孫前路

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083；2.西藏農(nóng)牧學(xué)院，西藏 林芝 860000)

2015年，我國糧食生產(chǎn)實(shí)現(xiàn)“十二連增”，且自2013年以來產(chǎn)量一直維持在6億 t以上。然而，在糧食逐年增產(chǎn)的同時(shí)，農(nóng)村人居環(huán)境污染問題日益突出，主要表現(xiàn)在畜禽糞便、農(nóng)藥化肥、生活垃圾、秸稈焚燒及工業(yè)污染等方面[1]，其中生活垃圾與污水成為農(nóng)村人居環(huán)境臟、亂、差的源頭。2017年1月18日國務(wù)院新聞辦公室就改善農(nóng)村人居環(huán)境工作進(jìn)展舉行的發(fā)布會(huì)表明，2016年農(nóng)村生活垃圾處理率僅有60%，農(nóng)村污水治理率也僅為22%，農(nóng)村人居環(huán)境改善效果不盡人意。為了優(yōu)化農(nóng)村人居環(huán)境，十八屆五中全會(huì)將“村容整潔”列為新農(nóng)村建設(shè)的主要內(nèi)容，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出“農(nóng)村人居環(huán)境整治”目標(biāo)，各省(自治區(qū)、直轄市)也針對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境改善制定了專項(xiàng)政策，然而農(nóng)村人居環(huán)境改善的難度仍然較大。一方面，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施不完備導(dǎo)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(shè)施建設(shè)費(fèi)用約1萬元，目前全國有1.6億戶的污水未得到處理，設(shè)施建設(shè)費(fèi)用約1.6萬億元，資金缺口較大。另一方面，農(nóng)村生活和生產(chǎn)垃圾規(guī)模大但較為分散，垃圾收集、轉(zhuǎn)運(yùn)、處理體系尚未形成。農(nóng)村生活垃圾以廚房殘料、生活用品附屬物等為主，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)垃圾以秸稈及牲畜糞便為主，農(nóng)戶對(duì)生活和生產(chǎn)垃圾已經(jīng)司空見慣，垃圾處理意識(shí)較弱，垃圾收集的積極性不高。同時(shí)，農(nóng)村垃圾處理發(fā)展較為滯后，尚未形成類似于城市的垃圾轉(zhuǎn)運(yùn)、處理模式。2018年2月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動(dòng)方案》，將行動(dòng)目標(biāo)設(shè)定為“到2020年，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村人居環(huán)境明顯改善，村莊環(huán)境基本干凈整潔有序”，這為農(nóng)村人居環(huán)境改善提供了良好的機(jī)會(huì)。

農(nóng)村人居環(huán)境整治必須使農(nóng)戶由污染主體轉(zhuǎn)變成整治主體[2]，如何提高農(nóng)戶的參與度成為農(nóng)村人居環(huán)境整治研究的熱點(diǎn)之一。已有研究表明，農(nóng)村環(huán)境屬于公共物品，具有非排他性和非競(jìng)爭(zhēng)性特征，農(nóng)戶在排污中“不合作”，在整治中“搭便車”現(xiàn)象明顯[3-5]。然而實(shí)驗(yàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，公共物品供給參與者的選擇偏好具有異質(zhì)性[6]，這不僅體現(xiàn)在不同農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境供給的差異上，還反映在農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境需求與邊際收益的不對(duì)稱性上[7-8]，這使得農(nóng)戶在農(nóng)村環(huán)境整治參與意愿中表現(xiàn)出從“非常愿意”到“非常不愿意”的階梯差異。在農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境整治實(shí)證分析方面，文化程度、家庭收入、環(huán)境認(rèn)知和基礎(chǔ)設(shè)施等因素受到廣泛關(guān)注。如ZHANG等[9]通過對(duì)我國30個(gè)省份4 638個(gè)家庭的調(diào)查，對(duì)農(nóng)戶垃圾處理意愿進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)40.54%的樣本農(nóng)戶不愿意參與農(nóng)村垃圾整治，其原因在于家庭收入水平低、對(duì)政府不信任等；ZENG等[10]依據(jù)我國518例調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)戶對(duì)垃圾處理的認(rèn)知情況，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶垃圾處理的主要障礙是處理意識(shí)薄弱和處理設(shè)施不足，而年齡、家庭年收入對(duì)農(nóng)戶的垃圾處理支付意愿存在正向影響。閔繼勝等[11]研究發(fā)現(xiàn)設(shè)置固定垃圾點(diǎn)有利于提高農(nóng)戶生活污染治理意愿，而治理污染的機(jī)會(huì)成本越高，農(nóng)戶的積極性也就越低；高電玻[12]利用275個(gè)村莊5 948戶調(diào)查數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶行為角度分析了農(nóng)村生活污染的影響因素，認(rèn)為個(gè)體特征、環(huán)境認(rèn)知、村莊公共設(shè)施及環(huán)保教育對(duì)農(nóng)戶環(huán)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(huán)境認(rèn)知對(duì)農(nóng)村環(huán)境污染整治存在正向影響。

