環境治理意愿研究: 以新疆為例

趙新民,姜 蔚,程文明

(石河子大學經濟與管理學院，新疆 石河子 832000)

農村經濟社會快速發展的同時農村人居環境問題日益凸顯。長期的城鄉二元經濟模式使地方政府在公共基礎設施、資金和體制建設等方面嚴重向城鎮傾斜，導致農村發展過度落后于城鎮。其中，“垃圾靠風刮，污水靠蒸發”“村外現代化，村內臟亂差”便是農村發展滯后于城鎮的典型表現。2018年我國農村產生垃圾量超1億 t，人均垃圾排放量已超越城鎮，目前至少有1.6億戶污水未得到有效處理[1-2]。生活垃圾、生活污水及廁所衛生問題是當前影響農村人居環境質量的三大突出因素，嚴重制約著鄉村振興戰略的實施和美麗鄉村建設的推進。而農民作為農業生產者和農村原住民，既是農村污染的制造者又是環境改善的受益人，其天然“在場”的特征對于解決環境治理中面臨的信息不對稱及交易成本問題具有重要作用[3]。但現階段農村居民環境治理的參與水平較低，從根本上增強農民參與人居環境治理主動性是遏制農村生態環境惡化，破解農村環境治理難題的關鍵[4]。在農村居民物質生活水平不斷提升和對美好生活的熱切期盼下，加強生態文明建設，滿足人民環境需要引起了政府管理部門和學術界的高度關注。2006年以來，中央一號文件連續14 a針對農村的環境治理提出了系統科學的治理舉措。《鄉村振興戰略規劃(2018—2022)》更是重點強調了鄉村振興中生態宜居的關鍵地位[5]；2020年《政府工作報告》指出持續開展農村人居環境整治，進行廁所革命，支持生活垃圾就地分類，動員群眾參與村莊清潔行動。這一系列政策措施將農村環境治理上升至前所未有的高度。

關于農村人居環境及治理問題，學者們主要從農村人居環境的現狀[6-7]、存在的問題[8]、治理對策[9]、治理機制[10]等方面做了較為豐富的研究，但早期研究多從宏觀視角進行分析與討論，強調政府在環境治理中的主導作用，農民往往被邊緣化。也有一部分學者從微觀層面對農村人居環境治理農民參與意愿進行研究，其中較具代表性的觀點有：蔣培[11]基于浙江里家村的案例分析，提出內發性環境治理模式，強調農村人居環境治理只有發動農民參與，根據農村社會的實際情況，讓農民自行選擇與建立適合自身的環境治理模式，才能在實現環境治理同時真正滿足農民需求。閔師等[12]研究表明村級人居環境整治措施、旅游產業發展顯著提升了西南山區農民參與人居環境治理的意愿，同時樣本個體因素、家庭因素、社會地理環境因素也在不同程度上影響農民參與意愿。唐林等[13]從內外因素的視角出發，利用Logit模型對湖北省沼氣利用項目重點推廣的4個市的農民調查數據進行分析，發現對農民參與意愿影響最大的3個因素為環境感知、是否有村干部和激勵機制。

現有文獻從不同角度出發為該領域研究提供了重要參考，但仍存在一些不足之處:(1)在研究方法上，大多進行理論或案例分析，從農民參與視角開展的實證研究較少，所提出的影響因素零星分散，缺乏系統的理論分析框架。(2)在研究對象上，多數文獻以全國典型區域或發達地區農村居民為主體進行調查分析，對西北欠發達地區農村居民環境治理參與問題缺乏關注。(3)在研究視角上，多是關于農民整體參與意愿的研究，但未對農民意愿以何種形式參與加以區分，只研究了以“投工投勞”為主的參與意愿或“出資付費”為主的支付意愿，忽視了兩者的相關性。該文認為計劃行為理論可以很好地解釋農民參與人居環境治理的意愿，因此首先引入計劃行為理論分析框架，設計調查問卷；其次立足新疆北疆微觀數據，采用雙變量Probit模型，對農民人居環境治理意愿及其影響因素進行實證分析；最后依據模型估計結果，提出相關建議，為政府制定有效的環境政策，提升新疆乃至全國農民參與程度和治理成效提供理論參考。

