楊紫洪，張 洋，龍昭宇，尹昌斌，2※，張艷清，孟 追

（1.中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081；2.中國(guó)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展研究中心，北京 100081；3.吉林省梅河口市農(nóng)業(yè)農(nóng)村局，梅河口 135000）

0 引言

隨著人民群眾物質(zhì)生活的日益豐富，我國(guó)農(nóng)村人均生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。2017年我國(guó)農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生量約為1.8億t，人均垃圾產(chǎn)生量0.8kg/d，具有產(chǎn)生量大、增長(zhǎng)迅速、來源廣泛且分布分散、區(qū)域差異顯著等特點(diǎn)[1,2]。當(dāng)下我國(guó)農(nóng)村社會(huì)已經(jīng)邁入大眾消費(fèi)社會(huì)的門檻，即大量生產(chǎn)、大量消費(fèi)、大量廢棄的時(shí)代，農(nóng)村生活垃圾處置問題已經(jīng)深刻融入到村民的日常生活[3]，因地制宜，建立長(zhǎng)效化、可持續(xù)性的農(nóng)村生活垃圾治理模式和體制機(jī)制成為當(dāng)務(wù)之急[4]。從現(xiàn)實(shí)情況看，截止2018年底，全國(guó)農(nóng)村生活垃圾得到有效處理的行政村比例已超過80%，且大多數(shù)村莊已經(jīng)建立起“戶集、村收、鎮(zhèn)轉(zhuǎn)運(yùn)、縣處理”的生活垃圾收運(yùn)模式[5]，但在運(yùn)行過程中主要依靠政府行政力量，面臨投入資金缺口大、責(zé)任分工不明確以及治理措施不具體等治理困境[6]。2019年全國(guó)行政村生活垃圾治理共投入資金173.11億元，各地區(qū)農(nóng)村生活垃圾處置主要依靠政府投資[7]，造成各級(jí)政府財(cái)政壓力大的局面，顯然，單純依靠政府解決資金缺口問題是不現(xiàn)實(shí)的。

諸多學(xué)者從農(nóng)村公共產(chǎn)品的角度提出多元主體共同參與農(nóng)村生活垃圾處置[8]，并結(jié)合現(xiàn)實(shí)案例從理論上分析環(huán)境協(xié)同共治模式的可行性與必要性[4,9]，認(rèn)為政府、社會(huì)、村集體和村民個(gè)人等利益相關(guān)主體共同分?jǐn)偔h(huán)境治理成本是解決當(dāng)前生活垃圾處置資金壓力、實(shí)現(xiàn)環(huán)境污染長(zhǎng)效治理的重要途徑[10,11]。村集體作為基層自治單元，往往通過制定村規(guī)民約來解決生活垃圾治理問題；村民既是農(nóng)村生活垃圾的污染者，也是環(huán)境治理過程中的直接受益者，從現(xiàn)實(shí)情況看，即使近些年“財(cái)政撥一點(diǎn)，集體出一點(diǎn)，農(nóng)民籌一點(diǎn)”的農(nóng)村生活垃圾集中處理籌資模式正在被逐步推廣[12]，但仍然只有極少數(shù)村莊鼓勵(lì)村民為生活垃圾處置出資。因而，進(jìn)一步了解村民出資意愿，激勵(lì)村民積極參與到生活垃圾治理中來具有重要意義。