已有文獻(xiàn)從多個(gè)視角對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治參與度進(jìn)行了分析，為筆者提供了較好的借鑒，但至少在以下3個(gè)方面尚需進(jìn)一步探討：其一，理論方面缺乏農(nóng)戶家庭稟賦差異對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治的影響研究，而農(nóng)戶家庭稟賦差異正是農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的異質(zhì)性的體現(xiàn)，忽略該因素不僅會(huì)造成農(nóng)戶參與意愿的偏差，甚至?xí)斐衫碚摲治雠c實(shí)證對(duì)策脫節(jié)；其二，盡管家庭特征視角的研究將家庭稟賦納入農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與框架，但鮮有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)戶家庭稟賦進(jìn)行系統(tǒng)分析，將外出務(wù)工與家庭稟賦結(jié)合起來分析農(nóng)戶參與意愿的研究更為鮮見，而具有城鎮(zhèn)生活經(jīng)歷的農(nóng)戶對(duì)城市污染問題具有感性認(rèn)識(shí)，更容易關(guān)注農(nóng)村環(huán)境污染[14]；其三，已有農(nóng)戶參與環(huán)境污染整治相關(guān)研究的區(qū)域尺度較大，較少關(guān)注少數(shù)民族地區(qū)，而少數(shù)民族地區(qū)在政治、經(jīng)濟(jì)、文化等方面與其他地區(qū)差異明顯，隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進(jìn)，政策制定部門亟需農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的相關(guān)研究結(jié)論作為決策參考。該研究以西藏農(nóng)戶為研究對(duì)象，從家庭稟賦和外出務(wù)工的視角分析農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境參與意愿及影響因素，以期為少數(shù)民族地區(qū)人居環(huán)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(shí)踐理論認(rèn)為人們的實(shí)踐活動(dòng)是“主觀建構(gòu)”和“客觀結(jié)構(gòu)”共同作用的結(jié)果，且在實(shí)踐活動(dòng)中，人們的活動(dòng)受場(chǎng)域、習(xí)慣和資本的交互影響[15]174-178。筆者將農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與視為一種經(jīng)濟(jì)行為，即農(nóng)戶通過村莊環(huán)境整治參與方面投入資本要素，以期獲得由于村莊環(huán)境改善給自己和家庭帶來的愉悅感，在參與村莊環(huán)境改善的同時(shí)也提高了自己在村莊的形象。因而，農(nóng)戶是否參與環(huán)境整治與家庭稟賦聯(lián)系密切。

BOURDIEU等[15]161認(rèn)為，資本是“社會(huì)物理學(xué)的能力”，包括經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本3個(gè)方面。經(jīng)濟(jì)資本是家庭稟賦的基礎(chǔ)，是能夠物化的資本，通過形成人們“理性”的習(xí)慣影響其實(shí)踐活動(dòng)的參與意愿。謝先雄等[16]認(rèn)為，家庭收入和牲畜數(shù)量對(duì)牧民減畜意愿有顯著影響，而承包草場(chǎng)面積抑制牧民減畜意愿；李曉平等[17]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)資本中的家庭收入、耕地面積等因素與農(nóng)戶耕地面源污染受償意愿存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。孫前路等[18]認(rèn)為與區(qū)外相比，西藏農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)模式存在較高的特殊性，但經(jīng)濟(jì)資本對(duì)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為的影響也較為明顯?；诖?，筆者提出假說H1：經(jīng)濟(jì)資本越優(yōu)越，農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的意愿越強(qiáng)烈。