1 理論分析框架

計劃行為理論(TPB)由阿耶茨于1991年基于理性行為理論提出，該理論強調個體意愿是影響行為的關鍵因素，而意愿受到態度、主觀規范和感知行為控制3個變量的共同影響[14]。目前在環境相關領域已有較多學者利用該理論研究了公眾環境友好型的生產和生活行為，結果證實這3種因素可對個體親環境意愿行為產生顯著影響[15]。農村人居環境屬于典型的公共物品，其正外部性與公共產權屬性使身為理性經濟人和社會人的農民參與環境治理不僅是一種利他、親環境的行為，更是一種經濟行為，農民在參與的過程必然會“搭便車”，因此農民環境治理參與行為是有計劃的環境供給決策行為，遵循計劃行為理論。該文結合TPB的3個維度(態度、主觀規范和感知行為控制)對農民環境治理參與意愿和支付意愿所受影響進行解釋。

行為態度反映農民對于參與環境治理行為的認知與評價[16]。而農民對農村環境現狀和污染治理的看法會影響其對治理行為的認知，因此農民行為態度是指農民對農村環境污染及治理重要性認知與實施環境友好行為的評價。一般而言，當農民對污染的危害、治理環境的重要性具有一定的清晰認知時，自身投資投勞的意愿通常更加強烈。如果個體認識到實施環境友好型行為能帶來自身福利和社會生態效益的提升，其對環境整治項目的推廣施行通常持有較為積極正面的評價，則農民響應政府號召的意愿也會更加積極[17-18]。

主觀規范是指外界因素對個體行為意愿的影響。反映在環境治理項目推進的過程中，即農民受到重要的他人或團體肯定或否定期盼的影響，對其參與意愿與支付意愿產生示范或者監督作用。主觀規范包括指令性規范和示范性規范。在對北疆農村居民進行調查分析時，指令性規范主要指基層政府、村委會等對農民參與環境治理項目進行宣傳引導的作用，農民在政府營造的氛圍下產生參與的壓力，主動或被動地響應服從政府號召。示范性規范可理解為鄰里親朋、文明示范戶等對農民環境友好行為意愿產生示范效應。示范效應一旦產生將很快在聯系緊密的農村社交網絡傳播擴散，引起農民之間的相互模仿，增加群體積極參與的概率。

知覺行為控制是指農民感知到的進行投工投勞或者出資付費所具有的自信心，反映農民響應環境治理行動的實際控制力。農民擁有的可控條件(如擁有的財富、獲取的政策知識、發展機會、對參與成本的控制等)越多，對自身參與治理的能力越自信，對于環境治理的知覺行為控制越強，參與投工投勞和出資付費的行為意愿就會越強烈。該文根據已有研究結果，基于計劃行為理論，構建出農民參與人居環境治理意愿的理論模型(圖1)。

2 變量選擇、數據來源與模型設定

2.1 變量選擇

2.1.1被解釋變量

該文的被解釋變量為農民的參與意愿與支付意愿，其中參與意愿表示農民接受投工投勞的意愿，支付意愿表明農民接受出資付費的意愿。2個被解釋變量賦值標準為“愿意參與取值1，反之取值0；愿意支付取值1，反之取值0”。模型變量的具體賦值說明如表1所示。

2.1.2核心解釋變量

根據計劃行為理論，結合調研區域的實際情況，分析可知農民環境治理意愿受態度、主觀規范和感知行為控制的影響，因此主要從這3個層面出發進行實證分析，參考甘臣林等[19]、辛波等[20]指標選取原則，以農民環境污染認知、環境治理重要性認知，推廣預期表示行為態度；以政府投入力度、鄰里效應、媒體信息傳播力度表示主觀規范；以政策補貼、政策知曉度、鄉村旅游表示知覺行為控制。

2.1.3控制變量

考慮到影響農民意愿的因素眾多，以往文獻表明農民的個人屬性、家庭屬性與地理環境變量均會對農民行為意愿產生影響，為了更加準確地分析核心解釋變量對農民環境治理意愿的影響，該文將上述3個方面因素，共包含10個變量引入實證模型加以控制[21]。變量選擇及賦值如表1所示。

