村規(guī)民約、鄰里效應與農村人居環(huán)境整治參與
——基于浙江省的農戶調查

謝 巍

（河南財經政法大學 工程管理與房地產學院，河南 鄭州 450002）

農村作為農民生產生活的重要場所，其環(huán)境的好壞直接關系到農民生活質量水平和農業(yè)生產效率。隨著物質生活的改善和消費能力的增加，農村出現了“垃圾圍城”等環(huán)境問題，農村人居環(huán)境面臨嚴峻挑戰(zhàn)。改善農村人居環(huán)境，建設美麗宜居鄉(xiāng)村，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要內容。2018年12月，中央農村工作會議強調“要抓好農村人居環(huán)境整治三年行動，從農村實際出發(fā)，重點做好垃圾污水處理、廁所革命、村容村貌提升”。2021年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)《農村人居環(huán)境整治提升五年行動方案（2021—2025年）》，要求進一步改善農村人居環(huán)境、加快建設生態(tài)宜居美麗鄉(xiāng)村。農戶作為美麗鄉(xiāng)村建設的直接參與者和受益者，是人居環(huán)境整治的核心主體，研究農戶參與人居環(huán)境整治問題，對于推進農村環(huán)境改善、建設美麗農村具有重要的指導意義和啟示。

關于農村人居環(huán)境整治問題，許多學者已經進行了不同角度的探索。從整治效果來看，農村生活垃圾管理服務水平仍然較低，且區(qū)域間存在顯著差異[1]，農村污水處理效果欠佳，資源浪費現象嚴重[2]；從農戶整治參與行為和意愿來看，環(huán)境意識、制度信任、受教育程度、社會規(guī)范和地方依戀等因素對農戶參與具有顯著的正向影響[3-5]。現有研究已經取得了豐富的研究成果，但仍可以從以下兩方面加以拓展：第一，現有研究多關注農村人均環(huán)境整治中的某個方面問題，少有研究從兩個及以上方面來總體考察農村人居環(huán)境整治問題；第二，現有研究多從認知和政策角度來分析農戶參與農村人居環(huán)境整治的行為邏輯，從非正式制度和社會交互的角度來進行探討的還不多見。

基于此，本文運用浙江省農戶調研數據，以生活垃圾分類處理和生活污水處理排放兩種農村人居環(huán)境整治行為為例，將村規(guī)民約和鄰里效應納入同一分析框架，探討農戶參與農村人居環(huán)境整治的行為邏輯，以期為農村環(huán)境治理提供理論依據，為美麗鄉(xiāng)村建設提供政策啟示。

1 理論分析與研究假說

1.1 村規(guī)民約與人居環(huán)境整治參與

自開展農村人居環(huán)境整治行動以來，各地均對農村廁所改造、污水處理、垃圾收運等任務作出詳細部署。政府支持和推動下的農村人居環(huán)境整治實質是通過基礎設施、環(huán)境保護等公共產品的供給，保障并完善農民生產生活空間，改善村莊居住環(huán)境[6]。政府主導的整治模式忽略了農戶參與的重要性，同時存在效率低、成本高的問題[7]。

與正式制度不同的是，非正式制度會對集體行動產生約束作用，這種不基于法理的約束機制會有效降低政策執(zhí)行的成本[8]，也能保證因個體參與集體行動的動機和態(tài)度的不同，促進集體行動內部個體行動的一致性和提高集體行動的有效性[9]。村規(guī)民約作為一種非正式制度，通過價值引導和懲戒監(jiān)督等機制在對農戶行為發(fā)揮著重要作用[10]。村規(guī)民約作為農戶的行為準則，反映的是主流價值觀，包含著社會公眾對農戶行為的期望[11]。在推進農村人居環(huán)境整治的初始，農戶對此并不了解，而村規(guī)民約中的環(huán)境行為規(guī)范，無論是強制性的還是自愿的，對農戶而言是一種社會壓力，會迫使其服從村規(guī)民約、與他人環(huán)境行為保持一致。基于以上分析，提出假說1：村規(guī)民約正向影響農戶參與農村人居環(huán)境整治。

1.2 鄰里效應與人居環(huán)境整治參與

社會互動理論認為，個體決策受到共同社會群體其他成員的行為或特征的影響，而這種影響不是通過市場的價格機制或者非市場的合同機制進行協(xié)調，而是直接通過個體之間的互動來實現的[12-13]，這種他人行為或特征對個體決策的影響被稱為鄰里效應[14]。

本文研究的鄰里效應是指農戶在參與人居環(huán)境整治上受周圍人影響所持有的一種符合自身利益的情感認同或行為預期，體現了更高的一般化信任水平[15]。因為農戶長期生活在同一社區(qū)，他們擁有相似的價值體系和文化特征，并在長期的實踐過程形成了一些特定的行為準則和環(huán)境理念。當人居環(huán)境整治要求周邊農戶參與時，多數農戶缺乏清晰認知，但他們會和周圍人進行信息交換并參照周圍人的行動來決策。因此，當周圍人積極參與人居環(huán)境整治時，農戶也傾向于參與。基于以上分析，提出假說2：鄰里效應正向影響農戶參與國家公園生態(tài)保護。