BOURDIEU等[15]116-124認(rèn)為，在一個(gè)交易系統(tǒng)中，資本扮演著一種社會(huì)關(guān)系，而文化資本是包含了可以賦予權(quán)利和地位的積累文化知識(shí)的一種社會(huì)關(guān)系，影響著人們的思維方式和行為決策[19]。在實(shí)證分析中，文化資本對(duì)農(nóng)戶行為意愿的影響基本形成共識(shí)。李曉平等[17]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶文化資本越豐富，參與耕地面源污染的機(jī)會(huì)成本也越高；傅才武等[20]研究表明文化資本的各種形態(tài)對(duì)居民文化消費(fèi)支付意愿均有顯著影響。西藏文化具有較高的特殊性，但農(nóng)戶家庭文化資本存量在家庭經(jīng)濟(jì)生活中的重要性已經(jīng)形成共識(shí)[21]。基于此提出假說H2：文化資本資本越豐富，農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的意愿越強(qiáng)烈。

社會(huì)資本是嵌入個(gè)體的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，是存在于人際關(guān)系和社會(huì)結(jié)構(gòu)中能夠?yàn)閭€(gè)體行為提供便利的生產(chǎn)性資源[22]，在很大程度上反映了農(nóng)戶家庭在當(dāng)?shù)厣鐣?huì)中地位的高低，但其對(duì)農(nóng)戶的參與意愿影響并未取得共識(shí)。如ANDERSON等[23]認(rèn)為社會(huì)資本的增強(qiáng)有助于農(nóng)戶低碳參與意愿的提高；謝先雄等[16]也發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本是影響牧民減畜的關(guān)鍵；而邱黎源等[24]認(rèn)為，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民工家庭城鎮(zhèn)定居意愿的影響并不顯著，且會(huì)稀釋家庭自我地位認(rèn)知的解釋力度。西藏農(nóng)戶社會(huì)資本范圍狹小、結(jié)構(gòu)單一，這對(duì)農(nóng)戶的價(jià)值取向影響很大[25]?；诖颂岢黾僬fH3：社會(huì)資本資本越豐富，農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的意愿越強(qiáng)烈。

隨著鄉(xiāng)城勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移規(guī)模的擴(kuò)大，農(nóng)戶外出務(wù)工已經(jīng)成為常態(tài)化的生計(jì)選擇方式[26]，實(shí)踐上，農(nóng)民外出務(wù)工改變了生活狀態(tài)，減少了農(nóng)業(yè)收入約束。環(huán)境轉(zhuǎn)變使得農(nóng)民工對(duì)城鄉(xiāng)發(fā)展的環(huán)境變化能夠產(chǎn)生對(duì)比性的認(rèn)知感受，進(jìn)而認(rèn)識(shí)到農(nóng)村人居環(huán)境問題；同時(shí)，相對(duì)于農(nóng)業(yè)收入而言，工資性收入成為務(wù)工者的主要收入來源，在農(nóng)業(yè)收入約束減少的同時(shí)也改變了農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)，農(nóng)戶整體收入提高的同時(shí)也對(duì)村莊環(huán)境有了更高的要求。也有學(xué)者認(rèn)為，外出務(wù)工人員進(jìn)城生活意愿的增強(qiáng)會(huì)降低其對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境治理的支付意愿[27]。筆者認(rèn)為，“落葉歸根”思想在我國農(nóng)村根深蒂固，即使務(wù)工者準(zhǔn)備或已經(jīng)在城市長期居住，暫時(shí)性回歸農(nóng)村的情況仍較為常見?；诖颂岢黾僬fH4：外出務(wù)工對(duì)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)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(jì)法除沒有強(qiáng)參數(shù)假設(shè)外，其估計(jì)效果更優(yōu)，同時(shí)對(duì)樣本數(shù)量、協(xié)方差相關(guān)性和矩陣特征等要求更低。鑒于被解釋變量“農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿”為二元變量，為了更好地?cái)M合實(shí)際，采用最大熵估計(jì)法開展研究。設(shè)Y為農(nóng)戶人居環(huán)境整治參與意愿觀測(cè)值矩陣，X為各影響因素觀測(cè)值矩陣，若令表示第i個(gè)樣本愿意參與人居環(huán)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(jù)GGOLAN等[29]的研究，對(duì)自然噪聲eij作如下界定：

(3)

(4)

(5)

通過構(gòu)造拉格朗日函數(shù)，利用最優(yōu)解理論的KKT條件得到唯一最優(yōu)解為

(6)