表1 變量選擇及賦值Table 1 Selection and assignment of variables

2.2 數據來源及描述統計

2.2.1數據來源

該研究所使用的數據來源于2019年7—8月調研團隊對新疆北疆地區農村居民開展的調研。綜合考慮研究目的、調查便利性以及新疆環境質量和經濟發展水平，調研團隊選取了新疆環境質量監測重點區域“烏-昌-石”(包括烏魯木齊市7區1縣、昌吉市、阜康市、石河子市、五家渠市、瑪納斯縣、呼圖壁縣、沙灣縣、新疆生產建設兵團第六師、第八師、第十二師)。城市群中的3市2縣，具體包括烏魯木齊市、昌吉市、石河子市、沙灣縣和瑪納斯縣。一方面考慮到農村居民的意愿可能因經濟發展水平的不同而存在差異，而這5個縣(市)的經濟發展水平由高至低依次下降；另一方面，根據新疆維吾爾自治區生態環境廳統計數據，這5個縣(市)空氣、水和生態環境各項指標數據均表明整體環境質量逐漸提升，符合經濟發展與環境污染的一般規律[22]。調研采用分層抽樣方法，以這5個縣市為初級抽樣單位，每個縣市選取2～3個鄉鎮，然后在每個鄉鎮隨機選擇若干村莊進行隨機入戶訪談調查。共發放400份問卷，剔除后共獲得有效問卷371份，有效率達到92.8%。調查所獲數據對研究農村居民人居環境治理的參與意愿及支付意愿的基本情況具有一定的參考價值。

2.2.2描述統計

問卷內容主要包括農村居民個人和家庭的基本情況以及根據前文理論分析框架設計的相關問題(表2)。

由表2可知，受訪農民年齡大都在40歲以上，占67.11%，男性多于女性，占比52.29%，文化程度多為初中及以下，占64.97%，可以看出樣本農民年齡偏大，受教育水平不高。調查中普通村民占比77.90%，其參與治理的意愿更能反映廣大農民的實際情況，其中愿意參與和支付的占比分別為83.74%和70.24%，但相較于家庭中有村干部或黨員的農民，這兩部分占比分別下降了15.04%和12.68%；每個家庭平均人口為3～4人，家庭平均人口在3～4人以上的農村居民相較于3～4人以下的參與意愿和支付的占比分別上升了6.10%和4.51%；家庭人均年收入水平在<10 000元、>10 000～20 000元、>20 000元的農村居民中愿意投工投勞的比例分別為77.33%、93.13%、95.08%，愿意出資付費的比例分別為58.67%、82.50%、83.61%，可見收入水平越高，農民參與意愿和支付意愿越強烈。調查發現受訪農民對農村人居環境治理的重要性認知普遍較高，占比71.1%。根據入戶訪談了解到，由于環境治理周期長、見效慢，而農民又期望在短期內看到收益，兩者之間的矛盾導致農民對政府環境治理項目出資付費的反應參差不齊，據統計，有參與意愿的323位農民中僅有82.35%愿意出資付費，其中不愿意出資付費的村民表示自家產生的生活廢棄物一般可自行利用，或可直接排入自家庭院借助自然力量進行分解凈化，不愿再為垃圾污水處理支付額外成本。大部分農民對農村人居環境治理工作展開方法知之甚少，部分治理情況較好的村莊并沒有起到很好的示范帶動作用。

表2 樣本農民基本特征Table 2 Basic characteristics of sample farmers

2.3 模型設定

分別從人居環境治理農民的參與意愿及支付意愿的影響因素入手，分析同一因素對農民投工投勞和出資付費意愿選擇的影響及不同效用。文中考察農民的參與意愿與支付意愿，只包含愿意與不愿意2種情況。

農村居民對于投工投勞或出資付費的意愿選擇決定著政府環境治理項目的成效、成效的鞏固以及治理的可持續性。文中農民環境治理的意愿是二元離散變量，一般的Probit模型只有一個解釋變量，但雙變量Probit模型可對2個虛擬變量同時考慮其發生的概率，由于農民參與意愿與支付意愿并不獨立，若隨機擾動項相關，對農民2種意愿選擇分別建立Probit模型，最終結果雖為一致估計，但可能損失效率。因此，假設2個方程擾動項不相關“H0:ρ=0”。具體考察以下模型：