已有研究從農(nóng)戶行為理論出發(fā)探討了村民參與生活垃圾治理意愿和行為的發(fā)生機(jī)制，認(rèn)為村民參與生活垃圾治理意愿不僅受內(nèi)部因素影響，還受其所處的外部環(huán)境制約[13]。從內(nèi)部因素看，當(dāng)前研究集中于探討農(nóng)戶個(gè)體因素對(duì)村民參與生活垃圾治理的支付意愿和支付水平的影響，認(rèn)為個(gè)體行為態(tài)度[14]、環(huán)境認(rèn)知[15]、制度認(rèn)知[16]對(duì)農(nóng)戶的支付意愿有顯著影響，此外，戶主年齡、外出務(wù)工、年家庭純收入、農(nóng)戶經(jīng)營(yíng)活動(dòng)類型、家庭生活垃圾處理方式和環(huán)保的關(guān)注程度[17]等個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征也是影響村民支付意愿的重要因素；從外部環(huán)境看，生活垃圾治理項(xiàng)目示范[18]、制度與規(guī)則[19]、村域自治環(huán)境[20]、本村人居環(huán)境滿意度[21]等政府行為、環(huán)境水平以及村域范圍內(nèi)的自治制度均會(huì)影響村民為生活垃圾處置付費(fèi)的意愿。村民個(gè)體行為很大程度上是個(gè)體認(rèn)知和制度環(huán)境共同作用的結(jié)果，由于農(nóng)村是非正式制度豐富而正式制度相對(duì)缺失的地區(qū)[22]，已有學(xué)者認(rèn)為非正式制度環(huán)境對(duì)于村民的環(huán)境保護(hù)意愿和行為有促進(jìn)作用[13,23]。從其內(nèi)在機(jī)理看，村規(guī)民約通過其內(nèi)在的價(jià)值引導(dǎo)和約束力，不僅能規(guī)范村民行為，還能激發(fā)村民的“主人翁”意識(shí)，提高建設(shè)村莊的責(zé)任感[24,25]，各部門為發(fā)揮村規(guī)民約在基層治理中的作用，將規(guī)范村規(guī)民約工作作為加強(qiáng)基層社會(huì)治理的重要內(nèi)容。

從當(dāng)前研究看，諸多學(xué)者集中于通過定性研究方法探討村規(guī)民約對(duì)個(gè)體行為的影響，或者將村規(guī)民約作為某一影響因素納入實(shí)證模型，而對(duì)不同類型村規(guī)民約的影響差異及其作用機(jī)制尚不清晰。文章主要解決以下問題：不同類型村規(guī)民約對(duì)村民生活垃圾處置的出資意愿是否會(huì)有影響？村規(guī)民約影響村民出資意愿的內(nèi)在機(jī)理是什么？基于對(duì)現(xiàn)實(shí)中存在的兩種不同類型村規(guī)民約進(jìn)行內(nèi)容分析，從村規(guī)民約促進(jìn)村民為生活垃圾處置出資這一視角，利用調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分析村規(guī)民約作用路徑，以期為推進(jìn)村民積極參與農(nóng)村生活垃圾治理行動(dòng)提供決策參考。

1 理論與研究假設(shè)

村規(guī)民約是村民依據(jù)有關(guān)法律、法規(guī)、政策，結(jié)合本村實(shí)際制定的涉及村風(fēng)民俗、社會(huì)公共道德、公共秩序、治安管理等方面的綜合規(guī)定，是村民進(jìn)行自我管理、自我教育、自我約束的行為規(guī)范[26]。在實(shí)際操作中，村規(guī)民約往往以文本的形式表現(xiàn)為村集體對(duì)村民個(gè)體的行為要求和規(guī)范，其涵蓋范圍大、涉及面廣，主要包含農(nóng)村基層組織、鄉(xiāng)村社會(huì)管理、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、生態(tài)環(huán)境保護(hù)、鄉(xiāng)風(fēng)習(xí)俗與社會(huì)治安等囊括農(nóng)村生活的各個(gè)方面內(nèi)容[27]。從村規(guī)民約的體例結(jié)構(gòu)看，主要有順口溜等固定句式和章節(jié)條款式兩種形式，并且隨著社會(huì)的發(fā)展，村規(guī)民約的內(nèi)容也在不斷地豐富和完善[28]。

將村規(guī)民約作廣義定義：指行政村或自然村針對(duì)本村村民制定通過的系列行為規(guī)范和行為準(zhǔn)則，并且以文本的形式呈現(xiàn)在村民的日常生活中。在對(duì)79個(gè)調(diào)研村莊的村規(guī)民約內(nèi)容整理發(fā)現(xiàn)，根據(jù)村規(guī)民約的內(nèi)容和形式，可分為“引導(dǎo)式”村規(guī)民約和“規(guī)范式”村規(guī)民約兩類，其內(nèi)容和形式及其分布狀況如表1所示。由表1可知，83.54%的村莊以具體規(guī)范條例的形式將生活垃圾處置行為納入到村規(guī)民約中。

