汪紅梅，惠 濤，張 倩

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100)

引 言

農(nóng)村環(huán)境是典型的公共資源,強(qiáng)外部性、地域性與公共產(chǎn)權(quán)屬性決定了其必然伴隨著農(nóng)戶參與不足、政府供給難以“瞄準(zhǔn)”需求的問題。引導(dǎo)農(nóng)戶參與環(huán)境治理,不僅可以提高農(nóng)村公共品的供給水平,還可以扭轉(zhuǎn)農(nóng)村公共品需求偏好難以瞄準(zhǔn)和政府供給的效率損失等問題[1],故越來(lái)越多的學(xué)者將注意力轉(zhuǎn)移到以農(nóng)民為主體的農(nóng)村環(huán)境自主治理模式中來(lái)[2-3]。但現(xiàn)階段,農(nóng)戶對(duì)參與環(huán)境治理的積極性與貢獻(xiàn)度不高[3-4],如何有效促進(jìn)村民參與農(nóng)村公共產(chǎn)品供給成為解決當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村公共產(chǎn)品供給不足和供求失衡的關(guān)鍵所在[5]。理論上看,參與農(nóng)村環(huán)境治理是農(nóng)戶個(gè)體自主選擇實(shí)現(xiàn)集體行動(dòng)的過程。一方面,由于個(gè)體理性與集體理性的沖突,二者不一定能實(shí)現(xiàn)一致性結(jié)果,因此產(chǎn)生行動(dòng)困境[6]。但一定村域內(nèi)農(nóng)戶長(zhǎng)期交往形成的社會(huì)資本將微觀個(gè)體行動(dòng)和集體行動(dòng)結(jié)合在一起,能打破這一困境,提高農(nóng)戶對(duì)環(huán)境治理的參與度[4],對(duì)環(huán)境治理績(jī)效產(chǎn)生積極作用[7-8]。另一方面,處于不同收入水平的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境有著不同的感受和評(píng)價(jià),收入差距在一定程度上影響著集體決策和行動(dòng)效率,進(jìn)一步影響農(nóng)戶參與治理的行動(dòng)響應(yīng)[9]。

然而,現(xiàn)有研究較少?gòu)霓r(nóng)戶層面探究他們參與環(huán)境治理的意愿和方式,而從微觀層面厘清農(nóng)戶參與這類型公共事務(wù)治理的村莊集體行動(dòng)邏輯,重視農(nóng)戶對(duì)環(huán)境治理的參與意愿,因地制宜地選擇農(nóng)村環(huán)境治理農(nóng)戶參與供給方式,積極探索參與環(huán)境治理的合作激勵(lì)機(jī)制,成為有效促進(jìn)農(nóng)村環(huán)境治理的重要途徑[10]。基于此,本文引入農(nóng)戶信任因子和收入變量,同時(shí)考慮農(nóng)戶對(duì)環(huán)境的認(rèn)知差異,考察關(guān)中地區(qū)農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境公共品供給意愿的影響因素,分析村域信任在農(nóng)村環(huán)境治理中的作用機(jī)理,驗(yàn)證農(nóng)戶收入水平和環(huán)境的認(rèn)知差異等因素對(duì)參與環(huán)境治理的影響。