(7)

為了構(gòu)造GME Logit模型，考慮到傳統(tǒng)Logit模型解釋形式的便利性，將廣義最大熵的對(duì)數(shù)發(fā)生比率比[31]定義為

(8)

各影響因素的平均邊際效應(yīng)(AMEs)計(jì)算公式為

(9)

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

2 數(shù)據(jù)來源與變量描述

2.1 數(shù)據(jù)來源與特征

為了分析少數(shù)民族地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)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(duì)象。2018年7—8月，課題組對(duì)西藏下轄日喀則和那曲兩市的農(nóng)戶開展實(shí)地調(diào)查。日喀則市位于西藏南部，平均海拔3 840 m，農(nóng)業(yè)以青稞、小麥種植和牦牛養(yǎng)殖為主，有“西藏糧倉”的美譽(yù)；那曲市位于西藏北部，平均海拔4 500 m以上，多數(shù)縣以畜牧業(yè)為主，是藏北羌塘草原的主體，調(diào)查區(qū)域具有一定代表性。西藏地廣人稀，農(nóng)戶總體抽樣框難以獲取，在具體樣本區(qū)域選擇上，首先，根據(jù)各下轄鄉(xiāng)(鎮(zhèn))農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)類型和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平確定調(diào)查范圍；然后，以已選預(yù)調(diào)查鄉(xiāng)(鎮(zhèn))為依據(jù)，在農(nóng)牧學(xué)院農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理專業(yè)招募藏族調(diào)查員，并對(duì)調(diào)查員進(jìn)行調(diào)查培訓(xùn)；再次，按照每個(gè)調(diào)查區(qū)域人口分布情況對(duì)調(diào)查員發(fā)放問卷，每名調(diào)查員利用暑假對(duì)調(diào)查區(qū)域進(jìn)行一對(duì)一隨機(jī)抽樣調(diào)查；最后，為了保證數(shù)據(jù)錄入的可回憶性，調(diào)查數(shù)據(jù)錄入也均由調(diào)查員分別完成。調(diào)查共發(fā)放問卷800份，收回有效問卷721份，有效率達(dá)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(jù)研究重心與研究假說確定主要變量：農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿、社會(huì)資本、文化資本、經(jīng)濟(jì)資本以及外出務(wù)工。為了提高調(diào)查量表的信度與效度，量表設(shè)計(jì)主要參考已有相關(guān)研究成果且被證明有效的指標(biāo)，并結(jié)合調(diào)查區(qū)域?qū)嶋H進(jìn)行調(diào)整。

(1)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿，采用農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿自我報(bào)告的方法衡量。具體而言，采用李克特五等選項(xiàng)量表，統(tǒng)計(jì)受訪農(nóng)戶對(duì)調(diào)查問題“您是否愿意參與到農(nóng)村人居環(huán)境整治的活動(dòng)中來？”的回答情況。

(2)家庭稟賦。借鑒BOURDIEU等[15]161對(duì)資本稟賦的研究，將農(nóng)戶家庭稟賦分為經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本3個(gè)方面。借鑒謝先雄等[16]、李曉平等[17]以及孫前路等[32]對(duì)農(nóng)戶家庭資本稟賦相關(guān)變量的選取情況，對(duì)以上3類指標(biāo)測(cè)度如下：經(jīng)濟(jì)資本指標(biāo)包括家庭收入、勞動(dòng)力數(shù)量和耕地(草地)面積；文化資本指標(biāo)為被調(diào)查者的文化程度；社會(huì)資本指標(biāo)包括村干部經(jīng)歷、參加物資交流會(huì)次數(shù)及參加農(nóng)貿(mào)市場(chǎng)次數(shù)。

(3)外出務(wù)工。借鑒姚懿桐等[33]和孫前路等[32]對(duì)勞動(dòng)力外出指標(biāo)的測(cè)量，將勞動(dòng)力外出指標(biāo)設(shè)定為務(wù)工人次、務(wù)工收入。