(1)

(2)

作為可觀測變量，農村居民人居環境治理的參與意愿y1與支付意愿y2由下列方程決定：

(3)

(4)

該文所研究的農民參與意愿與支付意愿可能存在相關關系。所以，若擾動項相關系數ρ≠0時，則可判斷農民的參與意愿與支付意愿之間相關,通過雙變量Probit模型對y1，y2的取值概率進行最大似然估計是合理的。最后對原假設“H0：ρ=0”進行Wald檢驗，判定是否應該采用雙變量Probit模型。

3 結果與分析

3.1 共線性檢驗結果

為避免變量間多重共線性影響回歸分析，在模型估計之前利用方差膨脹因子進行多重共線性檢驗，結果表明各變量的方差膨脹系數(VIF值)均在1.06～1.56之間，均低于經驗值10，多重共線性不會影響分析結果。利用Stata 15.0軟件，通過極大似然估計法對農民參與意愿與支付意愿的影響因素進行回歸模型估計(表3)。

表3 雙變量Probit模型回歸結果Table 3 Bivariate Probit model regression results

3.2 模型估計結果分析

對原假設“H0:ρ=0”進行檢驗，結果表明ρ在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明農民的參與意愿與支付意愿之間存在較強相關性，聯立雙變量Probit模型設定合理；對數似然值為-183.02，Wald卡方統計量在1%的置信水平上顯著，說明模型擬合度較好。

從表3模型所測參數的顯著性來看，與農民的參與意愿顯著相關的變量共9個，與支付意愿顯著相關的變量共有10個；從各因素對農民投工投勞與出資付費意愿的影響程度來看，變量社會身份對農民參與意愿影響最大，受教育程度的影響最小，回歸系數分別為2.045和0.333；開展鄉村旅游對農民支付意愿的影響最大，受教育程度的影響最小，變量的回歸系數分別為0.956和-0.165。

3.2.1農民行為態度的影響

模型中的環境治理重要性認知對農民的參與及支付意愿影響顯著，均通過1%顯著性檢驗，回歸系數分別為0.737和0.513。這說明農民認為環境治理越重要，越有動力積極參與人居環境治理，也反映了農民對環境治理認知的變化。通過訪談了解到這種認知的增強不僅來自于親環境行為的正外部性，也與農村環境污染、生態破壞產生的負外部性有關。在進入模型的371個樣本中，認為環境治理不重要、一般、重要的農民中，有參與意愿的占比分別為38.46%、85.29%、94.70%，有支付意愿的占比分別為28.21%、52.94%、84.85%，可見隨環境治理重要性認知的增強，農民的治理意愿上升趨勢明顯。環境污染認知在5%的顯著性水平上抑制農民的支付意愿，回歸系數為-0.192。一方面可能是新疆農民受自身收入水平、村莊傳統文化或治理習俗的局限；另一方面由于治理項目的長期性、治理成效的滯后性以及不確定性，看中短期利益的農民對于出資付費的價值感知不明顯，支付意愿相應降低。推廣預期對農民投工投勞以及出資付費意愿未產生顯著影響，說明該因素不是影響當地農民人居環境治理意愿的主要原因。

3.2.2農民主觀規范的影響

模型中的政府環境治理投入力度對農民的支付意愿有負向作用，在10%的檢驗水平上顯著，回歸系數為-0.193。可能的解釋為政府環境治理投入對新疆農民的投入存在擠出效應。一方面農民理性認為政府投入是環境治理“最合理”的方式，導致其支付意愿不高或喪失，對政府投入形成了強烈的路徑依賴；另一方面政府投入可能與農民實際需求存在錯位，此時農民間的互動交流可能加強了對政府治理工程的不滿情緒，即政府對環境治理的投入擠出農民出資付費的供給意愿，這就需要建立政府投入與農民適當投資的合理分擔機制，同時也需加強精準識別農民需求的能力。鄰里效應與理論分析的結果不一致，并未影響農民投資投勞的意愿。媒體環境信息傳播力度對農民參與及支付意愿分別在1%和5%的顯著水平上產生積極影響，系數分別為0.370和0.174。根據樣本數據，對于媒體環境信息傳播力度，在受訪的371位農村居民中，有101位認為“力度較小”、128位認為“力度一般”、142位認為“力度較大”，占總樣本的比例分別為27.22%、34.51%、38.28%，其中愿意參與的分別占72.28%、89.06%、95.77%。通過對新疆農民的訪談了解到，除村委會、黨員干部對環境問題的宣傳，手機、電視也會頻繁推送各類環境信息，可見農民環境治理參與意愿與媒體環境信息傳播力度密切相關。