一、理論分析框架

奧斯特羅姆通過大范圍案例分析發(fā)現(xiàn),人們通過長(zhǎng)期社會(huì)交往形成信任、互惠模式及行為規(guī)范等社會(huì)資本對(duì)解決村莊灌溉系統(tǒng)問題和集體行動(dòng)中的“搭便車”問題有重要作用[11]。關(guān)于社會(huì)資本的本質(zhì),福山指出“信任幾乎等同于社會(huì)資本”[12]。帕特南指出,對(duì)于信任水平較低的地方,其地方公共產(chǎn)品供給總量不足是不可避免的[13],而信任水平對(duì)于農(nóng)戶在鄉(xiāng)村公共品提供中的參與方式具有積極作用[14]。從現(xiàn)有的研究結(jié)論看,信任能有效地推動(dòng)農(nóng)戶參與農(nóng)村公共品供給行動(dòng)。國(guó)外的研究證明,信任有助于提高公民對(duì)環(huán)境公共物品的供給[15],Prazan發(fā)現(xiàn)農(nóng)民與國(guó)家行政機(jī)關(guān)之間的信任與互惠有助于歐盟農(nóng)業(yè)環(huán)境計(jì)劃的推廣實(shí)施[16]。國(guó)內(nèi)學(xué)者將信任解構(gòu)為不同維度,分別對(duì)農(nóng)民參與農(nóng)村公共物品供給的影響進(jìn)行了研究。蔡啟華以小型水利設(shè)施為例,得出一般信任能顯著地增強(qiáng)參與供給意愿,特殊信任對(duì)參與方式有積極影響的結(jié)論[17]。何可等以農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用的意愿程度為分析對(duì)象,發(fā)現(xiàn)人際信任和制度信任能顯著促進(jìn)農(nóng)戶的參與方式[18]。張方圓等發(fā)現(xiàn)信任較規(guī)范水平、參與網(wǎng)絡(luò)更有效地增強(qiáng)農(nóng)戶的生態(tài)補(bǔ)償項(xiàng)目的參與意愿。由此可以看出,信任在促進(jìn)農(nóng)戶參與農(nóng)村公共品供給方面發(fā)揮著不可替代的作用。但目前對(duì)于參與農(nóng)村環(huán)境治理的影響研究,還停留在社會(huì)資本、個(gè)體特征和村莊特征對(duì)農(nóng)戶參與供給的影響因素上,更缺少對(duì)個(gè)體參與方式的實(shí)證分析。

然而,在農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展和生活組織方式變化的現(xiàn)實(shí)條件下,農(nóng)戶參與環(huán)境治理不僅受到村域各主體之間信任水平的影響,還受到村域內(nèi)農(nóng)戶之間差距的現(xiàn)實(shí)挑戰(zhàn)[19-20]。農(nóng)戶在總收入增長(zhǎng)誘發(fā)的分層變化增強(qiáng)的趨勢(shì)下,不同收入水平的農(nóng)戶越來(lái)越表現(xiàn)出具有明顯個(gè)體特征的行為偏好和需求偏好,其對(duì)農(nóng)村環(huán)境治理的參與意愿也呈現(xiàn)不同評(píng)價(jià)和感受,由此引起的行為分化趨勢(shì)明顯增強(qiáng),導(dǎo)致不同收入水平的農(nóng)戶參與治理過程的積極性和努力程度有很大的差異[21-22]。

我國(guó)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理中的公眾參與總體上呈現(xiàn)出高度關(guān)注、低度參與的觀望狀態(tài),內(nèi)部動(dòng)力疲軟、外部動(dòng)力不足是主要阻滯原因[4]?？紤]到農(nóng)戶合作參與環(huán)保公共品供給行為選擇既受到社區(qū)信任的影響,又會(huì)受到個(gè)體收入差異的影響,因此綜合考慮二者對(duì)農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿和參與方式的影響,既是本文要解決的問題,也是本文的創(chuàng)新點(diǎn)。

二、模型的構(gòu)建

農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理公共品的供給,可將其分為兩個(gè)決策過程。首先農(nóng)戶有參與供給的意愿,即表現(xiàn)為多大程度的參與意愿;其次在有意愿的基礎(chǔ)上選擇用哪種方式參與,即選擇投入資金還是投入勞動(dòng)。因此只有當(dāng)農(nóng)戶有參與意愿時(shí)才能觀測(cè)到參與的具體方式,對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理公共品供給的研究存在樣本選擇性偏誤。根據(jù)本文存在的樣本選擇偏誤問題,構(gòu)建如下模型[23-24]:

(1)

(2)

基于式(1)、式(2)及其樣本選擇機(jī)制,可建立無(wú)條件概率如下:

Prob[y2i=0|x,z]=1-Φ(βz′)

(3)

Prob[y1i=0,y2i=1|x,z]=Φ2(-αx′,βz′,-ρ)

(4)

Prob[y1i=1,y2i=1|x,z]=Φ2(αx′,βz′,ρ)