被解釋變量及解釋變量的問卷題項(xiàng)、含義說明、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。由表2可知，農(nóng)戶參與村莊環(huán)境整治的意愿并不高，愿意參與比例僅為57%，這表明西藏農(nóng)牧區(qū)僅半數(shù)以上居民認(rèn)識(shí)到了農(nóng)村環(huán)境污染問題，西藏農(nóng)牧區(qū)很多居民對(duì)參與村莊環(huán)境整治的積極性不高。在經(jīng)濟(jì)資本方面，農(nóng)戶家庭平均勞動(dòng)力在3人以上，表明西藏農(nóng)牧區(qū)家庭規(guī)模較大，調(diào)查中發(fā)現(xiàn)四世同堂類家庭較多；農(nóng)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(nóng)戶文化程度普遍較低，以文盲和小學(xué)為主。社會(huì)資本方面，農(nóng)戶參與市場(chǎng)的次數(shù)較少，接近一半的農(nóng)戶2017年未參加過物資交流會(huì)，市場(chǎng)銷售的平均次數(shù)僅為1.37次，說明西藏市場(chǎng)氛圍相對(duì)薄弱。外出務(wù)工方面，2017年樣本平均務(wù)工接近2人次，說明務(wù)工也慢慢成為西藏農(nóng)戶提高生計(jì)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(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 2 The questionnaire items，assignments and descriptive statistical results of the explained variables and explanatory variables

調(diào)查中，部分牧民家庭也擁有耕地，部分農(nóng)戶家庭也擁有草地，為了保持指標(biāo)的一致性，在耕地(草地)面積劃分時(shí)按照家庭核心生產(chǎn)資料為主要指標(biāo)，即牧民樣本以草地進(jìn)行劃分，農(nóng)戶樣本以耕地指標(biāo)劃分。+表示對(duì)應(yīng)的解釋變量預(yù)期對(duì)被解釋變量存在正向影響。

2.2.2控制變量

為了更為準(zhǔn)確地分析家庭稟賦與外出務(wù)工對(duì)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的影響，引入被調(diào)查者個(gè)人特征變量、家庭特征變量及地區(qū)虛擬變量作為控制變量。

(1)被調(diào)查者個(gè)人特征變量。被調(diào)查者的性別、年齡及婚姻狀況反映了被調(diào)查者的生活生產(chǎn)交際范圍，交際范圍較為狹窄的農(nóng)戶傾向于對(duì)環(huán)境污染的感知不敏感，更容易接受農(nóng)村環(huán)境現(xiàn)狀，其參與環(huán)境整治的可能性較低；同時(shí)，不同健康狀況的被調(diào)查者勞動(dòng)能力存在差異，而家務(wù)或生活負(fù)擔(dān)重的調(diào)查對(duì)象需要為家庭生活付出更多的時(shí)間與精力，從而減少參與環(huán)境整治的時(shí)間，這可能對(duì)其環(huán)境整治參與意愿存在負(fù)向影響。因此，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，選取性別、年齡、婚姻狀況及健康狀況4個(gè)變量來描述被調(diào)查者的個(gè)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(nóng)戶在村莊內(nèi)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力和社會(huì)地位，對(duì)被調(diào)查者行為意愿有重要影響；在區(qū)域緯度上，家庭位置反映了村莊居民與外界聯(lián)系的頻次與難易程度，區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)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(duì)環(huán)境認(rèn)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(xiàn)，將家庭人口數(shù)和距集鎮(zhèn)距離指標(biāo)作為家庭特征變量。

控制變量的被調(diào)查者個(gè)人特征和家庭特征的問卷題項(xiàng)、含義說明、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3。

表3 控制變量賦值及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)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(jì)結(jié)果及解釋

使用Stata 13.1統(tǒng)計(jì)軟件，基于前文分析方法和樣本數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。首先分析控制變量對(duì)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿的影響效應(yīng)，然后在考慮控制變量的基礎(chǔ)上分析家庭稟賦的影響，最后分析家庭稟賦和外出務(wù)工對(duì)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿的綜合效應(yīng)(表4)。

表4 模型估計(jì)結(jié)果Table 4 The results of model estimations

***、**、*分別表示在1%、5%和10%統(tǒng)計(jì)水平顯著。模型整體檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)結(jié)果：模型1，自由度=6，概率熵=464.4，標(biāo)準(zhǔn)熵=0.929 3，統(tǒng)計(jì)比率熵值=70.7，似然比檢驗(yàn)的P值=0.000 0，偽R2=0.070 7，對(duì)數(shù)似然函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)F值=-2 048.470 2；模型2，自由度=13，概率熵=424.1，標(biāo)準(zhǔn)熵=0.848 5，統(tǒng)計(jì)比率熵值=151.4，似然比檢驗(yàn)的P值=0.000 0，偽R2=0.151 5，對(duì)數(shù)似然函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)F值=-2 007.883 3；模型3，自由度=15，概率熵=410.6，標(biāo)準(zhǔn)熵=0.821 6，統(tǒng)計(jì)比率熵值=178.3，似然比檢驗(yàn)的P值=0.000 0，偽R2=0.178 4，對(duì)數(shù)似然函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)F值=-1 994.312 5。