表1 調(diào)研村村規(guī)民約形式分布

村規(guī)民約是村內(nèi)公共權(quán)力的外在表現(xiàn)和行使依據(jù)，在管理自治事務(wù)和提供公共服務(wù)、公共產(chǎn)品時(shí)，其效力來源于村民權(quán)利的讓渡[25]，換言之，村規(guī)民約一經(jīng)制定，其內(nèi)容和形式代表著村內(nèi)大多數(shù)村民的行為意愿和行為期望。從現(xiàn)實(shí)情況看，79個(gè)調(diào)研村均將環(huán)境保護(hù)納入村規(guī)民約，但相比“引導(dǎo)式”村規(guī)民約，“規(guī)范式”村規(guī)民約的規(guī)范更為具體，內(nèi)容的可行性和執(zhí)行力更強(qiáng)。已有研究通過實(shí)證分析證實(shí)了不同類型村規(guī)民約在促進(jìn)村民環(huán)境保護(hù)行為方面的作用力大小不同[29]，當(dāng)規(guī)則越具體時(shí)，村規(guī)民約對(duì)提升村民環(huán)境保護(hù)行為的引導(dǎo)作用更強(qiáng)。因此，相比于“引導(dǎo)式”村規(guī)民約，“規(guī)范式”村規(guī)民約促進(jìn)村民為生活垃圾處置付費(fèi)的作用力更大，基于此，提出研究假設(shè)。

H1：“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民生活垃圾處置的出資意愿有顯著正影響。

從村規(guī)民約的作用機(jī)理來看，它通過懲戒監(jiān)督、價(jià)值導(dǎo)向和傳遞內(nèi)化三大機(jī)制對(duì)村民意識(shí)和行為產(chǎn)生影響。一方面，村民通過討論和學(xué)習(xí)將村規(guī)民約的行為規(guī)范內(nèi)化為觀念和意識(shí)[24]，通過條例的學(xué)習(xí)提升自身的環(huán)境認(rèn)知水平；另一方面，村規(guī)民約可以通過獎(jiǎng)懲機(jī)制來約束村民的行為舉止，村民在執(zhí)行條例的同時(shí)加深了對(duì)條例的認(rèn)知。即村民在討論、學(xué)習(xí)、遵守“規(guī)范式”村規(guī)民約的生活垃圾處置行為條例過程中，能夠提升生活垃圾處置必要性認(rèn)知，進(jìn)而更愿意為生活垃圾處置出資?；诖?，提出研究假設(shè)。

H2：“規(guī)范式”村規(guī)民約通過提升村民的生活垃圾處置必要性認(rèn)知，間接提高其出資意愿。

根據(jù)Ostrom Elinor制度分析與發(fā)展框架，制度和規(guī)則在影響個(gè)人行為決策的過程中受到行動(dòng)情景的影響[30]，即村規(guī)民約對(duì)村民認(rèn)知和出資意愿的影響受到本村環(huán)境水平的影響。村民對(duì)本村居住環(huán)境的評(píng)價(jià)可能會(huì)直接影響其參與生活垃圾治理的行為決策[15,31]，當(dāng)村民的滿意度越高，其參與生活垃圾治理的意愿可能就越強(qiáng)，此時(shí)，村內(nèi)的環(huán)境規(guī)制作用力發(fā)揮可能會(huì)更強(qiáng)。即，當(dāng)村民環(huán)境滿意度越高時(shí)，“規(guī)范式”村規(guī)民約發(fā)揮的作用效力越強(qiáng)，進(jìn)而可能提高村民參與生活垃圾處置的積極性。基于此，提出研究假設(shè)：