護(hù)理禮儀屬于職業(yè)禮儀范疇，是護(hù)理工作者在進(jìn)行醫(yī)療護(hù)理和健康服務(wù)過程中形成的被大家公認(rèn)的和自覺遵守的行為規(guī)范與準(zhǔn)則[1]。隨著醫(yī)學(xué)模式的轉(zhuǎn)變，護(hù)士不僅要掌握專業(yè)知識(shí)和技能，還要具備一定的人文修養(yǎng)[2]，為患者提供更優(yōu)質(zhì)的護(hù)理服務(wù)，避免護(hù)患糾紛的發(fā)生；不僅具備嫻熟的技能和較強(qiáng)的病情觀察能力，還應(yīng)具有良好的職業(yè)禮儀素質(zhì)與溝通能力。護(hù)理禮儀與人際溝通是培養(yǎng)護(hù)理專業(yè)學(xué)生職業(yè)禮儀素質(zhì)和溝通能力的一門人文學(xué)科。為了解護(hù)生對(duì)本課程教學(xué)的滿意度，筆者對(duì)我院2013級(jí)大專護(hù)生進(jìn)行了教學(xué)滿意度調(diào)查，現(xiàn)報(bào)告如下。

(5)

基于式(3)、式(4)、式(5),可構(gòu)建以下對(duì)數(shù)似然函數(shù):

(6)

式(6)中,n1代表y2i=0時(shí)的樣本量;n2代表y2i=1,y1i=0時(shí)的樣本量;n3代表y2i=1,y1i=1時(shí)樣本量。lnL代表對(duì)數(shù)似然值,Φ(·)代表累積標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù),Φ2(·)代表累積二元正態(tài)分布函數(shù),其他符號(hào)含義同式(1)、式(2)。

根據(jù)本文研究目的,自變量與因變量設(shè)定如下:以農(nóng)戶對(duì)環(huán)境治理的參與方式(y1)和參與意愿(y2)為觀測(cè)因變量,將農(nóng)戶信任水平(x1,z1)和家庭人均年收入(x2,z2)作為核心自變量,同時(shí)控制農(nóng)戶的家庭人口(x3,z3)、當(dāng)前是否務(wù)農(nóng)(x4,z4)、年齡(x5,z5)、是否當(dāng)過村干部(x6,z6)、身體健康狀況(x7,z7)、性別(x8,z8)等變量的變化,分析各因素對(duì)因變量的影響效應(yīng)。同時(shí),式(2)作為識(shí)別方程,包含以下3個(gè)識(shí)別變量以區(qū)分對(duì)式(1)的影響效應(yīng):環(huán)境與健康的關(guān)系(x9,z9)、過量使用化肥農(nóng)藥對(duì)環(huán)境影響(x10,z10)和治理水污染的重要性(x11,z11)。以上3個(gè)有關(guān)環(huán)境的認(rèn)知變量能夠?qū)r(nóng)戶參與供給意愿產(chǎn)生直接影響,而對(duì)農(nóng)戶參與方式有間接影響,表現(xiàn)在:首先對(duì)環(huán)境污染的認(rèn)知程度越深,尤其環(huán)境污染對(duì)身體健康危害越清楚,越會(huì)刺激農(nóng)戶參與行動(dòng)以維護(hù)自身利益;其次對(duì)過度使用化肥農(nóng)藥給環(huán)境造成的后果了解越深,越會(huì)采取親環(huán)境行為,并說服周圍的人參與環(huán)保行動(dòng),提高影響別人的行動(dòng)意愿;最后對(duì)治理水污染的重要性認(rèn)識(shí)越深,越有可能會(huì)掌握更多的環(huán)保知識(shí),有利于降低農(nóng)戶采取行動(dòng)的盲目性和參與活動(dòng)的抵觸情緒。綜上所述,將本文前述模型拓展如下:

(7)

(8)

(9)

式(7)、式(8)、式(9)中的α0、β0代表兩個(gè)方程中的截距項(xiàng),其他符號(hào)意義不變。

根據(jù)該模型性質(zhì),采用極大似然估計(jì)法對(duì)模型待估系數(shù)進(jìn)行估計(jì),并利用相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量對(duì)參數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量說明