3個(gè)模型的P值均小于0.01，表明3個(gè)模型均通過整體顯著性性檢驗(yàn)，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(qiáng)的解釋力?；诒?中模型3估計(jì)結(jié)果，從以下3個(gè)角度分析農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿的影響因素。

3.1 家庭稟賦變量

3.1.1經(jīng)濟(jì)資本

表4中模型3的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)戶家庭收入對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治存在顯著的負(fù)向影響，而耕地(草地)面積有顯著正向影響，農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力數(shù)量的影響不顯著。造成這一現(xiàn)象的原因在于西藏農(nóng)戶家庭以傳統(tǒng)農(nóng)牧業(yè)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(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿的影響存在門檻效應(yīng)，較低的收入水平難以對(duì)農(nóng)戶意愿產(chǎn)生顯著影響。另外，由于收入相對(duì)較高的家庭往往以運(yùn)輸、砂石場(chǎng)經(jīng)營為主，經(jīng)營過程中不可避免要破壞道路、增加粉塵，參與人居環(huán)境整治可能意味著要分?jǐn)偢嗟慕?jīng)費(fèi)，因而其參與意愿也較低。同時(shí)，由于西藏自然資源相對(duì)貧瘠，農(nóng)戶財(cái)富積累較為緩慢，農(nóng)牧區(qū)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(cái)富往往占比較高，導(dǎo)致其對(duì)村莊生活環(huán)境的要求較高，故參與意愿較強(qiáng)。研究假說1部分得到印證。

3.1.2文化資本

文化程度對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治影響不顯著，這可能與西藏農(nóng)村居民文化程度嚴(yán)重偏低有關(guān)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，西藏農(nóng)戶學(xué)歷以文盲和小學(xué)，分別占31.21%和53.12%，文化水平差距較小，故該因素未對(duì)農(nóng)戶環(huán)境參與意愿產(chǎn)生顯著影響。研究假說2未得到印證。

3.1.3社會(huì)資本

與預(yù)計(jì)方向相反，參加物資交流會(huì)次數(shù)和參加農(nóng)貿(mào)市場(chǎng)次數(shù)對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿存在顯著負(fù)向影響，說明參加物資交流會(huì)的次數(shù)越多，買賣農(nóng)產(chǎn)品的次數(shù)越多，農(nóng)戶越不愿意參與農(nóng)村人居環(huán)境整治。其原因在于西藏市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后，農(nóng)戶參與市場(chǎng)的次數(shù)普遍不高，而有經(jīng)濟(jì)頭腦的農(nóng)戶雖然家庭貨幣收入較高，但在農(nóng)村人居環(huán)境整治方面有較強(qiáng)的“搭便車”傾向。村干部對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)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(wù)工情況

務(wù)工收入與務(wù)工人次對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)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(yàn)，表明外出務(wù)工有助于農(nóng)戶提高農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿。這是因?yàn)橐环矫鎰?wù)工收入越高、務(wù)工次數(shù)越多的農(nóng)戶務(wù)工時(shí)間越長，長期生活在城鎮(zhèn)導(dǎo)致其對(duì)城鎮(zhèn)生活環(huán)境較為依賴，對(duì)農(nóng)村與城鎮(zhèn)環(huán)境的差距感受也更為明顯；另一方面，務(wù)工收入越高，務(wù)工人次越多，意味著其家庭工資性收入越高，務(wù)工返鄉(xiāng)后對(duì)自己家庭環(huán)境改善的動(dòng)力越強(qiáng)，也更愿意參與到農(nóng)村人居環(huán)境治理中來。假說4得到印證。

3.3 控制變量

3.3.1個(gè)人特征

樣本農(nóng)戶受訪者的健康狀況對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)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(lián)系也相對(duì)緊密，因而對(duì)村莊環(huán)境污染認(rèn)知也較為敏感，參與村莊環(huán)境治理的積極性較高。