除此之外，農戶的行為總是處在一定的社會環(huán)境下，受環(huán)境情景的影響[16]。就農戶參與農村人居環(huán)境整治而言，如果村規(guī)民約執(zhí)行松散，周圍人參與人居環(huán)境整治就少，因為農戶選擇偷懶的社會成本非常低，農戶參與人居環(huán)境整治不具有一致性；如果村規(guī)民約執(zhí)行嚴格，農戶參與人居環(huán)境整治就有了外部壓力，周圍人參與的積極性也相應提高，農戶為了保持一致也會選擇服從相應的村規(guī)民約，進而促進其參與人居環(huán)境整治。根據以上分析，提出假說3：村規(guī)民約在鄰里效應對農戶參與人居環(huán)境整治的影響中起正向調節(jié)作用。

2 數據來源、變量選擇和模型構建

2.1 數據來源

本研究基于2020年3—4月浙江省的實地農戶調查數據。以地理位置和區(qū)域經濟差異等為依據，選擇蒼南、平湖、新昌、臨安4個縣市，按照典型抽樣和隨機抽樣相結合的原則展開調查。每個縣（市）根據人均可支配收入指標分層抽取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取3個村，每個村隨機抽取10戶農戶，共收集223個樣本，剔除無效數據后，得到有效樣本215個。調查內容主要包括農戶家庭基本特征信息、對農村人居環(huán)境整治的認知、參與農村人居環(huán)境整治行為等方面。

2.2 變量選擇

2.2.1 因變量

根據上述分析，結合問卷設計，人居環(huán)境改善分別用“是否進行生活垃圾分類處理”和“是否進行生活污水處理排放”兩個指標來衡量，指標衡量標準為李克特量表（1～5分），分別代表“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”。

2.2.2 自變量

本文的第一個核心自變量是村規(guī)民約。考慮到執(zhí)行的有效性，從農戶角度出發(fā)，采用他們對執(zhí)行效果的直接評價來衡量當地的村規(guī)民約狀況，農戶對村規(guī)民約的效果感知，從低到高分別賦值為1～5分。

本文的第二個核心自變量為鄰里效應。參考李濤等[13]的研究選擇“周圍人積極參與人居環(huán)境整治”來表示鄰里效應，通過對此問題的直接評價分別賦值為1～5分。

2.2.3 控制變量

除核心自變量外，參考相關研究[17-19]，農戶個人的人力資本，包括年齡、性別、受教育水平、政治身份，農戶的家庭規(guī)模、收入水平、家庭位置和對生態(tài)環(huán)境的認知等都對其參與人居環(huán)境整治有一定影響。

具體變量定義及統(tǒng)計參見表1。

表1 變量的定義和描述性統(tǒng)計

2.3 模型構建

本文所研究的被解釋變量，兩種人居環(huán)境整治參與行為均為離散排序變量，選用OLS模型并不合適，因此本文采用常見處理有序被解釋變量的ologit（ordered logit）模型。模型設定如下：

式中：i為農戶；Yi為被解釋變量，分別代表是否進行生活垃圾分類處理和是否進行生活污水處理排放；regul、nebour分別為研究中重點關注的村規(guī)民約、鄰里效應的代理變量；X為其他控制變量；εi為隨機誤差項；α1、α2、α3和γ為需要驗證的待估系數。

F(·)為某非線性函數，具體形式為：

式中：Yi*為Yi背后不可觀測的連續(xù)變量；μ1、μ2、…、μJ-1為待估系數（μ1＜μ2＜…＜μJ-1）。

Yi*為潛變量，滿足：

3 實證結果分析

3.1 農戶參與人居環(huán)境整治行為的統(tǒng)計分析

表2顯示了農戶參與兩種人居環(huán)境整治行為的狀況。總體上看，絕大多數農戶都主動參與農村人居環(huán)境整治行動，僅有少數人沒有參與。具體來看，對“生活垃圾分類處理”持同意及以上意見的有160人，占比超過73%，而對“生活污水處理排放”持同樣意見的有132人，占比為61.40%。另一方面，對進行生活污水處理排放持中庸意見的農戶比進行生活垃圾分類處理的農戶多了12%左右，這可能與兩種不同行為的參與難度和參與成本有關。上述的統(tǒng)計結果表明，自推進農村人居環(huán)境整治以來，大量農戶參與了進來，并已取得了一定的政策成效，然而農戶參與農村人居環(huán)境整治的行為機制是什么，還需進一步研究。