本文研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年7月對(duì)陜西省關(guān)中地區(qū)12個(gè)村子的實(shí)地調(diào)研。調(diào)研抽樣采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣方式,共抽取了509戶農(nóng)戶，獲得了474份有效問卷。

本文的被解釋變量依照農(nóng)戶參與行為分為兩個(gè),即第一階段的農(nóng)戶是否愿意參與環(huán)境治理,第二階段的農(nóng)戶選擇參與方式。參與意愿用李克特量表來(lái)度量,首先根據(jù)其程度從低到高,依次賦值1、2、3、4、5,分別代表“非常不愿意”“比較不愿意”“一般”“比較愿意”“非常愿意”。其次后期處理中,將取值大于等于3的設(shè)定為“愿意”,且賦值為1;將取值小于3的設(shè)定為“不愿意”,且賦值為0。農(nóng)戶選擇參與的方式有投錢和投勞,其中1代表“投入金錢”,2代表“投入勞動(dòng)”。

控制變量為家庭人口、當(dāng)前是否務(wù)農(nóng)、年齡、是否當(dāng)過村干部、健康狀況、性別,各取值見表1。

識(shí)別變量為環(huán)境與健康關(guān)系、過量使用化肥和農(nóng)藥的影響、治理水污染的重要性,采用李克特五維量表度量,根據(jù)其程度從低到高,依次賦值1、2、3、4、5,各取值含義見表1。

表1 主要變量含義及描述統(tǒng)計(jì)

注:表中“參與方式”的樣本量為399個(gè),其余變量的樣本量均為474個(gè);此表格中呈現(xiàn)的信任為其他6項(xiàng)信任指標(biāo)的平均值,而在計(jì)量模型中采用因子分析的結(jié)果進(jìn)行分析

由表1中數(shù)據(jù)可以看出,農(nóng)戶愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理的比例達(dá)到了85%,其中有32%的人愿意選擇投入金錢,這反映出農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理的積極性比較高。在社會(huì)資本方面,信任得分均值為3.3,說明村域間信任水平較高,農(nóng)村社會(huì)資本存量仍然很高。村中被訪農(nóng)戶基本屬于壯年,家庭勞動(dòng)力較為充裕,且身體健康狀況較好,有20%的人做過村干部。村中務(wù)農(nóng)的比例仍然很高,達(dá)到了85%,說明被調(diào)查村仍然以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主。在環(huán)境認(rèn)知水平方面,農(nóng)戶除了對(duì)治理水污染的重要性得分比較低外,大多對(duì)環(huán)境與健康的關(guān)系、過量使用化肥農(nóng)藥的危害了解比較清楚,說明農(nóng)戶有較高的環(huán)境認(rèn)知水平。

四、模型估計(jì)結(jié)果及解釋

農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理從參與意愿及參與方式兩個(gè)角度著手分析:首先探究信任水平和人均年收入各水平分別對(duì)參與意愿及參與方式的影響效應(yīng);其次引入控制變量,進(jìn)一步分析這一影響效應(yīng)的強(qiáng)弱;隨后將信任和人均年收入分別解構(gòu)為不同層次,剖析不同維度對(duì)參與意愿和參與方式的影響;最后探究信任和人均年收入是否存在交互性影響*考慮到信任和收入各維度之間可能存在的多重共線性，且各維度的交互效應(yīng)不顯著，同時(shí)對(duì)本文的分析結(jié)論意義不大，故只考慮信任與收入水平的交互影響。。

本文的實(shí)證研究結(jié)果如下:由表2～表4可知,除模型(1)的Waldχ2檢驗(yàn)沒有通過顯著性外,其他模型都通過了顯著性檢驗(yàn)。其中模型(2)、(4)、(5)、(8)在5%水平上顯著,模型(3)、(6)、(7)在10%水平上顯著,這說明7個(gè)模型整體擬合效果較好。對(duì)相關(guān)系數(shù)ρ進(jìn)行的似然比檢驗(yàn)結(jié)果說明,8個(gè)模型都通過了5%或10%顯著性水平檢驗(yàn),即都拒絕ρ=0的原假設(shè),表明樣本選擇性偏誤是確實(shí)存在的,且8個(gè)模型都適合進(jìn)行現(xiàn)有模型的數(shù)據(jù)分析。以下將從4個(gè)維度剖析村域環(huán)境治理公共品的供給參與影響機(jī)理。