3.3.2家庭特征

距集鎮(zhèn)距離對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿存在顯著的正向影響，這與筆者預(yù)期相反。這是因?yàn)槲鞑爻擎?zhèn)發(fā)展較為滯后，城鎮(zhèn)人口數(shù)量少、管轄面積小，城鎮(zhèn)基礎(chǔ)設(shè)施難以和區(qū)外相比，城鎮(zhèn)管理水平也較低，城鎮(zhèn)人居環(huán)境帶有濃厚的鄉(xiāng)村氣息，甚至存在牦牛逛大街現(xiàn)象。離集鎮(zhèn)較近的農(nóng)牧民進(jìn)城鎮(zhèn)的頻次較高，更了解城鎮(zhèn)人居環(huán)境的不足，已經(jīng)形成了思維定勢(shì)，在不了解城鎮(zhèn)人居環(huán)境改善措施的情況下，對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治要求更容易產(chǎn)生抵觸情緒，因而參與的意愿較低。相反，遠(yuǎn)離集鎮(zhèn)的農(nóng)牧民進(jìn)城頻次較低，相對(duì)較好的城鎮(zhèn)人居環(huán)境對(duì)生活在偏遠(yuǎn)農(nóng)牧區(qū)的居民更容易產(chǎn)生沖擊，促使其形成人居環(huán)境改善的愿景，導(dǎo)致其參與農(nóng)村人居環(huán)境整治活動(dòng)的積極性較強(qiáng)。

4 邊際效應(yīng)分析及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

利用前文設(shè)定的邊際效應(yīng)公式，筆者進(jìn)一步分析了家庭稟賦和外出務(wù)工對(duì)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿的邊際效應(yīng)，結(jié)果見表5。

表5 邊際效應(yīng)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(yàn)。

由表5可知，農(nóng)戶家庭收入達(dá)到平均數(shù)(37 343.41 元)時(shí)，參加物資交流會(huì)次數(shù)和參加農(nóng)貿(mào)市場(chǎng)次數(shù)每增加1次，會(huì)使得農(nóng)戶愿意參與農(nóng)村人居環(huán)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(gè)檔次(耕地0.67 hm2，草地33.33 hm2)、家庭成員有擔(dān)任過村干部、務(wù)工收入達(dá)到平均數(shù)(22 287元)和務(wù)工人次每增加1人次，會(huì)使得農(nóng)戶愿意參與農(nóng)村人居環(huán)境的概率分別增加3.6%、10.21%、7.01%及6.05%。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，采用2種方法進(jìn)行檢驗(yàn)。其一，采用二元Logit方法對(duì)模型進(jìn)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(yuǎn)，因而將村莊距縣城距離變量引入模型，發(fā)現(xiàn)影響并不顯著。以距離縣城平均距離(50 km)為分界點(diǎn)，將全樣本分為近郊村樣本和遠(yuǎn)郊村樣本2個(gè)部分，分別運(yùn)用廣義最大熵Logit模型進(jìn)行模擬，得到模型5(1)和模型5(2)(表6)。對(duì)比表4和表6發(fā)現(xiàn)，模型4、模型5(1)、模型5(2)與模型3相比，結(jié)果較為一致，說明前文中的實(shí)證分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

5 結(jié)論與政策啟示

5.1 結(jié)論

利用西藏自治區(qū)日喀則市和那曲市721戶農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從家庭稟賦和外出務(wù)工的視角分析了農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治的參與意愿。主要研究結(jié)論如下：第一，農(nóng)戶參與村莊環(huán)境整治的積極性并不高，僅占57%，農(nóng)戶環(huán)境污染意識(shí)有待加強(qiáng)；第二，家庭稟賦和外出務(wù)工變量的加入對(duì)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿的解釋力度明顯增強(qiáng)，這意味著提高農(nóng)戶家庭稟賦豐富程度、拓展務(wù)工渠道有助于提高農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境參與的積極性。同時(shí)也發(fā)現(xiàn)，耕地(草地)面積、村干部經(jīng)歷、外出務(wù)工情況等對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)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(huì)次數(shù)與參加農(nóng)貿(mào)市場(chǎng)次數(shù)等因素對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治有顯著的抑制作用。這意味著盡管農(nóng)戶家庭稟賦的增加能夠提高農(nóng)戶村莊環(huán)境整治的參與積極性，但由于農(nóng)戶整體收入水平較低，一些有“經(jīng)濟(jì)頭腦”的農(nóng)戶具有強(qiáng)烈的“搭便車”傾向。第三，農(nóng)戶健康狀況越好的農(nóng)戶越愿意參與到農(nóng)村人居環(huán)境整治中來，而距離集鎮(zhèn)越近的農(nóng)戶參與的積極性越低。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)。