H3：環(huán)境滿意度可以正向調(diào)節(jié)“規(guī)范式”村規(guī)民約，進(jìn)而促進(jìn)其出資愿意。

圖1 研究框架

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

該文所采用的數(shù)據(jù)來自課題組于2020年9—11月在吉林、甘肅和山東3省開展的“農(nóng)村人居環(huán)境整治及個(gè)人參與情況”的入戶調(diào)查?？紤]到我國(guó)地域廣闊，不同區(qū)域資源稟賦、地形地貌、氣候特征、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、民俗風(fēng)情不盡相同，根據(jù)我國(guó)北方地理分區(qū)特征，從東北平原、華北平原和西北高原山區(qū)各區(qū)選擇具有典型代表性的吉林、甘肅和山東3省。其中，選取吉林省長(zhǎng)白山區(qū)東豐縣、山區(qū)平原過渡帶梅河口市以及平原高原交錯(cuò)區(qū)雙遼市；甘肅省高原山區(qū)清水縣、塬上合水縣和河西走廊民勤縣；選取山東省華北平原腹地淄博市周村區(qū)、壽光市和肥城市作為9個(gè)典型縣（市、區(qū)）作為調(diào)研縣。在確定調(diào)研縣（市、區(qū)）的基礎(chǔ)上，采用分層抽樣與簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法：首先，在各縣（市、區(qū)）隨機(jī)抽取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)；其次，在各鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取3～4個(gè)行政村；最后，在每個(gè)樣本村隨機(jī)抽取6～10位村民（常年在村居?。┻M(jìn)行訪談。調(diào)研一共收集問卷778份，剔除前后不一致和重要數(shù)據(jù)缺失的樣本后，共獲取有效問卷756份，問卷有效率為97.17%，樣本在吉林、甘肅、山東的分布比例為31.48%、35.19%和33.33%。

2.2 變量選取及描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)模型設(shè)定和實(shí)際情況，研究設(shè)定的被解釋變量、核心變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量的賦值及其相關(guān)說明如表2所示。調(diào)查發(fā)現(xiàn)：78%的樣本村民愿意為生活垃圾處置出資；核心解釋變量以“引導(dǎo)式”村規(guī)民約為參照組，當(dāng)村民所在村有“規(guī)范式”村規(guī)民約時(shí)，則x=1，84%的樣本村民所在的村為“規(guī)范式”村規(guī)民約；中介變量用村民生活垃圾處置必要性認(rèn)知來表征村民認(rèn)知，賦值為1～5，其均值為3.91；調(diào)節(jié)變量為村民環(huán)境滿意度，賦值為1～5，樣本均值為4.44；c1～c7為控制變量，包括被調(diào)查者個(gè)人和家庭特征等基本信息。

表2 變量含義、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 模型構(gòu)建

2.3.1 二元Logit模型

檢驗(yàn)“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民的出資意愿是否有促進(jìn)作用。村民對(duì)農(nóng)村生活垃圾處置出資意愿只存在“愿意”和“不愿意”兩種選擇，屬于離散選擇問題，因而采用二元Logit模型進(jìn)行估計(jì)，建立回歸模型為：

式（1）中，P代表村民愿意為生活垃圾處置出資的概率；y代表村民出資意愿，y=1表示村民愿意為生活垃圾處置出資，y=0則相反；xi表示第i個(gè)村民所在的村是否是“規(guī)范式”村規(guī)民約。關(guān)系表達(dá)式可以表示為：

式（2）中，Ci為影響第i個(gè)村民為生活垃圾處置出資意愿的控制變量，α0、β1、β2為待估計(jì)參數(shù)，εi為第i個(gè)村民的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，將式（1）（2）進(jìn)行轉(zhuǎn)換，得到模型表達(dá)式為：

2.3.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

檢驗(yàn)生活垃圾處置必要性認(rèn)知的中介效應(yīng)。通過驗(yàn)證生活垃圾處置必要性認(rèn)知的中介效應(yīng)，可以揭示村規(guī)民約影響村民出資意愿的作用路徑。參考逐步回歸方法[32]，構(gòu)建回歸方程為：

式（4）至（6）中，X為自變量是否是“規(guī)范式”村規(guī)民約，M為中介變量生活垃圾處置必要性認(rèn)知，Y為因變量是否愿意出資，α1、α2、α3為常數(shù)項(xiàng)，ε2、ε3、ε4為回歸殘差項(xiàng)。c為X影響Y的總效應(yīng)，c′為控制了中介變量M后，X對(duì)Y的直接效應(yīng)，ab表示經(jīng)過中介變量M的中介效應(yīng)。