(一)信任變量

表2中模型(2)和表4中模型(8)的回歸結(jié)果顯示,信任對(duì)農(nóng)戶參與村域環(huán)境治理意愿有顯著的積極影響,在模型(2)中對(duì)村域環(huán)境治理的參與方式有顯著的負(fù)向影響。這表明信任程度越高,農(nóng)戶越愿意參與環(huán)境治理,同時(shí)農(nóng)戶越會(huì)選擇為環(huán)境治理投入勞動(dòng)這種參與方式?？赡艿慕忉屖?一方面,高信任水平是合作的基礎(chǔ),是維持一致行動(dòng)的前提[25]。農(nóng)村環(huán)境保護(hù)作為一種公共品,會(huì)存在搭便車的行為。缺乏信任的農(nóng)民通過模仿搭便車的行為最終使合作難以為繼。而信任使雙方都產(chǎn)生一個(gè)合理的預(yù)期,信任水平越高,越能夠形成共識(shí),從而達(dá)成互惠合作。另一方面,信任也會(huì)以內(nèi)化互惠規(guī)則的方式,發(fā)揮社會(huì)黏合劑的作用，有利于使農(nóng)戶群體形成更廣泛的團(tuán)體意識(shí)和集體收益偏好,從而更容易參與集體行動(dòng)[13]。因此以熟人社會(huì)為特征的中國(guó)農(nóng)村,信任對(duì)農(nóng)戶參與環(huán)境治理發(fā)揮著不可忽視的作用,以信任為基礎(chǔ)的非正式制度能夠作為合作激勵(lì)機(jī)制促進(jìn)農(nóng)戶選擇參與行動(dòng)[26],模型(2)的結(jié)果也驗(yàn)證了信任足以發(fā)揮隱性激勵(lì)的作用。針對(duì)學(xué)者強(qiáng)調(diào)社會(huì)資本的積累有助于促進(jìn)農(nóng)戶自主參與環(huán)境治理[27],信任作為一種不斷積累而增值、可以重復(fù)利用的資源,成為了培育社會(huì)資本的關(guān)鍵。故本文認(rèn)為基層政府應(yīng)推進(jìn)村民更廣泛地參與社會(huì)活動(dòng),增進(jìn)相互間的了解和溝通,達(dá)成相互的信任,發(fā)揮信任的隱性激勵(lì)功能,推動(dòng)環(huán)保政策有效實(shí)施。

表2 信任與農(nóng)戶村域環(huán)境治理公共品的參與

注: *、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平，下同

將信任解構(gòu)為宏觀信任和微觀信任來(lái)進(jìn)一步剖析信任維度對(duì)參與供給的影響。表2中模型(3)顯示微觀信任只有對(duì)農(nóng)戶的村域環(huán)境治理參與意愿有顯著的積極影響,而宏觀信任對(duì)參與意愿和參與方式都沒有顯著影響。微觀信任水平越高,參與環(huán)境治理的意愿也越高。高度的微觀信任,嵌入社會(huì)結(jié)構(gòu)之中,來(lái)源于行動(dòng)者的人際互動(dòng)和互惠,表現(xiàn)為村民之間緊密的聯(lián)系。往來(lái)頻繁,有較為頻繁的合作,達(dá)成一致意愿采取共同行動(dòng)的概率會(huì)越高。一方面,由于農(nóng)戶獲取信息渠道較為狹窄,獲取的信息難免較為片面,而與村民之間的交流有利于獲取更多有效信息并作出最優(yōu)決策。另一方面,在信任的作用下,鄰舍參與環(huán)境治理的意愿,也會(huì)輻射并帶動(dòng)周圍的人參與進(jìn)來(lái),實(shí)現(xiàn)集體理性決策。因此,在美好環(huán)境的共同訴求下,微觀信任有助于促進(jìn)農(nóng)戶就環(huán)境公共品供給達(dá)成一致選擇,對(duì)參與意愿產(chǎn)生積極的影響。