5.2 政策啟示

(1)加強(qiáng)環(huán)境宣傳，增加設(shè)施供給。鑒于農(nóng)戶村莊環(huán)境整治參與意愿不高，加大農(nóng)村環(huán)境宣傳力度尤為重要。在農(nóng)村環(huán)境宣傳中，不僅要宣傳農(nóng)村人居環(huán)境相關(guān)政策，更需要宣傳農(nóng)村人居環(huán)境污染的途徑與危害。在政策宣傳的同時(shí)，要加強(qiáng)農(nóng)村人居環(huán)境認(rèn)知的引導(dǎo)，將農(nóng)戶既是農(nóng)村人居環(huán)境的污染者也是環(huán)境的整治者的理念通過正式宣傳和非正式教育相結(jié)合的形式向農(nóng)戶進(jìn)行傳達(dá)，提高農(nóng)村環(huán)境參與意識(shí)。在環(huán)境整治宣傳的同時(shí)，以鄉(xiāng)(鎮(zhèn))為單位規(guī)劃垃圾收集設(shè)施的數(shù)量及轉(zhuǎn)運(yùn)工作，這將在較少農(nóng)村環(huán)境垃圾污染的同時(shí)，對(duì)農(nóng)戶人居環(huán)境意識(shí)提高也有較好的促進(jìn)作用。

(2)整合農(nóng)牧經(jīng)濟(jì)資源，提高農(nóng)牧收入水平，豐富農(nóng)戶家庭稟賦資源。傳統(tǒng)農(nóng)牧業(yè)和政策補(bǔ)貼是西藏農(nóng)戶收入的主要來源。西藏農(nóng)牧資源類型較多但相對(duì)貧瘠，農(nóng)牧區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為滯后，農(nóng)戶家庭稟賦積累較為緩慢，通過加強(qiáng)農(nóng)牧資源流轉(zhuǎn)能有效提高農(nóng)牧經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力，進(jìn)而為農(nóng)戶家庭稟賦積累創(chuàng)造條件。西藏政策補(bǔ)貼類型較多，但補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)增長幅度較慢，適當(dāng)調(diào)整補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)能夠?qū)r(nóng)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(qū)，政策補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)戶家庭稟賦提高的作用更為明顯。

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

(4)完善村規(guī)民約，規(guī)避“搭便車”傾向。農(nóng)村屬于典型的“熟人社會(huì)”，農(nóng)村公共物品供給除政府供給外，村規(guī)民約往往更為有效。將人居環(huán)境整治相關(guān)內(nèi)容以村民協(xié)商的形式寫進(jìn)村規(guī)民約中，更有利于提高農(nóng)戶的參與約束力。同時(shí)，由于西藏農(nóng)村農(nóng)戶家庭收入水平較低，市場(chǎng)氛圍也不濃厚，一些經(jīng)常參與市場(chǎng)的農(nóng)戶思維較為活躍，在環(huán)境整治參與中也有“搭便車”傾向，因而，以村規(guī)民約的形式強(qiáng)化環(huán)境整治參與認(rèn)知和支付意愿，對(duì)村莊整體環(huán)境改善也有重要意義。

致謝：參與調(diào)查的核心成員為西藏農(nóng)牧學(xué)院2015級(jí)農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理專業(yè)1班的次仁瓊達(dá)、次旦央宗、貢卻拉姆和倉決同學(xué)，2015級(jí)農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理專業(yè)2班的明久次珠、扎多、瓊達(dá)和尼瑪片多同學(xué)，以及2015級(jí)農(nóng)村區(qū)域發(fā)展專業(yè)的普歐珠和西熱群培同學(xué)，他們不僅深入農(nóng)牧區(qū)進(jìn)行了入戶調(diào)查，在數(shù)據(jù)錄入、有效問卷篩選中等工作中也付出了大量時(shí)間，在此表示感謝!