3.2.3農民知覺行為控制的影響

政策補貼分別在10%和5%的顯著性水平上對農民的參與意愿和支付意愿產生正向激勵的作用，系數分別為0.615和0.428。數據顯示，收到過環境治理政策補貼的272位農村居民中愿意參與和支付的占比分別為90%和78.6%，比沒有收到補貼的分別高出11.3%和21.1%。政府對當地農民提供的政策支持或補貼等財政轉移性支付，直接增加了其參與治理的確定性收益和預期收益，作為理性經濟人的農民對切身利益的關注決定了其參與意愿與支付意愿的積極性，這與理性小農理論的基本思想相吻合。開展鄉村旅游在1%的水平上顯著影響農民出資付費的意愿，回歸系數為0.956。樣本數據表明，開展鄉村旅游村莊的農民支付意愿為89.5%，高于沒有開展的64.7%。可能的解釋為鄉村旅游增加了新疆農民可把握的發展機會與資源，拓寬了增收渠道，并且在一定程度上抵消了其在參與過程中所消耗的時間和精力成本，而整潔優美的人居環境是農村發展鄉村旅游的基礎前提，因此支付意愿更為強烈。政策知曉度對農民參與意愿與支付意愿的影響不顯著，調研了解到新疆農民實際掌握大都為一般性、常識性的政策知識，可能不足以影響其投資投勞的意愿。

3.2.4農民個人屬性、家庭屬性和自然條件特征的影響

控制變量中有較多影響因素通過了顯著性檢驗。社會身份、家庭人均年收入，家庭人口規模均在1%置信水平上顯著，是有效提升農民參與意愿與支付意愿的共同因素，與調研結果相符。一般擁有國家公職人員的家庭對農村人居環境保護的重要性認知更高，在響應國家號召上承擔著先鋒模范作用。而家庭人均年收入越高的農民往往擁有較高的農村社會地位和經濟能力，通常已經滿足馬斯洛需求層次理論中低層級的生存需求和安全需求，開始關注和追求更高層級的農村生活環境質量。人口規模較大的家庭生活垃圾及污水處理的環境衛生需求更大。

農民的性別和年齡均在1%的顯著性水平上提升了農民參與意愿，回歸系數分別為0.645和0.427。樣本數據中，194位男性中有參與意愿的占90.21%，女性中這一比例為83.62%，年齡在50歲及以下、51～60歲、61歲及以上的農民有參與意愿的占比依次為84.77%、92.13%、92.31%，說明男性相比于女性更有意愿選擇參與，年齡越大反而更愿意投入時間和精力參與。可能的原因為：其一，隨年齡增長，新疆農民“落葉歸根”的家園情感更加濃厚；其二，農民大多為50歲以上的中老年人，對傳統生活方式所造成的人居環境污染的認識更加深刻，對環境政策信息也更為關心。農民的受教育程度與參與意愿呈顯著正相關，與支付意愿呈負相關關系。即農民知識水平越高，越有能力將環保意識付諸實際行動；但高素質的農民群體通常擁有更多從事非農產業獲取高收入的外出就業機會，對村莊的認同感和家園依戀情感逐漸淡化，較少愿意花費金錢和精力在村莊事務上，因此支付意愿較低。研究表明，高中及以上學歷的農民有130人，與初中及以下學歷的相比，愿意參與的比例增加了4.6%，愿意支付的比例下降了9.3%。