表2 農戶參與人居環(huán)境整治狀況

3.2 村規(guī)民約、鄰里效應對農戶參與人居環(huán)境整治的影響

表3匯總了村規(guī)民約和鄰里效應對農戶參與人居環(huán)境整治的影響情況。方程1結果顯示，鄰里效應變量，即周圍人積極參與人居環(huán)境整治對農戶進行生活垃圾分類處理有正向影響，且在10%水平下顯著。同樣地，方程3也表明，鄰里效應對農戶進行生活污水處理排放也具有顯著的正向影響，且通過了1%的顯著性水平檢驗，驗證了假說1。從村規(guī)民約變量來看，方程1和方程3都證明，村規(guī)民約對農戶進行生活垃圾分類處理和進行生活污水處理排放均具有顯著的正向影響，且都在1%水平下顯著，也就是說，農戶對村規(guī)民約評價越高（村規(guī)民約執(zhí)行狀況越好），越容易參與人居環(huán)境整治，驗證了假說2。除此之外，方程2和方程4的模型估計結果表明，鄰里效應和村規(guī)民約的交互項均對農戶參與人居環(huán)境整治產生了顯著的正向影響，且通過了1%顯著性水平檢驗，表明村規(guī)民約提升了鄰里效應對農戶參與人居環(huán)境整治的影響，驗證了假說3。從以上的模型結果可以看出，無論是進行生活垃圾分類處理還是進行生活污水處理排放，村規(guī)民約和鄰里效應都是影響農戶參與這兩種行動的重要因素，同時村規(guī)民約在農戶參與兩類生態(tài)保護行動中發(fā)揮了調節(jié)作用。

3.3 邊際效應

由于ordered logit模型的參數含義不直觀，表3中的結果只能從顯著性和參數符號方面給出有限的信息。因此，通過進一步的計算得出核心解釋變量對進行生活垃圾分類處理和生活污水處理排放的邊際效應。表4列出了相應的模型估計結果。

表3 模型估計結果

表4 模型邊際效應估計結果

以進行生活垃圾分類處理為例，在不考慮調節(jié)效應的情況下，當所有其他控制變量處于均值時，農戶對村規(guī)民約評價每增加一個單位，農戶對“進行生活垃圾分類處理”評價為一般的概率會下降16.3%，評價為同意的概率會下降0.7%，評價為非常同意的概率會增加16.9%。同樣地，鄰里效應每增加一個單位，農戶評價為一般、同意和非常同意的概率分別是下降0.7%、下降0.3%和增加7.3%。說明隨著村規(guī)民約的執(zhí)行和鄰里效應的增強，農戶參與生態(tài)保護的概率會大大提升，而且同等條件下，鄰里效應的影響程度比村規(guī)民約要低。若考慮政策支持調節(jié)效應的影響，不難發(fā)現，鄰里效應每增加一個單位，農戶對參與“生活垃圾分類處理”的評價為一般的概率會下降9.1%（0.091＞0.07），評價為同意的概率也由原來的-0.3%增加到0.8%，評價為非常同意的概率會增加到8.2%。類似地，在生活污水處理排放的行為中也有相同的影響。上述的結果再次表明，村規(guī)民約和鄰里效應對農戶參與人居環(huán)境整治產生了正向的顯著影響，同時村規(guī)民約的存在使得鄰里效應的影響作用增強。

4 結論與政策啟示

4.1 結 論

本文基于浙江省215份農戶調查數據，從村規(guī)民約和鄰里效應兩個角度考察了農戶參與人居環(huán)境整治行為。研究結果表明：① 在農村人居環(huán)境整治中，村規(guī)民約和鄰里效應均發(fā)揮了顯著的正向作用；② 鄰里效應通過農戶與周圍人之間的社會交往相互影響，從而保證了集體行動的一致性，對農戶參與行為有顯著的正向影響；③ 同等條件下，村規(guī)民約作為一種非正式制度，有很強的引導作用，而且能夠有效增強鄰里效應的影響，在他們之間發(fā)揮著正向調節(jié)作用。

4.2 政策啟示

農村人居環(huán)境整治，是建設“美麗鄉(xiāng)村”、實現鄉(xiāng)村振興的重要任務。本文的研究可以提供以下政策啟示：① 重視鄰里效應作為一種社會交往的重要力量，在合作社、村民小組等集體形式上大力宣傳以加強農戶認知和相互交流，并對參與人居環(huán)境整治行動的農戶給予正面反饋以形成良好的社會氛圍。② 強化村規(guī)民約的引導作用。進一步完善村規(guī)民約的內容和形式，重視村規(guī)民約的執(zhí)行，加強不同社區(qū)之間的合作，形成良好的社會監(jiān)督等。③ 加強宣傳，強化認知。加大人居環(huán)境整治參與方式、案例等資訊的曝光，形成良好的保護氛圍；結合農戶需求，給予合理補償，提升農戶參與人居環(huán)境整治的信心。