由于Y為二分類變量，式（4）和（6）采用的是Logit模型，式（5）采用的是線性回歸，導(dǎo)致中介變量的系數(shù)因方程（4）和（6）的尺度不同而無法進(jìn)行比較[33]，因而應(yīng)用Karlson、Holm、Breen[34,35]創(chuàng)建的KHB模型測(cè)算總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。首先假設(shè)變量X通過中介變量M對(duì)Y產(chǎn)生影響，Y*為不可觀測(cè)變量。

Y*為不可觀測(cè)的二分類變量，，其中，τ為門檻值，在二元Logit模型中，最終的直接效應(yīng)bF和總效應(yīng)bR為：

式（9）中，σF和σR為式（7）（8）的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤，且σF<σR。因此，Logit模型中的間接效應(yīng)為：

由式（10）可知，間接效應(yīng)由σF和σR兩個(gè)規(guī)模參數(shù)決定，可通過測(cè)算中介變量M對(duì)核心變量X線性回歸的殘差來解決該問題。

式（11）中，a和b為線性回歸系數(shù)。將R代替M帶入式（8），可得：

R和M的區(qū)別僅在于與X相關(guān)，因此式（8）和式（12）在估測(cè)時(shí)沒有區(qū)別，也就是說為式（12）的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤。進(jìn)一步所以：

同樣的，各系數(shù)占比也可推算：

2.3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

借鑒溫忠麟等[36]總結(jié)的顯變量調(diào)節(jié)效應(yīng)分析方法，檢驗(yàn)村民的環(huán)境滿意度是否會(huì)對(duì)“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的路徑起調(diào)節(jié)作用。環(huán)境滿意度為1～5的分類變量，作連續(xù)變量處理，對(duì)含交互變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)方程進(jìn)行層次回歸分析，兩階段方程的具體形式為：

在式（16）（17）中，X為核心自變量，W為調(diào)節(jié)變量，α10、α11、α12、α20、α21、α22、α23為待估計(jì)系數(shù)，εi為殘差項(xiàng)。若式（17）中的R2明顯高于式（16）的R2，或交互項(xiàng)XW的系數(shù)檢驗(yàn)顯著，則證明環(huán)境滿意度這一變量具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 回歸結(jié)果與分析

3.1 村民出資意愿的影響因素分析

在暫不考慮中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的情況下，采用二元Logit模型分析村規(guī)民約與村民出資意愿的關(guān)系，模型回歸結(jié)果如表3所示?！耙?guī)范式”村規(guī)民約在1%的顯著性水平上正向影響村民對(duì)農(nóng)村生活垃圾處置的出資意愿，研究假設(shè)H1得到驗(yàn)證，即相比于引導(dǎo)型村規(guī)民約，“規(guī)范式”村規(guī)民約更能促進(jìn)村民的出資意愿。從村民角度看，當(dāng)村規(guī)民約的規(guī)范不是“引導(dǎo)他們做什么”，而是具體到直接“讓他們?nèi)绾稳プ觥睍r(shí)，村民執(zhí)行規(guī)范的可能性就越大，參與生活垃圾處置的意愿就越強(qiáng)，出資意愿往往就越高。即村規(guī)民約作為一種非正式制度，在一定程度上會(huì)約束或激勵(lì)村民的環(huán)境保護(hù)行為，進(jìn)而激發(fā)村民的環(huán)境支付意愿，并且“規(guī)范式”村規(guī)民約比“引導(dǎo)型”村規(guī)民約的作用力更強(qiáng)，這與唐林和張俊飆的研究結(jié)果相似[37]。就控制變量而言，村民個(gè)體特征對(duì)其是否愿意為生活垃圾處置出資的影響并未通過顯著性檢驗(yàn)，而家庭特征中的家庭總?cè)丝趯?duì)村民的出資意愿在10%的顯著性水平上有正向影響，即當(dāng)家庭總?cè)丝谠蕉鄷r(shí)，村民越愿意為生活垃圾處置出資，這與唐林等[13]的研究結(jié)果相同，可能的原因是：家庭人口越多，產(chǎn)生的垃圾量越大，垃圾得不到及時(shí)處置會(huì)影響其生活環(huán)境，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村生活垃圾處置更具敏感性，他們對(duì)生活垃圾處置具有更高的出資意愿。