(二)收入變量

表3中模型(4)和模型(5)的實(shí)證結(jié)果表明,家庭人均年收入對(duì)參與方式有顯著的積極影響,而對(duì)參與意愿沒有顯著影響。這表明家庭人均年收入越高,越傾向于以投資的形式參與環(huán)境治理;而收入越低,越傾向于以投勞的方式參與環(huán)境治理。收入在農(nóng)村中不僅代表著個(gè)人和家庭的社會(huì)地位,使其有一定的組織動(dòng)員能力,更代表著個(gè)人的支出承受力,使其有能力為環(huán)境治理支出費(fèi)用。

表3 人均年收入與農(nóng)戶村域環(huán)境治理公共品的參與

將收入解構(gòu)為農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入來(lái)進(jìn)一步剖析收入維度對(duì)參與供給的影響。表3中模型(6)的實(shí)證結(jié)果顯示,農(nóng)業(yè)收入對(duì)參與意愿和參與方式都不存在顯著影響。同時(shí)非農(nóng)收入對(duì)參與方式有顯著的積極影響,而對(duì)參與意愿沒有顯著影響。非農(nóng)收入越高,農(nóng)戶越會(huì)選擇以投入資金的方式參與環(huán)境治理,此結(jié)論與收入對(duì)參與方式的解釋一致。一方面,農(nóng)戶的非農(nóng)收入主要來(lái)源于打工收入,打工收入越高,農(nóng)戶的農(nóng)村社會(huì)地位越高,越有動(dòng)員村民的能力,越具備承受環(huán)境治理費(fèi)用的能力。另一方面,由于非農(nóng)收入較高的農(nóng)戶機(jī)會(huì)成本比較大,故會(huì)避免選擇以投勞的方式參與其中,而傾向于會(huì)選擇以投資的方式參與環(huán)境治理。

由表4中模型(7)和(8)可知,信任和收入的交互效應(yīng)均不顯著,說明對(duì)參與意愿和參與方式的影響中,不存在二者的交互作用,即信任和收入之間既不存在替代效應(yīng),也不存在互補(bǔ)效應(yīng)。有研究表明收入可促進(jìn)參與意愿,可能的解釋是:一方面本地區(qū)整體收入水平相對(duì)來(lái)說仍較低,農(nóng)戶仍專注于如何改善自身的經(jīng)濟(jì)狀況,因此無(wú)暇顧及參與環(huán)境治理;另一方面農(nóng)戶間的信任水平雖比較高,但仍停留在生活交往層面上,沒有形成社區(qū)公共意識(shí),需進(jìn)一步引導(dǎo)。

表4 信任與收入水平交互影響效應(yīng)分析

(三)控制變量

由表2～表4可知,農(nóng)戶的個(gè)體特征和家庭特征等控制變量對(duì)參與意愿和參與方式的影響有一定的差異。家庭人口在所有模型中均對(duì)參與意愿有顯著的積極影響,而對(duì)參與方式有顯著的消極影響。家庭人口越多,其參與環(huán)境治理的意愿就越高,越會(huì)選擇以投勞的形式參與。一方面,家庭人口多意味著勞動(dòng)力也多,一家人從農(nóng)村環(huán)境這樣的公共品中獲得的效用也會(huì)越多,故會(huì)對(duì)環(huán)境治理參與意愿也會(huì)越高。另一方面,勞動(dòng)力資本越豐富,投入勞動(dòng)這種方式的機(jī)會(huì)成本會(huì)越低,故越會(huì)減少投入金錢而參與勞動(dòng)。此外,在鄉(xiāng)村環(huán)境中,一家人人丁興旺本身會(huì)被視為更有責(zé)任和義務(wù)參與公共事務(wù),致使農(nóng)戶以投入勞動(dòng)的形式參與環(huán)境治理。年齡在所有模型中對(duì)農(nóng)戶參與意愿均有顯著的消極效應(yīng),而對(duì)參與方式?jīng)]有顯著影響。年齡越大,越不愿意參與環(huán)境治理。隨著年齡的增加可能存在著體能下降等狀況,有心而無(wú)力使其失去參與意愿。同時(shí)參與環(huán)境治理需要了解一定的環(huán)保知識(shí),年齡越大越容易安于現(xiàn)狀,難以適應(yīng)新事物,從而積極性下降導(dǎo)致參與意愿的降低。是否當(dāng)過村干部在模型(2)和模型(3)中對(duì)參與意愿有顯著的消極影響,對(duì)參與方式有顯著的積極影響。可能的解釋是,做過村干部的人自知村域環(huán)境治理中存在的挑戰(zhàn)性,不再繼續(xù)做村干部也就沒有了帶頭參與的壓力,故難有較高的參與積極性。同時(shí),做過村干部的人會(huì)熟知農(nóng)村環(huán)境治理中最緊迫問題在于資金缺口,故在愿意參與的人群中會(huì)選擇投入資金的方式為環(huán)境治理提供最需要的資源。