道路交通便捷度以及村莊距集鎮中心的距離對農民參與意愿及支付意愿的影響不顯著，在實際調研中發現，83.7%的農民認為進城的道路交通比較便利，但考慮到醫療衛生、子女教育、社會保障等問題，有近50%農村居民在城鎮另購住房，同時受新疆特殊氣候影響，夏季農民會舉家搬往農村，冬季則由農村搬往城鎮，道路交通的便利性使得農民經常往返于城鎮與農村，城鎮人居環境也帶有濃厚的鄉村氣息，不易對農民產生沖擊，因此這2個因素并不顯著。

4 結論與啟示

以農村居民的環境意愿為研究對象，利用新疆北疆371份農村居民微觀調研數據，分析了農村人居環境治理過程中對農民參與意愿與支付意愿產生重要影響的因素與作用機理，以計劃行為理論為核心構建理論分析框架，采用雙變量Probit回歸模型分析各個因素對參與意愿與支付意愿發生概率的影響。主要結論有：(1)從意愿參與的程度和方式來看，有參與意愿的農民約為87%，有支付意愿的農民約73%，與積極的投工投勞意愿相比，農民出資付費的意愿較低。(2)環境治理重要性認知、媒體信息傳播力度、政策補貼、社會身份、家庭人均年收入和家庭人口規模是正向影響農民參與意愿與支付意愿的共同因素，但作用程度具有差異性；環境污染認知、政府投入力度對農民支付意愿產生顯著消極影響；開展鄉村旅游村莊的農民更傾向于為環境治理出資付費。(3)性別、年齡、受教育程度與農民參與意愿顯著正相關，值得一提的是農民受教育程度與支付意愿呈顯著負相關。

基于上述結論，該文得出以下政策啟示與建議：

第一，強化環境知識、政策知識宣傳與環保技能普及力度。首先，基層政府、農村社區可在重要的公共場所張貼醒目且通俗的宣傳標語、橫幅等，開展形式多樣的環境主題文化活動，發放宣傳單、環保手冊，加大電視廣播等媒體的宣傳，加強農民對環境知識及政策的了解；其次，發動組織農村基層干部帶領具有一定社會聲譽的村民對優秀示范村進行參觀學習，借助微信公眾號等工具向村民推送現場圖片，激發農民對整潔優美鄉村環境的美好向往，提升“自己事自己辦”的自覺性；最后，組織開展科學的環保技能培訓，定期對農民環保技能進行考核，扎實提升農民環境素養。

第二，建立并靈活運用激勵機制，設定有效的村規民約。以現金補貼、實物獎勵、以積分兌換榮譽或者實物等方式鼓勵農民主動投身村莊環境治理。村莊和家庭可開展環境衛生評比活動樹立典型，通過“看一看”“曬一曬”評選出文明村莊、文明家庭、最美庭院，提升農民的集體責任感和個人榮譽感。為避免出現政府大包大攬，“干部在干，農民在看”的現象，應建立政府投入與農民付費的合理分擔機制，引導農民對公共設施建設和管護適當出資，主動投勞。另一方面加強村規民約的針對性。對于垃圾污水治理、廁所改造、美化庭院等涉及自身和村莊綠化等涉及公共環境保護的內容，與農民簽訂協議，明確責任，并制定相應的處罰措施，落實村規民約，促進農民養成規范意識。

第三，發揮基層干部黨員、鄉賢能人示范引導作用。定期召開黨員干部動員會議，發揮黨員干部貼近群眾的優勢，再分級分層次對村“兩委”、村民代表、戶主進行動員，層層深入提高農民群體積極性；成立黨員宣傳小分隊進行點對點入戶宣傳，進而以點帶面積極引導；基層政府應挖掘本村資源稟賦，結合人文地理、風俗習慣發展鄉村旅游，挖掘新產業、發展新業態，豐富農民生計方式，增加農民收入；政府相關部門加強與高校的聯系與合作，鼓勵大學生進農村實踐、實習，為外出務工的青年或退伍軍人提供返鄉就業創業優惠政策，促進人才回流，利用青年易于接納和理解新事物的特征，發揮新鄉賢在人居環境治理過程中的社會影響力和示范效應，以建立農村環境可持續治理的新模式。