表3 “規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的Logit回歸分析

3.2 生活垃圾處置必要性認(rèn)知的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探討“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的內(nèi)在作用機(jī)理，依據(jù)前文模型中判別中介變量的標(biāo)準(zhǔn)程序，檢驗(yàn)“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的過程中，村民的生活垃圾處置必要性認(rèn)知是否具有中介效應(yīng)，回歸結(jié)果如表4所示?；貧w（1）結(jié)果顯示：“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民的生活垃圾處置必要性認(rèn)知有正向影響，且在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)；回歸（2）結(jié)果顯示：“規(guī)范式”村規(guī)民約依然在1%的顯著性水平上正向影響村民的出資意愿，但是系數(shù)從0.894減小到0.855，且生活垃圾處置必要性認(rèn)知的系數(shù)也通過5%的顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)中介變量的判斷標(biāo)準(zhǔn)，在“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿的影響過程中，村民的生活垃圾處置必要性認(rèn)知具有部分中介效應(yīng)，證實(shí)了研究假設(shè)2，即“規(guī)范式”村規(guī)民約通過提升村民生活垃圾處置必要性認(rèn)知，間接地促進(jìn)出資意愿。村民在執(zhí)行村規(guī)民約具體規(guī)范的過程中，加深了自身的環(huán)境認(rèn)知，進(jìn)而更愿意為生活垃圾治理出資，論證了“村規(guī)民約—村民認(rèn)知—親環(huán)境意愿”的作用路徑，與郭利京的研究結(jié)果相似[38]。

表4 生活垃圾處置必要性認(rèn)知的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步明晰中介效應(yīng)的作用力大小以及檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，運(yùn)用KHB模型測(cè)算“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)（表5）。由表5可知：“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿的總效應(yīng)為0.906，且在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，其中直接效應(yīng)為0.855，而通過生活垃圾處置必要性認(rèn)知影響的間接效應(yīng)為0.051，且分別在1%和10%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，其中，直接效應(yīng)的占比更大，其比重為94.37%。從符號(hào)上看，總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正，表明“規(guī)范式”村規(guī)民約通過提升生活垃圾處置必要性認(rèn)知，間接地影響村民出資意愿，其作用方向、顯著性狀況與前文檢驗(yàn)結(jié)果基本相同，表明中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 “規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿影響的效應(yīng)分解

3.3 環(huán)境滿意度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

由理論分析可知，村民人居環(huán)境滿意度可能對(duì)“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的作用路徑起調(diào)節(jié)作用，根據(jù)模型3中調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)路徑，回歸結(jié)果如表6所示：交互項(xiàng)“村規(guī)民約（x）×環(huán)境滿意度（w）”在1%的水平上有顯著的正向影響，且當(dāng)把交互項(xiàng)納入模型中進(jìn)行回歸時(shí)，其R2由不納入交互項(xiàng)模型中的0.124上升到0.136，依據(jù)模型的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，表明環(huán)境滿意度在“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的過程中起正向調(diào)節(jié)作用，驗(yàn)證了研究假設(shè)3。由回歸（3）的結(jié)果可知：環(huán)境滿意度在1%的顯著性水平上對(duì)村民的出資意愿有正影響，即當(dāng)村民對(duì)本村的環(huán)境滿意度越高時(shí)，他們?cè)皆敢鉃樯罾幹酶顿M(fèi)，這與彭文英等研究結(jié)果相似[21]。由回歸（4）的結(jié)果可知：村民的環(huán)境滿意度越高，“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿的作用力越強(qiáng)。從村民的角度分析，如果村內(nèi)的環(huán)境污染得不到有效治理，在生活垃圾處置過程中越容易發(fā)生“搭便車”行為，即使村內(nèi)有村規(guī)民約的約束，其效力更像是“一紙空文”，引導(dǎo)力或約束力便相對(duì)弱化，村民的環(huán)境保護(hù)意愿更低。