健康水平在模型(8)中對(duì)參與意愿有顯著消極影響,在模型(5)、(6)和(8)中對(duì)參與方式有顯著的積極影響。農(nóng)戶的健康水平對(duì)參與意愿的影響方向在分別考慮信任和收入的模型中是不同的,而在交互模型中呈現(xiàn)消極影響,說明信任和收入對(duì)參與意愿的交互影響使得總體影響效應(yīng)呈現(xiàn)消極方向。可能的解釋是,身體健康水平越高的農(nóng)戶,一定程度上收入水平也越高,對(duì)居住環(huán)境的決策上有更多的選擇權(quán)。參與環(huán)境治理反而是一項(xiàng)費(fèi)時(shí)費(fèi)力見效慢的事情,因此參與意愿不高。而農(nóng)戶身體越健康,越傾向于以投資的方式參與供給。農(nóng)戶是理性人,行為選擇是基于行動(dòng)的機(jī)會(huì)成本來(lái)決策的。身體健康可能會(huì)有更多的工作選擇和收入來(lái)源,而參與環(huán)境治理意味著更高的機(jī)會(huì)成本,因此會(huì)選擇以投入資金的方式參與供給。性別在模型(2)、(5)和(8)中對(duì)參與意愿顯著,在模型(2)和(8)中對(duì)參與方式有顯著消極影響。男性比女性更傾向于參與環(huán)境治理,且男性會(huì)傾向于選擇投入勞動(dòng)力。一般而言,通過環(huán)境治理獲得優(yōu)美的居住環(huán)境是一項(xiàng)具有很強(qiáng)外溢性效應(yīng)的公共品,男性作為家庭的頂梁柱,會(huì)在行動(dòng)決策時(shí)考慮家庭成員的整體利益,故會(huì)傾向于參與環(huán)境治理并以投入勞動(dòng)力的方式參與供給。

(四)識(shí)別變量

識(shí)別變量中,3個(gè)變量對(duì)參與意愿和參與方式有不同程度的顯著影響。除了模型(8),過度使用化肥農(nóng)藥對(duì)環(huán)境的影響對(duì)參與環(huán)境治理意愿有顯著的積極影響。認(rèn)為濫用化肥農(nóng)藥對(duì)環(huán)境影響越大,越樂意參與環(huán)境治理。這說明農(nóng)戶對(duì)環(huán)境污染有一定程度的科學(xué)認(rèn)知,且認(rèn)知水平與參與意愿呈正相關(guān)。對(duì)環(huán)境與健康的關(guān)系認(rèn)知,在表2中模型(3)和表3中模型(4)、模型(5)、模型(6)中對(duì)環(huán)境治理參與意愿有顯著的積極作用。認(rèn)為環(huán)境與健康的關(guān)系越大,越傾向于參與環(huán)境治理。農(nóng)戶作為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者,諳熟農(nóng)藥化肥有增加產(chǎn)量的作用,同時(shí)對(duì)濫用帶來(lái)的食品安全與身體健康的消極影響也有一定科學(xué)的認(rèn)知。治理污水的重要性在模型(7)和(8)中對(duì)參與意愿有顯著的積極影響。認(rèn)為治理污水越重要,越傾向于參與環(huán)境治理。在一定程度上,科學(xué)的認(rèn)知能夠提高農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿。我國(guó)農(nóng)村生產(chǎn)環(huán)境惡化的主要污染是農(nóng)藥和化肥造成的水土污染[28],這些年政府對(duì)農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展的重視及一系列措施在一定程度上提高了農(nóng)戶的環(huán)保認(rèn)知,同時(shí)農(nóng)戶也能夠通過市場(chǎng)價(jià)格機(jī)制了解到農(nóng)藥化肥對(duì)食品安全的影響,因此環(huán)境認(rèn)知水平越高,越傾向于參與環(huán)境治理。

五、結(jié)論與政策建議

(一)結(jié)論

本文在考慮樣本選擇偏誤的基礎(chǔ)上,實(shí)證分析了信任和收入對(duì)農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿及參與方式的影響。主要研究結(jié)論如下:(1)微觀信任對(duì)農(nóng)戶的環(huán)境治理參與意愿有顯著的積極作用,即微觀信任水平越高,傾向于參與的意愿就越高,但對(duì)參與方式?jīng)]有顯著作用。(2)農(nóng)戶人均年收入對(duì)參與方式有顯著的積極作用,收入越高,越傾向于以投資的方式參與供給。尤其值得強(qiáng)調(diào)的是,非農(nóng)業(yè)收入越高,越傾向于選擇“投入資金”這種參與方式。信任與收入水平對(duì)參與意愿和參與方式的交互影響均不顯著。(3)家庭人口對(duì)參與意愿有顯著的積極影響,而對(duì)參與方式有顯著的消極影響。(4)年齡對(duì)農(nóng)戶參與意愿有顯著的消極影響,而對(duì)參與方式?jīng)]有顯著影響。(5)對(duì)過度使用化肥農(nóng)藥帶來(lái)的影響、環(huán)境與健康之間關(guān)系以及對(duì)治理水污染的重要性的認(rèn)知均對(duì)參與環(huán)境治理意愿有顯著的積極影響。

(二)政策建議

在中國(guó)這樣一個(gè)以熟人為重的差序格局鄉(xiāng)土社會(huì)結(jié)構(gòu)中,村民之間的信任水平和差異程度對(duì)農(nóng)戶個(gè)體行為選擇的影響極為重要,表現(xiàn)為農(nóng)戶不僅是經(jīng)濟(jì)理性人,更是社會(huì)理性人[4]。具體到本文研究中,農(nóng)戶的行為并不是孤立產(chǎn)生和發(fā)揮效應(yīng)的,村民之間的信任、收入水平和對(duì)環(huán)境認(rèn)知作為一種嵌入性資源,必然在農(nóng)戶個(gè)體對(duì)村域公共品供給的參與決策中發(fā)揮著激勵(lì)作用。

基于以上分析,提出如下政策建議。第一,政府在農(nóng)村公共環(huán)境管理制度制定過程中,應(yīng)更多地考慮農(nóng)戶主體的作用。重視以信任為主的社會(huì)資本和以環(huán)境認(rèn)知為主的心理因素嵌入激勵(lì)農(nóng)戶合作行為的功能,多提供支持和引導(dǎo),充分調(diào)動(dòng)資源,營(yíng)造農(nóng)戶自覺參與環(huán)境治理的良好氛圍;第二,繼續(xù)引導(dǎo)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)增收,提高農(nóng)民收入水平。人均收入水平提高所引起的對(duì)環(huán)境質(zhì)量的更高要求會(huì)增加農(nóng)村居民參與環(huán)境治理的內(nèi)在動(dòng)力,進(jìn)一步減少政策阻力,提高政策推行績(jī)效;第三,重視農(nóng)村社區(qū)以信任為代表的社會(huì)資本的培育。在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中采用多種形式,因地制宜激勵(lì)村民參與,如舉辦持續(xù)性的社區(qū)活動(dòng),并且借助自媒體平臺(tái)吸引社會(huì)關(guān)注,增強(qiáng)村民的歸屬感和社區(qū)凝聚力,從而提升農(nóng)戶的信任水平和對(duì)環(huán)境治理的參與意愿及貢獻(xiàn)度。