表6 環(huán)境滿意度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

為更加直觀地了解環(huán)境滿意度的影響情況及檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒彭文波等關(guān)于滿意度的處理辦法[39]，將高于環(huán)境滿意度均值的樣本作為“高環(huán)境滿意度”子樣本，低于環(huán)境滿意度均值的樣本作為“低環(huán)境滿意度子樣本”，再對(duì)各子樣本分別進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)不同環(huán)境滿意度（w）水平下規(guī)范式村規(guī)民約（x）對(duì)村民出資意愿（y）影響的差異性?；貧w結(jié)果由表7所示。由表7可知：在“低環(huán)境滿意度”和“高環(huán)境滿意度”子樣本中，“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿的影響分別在1%和10%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，且“高環(huán)境滿意度”子樣本中x的系數(shù)大于“低環(huán)境滿意度”子樣本中x的系數(shù)。由此可知：村民的環(huán)境滿意度越高，“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿的促進(jìn)作用越強(qiáng)，進(jìn)一步驗(yàn)證了環(huán)境滿意度正向調(diào)節(jié)“規(guī)范式”村規(guī)民約促進(jìn)村民出資意愿的作用路徑。

表7 不同子樣本中自變量對(duì)因變量的影響

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

基于2020年9—11月吉林、甘肅和山東756戶村民問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用二元Logit回歸模型、中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的方法，分析“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿的影響路徑及其作用機(jī)理，得到如下的研究結(jié)論。

（1）“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民的出資意愿有顯著促進(jìn)作用。相比于“引導(dǎo)式”村規(guī)民約，“規(guī)范式”村規(guī)民約直接告訴村民在生活垃圾處置過程中“應(yīng)該做什么”，其約束力和引導(dǎo)力更強(qiáng)，促進(jìn)村民出資意愿的作用力更顯著。

（2）在“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的過程中，村民生活垃圾處置必要性認(rèn)知具有中介效應(yīng)，其間接作用占比為5.63%。進(jìn)一步驗(yàn)證了“制度—認(rèn)知—行為”的作用路徑，即村規(guī)民約通過提升村民對(duì)生活垃圾處置必要性認(rèn)知，間接地促進(jìn)村民為生活垃圾處置出資。

（3）村民的環(huán)境滿意度正向調(diào)節(jié)村規(guī)民約影響村民出資意愿的作用路徑。較高的人居環(huán)境水平能有效地抑制村民在生活垃圾處置中的“搭便車”行為，村民越愿意遵守村規(guī)民約的行為規(guī)范，即當(dāng)村民的環(huán)境滿意度越高，“規(guī)范式”村規(guī)民約對(duì)村民出資意愿的作用力越強(qiáng)。

4.2 政策啟示

（1）進(jìn)一步完善村規(guī)民約的具體規(guī)范。作為一種非正式制度，村規(guī)民約在農(nóng)村基層自治中具有重要的功能，將類似于“門前三包”“生活垃圾分類投放”“紅黑處罰獎(jiǎng)勵(lì)榜”等具體行為規(guī)范的形式納入村規(guī)民約，有助于提升村民環(huán)境保護(hù)認(rèn)知，進(jìn)而激發(fā)村民的環(huán)境保護(hù)意愿和行為，更好地發(fā)揮村民民約的作用。

（2）利用村規(guī)民約，積極探索農(nóng)村生活垃圾處置成本共同分?jǐn)倷C(jī)制。通過村規(guī)民約積極引導(dǎo)和鼓勵(lì)村民參與生活垃圾處置，有助于提升村民在人居環(huán)境整治過程中的“參與感”和“責(zé)任感”，進(jìn)而調(diào)動(dòng)村民為生活垃圾處置出資的積極性。

（3）完善農(nóng)村生活垃圾治理的長(zhǎng)效運(yùn)行機(jī)制，保證治理效果的持續(xù)性和長(zhǎng)效性。保持較高的人居環(huán)境水平能有效抑制村民在環(huán)境整治過程中的“搭便車”行為，通過明晰各利益相關(guān)主體在農(nóng)村生活垃圾治理中的行為規(guī)范，使各項(xiàng)政策和制度得以落實(shí)，進(jìn)而持續(xù)鞏固農(nóng)村人居環(huán)境整治成效。